洪富艷,李 珠

一、引言

由于環(huán)境問題具有多因性、跨界性、復雜性和破壞性等特點,解決環(huán)境問題,離開公眾、社會組織等相關方的參與是不可能的,因此,環(huán)境治理需要公眾積極有序參與[1]。2015 年9年,中國正式實施《環(huán)境保護公眾參與辦法》,明確了公眾環(huán)保參與的法律地位;黨的十九大報告進一步強調了“共建、共治、共享”的治理理念,這標志著公眾參與環(huán)境保護已成為我國環(huán)境治理體系的重要組成部分。黨的二十大報告強調“建設人人有責、人人盡責、人人享有的社會治理共同體”,推進公眾參與成為經濟社會全面綠色轉型的關鍵。

但在當前的社區(qū)環(huán)境治理中,公眾參與度低成為社區(qū)環(huán)境治理的難點與痛點[2],體現(xiàn)為原子化和碎片化的個體參與而非制度化和組織化的參與[3]。與一般性的公眾社區(qū)環(huán)境治理“弱參與”相比,低收入群體的社區(qū)環(huán)保參與更是“弱參與中的弱參與”。低收入群體參與不足是普遍性問題[4],一方面體現(xiàn)為低收入群體可行性能力不足,不能參與到社區(qū)公共事務中[5];另一方面體現(xiàn)為低收入群體不愿意參與到社區(qū)環(huán)保等事務中[6]。長遠來看,低收入群體的社區(qū)環(huán)保參與不僅關系到公眾社區(qū)環(huán)保參與的整體水平及社區(qū)治理成效,更關系到低收入群體能否有效融入社區(qū)生活的問題。低收入群體參與社區(qū)環(huán)保一方面能夠提升社區(qū)環(huán)境治理效能;另一方面可以通過社區(qū)環(huán)保參與集聚社會資本,以此獲得社會網(wǎng)絡支持,進而緩解貧困[7][8]。

因此,對我國低收入群體社區(qū)環(huán)保參與現(xiàn)狀和影響因素進行實證分析,無論對構建“共建共享共治”的社區(qū)治理新格局,還是促進經濟社會綠色轉型都具有重要意義。但遺憾的是,針對低收入群體的社區(qū)環(huán)保參與的研究不夠全面、深入,對低收入群體社區(qū)環(huán)保參與水平、參與程度、參與事項類型的分析都缺少全國數(shù)據(jù)的支撐。有鑒于此,本文利用2017年全國“城鄉(xiāng)困難家庭社會政策支持系統(tǒng)”調查數(shù)據(jù),對我國城鄉(xiāng)低收入群體的社區(qū)環(huán)保參與現(xiàn)狀及影響因素進行分析,以期為社區(qū)環(huán)保參與理論和實踐提供有益的學理上的參考和政策依據(jù)。需要說明的是,筆者雖然使用了2017年數(shù)據(jù),但鑒于環(huán)境意識和環(huán)境行為具有一定的穩(wěn)定性,研究結論依然是可靠的。

二、理論基礎與研究假設

公眾參與不足一直是社區(qū)治理和公共政策領域的重要研究議題,學者們對此進行了大量研究,他們分別從制度視角[9]、文化視角和社會資本視角[10]切入,將公眾社區(qū)參與不足歸因于缺少參與的制度保障、缺少參與的公共性公民文化環(huán)境,以及公眾對政府信任的缺失。以上研究提出了我國社區(qū)參與不足的宏觀理論分析視角,直指社區(qū)參與不足的根本性原因。但對于如何激發(fā)公眾社區(qū)參與仍缺乏微觀的分析。因此,本文基于全國城鄉(xiāng)困難家庭的數(shù)據(jù),從微觀視角出發(fā)揭示公眾環(huán)保參與的個體和政策性影響因素,這對于激發(fā)低收入群體積極參與社區(qū)公共事務、促進經濟社會綠色轉型具有重要的現(xiàn)實意義。通過梳理已有文獻,對社區(qū)環(huán)保參與影響因素的分析可歸為資源論、制度論和政策環(huán)境論三種解釋。

(一)資源論

早期研究多從個體的資源稟賦入手,考察個體資源對公共參與的影響。其中影響較大的是社會經濟決定論(SES模型),該理論強調社會經濟地位越高的群體,不僅越注重通過社區(qū)環(huán)保參與特別是政治參與維護既得利益,同時也越在乎社區(qū)安全、環(huán)境保護等公共議題,更愿意通過參與社區(qū)公共事務去解決公共問題[11]。

此后,資源理論(resources theory)逐步成為主流,該理論認為,公共參與是一種能力,只有那些掌握更多時間、金錢、公民技能、社會資本的人,才更有可能通過公共參與來表達自己的利益訴求。相比之下,囿于受教育水平較低和收入?yún)T乏等因素,低收入群體不僅對公共參與的重要性缺乏足夠的認知,同時也不具備參與公共活動所需的各類資源以及參與途徑[12]。

從影響機制來看,個體擁有的公共參與所必備的資源和能力,會通過影響其認知與心理感知作用于參與公共事務的意愿與行為[13]。如經濟壓力會造成各種需求增加和分心進而產生認知負荷[14],使面臨經濟窘境的個體表現(xiàn)出更多的自卑感和抑郁癥狀,對非經濟性活動難以產生興趣。因此,低收入群體的公共參與程度低不僅是因為缺乏必備的資源和能力,也源于心理認知不足[15]。

實證研究方面,Bekkers利用荷蘭的家庭人口調查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),公共參與和家庭收入、教育水平顯著正相關[16]。鄭建君基于10個省、直轄市、自治區(qū)的8506份問卷分析發(fā)現(xiàn),低收入水平選民的政治參與表現(xiàn)明顯弱于中、高收入水平的選民,且政治面貌為中共黨員選民的參與水平也相對較高[12]?；诖?本文提出第一個研究假設。

假設1:個體社會經濟地位對其社區(qū)環(huán)保參與有顯著影響,個體社會經濟地位越高其社區(qū)環(huán)保參與度越高。

(二) 制度論

個人稟賦與資源條件并不能很好地解釋低收入群體公共參與的動態(tài)變化,因為個體受教育水平、家庭收入等資源稟賦很難在短期內改變[17]。因此,近年來,部分學者轉向制度層面,特別是福利制度與政策的實施被視為激發(fā)低收入群體參與公共生活的重要措施。這是因為,一方面福利制度給予低收入群體更多的社會保護,這不僅有助于改善他們的生活狀況,同時也能減輕他們因社會經濟地位低下而產生的自卑(污名化)心理,能夠更積極地參與公共生活,維護自身的社會權益;另一方面,福利制度對低收入群體在教育、醫(yī)療、就業(yè)培訓及收入保障方面的支持與保護,有助于改善他們在個人稟賦與資源條件上的不足,提高他們公共參與的意識和能力[18]。實證研究方面,Marx利用歐洲社會福利的數(shù)據(jù),驗證了社會政策可以有效地增強低收入群體的公共參與水平[13]。基于此,本文提出第二個研究假設。

假設2:個體所獲得的社會福利水平對其社區(qū)環(huán)保參與有顯著影響,個體所獲得的福利水平越高其社區(qū)環(huán)保參與度越高。

(三)政策環(huán)境論

近年來,部分學者開始關注政策環(huán)境對公共參與的影響。不少研究顯示,信息公開——即政策實施各環(huán)節(jié)的政策公開透明,對提升公眾公平感與政府信任度,以及促進公共參與等方面扮演著日益重要的角色[19][20]。政策公開與透明是政策環(huán)境的重要體現(xiàn),能夠被公眾及時感知,增加對政府的信任,是政府善治的表現(xiàn)[21]。政策執(zhí)行過程中,公開透明的制度設計一方面反映在公眾能夠及時準確地了解政策信息,進而判斷政府決策和政策執(zhí)行是否公平公正,并直接影響其對政府的信任,進而對公共參與效能感產生影響[22];另一方面反映在公眾有合法表達異議的渠道方面,此種情況下,公眾更愿意通過參與公共事務實現(xiàn)監(jiān)督問責權的履行[23]。實證研究方面,Krawczyk等人使用利比里亞的4輪調查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn),公開透明的政策環(huán)境更可能激發(fā)公眾參與地方公共事務[17]。基于此,本文提出第三個研究假設。

假設3:政策環(huán)境透明對其社區(qū)環(huán)保參與有顯著影響,即個體能夠感受到的政策越透明越能激發(fā)其社區(qū)環(huán)保參與。

三、數(shù)據(jù)、變量與研究方法

(一) 數(shù)據(jù)來源

本研究使用的數(shù)據(jù)來源于2017年“中國城鄉(xiāng)困難家庭社會政策支持系統(tǒng)建設”基線調查數(shù)據(jù)。該調查采用概率與規(guī)模成比例的抽樣方法(PPS),在29個省、159個區(qū)縣、944個鎮(zhèn)/街,1566個村/居中抽取了3095戶農村樣本和4124戶城市樣本。樣本全部為低收入群體,包含低保戶和低保邊緣戶。問卷調查包含基本的人口和社會經濟信息,還包含有關家庭的詳細信息,以及受訪者社區(qū)環(huán)保參與情況。在清理、刪除不適用或缺失的樣本后,本研究最終納入了7219個低收入家庭樣本。

由于本數(shù)據(jù)所涉及的受訪對象均為低收入群體,既包含低保戶這類絕對低收入群體,也包含低保邊緣戶這類相對低收入群體,低保邊緣戶是家庭收入在低保線與2倍低保線之間的群體中抽取的,所以低保戶和低保邊緣戶在收入和社會地位上也有1～2倍的差距,同時,農村和城市的低收入群體也有一定差距。因此,這為我們分析個體社會經濟地位對低收入群體社區(qū)環(huán)保參與的影響提供了可能。

(二) 變量處理

因變量為社區(qū)環(huán)保參與。數(shù)據(jù)中針對社區(qū)環(huán)保參與題目為“您去年參加過社區(qū)環(huán)保、綠色社區(qū)等活動的創(chuàng)建嗎?”“不參加”“不關心”“參加”分值從1～3表示參加程度逐步加強。我們將其回答做二分變量處理,將“參加”賦值為1,其余賦值為0,并且將“參加社區(qū)環(huán)境保護”和“參加過社區(qū)創(chuàng)建”合并,只要參加過其中一項就認為參加過社區(qū)公共事務。

自變量1為家庭社會經濟地位。本文選取上年度家庭收入、受訪者受教育程度和就業(yè)類型三個變量加以計算得到SES綜合得分作為測量變量。第一步,首先對家庭年收入賦值,將極值去掉,以萬元為單位劃分6類;其次,對受訪者受教育程度賦值,1=小學及以下,2=初中或高中,3=大學及以上;最后對就業(yè)類型賦值,由于農村受訪者多為留守老人,家庭收入主要來源于外出務工的勞動力,因此,我們將受訪者就業(yè)類型替換為家庭主要勞動力的就業(yè)類型,具體按照陸學藝階層劃分方法進行1～10分的職業(yè)階層賦值(1)本文參考陸學藝劃分的中國十大階層對父母職業(yè)賦值,1=城市無業(yè)、失業(yè)與半失業(yè)者,2=農業(yè)勞動者,3=產業(yè)工人,4=商業(yè)服務業(yè)員工,5=個體工商戶,6=辦事人員,7=專業(yè)技術人員,8=私營企業(yè)主,9=經理人員,10=國家與社會管理者,分值越高表示職業(yè)階層越高。。第二步,將賦值后的三個變量轉換成標準分,進行主成分分析獲取每個變量的因子載荷,按照以下公式計算出家庭社會經濟地位得分:SES=(β1*Z職業(yè)地位+β2*Z家庭年收入+β3*Z受教育程度)/εf,其中β1、β2、β3為因子載荷,εf為公因子特征值。本研究的社會經濟地位得分在-1.316～3.919之間,得分越高表示該受訪者的社會經濟地位越高。

自變量2為個體所獲得的社會福利水平。對參與者而言,與利益最相關的政策最有可能對其社區(qū)環(huán)保參與產生影響[24]。由于受訪者全部為低收入群體,而與低收入群體利益最相關、影響最大的就是低保等救助政策。因此,我們選取目前是否享受低保作為自變量。將“是”賦值為1,“其他”賦值為0。

自變量3為政策環(huán)境透明度。同樣根據(jù)利益最相關原則,我們選取與低收入群體利益最相關的低保救助政策是否透明作為社區(qū)政策透明的測量,問卷問題為:“您所在的社區(qū)是否采用了低保公示制度”,我們將該變量做二分變量處理,將回答“是”賦值為1,表示低保政策透明,“否”賦值為0,表示低保政策不透明。

此外,為控制住個體基礎性因素對低收入群體社區(qū)環(huán)保參與的影響,本文控制變量為年齡、性別、婚姻狀況等個體特征(見表1)。

表1 變量處理

(三)研究方法

本文采用多元Logistic回歸模型檢驗低收入群體社會經濟地位、福利水平以及政策透明三個主要因素對其社區(qū)環(huán)保參與的影響。

(1)

公式(1)中P代表的是低收入群體社區(qū)環(huán)保參與行為的概率,xi代表的是影響發(fā)生概率的自變量,αi代表的是自變量對概率的反應系數(shù),α0則表示誤差項,即可能對因變量產生影響的其他因素。

四、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計結果

下頁表2為描述性統(tǒng)計結果。參加社區(qū)綠色環(huán)?；顒臃矫?21.7%的人參加過綠色社區(qū)綠色環(huán)?；顒?且城市參與率高于農村,低收入群體參與社區(qū)綠色創(chuàng)建活動整體水平較低。同時,年齡結構上農村低收入群體年齡普遍高于城市低收入群體,老齡化程度更高,這說明農村低收入群體大多為留守老人,整體參與率低于城市低收入群體。個體經濟社會地位方面,農村得分低于城市,低保政策透明度高的城市好于農村,獲得低保救助的人數(shù)占比也是農村高于城市。健康水平方面,城市低收入群體健康水平高于農村低收入群體。

表2 描述性統(tǒng)計

整體來看,參與社區(qū)綠色環(huán)?；顒拥牡褪杖肴藬?shù)較少,這與我們提出的全民參與社區(qū)綠色環(huán)保理念相差甚遠,且城市參與率高于農村9個百分點,說明城市低收入群體的參與意識高于農村。

(二)低收入群體社區(qū)環(huán)保參與的影響因素分析

本文基于Logistic模型檢驗了低收入群體社區(qū)環(huán)保參與的影響因素,分析結果如隔頁表3所示。社會經濟地位對低收入群體社區(qū)環(huán)保參與有顯著影響。假設1得到驗證,即低收入群體良好的社會經濟地位對其參與行為有著顯著的正向影響?？梢娚鐣洕匚粚Φ褪杖肴后w的社區(qū)環(huán)保參與影響更大,這與Verba提出的資源理論(resources theory)具有高度一致性。

表3 低收入群體社區(qū)環(huán)保參與的影響因素

福利水平對低收入群體社區(qū)環(huán)保參與的影響。假設2未得到驗證,雖然福利水平對低收入群體社區(qū)環(huán)保參與的影響顯著,但卻是負向影響。這很可能是因為低收入群體為了獲得相應的福利,而去參與社區(qū)活動,一旦獲得相應的福利,則不再參與社區(qū)活動。

社區(qū)政策透明對低收入群體社區(qū)環(huán)保參與有顯著影響。假設3也得到了完全驗證,即社區(qū)低保政策透明對低收入群體的社區(qū)環(huán)保參與有著顯著的正向影響。有低保公示的地區(qū),低收入群體社會性社區(qū)環(huán)保參與率提高130.6%。這是由于信息公開與透明是良好政策環(huán)境的重要體現(xiàn),能夠被居民及時感知,增加他們對政府的信任和公平感。政府信任和公平感的增加,能夠激發(fā)其社區(qū)環(huán)保參與[25]。

相較于社會經濟地位,政策透明對低收入群體社區(qū)環(huán)保參與的影響程度更高。政策透明與社會經濟地位雖然都對貧困群體社區(qū)環(huán)保參與有顯著影響,但政策透明的影響更大。以上結論表明,社區(qū)政策透明對低收入群體社區(qū)環(huán)保參與的影響遠大于社會經濟地位對其社區(qū)環(huán)保參與的影響。這表明一定程度上外部政策環(huán)境對低收入群體社區(qū)環(huán)保參與起著更為關鍵的作用,所以積極改善外部政策環(huán)境,實施陽光低保等制度是必要且有效的,甚至可以對個體能力不足起到補償效果。

城市低收入群體的社區(qū)環(huán)保參與度高于農村低收入群體。從描述性統(tǒng)計的年齡和健康水平分布來看,農村低收入群體的年齡高于城市群體,且農村低收入群體健康水平較差,因此,很可能是因為農村低收入群體年齡和身體健康方面的原因導致其參與度較低。此外,已婚家庭和黨員家庭對社區(qū)環(huán)保參與有顯著的正向影響,說明具有一定的政治身份和已婚家庭,具備更高的參與意愿。

為了進一步驗證模型的穩(wěn)健性,本文使用2015年數(shù)據(jù)進行數(shù)據(jù)替換,僅有政治性社區(qū)環(huán)保參與高于社會性社區(qū)環(huán)保參與這一結論沒有得到檢驗,但均值得分僅相差0.015。因此,我們認為以上數(shù)據(jù)結果整體穩(wěn)健。

五、結論

基于以上分析,我們得出以下結論:第一,低收入群體的社會性社區(qū)環(huán)保參與率較低,這更加證明了已有關于低收入群體公共參與度較低的相關論述。第二,城鄉(xiāng)對比方面,城市低收入群體參與度高于農村低收入群體。這是由于農村低收入群體多為留守老人、年齡較大,且身體自評健康較差,由此導致整體參與率低于城市低收入群體。第三,影響因素方面,個體的社會經濟地位和社區(qū)的政策環(huán)境(政策公開透明)都對低收入群體的社區(qū)環(huán)保參與具有顯著的正向影響,且社區(qū)政策環(huán)境的作用更為凸顯。

環(huán)境治理既是“十四五”時期的重點工作,也是踐行“綠水青山就是金山銀山”科學論斷的關鍵部分。社區(qū)公眾參與在中國環(huán)境治理中發(fā)揮著基礎性作用。以上結論驗證了我國低收入群體社區(qū)環(huán)保參與的現(xiàn)狀和影響因素,既對公共參與理論具有重要意義,更對如何激發(fā)低收入群體參與社區(qū)公共事務和推動社區(qū)垃圾分類,實現(xiàn)社區(qū)環(huán)境治理具有重要的指導意義。因此,筆者提出以下三點建議:第一,應更關注農村低收入群體的社區(qū)環(huán)保參與,相較于城市低收入群體,留守老人的參與度更低,應暢通參與渠道,為農村社區(qū)活動提供必要的平臺、渠道和資金支持。第二,針對社會性社區(qū)環(huán)保參與度低的問題,應積極開展各類社區(qū)活動,增強社區(qū)活力,幫助低收入群體積聚社會網(wǎng)絡支持。第三,由于個人稟賦很難在短期內改變,通過政策環(huán)境的完善激發(fā)低收入群體參與社區(qū)公共事務則更易實現(xiàn)。因此,不僅要通過促進低收入群體家庭增收來激發(fā)其社區(qū)環(huán)保參與,更應通過改善社區(qū)政策環(huán)境,如與低收入群體密切相關的最低生活保障等各類福利政策的信息公開透明,提升其參與效能感,還應積極改善社區(qū)政策環(huán)境,實施陽光低保制度。

本文的貢獻在于:第一,使用全國性城鄉(xiāng)低收入群體數(shù)據(jù)對其社區(qū)環(huán)保參與進行分析,并驗證其社區(qū)環(huán)保參與的影響因素。第二,使用全國性樣本對低收入群體的參與現(xiàn)狀進行數(shù)據(jù)分析,為反貧困實踐和社區(qū)治理提供寶貴的政策依據(jù)。但本研究仍存在不足,主要體現(xiàn)在影響因素的模型存在內生性,同時,目前也還沒有新的數(shù)據(jù)統(tǒng)計,難以進行對比分析,未來我們將進一步進行追蹤和對比研究。