资源禀赋、家乡认同与农户村域环境治理参与方式选择

李雨柯,罗小锋①,唐 林

(1.华中农业大学经济管理学院/ 湖北农村发展研究中心,湖北 武汉 430070;2.湖北生态文明建设研究院,湖北 武汉 430070;3.武汉工程大学法商学院,湖北 武汉 430205)

推动农村环境治理事关农民群众健康和美丽乡村建设。继2018年《农村人居环境整治三年行动方案》实施后,2021年中共中央办公厅、国务院办公厅又印发《农村人居环境整治提升五年行动方案(2021—2025年)》,力图显著改善农村人居环境,为全面推进乡村振兴、建设美丽中国提供有力支撑。2022年习近平总书记在党的二十大报告中强调要“建设宜居宜业和美乡村”,而建设宜居宜业和美乡村的一个重要方面就是要改善农村环境。现阶段,农村人居环境“脏乱差”局面得到一定程度改善,但仍存在“治理效率低”和“治理效果难以持续”等问题。农户作为乡村社会主体,其参与的积极程度与农村环境治理效率息息相关,然而现实中“政府干、百姓看”的现象仍屡见不鲜[1]。农户作为农村环境治理的主力军,如何有效引导其积极主动参与农村环境整治,是当前我国面临的重要挑战。

现有文献围绕如何推动农户参与环境治理问题展开了积极探讨,主要包括以下几个方面:一是着眼于从农户“能不能”参与的角度出发。孙慧波等[2]基于农户付费制度的实践案例指出,现阶段随着农村经济社会的发展,部分地区农户已能进行垃圾治理小额支付。史恒通等[3]以黑河流域为例,指出社会资本能够显著促进农户做出参与流域生态治理的行为。二是聚焦于从农户“愿不愿”参与的角度出发。唐林等[4]基于内外部影响视角,发现政府的环境规制和农户的环境认知会对农户环境治理参与意愿产生显著正向影响。赵新民等[5]依据计划行为理论框架指出,新疆北疆地区农民环境治理参与意愿和支付意愿会随政府政策补贴力度和媒体信息传播力度的加大而增强。三是侧重于从农户环境治理“参与意愿与行为的悖离”视角出发,探讨影响农户意愿与行为相悖的重要因素。石志恒等[6]研究发现,同群效应对农户地膜回收意愿与行为悖离有负向影响,其中来自邻居的同群效应最强。郭利京等[7]依据亲环境行为决策模型,发现除经济因素外,质疑心理、施用习惯等个人因素也是造成农户“说一套,做一套”的重要原因。

以上成果对推动农户环境治理参与研究具有重要的理论借鉴价值。但事实上,农户参与村域环境治理行为的产生不仅需要考虑农户“能不能”参与,还应重视农户“愿不愿”参与以及愿意以“何种方式”参与的问题。村域环境治理需要农户投入一定的人力、财力和时间。资源禀赋不同的农户投入同等价值的金钱或劳动获得的效用是不同的[8],进而其参与方式选择也会存在很大差异。有研究[9]发现农户社会资本禀赋与农户村域环境治理参与意愿呈“倒U型”非线性关系,即存在有能力参与却未参与环境治理的农户群体。而造成这一现象的原因可能在于对于一些资本禀赋条件较为优越的农民来说,当其资本条件可以支撑其离开村庄时,那么这笔环境治理投入显然就会遵循“能省则省”的原则。但值得注意的是,对于有着深厚乡土情结的中国农民来说,“安土重迁”“落叶归根”等家乡认同情感在短期内仍难以消除且依旧具备其独特作用[10]。对此,家乡认同作为一种积极的“人-地关系”[11],在资源禀赋影响农户村域环境治理参与方式选择(“出钱”或“出力”)过程中,可能会对那些有能力参与却未参与的农户起到意愿改善作用,但目前尚未有文献对此进行深入探讨和检验。

基于此,与以往文献从意愿或行为角度研究农户的参与情形不同,该文从农户村域环境治理参与方式角度出发,旨在从以下2个方面进行拓展:一是了解现阶段农户村域环境治理参与方式选择(“出钱”或“出力”)现状,测定不同资源禀赋条件下农户村域环境治理参与方式选择差异;二是基于双变量Probit模型实证方法分析资源禀赋对农户村域环境治理参与方式选择的影响,并探讨家乡认同在这一过程中对有能力参与却未参与农户的调节作用,以期完善现有研究成果和助力政府制定相关政策。

1 理论分析与研究假说

农村环境治理作为准公共产品供给需要依赖于村社居民的集体参与。在借鉴已有研究成果[12]的基础上,结合农户“出钱”或“出力”参与村域环境治理所需要的资源要素特点,将农户家庭资源禀赋划分为人力资源禀赋、经济资源禀赋和社会资源禀赋。

1.1 人力资源禀赋对农户村域环境治理参与方式选择的影响

人力资源禀赋象征家庭成员在环境治理方面所拥有的知识储备和劳动能力[8]。参考西奥多·舒尔茨的人力资本理论[13],从质量和数量2个角度出发,选取受教育水平和劳动力数量2个指标。一是受教育水平。农户的受教育水平越高,其收入来源越丰富,越有可能在环境治理中产生支付意愿[14]。同时文化程度高的农户,其对环境治理的重要性认知也越深,越容易产生以宣传或教授环保知识等方式参与村域环境治理的意愿。二是劳动力数量。劳动力数量反映了农户在村域环境治理中的参与能力。现阶段我国农村环境治理常处于无人参与的尴尬境地,很大原因就在于当前农村劳动力大量外流而导致农村劳动力资源不足[15]。对于家庭劳动力数量少的农户来说,由于其能够参与生产经营的劳动力数量原本就少,故其家庭收入水平和投入劳力参与村域环境治理的概率较低,且可能出现既不愿意出钱又不愿意出力参与村域环境治理的情况。而对于家庭劳动力数量多的农户来说,其在完成家庭生产经营任务之外,存在富余劳动力的概率较高,因此相较于劳动力数量少的农户家庭来说,其参与环境治理的概率更大,且相较于出钱其可能更愿意以投入富足资源即投入劳动力的方式参与村域环境治理。

对此,提出假说H1:人力资源禀赋能够正向促进农户参与村域环境治理,且受教育水平越高的农户越倾向于以出钱或出力的方式参与,劳动力数量越多的农户越倾向于以出力的方式进行参与。

1.2 经济资源禀赋对农户村域环境治理参与方式选择的影响

经济资源禀赋反映农户参与环境治理的资金实力。随着经济的发展,农户收入水平不断分层,个体行为偏好特征也出现差异,农户收入水平决定其在环境治理参与过程中的努力程度和积极性[16]。由Maslow的需求层次理论可知,农户只有在自身家庭生理需求得到一定程度满足时,才会有投入资金以提高生活品质和追求宜居环境的需求[17]。务工收入作为农户收入来源的重要组成部分,是衡量农户经济资源禀赋高低的重要因素。务工收入占比反映务工收入在整个家庭经济收入中的比例,由于农户收入渠道极为有限,务工收入占比越高的农户,其家庭总收入水平往往越高,有富余资金参与村域环境治理的概率也越大。而对于以农业生产作为主要经济来源的农户,由于其更加关注经济投入所获得的直接收益,故其有富余资金且可用于参与村域环境治理的概率较低。同时,对于外出务工的农户来说,由于其远离村庄或长时间不在村庄,导致很难有时间和余力参与村庄环境治理,故其以投入劳力的方式参与村域环境治理的可能性较低。相比较而言,务工收入占比越高的农户越偏好于以出钱方式参与村域环境治理。

对此,提出假说H2:经济资源禀赋能够正向促进农户村域环境治理参与,且家庭总收入和务工收入占比越高的农户越倾向于以出钱方式进行参与。

1.3 社会资源禀赋对农户村域环境治理参与方式选择的影响

社会资源禀赋是影响农户集体行动的关键因素。一般而言,显赫的社会声望、宽泛的社会网络和高度的社会信任能够促进公众参与村域环境治理,并激励个体为集体行动积极贡献力量。社会声望是评价一个人社会经济地位的重要标准。在农村中,环境治理属于利他主义的亲社会行动,出于“面子”、声誉机制或对未来美好生活环境的追求,社会声望高的人往往会以捐款、投资或凭个人威望动员组织大家的方式积极参与村域环境治理[9]。社会网络是社会个体成员之间联系与互动所形成的相对稳定的关系体系。作为乡土社会信息传递的重要载体,社会网络水平高的农户获得和传播环保信息的能力往往越强[18],越容易在村域环境治理过程中以宣传或动员组织大家的方式参与集体行动。同时在乡土社会互动网络中建立的社会信任,也能促进农户形成互惠合作的利益共同体[19],减少因个体理性而损害他人利益带来的合作中断问题,降低农户在村域环境治理中出现道德风险的概率,并就“出钱”还是“出力”参与村域环境治理问题形成集体的一个治理体系。

对此,提出假说H3:社会资源禀赋能够正向促进农户参与村域环境治理,且社会声望、社会网络和社会信任水平越高的农户越倾向于以既出钱又出力的方式参与村域环境治理。

1.4 家乡认同在资源禀赋对农户村域环境治理参与方式选择影响过程中的调节作用

家乡认同是指农户在家乡生活或成长过程中对家乡所形成的认同、归属等情感联结关系[11]。家乡认同能够促进农户更加关注环境保护,并加大对环境治理的投入力度[20]。人文地理学观点曾指出,由家乡认同等形成的“人-地关系”可调节人们对环境的态度和行为,如高家乡认同水平的农户更容易主动作出保护环境的行动[21];外出创业成功的首席执行官(CEO)对家乡的情感认同会促使其更多地对家乡进行投资等[22]。具体表现为,当农户具备能够参与环境治理的禀赋条件并对家乡存有高情感联结关系时,会自觉主动增加对村庄环境治理的资金投入或劳力投入。而当农户对所在家乡的情感联结关系较弱时,即使其有能力参与,也会将自己的资源投入到其他更能给自己带来效用的地方[23]。同时对于一些有能力“出钱”或“出力”参与却未参与的农户群体来说,因家乡身份认同的存在,也会改变其想要“搭便车”的自利心态[20],而最终选择以最合适的方式参与本村的环境治理行动。

对此,提出假说H4:家乡认同在资源禀赋对农户以出钱或出力方式参与村域环境治理的影响过程中起调节作用。

2 材料与方法

2.1 数据来源与样本特征

农户数据由课题组于2021年7月赴湖北省开展农村居民调查获得。基于以下2个方面考虑,课题组选取湖北省仙桃市、荆门市、潜江市、荆州市、襄阳市和黄冈市6个地区作为调研地点。一是环境质量状况。2019年黄冈、襄阳、荆门、荆州、仙桃和潜江生态环境状况指数(EI)分别为67.60、67.22、65.33、59.92、56.40和55.84,环境质量状况良好[24],有助于环境治理经验的推广。二是经济发展水平。2020年各市GDP由高到低排序为襄阳>荆州>黄冈>荆门>仙桃>潜江,其中,襄阳和荆州为湖北省经济发展水平较高的2个市,黄冈和荆门处于中等水平,而仙桃和潜江经济发展水平则较弱,这6个地区农村常住居民经济发展水平差异较大[25],有助于全面分析湖北农村环境治理问题。

调研采用随机抽样方式选择农户样本。以6个地区为初级抽样单位,依据市(县)经济发展水平随机挑选3～4个乡镇。接着,在每个乡镇随机挑选5～6个村。最后,依据村庄住户信息,随机抽取8～12名农户进行问卷调研访谈。在去除信息填写遗漏、前后回答矛盾等不合格样本后,最终获得有效问卷1 168份,样本有效率达97.90%。为确保问卷填写的可靠性和有效性,问卷数据均通过入户调查,与农户进行一对一访谈获得。问卷内容主要包括受访者的家庭资源禀赋状况、家乡认同特征、农户环境状况感知及村域环境治理参与方式选择状况。

从样本统计结果(表1)来看,此次调查样本中以男性居多,占比达82.02%;受访者平均年龄为59.91岁,平均受教育年限为7.32 a;受访者中非干部人群居多,为1 004人,占比达85.96%;平均每户家庭劳动力数量约为2.27个;多数家庭劳动力数量在1～2人之间,占比为50.00%;样本农户家庭总收入水平处于>1万～5万元的居多,占比达39.90%。总体来看,这与我国农村现阶段情况基本相符,所获样本具有一定代表性。

表1 样本农户的基本特征

从样本农户村域环境治理参与方式选择状况(表2)来看,(1)目前样本农户的村域环境治理参与意愿较高,68.58%的农户表示愿意以出钱或出力方式参与村域环境治理。(2)样本农户的村域环境治理参与方式选择偏好存在差异,其中,仅愿意以“出钱”方式参与的样本农户占样本农户总数的10.70%,仅愿意以“出力”方式参与村域环境治理的样本农户占比为38.36%,既愿意出钱又愿意出力的样本农户占比为19.52%。

2.2 模型选择

农户村域环境治理参与方式选择存在2个不可分割的决策过程:首先,农户面临是否愿意参与村域环境治理;其次,在愿意参与的基础上选择哪种方式进行参与。考虑到农户除只选择一种参与方式之外,也可同时选择一种及以上参与方式进行村域环境治理,故设置“是否仅愿意出钱”“是否仅愿意出力”“是否愿意出钱又出力”3个选项供农户选择。由于农户是否愿意参与村域环境治理和愿意采取哪种方式参与均为二分值变量,且两个决策之间并不完全独立。因此,考虑使用双变量Probit模型进行回归估计。双变量Probit模型能在考虑2个决策随机项之间相关性的前提下同时估计2个方程[26],即该模型所对应的2个因变量是2种相关的选择,且2个方程具有相同的解释变量,误差项也是相关的。这意味着这2种相关选择之间是相互影响的,而不像独立Probit模型那样误差项的协方差为0。因此,为避免出现样本选择性偏误,采用双变量Probit模型进行回归估计。

双变量Probit模型的2个方程均基于Probit模型的基本形式,由于存在2个相关方程,模型设定具体计算公式为

(1)

(2)

2.3 变量选取

(1)被解释变量:农户村域环境治理参与方式。在借鉴相关研究[27]基础上,从“出钱”和“出力”2个角度对农户村域环境治理参与方式进行测度和定义。探讨3种情形。一是探讨受访农户是否仅愿意出钱,若受访农户参与方式选择只有“出钱”,则赋值为1;反之,则赋值为0。二是探讨受访农户是否仅愿意出力,若受访农户参与方式选择只有“出力”,则赋值为1;反之,则赋值为0。三是探讨农户是否愿意既出钱又出力,若农户参与方式既有“出钱”又有“出力”,则赋值为1;反之,则赋值为0。其中,出钱是指以投入资金方式进行参与,出力是指以投入劳动或通过宣传、动员和组织村民等方式进行参与。

(2)核心解释变量:家庭资源禀赋。在借鉴张童朝等[17]研究的基础上,结合农户出钱或出力参与环境治理所需要的资源要素特点,从人力资源禀赋、经济资源禀赋和社会资源禀赋3个方面设定相应题项指标。其中,人力资源禀赋由受访农户的受教育水平和劳动力数量构成;经济资源禀赋由受访农户的家庭总收入水平和务工收入占比构成;社会资源禀赋由社会网络、社会信任和社会声望3个方面构成,具体含义及赋值见表3。

表3 主要变量含义及描述统计

(3)调节变量:家乡认同。借鉴李芬妮等[28]指标设定方法,从“我认同并接受本村的习俗和文化”“我与其他村民的关系对我很重要”“这个村庄让我感到很有归属感”“其他地方都没在我们村里待着舒服”4个方面进行测度,测度方式见表3。同时,参照李芬妮等[28]的做法,对上述4项指标进行等权重加总取平均,求得农户的总体“家乡认同”。

(4)控制变量:除上述变量会影响农户环境治理参与方式选择之外,现实中还有诸多因素会对其产生影响,因此,为避免出现选择性偏差问题,在借鉴相关研究成果[17,27]的基础上,还控制了其他可能影响农户村域环境治理参与方式选择意愿的变量。具体包括农户的性别、年龄、兼业情况和村庄环境状况感知以及地区虚拟变量。相关变量的测量指标及描述性统计见表3。

3 结果与分析

3.1 农户村域环境治理参与方式选择的影响因素分析

为探析资源禀赋对农户村域环境治理参与方式选择的影响,将样本数据纳入模型进行实证分析。在进行基准回归前,采用Stata 16.0软件对各自变量之间是否存在多重共线性进行诊断,综合全部结果显示,容差最小值为0.304,方差膨胀因子(VIF)最大值为3.290,均在合理范围(VIF<10),表明该样本不存在严重的多重共线性问题。采用双变量Probit模型对不同家庭资源禀赋农户村域环境治理参与意愿和参与方式选择进行回归估计,由基准回归模型所得结果见表4。由模型1、模型2和模型3回归结果可以看出,各模型估计的卡方值均在1%统计水平上拒绝原假设,说明模型拟合效果良好。同时由似然比检验(H0:ρ=0)回归结果可知,基准回归模型相关系数ρ均在1%统计水平上通过显著性检验,即均拒绝ρ=0的原假设,说明模型中2个方程的随机扰动项具有相关性,有必要使用双变量Probit模型。

表4 资源禀赋对农户村域环境治理参与方式选择的影响

(1)资源禀赋对农户仅愿意出钱参与村域环境治理的影响。影响农户仅愿意出钱参与村域环境治理的变量有人力资源禀赋中的受教育水平、经济资源禀赋中的务工收入占比和社会资源禀赋中的社会声望。其中,受教育水平和务工收入占比分别在5%和10%统计水平上正向显著影响农户仅愿意出钱参与,社会声望在5%统计水平上显著负向影响农户仅愿意出钱参与村域环境治理。这说明农户受教育水平越高,务工收入占比越大,越倾向于以出钱方式参与村域环境治理,这与预期相符。而社会声望越高越不愿意以出钱方式参与的原因可能在于,在当前乡土社会背景下,一般社会声望高的人往往年龄也较大,因此其赚取工资的能力和收入水平可能较低,故倾向于以仅出钱方式参与村域环境治理的概率也较低。

(2)资源禀赋对农户仅愿意出力参与村域环境治理的影响。影响农户仅愿意出力参与村域环境治理的变量有经济资源禀赋中的家庭总收入、务工收入占比和社会资源禀赋中的社会网络。其中,家庭总收入和务工收入占比分别在5%和10%统计水平上显著负向影响农户仅愿意出力参与村域环境治理,这说明农户的家庭总收入和务工收入占比越高,越不愿意以出力方式参与村域环境治理。社会资源禀赋中,社会网络显著正向影响农户仅愿意出力参与村域环境治理,且在1%统计水平上通过显著性检验,即农户的社会网络水平越宽泛,越愿意以宣传或动员组织大家的方式参与村域环境治理,这与预期相符。

(3)资源禀赋对农户愿意出钱又出力参与村域环境治理的影响。影响农户既愿意出钱又愿意出力参与村域环境治理的变量有经济资源禀赋中的家庭总收入和社会资源禀赋中的社会网络、社会信任、社会声望。其中,家庭总收入、社会信任和社会声望分别在1%、5%和5%统计水平上显著正向影响农户既愿意出钱参与又愿意出力参与村域环境治理,即家庭总收入越高、社会信任程度越强、社会声望越显赫的农户越愿意积极参与村域环境治理,并表现为出钱又出力参与村域环境治理的行为倾向,这与预期相符。这是因为家庭总收入水平越高的农户,其有闲暇时间和富余资金的概率较大,且家庭收入水平高的人对环境污染带来的身体健康影响方面也更为关注,因此在村域环境治理方面,表现为出钱又出力的积极性较高。同时,对于社会信任和社会声望水平高的农户来说,由于其行为和意识理念具有较高的权威性和示范性[29],因此在村域环境治理这样的亲社会活动中,出于“声誉”机制或对威望的维护,往往容易呈现出出钱又出力并带头组织大家参与的担当形象。

(4)其他控制变量的影响。在控制变量方面,影响农户村域环境治理参与方式选择的显著变量有性别和环境状况感知。其中,性别在10%统计水平上正向显著影响农户“是否仅愿意出力参与”,负向显著影响农户“是否愿意出钱又出力参与”村域环境治理。这说明男性农户更愿意出力参与村域环境治理,女性农户更愿意既出钱又出力参与,其原因可能在于参与村域环境治理需要一定的劳动强度,而男性劳动力所能承受的劳动强度一般较女性大,因此表现为男性农户更愿意以出力方式参与村域环境治理。而女性农户更倾向于出钱又出力,可能的原因在于女性对生态环境改善往往有更高要求[30],且在当前男性劳动力大量外流的背景下,女性往往承担着在村赡养老人和抚育小孩的角色,因此其较男性的在村时间更长,村域环境的好坏对其自身影响更大,故表现为女性农户参与积极性较大,且愿意以出钱和宣传、组织大家等劳动强度较小的出力方式参与村域环境治理。环境状况感知分别在1%和5%统计水平上正向显著影响农户“是否仅愿意出力参与”和“是否愿意出钱又出力参与”村域环境治理,其原因可能在于以出力或出钱方式参与环境治理呈现的环境治理改善,使其更能切身体会到参与环境治理的成就感,而这种积极的效能和情感反馈能激励农户更多地以出力或出钱方式参与环境治理[31]。

3.2 稳健性检验

在调研样本中可能会存在一些离群值影响回归结果,可以通过剔除这些离群值的方式进行稳健性检验。由于年龄大的农村居民,其体力劳作和赚取工资的能力会有所下降,故其以出力方式或投入资金方式参与村域环境治理的可能性均较小。对此,在对受访者年龄按照5%到95%范围进行缩尾处理后,对样本数据重新进行回归,回归结果见表5。模型4、模型5和模型6基准回归结果与模型1、模型2和模型3回归结果相比并无明显差异,说明估计结果是稳健的。

表5 稳健性检验

3.3 调节效应检验

为进一步探讨家乡认同在资源禀赋影响农户以“出钱”还是“出力”方式参与村域环境治理的过程中,能否推动那些有能力参与却未参与的农户群体参与,在农户愿意参与村域环境治理的基础上,设置“是否愿意出钱参与”和“是否愿意出力参与”变量,并将农户参与方式选择有出钱的归为愿意出钱参与,赋值为1,反之,赋值为0;将农户参与方式选择有出力的归为愿意出力参与,赋值为1,反之,赋值为0。最后,将家乡认同纳入模型进行检验,在参照已有研究[32]的基础上,将家乡认同指标值低于均值的样本划分为低家乡认同水平组,赋值为0;高于均值的样本划分为高家乡认同水平组,赋值为1。由于家乡认同是“0-1”型变量,农户资源禀赋为连续型变量,故采用分组回归方法进行调节效应检验。另根据连玉君等[33]的研究,仅通过比较组间系数的大小判断组间系数差异过于武断,且容易与真实情况产生偏差,因此需要检验组间系数差异的显著性。采用的方法主要包括交叉项检验、费舍尔组合检验和基于似无相关模型的检验。其中,引入交叉项的检验方法假设条件较为苛刻,即只允许某个或某几个主要考察变量的系数存在差异,其他变量的系数不存在组别差异;费舍尔组合检查方法假设条件较为宽松,但实现过程比较复杂;相比之下,基于似无相关模型的检验执行起来较为便捷,且假设条件也允许所有变量的系数随组别而发生变化。因此,综合以上分析,采用似无相关模型进行组间系数差异检验,并利用Test命令比较不同组别变量间的系数差异,以检验家乡认同的调节效应是否显著,具体估计结果见表6。

表6 家乡认同的调节作用

模型7和模型8分别为资源禀赋对不同家乡认同水平组农户村域环境治理参与方式选择影响的回归结果。其中,经济资源禀赋中的家庭总收入对受访农户“是否愿意出钱参与”村域环境治理产生显著正向影响,且组间系数差异(Prob>chi2=0.035)在5%统计水平上通过显著性检验。人力资源禀赋中的劳动力数量在高家乡认同组显著正向影响农户“是否愿意以出力方式参与”村域环境治理,且组间系数差异(Prob>chi2=0.066)在10%统计水平上通过显著性检验。这说明家乡认同在家庭总收入对农户“是否愿意出钱参与”和劳动力数量对农户“是否愿意出力参与”村域环境治理的过程中存在调节作用,即通过培育和加强农户家乡认同水平可提高低家乡认同组中家庭总收入水平高的农户以出钱方式和低家乡认同组中劳动力数量多的农户以出力方式参与村域环境治理的概率,进而有利于解决有经济能力和有富余劳动力参与村域环境治理的农户却未参与村域环境治理的难题,提高基层环境治理效率。

而社会资源禀赋各要素对农户“是否愿意出钱参与”和“是否愿意出力参与”村域环境治理的组间系数差异均未通过显著性检验,其原因可能在于社会资源禀赋具有短时间内难以改变且需要农户长期积累的特性,而当禀赋未能达到参与村域环境治理的条件时,即使农户有心参与也很难实际进行治理,故表现为家乡认同在这一影响过程中,调节作用不显著。

4 结论与启示

4.1 结论

利用湖北省1 168个农村居民调查数据,通过双变量Probit模型实证方法分析了资源禀赋对农户村域环境治理参与方式选择的影响,并在此基础上进一步探讨了家乡认同在资源禀赋影响农户以“出钱”还是“出力”方式参与村域环境治理过程中的调节作用。研究发现:(1)受访农户村域环境治理参与方式选择存在差异。其中,10.70%的农户仅愿意以出钱方式参与村域环境治理,38.36%的农户仅愿意以出力方式参与,19.52%的农户表示既愿意出钱又愿意出力参与。(2)人力资源禀赋和经济资源禀赋对农户“是否仅愿意出钱参与”村域环境治理产生显著影响,经济资源禀赋和社会资源禀赋对农户“是否仅愿意以出力参与”和“是否愿意出钱又出力参与”村域环境治理产生显著影响。其中,受教育水平、务工收入占比越高的农户,越偏好于以仅出钱的方式参与村域环境治理;家庭总收入和务工收入占比越低,社会网络越宽泛的农户,越倾向于以仅出力方式参与;家庭总收入、社会信任、社会声望和环境状况感知水平越高且性别为女性的农户,越偏好于以出钱又出力方式参与。(3)家乡认同在家庭总收入影响农户“是否愿意出钱参与”和劳动力数量影响农户“是否愿意出力参与”村域环境治理的过程中起到正向调节作用,即家乡认同能够推动有经济能力出钱参与和有富余劳动力出力参与却未参与村域环境治理的农户群体参与。

4.2 意义及启示

笔者研究丰富了农村环境治理中关于村民参与的研究,对农村环境自主治理进行了有益探索,同时将农户村域环境治理参与方式选择作为研究变量,拓展了农村公共事务治理的研究思路,有助于进一步厘清村民参与村庄公共事务的影响路径和作用机理。基于此,提出以下政策启示:(1)要立足农户实际家庭资源禀赋,根据不同农户特征制定村域环境治理参与内容。通过满足不同农户的村域环境治理参与需求,提高农户村域环境治理参与积极性。(2)要注重对农户人力资源禀赋、经济资源禀赋和社会资源禀赋水平的整体提升,进而在不断提升资源禀赋水平的基础上,进一步增强农户出钱或出力参与村域环境治理的能力和本领。(3)要注重培育和加强对有能力出钱或出力参与却未参与农户的家乡认同感,从而在提高其村域环境治理参与意愿的基础上,实现农村环境治理的可持续发展。一方面,可通过宣传农户所在村庄的历史文化、风俗习惯及特色美食等激发农户思乡爱乡的积极情感;另一方面,要推动农村经济发展,提高农村公共教育、医疗、文化和人才等资源配备条件,通过“留住人”避免出现有能力出钱或出力参与村域环境治理却未参与的农户群体。