環境治理模式、社會資本 與農戶行為響應差異

汪紅梅 惠濤

摘要：農戶環境治理行為受到治理模式的影響，農戶的行為直接決定了環境治理的效果，而我國農村環境衛生的發展比其他基礎設施的發展速度慢很多，農村環境治理更是落后于城鎮，嚴重影響了農村居民的生活質量，成為新農村建設的一塊短板。基于2018年全國7個省的實地調研數據研究發現，農戶在“項目進村”和“一事一議”兩種環境治理模式下的行為響應存在差異，相比于“項目進村”模式，農戶在“一事一議”模式下響應更為積極;在“項目進村”模式下，社會資本對農戶行為響應產生消極影響，而在“一事一議”模式下社會資本對農戶行為響應產生積極影響。各級政府部門應該關注和尊重農村環境治理的具體需求，建立針對不同需求的開放式回應機制，借助“一事一議”等制度提高供給與需求的匹配程度;提升農戶對環境的認知度，矯正農戶的非環境友好行為方式，從而提高社會資本水平，激發積極的環境治理行為響應。

關鍵詞：農村環境治理;社會資本;行為響應;“一事一議”;“項目進村”

基金項目：國家自然科學基金項目“農村環境治理中政府與社區互補和替代效應機理研究”（71603206）;陜西省社會科學基金項目“農村環境治理中政府和社區作用關系研究”（2016D043）

中圖分類號：F323? ? 文獻標識碼：A? ? 文章編號：1003-854X（2019）12-0013-08

一、引言

我國農村環境衛生的發展比其他基礎設施的發展速度慢得多，農村環境治理更是落后于城鎮，嚴重影響人們的生活質量，成為新農村建設的一塊短板。近年來，各級政府在農村環境治理中投入了大量人力物力財力，但是治理效果卻呈現出“冰火兩重天”的狀態：有些地方在農村環境治理方面摸索出了一套行之有效的做法;有些村莊“垃圾靠風刮、污水靠蒸發”的老問題仍然嚴重。是什么原因導致了這種差異呢？錢文榮（2014）在對農戶參與基礎設施供給意愿的研究中發現，政府對農村公共基礎設施的供給行為會“擠出”農戶的自我供給，即不同的農村公共物品供給模式會引致不同的農戶行為①。那么，農村環境治理效果的上述差異是由農戶在不同治理模式下行為響應的差異導致的嗎？

目前，我國農村環境公共品主要有政府主導的“項目進村”和社區主導的“一事一議”兩種供給模式。“項目進村”模式是指由政府自上而下、自外而內全部供給投資和決策，由市場主體負責實施，由專業性單位進行審計、監督，以財政專項支出的方式，對農村非競爭性和非排他性產品分類列項進行供給的制度②。“一事一議”模式是指通過村民自愿、民主決策的形式籌資籌勞供給農村公共產品，并通過政府獎補資金引導，結合政府補助、部門扶持、社會捐贈、村組自籌和農民籌資籌勞的村級公益事業建設投入新機制③。這兩種模式最大的差別在于農戶參與程度不同：“項目進村”模式下農戶不能參與項目供給決策，也不必然參與項目實施過程。而“一事一議”模式下，農戶能夠對參與項目選擇、需要什么項目和怎樣實施項目能充分表達意見。學者羅興佐（2013）認為，雖然國家加大了對農村公共品供給的投入，但出現了公共品供給依然嚴重缺乏的悖論，主要原因就在于政府主導的供給不必然與農戶的需求相匹配④。此外，農戶是農村環境問題的制造者，也是農村環境的直接利益相關者，農村居民天然“在場”的特點決定了他們應該是農村環境治理的核心主體⑤。他們在環境信息和治理技術方面有天然優勢，只要他們積極響應，將會極大地提高治理效率。因此，從理論上來說，“項目進村”和 “一事一議”兩種供給模式的確會導致環境治理效果的差異。現有研究多從農戶參與環境治理的意愿角度切入，對不同環境治理模式下農戶行為響應差異甚少涉及。而且，現有研究多采用Probit模型或Logistic模型，這類模型變量觀測維度低，存在不能有效測量各變量之間影響效應的問題。

本文基于2018年全國7省的實地調研數據，采用結構方程模型分析農戶在“項目進村”和“一事一議”兩種環境治理模式下的行為響應差異，主要貢獻有三點：第一，將環境治理中微觀主體層面的研究從“意愿”轉向“行為”;第二，與現有研究不考慮治理模式的異質性不同，本文重點考察了不同治理模式下農戶行為響應的差異;第三，本文采用了觀測維度更高、能分析更復雜關系的結構方程模型進行研究，描繪出了變量之間更精確的關系路徑。

二、理論分析與研究假設

1. 農戶個體特征

現有的對農戶參與農村公共品供給的影響因素分析中，農戶個體特征包括年齡、受教育程度、收入和社會職務等;有的研究也驗證了在小型水利設施、面源污染調控等公共品領域中農戶個體特征對參與農村公共品供給的作用⑥。同時，農戶個體社會資本某種程度上反映了個體的號召力，它意味著個體的社會關系網越廣、社會身份越多、聲望越高，其社會資本存量就越大⑦。此外，農戶的個體特征還決定了其對環境治理的認知、態度和行為，影響著其對環境治理的需求和期望，因此提出以下假設：

H1：個體特征影響環境認知;

H2：個體特征影響社會資本;

H3：個體特征影響環境治理滿意度;

H4：個體特征影響行為響應⑧。

2. 環境認知

Ajzen（1985）提出的計劃行為理論（TPB），主要內容是個體對于某種行為的態度、感知外部規范的壓力和對行為的感知控制這三大類因素決定了個體對該行為的意向⑨。換言之，即個人認知決定行為意向，行為意向決定行為。依據該理論，湯謹銘等（2013）認為農戶認知是制約行為選擇的關鍵因素，其通過決策意愿影響決策行為⑩。肖新成等（2013）研究發現，影響農戶參與農業面源污染調控的主要因素包括教育程度和農戶自身的環境認知{11};嚴奉憲等（2015）發現農戶的災害損失認知與減災需求認知會反向影響農戶對減災效果和供給的滿意度{12}。根據以上研究成果，在農村環境治理中，農戶對環境的認知影響著其參與治理的行為決策，因此提出以下假設：

H5：環境認知正向影響環境治理滿意度;

H6：環境認知正向影響行為響應。

3. 環境治理滿意度

農村環境公共品供給績效，既包括物質性效果，也包括精神性效果，即農村公共品受眾的感覺效果。滿意度是在認知基礎上加工而形成的知覺判斷，是人類產生態度進而進行行為決策的關鍵影響因素。在對農戶環境行為的研究中，已有學者對認知、滿意度與行為意愿的關系進行了定量研究。李尚蒲等（2013）在研究征地滿意度后得到了農戶排他權認知的偏離會降低征地滿意度的結論{13};江慧珍（2015）對農民參與抗旱救援隊意愿影響因素的實證分析發現，農戶對政府抗旱措施滿意度每提高一個單位，農民參與意愿會提高9.2%{14}，因此提出以下假設：

H7：環境治理滿意度正向影響行為響應。

4. 社會資本

奧斯特羅姆（2015）通過大范圍案例分析發現，人們通過長期社會交往形成信任、互惠模式及行為規范等社會資本對解決村莊灌溉系統問題和集體行動中的“搭便車”問題有重要作用{15}。帕特南（1993）指出，對于信任水平較低的地方，其地方公共產品供給總量不足是不可避免的，而信任水平對于農戶在鄉村公共品提供中的參與方式具有積極作用{16}。國內外的研究發現，信任能有效地推動農戶參與農村公共品供給行動。Bohr（2014）證明信任有助于提高公民對環境公共物品的供給{17}。何可等（2015）以農戶參與農業廢棄物資源化利用的意愿為分析對象，發現人際信任和制度信任能顯著促進農戶的參與{18}。吳玉鋒等（2015）發現社會資本諸因素中的歸屬感、互惠、信任和鄉村秩序四個因子對農村居民養老保險的滿意度有正效應{19}。趙雪雁等（2015）的研究表明非正式網絡維度、普遍信任維度、制度信任維度與農戶的生活滿意度呈顯著正相關{20}。據此提出以下假設：

H8：社會資本正向影響環境治理滿意度;

H9：社會資本正向影響行為響應。

5. 理論分析模型的提出

基于以上分析，建立環境認知—社會資本—環境治理滿意度—行為響應的理論模型（見圖1）。內生變量為環境認知、社會資本、環境治理滿意度和行為響應;外生變量為農戶個體特征。

三、研究方法與結果分析

1. 模型構建

環境認知、環境治理滿意度、社會資本和行為響應均屬于潛變量，且存在多個維度的共同作用，不便于直接觀測。傳統的Probit模型和Logistic模型由于觀測維度過低，不能有效測量各變量之間的影響效應。結構方程模型能夠解決不可直接觀測的變量問題，同時處理多個因變量，并允許自變量和因變量包含測量誤差，彌補了傳統統計方法的不足，更適合本文問題的研究，故本文選擇結構方程模型進行實證分析。

結構方程模型由測量模型和結構模型兩部分組成。測量方程是一組觀測變量的線性函數，描述隱變量與指標之間的關系，由觀測變量來定義潛變量;結構方程則反映隱變量之間的關系。

（1）測量模型。對于指標與隱變量之間的關系，通常寫成如下的測量方程：

Y=∧yη+ε? ? ? ? ? ? ? ? ? （1）

X=∧xξ+δ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （2）

方程（1）將內因潛變量η連接到內生標識，即觀測量y;方程（2）將外因潛變量ξ連接到外生標識，即觀測量x。矩陣∧x和∧y分別為反映X對ξ和y對η關系強弱程度的系數矩陣，可以理解為相關系數。ε和δ分別是方程（1）和方程（2）的測量誤差。

（2）結構模型。對于隱變量之間的關系，通常寫成如下方程：

η=Bη+Γξ+ζ? ? ? ? ? ? ? ? ?（3）

方程（3）反映了潛變量之間的關系，內因潛變量和外因潛變量之間通過系數矩陣B和Γ以及誤差向量聯系起來。其中，Γ代表外因潛在變量對內因潛變量的影響，B為內因潛變量之間的相互影響，ζ為結構方程的誤差項。

2. 數據來源及變量說明

本文研究數據來源于2018年1—2月對陜西、寧夏、安徽、湖南、河南、山東和江蘇共7個省份的實地調研。調研抽樣采用簡單隨機抽樣的方式，入戶訪談了414戶農戶，剔除信息不真實、奇異值等情況，最終獲得了375份有效問卷。

本文將農戶個體特征、環境認知、社會資本、環境治理滿意度和行為響應作為5個潛變量：一是農戶個體特征（Identification，簡寫為ID），分別用性別、年齡、是否擔任過村干部、受教育程度、農業勞動力人數和家庭總收入來測度;二是環境認知（Environmental Recognition，簡寫為ER），用環境與健康關系、過量使用化肥和農藥的影響、農業生產污染了解程度、生活污染了解程度和治理土地和灌溉用水污染重要性測度;三是農戶的環境治理滿意度（Satisfaction of Governance，簡寫為SG），用環境滿意度、公共衛生設施滿意度、道路設施滿意度、水質滿意度和環保宣傳滿意度等指標測量;四是農戶的社會資本（Social Capital，簡寫為SC），分別用社會參與、社會信任和社會規范來表征。社會參與用是否愿意參與村干部選舉、是否愿意參加“一事一議”來測量;社會信任用村民之間是否團結、村里人對您的尊重程度來測量;社會規范用所在村的風氣、規章制度執行情況來測量;五是行為響應（Behavioral Responses，簡寫為BR），用是否以投入勞動或金錢參與治理來測量，具體的描述性統計和說明參見表1、表2。

3. 信度和效度檢驗

為保證調查問卷數據的可靠性和有效性，需要對問卷獲取的數據進行信度與效度檢驗。本文運用SPSS21軟件對數據進行Cronbach’s α值檢驗、KMO（Kaiser-Meyer-Olkin）統計量檢驗和Bartlett球形檢驗。首先，潛變量環境認知、社會資本和環

境治理滿意度的 Cronbach’s α值分別為0.666、0.690和0.800。Cronbach’s α值大于0.6表示信度較高，表明各觀測指標的一致性較好。其次，KMO 值分別為0.706、0.69和0.798，Bartlett 球形檢驗結果顯著，表明數據適合進行因子分析（參見表3）。

4. 結果分析

（1）模型適配度檢驗結果。本文利用AMOS 21進行假設檢驗分析，將農戶在“項目進村”和“一事一議”模式下的行為響應分別作為內生變量進行擬合，依次得出模型1和模型2的結果。得到模型路徑圖后，為使模型適配度進一步提高，依次釋放各潛變量下誤差項之間的限制來對模型進行修正，“項目進村”模式下模型修正結果見圖2。

選取絕對適配度指數（X2/DF、RMSEA、GFI）、相對適配度指數（AGFI、NFI、CFI、IFI、TLI）和精簡適配度指數（AIC、CAIC）作為擬合度指標，修正模型適配度結果如表4所示，發現各項指標均滿足理論值條件，表明模型整體擬合數據效果較好。

（2）假設檢驗結果。“項目進村”和“一事一議”模式下各變量間的路徑系數見表5。在理論研究的基礎上，根據表5中路徑系數的顯著性判斷假說是否成立，得到的作用路徑結果分別如圖3和圖4所示。圖中實線表示路徑通過顯著性檢驗，虛線表示路徑未通過顯著性檢驗。

由表5各變量間系數的顯著性水平可知，在模型1與模型2中，H1、H2、H6 、H8均通過顯著性檢驗，H9只有在“一事一議”模式下通過顯著性檢驗，以上路徑的影響方向與原假設一致，均為正向;H3和H7均通過顯著性檢驗，以上路徑的影響方向與原假設相反，均為負向;H4和H5均未通過顯著性檢驗。即在兩種模式下，個體特征對環境認知、社會資本均產生正向影響，對環境治理滿意度均產生負向影響，對行為響應均未產生顯著性影響;環境認知對行為響應均產生正向影響，對環境治理滿意度均未產生顯著性影響;環境治理滿意度均對行為響應產生負向影響;社會資本對環境治理滿意度均產生正向影響，同時只有在“一事一議”模式下對行為響應呈正向影響。各模式下作用路徑結果如圖3和圖4所示。

（3）變量間的效應結果。各變量之間的總效應、直接效應和間接效應測量結果如表6所示。基于以上結果，對各變量對行為響應的影響進行如下具體分析。

第一，環境認知對行為響應方面。從影響方向和作用大小來看，在“項目進村”和“一事一議”模式下，環境認知對行為響應均存在正向作用，環境認知每提高一個單位，行為響應會分別提高0.191和0.224個單位;從效應類型來看，農戶的環境認知直接作用于行為響應，可能的解釋是，農戶對環境認知越明確，其對公共品的需求就越大。同時 “一事一議”模式下，農戶更深度參與項目決策，對項目的意義和作用，項目實施細則和自己在項目中的角色有更好的認知，從而激發出更積極的響應。

第二，環境治理滿意度對行為響應方面。從作用方向和大小上看，環境治理滿意度對行為響應均存在負向作用，環境治理滿意度每提高一個單位，行為響應會在“項目進村”模式下會降低0.331個單位，在“一事一議”模式下降低0.307個單位;從效應類型來看，農戶的環境治理滿意度直接作用于行為響應，可能的解釋是，農戶對環境滿意度存在一個“可接受”而不是“最優”的水平，一旦達到某個門檻值，他們就覺得沒有必要參與環境治理活動了。而在“美麗鄉村”、“精準扶貧”等項目已經開展多年的背景下，很多農村社區環境已經治理得相當不錯，達到了門檻值。

第三，社會資本對行為響應方面。從影響方向和作用大小上來看，社會資本每提高一個單位，行為響應會在“項目進村”模式下減少0.194個單位，而在“一事一議”模式下會提高0.120個單位;從作用類型上看，社會資本在“項目進村”模式下存在完全的中介效應，而在“一事一議”模式下既存在直接效應也存在間接效應。可能的解釋是：政府主導的“項目進村”模式下，治理活動的計劃、決策、安排和實施都是由上級政府決定的，很大程度上農戶被排斥在外。其結果就是他們要么漠不關心，要么“等靠要”，不情愿投入勞動或者金錢參與治理，而這種消極影響又會通過社會關系網絡、信任和互惠規范等途徑傳染放大，社會資本的消極影響通過環境滿意度這個中介導致農戶不積極響應;在社區主導的“一事一議”模式下，通過村民自愿、民主決策的形式籌資籌勞進行環境治理，在決策機制方面能夠以自下而上的形式充分體現農戶對環境公共產品的需求意愿，溝通機制順暢，運行效率高。不容忽視的是，社會資本還通過環境滿意度這個中介間接抑制環境治理行為響應，但是間接消極效應小于直接積極效應，因此最終在“一事一議”模式下，社會資本顯示出能夠提升農戶行為響應的積極效應。正是由于社會資本在不同模式下發揮的作用不同，導致了農戶在農村環境治理中的行為響應差異。

四、研究結論與建議

本文基于2018年全國7省的實地調研數據，采用結構方程模型分析農戶在“項目進村”和“一事一議”兩種環境治理模式下的行為響應差異，及差異產生的原因。得出如下結論：第一，農戶在兩種模式下行為響應存在差異。相比于“項目進村”模式，農戶在“一事一議”模式下響應更為積極;第二，社會資本是導致農戶行為響應差異的主要原因。在“項目進村”模式下，社會資本對農戶行為響應產生消極影響，而在“一事一議”模式下，社會資本對農戶行為響應產生消極影響。

中國農村公共品供給正處于逐步完善制度的關鍵時期。一方面，政府主導的供給制度已取得明顯效果，隨著政策的進一步完善，符合農村經濟發展需求、以提高農村人居環境水平為目標、打造生態農村為宗旨的制度環境得以逐步建立、完善。另一方面，“一事一議”財政獎補制度提供給農戶一個民主化參與渠道，將農民需求偏好和政府決策偏好有機結合起來，充分實現了村級公共產品供需的有效對接，這是深化農村綜合改革的一項重大制度創新。在農村環境治理中，農村垃圾、污水治理和村容村貌提升是農村人居環境問題治理的重點，與農戶生活密切相關，因此離不開農戶個體的積極參與。為了提升農戶的響應積極性，從而提升農村環境治理效率，鞏固治理成果，本文提出如下建議：

第一，提高農村環境產品供需匹配度。農村環境治理是一項綜合程度高、涉及面廣、約束條件千差萬別的系統性工程，各地區各社區的環境現狀和需求都有差異，環境治理政策設計和項目設置也應因地制宜。各級政府部門應該關注和尊重農村環境治理的具體需求，建立針對不同需求的開放式回應機制，在農村環境產品供給中，充分發揮農村社區自組織的動員、組織和協調作用，借助“一事一議”等制度提高供給與需求的匹配程度。

第二，提升農戶環境認知度。政府、科研機構和民間環保組織應該加大環境宣傳和環保技能培訓力度，提高農戶對農村環境污染現狀、環境與未來發展之間的關系、農村環境治理政策與方法的認知水平，并最終逐漸改變農戶在環境治理中的觀望和依賴心態，矯正農戶的非環境友好行為方式，形成自覺自愿正確的環境認知態度。

第三，培育農村社會資本。社會資本在農村環境治理中發揮著舉足輕重的作用，在合適的制度環境下，其積極效應非常明顯。政府、民間機構和農村社區應積極拓展社區公共活動空間，通過開展活動和實施項目，增加農戶之間互動機會，擴大關系網絡，強化村規民約的約束力，從而提高社會資本水平，激發積極的環境治理行為響應。

注釋：

① 錢文榮、 應一逍：《農戶參與農村公共基礎設施供給的意愿及其影響因素分析》，《中國農村經濟》2014年第11期。

② 王海娟：《項目制與農村公共品供給“最后一公里”難題》，《華中農業大學學報》（社會科學版）2015年第4期。

③ 余麗燕：《“一事一議”農村公共產品供給分析——基于福建省的調查》，《農業經濟問題》2015年第3期。

④ 羅興佐：《農村公共物品供給：模式與效率》，上海學林出版社2013年版，第21—24頁。

⑤ 王春榮、 韓喜平、張俊哲：《農村環境治理中的社會資本探析》，《東北師大學報》（哲學社會科學版）2013年第3期。

⑥ 梁增芳、肖新成、 倪九派： 《農業面源污染認知與調控意愿關系的實證分析——以三峽庫區南沱鎮為例》，《西南大學學報》（自然科學版）2015年第3期。

⑦ 石峽、朱道林、張軍連：《土地整治公眾參與機制中的社會資本及其作用》，《中國土地科學》2014年第4期。

⑧ 由于農戶的具體特征對其他內生潛變量影響方向各不相同，故在提出的假設中，個體特征潛變量對其他潛變量的影響方向不作判別。

⑨ I. Ajzen， The Theory of Planned Behavior， Organizational Behavior and Human Decision Processes， 1991， 50（2）， pp.179-211.

⑩ 湯謹銘、朱俊峰：《農戶認知對農地制度變遷的影響及作用機制——基于重慶市的實證研究》，《農業經濟問題》2013年第7期。

{11} 肖新成、倪九派、謝德體：《基于PCE模型的農戶對面源污染減排支付意愿的實證分析——以三峽庫區重慶段調查為例》，《長江科學院院報》2013年第12期。

{12} 嚴奉憲、 柳穎：《農村社區減災公共品供給中農戶認知研究——基于湖北省農戶調查數據》，《農業技術經濟》2015年第1期。

{13} 李尚蒲、羅必良、鐘文晶：《產權強度、資源稟賦與征地滿意度——基于全國273個被征地農戶的抽樣問卷調查》，《華中農業大學學報》（社會科學版）2013年第5期。

{14} 江慧珍、朱紅根：《農民參與抗旱救援隊意愿影響因素的實證分析——基于南方稻區755份調查數據》，《湖南農業大學學報》（社會科學版）2015年第3期。

{15} E. Ostrom， Governing the Commons： The Evolution of Institutions for Collective Action， Cambridge University Press， 1990， p.280.

{16} R. D. Putnam， Making Democracy Work： Civic Traditions in Modern Ltaly， Princeton University Press， 1993， pp.167-170.

{17} J. Bohr， Barriers to Environmental Sacrifice： The Interaction of Free Rider Fears with Education， Income，And Ideology， Sociological Spectrum， 2014， 34（4）， pp.362-379.

{18} 何可、 張俊飚、張露：《人際信任、制度信任與農民環境治理參與意愿——以農業廢棄物資源化為例》，《管理世界》2015年第5期。

{19} 吳玉鋒、雷曉康、周明：《農村居民養老保險滿意度和忠誠度研究——基于社會資本的視角》，《西北農林科技大學學報》（社會科學版）2015年第1期。

{20} 趙雪雁、毛笑文：《社會資本對農戶生活滿意度的影響——基于甘肅省的調查數據》，《干旱區地理》2015年第5期。

作者簡介：汪紅梅，西北農林科技大學經濟管理學院副教授，陜西楊凌，712100;惠濤，通訊作者，西北農林科技大學經濟管理學院，陜西楊凌，712100。

（責任編輯? 陳孝兵）