生态认知、政府补贴与农户参与农村人居环境整治意愿

黄 华,姚顺波

(西北农林科技大学 经济管理学院,陕西 杨凌 712100)

一、引 言

农村是农民生产生活的重要场所。改善农村人居环境,建设美丽宜居乡村,坚持人与自然和谐共生,走农村绿色发展之路,是乡村振兴战略中生态宜居的重要任务。随着乡村振兴战略推进,以及物质生活水平的改善,农村居民对美好生活的需求日益增长,但农村地区人居环境依然较差,“脏乱差”问题依然突出[1]。农村人居环境整治作为政府主导的一项生态型公共产品,2018年中央出台并实施“农村人居环境整治三年行动方案”,主攻方向为农村生活垃圾治理、厕所粪污治理、农村生活污水处理和村容村貌提升等。2021年中央一号文件进一步提出“实施农村人居环境整治提升五年行动”,对农村厕所改造、污水处理、垃圾收运等任务做出详细部署。政府支持和推动下的农村人居环境整治是通过基础设施、环境保护等农村公共产品的供给,保障并完善农民生产生活空间,改善村庄居住环境,以提高农民的生活质量和幸福指数[2]。但生态型公共产品以政府为主导的整治模式忽视了农户参与的重要性,同时存在成本高、效率低等问题,农户作为农村人居环境整治中的直接受益者,政府的推动工作需要农户深度参与其中[3]。受农户自身的知识结构、传统习惯、道德规范等禀赋条件所限,主观参与意识有所欠缺,且普遍存在着“搭便车”的心理,农户的生态认知水平也影响其参与意愿。此外,农村空心化、老龄化现象也使得农村人居环境整治面临巨大的现实挑战,即使农户有意愿参与,限于现实约束,也难以转化为实际的参与行为[4]。因而,农村人居环境整治应把握政府支持与农户认知之间的关系,厘清在政府主导和补贴下,农户生态认知对其参与农村人居环境整治意愿及行为具有重要的指导与现实意义。

近年来,农村人居环境整治也受到了学术界的广泛关注。学者们针对农村人居环境整治的不同侧面展开了丰富研究,比如生活垃圾治理、生活污水排放处理、农村厕所改革等[5-10]。王爱琴等的研究发现,农村生活垃圾管理服务水平较低且不全面,且地区间的垃圾管理服务存在显著差异[11];杨晓英等发现农村污水处理项目建设资源浪费现象严重,且污水处理效果欠佳[12]。在农村环境整治意愿方面,多数研究同样基于人居环境整治的某一侧面进行展开,贾亚娟等考察了环境关心和制度信任对农户参与农村生活垃圾治理意愿的影响,发现环境关心对农户参与意愿及支付意愿均存在显著正效应,制度信任不仅对农户参与意愿及支付意愿存在显著促进作用,而且还正向调节了环境关心—农户支付意愿之间的关系[13];苏淑仪等基于山东村级调研数据分析了农村生活污水处理的农户参与意愿及影响因素,并发现农户自身文化程度、对周围水质的关心程度、所在村是否重视生活污水的处理、生活污水处理知识是否普及对农户参与生活污水处理意愿有显著的正向影响[14]。许增巍等关注到农村生活垃圾集中处理意愿与行为的悖理,农户的健康状况、对环境改善的认知、社会网络等是农户支付意愿与支付行为产生悖理的主要因素[15];Zeng等分析中国农户对垃圾治理的认知后发现,影响农户垃圾治理的主要障碍是处理意识较低与处理设施不足[16]。另外,孙前路等基于社会规范和社会监督的视角发现农户参与意愿与行为的一致性较差,农户的文化程度、村民监督及政府宣传有利于农户参与意愿向参与行为转化[4];王学婷等则从环境心理学视角下的人地关系出发,探讨了地方依恋对农户村庄环境治理参与意愿的影响[17]。

已有文献取得了丰富的研究成果,但仍存在局限性与改进空间。一是在研究内容上,多数文献只关注到农村人居环境整治的某个方面,或者关注环境整治的整体意愿,缺乏对农村人居环境整治多个方面(比如污水处理、垃圾治理、厕所改革)的具体关注;二是农户的认知水平与政府支持关系到农村人居环境整治的参与意愿与行动的顺利开展,各级地方政府也制定了相关的农村人居环境整治三年行动方案,在生活污水排放、垃圾回收与集中处理及厕所改革等多方面给予政策与资金支持,但相关研究多以定性分析为主,鲜有研究关注到农户的生态认知、政府的资金支持对农村人居环境整治农户参与意愿的影响,三者之间的影响关系有待于进一步检验。农户行为通常是内部认知和外部环境共同作用的结果[18]。本文基于农户生态认知与政府补贴的双重视角,以生活污水处理、农村厕所改革、生活垃圾治理反映农村人居环境整治的主要内容,结合陕西省黄陵县、黄龙县、镇巴县和紫阳县的调研数据,采用二元Logit模型实证检验生态认知、政府补贴对农户参与农村人居环境整治意愿的影响,进一步考察政府补贴对生态认知与农户参与农村人居环境整治意愿的调节效应,以期为农村人居环境整治行动的持续推进与乡村振兴战略深入实施提供理论与政策参考。

二、理论分析与假设

农村人居环境整治一般包括基础设施升级与公共服务改善等,具有非竞争性、非排他性的一般典型特征,因而,农村人居环境可认为是一种生态型的农村公共产品。农村居民的生产和消费过程会对人居环境产生负的外部性,但这种外部性很少计算在生产成本中,但是人居环境整治与改善,每个居民都会从中受益并产生积极的外部效应。要有效实现农村人居环境整治,满足农村生产与生活的基本公共需求是首要前提,农户作为重要参与者与直接受益者,其参与意愿和行为是农村人居环境整治的重要基础,而政府作为重要推动者与实施者,其支持和补助力度是农村人居环境整治的制度保障。

(一)生态认知与农户参与农村人居环境整治意愿

农户人均环境整治的参与意愿受制度水平、经济条件、社区文化等外部因素,及认知、动机、关系网络等内部因素的综合影响。其中,农户的生态认知主要是农户对农村人居环境现状及改善的了解,个体行为对环境影响的认识等。已有研究发现,农户的生态保护意愿和行为受其生态认知的影响,其教育水平、社会关系、道德规范等因素的个体差异,会导致农户在人居环境整治上存在认知偏差,进而影响其参与意愿[19]。

农村人居环境整治的行动任务主要包括生活垃圾治理、厕所粪污治理、生活污水处理等。农户是否参与到农村人居环境整治是基于其生态认知、成本收益权衡后作出的理性抉择。根据计划行为理论,农户参与农村人居环境整治意愿的生态认知水平由行为态度、主观规范与感知行为三个方面的因素共同影响[20]。首先,行为态度指的是农户对参与农村人居环境整治行动的喜好程度与心理预期,当农户认为参与到农村人居环境整治有利于改善自身生产生活环境、具有正向心理预期时,就会产生积极的行为态度,进而更有意愿参与到人居环境整治中,相反,负向的心理预期则会产生消极的参与意愿。其次,主观规范是农户参与到农村人居环境整治过程中感受到的外部社会压力,包括政府部门的环保政策宣传执行、社会关系网络中的邻里示范效应等。政府环保政策推广宣传、执行监督等,是农户获取生态知识的重要途径,对提升农户生态认知水平具有积极影响,农村居民群居的特性决定了农户的参与意愿容易受到“羊群效应”的影响。当农户认为环保政策、邻里示范等规范有助于改善自身环境时,就会有意愿参与到农村人居环境整治中。最后,感知行为是农户所感知到的参与农村人居环境改善的难易程度,及自身参与对农村人居环境是否改善的主观认知,反映农户参与农村人居环境整治的实际控制力,主要在于农户对自身能力、知识、资本、机会成本等禀赋能力的评估。农户拥有的禀赋能力越高,就会产生正向的心理预期,只有当农户感知到自身参与农村人居环境整治获得的生态效益大于或等于参与成本时,其参与农村人居环境整治的意愿才会越强。但当不同地区的农户面对不同的行动任务时,参与意愿往往存在差异,比如某地区农村基础设施较完善,农户更多关注污水处理设施是否得到改善,而另一地区农村基础设施水平较差,农户可能更加关注自身的垃圾治理是否得到整治。总体而言,在行为态度、主观规范及感知行为等三方面的作用下,农户积极的生态认知能够影响其参与农村人居环境整治的意愿,但面对不同行动任务的参与意愿是不同的。基于以上分析,提出第一个假设:

假设H1:农户生态认知能够显著影响其农村人居环境整治的参与意愿,但农户对不同整治任务的参与意愿存在差异。

(二)政府补贴发挥的作用

有效提供公共产品是现代社会的基本特征和政府的基本职责,要处理好政府与市场、政府与农户不同主体间的关系。政府是农村人居环境整治的主导者与实施者,政府在厕所革命、垃圾治理、污水处理等人居环境改善中发挥重要的推动作用,政府补助向外界传递支持农村人居环境改善的信号。具体而言,政府通过财政支持来规范农村人居环境整治的行动方向与重点,调节市场与农户等主体间的关系,进而配置社会资源[21]。政府通过财政资金或直接补助农户,或对村集体的项目实施加以补贴,政府补贴有助于激发农户参与农村人居环境整治的积极性,但补贴的个体差异性会导致农村人居环境整治效果产生差异。当政府对于农村人居环境整治的补助规模相对较小时,虽然补贴增加了基础设施建设的资金,但此时补贴规模不足以覆盖农户的参与成本,对农户参与的积极性带动较有限,随着资金补助规模扩大,充裕的补助资金能够有力推动基建项目改造升级,集中优势资源,节约交易成本,带动农户参与的积极性,从而实现农村生产资源的合理配置,并改善农户的社会福祉。而当政府补贴规模过大时,还可能会对社会资本的引入产生挤出效应,造成财政资金投入冗余等问题。此外,政府补贴还能够表现出支持、鼓励农村人居环境改善的信号传递作用,让农户意识到人居环境改善的重要性,增强农户的生态认知水平[22]。同样地,政府补助对垃圾治理、厕所改革、污水处理等不同整治任务的侧重程度不同也会引发农户形成不同的生态认知,进而对农户的农村人居环境整治参与意愿产生不同的影响。总之,政府补贴能够在生态认知影响农户参与农村人居环境整治意愿的过程中发挥积极的作用。基于以上分析,提出第二个假设:

假设H2:政府补助能够在生态认知影响农户参与农村人居环境整治意愿中发挥调节作用,但对不同整治任务的调节作用存在差异。

三、数据来源与研究方法

(一)数据来源

本研究使用的数据来自课题组2019年8月在陕西省黄陵县、黄龙县、镇巴县和紫阳县四个县进行的调研,调研采用一对一问卷调查以及访谈的方式,通过分层抽样方法,在每个县抽取一定比例数量的乡镇,每个乡镇选取8～10个行政村,每个村选择15～20个农户,共605份问卷,删除无效样本后,最终获得522份有效问卷,样本有效率为86.28%,其中,黄龙县87份、黄陵县106份、紫阳县173份、镇巴县156份。调研内容重点关注农村生活污水处理、农村厕所革命现状、农村生活垃圾治理等涉及农村人居环境中整治的供给与需求现状。此外,问卷还涉及农户家庭的基本情况(受教育程度、民族等)、地理特征等。所获数据有助于了解并研究农村人居环境整治的农户参与意愿的基本情况。样本选择的依据是:黄陵县位于陕西省中部偏西,县域自然条件良好,人居环境整治力度不断加大,城乡环境面貌显著提升。黄龙县位于陕西省北部,是国家重点生态功能区,生态资源得天独厚,着力于农村人居环境综合整治,乡村面貌发生了巨大变化。镇巴县位于陕西省南部,地处大巴山腹地,是全国首批、陕南唯一的国家生态保护与建设示范区,也属于革命老区、国家扶贫开发重点县,政府坚持把人居环境整治与脱贫攻坚、乡村振兴试点有机结合,目前取得初步成效。紫阳县位于陕西南部,地处国家主体功能区限制开发区、南水北调中线工程重要水源涵养区、秦巴集中连片特困地区、川陕革命老区“四区叠加”的核心区域,是国家扶贫开发重点县、深度贫困县,也是陕西自然条件最恶劣、脱贫攻坚任务最重、贫困程度最深的地区,但是脱贫成效较为显著的地区。

(二)受访者基本特征

表1报告了受访者的基本特征。受访者中男性明显多于女性,77.01%为男性,22.99%为女性;被访者年龄集中在45～60岁之间,占比48.47%,接近半数,样本农户的年龄偏大;被访者的受教育程度以初中学历居多,占比57.08%,超过半数,小学和中专(或高中)的比例几乎相当,样本农户的受教育程度较低;被访者政治面貌大多数为群众,占比65.33%;被访者中有69.54%没有外出务工经历;被访者家庭年收入集中在3万元以下,占到总数的83.72%,收入水平仍比较低。总体而言,被访者年龄、受教育程度与家庭年收入的正态分布态势明显,能够反映较大多数农村居民的基本特征,并为后续的实证检验提供良好的基础。

表1 被访者的基本特征描述

(三)研究方法

参照2018年中共中央办公厅、国务院办公厅印发的《农村人居环境整治三年行动方案》,结合调研内容,本文涉及农户参与的农村人居环境整治的行动任务主要包括农村生活污水处理、农村厕所革命、农村生活垃圾治理。被解释变量为农户参与这3类人居环境整治的意愿,即农户是否有意愿为农村人居环境整治进行支付,愿意参与赋值为1,反之赋值为0。问卷中设定的这3个变量均为二分类的选择变量,故采用二元Logit选择模型进行检验,模型的具体形式如下[23]:

(1)

其中,Y=1表示农户对3类人居环境整治的支付意愿高,p为农户参与意愿高的概率,1-p则为农户不参与的概率。进一步,对农户参与意愿高和参与意愿低的概率之比取对数,根据变换可得到如下形式:

(2)

其中,p/(1-p)为事件的发生比,简称为odds,Xi表示可能影响农户参与农村人居环境整治意愿的多层面因素,α、βi为待估参数。

四、变量说明与描述性统计

(一)被解释变量

被解释变量为农户参与农村人居环境整治的意愿,问卷以“农户是否有意愿为污水处理装置的运行与维护进行支付?”“农户是否有意愿为厕所设施改造与维护进行支付?”“农户是否有意愿为生活垃圾治理基础设施建设与维护进行支付?”作为农户参与农村人居环境整治意愿的代理变量,有意愿支付赋值为1,反之则赋值为0。观察样本发现,受访农户参与农村人居环境整治的意愿整体一般,其中以生活污水处理的参与意愿为最高。

(二)核心解释变量

1.政府补贴

政府支持是农村人居环境整治的重要推手,也是激发农户参与意愿的关键因素,农村人居环境公共设施建设与改进主要依赖于政府财政的补贴支持。结合当地调研情况,问卷中分别以“政府是否对家中污水处理设备进行补贴(实物或资金)?”“政府是否对家中改厕进行补贴(实物或资金)?”“政府是否对垃圾治理设施的建立与改进进行补贴(实物或资金)?”作为政府补贴的代理变量,政府有补贴赋值为1,反之赋值为0。

2.生态认知

农户对人居环境的认知对其参与到环境整治过程产生直接影响。根据调研情况,问卷中分别以“污水处理设备是否对水环境的改善发挥作用?”“农村厕所有必要改进(由旱厕改为水冲式)吗?”“垃圾分类处理对改善环境有帮助吗?”作为生态认知的代理变量,农户认为有改善或有必要改进赋值为1,反之则赋值为0。

3.主要的控制变量

影响农户参与意愿的因素众多,农户个人的社会经济特征、区位交通条件、地理环境等均会对农民参与农村人居环境整治的意愿产生影响,故本文控制变量主要包括受访者及其家庭的社会经济特征,主要包括年龄、性别、受教育程度、健康状况、政治面貌、有无外出务工经历、家庭年收入;区位交通条件包括村到县城的距离。此外,还控制了农户所在县域的地区虚拟变量。表2报告了各变量的定义、赋值及描述性统计。

表2 相关变量的说明与描述性统计

五、结果与分析

(一)生态认知、政府补贴对农户参与人居环境整治的影响

自变量的方差膨胀因子VIF均明显小于2,满足独立性原则,即不存在严重的多重共线性问题。表3报告了生活污水处理、厕所改造、生活垃圾治理等不同层面农户对农村人居环境整治意愿的Logit模型检验结果(模型(1)、(3)、(5))。结果显示,农户生态认知、政府补贴对不同行动任务参与意愿的影响存在显著差异,具体而言:生态认知对农户改进厕所和生活垃圾治理意愿的影响均通过了显著性检验,而对农户生活污水处理意愿的影响未通过显著性检验。生态认知显著正向影响了农户对厕所改造与生活垃圾治理的意愿,但未显著负向影响农户生活污水处理的意愿,假设H1得到验证。具体来说,农户对当地人居环境现状的认知与评估,影响其参与治理的行为,农户生态认知越高,即当农户感知到自家厕所有必要改进、生活垃圾有必要分类治理时,越有可能参与厕所改造与生活垃圾治理,原因可能在于,厕所使用与生活垃圾产生与农户自身的个人行为与生活习惯息息相关。农户对生活污水排放的认知与评估,并未显著影响其参与到污水处理的行为中,调研结果也显示,农户在污水处理对水环境的改善方面存在一定的认知,但由于农户自家污水的产水量本身相对较少,以随意倾倒为主,所以认为污水排放未影响到日常生活。

政府补贴对农户厕所改造、生活垃圾治理意愿的影响均通过了显著性检验,而对农户生活污水处理意愿的影响未通过显著性检验。政府补贴对农户改进厕所的意愿存在显著负向影响,对农户生活垃圾治理的意愿存在显著正向影响,但未显著正向影响到农户生活污水处理的意愿。具体来说,政府补贴越高,越能提高农户生活垃圾治理的意愿和积极性,降低农户乱扔生活垃圾、厨余垃圾等的可能性,政府对农村生活垃圾治理主要为设置公共垃圾桶、建设公共的垃圾堆放点、垃圾集中处理、雇佣保洁员等,在这些方面给予一定的资金补助,加上媒介宣传、监督处罚等手段,对农户垃圾治理的意愿及积极性产生了正面的影响[24]。政府补贴并未有助于提高农户改进厕所的意愿、并转化为使用水冲式厕所的行为,可能的原因为,当前农村居民家庭的厕所大部分仍是传统旱厕,限于方便程度和用水条件,水冲式厕所尚未普及,且家庭中多为中老年人,生活方式已经形成习惯,调研也发现,多数农户对厕所改造的需求并不强烈。政府补贴并未显著影响到农户生活污水处理意愿的原因是农村家庭中污水处理设备并不普及,多数家庭未安装污水处理设备,此外,产生的厨卫和洗浴污水大都是直接排出,农村污水处理方式有待于进一步改进。

控制变量中,受访者性别为男性、年龄较小的农户,参与污水处理、厕所改造、垃圾治理等农村人居环境整治的意愿更高,但显著性水平较低。受教育程度越高的农户,参与农村人居环境整治的意愿会更高,但对参与生活污水处理的意愿影响并不显著。健康状况并未显著影响农户参与农村人居环境整治的意愿,在一定程度上,健康状况良好的农户参与生活污水处理与生活垃圾治理的意愿更高,而患有疾病的农户则更有意愿参与厕所改造。政治面貌是党员的农户,参与生活污水处理、厕所改造、垃圾治理等农村人居环境整治的意愿更高。具有外出务工经历的农户,参与到生活污水处理的意愿更高,但未影响其参与厕所改造、生活垃圾治理的意愿。家庭年收入越高的农户,参与农村人居环境整治的意愿越高,但对参与厕所改造意愿的影响并不显著。到县城距离越远的农户,更倾向于参与厕所改造,而到县城距离越近的农户,则更倾向于参与生活污水处理与生活垃圾治理,但显著性水平较低。相对于镇巴县,黄龙县与黄陵县农户参与生活垃圾治理的意愿更高,参与厕所改造的意愿则更低,参与生活污水处理的意愿则差别不大;紫阳县农户参与生活污水处理与生活垃圾治理的意愿更高,参与厕所改造的意愿则相差不大。

(二)政府补贴的调节效应分析

政府在农村人居环境整治中扮演着主导作用,除通过补助支持农村人居环境整治外,还通过政策宣传推广、监督惩罚等手段进行有效补充,但不同地区存在不同的政府运行效率与保障机制,导致政府补贴产生的人居环境整治效果也存在差异。此外,农户的认知与参与意愿受到政策支持环境的影响[25]。因而,政府支持会影响生态认知与农户参与农村人居环境整治之间的关系,即政府补贴可能发挥调节作用。在二元Logit模型中引入生态认知与政府补助的交互项来考察政府补助的调节效应(见表3中模型(2)、(4)和(6))。

研究结果显示,政府补助对生态认知与农户参与农村人居环境整治的关系存在显著的调节作用,即政府补助不仅可以直接影响农户参与农村人居环境整治的意愿,还能够通过加深农户对生活环境的认知,提高参与人居环境整治的意愿,但对不同的整治内容产生的调节作用存在差异,假设H2得到验证。厕所改造、生活垃圾治理下的政府补助与生态认知的交互项通过了显著性检验。政府补助显著负向调节了生态认知与农户参与厕所改造意愿之间的关系,可见政府补贴虽然有助于加深农户对厕所整修必要性的认知,但农户的生态认知并未有效转化为厕所改造行为。政府补助显著正向调节了生态认知与农户参与生活垃圾治理意愿之间的关系,政府补助水平越高,农户的生态认知越能转化为生活垃圾治理行为。但政府补贴对生态认知与农户参与生活污水处理意愿之间关系的正向调节作用显著性水平较低。

(三)稳健性检验

首先,生态认知与农户参与生活污水处理、厕所改造和生活垃圾治理意愿之间可能存在双向因果关系,同时还可能遗漏其他变量,从而导致内生性问题。为弱化存在的内生性问题,尝试寻找生态认知的工具变量(Instrumental variables,IV),并采用两阶段最小二乘法(IV-2SLS)估计生态认知与农户参与农村人居环境整治意愿的因果关系。工具变量的选择需要满足与内生变量相关而与随机扰动项不相关两个条件,本文选择“受访者是否有其他社会资本(否=0;有=1(合作社、经商、协会成员或其他))”作为生态认知的工具变量,主要原因是,有一定社会资本的受访者,能够便利地接触到良好的生活环境,具有改善个体生态认知的能力,满足工具变量与内生变量相关的条件;受访者的社会资本并不直接影响其参与农村人居环境改善的意愿,满足工具变量的排他性约束,故社会经历作为工具变量具有合理性。

表4报告了2SLS的估计结果。两阶段最小二乘法第一阶段的Wu-Hausman检验拒绝了生态认知不存在内生性的原假设,原模型存在内生性问题,说明2SLS的估计结果是可靠的,同时,不同人居环境整治类型下,KP WaldF统计量均高于Stock-YogoF弱工具变量检验的统计量,即“受访者是否有社会经历”不是弱工具变量,选择的工具变量是有效的。第一阶段的结果显示(模型(7)),“受访者是否有社会经历”与生态认知表现出显著的正相关关系。第二阶段中,生态认知对生活污水处理、厕所改造与生活垃圾治理参与意愿的影响系数虽然在显著性水平上略有差异,但系数方向基本保持一致。农户生态认知对厕所改造、生活垃圾治理的参与意愿存在显著正向影响,而未显著影响生活污水处理的参与意愿。整体上,内生性检验支持本文假设,研究结论具有稳健性。

表4 2SLS模型的重新估计

其次,为进一步确保检验结果的可靠性,采用普通OLS回归模型替换二元Logit回归、缩尾处理两种方法进行稳健性检验,其中,缩尾处理是考虑到调研样本中可能存在的异常值或极端值,此处通过寻找1%、99%所对应的分位数,对相应数据进行替换,使数据更平滑。重新估计结果中核心变量的系数方向与显著性与前文较一致,系数大小略有差异(详见表5、表6),农户生态认知依然对厕所改造、生活垃圾治理的参与意愿存在显著正向影响,而未显著影响生活污水处理的参与意愿;政府补贴依然对农户生活垃圾治理的参与意愿产生显著正向影响,对农户厕所改造的参与意愿产生负向影响,而未显著影响农户生活污水处理的参与意愿。此外,政府补助正向调节了农户生态认知与生活垃圾治理参与意愿的关系,负向调节了农户生态认知与厕所改造参与意愿的关系,而未显著调节农户生态认知与生活污水处理参与意愿的关系。总体而言,认为本文的检验结果具有较好的稳健性。

表5 普通OLS回归模型的重新估计

表6 样本缩尾处理后的二元Logit模型重新估计

六、结论与政策启示

基于陕西省黄龙县、黄陵县、紫阳县与镇巴县522户农户的调研数据,本文从生活污水处理、厕所改造、生活垃圾治理3个方面反映农村人居环境整治,采用二元Logit模型实证检验了生态认知、政府补助对农户参与农村人居环境整治意愿的影响,以及政府补助的调节效应。主要的研究结论为:

第一,生态认知显著提高了农户对厕所改造与生活垃圾治理的参与意愿,但对农户生活污水处理参与意愿的负向影响并不显著。政府补贴显著降低了农户厕所改造的参与意愿,并显著提高了农户生活垃圾治理的参与意愿,但未显著正向影响到农户生活污水处理的意愿。

第二,政府补助能够通过加深农户对生活环境的认知而影响参与人居环境整治的意愿,但不同的整治内容存在差异。政府补助显著负向调节生态认知与农户参与厕所改造意愿之间的关系,并显著正向调节生态认知与农户参与生活垃圾治理意愿之间的关系,但未显著正向调节生态认知与农户参与生活污水处理意愿之间的关系。

第三,受教育程度越高的农户,参与厕所改造、生活垃圾治理的意愿会更高,政治面貌是共产党员的农户,参与3个方面农村人居环境整治的意愿更高。具有外出务工经历的农户,参与到生活污水处理的意愿更高。家庭年收入越高的农户,参与生活污水处理、生活垃圾治理的意愿越高。相对于镇巴县,黄龙县与黄陵县农户参与生活垃圾治理的意愿更高,紫阳县农户参与生活污水处理与生活垃圾治理的意愿更高。其他变量影响的显著性水平较低。

针对以上研究结果,可得出以下启示:

第一,虽然农户的生态认知与政府补贴有助于提高农户参与农村人居环境整治的意愿,但意愿与行为的偏离,使得农村人居环境整治工作仍然任重而道远。应抓住农村人居环境整治过程中的薄弱环节,充分利用手机、互联网等多元化媒介工具,强化对农户环境整治的认知,尤其是农户对生活污水处理的认知程度,普及水环境的相关法律法规,使其充分认识到污水处理对改善农村生态环境的重要作用。此外,由于政府补贴并未显著影响到农户生活污水处理的意愿,农村污水处理还应该根据农村实际条件,基于治理手段、生态适应、集中处理与自行维护相结合的原则来改进污水处理技术与设施,并探索“村民自治、政府补贴、合作运营”的管理模式确保污水处理设施的稳定运行。

第二,政府补贴作为政府行动的直接方式,虽然提高了农户的参与意愿,但存在意愿与行为不一致问题。如何将农户参与人居环境中整治的意愿转化为实际的行为,是政府部门思考的关键。一方面,要继续加大政府的支持力度与监督惩罚机制,减少农户“搭便车”行为;另一方面也要加强农村社会规范与村规民约的引领与监督,是有效弥补政府宣传推广、资金支持等制度不足的有效手段,通过树立优秀典型人物,通过示范效应与引导作用,可以提高农户参与的积极性。此外,由于政府补贴在不同的环境整治行动中发挥的调节作用存在差异性,政府应该在保障环境整治资金投入基础上,根据不同行动任务的属性差异,做到全局统筹,因地制宜,推出更具针对性、差异化的补贴手段和形式,比如采取以奖代补、先建后补、以工代赈等多样化补贴支持方式,以提高补贴资金的使用效率与精准性。

第三,农户的受教育程度与家庭收入对农户的参与意愿产生积极影响,提高农户的文化水平、增加农户的收入水平也是推动农村人居环境整治农户意愿转化为行为的有效途径。除必要的宣传手段外,可以通过对生活污水、传统厕所、生活垃圾等人居生活带来的污染问题进行培训,普及相关知识,提高农户对环境问题的了解程度和认知水平。另外,开展农户劳动技能培训,拓宽务工渠道多元化,丰富农户的收入来源,提高农户的收入水平,才能有效推动农户积极参与农村人居环境整治。

总之,中国当前已消除了绝对贫困,并全面启动乡村建设行动,改善农村人居环境、缩小城乡基础设施及“三生空间”的差距是推动乡村振兴的基础。仅依靠政府公共产品供给与推进难以从根本上改善农村人居环境,农村居民必须参与其中,政府支持与农户参与良性互动才能全方位增强推动的势能。政府方面的行动引导与教育宣传、农户方面的认知提高与精神文明建设必不可少,并建立健全政府与农户沟通的体制机制、信息公开机制、奖惩机制等,逐步强化农户参与环境整治的意愿。