趙新民,姜 蔚,程文明

(石河子大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，新疆 石河子 832000)

農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會快速發(fā)展的同時(shí)農(nóng)村人居環(huán)境問題日益凸顯。長期的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)模式使地方政府在公共基礎(chǔ)設(shè)施、資金和體制建設(shè)等方面嚴(yán)重向城鎮(zhèn)傾斜，導(dǎo)致農(nóng)村發(fā)展過度落后于城鎮(zhèn)。其中，“垃圾靠風(fēng)刮，污水靠蒸發(fā)”“村外現(xiàn)代化，村內(nèi)臟亂差”便是農(nóng)村發(fā)展滯后于城鎮(zhèn)的典型表現(xiàn)。2018年我國農(nóng)村產(chǎn)生垃圾量超1億 t，人均垃圾排放量已超越城鎮(zhèn)，目前至少有1.6億戶污水未得到有效處理[1-2]。生活垃圾、生活污水及廁所衛(wèi)生問題是當(dāng)前影響農(nóng)村人居環(huán)境質(zhì)量的三大突出因素，嚴(yán)重制約著鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實(shí)施和美麗鄉(xiāng)村建設(shè)的推進(jìn)。而農(nóng)民作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者和農(nóng)村原住民，既是農(nóng)村污染的制造者又是環(huán)境改善的受益人，其天然“在場”的特征對于解決環(huán)境治理中面臨的信息不對稱及交易成本問題具有重要作用[3]。但現(xiàn)階段農(nóng)村居民環(huán)境治理的參與水平較低，從根本上增強(qiáng)農(nóng)民參與人居環(huán)境治理主動性是遏制農(nóng)村生態(tài)環(huán)境惡化，破解農(nóng)村環(huán)境治理難題的關(guān)鍵[4]。在農(nóng)村居民物質(zhì)生活水平不斷提升和對美好生活的熱切期盼下，加強(qiáng)生態(tài)文明建設(shè)，滿足人民環(huán)境需要引起了政府管理部門和學(xué)術(shù)界的高度關(guān)注。2006年以來，中央一號文件連續(xù)14 a針對農(nóng)村的環(huán)境治理提出了系統(tǒng)科學(xué)的治理舉措?！多l(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃(2018—2022)》更是重點(diǎn)強(qiáng)調(diào)了鄉(xiāng)村振興中生態(tài)宜居的關(guān)鍵地位[5]；2020年《政府工作報(bào)告》指出持續(xù)開展農(nóng)村人居環(huán)境整治，進(jìn)行廁所革命，支持生活垃圾就地分類，動員群眾參與村莊清潔行動。這一系列政策措施將農(nóng)村環(huán)境治理上升至前所未有的高度。

關(guān)于農(nóng)村人居環(huán)境及治理問題，學(xué)者們主要從農(nóng)村人居環(huán)境的現(xiàn)狀[6-7]、存在的問題[8]、治理對策[9]、治理機(jī)制[10]等方面做了較為豐富的研究，但早期研究多從宏觀視角進(jìn)行分析與討論，強(qiáng)調(diào)政府在環(huán)境治理中的主導(dǎo)作用，農(nóng)民往往被邊緣化。也有一部分學(xué)者從微觀層面對農(nóng)村人居環(huán)境治理農(nóng)民參與意愿進(jìn)行研究，其中較具代表性的觀點(diǎn)有：蔣培[11]基于浙江里家村的案例分析，提出內(nèi)發(fā)性環(huán)境治理模式，強(qiáng)調(diào)農(nóng)村人居環(huán)境治理只有發(fā)動農(nóng)民參與，根據(jù)農(nóng)村社會的實(shí)際情況，讓農(nóng)民自行選擇與建立適合自身的環(huán)境治理模式，才能在實(shí)現(xiàn)環(huán)境治理同時(shí)真正滿足農(nóng)民需求。閔師等[12]研究表明村級人居環(huán)境整治措施、旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展顯著提升了西南山區(qū)農(nóng)民參與人居環(huán)境治理的意愿，同時(shí)樣本個體因素、家庭因素、社會地理環(huán)境因素也在不同程度上影響農(nóng)民參與意愿。唐林等[13]從內(nèi)外因素的視角出發(fā)，利用Logit模型對湖北省沼氣利用項(xiàng)目重點(diǎn)推廣的4個市的農(nóng)民調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)對農(nóng)民參與意愿影響最大的3個因素為環(huán)境感知、是否有村干部和激勵機(jī)制。

現(xiàn)有文獻(xiàn)從不同角度出發(fā)為該領(lǐng)域研究提供了重要參考，但仍存在一些不足之處:(1)在研究方法上，大多進(jìn)行理論或案例分析，從農(nóng)民參與視角開展的實(shí)證研究較少，所提出的影響因素零星分散，缺乏系統(tǒng)的理論分析框架。(2)在研究對象上，多數(shù)文獻(xiàn)以全國典型區(qū)域或發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村居民為主體進(jìn)行調(diào)查分析，對西北欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)村居民環(huán)境治理參與問題缺乏關(guān)注。(3)在研究視角上，多是關(guān)于農(nóng)民整體參與意愿的研究，但未對農(nóng)民意愿以何種形式參與加以區(qū)分，只研究了以“投工投勞”為主的參與意愿或“出資付費(fèi)”為主的支付意愿，忽視了兩者的相關(guān)性。該文認(rèn)為計(jì)劃行為理論可以很好地解釋農(nóng)民參與人居環(huán)境治理的意愿，因此首先引入計(jì)劃行為理論分析框架，設(shè)計(jì)調(diào)查問卷；其次立足新疆北疆微觀數(shù)據(jù)，采用雙變量Probit模型，對農(nóng)民人居環(huán)境治理意愿及其影響因素進(jìn)行實(shí)證分析；最后依據(jù)模型估計(jì)結(jié)果，提出相關(guān)建議，為政府制定有效的環(huán)境政策，提升新疆乃至全國農(nóng)民參與程度和治理成效提供理論參考。

1 理論分析框架

計(jì)劃行為理論(TPB)由阿耶茨于1991年基于理性行為理論提出，該理論強(qiáng)調(diào)個體意愿是影響行為的關(guān)鍵因素，而意愿受到態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制3個變量的共同影響[14]。目前在環(huán)境相關(guān)領(lǐng)域已有較多學(xué)者利用該理論研究了公眾環(huán)境友好型的生產(chǎn)和生活行為，結(jié)果證實(shí)這3種因素可對個體親環(huán)境意愿行為產(chǎn)生顯著影響[15]。農(nóng)村人居環(huán)境屬于典型的公共物品，其正外部性與公共產(chǎn)權(quán)屬性使身為理性經(jīng)濟(jì)人和社會人的農(nóng)民參與環(huán)境治理不僅是一種利他、親環(huán)境的行為，更是一種經(jīng)濟(jì)行為，農(nóng)民在參與的過程必然會“搭便車”，因此農(nóng)民環(huán)境治理參與行為是有計(jì)劃的環(huán)境供給決策行為，遵循計(jì)劃行為理論。該文結(jié)合TPB的3個維度(態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制)對農(nóng)民環(huán)境治理參與意愿和支付意愿所受影響進(jìn)行解釋。

行為態(tài)度反映農(nóng)民對于參與環(huán)境治理行為的認(rèn)知與評價(jià)[16]。而農(nóng)民對農(nóng)村環(huán)境現(xiàn)狀和污染治理的看法會影響其對治理行為的認(rèn)知，因此農(nóng)民行為態(tài)度是指農(nóng)民對農(nóng)村環(huán)境污染及治理重要性認(rèn)知與實(shí)施環(huán)境友好行為的評價(jià)。一般而言，當(dāng)農(nóng)民對污染的危害、治理環(huán)境的重要性具有一定的清晰認(rèn)知時(shí)，自身投資投勞的意愿通常更加強(qiáng)烈。如果個體認(rèn)識到實(shí)施環(huán)境友好型行為能帶來自身福利和社會生態(tài)效益的提升，其對環(huán)境整治項(xiàng)目的推廣施行通常持有較為積極正面的評價(jià)，則農(nóng)民響應(yīng)政府號召的意愿也會更加積極[17-18]。

主觀規(guī)范是指外界因素對個體行為意愿的影響。反映在環(huán)境治理項(xiàng)目推進(jìn)的過程中，即農(nóng)民受到重要的他人或團(tuán)體肯定或否定期盼的影響，對其參與意愿與支付意愿產(chǎn)生示范或者監(jiān)督作用。主觀規(guī)范包括指令性規(guī)范和示范性規(guī)范。在對北疆農(nóng)村居民進(jìn)行調(diào)查分析時(shí)，指令性規(guī)范主要指基層政府、村委會等對農(nóng)民參與環(huán)境治理項(xiàng)目進(jìn)行宣傳引導(dǎo)的作用，農(nóng)民在政府營造的氛圍下產(chǎn)生參與的壓力，主動或被動地響應(yīng)服從政府號召。示范性規(guī)范可理解為鄰里親朋、文明示范戶等對農(nóng)民環(huán)境友好行為意愿產(chǎn)生示范效應(yīng)。示范效應(yīng)一旦產(chǎn)生將很快在聯(lián)系緊密的農(nóng)村社交網(wǎng)絡(luò)傳播擴(kuò)散，引起農(nóng)民之間的相互模仿，增加群體積極參與的概率。

知覺行為控制是指農(nóng)民感知到的進(jìn)行投工投勞或者出資付費(fèi)所具有的自信心，反映農(nóng)民響應(yīng)環(huán)境治理行動的實(shí)際控制力。農(nóng)民擁有的可控條件(如擁有的財(cái)富、獲取的政策知識、發(fā)展機(jī)會、對參與成本的控制等)越多，對自身參與治理的能力越自信，對于環(huán)境治理的知覺行為控制越強(qiáng)，參與投工投勞和出資付費(fèi)的行為意愿就會越強(qiáng)烈。該文根據(jù)已有研究結(jié)果，基于計(jì)劃行為理論，構(gòu)建出農(nóng)民參與人居環(huán)境治理意愿的理論模型(圖1)。

2 變量選擇、數(shù)據(jù)來源與模型設(shè)定

2.1 變量選擇

2.1.1被解釋變量

該文的被解釋變量為農(nóng)民的參與意愿與支付意愿，其中參與意愿表示農(nóng)民接受投工投勞的意愿，支付意愿表明農(nóng)民接受出資付費(fèi)的意愿。2個被解釋變量賦值標(biāo)準(zhǔn)為“愿意參與取值1，反之取值0；愿意支付取值1，反之取值0”。模型變量的具體賦值說明如表1所示。

2.1.2核心解釋變量

根據(jù)計(jì)劃行為理論，結(jié)合調(diào)研區(qū)域的實(shí)際情況，分析可知農(nóng)民環(huán)境治理意愿受態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制的影響，因此主要從這3個層面出發(fā)進(jìn)行實(shí)證分析，參考甘臣林等[19]、辛波等[20]指標(biāo)選取原則，以農(nóng)民環(huán)境污染認(rèn)知、環(huán)境治理重要性認(rèn)知，推廣預(yù)期表示行為態(tài)度；以政府投入力度、鄰里效應(yīng)、媒體信息傳播力度表示主觀規(guī)范；以政策補(bǔ)貼、政策知曉度、鄉(xiāng)村旅游表示知覺行為控制。

2.1.3控制變量

考慮到影響農(nóng)民意愿的因素眾多，以往文獻(xiàn)表明農(nóng)民的個人屬性、家庭屬性與地理環(huán)境變量均會對農(nóng)民行為意愿產(chǎn)生影響，為了更加準(zhǔn)確地分析核心解釋變量對農(nóng)民環(huán)境治理意愿的影響，該文將上述3個方面因素，共包含10個變量引入實(shí)證模型加以控制[21]。變量選擇及賦值如表1所示。

表1 變量選擇及賦值Table 1 Selection and assignment of variables

2.2 數(shù)據(jù)來源及描述統(tǒng)計(jì)

2.2.1數(shù)據(jù)來源

該研究所使用的數(shù)據(jù)來源于2019年7—8月調(diào)研團(tuán)隊(duì)對新疆北疆地區(qū)農(nóng)村居民開展的調(diào)研。綜合考慮研究目的、調(diào)查便利性以及新疆環(huán)境質(zhì)量和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，調(diào)研團(tuán)隊(duì)選取了新疆環(huán)境質(zhì)量監(jiān)測重點(diǎn)區(qū)域“烏-昌-石”(包括烏魯木齊市7區(qū)1縣、昌吉市、阜康市、石河子市、五家渠市、瑪納斯縣、呼圖壁縣、沙灣縣、新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團(tuán)第六師、第八師、第十二師)。城市群中的3市2縣，具體包括烏魯木齊市、昌吉市、石河子市、沙灣縣和瑪納斯縣。一方面考慮到農(nóng)村居民的意愿可能因經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不同而存在差異，而這5個縣(市)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平由高至低依次下降；另一方面，根據(jù)新疆維吾爾自治區(qū)生態(tài)環(huán)境廳統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，這5個縣(市)空氣、水和生態(tài)環(huán)境各項(xiàng)指標(biāo)數(shù)據(jù)均表明整體環(huán)境質(zhì)量逐漸提升，符合經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境污染的一般規(guī)律[22]。調(diào)研采用分層抽樣方法，以這5個縣市為初級抽樣單位，每個縣市選取2～3個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，然后在每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機(jī)選擇若干村莊進(jìn)行隨機(jī)入戶訪談?wù){(diào)查。共發(fā)放400份問卷，剔除后共獲得有效問卷371份，有效率達(dá)到92.8%。調(diào)查所獲數(shù)據(jù)對研究農(nóng)村居民人居環(huán)境治理的參與意愿及支付意愿的基本情況具有一定的參考價(jià)值。

2.2.2描述統(tǒng)計(jì)

問卷內(nèi)容主要包括農(nóng)村居民個人和家庭的基本情況以及根據(jù)前文理論分析框架設(shè)計(jì)的相關(guān)問題(表2)。

由表2可知，受訪農(nóng)民年齡大都在40歲以上，占67.11%，男性多于女性，占比52.29%，文化程度多為初中及以下，占64.97%，可以看出樣本農(nóng)民年齡偏大，受教育水平不高。調(diào)查中普通村民占比77.90%，其參與治理的意愿更能反映廣大農(nóng)民的實(shí)際情況，其中愿意參與和支付的占比分別為83.74%和70.24%，但相較于家庭中有村干部或黨員的農(nóng)民，這兩部分占比分別下降了15.04%和12.68%；每個家庭平均人口為3～4人，家庭平均人口在3～4人以上的農(nóng)村居民相較于3～4人以下的參與意愿和支付的占比分別上升了6.10%和4.51%；家庭人均年收入水平在<10 000元、>10 000～20 000元、>20 000元的農(nóng)村居民中愿意投工投勞的比例分別為77.33%、93.13%、95.08%，愿意出資付費(fèi)的比例分別為58.67%、82.50%、83.61%，可見收入水平越高，農(nóng)民參與意愿和支付意愿越強(qiáng)烈。調(diào)查發(fā)現(xiàn)受訪農(nóng)民對農(nóng)村人居環(huán)境治理的重要性認(rèn)知普遍較高，占比71.1%。根據(jù)入戶訪談了解到，由于環(huán)境治理周期長、見效慢，而農(nóng)民又期望在短期內(nèi)看到收益，兩者之間的矛盾導(dǎo)致農(nóng)民對政府環(huán)境治理項(xiàng)目出資付費(fèi)的反應(yīng)參差不齊，據(jù)統(tǒng)計(jì)，有參與意愿的323位農(nóng)民中僅有82.35%愿意出資付費(fèi)，其中不愿意出資付費(fèi)的村民表示自家產(chǎn)生的生活廢棄物一般可自行利用，或可直接排入自家庭院借助自然力量進(jìn)行分解凈化，不愿再為垃圾污水處理支付額外成本。大部分農(nóng)民對農(nóng)村人居環(huán)境治理工作展開方法知之甚少，部分治理情況較好的村莊并沒有起到很好的示范帶動作用。

表2 樣本農(nóng)民基本特征Table 2 Basic characteristics of sample farmers

2.3 模型設(shè)定

分別從人居環(huán)境治理農(nóng)民的參與意愿及支付意愿的影響因素入手，分析同一因素對農(nóng)民投工投勞和出資付費(fèi)意愿選擇的影響及不同效用。文中考察農(nóng)民的參與意愿與支付意愿，只包含愿意與不愿意2種情況。

農(nóng)村居民對于投工投勞或出資付費(fèi)的意愿選擇決定著政府環(huán)境治理項(xiàng)目的成效、成效的鞏固以及治理的可持續(xù)性。文中農(nóng)民環(huán)境治理的意愿是二元離散變量，一般的Probit模型只有一個解釋變量，但雙變量Probit模型可對2個虛擬變量同時(shí)考慮其發(fā)生的概率，由于農(nóng)民參與意愿與支付意愿并不獨(dú)立，若隨機(jī)擾動項(xiàng)相關(guān)，對農(nóng)民2種意愿選擇分別建立Probit模型，最終結(jié)果雖為一致估計(jì)，但可能損失效率。因此，假設(shè)2個方程擾動項(xiàng)不相關(guān)“H0:ρ=0”。具體考察以下模型：

(1)

(2)

作為可觀測變量，農(nóng)村居民人居環(huán)境治理的參與意愿y1與支付意愿y2由下列方程決定：

(3)

(4)

該文所研究的農(nóng)民參與意愿與支付意愿可能存在相關(guān)關(guān)系。所以，若擾動項(xiàng)相關(guān)系數(shù)ρ≠0時(shí)，則可判斷農(nóng)民的參與意愿與支付意愿之間相關(guān),通過雙變量Probit模型對y1，y2的取值概率進(jìn)行最大似然估計(jì)是合理的。最后對原假設(shè)“H0：ρ=0”進(jìn)行Wald檢驗(yàn)，判定是否應(yīng)該采用雙變量Probit模型。

3 結(jié)果與分析

3.1 共線性檢驗(yàn)結(jié)果

為避免變量間多重共線性影響回歸分析，在模型估計(jì)之前利用方差膨脹因子進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，結(jié)果表明各變量的方差膨脹系數(shù)(VIF值)均在1.06～1.56之間，均低于經(jīng)驗(yàn)值10，多重共線性不會影響分析結(jié)果。利用Stata 15.0軟件，通過極大似然估計(jì)法對農(nóng)民參與意愿與支付意愿的影響因素進(jìn)行回歸模型估計(jì)(表3)。

表3 雙變量Probit模型回歸結(jié)果Table 3 Bivariate Probit model regression results

3.2 模型估計(jì)結(jié)果分析

對原假設(shè)“H0:ρ=0”進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明ρ在1%的顯著性水平上通過檢驗(yàn)，說明農(nóng)民的參與意愿與支付意愿之間存在較強(qiáng)相關(guān)性，聯(lián)立雙變量Probit模型設(shè)定合理；對數(shù)似然值為-183.02，Wald卡方統(tǒng)計(jì)量在1%的置信水平上顯著，說明模型擬合度較好。

從表3模型所測參數(shù)的顯著性來看，與農(nóng)民的參與意愿顯著相關(guān)的變量共9個，與支付意愿顯著相關(guān)的變量共有10個；從各因素對農(nóng)民投工投勞與出資付費(fèi)意愿的影響程度來看，變量社會身份對農(nóng)民參與意愿影響最大，受教育程度的影響最小，回歸系數(shù)分別為2.045和0.333；開展鄉(xiāng)村旅游對農(nóng)民支付意愿的影響最大，受教育程度的影響最小，變量的回歸系數(shù)分別為0.956和-0.165。

3.2.1農(nóng)民行為態(tài)度的影響

模型中的環(huán)境治理重要性認(rèn)知對農(nóng)民的參與及支付意愿影響顯著，均通過1%顯著性檢驗(yàn)，回歸系數(shù)分別為0.737和0.513。這說明農(nóng)民認(rèn)為環(huán)境治理越重要，越有動力積極參與人居環(huán)境治理，也反映了農(nóng)民對環(huán)境治理認(rèn)知的變化。通過訪談了解到這種認(rèn)知的增強(qiáng)不僅來自于親環(huán)境行為的正外部性，也與農(nóng)村環(huán)境污染、生態(tài)破壞產(chǎn)生的負(fù)外部性有關(guān)。在進(jìn)入模型的371個樣本中，認(rèn)為環(huán)境治理不重要、一般、重要的農(nóng)民中，有參與意愿的占比分別為38.46%、85.29%、94.70%，有支付意愿的占比分別為28.21%、52.94%、84.85%，可見隨環(huán)境治理重要性認(rèn)知的增強(qiáng)，農(nóng)民的治理意愿上升趨勢明顯。環(huán)境污染認(rèn)知在5%的顯著性水平上抑制農(nóng)民的支付意愿，回歸系數(shù)為-0.192。一方面可能是新疆農(nóng)民受自身收入水平、村莊傳統(tǒng)文化或治理習(xí)俗的局限；另一方面由于治理項(xiàng)目的長期性、治理成效的滯后性以及不確定性，看中短期利益的農(nóng)民對于出資付費(fèi)的價(jià)值感知不明顯，支付意愿相應(yīng)降低。推廣預(yù)期對農(nóng)民投工投勞以及出資付費(fèi)意愿未產(chǎn)生顯著影響，說明該因素不是影響當(dāng)?shù)剞r(nóng)民人居環(huán)境治理意愿的主要原因。

3.2.2農(nóng)民主觀規(guī)范的影響

模型中的政府環(huán)境治理投入力度對農(nóng)民的支付意愿有負(fù)向作用，在10%的檢驗(yàn)水平上顯著，回歸系數(shù)為-0.193?？赡艿慕忉尀檎h(huán)境治理投入對新疆農(nóng)民的投入存在擠出效應(yīng)。一方面農(nóng)民理性認(rèn)為政府投入是環(huán)境治理“最合理”的方式，導(dǎo)致其支付意愿不高或喪失，對政府投入形成了強(qiáng)烈的路徑依賴；另一方面政府投入可能與農(nóng)民實(shí)際需求存在錯位，此時(shí)農(nóng)民間的互動交流可能加強(qiáng)了對政府治理工程的不滿情緒，即政府對環(huán)境治理的投入擠出農(nóng)民出資付費(fèi)的供給意愿，這就需要建立政府投入與農(nóng)民適當(dāng)投資的合理分擔(dān)機(jī)制，同時(shí)也需加強(qiáng)精準(zhǔn)識別農(nóng)民需求的能力。鄰里效應(yīng)與理論分析的結(jié)果不一致，并未影響農(nóng)民投資投勞的意愿。媒體環(huán)境信息傳播力度對農(nóng)民參與及支付意愿分別在1%和5%的顯著水平上產(chǎn)生積極影響，系數(shù)分別為0.370和0.174。根據(jù)樣本數(shù)據(jù)，對于媒體環(huán)境信息傳播力度，在受訪的371位農(nóng)村居民中，有101位認(rèn)為“力度較小”、128位認(rèn)為“力度一般”、142位認(rèn)為“力度較大”，占總樣本的比例分別為27.22%、34.51%、38.28%，其中愿意參與的分別占72.28%、89.06%、95.77%。通過對新疆農(nóng)民的訪談了解到，除村委會、黨員干部對環(huán)境問題的宣傳，手機(jī)、電視也會頻繁推送各類環(huán)境信息，可見農(nóng)民環(huán)境治理參與意愿與媒體環(huán)境信息傳播力度密切相關(guān)。

3.2.3農(nóng)民知覺行為控制的影響

政策補(bǔ)貼分別在10%和5%的顯著性水平上對農(nóng)民的參與意愿和支付意愿產(chǎn)生正向激勵的作用，系數(shù)分別為0.615和0.428。數(shù)據(jù)顯示，收到過環(huán)境治理政策補(bǔ)貼的272位農(nóng)村居民中愿意參與和支付的占比分別為90%和78.6%，比沒有收到補(bǔ)貼的分別高出11.3%和21.1%。政府對當(dāng)?shù)剞r(nóng)民提供的政策支持或補(bǔ)貼等財(cái)政轉(zhuǎn)移性支付，直接增加了其參與治理的確定性收益和預(yù)期收益，作為理性經(jīng)濟(jì)人的農(nóng)民對切身利益的關(guān)注決定了其參與意愿與支付意愿的積極性，這與理性小農(nóng)理論的基本思想相吻合。開展鄉(xiāng)村旅游在1%的水平上顯著影響農(nóng)民出資付費(fèi)的意愿，回歸系數(shù)為0.956。樣本數(shù)據(jù)表明，開展鄉(xiāng)村旅游村莊的農(nóng)民支付意愿為89.5%，高于沒有開展的64.7%。可能的解釋為鄉(xiāng)村旅游增加了新疆農(nóng)民可把握的發(fā)展機(jī)會與資源，拓寬了增收渠道，并且在一定程度上抵消了其在參與過程中所消耗的時(shí)間和精力成本，而整潔優(yōu)美的人居環(huán)境是農(nóng)村發(fā)展鄉(xiāng)村旅游的基礎(chǔ)前提，因此支付意愿更為強(qiáng)烈。政策知曉度對農(nóng)民參與意愿與支付意愿的影響不顯著，調(diào)研了解到新疆農(nóng)民實(shí)際掌握大都為一般性、常識性的政策知識，可能不足以影響其投資投勞的意愿。

3.2.4農(nóng)民個人屬性、家庭屬性和自然條件特征的影響

控制變量中有較多影響因素通過了顯著性檢驗(yàn)。社會身份、家庭人均年收入，家庭人口規(guī)模均在1%置信水平上顯著，是有效提升農(nóng)民參與意愿與支付意愿的共同因素，與調(diào)研結(jié)果相符。一般擁有國家公職人員的家庭對農(nóng)村人居環(huán)境保護(hù)的重要性認(rèn)知更高，在響應(yīng)國家號召上承擔(dān)著先鋒模范作用。而家庭人均年收入越高的農(nóng)民往往擁有較高的農(nóng)村社會地位和經(jīng)濟(jì)能力，通常已經(jīng)滿足馬斯洛需求層次理論中低層級的生存需求和安全需求，開始關(guān)注和追求更高層級的農(nóng)村生活環(huán)境質(zhì)量。人口規(guī)模較大的家庭生活垃圾及污水處理的環(huán)境衛(wèi)生需求更大。

農(nóng)民的性別和年齡均在1%的顯著性水平上提升了農(nóng)民參與意愿，回歸系數(shù)分別為0.645和0.427。樣本數(shù)據(jù)中，194位男性中有參與意愿的占90.21%，女性中這一比例為83.62%，年齡在50歲及以下、51～60歲、61歲及以上的農(nóng)民有參與意愿的占比依次為84.77%、92.13%、92.31%，說明男性相比于女性更有意愿選擇參與，年齡越大反而更愿意投入時(shí)間和精力參與?？赡艿脑?yàn)椋浩湟?，隨年齡增長，新疆農(nóng)民“落葉歸根”的家園情感更加濃厚；其二，農(nóng)民大多為50歲以上的中老年人，對傳統(tǒng)生活方式所造成的人居環(huán)境污染的認(rèn)識更加深刻，對環(huán)境政策信息也更為關(guān)心。農(nóng)民的受教育程度與參與意愿呈顯著正相關(guān)，與支付意愿呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。即農(nóng)民知識水平越高，越有能力將環(huán)保意識付諸實(shí)際行動；但高素質(zhì)的農(nóng)民群體通常擁有更多從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)獲取高收入的外出就業(yè)機(jī)會，對村莊的認(rèn)同感和家園依戀情感逐漸淡化，較少愿意花費(fèi)金錢和精力在村莊事務(wù)上，因此支付意愿較低。研究表明，高中及以上學(xué)歷的農(nóng)民有130人，與初中及以下學(xué)歷的相比，愿意參與的比例增加了4.6%，愿意支付的比例下降了9.3%。

道路交通便捷度以及村莊距集鎮(zhèn)中心的距離對農(nóng)民參與意愿及支付意愿的影響不顯著，在實(shí)際調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，83.7%的農(nóng)民認(rèn)為進(jìn)城的道路交通比較便利，但考慮到醫(yī)療衛(wèi)生、子女教育、社會保障等問題，有近50%農(nóng)村居民在城鎮(zhèn)另購住房，同時(shí)受新疆特殊氣候影響，夏季農(nóng)民會舉家搬往農(nóng)村，冬季則由農(nóng)村搬往城鎮(zhèn)，道路交通的便利性使得農(nóng)民經(jīng)常往返于城鎮(zhèn)與農(nóng)村，城鎮(zhèn)人居環(huán)境也帶有濃厚的鄉(xiāng)村氣息，不易對農(nóng)民產(chǎn)生沖擊，因此這2個因素并不顯著。

4 結(jié)論與啟示

以農(nóng)村居民的環(huán)境意愿為研究對象，利用新疆北疆371份農(nóng)村居民微觀調(diào)研數(shù)據(jù)，分析了農(nóng)村人居環(huán)境治理過程中對農(nóng)民參與意愿與支付意愿產(chǎn)生重要影響的因素與作用機(jī)理，以計(jì)劃行為理論為核心構(gòu)建理論分析框架，采用雙變量Probit回歸模型分析各個因素對參與意愿與支付意愿發(fā)生概率的影響。主要結(jié)論有：(1)從意愿參與的程度和方式來看，有參與意愿的農(nóng)民約為87%，有支付意愿的農(nóng)民約73%，與積極的投工投勞意愿相比，農(nóng)民出資付費(fèi)的意愿較低。(2)環(huán)境治理重要性認(rèn)知、媒體信息傳播力度、政策補(bǔ)貼、社會身份、家庭人均年收入和家庭人口規(guī)模是正向影響農(nóng)民參與意愿與支付意愿的共同因素，但作用程度具有差異性；環(huán)境污染認(rèn)知、政府投入力度對農(nóng)民支付意愿產(chǎn)生顯著消極影響；開展鄉(xiāng)村旅游村莊的農(nóng)民更傾向于為環(huán)境治理出資付費(fèi)。(3)性別、年齡、受教育程度與農(nóng)民參與意愿顯著正相關(guān)，值得一提的是農(nóng)民受教育程度與支付意愿呈顯著負(fù)相關(guān)。

基于上述結(jié)論，該文得出以下政策啟示與建議：

第一，強(qiáng)化環(huán)境知識、政策知識宣傳與環(huán)保技能普及力度。首先，基層政府、農(nóng)村社區(qū)可在重要的公共場所張貼醒目且通俗的宣傳標(biāo)語、橫幅等，開展形式多樣的環(huán)境主題文化活動，發(fā)放宣傳單、環(huán)保手冊，加大電視廣播等媒體的宣傳，加強(qiáng)農(nóng)民對環(huán)境知識及政策的了解；其次，發(fā)動組織農(nóng)村基層干部帶領(lǐng)具有一定社會聲譽(yù)的村民對優(yōu)秀示范村進(jìn)行參觀學(xué)習(xí)，借助微信公眾號等工具向村民推送現(xiàn)場圖片，激發(fā)農(nóng)民對整潔優(yōu)美鄉(xiāng)村環(huán)境的美好向往，提升“自己事自己辦”的自覺性；最后，組織開展科學(xué)的環(huán)保技能培訓(xùn)，定期對農(nóng)民環(huán)保技能進(jìn)行考核，扎實(shí)提升農(nóng)民環(huán)境素養(yǎng)。

第二，建立并靈活運(yùn)用激勵機(jī)制，設(shè)定有效的村規(guī)民約。以現(xiàn)金補(bǔ)貼、實(shí)物獎勵、以積分兌換榮譽(yù)或者實(shí)物等方式鼓勵農(nóng)民主動投身村莊環(huán)境治理。村莊和家庭可開展環(huán)境衛(wèi)生評比活動樹立典型，通過“看一看”“曬一曬”評選出文明村莊、文明家庭、最美庭院，提升農(nóng)民的集體責(zé)任感和個人榮譽(yù)感。為避免出現(xiàn)政府大包大攬，“干部在干，農(nóng)民在看”的現(xiàn)象，應(yīng)建立政府投入與農(nóng)民付費(fèi)的合理分擔(dān)機(jī)制，引導(dǎo)農(nóng)民對公共設(shè)施建設(shè)和管護(hù)適當(dāng)出資，主動投勞。另一方面加強(qiáng)村規(guī)民約的針對性。對于垃圾污水治理、廁所改造、美化庭院等涉及自身和村莊綠化等涉及公共環(huán)境保護(hù)的內(nèi)容，與農(nóng)民簽訂協(xié)議，明確責(zé)任，并制定相應(yīng)的處罰措施，落實(shí)村規(guī)民約，促進(jìn)農(nóng)民養(yǎng)成規(guī)范意識。

第三，發(fā)揮基層干部黨員、鄉(xiāng)賢能人示范引導(dǎo)作用。定期召開黨員干部動員會議，發(fā)揮黨員干部貼近群眾的優(yōu)勢，再分級分層次對村“兩委”、村民代表、戶主進(jìn)行動員，層層深入提高農(nóng)民群體積極性；成立黨員宣傳小分隊(duì)進(jìn)行點(diǎn)對點(diǎn)入戶宣傳，進(jìn)而以點(diǎn)帶面積極引導(dǎo)；基層政府應(yīng)挖掘本村資源稟賦，結(jié)合人文地理、風(fēng)俗習(xí)慣發(fā)展鄉(xiāng)村旅游，挖掘新產(chǎn)業(yè)、發(fā)展新業(yè)態(tài)，豐富農(nóng)民生計(jì)方式，增加農(nóng)民收入；政府相關(guān)部門加強(qiáng)與高校的聯(lián)系與合作，鼓勵大學(xué)生進(jìn)農(nóng)村實(shí)踐、實(shí)習(xí)，為外出務(wù)工的青年或退伍軍人提供返鄉(xiāng)就業(yè)創(chuàng)業(yè)優(yōu)惠政策，促進(jìn)人才回流，利用青年易于接納和理解新事物的特征，發(fā)揮新鄉(xiāng)賢在人居環(huán)境治理過程中的社會影響力和示范效應(yīng)，以建立農(nóng)村環(huán)境可持續(xù)治理的新模式。