农户家庭生计资本、人居环境整治付费认知与人居环境整治付费行为——以江西省873个农户为例

廖 冰

（1.江西农业大学经济管理学院，江西南昌 330045；2.江西农业大学江西省乡村振兴战略研究院，江西南昌 330045）

一、引言与文献综述

2021 年既是建党100 周年，又是“十四五”开局之年，还是“三农”工作重心由脱贫攻坚向乡村全面振兴过渡转移元年。乡村全面振兴的目标是到2050年，农业强、农村美、农民富全面实现。加快农村人居环境整治，改善农村人居环境，建设美丽宜居乡村，既是实现农村美的重要手段、方式、方法，又是助推乡村生态振兴的重要内涵和应有之义。农户作为农村人居环境整治的重要参与主体，其参与行为对于农村人居环境整治行为具有重要的支撑作用。然而，在《农村人居环境整治三年行动方案》中明确规定要推行环境治理依效付费制度，即在可承受的范围内，农户参与人居环境整治可能要支付一定的费用。相关研究亦表明，农户对于农村人居环境整治付费意愿较低，依然有四成农民不愿意付费［1］，这在一定程度上影响环境治理依效付费制度的有效实施。在此背景下，如何调动农户积极性并引导其支付一定的成本费用来参与农村人居环境整治，对于有效推进环境治理依效付费制度实施，助力农村人居环境整治，改善农村人居环境，实现乡村美和乡村生态全面振兴均具有重要意义和时代价值。农户参与人居环境整治付费行为受到诸多因素的影响，研究农户参与人居环境整治付费行为的影响因素并因症施策，对于规范农户参与人居环境整治付费行为具有积极引导作用。

学者们从不同角度对人居环境整治付费行为影响因素进行研究，有学者直接对人居环境整治付费行为影响因素内容进行研究，还有学者从与人居环境整治付费行为间接相关内容展开研究。（1）对于直接研究人居环境整治付费行为影响的，主要分以下几方面因素：①个体特征因素。孙前路［2］认为村干部经历对农户参与人居环境整治意愿具有显著正向影响，健康状况越好的农户越愿意参与农村人居环境整治；孙前路等［3］研究发现，农户的文化程度有利于农户参与意愿向参与行为转化。②家庭特征因素。常烃和牛桂敏［1］认为家庭年收入越高，环境治理付费意愿越明显。③心理感知因素。王学婷等［4］认为心理感知对农村居民生活垃圾合作治理参与行为具有显著正向影响。④地方依恋因素。王学婷等［5］认为地方依恋能够提高农户村庄环境治理参与意愿。⑤村庄归属感。李芬妮等［6］认为村庄归属感对农户环境治理行为具有显著的促进作用。⑥生态认知因素。黄晓慧等［7］研究认为生态认知对农户水土保持技术采用行为具有正向影响；李福夺等［8］纳入生态补偿为调节变量研究价值认知对农户绿肥养地采纳行为的影响发现价值认知对农户绿肥养地采纳行为具有正向显著影响；张化楠等［9-10］认为生态认知对流域生态补偿参与意愿具有显著促进作用；徐瑞璠等［11］基于渭河流域586 个农户的数据实证得出生态认知对生态补偿意愿与水平具有正向影响；桑贤策等［12］认为政策激励通过影响生态认知进而促进农户有机肥施用行为；杨兴杰等［13］认为政府培训通过提高技术认知，降低风险，促进农户生态农业技术采纳行为。⑦生计资本因素。黄晓慧等［7］认为资本禀赋对农户水土保持技术采用行为具有正向影响。李福夺等［8］发现资源禀赋对农户绿肥养地采纳行为具有正向显著影响。张化楠等［9-10］认为生计资本对流域生态补偿参与意愿具有显著促进作用。（2）对于与人居环境整治付费行为间接相关研究，如大气环境改善［14-15］、流域污染改善［16-17］、生态认知与清洁生产行为［18］、生态认知与农户地膜回收［19］、绿色生产意识与农户绿色生产行为［20］、生态认知对农户退耕还林参与意愿和行为［21］等，发现生态付费意愿、付费行为均与农户生态认知均有关，认知水平越高，则其支付意愿越强，支付成本费用额度也越大。此外，还有关于生态认知、生计资本与生态行为相互关系的研究：黄晓慧等［7］利用陕甘宁地区1 152份农户数据，运用Heckman 模型实证资本禀赋、生态认知与农户水土保持技术采用行为的相互影响机理。张瑶等［20］基于421 户牧民数据，实证分析生态认知、生计资本与牧民草原保护意愿的相互关系，认为生计资本强化了生态认知，进而进一步促进牧民草原保护意愿。张化楠等［9-10］基于大汶河流域调研数据，运用Probit 和SEM 模型实证分析生态认知和生计资本对生态补偿支付意愿的作用关系，表明生态认知和生计资本均显著正向影响生态补偿支付意愿。肖钰［22］利用长江流域614份调研数据，对社会资本、生态认知与合理施肥行为的关系进行实证研究。虽然这些研究讲述的是与人居环境整治不直接相关的内容，但其同样可为人居环境整治的研究提供参考借鉴。

已有文献为本文研究提供了一定的思路，但已有直接研究将生态认知与生计资本割裂开来，并未将其与生态行为置于同一框架体系内研究三者之间相互关系，根据计划行为理论，行为产生往往取决于行为主体的认知水平，而行为主体的生计资本禀赋程度也对生态认知具有一定影响，两者共同影响农户人居环境整治付费行为，亟需纳入生态认知、生计资本来研究人居环境整治付费行为影响因素。虽然与人居环境整治付费行为间接相关的文献研究了三者相互关系，但最后的落脚点并非人居环境整治付费行为，人居环境整治付费行为与其他类似的生态行为各有异同，亟需具体情况具体分析。

江西既是生态大省，又是国家生态文明试验区建设首批试点省份，其森林覆盖率稳居全国第二，山水林田湖草沙治理在全国具有典型代表意义。同时，江西还是我国中部地区农村人居环境整治的重要省份之一，农村人居环境整治成败直接关系到江西农村美、生态振兴与乡村全面振兴的实现。基于此，本文以江西为研究区域，以873个农户为研究对象，基于计划行为理论、“知-信-行”理论与可持续生计分析框架，构建结构方程模型SEM 实证分析生计资本、生态认知与人居环境整治付费行为三者之间作用关系，据此提出相应对策建议，以期为政府职能管理部门制定人居环境整治政策助推乡村振兴提供决策参考依据。

二、理论基础、分析框架与研究假说

（一）理论基础

计划行为理论（TPB），由Icek Ajzen（1988，1991）提出，TPB 理论描述主观规范、行为态度、知觉行为控制、行为意愿、行为作用影响关系，其中，主观规范包含认知这一要素。TPB理论认为，主观规范、行为态度、知觉行为三者共同影响意愿，而行为意愿对主体行为会产生影响，同时，知觉行为控制也可能会对主体行为产生影响。

“知-信-行”理论（KAP），由美国哈佛大学梅奥教授于1950 年提出。KAP 理论认为，人的行为改变分为获取知识、产生信念与形成行为3 个连续过程，行为改变的关键在于信念的确立和态度的转变，而信念的确立和态度的转变必须以获取知识、形成认知为基础，即行为的产生必须以信念和态度为动力、以认知为基础。

可持续生计分析框架（Sustainable Livelihood Analysis，简称“SLA”），由英国国际发展计划署（DFID）提出，共有脆弱性背景、生计资本、生计策略和生计结果4个部分。其中农户生计资本包括金融资本、自然资本、物质资本、人力资本和社会资本5 种类型［23］。该框架认为，生计风险贯穿于人们实现生计可持续的整个过程中，把人看作是在“风险脆弱环境”中生存或谋生，风险和脆弱性直接影响着人们拥有的生计资本，生计资本的变化会影响生计策略的选择，并间接影响生计后果，生计结果的核心是需要降低风险和脆弱性。至今，该框架已广泛应用于农村经济发展与贫困治理等诸多领域。可见，生计资本决定农户采取何种行为来维持生计，是影响农户生计行为选择的重要因素。

（二）分析框架

根据TPB 理论、KAP 理论与可持续生计分析框架，主体行为的产生应以认知、态度、信念等为前提，而主体生计资本禀赋强弱对主体认知、态度、信念会产生一定影响。将三个理论应用于本文，生态认知对应于TPB 理论中的主观规范和KAP 理论中的主体行为认知，人居环境整治付费行为对应TPB 理论和KAP 理论中的主体行为，生计资本对应可持续生计框架理论中的生计资本结构要素，由此提出生态认知和生计资本均会对人居环境整治付费行为产生影响，农户家庭生计资本高低不仅能够直接影响农户家庭生活水平，同时也会对农户生态认知产生一定的影响［20］，进而构建整体分析框架（图1）。

图1 理论分析框架

（三）研究假说

农户家庭生计资本包括自然资本、物质资本、金融资本、人力资本和社会资本5种类型，是农户家庭赖以生存和发展的物质基础和必要保障，在一定程度上反映农户家庭生计资源禀赋能力强弱，决定农户家庭为支付人居环境整治成本费用的经济承受状况，导致人居环境整治付费政策的认知分化，总是采取有利于家庭生计的行为决策。基于此，提出第一个研究假说：

H1：农户家庭生计资本对农户人居环境整治付费认知具有正向影响。

农户人居环境整治付费认知是指农户对人居环境整治付费成本费用政策制度的认识和了解程度，根据KAP 行为理论，意愿和行为的产生必然要以认知为基础，而且农户对人居环境整治付费认识和了解程度越高，农户就越能体会到实施人居环境整治付费政策的必要性，而且人居环境整治付费行为本身就具有正外部性效益，农户就越有能力、越有信心、越有意愿进行人居环境整治付费。基于此，提出第二个研究假说：

H2：农户人居环境整治付费认知对农户人居环境整治付费意愿具有正向影响。

Triandis［24］的态度行为理论、Fishbein［25］的理性行为理论、Rogers［26］的保护动机理论以及Ajzen［27］的计划行为理论均认为个体的意愿对行为存在正向影响且影响程度存在差异。农户人居环境整治付费的意愿会进一步强化人居环境环境整治付费行为。基于此，提出第三个研究假说：

H3：农户人居环境整治付费意愿对其人居环境整治付费行为具有正向影响。

农户家庭生计资本是农户家庭资源禀赋能力的综合反映，决定着农户家庭对人居环境整治成本费用的经济承受状况，会导致人居环境整治付费政策的认知分化，认知的分化会影响其改善人居环境的信心与能力，进而对其付费意愿也会产生一定影响。此外，张瑶等［20］研究认为，家庭生计资本均对牧户草原保护意愿有显著的正向影响。基于此，提出第四个研究假说：

H4：农户家庭生计资本对农户人居环境整治付费意愿具有正向影响。

农户是有限理性的经济人，其倾向于作出有利于其家庭生计的行为决策。农户生计资源禀赋能力越强，生计资本越雄厚，改善人居环境的能力越强、信心越足，进一步强化其对环境治理依效付费制度的认知，认知水平的提高进一步激发农户产生人居环境整治付费意愿并促进人民环境整治付费行为。基于此，提出第五个研究假说：

H5：农户家庭生计资本对农户人居环境整治付费行为具有正向影响。

农户对人居环境整治政策、规章制度、方法途径等越了解，越能够增强其对人居环境整治的信心，提升人居环境整治的能力，也就能够进一步强化人居环境整治的意愿，由意愿进而产生人居环境整治的行为。此外，黄晓慧等［7］认为农户生态认知对其水土保持技术采用行为具有显著的正向作用。基于此，提出第六个研究假说：

H6：农户人居环境整治付费认知对农户人居环境整治付费行为具有正向影响。

三、数据来源、变量选取与模型选择

（一）数据来源、处理与检验

江西是我国中部地区农村人居环境整治的重要省份之一，故本文选取江西作为抽样区域。数据来源于2019—2021 年7—8 月暑假期间分别赴江西各县关于“乡村振兴”方面的入户调研所形成的“江西乡村振兴跟踪调查”数据库（JXRVPS）。因不同农户之间差异较大，同时又要使得样本容量足够大且呈现正态分布特征，根据“概率论与数理统计学”中分层随机抽样样本容量的计算方法，可算得抽样样本容量。

式（2）中，ni为第i层应抽取的农户人口样本数；Ni为第i层农村总人口数量；N为江西省农村人口总数量；n为样本总体容量。以《江西省统计年鉴（2020）》为准，根据农村人口比例进行抽样，样本范围分布如表2所示。共发放问卷900份，共收回873份有效问卷，问卷有效率为97.00%。

表1 江西省11个地级市所抽取的样本分布概况

在原始数据收集后，首先进行缺失值处理，对于难以观察出缺失数据与非缺失数据间存在的内在规律的，或者缺失数据与非缺失数据不存在任何关系的，则直接删除该样本数据；对于缺失部分与非缺失部分间存在一定的相关关系，或者说数据缺失可能是由于其他非缺失数据变量所引起的，对于此则用均指法或者回归分析法处理。其次，因结构方程模型对数据要求高，必须要求数据通过信度和效度检验，因此，还需要对数据进行信度和效度检验。通过Cronbach’sα系数来测度内部一致性信度，利用通过SPSS 22.0 软件对各潜变量、显变量数据进行可靠性分析，主要采用“内部一致性信度”系数进行信度检验，输出Cronbach’sα系数值再进行潜变量KMO分析与Bartlett球形度检验。潜变量信度与效度检验输出结果如表2所示。

表2 潜变量信度与效度检验结果

从表2 可以看出，整体Cronbach’sα系数达到0.698，且高于每个潜变量的Cronbach’sα系数值，均达到SEM 分析的要求。各潜变量的KMO值均大于0.6，Bartlett 球形度均达到显著性水平，说明测度项间显著相关，可以用于因子分析，因此，问卷结构效度较好，宜展开后续实证分析。

（二）变量选取

根据图1 构建的潜变量之间作用关系的结构方程模型，分别选取农户家庭生计资本（C）、农户人居环境整治付费认知（R）、农户人居环境整治付费意愿（W）、农户人居环境整治付费行为（B）4 个潜变量，潜变量无法直接观测，需要由显变量来间接观测得到。

1.农户家庭生计资本潜变量（C） 根据可持续生计框架体系，将农户家庭生计资本分为自然资本、物质资本、金融资本、人力资本和社会资本。自然资本是指农户赖以维持生计所拥有的自然资源，包括水田、旱地、林地等，本文引申为农户所需整治的房前屋后的人居环境面积（C1/hm2）；物质资本反映农户赖以维持生计所依靠的生产生活物资，本文引申为农户所在村拥有人居环境整治基础设施的数量（C2/个）；金融资本反映农户赖以维持生计所拥有的各类现金、存款等的总和，本文引申为农户每年进行人居环境整治平均所支付的成本费用（C3/元）；人力资本反映个体受教育程度、科学文化素质、所掌握的技能水平高低以及家庭劳动力结构程度，本文引申为从事人居环境整治工作的劳动力比例（C4/%）为衡量指标；社会资本是指个体之间的关系网络、互惠性规范和由此产生的信任，是人们在社会结构中所处的位置为其带来的资源，反映个体与他人之间进行沟通往来情况，本文引申为农户就参与人居环境整治而与他人进行联系沟通的频率（C5，无单位，5等量级）。

2.农户人居环境整治付费认知潜变量（R） 本文选取农户对人居环境整治政策了解情况（R1）、对人居环境整治方法技能掌握情况（R2）、对人居生态环境损害赔偿制度了解情况（R3）、对人居环境整治付费政策了解情况（R4）、对人居环境整治的重要性了解情况（R5）、对破坏人居环境的心里感受程度（R6）来综合反映。

3.农户人居环境整治付费意愿潜变量（W） 本文选取农户为人居环境整治付费一定成本费用的意愿程度来表示，用1、2、3、4、5分别代表非常不愿意、不愿意、一般、愿意、非常愿意5等量级。

4.农户人居环境整治付费行为潜变量（B） 本文选取农户是否发生过人居环境整治付费的行为，用“0”和“1”分别代表未发生过和已发生过。

需要注意的是：本文“特定情况”是指农户在进行人居环境整治需要缴纳一定费用的情形，即推行农村人居环境整治“付费制”，建立农村环境卫生管理长效机制，改善农村人居环境。付费制遵循“谁污染、谁付费，谁受益、谁负担”的原则，收取资金将用于农村人居环境整治基础设施改善、保洁员工资、垃圾分类处理与表彰奖励先进示范等方面。村民组长和村干部一道，逐一到村民家收取卫生费。除此之外，其他进行人居环境整治不用缴纳费用的情况都不属于此特定情况，如农户就自家房前屋后的卫生进行大范围清扫，无需缴纳费用，不用付费，也就不存在人居环境整治付费行为。因此，课题组在进行访问的时候，都会将此问卷问题先转化为“遇到村干部或者村组长上门收取卫生费，你愿不愿意缴纳？”，以确保被访问者，对“特定情况”的理解是一致的，从而所作的回答也是真实和可比的。

表3 变量定义及统计量说明

（三）模型选择

结构方程模型既能够通过作用路径系数判断显变量对所属潜变量的隶属程度和作用方向，又能够通过作用路径系数描述潜变量与潜变量之间作用关系，以揭示潜变量对潜变量作用影响的直接效应、间接效应和总效应，还能够估计测量过程中变量间的测量误差，以客观检验各显变量与所属潜变量间的有效性和可靠性。其中，显变量可以直接观察并测量，潜变量无法直接观察和测量，必须通过显变量来反映。结构方程模型是一种通过建立、估计和检验因果关系模型用以验证某些理论假设是否适切的科学化、系统化和定量化的社会科学分析方法，近年来在社会科学、行为研究及教育领域广泛使用。结构方程模型分为结构模型和测量模型，结构模型反映潜变量与潜变量之间关系，测量模型反映显变量与潜变量之间关系［28］。

首先，根据理论分析框架构建结构模型基本公式如下：

式（3）中，Y为内生潜变量，分别代表农户人居环境整治付费认知、农户人居环境整治付费意愿、农户人居环境整治付费行为；X为外生潜变量，代表农户家庭生计资本；为潜变量与潜变量之间作用路径系数，即潜变量对潜变量作用影响程度和方向；e为残差项，反映在方程中潜变量与潜变量之间无法解释的部分。

其次，构建测量模型如下：

式（4）～式（5）中，Yi分别表示能够反映农户人居环境整治付费认知、农户人居环境整治付费意愿、农户人居环境整治付费行为特性的显变量；Xi表示能够反映农户家庭生计资本特性的显变量；λYi表示农户人居环境整治付费认知、农户人居环境整治付费意愿、农户人居环境整治付费行为3个内生潜变量与其显变量的因子载荷，即显变量Yi能够在多大程度上解释潜变量Y；λXi表示农户家庭生计资本外生潜变量与其显变量的因子载荷，即显变量Xi能够在多大程度上解释潜变量X；eYi、eXi分别表示误差项，反映在方程中显变量对潜变量无法解释的部分；i表示显变量个数。

四、结果与分析

经过变量指标数据处理与检验合格后，将其代入结构方程模型SEM 专用软件AMOS 25.0中进行拟合，输出拟合参数和标准化作用路径系数，并依次对其进行显著性检验。首先对拟合参数进行检验以验证模型整体拟合的显著性，拟合参数包括简约适配度指数、绝对适配度指数、增值适配度指数，分别将其与结构方程模型适配度指数标准范围进行比对分析，结果显示，简约适配度指数、绝对适配度指数、增值适配度指数均在合理且理想的范围区间，也通过了显著性检验，模型拟合结果均为理想。其次，对标准化作用路径系数以验证模型分指标拟合的显著性，经过检验，模型各指标标准化作用路径系数均通过了显著性检验，具体如图2所示。

图2 结构方程模型拟合输出的标准化作用路径系数

图2中标准化作用路径系数可以客观反映潜变量与潜变量之间、潜变量与显变量之间的作用关系，具体分析如下：第一，农户家庭生计资本对农户人居环境整治付费认知具有正向影响，作用路径系数为0.739且在1%的检验水平上显著。这说明农户家庭生计资本的增强有助于提高农户人居环境整治付费的认知水平，与H1一致。究其原因，农户家庭生计资本越强，决定着农户家庭能够支付人居环境整治成本费用的能力也越强，越有实力支付人居环境整治成本费用，更能够进一步强化农户对人居环境整治付费的认知。

第二，农户人居环境整治付费认知对农户人居环境整治付费意愿具有正向影响，作用路径系数为0.581 且在5%的检验水平上显著。这说明农户人居环境整治付费认知的提高有助于农户人居环境整治付费意愿增强，与H2一致。究其原因，根据TPB 和KAP 理论，当农户人居环境整治付费认知提高时，人们对于人居环境整治概念会更加清晰，就更容易激发出内生潜在动力，更愿意付费进行人居环境整治。

第三，农户人居环境整治意愿对于农户人居环境整治付费行为具有正向影响，作用路径系数为0.486且在10%的检验水平上显著。这说明农户人居环境整治意愿提升有助于强化农户人居环境整治付费行为，与H3一致。究其原因，根据行为发生机理，农户人居环境整治付费认知能够强化农户人居环境整治付费意愿，进一步推动农户人居环境整治行为的发生。

第四，农户家庭生计资本对农户人居环境整治付费意愿具有正向影响，作用路径系数为0.424且在5%的检验水平上显著。这说明农户家庭生计资本有利于提升农户人居环境整治付费意愿，与H4一致。究其原因，生计资本决定个体支付人居环境整治成本费用的经济承载能力，不同生计能力的农户会作出有利于其家庭生计的行为决策，进而会影响其对人居环境整治政策的认知水平，也就会影响其改善人居环境的信心与能力，进而对其付费意愿也会产生一定影响。

第五，农户家庭生计资本对农户人居环境整治付费行为具有正向影响，作用路径系数为0.367且在1%的检验水平上显著。这说明农户家庭生计资本有利于促进农户人居环境整治付费行为，与H5一致。究其原因，生计能力越强的农户越会作出有利于其家庭生计的行为决策，进而会影响其对人居环境整治“依效付费”政策的认知水平，也就会影响其改善人居环境的信心与能力，进而对其付费意愿也会产生一定影响，付费意愿受到影响后，其付费行为也会产生影响。

第六，农户人居环境整治付费认知对农户人居环境整治付费行为具有正向影响，作用路径系数为0.389 且在1%的检验水平上显著。这说明农户人居环境整治付费认知的提升有利于促进农户人居环境整治付费行为，与H6一致。究其原因，农户对人居环境整治政策、规章制度、方法途径等越了解，越能够增强其对人居环境整治的信心，提升人居环境整治的能力，也能够进一步强化人居环境整治付费的意愿，由意愿进而产生人居环境整治付费的行为。

根据图2 所示的标准化作用路径系数及其作用框架体系，进一步分析各变量之间的相互作用关系，以辨识出直接效应、间接效应和总效应（表4）。从表4 可知：（1）农户人居环境整治付费认知对人居环境整治付费行为的直接效应（0.389）要高于农户家庭生计资本对人居环境整治付费行为的直接效应（0.367），农户人居环境整治付费认知对人居环境整治付费行为的总效应（0.389+0.581×0.486=0.671）也要高于农户家庭生计资本对人居环境整治付费行为的总效应（0.367+0.739×0.389=0.654、0.367+0.424×0.486=0.573、0.367+0.739×0.581×0.486=0.576）。这表明在影响农户人居环境整治付费行为中，人居环境整治付费的认知占据主导作用，付费行为的产生主要由付费认知决定，这与TPB 理论与KAP 理论一致，由于农户人居环境整治付费认知较强，进一步强化了人居环境整治付费的意念和意识，更能进一步刺激农户人居环境整治付费的意愿，进而促进人居环境整治付费行为的发生。（2）农户家庭生计资本对农户人居环境整治付费意愿作用的总效应（0.424+0.739×0.581=0.853）要高于人居环境整治付费认知对人居环境整治付费意愿作用的总效应（0.581+0=0.581）。这表明农户家庭生计资本对农户人居环境整治付费意愿具有主导作用，农户人居环境整治付费意愿强度主要由农户家庭生计资本禀赋强弱来决定，因为农户家庭生计资本禀赋越强，农户越有能力承担一定的人居环境整治成本费用，越有信心能够实施人居环境整治付费，越能进一步强化农户人居环境整治付费及其保护的认知程度。（3）农户家庭生计资本对农户人居环境整治付费意愿既有直接作用又有间接作用，且直接效应（0.424）要小于间接效应（0.739×0.581=0.429），而农户人居环境整治付费认知对人居环境整治付费意愿仅有直接效应无间接效应，因此，要提高人居环境整治付费意愿要从提高农户家庭生计资本入手，家庭资源禀赋雄厚了，能够进一步提高人居环境整治付费认知，进而提高付费意愿。（4）农户人居环境整治付费认知对人居环境整治付费行为既有直接作用又有间接作用，直接效应（0.389）要大于间接效应（0.581×0.486=0.282），这表明要促进农户人居环境整治付费行为要从农户人居环境整治认知入手。（5）农户家庭生计资本对人居环境整治付费行为既有直接作用又有间接作用，农户家庭生计资本对人居环境整治付费行为的间接作用具有多种渠道，但总体而言，直接效应（0.367）要大于间接效应（0.739×0.389=0.287、0.424×0.486=0.206、0.739×0.581×0.486=0.209），这表明要提高人居环境整治付费行为要从提高农户家庭生计资本入手。

表4 各潜变量之间的直接效应、间接效应和总效应

五、主要结论与政策启示

（一）主要结论

基于TPB理论、KAP理论和可持续生计分析框架，通过构建结构方程模型SEM实证研究江西省873个农户家庭生计资本、农户人居环境整治付费认知与农户人居环境整治付费行为之间作用关系，可得如下研究结论：第一，农户生计资本对人居环境整治付费意愿、付费行为均既有直接作用，又通过人居环境整治付费认知对人居环境整治付费意愿、付费行为产生间接作用，故农户人居环境整治付费认知在农户家庭生计资本对农户人居环境整治付费意愿、农户人居环境整治付费行为作用中扮演着部分中介作用。第二，农户人居环境整治付费认知、农户家庭生计资本对农户人居环境整治付费行为既有直接作用，又通过人居环境整治付费意愿对人居环境整治付费行为产生间接作用，故农户人居环境整治付费意愿在农户人居环境整治付费认知、农户家庭生计资本对农户人居环境整治付费行为作用中扮演着部分中介作用。第三，农户人居环境整治付费认知对农户人居环境整治付费行为具有主导作用而农户家庭生计资本对农户人居环境整治付费意愿具有主导作用，而农户家庭生计资本对农户人居环境整治付费认知又具有正向显著影响，人居环境整治付费认知又会对人居环境整治付费意愿产生显著影响，人居环境付费意愿进而会促进人居环境整治付费行为的产生，如此循环往复。

（二）政策启示

从上述结论可知，农户人居环境整治付费认知对人居环境整治付费行为具有主导作用而农户家庭生计资本对农户人居环境整治付费意愿具有主导作用，欲合理规范农户人居环境整治付费行为，无论是从直接作用路径还是从间接作用路径看，均可从农户家庭生计资本和农户人居环境整治付费认知两方面着手：

第一，在强化人居环境整治付费意愿过程中，要特别重视提升农户生计资本。在自然资本上，要合理引导农户土地流转，扩大农业生产经营面积，发展适度规模经营，提高规模效应。在物质资本上，要增设人居环卫设施（如垃圾中转站、化粪池、公共厕所、垃圾桶等）数量，提高农户人居环境整治基础公共设施在农村的覆盖比例。在金融资本上，政府应加大人居环境整治资金投入力度，并设置相应的专项项目用以整治改善环境，对自觉履行人居环境整治的农户给予一定奖励，对不自觉履行人居环境整治的农户给予一定惩罚，同时，各大银行机构要设法降低农户贷款门槛，提高贷款额度，拓宽农户转移性收入渠道。在人力资本上，要加大农户对人居环境整治技能、方式、方法与手段等的培训，增强人居环境整治技能，将农户培养成人居环境整治专门型精深新型职业人才，为改善农村人居环境提供智力支持和决策参考。在社会资本上，强化党建引领作用，积极引导本村村民之间的协调沟通，并通过“一事一议”方式鼓励农户积极参与本村人居环境整治决策，以调动农户人居环境政策的积极性，更好地发挥主人翁作用，同时，村委会对村集体人居环境整治事务要及时公示，保障村务人居环境整治信息的公开透明度，确保农户对人居环境整治的知情权和决策权。

第二，在引导农户人居环境整治付费行为过程中，要特别重视农户人居环境整治付费认知的强化。一方面，政府要对农户进行人居环境整治付费进行思想引领，可通过邀请专家授课、广发宣传册、下基层集中宣传等方式来强化人居环境整治付费政策重要性的生态环保认知，积极灌输“谁污染、谁负责，谁受益、谁付费”的人居环境治理准则，加大绿色可持续、生态文明、绿水青山就是金山银山等理念宣传；另一方面，要引导农户变“被动”为“主动”，破除“等、靠、要”思想，变“要我改善人居环境”为“我要改善人居环境”，调动农户参与人居环境改善的积极性。