收入水平对农户参与环境治理意愿的影响——以湖北省为例

李万红，吴雪莲，雷家乐

(长江大学经济与管理学院，湖北荆州 434023)

可持续发展理念认为发展经济不应该以破坏人类赖以生存的环境为代价，人与自然和谐共生永远是人类社会存在和发展的基础。但在农村仍然存在人们不合理行为导致环境污染严重，如土壤污染、畜禽废弃物污染、水污染以及固体废弃物污染等。随着我国经济的日益发展和人民群众环境保护意识的不断提高，农村环境治理问题受到了广泛关注，公众也主动参与到环境治理中来。党的十八大以来，逐步将“五位一体”调整为国家发展战略总体布局，生态被确定为我国经济社会发展总体布局的重要维度[1]。改善农村环境是目前及今后很长一段时间必须着力解决的大事。党的十九届四中全会也提出了建设“人人有责、人人尽责、人人享有”的社会治理共同体”[2]。其中收入水平作为区分农户的重要因素，不同收入水平的农户越来越表现出差异明显的个体行为偏好及需求偏好[3]，在很大程度上影响农户环境治理参与意愿，因此，该研究从收入水平入手分析其对农户参与环境治理意愿的影响具有一定的现实意义。

当前，国内学者对环境治理做了大量研究，主要包含以下3个方面：一是环境治理意愿影响因素方面，史恒通等[4]基于微观调查数据，从社会资本入手分析对农户参与流域生态治理行为的影响。汪红梅等[5]认为信任和收入是影响农户参与意愿和参与方式的重要因素。魏东等[6]通过实证研究发现，制度信任对于调节行为态度与参与意愿之间的关系具有正向作用。唐林等[7]基于制度约束和主体参与的视角，探讨外出务工经历、正式制度和非正式制度对农户环境治理支付意愿的影响。二是环境治理主体方面，陈冬梅[8]认为政府在生态环境治理主体中处于核心地位。王潇[9]认为在环境治理中应明确政府的主导地位、企业的主体地位及公众积极参与的地位。完颜君侠[10]认为公众参与社会治理在国家治理现代化进程中占据重要的地位与作用。三是环境治理路径方面，张福德[11]研究得出，环境社会规范会对环境行为具有重要影响，是环境治理的重要路径。张金阁等[12]通过建立公众参与环境治理的整体性分析框架，得出协作型公众参与模式是提升参与有效性的重要可行路径。陈美岐[13]研究了“民生三感”导向下公众参与生态环境治理的实践路径，即政府、企业和公众三者相互协调合作。

综上所述，虽然国内学者就环境治理有了一定研究成果，但仍然具有拓展空间：①在已有研究中，侧重收入水平研究环境治理参与意愿的较少；②大多研究普通社会公众的环境治理参与意愿，鲜有将农户作为环境利益相关者而对其环境治理参与意愿给予充分关注；③研究范围上，主要探究湖北省农户的环境治理参与意愿。基于此，笔者以湖北省为例，从收入水平视角出发，分析农户的环境治理参与意愿，以期完善现有理论成果，为政府促进农户参与环境治理提供参考建议。

1 概念界定及理论基础

1.1 概念界定目前，学术界对收入水平采用不同的指标进行衡量。例如，程名望等[14]根据研究主题，将收入水平划分为劳动性收入和资产性收入。朱玉春等[3]在分析不同收入水平农户对农田水利设施的需求意愿时，将收入水平界定为农户的农业收入。侯玲玲等[15]在研究有关于不同收入水平的农民对极端干旱事件的感知时，用家庭财产的多少衡量农户的收入水平。李聪等[16]在探讨影响农户收入不平等因素时，将收入水平界定为一个综合指标即家庭总收入，即为农业收入、林业收入、养殖收入、打工收入、非农经营收入和转移性收入总和。由此可见，学术界对于农户收入水平没有形成统一的测度指标。鉴于此，根据研究主题，该研究选取农业收入和兼业收入作为衡量农户收入水平的测度指标。并根据《中国农村统计年鉴》中农村居民年收入划分标准，并结合样本农户的平均收入水平[17]，将农户的农业收入和兼业收入分别划为3个等级，即3万元及以下为低收入组，>3万～5万元划为中等收入组，5万元以上划为高收入组。

1.2 理论基础农村环境治理是一个复杂的系统工程，具有公共物品的属性，在实施过程中容易产生“搭便车”现象。农户作为农村环境利益的直接相关者和最大决策者，其“搭便车”行为动机更大，最终在实际环境治理中容易导致治理主体的缺失和治理投入不足的现象发生。实验经济学证据认为，个体参与公共供给的社会偏好具有异质性,该异质性使得个体通常会表现出具有差异性的公共物品供给意愿水平[18]。同时，随着农村社会结构的不断变化，农户个体之间差异性逐渐明显，其中收入差异是当前农户分化的直接表现，不同收入水平农户展现出不同的需求偏好,进而导致对农村环境治理的参与意愿也不同[19]。

目前，国内外不少学者探讨了收入水平对农户参与环境治理意愿的积极影响。汪红梅等[5]认为农户的人均年收入水平对农户村域环境治理参与方式有显著的积极作用。余锦亮等[20]研究收入不平等对公众环境偏好的影响，认为收入不平等对公众平均环保偏好具有显著的正向影响。Conroy等[21]认为收入水平反映农户经济地位，经济状况较好的农户具有更强的环境偏好。Brannlund等[22]认为，个人收入水平与污染排放之间存在倒“U”型曲线的关系，即在拐点以后，随收入水平进一步提高，污染排放程度呈现下降趋势。基于以上研究，该研究预测湖北省收入水平对于农户参与环境治理意愿存在显著的积极作用。就湖北省而言，收入水平对农户环境治理意愿的影响结果如何有待进一步探究。基于此，该研究引入兼业收入和农业收入变量，同时考虑其他变量影响，验证收入水平对农户环境治理参与意愿的影响。

2 研究方法与数据来源

2.1 研究方法该研究将农户参与环境治理意愿作为因变量，属于二元变量。即有意愿取值为“1”，无意愿取值为“0”。基于变量特征，运用二项Logistic模型来解析收入水平对农户参与环境治理意愿的影响。具体模型如下：

(1)

通过等式变换、移项及转化为线性方程式后，得下式：

(2)

式中，β0为回归截距，表示农户有意愿参与环境治理对概率；x1,x2,…,x7是影响农户参与环境治理意愿的因素；β1,β2,…,β7为相应自变量的回归系数，用于表示xi对p的贡献率；μ为随机干扰项。

2.2 数据来源及样本描述数据来源于课题组2021年3月对湖北省多个县市农村开展的实地问卷调查。发放问卷500份，其中有效问卷477份，有效问卷率达95.4%。问卷内容包含调查所在地情况、被调查者家庭基本情况、农户家庭收益情况、农村环境状况以及农户自我认知情况5个部分。

调查显示(表1)，样本农户以男性为主，占比68.13%，这与我国男性农户比例较大的实际相符。从统计数据可以看出受访者受教育程度普遍较低，主要集中在初中及以下水平，占比76.93%。有超过50%的样本农户务农年限在15年以上，表明大部分受访农户具有较长的务农年限。农业收入0～3万元的样本农户占比74.42%，农业收入5万元以上的占比为13.63%，表明绝大部分农户农业收入仍然处于较低水平。兼业收入在0～3万元的样本农户占比67.71%；5万元以上的占比18.45%，表明当处于高收入水平(5万元以上)时一部分农户兼业收入情况相比于农业收入而言有所好转，但是大部分样本农户的兼业收入仍然处于低收入水平。

表1 样本统计特征

2.3 变量设置

2.3.1被解释变量。被解释变量为农户环境治理参与意愿，即农户对参与农村环境治理，并用实际行动保护公共资源和环境的意愿，按参与意愿可将农户分为2类，即愿意参与环境治理的农户和不愿意参与环境治理的农户。具体问题为“你认为在农村污染问题应该由谁来解决？”回答是农民或者主导是农民均表示愿意参与环境治理，且赋值为“1”；反之则不愿意，赋值为“0”。

2.3.2核心自变量。该文主要研究收入水平对农户参与环境治理意愿的影响，因此将农业收入和兼业收入作为核心自变量。具体问题为“全年农业收入为多少万元？”；“兼业收入多少万元/年？”。

2.3.3控制变量。借鉴现有研究，从个人层面、家庭层面和社会层面控制了可能影响农户参与环境治理意愿的因素。将性别、教育程度、务农年限、家庭是否有常住劳动力、是否有专人处理垃圾作为控制变量纳入模型分析。其中定义家庭是否有常住劳动力为全年在家从事劳动生产的人。该研究选取的变量和描述性统计具体详见表2。

表2 变量描述统计

3 实证研究

3.1 统计结果分析从兼业收入和农业收入情况看(表3)，随着收入水平的不断提高，处于高农业收入的样本农户占比逐渐减少，高兼业收入的样本农户比重逐渐增大，呈现明显两级分化。低收入阶段(0～3万元)，低农业收入农户占比74.42%，高于低兼业收入农户，占比67.71%。当收入水平在3万以上时，随收入增加兼业收入农户占比不断高于农业收入农户占比，且收入越高呈现的差别越明显。另外，以农产品为主要收入来源的农户仅占总体的39.62%，绝大部分样本农户主要收入来源于其他，表明农产品交易不能很好地满足一部分农户的生活需求，兼业化开始成为农户生活常态。另外，从农户兼业收入整体情况来看，相比于农业收入，收入情况有所改善，但是仍然处于低收入水平。总体来说，大部分样本农户收入水平总体处于低水平阶段，因此，如何改善农户收入现状，提高家庭总收入水平有待进一步讨论。

表3 农户收入情况占比

3.2 实证结果分析在排除异常值和错误数据后，运用Stata16.0软件对上述模型中所选变量数据进行处理，根据模型结果来分析各变量对农户参与环境治理意愿的影响，并由模型结果中(表4)的卡方检验和预测准确率等指标可知，该研究建立的模型有效。

表4 模型回归结果

3.2.1农业收入对农户参与环境治理意愿的影响。农业收入以0.01的显著性水平负向影响农户参与环境治理的意愿，该变量提高1%，因变量负向变动1.5%。表示低农业收入农户比高农业收入农户更加愿意参与环境治理。可能的原因在于，绝大部分低农业收入农户对村庄更具有依赖性，农业生产经营的目的在于满足基本生活需要，认为参与环境治理对实现农业可持续发展具有很大影响，因此他们对环境治理预期较高，更加愿意参与环境治理。

3.2.2兼业收入对农户参与环境治理意愿的影响。兼业收入以0.10的显著性水平正向影响农户参与环境治理的意愿，且该变量提高1%，因变量变动0.5%，这与郑珊等[23]的研究结论一致。可能的解释是，农户外出打工，其所处的社会环境、接受到的社会知识以及感受到的社会压力可以从多方面规范农户自身行为，提高环保意识，进而增强环境治理参与意愿。另外，随着兼业收入水平的不断提高，农户基本生活逐渐得到保障，于是开始关注除生活以外的健康以及环境问题。

3.2.3控制变量对农户参与环境治理意愿的影响。性别对农户参与环境治理意愿具有不显著负向影响，且该变量提高1%，因变量负向变动3.3%，表明女性相比于男性更愿意参与环境治理，这与褚家佳[24]、高雪等[25]的研究结论一致。可能的原因在于，一方面，与我国农业从业人员逐渐由以男性为主向以女性为主转变有关[25]，大部分男性劳动力发生就业转移，留下的女性劳动力居多。另一方面，与男性相比，女性拥有更多参与村集体活动的机会。同时，女性户主大多承受着来自生产和生活的双重压力[26]，因此更加关心周围环境污染对自身及家庭成员的影响，进而参与意愿较高。

受教育程度对农户参与意愿影响不显著，这与汪红梅等[27]、钱文荣等[28]的研究结论一致。他们认为，不显著的原因在于农户被联系在农村社会这个熟人网络中，影响参与意愿的重要因素是农户自身与所在地方的社会关联程度,个人特征对参与意愿的影响被削弱[27]。从样本特征来看，被调研农户的受教育程度绝大部分集中在初中及以下阶段，而初中文化水平不一定会让农户对有关环境治理知识有更深刻的认识。另一方面，高素质农户大多拥有更多从事非农产业的外出务工机会，导致缺乏日常参与村组织活动和享受公共资源的机会，对本村实际情况不够了解，同时对村庄的认同感和家园依恋情感逐渐淡化，因此导致他们的参与意愿不够强烈。

务农年限对农户参与环境治理意愿具有正向影响，且该变量提高1%，因变量变动1.9%。可能的解释是，农户随着务农年限的增加，积累了丰富的务农经验，能够更清楚地意识到精准施量的重要性，因此与传统粗放式的务农方式相比，农户不再一味地追求产值，毫无限制的增加化学物品施用量，而是更加愿意采用科学的生产方式，参与环境治理。另外，务农时间越长，导致对村庄的归属感越强，因此更愿意参与环境治理。

家庭是否有常住劳动力以0.01的显著性水平负向影响农户参与环境治理意愿，且该变量提高1%，因变量负向变动42.5%。与林丽梅等[19]的研究结论一致。可能的解释是，家庭中有常住劳动力即全年在家从事农业生产活动，一般存在劳动力素质水平较低或劳动力就业质量不高等现象，此类家庭一般较重视自身的生活状况，对农村环境治理的认识较差，因此导致环境治理参与意愿不高。

是否有专人处理垃圾以0.01的显著性水平正向影响农户参与意愿。且该变量提高1%，因变量正向变动10.7%，这与蒋培[29]、王学婷等[30]的结论一致。可能解释是：别人的行为会对自己产生潜移默化的影响，在心理感知到社会压力后，立足于农村社会的社会结构与社会关系来建立有效的行动策略，农户会自觉地投入环境治理中。

4 结论与启示

基于湖北省477户微观调查数据，在控制了性别、受教育程度、务农年限、家庭是否有常住劳动力以及是否有专人处理垃圾变量下，研究农户收入水平对环境治理参与意愿影响，得出以下结论：农业收入对农户参与环境治理意愿具有负向作用，兼业收入具有显著正向作用。另外，性别、受教育程度、家庭是否有常住劳动力对农户参与环境治理意愿具有负向作用。务农年限、是否专人处理垃圾对农户参与意愿具有正向作用。根据以上研究结论并结合实际情况，得出如下启示：

(1)扩大就业，促农增收。农户收入的多维性要求加快拓宽农户收入渠道进程。一方面，政府要鼓励农户就地就近就业增收，落实好财政、金融、用地、人才等扶持政策，形成创新带创业、创业带就业、就业促增收的格局。另一方面，促进外出务工就业增收，加强农民职业教育和技能培训，提高科技文化素质，促进农民工稳岗就业。

(2)改革传统农业生产方式，培育新型农业经营主体。大力推进农业产业化、专业化、规模化以及市场化经营，走农业可持续发展道路。创新农民培育渠道，进一步巩固和完善农村义务教育，培养和造就高素质新型农民群体。要加强专业技能培训，健全基层农技推广体系，促进科学技术在农业领域的推广运用，促进农民的全面发展。

(3)加大宣传力度，增强环保意识。积极开展各种生态环境保护培训和宣传活动，提高农民生态环保意识，充分调动农户参与积极性。结合不同地区具体情况，因地制宜选择更容易被农户所接受的宣传方式。