李萬紅，吳雪蓮，雷家樂

(長江大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，湖北荊州 434023)

可持續(xù)發(fā)展理念認(rèn)為發(fā)展經(jīng)濟不應(yīng)該以破壞人類賴以生存的環(huán)境為代價，人與自然和諧共生永遠(yuǎn)是人類社會存在和發(fā)展的基礎(chǔ)。但在農(nóng)村仍然存在人們不合理行為導(dǎo)致環(huán)境污染嚴(yán)重，如土壤污染、畜禽廢棄物污染、水污染以及固體廢棄物污染等。隨著我國經(jīng)濟的日益發(fā)展和人民群眾環(huán)境保護意識的不斷提高，農(nóng)村環(huán)境治理問題受到了廣泛關(guān)注，公眾也主動參與到環(huán)境治理中來。黨的十八大以來，逐步將“五位一體”調(diào)整為國家發(fā)展戰(zhàn)略總體布局，生態(tài)被確定為我國經(jīng)濟社會發(fā)展總體布局的重要維度[1]。改善農(nóng)村環(huán)境是目前及今后很長一段時間必須著力解決的大事。黨的十九屆四中全會也提出了建設(shè)“人人有責(zé)、人人盡責(zé)、人人享有”的社會治理共同體”[2]。其中收入水平作為區(qū)分農(nóng)戶的重要因素，不同收入水平的農(nóng)戶越來越表現(xiàn)出差異明顯的個體行為偏好及需求偏好[3]，在很大程度上影響農(nóng)戶環(huán)境治理參與意愿，因此，該研究從收入水平入手分析其對農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿的影響具有一定的現(xiàn)實意義。

當(dāng)前，國內(nèi)學(xué)者對環(huán)境治理做了大量研究，主要包含以下3個方面：一是環(huán)境治理意愿影響因素方面，史恒通等[4]基于微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，從社會資本入手分析對農(nóng)戶參與流域生態(tài)治理行為的影響。汪紅梅等[5]認(rèn)為信任和收入是影響農(nóng)戶參與意愿和參與方式的重要因素。魏東等[6]通過實證研究發(fā)現(xiàn)，制度信任對于調(diào)節(jié)行為態(tài)度與參與意愿之間的關(guān)系具有正向作用。唐林等[7]基于制度約束和主體參與的視角，探討外出務(wù)工經(jīng)歷、正式制度和非正式制度對農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿的影響。二是環(huán)境治理主體方面，陳冬梅[8]認(rèn)為政府在生態(tài)環(huán)境治理主體中處于核心地位。王瀟[9]認(rèn)為在環(huán)境治理中應(yīng)明確政府的主導(dǎo)地位、企業(yè)的主體地位及公眾積極參與的地位。完顏君俠[10]認(rèn)為公眾參與社會治理在國家治理現(xiàn)代化進(jìn)程中占據(jù)重要的地位與作用。三是環(huán)境治理路徑方面，張福德[11]研究得出，環(huán)境社會規(guī)范會對環(huán)境行為具有重要影響，是環(huán)境治理的重要路徑。張金閣等[12]通過建立公眾參與環(huán)境治理的整體性分析框架，得出協(xié)作型公眾參與模式是提升參與有效性的重要可行路徑。陳美岐[13]研究了“民生三感”導(dǎo)向下公眾參與生態(tài)環(huán)境治理的實踐路徑，即政府、企業(yè)和公眾三者相互協(xié)調(diào)合作。

綜上所述，雖然國內(nèi)學(xué)者就環(huán)境治理有了一定研究成果，但仍然具有拓展空間：①在已有研究中，側(cè)重收入水平研究環(huán)境治理參與意愿的較少；②大多研究普通社會公眾的環(huán)境治理參與意愿，鮮有將農(nóng)戶作為環(huán)境利益相關(guān)者而對其環(huán)境治理參與意愿給予充分關(guān)注；③研究范圍上，主要探究湖北省農(nóng)戶的環(huán)境治理參與意愿?；诖耍P者以湖北省為例，從收入水平視角出發(fā)，分析農(nóng)戶的環(huán)境治理參與意愿，以期完善現(xiàn)有理論成果，為政府促進(jìn)農(nóng)戶參與環(huán)境治理提供參考建議。

1 概念界定及理論基礎(chǔ)

1.1 概念界定目前，學(xué)術(shù)界對收入水平采用不同的指標(biāo)進(jìn)行衡量。例如，程名望等[14]根據(jù)研究主題，將收入水平劃分為勞動性收入和資產(chǎn)性收入。朱玉春等[3]在分析不同收入水平農(nóng)戶對農(nóng)田水利設(shè)施的需求意愿時，將收入水平界定為農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入。侯玲玲等[15]在研究有關(guān)于不同收入水平的農(nóng)民對極端干旱事件的感知時，用家庭財產(chǎn)的多少衡量農(nóng)戶的收入水平。李聰?shù)萚16]在探討影響農(nóng)戶收入不平等因素時，將收入水平界定為一個綜合指標(biāo)即家庭總收入，即為農(nóng)業(yè)收入、林業(yè)收入、養(yǎng)殖收入、打工收入、非農(nóng)經(jīng)營收入和轉(zhuǎn)移性收入總和。由此可見，學(xué)術(shù)界對于農(nóng)戶收入水平?jīng)]有形成統(tǒng)一的測度指標(biāo)。鑒于此，根據(jù)研究主題，該研究選取農(nóng)業(yè)收入和兼業(yè)收入作為衡量農(nóng)戶收入水平的測度指標(biāo)。并根據(jù)《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》中農(nóng)村居民年收入劃分標(biāo)準(zhǔn)，并結(jié)合樣本農(nóng)戶的平均收入水平[17]，將農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入和兼業(yè)收入分別劃為3個等級，即3萬元及以下為低收入組，>3萬～5萬元劃為中等收入組，5萬元以上劃為高收入組。

1.2 理論基礎(chǔ)農(nóng)村環(huán)境治理是一個復(fù)雜的系統(tǒng)工程，具有公共物品的屬性，在實施過程中容易產(chǎn)生“搭便車”現(xiàn)象。農(nóng)戶作為農(nóng)村環(huán)境利益的直接相關(guān)者和最大決策者，其“搭便車”行為動機更大，最終在實際環(huán)境治理中容易導(dǎo)致治理主體的缺失和治理投入不足的現(xiàn)象發(fā)生。實驗經(jīng)濟學(xué)證據(jù)認(rèn)為，個體參與公共供給的社會偏好具有異質(zhì)性,該異質(zhì)性使得個體通常會表現(xiàn)出具有差異性的公共物品供給意愿水平[18]。同時，隨著農(nóng)村社會結(jié)構(gòu)的不斷變化，農(nóng)戶個體之間差異性逐漸明顯，其中收入差異是當(dāng)前農(nóng)戶分化的直接表現(xiàn)，不同收入水平農(nóng)戶展現(xiàn)出不同的需求偏好,進(jìn)而導(dǎo)致對農(nóng)村環(huán)境治理的參與意愿也不同[19]。

目前，國內(nèi)外不少學(xué)者探討了收入水平對農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿的積極影響。汪紅梅等[5]認(rèn)為農(nóng)戶的人均年收入水平對農(nóng)戶村域環(huán)境治理參與方式有顯著的積極作用。余錦亮等[20]研究收入不平等對公眾環(huán)境偏好的影響，認(rèn)為收入不平等對公眾平均環(huán)保偏好具有顯著的正向影響。Conroy等[21]認(rèn)為收入水平反映農(nóng)戶經(jīng)濟地位，經(jīng)濟狀況較好的農(nóng)戶具有更強的環(huán)境偏好。Brannlund等[22]認(rèn)為，個人收入水平與污染排放之間存在倒“U”型曲線的關(guān)系，即在拐點以后，隨收入水平進(jìn)一步提高，污染排放程度呈現(xiàn)下降趨勢。基于以上研究，該研究預(yù)測湖北省收入水平對于農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿存在顯著的積極作用。就湖北省而言，收入水平對農(nóng)戶環(huán)境治理意愿的影響結(jié)果如何有待進(jìn)一步探究?；诖?，該研究引入兼業(yè)收入和農(nóng)業(yè)收入變量，同時考慮其他變量影響，驗證收入水平對農(nóng)戶環(huán)境治理參與意愿的影響。

2 研究方法與數(shù)據(jù)來源

2.1 研究方法該研究將農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿作為因變量，屬于二元變量。即有意愿取值為“1”，無意愿取值為“0”。基于變量特征，運用二項Logistic模型來解析收入水平對農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿的影響。具體模型如下：

(1)

通過等式變換、移項及轉(zhuǎn)化為線性方程式后，得下式：

(2)

式中，β0為回歸截距，表示農(nóng)戶有意愿參與環(huán)境治理對概率；x1,x2,…,x7是影響農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿的因素；β1,β2,…,β7為相應(yīng)自變量的回歸系數(shù)，用于表示xi對p的貢獻(xiàn)率；μ為隨機干擾項。

2.2 數(shù)據(jù)來源及樣本描述數(shù)據(jù)來源于課題組2021年3月對湖北省多個縣市農(nóng)村開展的實地問卷調(diào)查。發(fā)放問卷500份，其中有效問卷477份，有效問卷率達(dá)95.4%。問卷內(nèi)容包含調(diào)查所在地情況、被調(diào)查者家庭基本情況、農(nóng)戶家庭收益情況、農(nóng)村環(huán)境狀況以及農(nóng)戶自我認(rèn)知情況5個部分。

調(diào)查顯示(表1)，樣本農(nóng)戶以男性為主，占比68.13%，這與我國男性農(nóng)戶比例較大的實際相符。從統(tǒng)計數(shù)據(jù)可以看出受訪者受教育程度普遍較低，主要集中在初中及以下水平，占比76.93%。有超過50%的樣本農(nóng)戶務(wù)農(nóng)年限在15年以上，表明大部分受訪農(nóng)戶具有較長的務(wù)農(nóng)年限。農(nóng)業(yè)收入0～3萬元的樣本農(nóng)戶占比74.42%，農(nóng)業(yè)收入5萬元以上的占比為13.63%，表明絕大部分農(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入仍然處于較低水平。兼業(yè)收入在0～3萬元的樣本農(nóng)戶占比67.71%；5萬元以上的占比18.45%，表明當(dāng)處于高收入水平(5萬元以上)時一部分農(nóng)戶兼業(yè)收入情況相比于農(nóng)業(yè)收入而言有所好轉(zhuǎn)，但是大部分樣本農(nóng)戶的兼業(yè)收入仍然處于低收入水平。

表1 樣本統(tǒng)計特征

2.3 變量設(shè)置

2.3.1被解釋變量。被解釋變量為農(nóng)戶環(huán)境治理參與意愿，即農(nóng)戶對參與農(nóng)村環(huán)境治理，并用實際行動保護公共資源和環(huán)境的意愿，按參與意愿可將農(nóng)戶分為2類，即愿意參與環(huán)境治理的農(nóng)戶和不愿意參與環(huán)境治理的農(nóng)戶。具體問題為“你認(rèn)為在農(nóng)村污染問題應(yīng)該由誰來解決？”回答是農(nóng)民或者主導(dǎo)是農(nóng)民均表示愿意參與環(huán)境治理，且賦值為“1”；反之則不愿意，賦值為“0”。

2.3.2核心自變量。該文主要研究收入水平對農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿的影響，因此將農(nóng)業(yè)收入和兼業(yè)收入作為核心自變量。具體問題為“全年農(nóng)業(yè)收入為多少萬元？”；“兼業(yè)收入多少萬元/年？”。

2.3.3控制變量。借鑒現(xiàn)有研究，從個人層面、家庭層面和社會層面控制了可能影響農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿的因素。將性別、教育程度、務(wù)農(nóng)年限、家庭是否有常住勞動力、是否有專人處理垃圾作為控制變量納入模型分析。其中定義家庭是否有常住勞動力為全年在家從事勞動生產(chǎn)的人。該研究選取的變量和描述性統(tǒng)計具體詳見表2。

表2 變量描述統(tǒng)計

3 實證研究

3.1 統(tǒng)計結(jié)果分析從兼業(yè)收入和農(nóng)業(yè)收入情況看(表3)，隨著收入水平的不斷提高，處于高農(nóng)業(yè)收入的樣本農(nóng)戶占比逐漸減少，高兼業(yè)收入的樣本農(nóng)戶比重逐漸增大，呈現(xiàn)明顯兩級分化。低收入階段(0～3萬元)，低農(nóng)業(yè)收入農(nóng)戶占比74.42%，高于低兼業(yè)收入農(nóng)戶，占比67.71%。當(dāng)收入水平在3萬以上時，隨收入增加兼業(yè)收入農(nóng)戶占比不斷高于農(nóng)業(yè)收入農(nóng)戶占比，且收入越高呈現(xiàn)的差別越明顯。另外，以農(nóng)產(chǎn)品為主要收入來源的農(nóng)戶僅占總體的39.62%，絕大部分樣本農(nóng)戶主要收入來源于其他，表明農(nóng)產(chǎn)品交易不能很好地滿足一部分農(nóng)戶的生活需求，兼業(yè)化開始成為農(nóng)戶生活常態(tài)。另外，從農(nóng)戶兼業(yè)收入整體情況來看，相比于農(nóng)業(yè)收入，收入情況有所改善，但是仍然處于低收入水平?？傮w來說，大部分樣本農(nóng)戶收入水平總體處于低水平階段，因此，如何改善農(nóng)戶收入現(xiàn)狀，提高家庭總收入水平有待進(jìn)一步討論。

表3 農(nóng)戶收入情況占比

3.2 實證結(jié)果分析在排除異常值和錯誤數(shù)據(jù)后，運用Stata16.0軟件對上述模型中所選變量數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，根據(jù)模型結(jié)果來分析各變量對農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿的影響，并由模型結(jié)果中(表4)的卡方檢驗和預(yù)測準(zhǔn)確率等指標(biāo)可知，該研究建立的模型有效。

表4 模型回歸結(jié)果

3.2.1農(nóng)業(yè)收入對農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿的影響。農(nóng)業(yè)收入以0.01的顯著性水平負(fù)向影響農(nóng)戶參與環(huán)境治理的意愿，該變量提高1%，因變量負(fù)向變動1.5%。表示低農(nóng)業(yè)收入農(nóng)戶比高農(nóng)業(yè)收入農(nóng)戶更加愿意參與環(huán)境治理?？赡艿脑蛟谟?，絕大部分低農(nóng)業(yè)收入農(nóng)戶對村莊更具有依賴性，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的目的在于滿足基本生活需要，認(rèn)為參與環(huán)境治理對實現(xiàn)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展具有很大影響，因此他們對環(huán)境治理預(yù)期較高，更加愿意參與環(huán)境治理。

3.2.2兼業(yè)收入對農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿的影響。兼業(yè)收入以0.10的顯著性水平正向影響農(nóng)戶參與環(huán)境治理的意愿，且該變量提高1%，因變量變動0.5%，這與鄭珊等[23]的研究結(jié)論一致?？赡艿慕忉屖?，農(nóng)戶外出打工，其所處的社會環(huán)境、接受到的社會知識以及感受到的社會壓力可以從多方面規(guī)范農(nóng)戶自身行為，提高環(huán)保意識，進(jìn)而增強環(huán)境治理參與意愿。另外，隨著兼業(yè)收入水平的不斷提高，農(nóng)戶基本生活逐漸得到保障，于是開始關(guān)注除生活以外的健康以及環(huán)境問題。

3.2.3控制變量對農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿的影響。性別對農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿具有不顯著負(fù)向影響，且該變量提高1%，因變量負(fù)向變動3.3%，表明女性相比于男性更愿意參與環(huán)境治理，這與褚家佳[24]、高雪等[25]的研究結(jié)論一致?？赡艿脑蛟谟?，一方面，與我國農(nóng)業(yè)從業(yè)人員逐漸由以男性為主向以女性為主轉(zhuǎn)變有關(guān)[25]，大部分男性勞動力發(fā)生就業(yè)轉(zhuǎn)移，留下的女性勞動力居多。另一方面，與男性相比，女性擁有更多參與村集體活動的機會。同時，女性戶主大多承受著來自生產(chǎn)和生活的雙重壓力[26]，因此更加關(guān)心周圍環(huán)境污染對自身及家庭成員的影響，進(jìn)而參與意愿較高。

受教育程度對農(nóng)戶參與意愿影響不顯著，這與汪紅梅等[27]、錢文榮等[28]的研究結(jié)論一致。他們認(rèn)為，不顯著的原因在于農(nóng)戶被聯(lián)系在農(nóng)村社會這個熟人網(wǎng)絡(luò)中，影響參與意愿的重要因素是農(nóng)戶自身與所在地方的社會關(guān)聯(lián)程度,個人特征對參與意愿的影響被削弱[27]。從樣本特征來看，被調(diào)研農(nóng)戶的受教育程度絕大部分集中在初中及以下階段，而初中文化水平不一定會讓農(nóng)戶對有關(guān)環(huán)境治理知識有更深刻的認(rèn)識。另一方面，高素質(zhì)農(nóng)戶大多擁有更多從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的外出務(wù)工機會，導(dǎo)致缺乏日常參與村組織活動和享受公共資源的機會，對本村實際情況不夠了解，同時對村莊的認(rèn)同感和家園依戀情感逐漸淡化，因此導(dǎo)致他們的參與意愿不夠強烈。

務(wù)農(nóng)年限對農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿具有正向影響，且該變量提高1%，因變量變動1.9%?？赡艿慕忉屖?，農(nóng)戶隨著務(wù)農(nóng)年限的增加，積累了豐富的務(wù)農(nóng)經(jīng)驗，能夠更清楚地意識到精準(zhǔn)施量的重要性，因此與傳統(tǒng)粗放式的務(wù)農(nóng)方式相比，農(nóng)戶不再一味地追求產(chǎn)值，毫無限制的增加化學(xué)物品施用量，而是更加愿意采用科學(xué)的生產(chǎn)方式，參與環(huán)境治理。另外，務(wù)農(nóng)時間越長，導(dǎo)致對村莊的歸屬感越強，因此更愿意參與環(huán)境治理。

家庭是否有常住勞動力以0.01的顯著性水平負(fù)向影響農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿，且該變量提高1%，因變量負(fù)向變動42.5%。與林麗梅等[19]的研究結(jié)論一致?？赡艿慕忉屖?，家庭中有常住勞動力即全年在家從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動，一般存在勞動力素質(zhì)水平較低或勞動力就業(yè)質(zhì)量不高等現(xiàn)象，此類家庭一般較重視自身的生活狀況，對農(nóng)村環(huán)境治理的認(rèn)識較差，因此導(dǎo)致環(huán)境治理參與意愿不高。

是否有專人處理垃圾以0.01的顯著性水平正向影響農(nóng)戶參與意愿。且該變量提高1%，因變量正向變動10.7%，這與蔣培[29]、王學(xué)婷等[30]的結(jié)論一致?？赡芙忉屖牵簞e人的行為會對自己產(chǎn)生潛移默化的影響，在心理感知到社會壓力后，立足于農(nóng)村社會的社會結(jié)構(gòu)與社會關(guān)系來建立有效的行動策略，農(nóng)戶會自覺地投入環(huán)境治理中。

4 結(jié)論與啟示

基于湖北省477戶微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，在控制了性別、受教育程度、務(wù)農(nóng)年限、家庭是否有常住勞動力以及是否有專人處理垃圾變量下，研究農(nóng)戶收入水平對環(huán)境治理參與意愿影響，得出以下結(jié)論：農(nóng)業(yè)收入對農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿具有負(fù)向作用，兼業(yè)收入具有顯著正向作用。另外，性別、受教育程度、家庭是否有常住勞動力對農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿具有負(fù)向作用。務(wù)農(nóng)年限、是否專人處理垃圾對農(nóng)戶參與意愿具有正向作用。根據(jù)以上研究結(jié)論并結(jié)合實際情況，得出如下啟示：

(1)擴大就業(yè)，促農(nóng)增收。農(nóng)戶收入的多維性要求加快拓寬農(nóng)戶收入渠道進(jìn)程。一方面，政府要鼓勵農(nóng)戶就地就近就業(yè)增收，落實好財政、金融、用地、人才等扶持政策，形成創(chuàng)新帶創(chuàng)業(yè)、創(chuàng)業(yè)帶就業(yè)、就業(yè)促增收的格局。另一方面，促進(jìn)外出務(wù)工就業(yè)增收，加強農(nóng)民職業(yè)教育和技能培訓(xùn)，提高科技文化素質(zhì)，促進(jìn)農(nóng)民工穩(wěn)崗就業(yè)。

(2)改革傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體。大力推進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化、專業(yè)化、規(guī)?；约笆袌龌?jīng)營，走農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展道路。創(chuàng)新農(nóng)民培育渠道，進(jìn)一步鞏固和完善農(nóng)村義務(wù)教育，培養(yǎng)和造就高素質(zhì)新型農(nóng)民群體。要加強專業(yè)技能培訓(xùn)，健全基層農(nóng)技推廣體系，促進(jìn)科學(xué)技術(shù)在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的推廣運用，促進(jìn)農(nóng)民的全面發(fā)展。

(3)加大宣傳力度，增強環(huán)保意識。積極開展各種生態(tài)環(huán)境保護培訓(xùn)和宣傳活動，提高農(nóng)民生態(tài)環(huán)保意識，充分調(diào)動農(nóng)戶參與積極性。結(jié)合不同地區(qū)具體情況，因地制宜選擇更容易被農(nóng)戶所接受的宣傳方式。