城中村居民参与生态修复的意愿研究——基于广州的调查数据分析

◎ 吴兴华

一、引言

城中村是指伴随城市郊区化、产业分散化以及乡村城市化的迅猛发展，为城建用地所包围或纳入城建用地范围的原有农村聚落，是乡村向城市转型不完全、具有明显城乡二元结构的地域实体①（闫小培，魏立华，周锐波，2004）。广州的城中村在中国有着很强的典型性，全市共有304个城中村，面积约716平方公里，占全市面积的10%以上，居住着约600万人，而其中约500万为外来人员②（孙林，2016）。城中村快速发展虽然极大促进了社会经济发展，但负面效果日益显现，尤为突出的就是自然生态系统破坏严重，大量的工业和生活污染物破坏了城中村生态系统的结构和平衡。党的十八大对人与自然社会的和谐相处有了更深的认识，明确提出建设生态文明，这是关系人民福祉、关乎民族未来的长远大计，生态修复的理念逐步得到理论和实践的认可。2017年3月6日住建部印发了《关于加强生态修复城市修补工作的指导意见》，提出从2017年到2020年开展生态修复、城市修补（即“城市双修”）目标任务，鼓励公众参与城市双修。因而，进行城中村生态修复的研究与实践恰逢其时，具有现实的意义。

二、文献综述与研究假说

“生态修复”一词首先由日本学者提出。生态修复主要指对那些在自然突变和人类活动影响下受到破坏的自然生态系统的恢复与重建工作，对受损的生态系统停止人为干扰，减轻负荷压力，依靠生态系统的自我调节能力与自组织能力，使其向有序的方向演化，或者利用生态系统的自我恢复能力，辅以人工措施，使遭到破坏的生态系统逐步恢复或使生态系统向良性循环方向发展③（李永红，2010）。

生态修复理念远非种植绿化或防止水土流失这类简单内容，而是辅以人工措施加速自然演化进程，使受损的自然生态系统得以恢复，让生态、经济、社会复合系统得以良性循环。因此，城中村生态修复就是要将受损的生态系统加以恢复或修补改造。针对城中村生态环境破坏与修复中出现的问题，理论和实践中已经有较为全面深入的研究，在宏观层面，研究者（焦居仁，2003；张新时，2010；王如松， 欧阳志云，2012等）主要从生态修复对促进生态文明和生态可持续发展的角度分析其内在逻辑；在中观层面，研究者（王治国，2003；李洪远，2005；李明传，2007；吕永鹏，2010等）则分别探讨了政府、非政府组织等不同类型的社会组织在其中的角色与功能；在微观层面，研究者（周启星，魏树和，2006；邢祥娟，2008；邓小芳，2015等）主要探讨了不同参与主体在生态修复活动中的行为与角色、生态修复的技术手段与方法等。

反思以上既有研究，学者们在生态修复的宏观中观和微观等方面都进行了细致且卓有成效的研究，但相比之下，他们对城中村最基本的主体——居民的关注并不充分，居民更多的是作为参与性主体被动地纳入分析范畴中。无视或忽视居民的主体地位，城中村生态修复就难以真正取得成效。推动城中村生态修复的发展，必须高度重视居民这一重要的主体，研究居民参与城中村生态修复的意愿及其影响因素。而这正是本文的目的。

居民参与生态修复是“公民参与”的一个具体研究领域。狭义的公民参与主要指公民参与政府决策制定和公共治理的制度性参与行为④（郭小聪，代凯，2014）。党的十七大提出要依法保证全体社会成员平等参与，要健全公众参与的社会管理格局，健全基层社会管理体制。一些学者对公民参与理论也有着深入的研究，主流和传统的公民参与主要是从政府主导性视角“自上而下”分析，主要关注参与议题、参与者、参与程序和参与机制等四个关键元素⑤（郭小聪，代凯，2014）。但对于这些“原子化状态”的“沉默公民”，公民参与为什么会产生？公民参与的意愿是什么？影响公民参与的个体心理因素有哪些？这些从微观层面“自下而上”分析影响公民参与的研究则相对较少。

研究公民是否有参与意愿的原因，就是探究公民参与的内在动力机制和外在实现条件，减少参与失灵，这主要有社会经济地位模型和理性选择模型。公民参与意愿的动力来自于内外部激励，外部激励不是为了展现自身，而是为了追求外部的目标而参与。内部激励是为了满足自身一定程度的愉悦或挑战而参与。社会经济地位模型认为内外部激励因素的发挥取决于特定社会经济地位，该模型由Verba et al.（1972）等人提出，他认为公民参与与其社会经济地位之间有着正相关关系。公民的受教育程度、收入、职业地位、家庭背景等因素衡量其社会经济地位并测量这些因素对公民个体参与意愿的影响。理性选择模型以个人的行为动机作为切入点来考察公民个体的政治参与，即当公民个人参与政治行为的收益大于其所支付的成本时，他才会有积极性参与政治活动，代表性的就是舒尔茨所述的“理性小农”观点。它在一定程度上解释了公民个体政治参与意愿并对社会经济地位模型进行了补充，并在很大程度上与集体行为有本质的区别。

上述两个模型在公民参与的研究中起了重要作用，但都侧重于从个体的角度来解析其参与意愿，前者侧重于探索个体的社会经济地位对其参与意愿的影响，而后者侧重分析个体的理性算计对其参与意愿的影响，它们都忽视了环境约束对公民参与意愿的影响。反观之，迪尔凯姆认为个体参与意愿受社会环境约束，帕森斯宏提出了大社会行动理论和社会交换理论的观点，本研究尝试将个体的主观感知与社会客观环境约束结合起来探讨影响居民参与生态修复意愿的因素。

社会化理论认为个体在学习社会规范、内化社会价值的过程，就是其由生物人向社会人转化的过程，个体一旦将社会规范与价值内化为自身的感知，其在行为活动中就会自觉地遵循这些规范与价值。对于居民参与生态修复活动而言，其参与意愿首先受到自身的感知结构的影响，即当其所接受的规范与价值鼓励他进行公民参与时，其参与生态修复的意愿才更强烈。据此，本文提出研究假说1：

H1：居民的个体感知影响其参与生态修复的意愿，即个体感知环境越差，参与生态修复的意愿就越强。

对于个体感知概念的具体操作化，本研究认为居民是否愿意参与以及参与程度，首先来自于其对目前生态环境的满意状况，只有当其不满意时，才会产生参与修复的意愿，在修复活动中，才会感知此修复活动的作用大小以及此活动的发起者是来自于何方。据此，本研究设置以下三个二级变量，即：是否满意本村目前的生态环境状态（x1）；是否满意本村目前的生态环境修复活动（x2）；是否愿意参与生态环境修复活动的动力来自于上级命令（x3）。

哈贝马斯（2001）认为，某一具体环境状况也是某个特殊时空点存续着的知识和人生体验，人们的判断、态度嵌入该场景中并随着场景的变化而变化。这些场景即布迪厄所说的“场域”维度，它约束身处其中的个体的偏好与选择。狄金华（2013）提出环境约束作为一个结构性力量对参与者的意愿产生影响。结合本研究而言，上述研究也适合居民对生态修复活动的参与意愿的决定，居民所处某一具体环境约束会影响其参与生态修复活动的意愿。据此，本文提出研究假说2：

H2：居民所处环境约束状况影响其参与生态修复的意愿。

对于个体所处环境约束状况概念的具体操作化，本研究认为居民所处环境约束状况对生态修复的参与意愿，主要来自于城中村的经济发展状况、本人收入状况、人口构成状况和环保主体状况。据此，本研究设置以下四个二级变量，即：您村的经济发展是否主要来自于工业生产（x4）；您村外来人口是否多于本地人口（x5）；您村村民的收入是否主要来自于房租收入（x6）；您认为政府行政机构是否是您村环境保护工作的主体（x7）。它们与参与意愿之间的预期假设关系如表1所示。

另外，本研究中涉及居民的性别、年龄、学历、居民角色四个人口学特征变量，这些变量都可能对居民参与生态修复的意愿产生影响，但并非本文关注的重点，故将这些变量设定为控制变量。

三、数据来源及变量描述

（一）数据来源

本研究选择了广州市委组织部“羊城村官上大学”项目班学员作为问卷调查对象，问卷调查对象覆盖广州市白云区、黄埔区、番禺区、花都区、南沙区、增城区、从化区等七区各城中村、农村及村改制后的社区。本研究主要负责人首先将问卷录入问卷星网上平台，在给他们课堂面授期间，要求学员以手机扫描二维码，输入自己的学号和姓名以实名进行问卷作答。本研究共获得问卷1642份，问卷中变量的含义、赋值及描述性统计分析结果如表1所示。

（二）样本特征

在表2中，居民的性别有比较明显的差异，男性占66.02%，明显高于女性33.98%，这或许是因为调查对象主要是村官班成员（47.01%），在基层行政机构中，女性还是居于劣势地位；从文化程度看，高中及以下学历的居民占63.64%，说明城中村居民整体文化程度还是偏低；从居民角色来看，村官群体占的比重达47.01%，接近样本总体的一半，这与我们选取在村官班范围调查有关，另外还有过半的问卷对象为非村官人员，以便更好地反映其他社区群体的意见。

四、模型构建与结果分析

（一）模型构建

本研究的因变量为城中村居民参与生态修复的意愿，分为愿意和不愿意两种情况，它是一个典型的二分类变量，不符合一般线性回归分析的前提假设条件和因变量的取值条件要求，因而无法直接运用一般的回归模型进行分析。另外，本研究的自变量既有数值型变量，也有分类型变量，所以适合以二项Logit模型进行分析（夏怡凡，2009）。假定P为居民参与意愿发生的概率，取值范围为[1，0]；P/(1-P)即为有参与意愿的概率对无参与意愿的概率之比，即机会比。将Y/(1-Y)取自然对数得到ln[P/(1-P)]，称为对P作Logit转换，记作LogitP，可建立回归方程式（1）：

将方程（1）进行变形，可得到式（2）:

式（2）即Logit回归模型，其中，β0为常数项，β1，…，βn为回归系数，χ1，…，χn为自变量；共有n个自变量，分别表示城中村居民参与生态修复意愿的n个影响因素。

表1 变量的含义、赋值及描述性统计分析结果

表2 样本的基本特征描述

（二）模型估计结果

本研究运用SPSS19.0构建4个回归模型。前三个模型均采用二项Logit强行进入法，其中，模型一是仅包括个体特征（4个）控制变量；模型二是在模型一的基础上加入个体感知（3个）变量；模型三在模型二的基础上加入环境约束（4个）变量；模型四是运用逐步筛选法（向前：LR）构建。各模型的整体检验结果及Logit回归结果分别见表3和表4。

如表3所示，四个模型的p值都小于0.05，说明都具有统计学意义，差异显著。从模型一到模型三，-2倍对数似然值在逐步变小，表明模型的拟合度在逐步增强。Hosmer-Lemeshow（简称H-L）也是一种检验Logit回归模型拟合优度指标的方法，卡方统计量越大越好，表示模型拟合优度越佳。四个模型的拟合优度可以从H-L看出，模型四的H-L介于模型二和模型三之间，卡方从模型一到模型三逐步变大（24.881），Sig.数值提高（0.061），大于0.05，表明模型三的拟合程度最佳，适合Logit分析。对于Cox&SnellR2和NagelkerkeR2参数而言，模型四的数值介于模型一和模型二之间，Cox&SnellR2和NagelkerkeR2都在逐步提升，说明模型的解释力在一步步增强。模型四的所有检验结果都介于模型一和模型三之间。综合考虑上述参数，模型三的整体拟合效果最佳，下文将就模型三的回归结果进行分析。

表3 二项Logit回归模型整体检验结果

（三）结果分析

模型三在控制了性别、年龄、学历、角色四个变量以后，个体感知的x1、x2、x3三个自变量都通过了显著性检验，对居民参加生态修复活动具有显著负向影响，假设1获得验证。环境约束的x4、x5、x6、x7四个变量除x7不显著外，其他三个变量都通过了显著性检验，可见假设2基本获得验证。

1.个体感知

自变量x1回归结果显示居民对本村目前的生态环境状态满意程度显著负向影响其参与生态修复的意愿。其Exp(B)值为0.466（e-0.763），说明当x1以“不满意”为参照组，其他因素不变时，认为满意本村目前的生态环境状态相对于不满意本村目前的生态环境状态，参与意愿的概率下降了46.6%。交叉表分析结果也显示，自变量x1“不满意”的居民中，愿意参与生态环境修复活动的人所占比例为91.90%。可见，居民越不满意目前的生态环境状态，其参与生态修复的意愿越高。当城中村居民感受到生存环境的恶劣足以影响其生活时，才会有驱动力参与生态环境修复活动。在此，为何居民不是越满意生态环境参与意愿越强烈，这或许与舒尔茨的“理性小农”观点吻合，他认为，农民具有资本家一样的经济理性行为意识，他们并不懒散愚昧和不思进取，相反，他们会仔细计算自己的劳动成本收益，总是企图寻找投入成本最低，收益最大的路径，寻求任何可能的赚钱机会，一旦有了投资机会和经济利益刺激，他们将会义无反顾。所以，只有当居民深刻地感受到生活环境的压力时，他才会投入时间和物质资源参与其中，否则，若他认为预期回报低于投入的成本，便没有参与的积极性。因此，我们要改善生态环境，首先还是需要有经济利益驱动。

表4 二项logit回归分析结果

自变量x2回归结果显示居民对本村目前的生态环境修复活动满意程度显著负向影响其参与生态修复的意愿。其Exp（B）值为0.406（e-0.903），说明当x2以“不满意”为参照组，其他因素不变时，认为满意本村目前的生态修复活动相对于不满意本村目前的生态修复活动，参与意愿的概率降低了40.6%。交叉表分析结果也显示，自变量x2“不满意”的居民中，愿意参与生态修复的人所占比例为91.10%。可见，居民对本村目前的生态修复活动越不满意，农民参与生态修复的意愿越高。这再次印证舒尔茨“理性小农”观点。这也说明，居民的主人翁意识有待加强，培养起自发主动的维护环境的责任。

自变量x3回归结果显示居民对生态环境修复活动的动力是否来自于上级命令显著正向影响其参与生态修复的意愿。其Exp（B）值为2.465（e0.902），说明当x3以“否”为参照组，其他因素不变时，当居民认为生态环境修复活动的动力是来自于上级命令时，参与意愿的概率上升2.465倍。交叉表分析结果也显示，自变量x3为“是”的居民中，愿意参与生态修复的人所占比例为97.20%。可见，当居民认为生态环境修复活动的动力来自于上级命令时，农民参与生态修复的意愿越高。这也再次证明，我们的环境公共治理还是更多地依靠政府推动，民众中“大政府，小社会”的思想影响还广泛存在，民众对政府的依赖心理短期无法消除，如果政府缺位，将会导致生态环境治理的“空心化”。构建政府—市场—社会协调互动的多元共治社会治理模式还需要一个漫长的过程。

2.环境约束

自变量x4回归结果显示居民对本村的经济发展不是主要来自于工业生产显著负向影响其参与生态修复的意愿，其Exp（B）值为0.569（e-0.564），说明当x4以“否”为参照组，其他因素不变时，当居民认为本村的经济发展是主要来自于工业生产时，参与意愿的概率下降了56.9%。交叉表分析结果显示，自变量x4“否”的居民中，愿意参与生态修复的人所占比例为95.80%。可见，当居民认为本村的经济发展不是主要来自于工业生产时，农民参与生态修复的意愿越高。或许这也说明，城中村生态环境的破坏还是主要来自于工业污染和破坏，居民认为即使是改善了生态环境，但不从根本上改变城中村过度依赖工业生产的格局，污染源没有消除，环境问题就难以得到根本改善，即使参与生态修复，也是治标不治本的办法，而且也不符合“谁污染，谁治理”的理念，故而居民参与生态修复的意愿不高。

自变量x5回归结果显示居民认为外来人口多于本地人口显著负向影响其参与生态修复的意愿，其Exp（B）值为0.654（e-0.424），说明当x5以“否”为参照组，其他因素不变时，当居民认为外来人口多于本地人口，参与意愿的概率减少了65.4%。交叉表分析结果显示，自变量x5为“否”的居民中，愿意参与生态修复的人所占比例为96.60%。可见，当居民认为外来人口多于本地人口时，农民参与生态修复的意愿就越低。这或许是本地人认为当花费巨资修复生态，而结果却让外来人口来坐享其成时，生态修复的意愿就降低。这一方面说明他们更多的是看到眼前利益，没有意识到生态修复和改善会给自己带来更大的长远收益，另一方面也说明农民的参与意愿还是来自于理性算计的结果，当参与能够带来看得见、摸得着的实在好处时，他们才会去参与，否则不会去做费力不讨好的事情。

自变量x6回归结果显示居民认为其收入主要来自于房租收入显著正向影响其参与生态修复的意愿，其Exp（B）值为1.957（e0.672），说明当x6以“否”为参照组，其他因素不变时，当居民认为其收入主要来自于房租收入时，参与意愿的概率增加了1.957倍。交叉表分析结果显示，自变量x6为“是”的居民中，愿意参与生态修复的人所占比例为96.6%。可见，当居民认为其收入主要来自于房租收入时参与生态修复的意愿越高。这说明当环境改善能够带来立竿见影的收入增加时，其参与意愿立即上升，其改善环境的意愿还是出于经济利益的考量，这也再次印证上面的观点，同时从侧面说明小农意识仍然根深蒂固地存在。我们要改善生态环境，首先还是需要从改变意识出发。

对于自变量x7，回归结果不显著，假说未得到验证。

五、结论与讨论

本文基于广州市七个区的“羊城村官上大学”项目班学员作为问卷调查对象，通过构建二项logit回归模型，从个体感知与环境约束两个方面分析了城中村居民参与生态修复意愿的影响因素。研究结果显示：第一，个体感知是影响城中村居民参与生态修复意愿的重要因素，农民对目前生态环境和生态修复活动的满意状况以及此活动的发起者是来自于何方均显著负向影响其参与生态修复的意愿；第二，在环境约束中，是否依赖工业生产、村外来人口数量显著负向影响居民参与生态修复的意愿。房租占总收入的比重显著正向影响居民参与生态修复的意愿。基于此，提出以下几点政策建议：

第一，要从维护居民自身利益和生活环境的需要出发，通过利益机制引导居民选择环境友好意识行为，完善城中村生态修复制度和生态补偿机制。按照托克维尔所说，公民参与的目的是希望通过自己的付出，使自己获益，在自利的过程中实现利他，最终使得个人利益与公共利益都得到提升。因此，要引导居民平衡公共需要与自我需要、眼前与长远、自己与他人的利益观念。

第二，要注重构建居民与政府、企业、社会等多元主体间的互动性信息交流平台，促进居民积极表达需求和主动获取信息，积极创造居民亲身实践、直接感受生态修复所带来的好处。

第三，逐步建立健全生态修复的居民全过程参与制度环境约束。虽然公众在环保参与方面已有《环境保护公众参与办法》和《环境信息公开办法》两部规章，但在实践中，如何让居民真正实现从预案到末端，从过程到行为的全方位和全程参与，让居民的意见和利益诉求尽早和多渠道表达出来，这对居民参与生态修复活动的真正落实具有重要作用。

本研究还需进一步改进。首先，模型估计可能存在内生性问题而影响分析的准确性，如个体感知和环境约束可能影响到农村居民的参与意愿，而农村居民的参与意愿也有可能对个体感知和环境约束产生影响，从而给厘清个体感知和环境约束对居民参与意愿的影响增加了难度。对此，需运用倾向值匹配法（PSM）、工具变量法等方法弱化或消除内生性的影响是将来研究的方向。其次，受限于截面数据，本文实际上分析的是个体感知和环境约束与居民参与意愿之间的关系，而仍未从深层次揭示出其中的因果效应和因果机制，接下来需用纵贯数据来加以发掘探讨。

二是激发多元主体参与城中村生态修复的积极性，形成持续参与的动力机制。包括有针对性地做好生态修复知识宣传，形成生态修复的科学思维，激发参与生态修复制度创新动力；算好生态环境账，比较生态恶化和生态平衡两种情况下对各主体的直接利益和间接利益的影响，形成生态修复的经济理性思维，激发参与生态修复的利益驱动力；积极开展城中村生态修复实践活动，创造多元主体参与的机会，形成投入产出关联机制，既凸显参与主体的个体价值，又让参与主体获得参与的利益，形成可持续的参与动机；消除不利于生态修复的资源不对称、信息不对称的政策环境，创造公平的参与生态修复的机会，降低参与成本和阻碍，激发居民的参与动机。

三是采取现代运作方式，提高生态修复工作的有效性。这就要开放、优化城中村生态修复的投资环境，以市场运作的方式推进生态修复的进程。构建市场化、多元化的生态环境建设资源的划拨、投资、补贴、捐款、付费、补偿、募集等资源获得及运作决策，提高资源运作管理效率和效能。

注释：

①闫小培,魏立华,周锐波.快速城市化地区城乡关系协调研究：以广州市“城中村”改造为例[J].城市规划,2004,28(3):30-38.

②孙林.城中村的存续与再生[J].开放导报,2016(5)总第188期:73-76.

③李永红,杨倩.杭州西溪湿地植物园——基于有机更新和生态修复的设计[J].中国园林,2010(7):31-35.

④郭小聪,代凯.公民参与的争辩与经验研究——十五年来海外相关研究述评[J].厦门大学学报（哲学社会科学版）,2014(3):29-41.

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