社会资本对农民环保行为的影响研究——基于全国263个村庄3844户农民的调查数据

党亚飞

(华中师范大学 中国农村研究院，湖北 武汉 430079)

党的十九大报告提出了“乡村振兴”的战略构想，把“生态宜居”列为具体要求之一，并进一步明确“生态振兴”是乡村振兴的内在要求，这说明农村生态环境对于乡村振兴战略的实施具有重要意义。其实，习近平总书记对我国农村环境问题非常关注，他大力倡导农村要坚持推进“厕所革命”，提高农民生活质量。在此基础上，各级政府均在大力投入改善农村生态环境的基础设施，尤其是加大力度建设农村垃圾处理站、垃圾集中投放点，有效供应垃圾箱等。然而，有研究者认为，政府这一举措并没有赢得农户的积极响应，比如李昊等发现农户在农业环境保护中呈现出高意愿低行为的特点[1]。那么，在中央持续重视农村生态环境的形势下，我国广大农民是否树立了环保理念并付诸于日常生活的环保实践？农民的环保行为受到哪些因素的影响？针对这些问题，本研究将使用华中师范大学中国农村研究院“百村观察”项目组在2017年获取的问卷调查数据，在梳理已有研究成果基础上，深入分析当前我国农户环保行为的现状与影响因素，以期为我国乡村振兴战略的有效开展，尤其是生态宜居目标的实现提供必要参考。

一、理论基础与研究假设

目前，国外学者主要是从三个方面研究影响个人环保行为的因素：一是人口结构视角。有学者认为性别、年龄等人口特征因素影响其环境行为。正如Brent调查所示，美国女性比男性的环保意愿更强，且老年女性的环境行为相对更加突出[2]。Stern等人得出同样结论，认为女性环保意识相对更强[3]。Lee发现已婚且子女年龄偏小的女士环保行为更为突出[4]。二是人口迁移的视角。即研究人员认为，人口迁移与进入该国的公民的环保行为有重要的联系。Brechin与Kempton表示迁移人员的环保行为会向本土市民效仿[5]。Pfeffer与Stycos同样认为迁移人员会通过与当地市民融合来学习他们的环保行为方式[6]。然而，Ng认为相对于迁移人员对迁入地政治、经济的影响而言，其对于当地生态环境的影响程度要小得多[7]。三是社会资本视角。Anderson和Schirmer认为社会网络和社会资本有利于公众参与低碳行为[8]。Chan则认为个人对互联网等媒体的使用将有益于其环保行为的发生[9]。Barr发现个人对于环境所持有的态度对其环保行为有显著影响[10]，Chan与Lau同样认为个体习得的环保知识与其环保行为有显著相关性[11]。Banerjee发现个体间的社会交往会影响个体的环保行为，个体在对外交往中能够获取更多的信息，并向外界学习[12]。

国内学者也根据国外研究结论提出了更加具体的观点。一方面，学者们证实了人口与社会资本的不同特征的确能够影响个人的环境行为。如王凤通过对陕西民众研究发现，教育水平越高，人们的环保行为越多，且女性的环保行为会更多[13]。张萍和晋英杰认为，媒体宣传对居民的环境行为有积极影响[14]。何兴邦通过实证研究发现，社会互动明显影响了人们的环境行为[15]。另一方面，学者们发现中国的城镇化与个体的组织化影响公众的环保行为。何兴邦与周葵利用2013年中国社会综合调查数据发现，相对于纯农业化而言，城镇化对个体环保行为具有一定的改善作用[16]，王玉君和韩冬临也发现了经济发展有利于个人环保行为的养成[17]。彭远春、洪大用与卢春天表示个体的环保行为存在地区间差异。宋燕平与滕瀚以安徽省农民为样本研究发现，农业组织对农民的环境友好行为有直接影响[18-20]。通过比较归纳，国内外学者都认为社会资本是影响个体环境行为的关键因素。基于此，本研究将以农户家庭日常垃圾处理方式为例，重点研究社会资本影响农民环保行为的实现程度。

布迪厄首先对社会资本做出了内涵较为宽泛的概括性定义，他认为社会资本指“实际或潜在资源的集合体”[21]。科尔曼在此基础上进行了拓展，他认为社会资本是社会结构的一部分，同时是能够为行动者提供便利的不同实体[22]。帕特南使用“信任、规范、公民网络”这3个关键词来界定社会资本的内涵。可见，社会资本的内涵与外延十分丰富。综合学界主流认识，本研究认为社会资本主要指能够影响行动者行为的基于资源的要素集合，通常产生于社会互动、社会信任、社会认知和社交网络等活动，这也是社会资本与其他资本的不同之处，即社会资本通常是以其他社会活动的副产品形式出现，是伴随这些社会活动而产生的人际关系，其直接效用是良好人际关系的有效实现。进一步梳理社会资本对农民环保行为影响的定量研究，发现大致有以下几个路径，如表1所示。

上述研究结论有助于拓展社会资本与环保行为关系的规律性认识，不过也存在些许不足：一是虽然国外有学者研究发现对外交往对环保行为有显著影响，但鲜有学者研究涉及对外交往对农民这一主体的环保行为影响，尤其是当下中国正处于乡村振兴战略实施的起步阶段，对此进行针对性研究尤为必要；其次，伴随中国互联网深入发展，网络媒体在个人人际网络中发挥着重要作用。但其对农民个体在村落的环保行为是否有影响亦很少有学者进行量化考察；第三，就村庄内部而言，村民对村庄的归属感和认同感是社会信任的重要体现，尤其是对村庄领袖的认同往往对村民在村中的行为具有某种程度的影响[27]，同样，对此进行的相关研究亦不多。基于以上梳理，本研究拟将产生社会资本的各类社会活动或活动渠道作为解释变量，具体从互联网媒介、对外交往与村庄认同三个维度出发提出三个研究假设，这三种假设构成了社会资本影响农民环保行为的可能路径，如图1所示。

表1 国内对社会资本与农民环保行为关系研究的方向、方法和观点

图1 社会资本影响农户环保行为的可能途径

H1：农户与互联网的接触对其环保行为有正面影响。假设接触互联网的农民更有可能在村内生活中采取环保行为，而没有接触互联网的农民采取环保行为的可能性较小。

H2：农户与外界交流频次对其环保行为有正面影响。假设农户外出越频繁，其返乡后采取环保行为的概率就越高；相反，农户采取环保行为的概率随外出频次的减少而降低。

H3：农户的村庄认同与其环保行为存在正相关性。假设农民对村庄的认同度越高，其采取环保行为的概率就会越高；反之则会越低。

二、样本特征与研究思路

(一)数据来源与样本特征

文章的实证分析是基于华中师范大学中国农村研究院2017年“百村观察”项目的问卷调查数据，涉及全国30个省(直辖市、自治区)263个村庄3844户农民。

在3844个样本中，按地域分布统计，东部、中部和西部地区农民占比分别为26.12%、46.41%和27.47%；按性别统计，男性和女性农民分别占到73.05%和26.95%；按年龄段统计，中青年农民是样本的主体部分，青年农民(18～39岁)占比6.86%，中青年农民(40～49岁)比例是20.06%、中年农民(50～59岁)比例是31.76%，老年农民(60岁及以上)占到四成(41.31%)；按民族统计，汉族农民占到近九成(86.29%)，少数民族农民比例为一成(13.71%)；按婚姻状况统计，已婚农民接近九成(89.78%)，未婚、离异和丧偶等其他婚姻状况合计为10.22%；按政治面貌和任职情况来统计，具有党员身份的农民占比是23.39%，有村干部身份的农民占比是12.98%，非党员农民和非干部身份农民是主要样本群体，分别占到了76.61%和87.02%；从教育水平来看，中小学学历农民比例最大，均接近四成(38.80%，36.72%)。从统计学要求来看，上述抽样调查数据能够较好地反映样本群体的差异性分布，适合进行深入定量研究。

(二)变量设置与概念化操作

1.因变量。本研究重点探究社会资本对农户环保行为的影响，结合问卷的的题项，选定测量指标为“您家的垃圾如何处理？”，答案依次设置为“收集起来放到村庄垃圾收集点或公共垃圾箱、自家焚烧处理、自家掩埋处理、随意丢弃、其他”。鉴于研究需要，笔者通过对数据进行虚拟化处理，将选项“收集放入村庄公共垃圾站”定义为“环保式处理”，赋值为1，将其余四项进行合并，定义为“非环保式处理”，并赋值为0。

2.解释变量。本研究的解释变量主要为社会资本，结合研究假设和问卷设计，将考察变量分为线上社会资本与线下社会资本，进一步把线下社会资本细化为村外社会资本与村内社会资本。具体考察内容为：(1)家里是否接通了互联网？选项分别设为“是、否”，并对其进行赋值为“是=1，否=0”；(2)去年您出门的频率如何？选项依次设为“没有、很少、一般、较多、经常”并重新编码为“1～5”；(3)村内社会资本主要考察村庄认同，由于问卷中涉及村庄认同的题目共有六道，如表2所示，选项依次设为“非常糟糕(很不满意)、不太好(不太满意)、平均水平(一般)、比较好(相对满意)和非常好(很满意)”，并对其重新编码为“1～5”。六个选项的α系数=0.923，说明信度相对较好；且Bartlett的检验显著性水平为0.000，KMO=0.909，说明六个题项间具有较高相关性，适合做因子分析。同时借助主成份分析法，经最大方差法旋转对农户的村庄认同共提取出一个公因子(累积贡献率为72.138%)，命名为“村庄认同因子”。借助公式(1)转换公式为：转换后的因子值=(原因子得分+X)*Y。其中，Y=99/(原因子得分最大值-原因子得分最小值)，X=1/Y-原因子得分最小值。通过对村庄认同因子进行百分制转换，将其作为预测变量之一。

表2 样本受访者的村庄认同因子分析

3.控制变量。如上所述，Brent、Stern等人认为人口结构对人们的环保行为有显著影响，因此本研究设置的控制变量以人口学变量为主，包括有：性别(女性=0，男性=1)；年龄(连续变量)。同时，为进一步判断回归模型中是否存在曲线关系，本次还增设了“年龄平方”这一变量；政治面貌(非党员=0，党员=1)；干部身份(否=0，是=1)；教育水平(连续变量)。职业：由于问卷中共有9类职业，通过合并其中8种职业，将“农民知识分子”“雇工阶层(短期工作)”等界定为“非农劳动者”，并以此为参照，将“农业劳动者”重新赋值为“1=是，0=否”。地区差异：以西部地区为参照，东部地区、西部地区定义为1，西部地区定义为0。各自变量的描述性统计如表3所示。

(三)模型建构

为了实证研究社会资本与控制变量是否构成农户环保行为的影响因素，特建立如下函数关系：

表3 自变量的描述性统计

Y(农户环保行为选择)=

F(社会资本，控制变量)+δ

(1)

鉴于此次研究探讨的是一个因变量与多个自变量之间的关系，且因变量是不连续的二分类变

量，因此拟使用二元logistic回归模型。假定农户选择环保式垃圾处理行为的概率为P(Y=1)，那么其选择非环保式垃圾处理行为的概率则为1-P(Y=0)，logistic模型形式为：

(2)

在公式(2)中，Y是变量X1，X2，X3，…，Xn的线性组合：

Y=β0+β1X1+β2X2+…+βnXn+δ=

(3)

一般而言，在进行logistic回归分析时需要采用P的logit转换，即：

(4)

其中，δ为随机误差项，β0表示回归截距，Xi表示第i个解释变量，βi为Xi的回归系数。

三、农民环保行为现状及其影响因素的实证研究

(一)农村环保设施建设现状与农民的环保行为

1.农村垃圾处理设施建设的总体情况。调查结果如表4所示，在263个村庄中，有垃圾处理点的村庄比例达到85.6%，而没有设置垃圾处理点的村庄占比不到15%，这与王爱琴等在2011年对全国5省101个村的调查结果相比有了明显改善，他们当时发现只有50%的村庄有垃圾收集设备[28]。这表明近年来我国农村社会环保设施“落地”较快，符合乡村振兴中的“生态宜居”理念。进一步从地区间差异看，东部地区农村设有垃圾投放点的占比为90.5%；中部地区次之，占比为84.3%；西部地区的比例相对低至81.7%，比东部地区差了近9个百分点。数据显示，中西部地区农村垃圾投放点设置比重均低于全国平均水平，这显示了我国农村社会垃圾处理的硬件设施存在区域不平衡，特别是在西部地区，其短板显而易见。另外，从不同类型的村庄分析，城中村拥有垃圾投放点的占比为100%，城郊村占比为93.9%，纯农村比重最低，占比为84%，分别低于前两者16%和9.9%。这表明村庄越靠近城市，其建设垃圾处理设施的能力越强。

表4 样本村庄是否设有垃圾投放点(单位：%，个)

2.农户家庭垃圾处理方式的总体情况。情况如表5所示，在3814个有效样本农户中，表示“定点投放垃圾”的农户比重最高，占比为80.7%，而表示“自家焚烧、掩埋、随意丢弃和其他”处理方式的累计占比为19.3%，低于前者61.4%。这说明总体来看我国农村居民能够自觉将家庭垃圾进行环保处理，不过仍有近两成农民无法做到环保式处理。从地区间差异分析发现，东部地区农户表示“定点投放垃圾”的占比为93.3%；中部地区次之，占比为82%；西部地区的比例相对较低，占66.6%，与东中部地区的差距分别达到26.7%和15.4%，与全国平均水平相比相差14.1%。这从一定程度上反映出西部地区农户的环保意识有待进一步提高，原因可能在于西部地区农村环境保护宣传活动不如中东部地区多，力度没有中东部地区大，导致西部地区农户对环境知识了解较少，环境责任感淡化[29]。

表5 样本农民家庭垃圾处理方式(单位：%，人)

(二)农民环保行为的影响因素分析

借助SPSS20.0统计软件，运用二元logistic回归模型估计当前我国农户家庭垃圾处理行为与社会资本的关系如表6所示。在第一步中，借助VIF(方差膨胀系数)方法对预测变量进行多重共线性检验，结果均为小于2(依据统计学要求，当0

表6 样本农民环保行为影响因素的二元logistic回归模型

注：*P≤0.05，**P≤0.01，***P≤0.001

1.社会资本对农民环境行为的影响。一般来说，从回归系数可见，在社会资本变量中，可以根据贡献的大小对影响农民环境行为的因素进行分类排序，依次是互联网(2.097)>村庄认同(1.134)>外出交往(1.131)。详细分析如下：(1)网络媒体对农户环境行为的影响。以“农民与互联网接触”为特征的变量对农民的环境行为产生了显著的积极影响。且在0.1%的显著性水平上，即假设H1得到了有效验证。这说明相对于没有接触过互联网的农户而言，接触互联网的农户采取环保行为的概率更高。对农民而言，互联网传播的环保公益广告通常能从正面激发其环保意识，且经过网络发酵的环境污染事件也能起到一定程度的警示作用，虽然这些网络信息不足以规范农民的实际环保行为，但无形中会使得接触互联网的农户在潜意识中强化保护环境的责任感。这也表明“互联网的快速发展已经成为思考三农问题绕不开的重要因素”[30]。(2)日常交往对农民环境行为的影响。变量“农村家庭每年外出的频率”对农民环境行为产生了积极影响，并且在1%的水平上具有重要意义。这表明假设H2得到验证，即相对于外出频率较低的农民而言，每年外出频次越多的农户保护村庄环境的可能性越大。与之相反的是，外出频率较少的农户保护环境的意识和行为就较弱。这在一定程度上与西方学者研究的人口迁移论有所类似，即外出见世面的农户会部分受到外界社会的影响，如果外界社会居民保护环境的行为较多，则其会部分内化和吸收。(3)村庄认同对农民环境行为的影响，如表6所示。农民的村庄认同度在1%的水平上明显影响其环保行为，这证实了假设H3。具体而言，农户对村庄的认同度每增加一个单位，其采取保护环境的概率就会增加1.134倍；反之，则会减少1.134倍。一种较为合理的解释是，农户对村庄的认同反映了其内心的归属感，如果他的归属感较为强烈，则会将村庄环境看作自家的环境；如果其归属感较弱，则会将村庄视为公共空间，进而产生“公地悲剧”。

2.控制变量对农民环境行为的影响。通过模型可以发现，农户的性别、年龄、政治面貌与身份对其环保行为不具有显著性影响，而受教育水平、职业和地区因素显著影响其环保行为。具体分析如下：(1)教育水平对农民的环境行为有积极影响，且在5%的显著性水平上。这表明农民的受教育程度越高，其环保意识越强，采取环保行为的可能性更大；反之，其受教育程度越低，则环保行为越少。这也反映了教育对于增强农民环保意识具有重要作用。(2)职业对农户环保行为具有显著的负面影响。数据显示，农业劳动者相对于非农劳动者而言保护村庄环境的行为更少，这在一定程度上可能与农业劳动者的生产生活习惯有关，以农为主业的劳动者生产生活基本依靠自然，相应地也就更加倾向于让大自然消解垃圾。(3)区域因素对农民的环境行为有积极影响，达到0.1%的显著性水平。具体来看，东部与中部地区农户相对于西部地区农户而言，保护村庄环境的行为更加突出，分别高出西部地区农户5.594倍和2.112倍。可能的解释是中东部地区城市化和现代化程度明显高于西部地区，这就为农民提供了获取环保知识的更多机会，也就更容易改善其环保行为，这与上文所述何兴邦和周葵观点较为一致。

四、结论与建议

生态振兴作为乡村振兴中的关键环节离不开农民主体作用的发挥。要实现农村生态宜居，必须全面调动农民的积极性和主动性。通过对全国3844位农户的调查研究，得出以下四点结论与建议：

一是当前我国农民的环保意识与环保行为有显著增强，但呈现出地区间的不平衡性。其中，与中部和东部地区的农民相比，西部地区的农民在环境保护方面存在明显不足。因此，一方面，应提高西部农村环保硬件基础设施覆盖率；另一方面，需建立如村规民约、“门前三包”奖惩机制等制度化的规则约束农民破坏环境的行为；同时应加强对农民的宣传教育，引导其自觉、环保地处理生产生活垃圾。

二是农村互联网的普及有助于培养农民的环保习惯。调查数据显示，使用互联网的农户家庭较之于几乎不使用互联网的农户家庭来说，其环保行为更为突出。这间接证明了互联网的有效覆盖对于帮助农民树立环保理念具有促进作用。因此，加快农村信息化建设，尤其是普及互联网的应用要纳入各级政府制定的乡村振兴规划。政府应该在加快农村信息设施落地的同时，积极利用互联网媒体向农民提供信息服务。

三是对外交流对农民环保行为有显著的积极影响。这在本质上反映的是社会交往对环境保护的促进功能。因此，政府在推动农村城镇化和农业现代化过程中，应注重鼓励农民自发成立互助自治类社会组织，引导有资质的公益组织和慈善组织等外部社会组织进入乡村，双管齐下帮助农户拓宽交往空间。同时大力开展以环保文化、环保科技、环保宣传等为代表的系列“下乡活动”，让农民在活动交流中接受环保理念，将实用环保技巧融入日常生活。

四是村庄认同感与农民环保行为呈正相关关系。大样本数据显示，农民的村庄认同感越强，其采取环保方式的可能性越大。鉴于此，首要的应该是从党员和村干部这类“关键少数”群体做起，发挥其引领作用和示范效应，在传承和创新文明乡风的基础上进一步提高全体村民的文化素质和环保理念。值得注意的是，基层政府和村委会在开展工作时应注重考虑农民感受，以农民为主体。具体来说，即以农民需求为导向，以农民评价为标尺，切实让改革成果由农民共享，进而推动实现人与自然的和谐相处。