汪紅梅，代昌祺

(西北農(nóng)林科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西 楊凌 712100)

一、問題的提出

改善農(nóng)村人居環(huán)境，提高廣大農(nóng)民福祉，是鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要目標(biāo)。截至2016年末，我國(guó)只有17.4%的農(nóng)村能夠處理生活污水，還有46.5%的農(nóng)村未完成改廁，40.8%的農(nóng)村沒有體育健身場(chǎng)所①。農(nóng)村人居環(huán)境的建設(shè)嚴(yán)重滯后，成為建設(shè)社會(huì)主義新農(nóng)村、實(shí)現(xiàn)全面小康目標(biāo)的突出問題。造成建設(shè)滯后的主要原因之一是投入不足[1]，而農(nóng)村人居環(huán)境建設(shè)屬于低市場(chǎng)化程度的基礎(chǔ)設(shè)施，這需要地方政府或農(nóng)村社區(qū)自我供給[2]。鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃中也明確指出，要建立農(nóng)民付費(fèi)與財(cái)政補(bǔ)貼相結(jié)合的垃圾處理制度。由此可見，結(jié)合農(nóng)戶付費(fèi)的人居環(huán)境治理模式是大勢(shì)所趨。那么，農(nóng)戶對(duì)人居環(huán)境治理的支付意愿有多高？影響農(nóng)戶支付意愿的因素又有哪些？這些值得深入研究。

部分學(xué)者從理論上分析了過往農(nóng)村人居環(huán)境治理機(jī)制的不足，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶參與是改善農(nóng)村人居環(huán)境治理的關(guān)鍵。杜焱強(qiáng)等認(rèn)為政府在公共事務(wù)供給中應(yīng)加大對(duì)農(nóng)村社會(huì)資本的投入，通過提高農(nóng)村公共事務(wù)參與度來增強(qiáng)農(nóng)戶的社會(huì)信任度和社區(qū)歸屬感，進(jìn)而彌補(bǔ)行政主導(dǎo)的單向不足[3]。郭武和王晶也認(rèn)為農(nóng)村人居環(huán)境治理效果欠佳，原因在于政府的傳統(tǒng)自上而下的“單中心”治理模式，治理效率較低，應(yīng)對(duì)“個(gè)性”場(chǎng)景能力不足，應(yīng)該發(fā)展“多中心”的治理格局[4]。農(nóng)戶是農(nóng)村環(huán)境問題的制造者，也是直接的利益相關(guān)者。農(nóng)戶應(yīng)該是農(nóng)村環(huán)境治理的核心主體。尊重農(nóng)民的治理和發(fā)展意愿才能夠有序且徹底解決農(nóng)村環(huán)境問題[5]。而農(nóng)戶付費(fèi)是農(nóng)戶參與治理的一種重要方式。以上學(xué)者的結(jié)論為從農(nóng)戶角度進(jìn)一步研究農(nóng)戶支付意愿及其影響因素提供了價(jià)值基礎(chǔ)。

一些學(xué)者還對(duì)農(nóng)戶支付意愿的影響因素做了相關(guān)研究，但研究結(jié)論相差較大。例如：李伯華等關(guān)于湖北紅安地區(qū)農(nóng)戶的研究發(fā)現(xiàn)，性別對(duì)農(nóng)戶關(guān)于人居環(huán)境的支付意愿影響并不顯著[6]；而文清等研究發(fā)現(xiàn)云南男性農(nóng)戶比女性農(nóng)戶關(guān)于森林生態(tài)補(bǔ)償?shù)闹Ц兑庠革@著、更強(qiáng)烈[7]；付文鳳等研究發(fā)現(xiàn)江蘇宜興市農(nóng)戶關(guān)于水污染治理的支付意愿，男性農(nóng)戶的支付意愿比女性顯著更低[8]。家庭收入方面，盛智穎和王冰在對(duì)湖南農(nóng)戶的調(diào)查研究中發(fā)現(xiàn)家庭收入與農(nóng)戶對(duì)農(nóng)業(yè)信息的支付意愿顯著正相關(guān)[9]；馬瑛等對(duì)新疆農(nóng)戶關(guān)于面源污染治理的支付意愿研究中則發(fā)現(xiàn)收入的影響并不顯著[10]。

現(xiàn)有研究結(jié)論的分歧可能是因?yàn)檗r(nóng)戶對(duì)不同類型或不同供給水平的公共基礎(chǔ)設(shè)施的支付意愿存在差異。而且，經(jīng)過近些年的環(huán)境治理運(yùn)動(dòng)，農(nóng)戶對(duì)人居環(huán)境也會(huì)有新的需求，其支付意愿也可能發(fā)生相應(yīng)改變?！掇r(nóng)村人居環(huán)境整治三年行動(dòng)方案》中明確提出，現(xiàn)階段我國(guó)農(nóng)村人居環(huán)境建設(shè)重點(diǎn)任務(wù)是農(nóng)村生活垃圾處理、改廁、生活污水治理和提升村容村貌。然而，已有關(guān)于人居環(huán)境的研究主要集中于環(huán)境污染[8,11-13]、霧霾治理[14]、森林資源補(bǔ)償[7,15]等農(nóng)村的自然生態(tài)環(huán)境上；鮮有研究關(guān)注村內(nèi)綠化、村委會(huì)廣場(chǎng)建設(shè)等村容村貌建設(shè)。此外，大多數(shù)學(xué)者們只從樣本整體上研究農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿的主要影響因素，很少在不同類別農(nóng)戶下探討支付意愿影響因素的異質(zhì)性，而異質(zhì)性可能正是精準(zhǔn)施策，提高農(nóng)村人居環(huán)境治理效率的關(guān)鍵。

本文基于全國(guó)7省的調(diào)研數(shù)據(jù)，從村容村貌視角來研究農(nóng)村人居環(huán)境治理的支付意愿影響因素，并探討在不同類型農(nóng)戶支付意愿影響因素的異質(zhì)性，以完善現(xiàn)有研究。

二、理論分析

(一)人居環(huán)境的概念界定

人居環(huán)境理念起源于城市規(guī)劃學(xué)。1976年，人居環(huán)境的概念在聯(lián)合國(guó)《溫哥華人居宣言》上被正式提出，該宣言認(rèn)為人居環(huán)境是人類社會(huì)的集合體，包含所有社會(huì)、物質(zhì)、組織、精神和文化等要素，涵蓋城市和鄉(xiāng)村[16]。而國(guó)內(nèi)研究起步較晚，吳良鏞最早系統(tǒng)性地創(chuàng)立人居環(huán)境科學(xué)，他認(rèn)為人居環(huán)境是人類聚居生活利用自然、改造自然的主要場(chǎng)所，由自然系統(tǒng)、人類系統(tǒng)、社會(huì)系統(tǒng)、居住系統(tǒng)和支撐系統(tǒng)構(gòu)成，包含全球、區(qū)域、城市、村鎮(zhèn)、建筑五大層次[17]。雖然國(guó)內(nèi)外關(guān)于人居環(huán)境概念的描述都包含農(nóng)村，但在已有的研究中，農(nóng)村的人居環(huán)境并未受到重視；而在全面建成小康社會(huì)、實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的時(shí)代背景下，農(nóng)村人居環(huán)境治理的研究十分重要。本文結(jié)合所調(diào)研農(nóng)村的實(shí)際情況，主要研究農(nóng)戶對(duì)人居環(huán)境中的居住系統(tǒng)，即村容村貌方面治理的支付意愿。

(二)農(nóng)戶參與人居環(huán)境治理的理論基礎(chǔ)

根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)的公共物品理論[18]，農(nóng)村人居環(huán)境具有非競(jìng)爭(zhēng)性和非排他性，是典型的公共物品。以村委會(huì)廣場(chǎng)為例，單一居民對(duì)廣場(chǎng)的使用不會(huì)影響其他村民的使用；單獨(dú)設(shè)立規(guī)則去限制沒有為村委會(huì)建設(shè)付費(fèi)的村民也是不經(jīng)濟(jì)的。而公共物品的邊際收益小于邊際成本，因此每個(gè)利益主體都有“搭便車”的動(dòng)機(jī)，最后導(dǎo)致個(gè)人利益與集體利益相悖，農(nóng)村人居環(huán)境治理將陷入主體缺失和供給嚴(yán)重不足的困境。一般認(rèn)為，解決該問題的方法是產(chǎn)權(quán)徹底私有化或者政府強(qiáng)權(quán)的控制，但這在農(nóng)村地區(qū)顯然難以實(shí)現(xiàn)。一方面農(nóng)村人居環(huán)境建設(shè)難以產(chǎn)生直接的經(jīng)濟(jì)利益且人居環(huán)境產(chǎn)權(quán)難以確定，私有化難以推進(jìn)。另一方面讓政府單方面自上而下推進(jìn)農(nóng)村人居環(huán)境建設(shè)對(duì)地方財(cái)政壓力較大，治理效果也并不理想。不過，“搭便車”現(xiàn)象雖然確實(shí)存在，但沒有人愿意供給公共物品的強(qiáng)假設(shè)卻是錯(cuò)誤的。埃莉諾·奧斯特羅姆也在“公共池塘資源”理論研究中認(rèn)為，就算沒有徹底的私有化或者完全的政府控制，公共池塘的使用者也可以通過自籌資金來制定并實(shí)施有效使用公共池塘資源的合約[19]。

(三)農(nóng)戶人居環(huán)境治理支付意愿的影響因素及異質(zhì)性分析

“理性小農(nóng)”學(xué)說認(rèn)為，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)是“窮而有效率的”。農(nóng)民的經(jīng)濟(jì)行為是理性的，他們并不愚昧、落后，并往往對(duì)市場(chǎng)價(jià)格的變動(dòng)產(chǎn)生迅速而正確的反應(yīng)[20]。農(nóng)戶的個(gè)人效用也不僅僅包括經(jīng)濟(jì)效用，還包括安全、名譽(yù)、社會(huì)地位、自我實(shí)現(xiàn)等方面；與其他決策者一樣，農(nóng)戶在追求個(gè)人效用最大化過程中也會(huì)受到主觀認(rèn)識(shí)能力和外部經(jīng)濟(jì)條件的限制[21]。在農(nóng)村人居環(huán)境治理過程中，政府或企業(yè)為農(nóng)戶提供相應(yīng)的人居環(huán)境改善設(shè)施或服務(wù)，農(nóng)戶根據(jù)自身情況來評(píng)估人居環(huán)境改善帶來的個(gè)人效用，進(jìn)而產(chǎn)生理性的支付意愿。因此，農(nóng)戶個(gè)人特征及家庭經(jīng)濟(jì)資源稟賦的分化和農(nóng)戶對(duì)人居環(huán)境治理的認(rèn)知自然會(huì)影響農(nóng)戶對(duì)效用的評(píng)估，進(jìn)而影響農(nóng)戶的支付意愿。

周業(yè)安等認(rèn)為不同的人扮演不同的社會(huì)角色，這些社會(huì)角色通過性別、職業(yè)、職務(wù)和政治身份等社會(huì)特征表現(xiàn)出來。不同社會(huì)角色的人嵌入在一個(gè)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)當(dāng)中，他們具有異質(zhì)性的社會(huì)偏好，而這種異質(zhì)性社會(huì)偏好會(huì)影響他們的公共品供給意愿。周業(yè)安等在后續(xù)的對(duì)不同社會(huì)角色進(jìn)行分組的比較研究中，還發(fā)現(xiàn)性別、民族、干部身份的社會(huì)角色都對(duì)社會(huì)偏好類型產(chǎn)生了顯著的差異效應(yīng)[22]。所以，農(nóng)戶社會(huì)角色的不同，影響他們支付意愿的因素也可能會(huì)出現(xiàn)異質(zhì)性。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)模型選擇

在本次調(diào)研問卷設(shè)計(jì)中，農(nóng)戶對(duì)農(nóng)村人居環(huán)境治理的支付意愿分為“愿意”和“不愿意”兩種情況(問卷中對(duì)應(yīng)的問題是“你是否愿意為你所在村莊的村內(nèi)道路通行條件改善、村委會(huì)廣場(chǎng)建設(shè)或村莊綠化建設(shè)繳納費(fèi)用？”)②。由于支付意愿為離散型因變量，適用于二值選擇模型。在二值選擇模型中，Logit模型和Probit模型估計(jì)結(jié)果一般差距很小，但用Logit模型參數(shù)可以更好地對(duì)回歸系數(shù)進(jìn)行解釋。因此本文選取二元Logit模型來研究農(nóng)戶支付意愿的影響因素，具體模型如下：

(1)

(2)

式(1)中，p表示農(nóng)戶愿意對(duì)人居環(huán)境治理支付的概率；x、β分別表示一系列農(nóng)戶支付意愿的影響因素及其系數(shù)的向量。式(2)表示農(nóng)戶愿意支付與不愿意支付的機(jī)率比，將式(2)轉(zhuǎn)化為線性方程，得到如下Logit函數(shù)形式：

(3)

式(3)中，p表示農(nóng)戶愿意支付的概率；x1,x2，…，xi是關(guān)于農(nóng)戶的個(gè)人特征、家庭特征、環(huán)境認(rèn)知等三類自變量；β1，β2,…,βi為對(duì)應(yīng)變量的回歸系數(shù)；u為隨機(jī)干擾項(xiàng)，這里假設(shè)其服從Logistic分布。

(二)變量選取

基于理論分析與已有研究，本文將從農(nóng)戶個(gè)體特征、家庭特征和心理認(rèn)知3個(gè)層面共12個(gè)變量，來研究農(nóng)戶人居環(huán)境治理支付意愿的影響因素，并對(duì)不同社會(huì)角色類型的農(nóng)戶進(jìn)行分類來研究不同類型農(nóng)戶支付意愿影響因素的異質(zhì)性。影響因素具體如下：

(1)農(nóng)戶個(gè)人特征變量。包括農(nóng)戶的性別、年齡、受教育程度和是否擔(dān)任過村干部4個(gè)變量。部分研究認(rèn)為，男性在家庭生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)決策中居主導(dǎo)地位，且接受新事物能力較強(qiáng)，對(duì)環(huán)境治理的支付意愿也更高[7]，但也有研究表明女性有更高的支付意愿[15]。一般認(rèn)為，年齡越大，個(gè)人對(duì)身體健康越在意，就越可能愿意改善人居環(huán)境；也有一些年紀(jì)大的農(nóng)戶可能因?yàn)殚L(zhǎng)期生活在農(nóng)村較差的人居環(huán)境，產(chǎn)生了生活慣性，導(dǎo)致其改變現(xiàn)有人居環(huán)境的意愿并不強(qiáng)烈。另外，受教育程度越高的人對(duì)人居環(huán)境重要程度的認(rèn)知會(huì)更高，支付意愿應(yīng)該更加強(qiáng)烈[6]。村干部因?yàn)闀?huì)接受更多的培訓(xùn)，對(duì)人居環(huán)境治理的響應(yīng)程度會(huì)更高，應(yīng)有較高的支付意愿。本文預(yù)期年紀(jì)越大、受教育程度越高或擔(dān)任過村干部的農(nóng)戶支付意愿越強(qiáng)，性別對(duì)支付意愿的影響不確定。

(2)農(nóng)戶家庭特征變量。包括家庭人均收入、家庭常住人口數(shù)、非農(nóng)業(yè)收入占比和人居環(huán)境現(xiàn)狀4個(gè)變量。家庭是農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的一個(gè)基本單位，農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)決策自然會(huì)受到家庭各方面因素的影響。有研究表明家庭人口數(shù)量會(huì)顯著影響農(nóng)戶的支付意愿，且因?yàn)榧彝ト丝跀?shù)量越多，生活成本就越高，農(nóng)戶預(yù)算受限制，其支付意愿會(huì)越低[7，23]；反之，家庭收入水平越高，農(nóng)戶的支付意愿也應(yīng)該更強(qiáng)[9,24]。部分研究還證明非農(nóng)收入比重對(duì)農(nóng)戶支付意愿有顯著的正向影響[6,7,14]。行為主義認(rèn)為客觀現(xiàn)狀情景將形成慣性力量，對(duì)主體預(yù)期行為產(chǎn)生直接影響[25]。那么農(nóng)戶家庭人居環(huán)境現(xiàn)狀越好的，可能對(duì)農(nóng)戶的支付意愿有正向的影響。本文結(jié)合農(nóng)村實(shí)際情況，為了避免受長(zhǎng)期在外打工、上學(xué)的家庭成員影響，采用家庭常住人口數(shù)量(家庭過去一年在家居住6個(gè)月及以上的家庭成員人數(shù))來衡量農(nóng)戶家庭的規(guī)模；采用家庭人均收入(農(nóng)戶家庭收入與常住人口數(shù)量的商)來衡量家庭收入水平，并從是否有垃圾桶、沼氣池、衛(wèi)生廁所來衡量農(nóng)戶家庭的人居環(huán)境現(xiàn)狀(農(nóng)戶家中每有1項(xiàng)，記1分，總共3分)。預(yù)期家庭人均收入、非農(nóng)收入占比和家庭人居環(huán)境現(xiàn)狀將有正向的影響，而家庭常住人口數(shù)量有負(fù)向的影響。

(3)農(nóng)戶心理認(rèn)知變量。包含農(nóng)戶關(guān)于環(huán)境對(duì)健康的影響認(rèn)知、對(duì)現(xiàn)有環(huán)境的滿意度、治理主體的認(rèn)知和發(fā)展優(yōu)先序的認(rèn)知。人居環(huán)境對(duì)身心健康的影響應(yīng)該是農(nóng)戶付費(fèi)治理的出發(fā)點(diǎn)和目標(biāo)，部分研究證明，農(nóng)戶越認(rèn)為環(huán)境與健康相關(guān)，其支付意愿會(huì)越高[6,13]。對(duì)現(xiàn)有環(huán)境治理越滿意的農(nóng)戶也會(huì)更加信任政府的治理政策，從而更愿意付費(fèi)參與治理活動(dòng)[14]。治理主體認(rèn)知反映農(nóng)戶依賴政府的程度，如果農(nóng)戶越覺得政府是治理環(huán)境的責(zé)任主體，其支付意愿就應(yīng)該更低。發(fā)展優(yōu)先序則是經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)背景下每個(gè)人需要權(quán)衡的問題，如果一個(gè)農(nóng)戶越覺得經(jīng)濟(jì)發(fā)展比環(huán)境保護(hù)優(yōu)先，那么他的支付意愿理應(yīng)就越低。本文調(diào)研時(shí)采用李克特五分量表法表示上述變量，預(yù)期農(nóng)戶越覺得環(huán)境會(huì)對(duì)健康造成影響、對(duì)現(xiàn)有環(huán)境越滿意或越覺得自己應(yīng)對(duì)人居環(huán)境治理負(fù)責(zé)，則其支付意愿越高；如果農(nóng)戶越覺得經(jīng)濟(jì)發(fā)展比環(huán)境保護(hù)重要，則預(yù)期其支付意愿更低。

四、數(shù)據(jù)來源及計(jì)量結(jié)果分析

(一)樣本及數(shù)據(jù)說明

本文從2017年住建部公布的《各省(區(qū)、市)改善農(nóng)村人居環(huán)境示范村名單》中隨機(jī)抽取了7個(gè)省共28個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)作為研究樣本，以村道升級(jí)整治、村莊綠化、村委會(huì)廣場(chǎng)建設(shè)等村容村貌建設(shè)活動(dòng)作為主要調(diào)查內(nèi)容，在2018年1～2月進(jìn)行了實(shí)地調(diào)研。采用簡(jiǎn)單隨機(jī)抽樣的方式入戶訪談了500戶農(nóng)戶，剔除信息不真實(shí)、奇異值等情況，最終獲得了446份有效問卷，實(shí)際回收率為89.2%。調(diào)研所得數(shù)據(jù)變量定義及相關(guān)描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

(二)農(nóng)戶農(nóng)村環(huán)境治理支付意愿的影響因素分析

(1)多重共線性檢驗(yàn)。利用方差膨脹因子(VIF)對(duì)變量做多重共線性診斷，結(jié)果如表2所示。檢驗(yàn)結(jié)果中方差膨脹因子(VIF)最大值為1.33，平均值為1.14，遠(yuǎn)小于10，可以認(rèn)為不存在多重共線性問題。

表1 變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)

表2 多重線性檢驗(yàn)結(jié)果

(2)二元Logit回歸結(jié)果。運(yùn)用stata15.0軟件，以支付意愿為因變量，受訪者個(gè)人特征、家庭特征、環(huán)境認(rèn)知等影響因素為自變量，使用穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行Logit回歸分析，表3為整體樣本的回歸結(jié)果③。如表3所示，有6個(gè)變量影響顯著。其中，家庭常住人口數(shù)量和治理主體認(rèn)知2個(gè)變量通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，家庭人均年收入、家庭人居環(huán)境現(xiàn)狀和發(fā)展優(yōu)先序3個(gè)變量通過了5%水平的顯著性檢驗(yàn)，對(duì)現(xiàn)居環(huán)境滿意度變量通過了10%水平的顯著性檢驗(yàn)。而農(nóng)戶性別、年齡等個(gè)人特征變量和農(nóng)戶家庭非農(nóng)收入占比、農(nóng)戶關(guān)于環(huán)境對(duì)健康影響的認(rèn)知均不顯著。具體如下：

個(gè)人特征變量中，農(nóng)戶個(gè)人特征的性別、年齡、受教育程度和是否擔(dān)任過村干部幾項(xiàng)指標(biāo)對(duì)農(nóng)戶的支付意愿均沒有顯著影響。這與預(yù)期不符，但與錢文榮的研究結(jié)論相同。他認(rèn)為這是因?yàn)檗r(nóng)戶處于農(nóng)村社區(qū)的熟人社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中，農(nóng)戶出于降低生存風(fēng)險(xiǎn)、低成本地獲得公共物品的目的，個(gè)人特征對(duì)他們支付意愿的影響會(huì)被削弱[2]。受教育程度和是否擔(dān)任過村干部2個(gè)變量都不顯著，看似不合常理。其中，受教育程度農(nóng)戶并沒有表現(xiàn)出更高的支付意愿，一方面可能是被調(diào)研農(nóng)戶95.5%的受教育年限都在11年以下，即在高中及以下，而高中文化水平并不一定會(huì)幫助農(nóng)戶對(duì)人居環(huán)境相關(guān)知識(shí)有更深刻的認(rèn)識(shí)；另一方面可能是因?yàn)橛休^高文化水平的農(nóng)戶更可能離開農(nóng)村發(fā)展，農(nóng)村內(nèi)的人居環(huán)境治理對(duì)其未來發(fā)展沒有較大意義。至于村干部沒有表現(xiàn)出更高的支付意愿，很可能是因?yàn)榇甯刹扛嗟厥窍朐诮?jīng)濟(jì)方面帶領(lǐng)村民致富，人居環(huán)境并不是他們的主要關(guān)注對(duì)象。

家庭特征變量中，家庭常住人口數(shù)量和家庭人均年收入均對(duì)農(nóng)戶支付意愿有顯著的正向影響。其中，家庭人均收入水平的影響與本文預(yù)期相符，而家庭常住人口數(shù)量的影響與我們預(yù)期相反。這可能是因?yàn)?，以家庭為單位來看的話，家庭常住人口越多的農(nóng)戶家庭所受人居環(huán)境的影響越大，所以其支付意愿也就更高。人居環(huán)境現(xiàn)狀對(duì)農(nóng)戶支付意愿有顯著的負(fù)向影響，與預(yù)期相反，這可能是過往的改廁或者沼氣池建立等人居環(huán)境改善措施讓這些農(nóng)戶產(chǎn)生了一定的“惰性”或者經(jīng)濟(jì)壓力，不愿意繼續(xù)付費(fèi)來提升人居環(huán)境。非農(nóng)收入比重的影響并不顯著，不符合預(yù)期，這可能是因?yàn)樗{(diào)研地區(qū)仍以農(nóng)業(yè)收入為主，只有19.2%的農(nóng)戶家庭有非農(nóng)業(yè)收入。根據(jù)我們對(duì)農(nóng)戶的訪談了解，許多外出打工的農(nóng)戶只是在縣城打零工，收入穩(wěn)定性和支付能力并沒有比農(nóng)業(yè)收入強(qiáng)很多，所以他們的非農(nóng)收入的影響并不顯著。

環(huán)境認(rèn)知變量中，農(nóng)戶關(guān)于環(huán)境對(duì)健康的影響的認(rèn)知并不顯著。這可能是因?yàn)檗r(nóng)戶雖然能夠意識(shí)到環(huán)境對(duì)健康會(huì)產(chǎn)生影響，但農(nóng)戶是“風(fēng)險(xiǎn)厭惡者”，更愿意付費(fèi)來治理對(duì)健康有明顯不利影響的生態(tài)環(huán)境，而對(duì)進(jìn)一步優(yōu)化改善村容村貌的支付意愿并不強(qiáng)烈。農(nóng)戶對(duì)現(xiàn)居環(huán)境滿意程度和對(duì)治理主體的認(rèn)知均對(duì)其支付意愿有顯著正向影響，符合預(yù)期。過去的農(nóng)村環(huán)境治理給農(nóng)戶現(xiàn)居環(huán)境帶來了一定改善，對(duì)這些提升感到滿意的農(nóng)戶也更信任政府的治理政策，更愿意付費(fèi)來提升村容村貌。治理主體認(rèn)知的正向影響非常顯著，發(fā)生比為1.45，在所有影響因素中最大。這說明農(nóng)戶關(guān)于農(nóng)村治理是政府出錢還是自己出錢的認(rèn)知起了關(guān)鍵性作用，如果農(nóng)戶覺得該由政府出錢，他就越有“搭便車”的想法，支付意愿自然會(huì)更低。農(nóng)戶對(duì)發(fā)展優(yōu)先序的認(rèn)知的影響顯著為負(fù)，符合預(yù)期。農(nóng)戶也面臨著把有限資金投入生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)還是提高居住環(huán)境質(zhì)量的兩難選擇問題。如果農(nóng)戶認(rèn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展比改善人居環(huán)境更重要，那么他就更愿意把錢投入生產(chǎn)以謀取未來更高的經(jīng)濟(jì)收益，而不是提升現(xiàn)有的居住環(huán)境質(zhì)量。

表3 整體樣本下農(nóng)戶人居環(huán)境治理支付意愿的影響因素

注：模型整體上通過了顯著性水平檢驗(yàn)；“*”“**”和“***”分別表示在10%、5%和1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著

(三)不同類型農(nóng)戶人居環(huán)境治理支付意愿影響因素的異質(zhì)性分析

為了進(jìn)一步探究在不同社會(huì)角色條件下農(nóng)戶對(duì)人居環(huán)境治理支付意愿的異質(zhì)性，本文將選取最容易區(qū)分農(nóng)戶社會(huì)角色的農(nóng)戶性別、是否擔(dān)任過村干部和是否存在非農(nóng)收入3項(xiàng)指標(biāo)來分別對(duì)整體樣本進(jìn)行劃分類型，并以此建立不同類型農(nóng)戶的logit回歸模型，回歸結(jié)果如表4所示。

影響女性和男性農(nóng)戶人居環(huán)境治理支付意愿的主導(dǎo)因素有同有異。治理主體和發(fā)展優(yōu)先序的認(rèn)知對(duì)兩類農(nóng)戶支付意愿的影響都顯著且方向相同，但女性農(nóng)戶還受到是否擔(dān)任過村干部、家庭常住人口數(shù)量、家庭人均年收入和人居環(huán)境現(xiàn)狀等因素的顯著影響；而男性農(nóng)戶則均不受這些因素的顯著影響。從實(shí)際調(diào)研情況來看，農(nóng)戶家庭是典型的“男主外，女主內(nèi)”的家庭分工模式。男性承擔(dān)更多的農(nóng)活、村內(nèi)民主議事等職責(zé)，女性則承擔(dān)更多的家務(wù)、教育子女的職責(zé)。因此，長(zhǎng)期以往的分工形式可能會(huì)使女性農(nóng)戶在做經(jīng)濟(jì)決策時(shí)更加敏感和考慮更多的因素，女性農(nóng)戶會(huì)比男性農(nóng)戶受到更多因素的顯著影響。

表4 不同農(nóng)戶類型下影響農(nóng)戶支付意愿的異質(zhì)性分析

注：模型整體上均通過了顯著性水平檢驗(yàn)；“*”“**”和“***”分別表示在10%、5%和1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著；為簡(jiǎn)潔起見，本表未報(bào)告發(fā)生比

從農(nóng)戶是否擔(dān)任過村干部來看，村干部和普通村民的支付意愿的影響因素出現(xiàn)較大異質(zhì)性。相同的是常住人口數(shù)量、家庭人均年收入和人居環(huán)境現(xiàn)狀均對(duì)兩類農(nóng)戶支付意愿有相同方向的顯著影響。不同的是，村干部還受性別、年齡和非農(nóng)收入占比的顯著影響。同時(shí)，普通村民受到治理主體認(rèn)知和發(fā)展優(yōu)先序認(rèn)知的顯著影響，而村干部則不受影響。女性村干部比男性村干部有顯著較低的支付意愿，可能是因?yàn)榕源甯刹恳话銚?dān)任的是婦女主任職務(wù)，在村內(nèi)負(fù)責(zé)婦女工作，她們更加關(guān)心的是婦女權(quán)益問題，而不是整個(gè)村的村容村貌，所以支付意愿相對(duì)更低。村干部家庭非農(nóng)收入占比對(duì)其支付意愿有顯著的正向影響，這個(gè)與整體樣本中的結(jié)果不同，很可能與非農(nóng)收入來源有關(guān)。根據(jù)我們的訪談了解，村干部家庭的非農(nóng)收入一般來自于城市有正式工作的子女，其子女的教育情況和工作情況往往比一般村民要好，收入較高且穩(wěn)定，子女有經(jīng)濟(jì)實(shí)力來補(bǔ)貼家用。普通村民家庭的非農(nóng)收入則主要來自于自己或子女外出打工，而且他們有的就是在就近縣城打零工，收入不高也不穩(wěn)定。至于人居環(huán)境認(rèn)知方面，根據(jù)調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，88.2%的村干部都不反對(duì)村民應(yīng)該對(duì)環(huán)境治理負(fù)責(zé)，74.5%的村干部認(rèn)為環(huán)境治理與經(jīng)濟(jì)發(fā)展同等優(yōu)先或者比之更優(yōu)先，而普通村民的比例分別是80.3%和69.6%。所以，村干部的認(rèn)知水平比普通村民要高，而且因?yàn)榇甯刹繕颖緮?shù)量較少，影響因素也就更難顯著。也有另外一種可能，當(dāng)期村干部的考核激勵(lì)機(jī)制更多的是在經(jīng)濟(jì)發(fā)展、扶貧攻堅(jiān)等任務(wù)上，人居環(huán)境改善的動(dòng)機(jī)并不大。

從農(nóng)戶是否有非農(nóng)收入來看，無非農(nóng)收入農(nóng)戶群體和有非農(nóng)收入群體支付意愿影響因素的異質(zhì)性并不大。人居環(huán)境現(xiàn)狀、治理主體認(rèn)知和發(fā)展優(yōu)先序認(rèn)知對(duì)兩個(gè)群體支付意愿均有相同的顯著影響。不同的是，對(duì)于有非農(nóng)收入群體，年齡對(duì)支付意愿有顯著正向影響；而非農(nóng)群體中，家庭常住人口數(shù)量有顯著正向影響。這個(gè)不難理解，對(duì)于存在非農(nóng)收入的家庭，年紀(jì)較小的農(nóng)戶因?yàn)殚L(zhǎng)期在外工作發(fā)展，生活重心很可能逐步向城市轉(zhuǎn)移；而年紀(jì)較大的農(nóng)戶即使暫時(shí)會(huì)在外工作，也有回鄉(xiāng)的規(guī)劃，因此支付意愿更高。至于對(duì)沒有非農(nóng)收入的農(nóng)戶群體而言，他們可能沒有離開農(nóng)村生活的規(guī)劃，因此常住人口數(shù)量和人均收入對(duì)他們的支付意愿的影響更加顯著。

五、結(jié)論與政策建議

農(nóng)戶作為農(nóng)村人居環(huán)境治理的利益主體，其支付意愿對(duì)改善農(nóng)村人居環(huán)境、實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略目標(biāo)有重大影響。本文基于2018年1～2月全國(guó)7省農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)，采用二元Logit回歸模型分析了農(nóng)戶對(duì)人居環(huán)境治理支付意愿的影響因素及其異質(zhì)性。研究結(jié)果表明：高達(dá)72.65%的農(nóng)戶愿意為改善農(nóng)村的人居環(huán)境付費(fèi)；家庭常住人口數(shù)量、家庭人均年收入、家庭人居環(huán)境現(xiàn)狀、農(nóng)戶對(duì)環(huán)境滿意度、治理主體認(rèn)知和發(fā)展優(yōu)先序認(rèn)知均對(duì)農(nóng)戶支付意愿有顯著影響；在不同類型的農(nóng)戶群體下，農(nóng)戶人居環(huán)境治理支付意愿的影響因素呈現(xiàn)出異質(zhì)性：相較于男性農(nóng)戶群體，女性農(nóng)戶群體考慮的因素明顯更多，是否擔(dān)任過村干部、家庭常住人口數(shù)量、家庭人均收入、人居環(huán)境現(xiàn)狀等因素都對(duì)女性農(nóng)戶的支付意愿有更加顯著的影響；影響村干部和普通村民支付意愿的因素有較大差異，性別、年齡、非農(nóng)收入占比都對(duì)村干部支付意愿有顯著影響，而關(guān)于治理主體的認(rèn)知和發(fā)展優(yōu)先序的認(rèn)知對(duì)普通村民的影響更加顯著；沒有非農(nóng)收入的農(nóng)戶群體可能會(huì)長(zhǎng)期居住在農(nóng)村，家庭常住人口數(shù)量和家人人均收入對(duì)其支付意愿有更顯著的影響。

為激勵(lì)農(nóng)戶加入農(nóng)村人居環(huán)境治理活動(dòng)，提高治理效率，基于研究結(jié)果，提出如下建議：

第一，加強(qiáng)宣傳力度和優(yōu)化宣傳內(nèi)容，提高并深化農(nóng)戶對(duì)人居環(huán)境治理的認(rèn)知。一方面，政府可以通過集中宣傳、培訓(xùn)授課等方式來改變部分農(nóng)戶認(rèn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展優(yōu)于環(huán)境保護(hù)的落后思想。另一方面，要鼓勵(lì)農(nóng)戶充分參與到農(nóng)村人居環(huán)境治理過程中，培養(yǎng)農(nóng)戶的環(huán)境治理主體自我認(rèn)同意識(shí)，調(diào)動(dòng)農(nóng)戶積極性，創(chuàng)建“誰(shuí)污染、誰(shuí)負(fù)責(zé)，誰(shuí)受益、誰(shuí)付費(fèi)”的人居環(huán)境治理原則。

第二，探索建立村干部人居環(huán)境績(jī)效考核機(jī)制。經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)不能成為上級(jí)政府考核村干部的唯一標(biāo)準(zhǔn)，應(yīng)出臺(tái)適宜的考核和獎(jiǎng)懲方案，來激勵(lì)村干部主動(dòng)承擔(dān)人居環(huán)境治理宣傳、組織責(zé)任，發(fā)揮自身的先鋒模范作用。

第三，從不同農(nóng)戶影響因素的異質(zhì)性出發(fā)，制定差異化的激勵(lì)政策。例如，針對(duì)受更多因素影響的女性農(nóng)戶，可以通過婦女組織加強(qiáng)溝通交流，了解女性農(nóng)戶的多方面顧慮，從而更好地推進(jìn)人居環(huán)境的治理。針對(duì)無非農(nóng)業(yè)收入的農(nóng)戶家庭，要充分考慮這些農(nóng)戶家庭的生活負(fù)擔(dān)和收入水平，通過適當(dāng)補(bǔ)貼或者提供農(nóng)業(yè)技術(shù)支持來改善他們的經(jīng)濟(jì)條件。另外，可以結(jié)合農(nóng)村地方特色，向在外打工的農(nóng)戶家庭提供相關(guān)產(chǎn)業(yè)扶持和創(chuàng)業(yè)孵化政策信息，鼓勵(lì)有條件的農(nóng)戶返鄉(xiāng)就業(yè)、創(chuàng)業(yè)，將生活重心轉(zhuǎn)移到農(nóng)村，進(jìn)而提高其人居環(huán)境治理的支付意愿。

注 釋：

①數(shù)據(jù)源自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局第三次全國(guó)農(nóng)業(yè)普查主要數(shù)據(jù)公報(bào)(第一號(hào))。

②只要農(nóng)戶對(duì)其中一項(xiàng)愿意繳納費(fèi)用，就記為對(duì)農(nóng)村人居環(huán)境治理有支付意愿。

③本文還對(duì)樣本整體分別進(jìn)行了Probit回歸、LPM線性回歸和模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，所研究的12個(gè)變量在4個(gè)模型中的顯著性和正負(fù)性均相同，限于篇幅，未能一一列出。