基于计划行为理论的农村居民参与人居环境治理意愿研究: 以新疆为例

赵新民,姜 蔚,程文明

(石河子大学经济与管理学院，新疆 石河子 832000)

农村经济社会快速发展的同时农村人居环境问题日益凸显。长期的城乡二元经济模式使地方政府在公共基础设施、资金和体制建设等方面严重向城镇倾斜，导致农村发展过度落后于城镇。其中，“垃圾靠风刮，污水靠蒸发”“村外现代化，村内脏乱差”便是农村发展滞后于城镇的典型表现。2018年我国农村产生垃圾量超1亿 t，人均垃圾排放量已超越城镇，目前至少有1.6亿户污水未得到有效处理[1-2]。生活垃圾、生活污水及厕所卫生问题是当前影响农村人居环境质量的三大突出因素，严重制约着乡村振兴战略的实施和美丽乡村建设的推进。而农民作为农业生产者和农村原住民，既是农村污染的制造者又是环境改善的受益人，其天然“在场”的特征对于解决环境治理中面临的信息不对称及交易成本问题具有重要作用[3]。但现阶段农村居民环境治理的参与水平较低，从根本上增强农民参与人居环境治理主动性是遏制农村生态环境恶化，破解农村环境治理难题的关键[4]。在农村居民物质生活水平不断提升和对美好生活的热切期盼下，加强生态文明建设，满足人民环境需要引起了政府管理部门和学术界的高度关注。2006年以来，中央一号文件连续14 a针对农村的环境治理提出了系统科学的治理举措。《乡村振兴战略规划(2018—2022)》更是重点强调了乡村振兴中生态宜居的关键地位[5]；2020年《政府工作报告》指出持续开展农村人居环境整治，进行厕所革命，支持生活垃圾就地分类，动员群众参与村庄清洁行动。这一系列政策措施将农村环境治理上升至前所未有的高度。

关于农村人居环境及治理问题，学者们主要从农村人居环境的现状[6-7]、存在的问题[8]、治理对策[9]、治理机制[10]等方面做了较为丰富的研究，但早期研究多从宏观视角进行分析与讨论，强调政府在环境治理中的主导作用，农民往往被边缘化。也有一部分学者从微观层面对农村人居环境治理农民参与意愿进行研究，其中较具代表性的观点有：蒋培[11]基于浙江里家村的案例分析，提出内发性环境治理模式，强调农村人居环境治理只有发动农民参与，根据农村社会的实际情况，让农民自行选择与建立适合自身的环境治理模式，才能在实现环境治理同时真正满足农民需求。闵师等[12]研究表明村级人居环境整治措施、旅游产业发展显著提升了西南山区农民参与人居环境治理的意愿，同时样本个体因素、家庭因素、社会地理环境因素也在不同程度上影响农民参与意愿。唐林等[13]从内外因素的视角出发，利用Logit模型对湖北省沼气利用项目重点推广的4个市的农民调查数据进行分析，发现对农民参与意愿影响最大的3个因素为环境感知、是否有村干部和激励机制。

现有文献从不同角度出发为该领域研究提供了重要参考，但仍存在一些不足之处:(1)在研究方法上，大多进行理论或案例分析，从农民参与视角开展的实证研究较少，所提出的影响因素零星分散，缺乏系统的理论分析框架。(2)在研究对象上，多数文献以全国典型区域或发达地区农村居民为主体进行调查分析，对西北欠发达地区农村居民环境治理参与问题缺乏关注。(3)在研究视角上，多是关于农民整体参与意愿的研究，但未对农民意愿以何种形式参与加以区分，只研究了以“投工投劳”为主的参与意愿或“出资付费”为主的支付意愿，忽视了两者的相关性。该文认为计划行为理论可以很好地解释农民参与人居环境治理的意愿，因此首先引入计划行为理论分析框架，设计调查问卷；其次立足新疆北疆微观数据，采用双变量Probit模型，对农民人居环境治理意愿及其影响因素进行实证分析；最后依据模型估计结果，提出相关建议，为政府制定有效的环境政策，提升新疆乃至全国农民参与程度和治理成效提供理论参考。

1 理论分析框架

计划行为理论(TPB)由阿耶茨于1991年基于理性行为理论提出，该理论强调个体意愿是影响行为的关键因素，而意愿受到态度、主观规范和感知行为控制3个变量的共同影响[14]。目前在环境相关领域已有较多学者利用该理论研究了公众环境友好型的生产和生活行为，结果证实这3种因素可对个体亲环境意愿行为产生显著影响[15]。农村人居环境属于典型的公共物品，其正外部性与公共产权属性使身为理性经济人和社会人的农民参与环境治理不仅是一种利他、亲环境的行为，更是一种经济行为，农民在参与的过程必然会“搭便车”，因此农民环境治理参与行为是有计划的环境供给决策行为，遵循计划行为理论。该文结合TPB的3个维度(态度、主观规范和感知行为控制)对农民环境治理参与意愿和支付意愿所受影响进行解释。

行为态度反映农民对于参与环境治理行为的认知与评价[16]。而农民对农村环境现状和污染治理的看法会影响其对治理行为的认知，因此农民行为态度是指农民对农村环境污染及治理重要性认知与实施环境友好行为的评价。一般而言，当农民对污染的危害、治理环境的重要性具有一定的清晰认知时，自身投资投劳的意愿通常更加强烈。如果个体认识到实施环境友好型行为能带来自身福利和社会生态效益的提升，其对环境整治项目的推广施行通常持有较为积极正面的评价，则农民响应政府号召的意愿也会更加积极[17-18]。

主观规范是指外界因素对个体行为意愿的影响。反映在环境治理项目推进的过程中，即农民受到重要的他人或团体肯定或否定期盼的影响，对其参与意愿与支付意愿产生示范或者监督作用。主观规范包括指令性规范和示范性规范。在对北疆农村居民进行调查分析时，指令性规范主要指基层政府、村委会等对农民参与环境治理项目进行宣传引导的作用，农民在政府营造的氛围下产生参与的压力，主动或被动地响应服从政府号召。示范性规范可理解为邻里亲朋、文明示范户等对农民环境友好行为意愿产生示范效应。示范效应一旦产生将很快在联系紧密的农村社交网络传播扩散，引起农民之间的相互模仿，增加群体积极参与的概率。

知觉行为控制是指农民感知到的进行投工投劳或者出资付费所具有的自信心，反映农民响应环境治理行动的实际控制力。农民拥有的可控条件(如拥有的财富、获取的政策知识、发展机会、对参与成本的控制等)越多，对自身参与治理的能力越自信，对于环境治理的知觉行为控制越强，参与投工投劳和出资付费的行为意愿就会越强烈。该文根据已有研究结果，基于计划行为理论，构建出农民参与人居环境治理意愿的理论模型(图1)。

2 变量选择、数据来源与模型设定

2.1 变量选择

2.1.1被解释变量

该文的被解释变量为农民的参与意愿与支付意愿，其中参与意愿表示农民接受投工投劳的意愿，支付意愿表明农民接受出资付费的意愿。2个被解释变量赋值标准为“愿意参与取值1，反之取值0；愿意支付取值1，反之取值0”。模型变量的具体赋值说明如表1所示。

2.1.2核心解释变量

根据计划行为理论，结合调研区域的实际情况，分析可知农民环境治理意愿受态度、主观规范和感知行为控制的影响，因此主要从这3个层面出发进行实证分析，参考甘臣林等[19]、辛波等[20]指标选取原则，以农民环境污染认知、环境治理重要性认知，推广预期表示行为态度；以政府投入力度、邻里效应、媒体信息传播力度表示主观规范；以政策补贴、政策知晓度、乡村旅游表示知觉行为控制。

2.1.3控制变量

考虑到影响农民意愿的因素众多，以往文献表明农民的个人属性、家庭属性与地理环境变量均会对农民行为意愿产生影响，为了更加准确地分析核心解释变量对农民环境治理意愿的影响，该文将上述3个方面因素，共包含10个变量引入实证模型加以控制[21]。变量选择及赋值如表1所示。

表1 变量选择及赋值Table 1 Selection and assignment of variables

2.2 数据来源及描述统计

2.2.1数据来源

该研究所使用的数据来源于2019年7—8月调研团队对新疆北疆地区农村居民开展的调研。综合考虑研究目的、调查便利性以及新疆环境质量和经济发展水平，调研团队选取了新疆环境质量监测重点区域“乌-昌-石”(包括乌鲁木齐市7区1县、昌吉市、阜康市、石河子市、五家渠市、玛纳斯县、呼图壁县、沙湾县、新疆生产建设兵团第六师、第八师、第十二师)。城市群中的3市2县，具体包括乌鲁木齐市、昌吉市、石河子市、沙湾县和玛纳斯县。一方面考虑到农村居民的意愿可能因经济发展水平的不同而存在差异，而这5个县(市)的经济发展水平由高至低依次下降；另一方面，根据新疆维吾尔自治区生态环境厅统计数据，这5个县(市)空气、水和生态环境各项指标数据均表明整体环境质量逐渐提升，符合经济发展与环境污染的一般规律[22]。调研采用分层抽样方法，以这5个县市为初级抽样单位，每个县市选取2～3个乡镇，然后在每个乡镇随机选择若干村庄进行随机入户访谈调查。共发放400份问卷，剔除后共获得有效问卷371份，有效率达到92.8%。调查所获数据对研究农村居民人居环境治理的参与意愿及支付意愿的基本情况具有一定的参考价值。

2.2.2描述统计

问卷内容主要包括农村居民个人和家庭的基本情况以及根据前文理论分析框架设计的相关问题(表2)。

由表2可知，受访农民年龄大都在40岁以上，占67.11%，男性多于女性，占比52.29%，文化程度多为初中及以下，占64.97%，可以看出样本农民年龄偏大，受教育水平不高。调查中普通村民占比77.90%，其参与治理的意愿更能反映广大农民的实际情况，其中愿意参与和支付的占比分别为83.74%和70.24%，但相较于家庭中有村干部或党员的农民，这两部分占比分别下降了15.04%和12.68%；每个家庭平均人口为3～4人，家庭平均人口在3～4人以上的农村居民相较于3～4人以下的参与意愿和支付的占比分别上升了6.10%和4.51%；家庭人均年收入水平在<10 000元、>10 000～20 000元、>20 000元的农村居民中愿意投工投劳的比例分别为77.33%、93.13%、95.08%，愿意出资付费的比例分别为58.67%、82.50%、83.61%，可见收入水平越高，农民参与意愿和支付意愿越强烈。调查发现受访农民对农村人居环境治理的重要性认知普遍较高，占比71.1%。根据入户访谈了解到，由于环境治理周期长、见效慢，而农民又期望在短期内看到收益，两者之间的矛盾导致农民对政府环境治理项目出资付费的反应参差不齐，据统计，有参与意愿的323位农民中仅有82.35%愿意出资付费，其中不愿意出资付费的村民表示自家产生的生活废弃物一般可自行利用，或可直接排入自家庭院借助自然力量进行分解净化，不愿再为垃圾污水处理支付额外成本。大部分农民对农村人居环境治理工作展开方法知之甚少，部分治理情况较好的村庄并没有起到很好的示范带动作用。

表2 样本农民基本特征Table 2 Basic characteristics of sample farmers

2.3 模型设定

分别从人居环境治理农民的参与意愿及支付意愿的影响因素入手，分析同一因素对农民投工投劳和出资付费意愿选择的影响及不同效用。文中考察农民的参与意愿与支付意愿，只包含愿意与不愿意2种情况。

农村居民对于投工投劳或出资付费的意愿选择决定着政府环境治理项目的成效、成效的巩固以及治理的可持续性。文中农民环境治理的意愿是二元离散变量，一般的Probit模型只有一个解释变量，但双变量Probit模型可对2个虚拟变量同时考虑其发生的概率，由于农民参与意愿与支付意愿并不独立，若随机扰动项相关，对农民2种意愿选择分别建立Probit模型，最终结果虽为一致估计，但可能损失效率。因此，假设2个方程扰动项不相关“H0:ρ=0”。具体考察以下模型：

(1)

(2)

作为可观测变量，农村居民人居环境治理的参与意愿y1与支付意愿y2由下列方程决定：

(3)

(4)

该文所研究的农民参与意愿与支付意愿可能存在相关关系。所以，若扰动项相关系数ρ≠0时，则可判断农民的参与意愿与支付意愿之间相关,通过双变量Probit模型对y1，y2的取值概率进行最大似然估计是合理的。最后对原假设“H0：ρ=0”进行Wald检验，判定是否应该采用双变量Probit模型。

3 结果与分析

3.1 共线性检验结果

为避免变量间多重共线性影响回归分析，在模型估计之前利用方差膨胀因子进行多重共线性检验，结果表明各变量的方差膨胀系数(VIF值)均在1.06～1.56之间，均低于经验值10，多重共线性不会影响分析结果。利用Stata 15.0软件，通过极大似然估计法对农民参与意愿与支付意愿的影响因素进行回归模型估计(表3)。

表3 双变量Probit模型回归结果Table 3 Bivariate Probit model regression results

3.2 模型估计结果分析

对原假设“H0:ρ=0”进行检验，结果表明ρ在1%的显著性水平上通过检验，说明农民的参与意愿与支付意愿之间存在较强相关性，联立双变量Probit模型设定合理；对数似然值为-183.02，Wald卡方统计量在1%的置信水平上显著，说明模型拟合度较好。

从表3模型所测参数的显著性来看，与农民的参与意愿显著相关的变量共9个，与支付意愿显著相关的变量共有10个；从各因素对农民投工投劳与出资付费意愿的影响程度来看，变量社会身份对农民参与意愿影响最大，受教育程度的影响最小，回归系数分别为2.045和0.333；开展乡村旅游对农民支付意愿的影响最大，受教育程度的影响最小，变量的回归系数分别为0.956和-0.165。

3.2.1农民行为态度的影响

模型中的环境治理重要性认知对农民的参与及支付意愿影响显著，均通过1%显著性检验，回归系数分别为0.737和0.513。这说明农民认为环境治理越重要，越有动力积极参与人居环境治理，也反映了农民对环境治理认知的变化。通过访谈了解到这种认知的增强不仅来自于亲环境行为的正外部性，也与农村环境污染、生态破坏产生的负外部性有关。在进入模型的371个样本中，认为环境治理不重要、一般、重要的农民中，有参与意愿的占比分别为38.46%、85.29%、94.70%，有支付意愿的占比分别为28.21%、52.94%、84.85%，可见随环境治理重要性认知的增强，农民的治理意愿上升趋势明显。环境污染认知在5%的显著性水平上抑制农民的支付意愿，回归系数为-0.192。一方面可能是新疆农民受自身收入水平、村庄传统文化或治理习俗的局限；另一方面由于治理项目的长期性、治理成效的滞后性以及不确定性，看中短期利益的农民对于出资付费的价值感知不明显，支付意愿相应降低。推广预期对农民投工投劳以及出资付费意愿未产生显著影响，说明该因素不是影响当地农民人居环境治理意愿的主要原因。

3.2.2农民主观规范的影响

模型中的政府环境治理投入力度对农民的支付意愿有负向作用，在10%的检验水平上显著，回归系数为-0.193。可能的解释为政府环境治理投入对新疆农民的投入存在挤出效应。一方面农民理性认为政府投入是环境治理“最合理”的方式，导致其支付意愿不高或丧失，对政府投入形成了强烈的路径依赖；另一方面政府投入可能与农民实际需求存在错位，此时农民间的互动交流可能加强了对政府治理工程的不满情绪，即政府对环境治理的投入挤出农民出资付费的供给意愿，这就需要建立政府投入与农民适当投资的合理分担机制，同时也需加强精准识别农民需求的能力。邻里效应与理论分析的结果不一致，并未影响农民投资投劳的意愿。媒体环境信息传播力度对农民参与及支付意愿分别在1%和5%的显著水平上产生积极影响，系数分别为0.370和0.174。根据样本数据，对于媒体环境信息传播力度，在受访的371位农村居民中，有101位认为“力度较小”、128位认为“力度一般”、142位认为“力度较大”，占总样本的比例分别为27.22%、34.51%、38.28%，其中愿意参与的分别占72.28%、89.06%、95.77%。通过对新疆农民的访谈了解到，除村委会、党员干部对环境问题的宣传，手机、电视也会频繁推送各类环境信息，可见农民环境治理参与意愿与媒体环境信息传播力度密切相关。

3.2.3农民知觉行为控制的影响

政策补贴分别在10%和5%的显著性水平上对农民的参与意愿和支付意愿产生正向激励的作用，系数分别为0.615和0.428。数据显示，收到过环境治理政策补贴的272位农村居民中愿意参与和支付的占比分别为90%和78.6%，比没有收到补贴的分别高出11.3%和21.1%。政府对当地农民提供的政策支持或补贴等财政转移性支付，直接增加了其参与治理的确定性收益和预期收益，作为理性经济人的农民对切身利益的关注决定了其参与意愿与支付意愿的积极性，这与理性小农理论的基本思想相吻合。开展乡村旅游在1%的水平上显著影响农民出资付费的意愿，回归系数为0.956。样本数据表明，开展乡村旅游村庄的农民支付意愿为89.5%，高于没有开展的64.7%。可能的解释为乡村旅游增加了新疆农民可把握的发展机会与资源，拓宽了增收渠道，并且在一定程度上抵消了其在参与过程中所消耗的时间和精力成本，而整洁优美的人居环境是农村发展乡村旅游的基础前提，因此支付意愿更为强烈。政策知晓度对农民参与意愿与支付意愿的影响不显著，调研了解到新疆农民实际掌握大都为一般性、常识性的政策知识，可能不足以影响其投资投劳的意愿。

3.2.4农民个人属性、家庭属性和自然条件特征的影响

控制变量中有较多影响因素通过了显著性检验。社会身份、家庭人均年收入，家庭人口规模均在1%置信水平上显著，是有效提升农民参与意愿与支付意愿的共同因素，与调研结果相符。一般拥有国家公职人员的家庭对农村人居环境保护的重要性认知更高，在响应国家号召上承担着先锋模范作用。而家庭人均年收入越高的农民往往拥有较高的农村社会地位和经济能力，通常已经满足马斯洛需求层次理论中低层级的生存需求和安全需求，开始关注和追求更高层级的农村生活环境质量。人口规模较大的家庭生活垃圾及污水处理的环境卫生需求更大。

农民的性别和年龄均在1%的显著性水平上提升了农民参与意愿，回归系数分别为0.645和0.427。样本数据中，194位男性中有参与意愿的占90.21%，女性中这一比例为83.62%，年龄在50岁及以下、51～60岁、61岁及以上的农民有参与意愿的占比依次为84.77%、92.13%、92.31%，说明男性相比于女性更有意愿选择参与，年龄越大反而更愿意投入时间和精力参与。可能的原因为：其一，随年龄增长，新疆农民“落叶归根”的家园情感更加浓厚；其二，农民大多为50岁以上的中老年人，对传统生活方式所造成的人居环境污染的认识更加深刻，对环境政策信息也更为关心。农民的受教育程度与参与意愿呈显著正相关，与支付意愿呈负相关关系。即农民知识水平越高，越有能力将环保意识付诸实际行动；但高素质的农民群体通常拥有更多从事非农产业获取高收入的外出就业机会，对村庄的认同感和家园依恋情感逐渐淡化，较少愿意花费金钱和精力在村庄事务上，因此支付意愿较低。研究表明，高中及以上学历的农民有130人，与初中及以下学历的相比，愿意参与的比例增加了4.6%，愿意支付的比例下降了9.3%。

道路交通便捷度以及村庄距集镇中心的距离对农民参与意愿及支付意愿的影响不显著，在实际调研中发现，83.7%的农民认为进城的道路交通比较便利，但考虑到医疗卫生、子女教育、社会保障等问题，有近50%农村居民在城镇另购住房，同时受新疆特殊气候影响，夏季农民会举家搬往农村，冬季则由农村搬往城镇，道路交通的便利性使得农民经常往返于城镇与农村，城镇人居环境也带有浓厚的乡村气息，不易对农民产生冲击，因此这2个因素并不显著。

4 结论与启示

以农村居民的环境意愿为研究对象，利用新疆北疆371份农村居民微观调研数据，分析了农村人居环境治理过程中对农民参与意愿与支付意愿产生重要影响的因素与作用机理，以计划行为理论为核心构建理论分析框架，采用双变量Probit回归模型分析各个因素对参与意愿与支付意愿发生概率的影响。主要结论有：(1)从意愿参与的程度和方式来看，有参与意愿的农民约为87%，有支付意愿的农民约73%，与积极的投工投劳意愿相比，农民出资付费的意愿较低。(2)环境治理重要性认知、媒体信息传播力度、政策补贴、社会身份、家庭人均年收入和家庭人口规模是正向影响农民参与意愿与支付意愿的共同因素，但作用程度具有差异性；环境污染认知、政府投入力度对农民支付意愿产生显著消极影响；开展乡村旅游村庄的农民更倾向于为环境治理出资付费。(3)性别、年龄、受教育程度与农民参与意愿显著正相关，值得一提的是农民受教育程度与支付意愿呈显著负相关。

基于上述结论，该文得出以下政策启示与建议：

第一，强化环境知识、政策知识宣传与环保技能普及力度。首先，基层政府、农村社区可在重要的公共场所张贴醒目且通俗的宣传标语、横幅等，开展形式多样的环境主题文化活动，发放宣传单、环保手册，加大电视广播等媒体的宣传，加强农民对环境知识及政策的了解；其次，发动组织农村基层干部带领具有一定社会声誉的村民对优秀示范村进行参观学习，借助微信公众号等工具向村民推送现场图片，激发农民对整洁优美乡村环境的美好向往，提升“自己事自己办”的自觉性；最后，组织开展科学的环保技能培训，定期对农民环保技能进行考核，扎实提升农民环境素养。

第二，建立并灵活运用激励机制，设定有效的村规民约。以现金补贴、实物奖励、以积分兑换荣誉或者实物等方式鼓励农民主动投身村庄环境治理。村庄和家庭可开展环境卫生评比活动树立典型，通过“看一看”“晒一晒”评选出文明村庄、文明家庭、最美庭院，提升农民的集体责任感和个人荣誉感。为避免出现政府大包大揽，“干部在干，农民在看”的现象，应建立政府投入与农民付费的合理分担机制，引导农民对公共设施建设和管护适当出资，主动投劳。另一方面加强村规民约的针对性。对于垃圾污水治理、厕所改造、美化庭院等涉及自身和村庄绿化等涉及公共环境保护的内容，与农民签订协议，明确责任，并制定相应的处罚措施，落实村规民约，促进农民养成规范意识。

第三，发挥基层干部党员、乡贤能人示范引导作用。定期召开党员干部动员会议，发挥党员干部贴近群众的优势，再分级分层次对村“两委”、村民代表、户主进行动员，层层深入提高农民群体积极性；成立党员宣传小分队进行点对点入户宣传，进而以点带面积极引导；基层政府应挖掘本村资源禀赋，结合人文地理、风俗习惯发展乡村旅游，挖掘新产业、发展新业态，丰富农民生计方式，增加农民收入；政府相关部门加强与高校的联系与合作，鼓励大学生进农村实践、实习，为外出务工的青年或退伍军人提供返乡就业创业优惠政策，促进人才回流，利用青年易于接纳和理解新事物的特征，发挥新乡贤在人居环境治理过程中的社会影响力和示范效应，以建立农村环境可持续治理的新模式。