農村人居環境治理支付意愿的影響因素研究

汪紅梅，代昌祺

(西北農林科技大學 經濟管理學院，陜西 楊凌 712100)

一、問題的提出

改善農村人居環境，提高廣大農民福祉，是鄉村振興戰略的重要目標。截至2016年末，我國只有17.4%的農村能夠處理生活污水，還有46.5%的農村未完成改廁，40.8%的農村沒有體育健身場所①。農村人居環境的建設嚴重滯后，成為建設社會主義新農村、實現全面小康目標的突出問題。造成建設滯后的主要原因之一是投入不足[1]，而農村人居環境建設屬于低市場化程度的基礎設施，這需要地方政府或農村社區自我供給[2]。鄉村振興戰略規劃中也明確指出，要建立農民付費與財政補貼相結合的垃圾處理制度。由此可見，結合農戶付費的人居環境治理模式是大勢所趨。那么，農戶對人居環境治理的支付意愿有多高？影響農戶支付意愿的因素又有哪些？這些值得深入研究。

部分學者從理論上分析了過往農村人居環境治理機制的不足，發現農戶參與是改善農村人居環境治理的關鍵。杜焱強等認為政府在公共事務供給中應加大對農村社會資本的投入，通過提高農村公共事務參與度來增強農戶的社會信任度和社區歸屬感，進而彌補行政主導的單向不足[3]。郭武和王晶也認為農村人居環境治理效果欠佳，原因在于政府的傳統自上而下的“單中心”治理模式，治理效率較低，應對“個性”場景能力不足，應該發展“多中心”的治理格局[4]。農戶是農村環境問題的制造者，也是直接的利益相關者。農戶應該是農村環境治理的核心主體。尊重農民的治理和發展意愿才能夠有序且徹底解決農村環境問題[5]。而農戶付費是農戶參與治理的一種重要方式。以上學者的結論為從農戶角度進一步研究農戶支付意愿及其影響因素提供了價值基礎。

一些學者還對農戶支付意愿的影響因素做了相關研究，但研究結論相差較大。例如：李伯華等關于湖北紅安地區農戶的研究發現，性別對農戶關于人居環境的支付意愿影響并不顯著[6]；而文清等研究發現云南男性農戶比女性農戶關于森林生態補償的支付意愿顯著、更強烈[7]；付文鳳等研究發現江蘇宜興市農戶關于水污染治理的支付意愿，男性農戶的支付意愿比女性顯著更低[8]。家庭收入方面，盛智穎和王冰在對湖南農戶的調查研究中發現家庭收入與農戶對農業信息的支付意愿顯著正相關[9]；馬瑛等對新疆農戶關于面源污染治理的支付意愿研究中則發現收入的影響并不顯著[10]。

現有研究結論的分歧可能是因為農戶對不同類型或不同供給水平的公共基礎設施的支付意愿存在差異。而且，經過近些年的環境治理運動，農戶對人居環境也會有新的需求，其支付意愿也可能發生相應改變。《農村人居環境整治三年行動方案》中明確提出，現階段我國農村人居環境建設重點任務是農村生活垃圾處理、改廁、生活污水治理和提升村容村貌。然而，已有關于人居環境的研究主要集中于環境污染[8,11-13]、霧霾治理[14]、森林資源補償[7,15]等農村的自然生態環境上；鮮有研究關注村內綠化、村委會廣場建設等村容村貌建設。此外，大多數學者們只從樣本整體上研究農戶環境治理支付意愿的主要影響因素，很少在不同類別農戶下探討支付意愿影響因素的異質性，而異質性可能正是精準施策，提高農村人居環境治理效率的關鍵。

本文基于全國7省的調研數據，從村容村貌視角來研究農村人居環境治理的支付意愿影響因素，并探討在不同類型農戶支付意愿影響因素的異質性，以完善現有研究。

二、理論分析

(一)人居環境的概念界定

人居環境理念起源于城市規劃學。1976年，人居環境的概念在聯合國《溫哥華人居宣言》上被正式提出，該宣言認為人居環境是人類社會的集合體，包含所有社會、物質、組織、精神和文化等要素，涵蓋城市和鄉村[16]。而國內研究起步較晚，吳良鏞最早系統性地創立人居環境科學，他認為人居環境是人類聚居生活利用自然、改造自然的主要場所，由自然系統、人類系統、社會系統、居住系統和支撐系統構成，包含全球、區域、城市、村鎮、建筑五大層次[17]。雖然國內外關于人居環境概念的描述都包含農村，但在已有的研究中，農村的人居環境并未受到重視；而在全面建成小康社會、實現鄉村振興戰略的時代背景下，農村人居環境治理的研究十分重要。本文結合所調研農村的實際情況，主要研究農戶對人居環境中的居住系統，即村容村貌方面治理的支付意愿。

(二)農戶參與人居環境治理的理論基礎

根據經濟學的公共物品理論[18]，農村人居環境具有非競爭性和非排他性，是典型的公共物品。以村委會廣場為例，單一居民對廣場的使用不會影響其他村民的使用；單獨設立規則去限制沒有為村委會建設付費的村民也是不經濟的。而公共物品的邊際收益小于邊際成本，因此每個利益主體都有“搭便車”的動機，最后導致個人利益與集體利益相悖，農村人居環境治理將陷入主體缺失和供給嚴重不足的困境。一般認為，解決該問題的方法是產權徹底私有化或者政府強權的控制，但這在農村地區顯然難以實現。一方面農村人居環境建設難以產生直接的經濟利益且人居環境產權難以確定，私有化難以推進。另一方面讓政府單方面自上而下推進農村人居環境建設對地方財政壓力較大，治理效果也并不理想。不過，“搭便車”現象雖然確實存在，但沒有人愿意供給公共物品的強假設卻是錯誤的。埃莉諾·奧斯特羅姆也在“公共池塘資源”理論研究中認為，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施有效使用公共池塘資源的合約[19]。

(三)農戶人居環境治理支付意愿的影響因素及異質性分析

“理性小農”學說認為，傳統農業是“窮而有效率的”。農民的經濟行為是理性的，他們并不愚昧、落后，并往往對市場價格的變動產生迅速而正確的反應[20]。農戶的個人效用也不僅僅包括經濟效用，還包括安全、名譽、社會地位、自我實現等方面；與其他決策者一樣，農戶在追求個人效用最大化過程中也會受到主觀認識能力和外部經濟條件的限制[21]。在農村人居環境治理過程中，政府或企業為農戶提供相應的人居環境改善設施或服務，農戶根據自身情況來評估人居環境改善帶來的個人效用，進而產生理性的支付意愿。因此，農戶個人特征及家庭經濟資源稟賦的分化和農戶對人居環境治理的認知自然會影響農戶對效用的評估，進而影響農戶的支付意愿。

周業安等認為不同的人扮演不同的社會角色，這些社會角色通過性別、職業、職務和政治身份等社會特征表現出來。不同社會角色的人嵌入在一個社會網絡當中，他們具有異質性的社會偏好，而這種異質性社會偏好會影響他們的公共品供給意愿。周業安等在后續的對不同社會角色進行分組的比較研究中，還發現性別、民族、干部身份的社會角色都對社會偏好類型產生了顯著的差異效應[22]。所以，農戶社會角色的不同，影響他們支付意愿的因素也可能會出現異質性。

三、研究設計

(一)模型選擇

在本次調研問卷設計中，農戶對農村人居環境治理的支付意愿分為“愿意”和“不愿意”兩種情況(問卷中對應的問題是“你是否愿意為你所在村莊的村內道路通行條件改善、村委會廣場建設或村莊綠化建設繳納費用？”)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模型估計結果一般差距很小，但用Logit模型參數可以更好地對回歸系數進行解釋。因此本文選取二元Logit模型來研究農戶支付意愿的影響因素，具體模型如下：

(1)

(2)

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

(3)

式(3)中，p表示農戶愿意支付的概率；x1,x2，…，xi是關于農戶的個人特征、家庭特征、環境認知等三類自變量；β1，β2,…,βi為對應變量的回歸系數；u為隨機干擾項，這里假設其服從Logistic分布。

(二)變量選取

基于理論分析與已有研究，本文將從農戶個體特征、家庭特征和心理認知3個層面共12個變量，來研究農戶人居環境治理支付意愿的影響因素，并對不同社會角色類型的農戶進行分類來研究不同類型農戶支付意愿影響因素的異質性。影響因素具體如下：

(1)農戶個人特征變量。包括農戶的性別、年齡、受教育程度和是否擔任過村干部4個變量。部分研究認為，男性在家庭生產經營決策中居主導地位，且接受新事物能力較強，對環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]。一般認為，年齡越大，個人對身體健康越在意，就越可能愿意改善人居環境；也有一些年紀大的農戶可能因為長期生活在農村較差的人居環境，產生了生活慣性，導致其改變現有人居環境的意愿并不強烈。另外，受教育程度越高的人對人居環境重要程度的認知會更高，支付意愿應該更加強烈[6]。村干部因為會接受更多的培訓，對人居環境治理的響應程度會更高，應有較高的支付意愿。本文預期年紀越大、受教育程度越高或擔任過村干部的農戶支付意愿越強，性別對支付意愿的影響不確定。

(2)農戶家庭特征變量。包括家庭人均收入、家庭常住人口數、非農業收入占比和人居環境現狀4個變量。家庭是農戶生產經營的一個基本單位，農戶的經濟決策自然會受到家庭各方面因素的影響。有研究表明家庭人口數量會顯著影響農戶的支付意愿，且因為家庭人口數量越多，生活成本就越高，農戶預算受限制，其支付意愿會越低[7，23]；反之，家庭收入水平越高，農戶的支付意愿也應該更強[9,24]。部分研究還證明非農收入比重對農戶支付意愿有顯著的正向影響[6,7,14]。行為主義認為客觀現狀情景將形成慣性力量，對主體預期行為產生直接影響[25]。那么農戶家庭人居環境現狀越好的，可能對農戶的支付意愿有正向的影響。本文結合農村實際情況，為了避免受長期在外打工、上學的家庭成員影響，采用家庭常住人口數量(家庭過去一年在家居住6個月及以上的家庭成員人數)來衡量農戶家庭的規模；采用家庭人均收入(農戶家庭收入與常住人口數量的商)來衡量家庭收入水平，并從是否有垃圾桶、沼氣池、衛生廁所來衡量農戶家庭的人居環境現狀(農戶家中每有1項，記1分，總共3分)。預期家庭人均收入、非農收入占比和家庭人居環境現狀將有正向的影響，而家庭常住人口數量有負向的影響。

(3)農戶心理認知變量。包含農戶關于環境對健康的影響認知、對現有環境的滿意度、治理主體的認知和發展優先序的認知。人居環境對身心健康的影響應該是農戶付費治理的出發點和目標，部分研究證明，農戶越認為環境與健康相關，其支付意愿會越高[6,13]。對現有環境治理越滿意的農戶也會更加信任政府的治理政策，從而更愿意付費參與治理活動[14]。治理主體認知反映農戶依賴政府的程度，如果農戶越覺得政府是治理環境的責任主體，其支付意愿就應該更低。發展優先序則是經濟發展與環境保護背景下每個人需要權衡的問題，如果一個農戶越覺得經濟發展比環境保護優先，那么他的支付意愿理應就越低。本文調研時采用李克特五分量表法表示上述變量，預期農戶越覺得環境會對健康造成影響、對現有環境越滿意或越覺得自己應對人居環境治理負責，則其支付意愿越高；如果農戶越覺得經濟發展比環境保護重要，則預期其支付意愿更低。

四、數據來源及計量結果分析

(一)樣本及數據說明

本文從2017年住建部公布的《各省(區、市)改善農村人居環境示范村名單》中隨機抽取了7個省共28個鄉鎮作為研究樣本，以村道升級整治、村莊綠化、村委會廣場建設等村容村貌建設活動作為主要調查內容，在2018年1～2月進行了實地調研。采用簡單隨機抽樣的方式入戶訪談了500戶農戶，剔除信息不真實、奇異值等情況，最終獲得了446份有效問卷，實際回收率為89.2%。調研所得數據變量定義及相關描述性統計如表1所示。

(二)農戶農村環境治理支付意愿的影響因素分析

(1)多重共線性檢驗。利用方差膨脹因子(VIF)對變量做多重共線性診斷，結果如表2所示。檢驗結果中方差膨脹因子(VIF)最大值為1.33，平均值為1.14，遠小于10，可以認為不存在多重共線性問題。

表1 變量定義與描述性統計

表2 多重線性檢驗結果

(2)二元Logit回歸結果。運用stata15.0軟件，以支付意愿為因變量，受訪者個人特征、家庭特征、環境認知等影響因素為自變量，使用穩健性標準誤進行Logit回歸分析，表3為整體樣本的回歸結果③。如表3所示，有6個變量影響顯著。其中，家庭常住人口數量和治理主體認知2個變量通過了1%水平的顯著性檢驗，家庭人均年收入、家庭人居環境現狀和發展優先序3個變量通過了5%水平的顯著性檢驗，對現居環境滿意度變量通過了10%水平的顯著性檢驗。而農戶性別、年齡等個人特征變量和農戶家庭非農收入占比、農戶關于環境對健康影響的認知均不顯著。具體如下：

個人特征變量中，農戶個人特征的性別、年齡、受教育程度和是否擔任過村干部幾項指標對農戶的支付意愿均沒有顯著影響。這與預期不符，但與錢文榮的研究結論相同。他認為這是因為農戶處于農村社區的熟人社會網絡中，農戶出于降低生存風險、低成本地獲得公共物品的目的，個人特征對他們支付意愿的影響會被削弱[2]。受教育程度和是否擔任過村干部2個變量都不顯著，看似不合常理。其中，受教育程度農戶并沒有表現出更高的支付意愿，一方面可能是被調研農戶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幫助農戶對人居環境相關知識有更深刻的認識；另一方面可能是因為有較高文化水平的農戶更可能離開農村發展，農村內的人居環境治理對其未來發展沒有較大意義。至于村干部沒有表現出更高的支付意愿，很可能是因為村干部更多地是想在經濟方面帶領村民致富，人居環境并不是他們的主要關注對象。

家庭特征變量中，家庭常住人口數量和家庭人均年收入均對農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期相符，而家庭常住人口數量的影響與我們預期相反。這可能是因為，以家庭為單位來看的話，家庭常住人口越多的農戶家庭所受人居環境的影響越大，所以其支付意愿也就更高。人居環境現狀對農戶支付意愿有顯著的負向影響，與預期相反，這可能是過往的改廁或者沼氣池建立等人居環境改善措施讓這些農戶產生了一定的“惰性”或者經濟壓力，不愿意繼續付費來提升人居環境。非農收入比重的影響并不顯著，不符合預期，這可能是因為所調研地區仍以農業收入為主，只有19.2%的農戶家庭有非農業收入。根據我們對農戶的訪談了解，許多外出打工的農戶只是在縣城打零工，收入穩定性和支付能力并沒有比農業收入強很多，所以他們的非農收入的影響并不顯著。

環境認知變量中，農戶關于環境對健康的影響的認知并不顯著。這可能是因為農戶雖然能夠意識到環境對健康會產生影響，但農戶是“風險厭惡者”，更愿意付費來治理對健康有明顯不利影響的生態環境，而對進一步優化改善村容村貌的支付意愿并不強烈。農戶對現居環境滿意程度和對治理主體的認知均對其支付意愿有顯著正向影響，符合預期。過去的農村環境治理給農戶現居環境帶來了一定改善，對這些提升感到滿意的農戶也更信任政府的治理政策，更愿意付費來提升村容村貌。治理主體認知的正向影響非常顯著，發生比為1.45，在所有影響因素中最大。這說明農戶關于農村治理是政府出錢還是自己出錢的認知起了關鍵性作用，如果農戶覺得該由政府出錢，他就越有“搭便車”的想法，支付意愿自然會更低。農戶對發展優先序的認知的影響顯著為負，符合預期。農戶也面臨著把有限資金投入生產經營還是提高居住環境質量的兩難選擇問題。如果農戶認為經濟發展比改善人居環境更重要，那么他就更愿意把錢投入生產以謀取未來更高的經濟收益，而不是提升現有的居住環境質量。

表3 整體樣本下農戶人居環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；“*”“**”和“***”分別表示在10%、5%和1%的統計水平上顯著

(三)不同類型農戶人居環境治理支付意愿影響因素的異質性分析

為了進一步探究在不同社會角色條件下農戶對人居環境治理支付意愿的異質性，本文將選取最容易區分農戶社會角色的農戶性別、是否擔任過村干部和是否存在非農收入3項指標來分別對整體樣本進行劃分類型，并以此建立不同類型農戶的logit回歸模型，回歸結果如表4所示。

影響女性和男性農戶人居環境治理支付意愿的主導因素有同有異。治理主體和發展優先序的認知對兩類農戶支付意愿的影響都顯著且方向相同，但女性農戶還受到是否擔任過村干部、家庭常住人口數量、家庭人均年收入和人居環境現狀等因素的顯著影響；而男性農戶則均不受這些因素的顯著影響。從實際調研情況來看，農戶家庭是典型的“男主外，女主內”的家庭分工模式。男性承擔更多的農活、村內民主議事等職責，女性則承擔更多的家務、教育子女的職責。因此，長期以往的分工形式可能會使女性農戶在做經濟決策時更加敏感和考慮更多的因素，女性農戶會比男性農戶受到更多因素的顯著影響。

表4 不同農戶類型下影響農戶支付意愿的異質性分析

注：模型整體上均通過了顯著性水平檢驗；“*”“**”和“***”分別表示在10%、5%和1%的統計水平上顯著；為簡潔起見，本表未報告發生比

從農戶是否擔任過村干部來看，村干部和普通村民的支付意愿的影響因素出現較大異質性。相同的是常住人口數量、家庭人均年收入和人居環境現狀均對兩類農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、年齡和非農收入占比的顯著影響。同時，普通村民受到治理主體認知和發展優先序認知的顯著影響，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，可能是因為女性村干部一般擔任的是婦女主任職務，在村內負責婦女工作，她們更加關心的是婦女權益問題，而不是整個村的村容村貌，所以支付意愿相對更低。村干部家庭非農收入占比對其支付意愿有顯著的正向影響，這個與整體樣本中的結果不同，很可能與非農收入來源有關。根據我們的訪談了解，村干部家庭的非農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，收入較高且穩定，子女有經濟實力來補貼家用。普通村民家庭的非農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，收入不高也不穩定。至于人居環境認知方面，根據調查數據顯示，88.2%的村干部都不反對村民應該對環境治理負責，74.5%的村干部認為環境治理與經濟發展同等優先或者比之更優先，而普通村民的比例分別是80.3%和69.6%。所以，村干部的認知水平比普通村民要高，而且因為村干部樣本數量較少，影響因素也就更難顯著。也有另外一種可能，當期村干部的考核激勵機制更多的是在經濟發展、扶貧攻堅等任務上，人居環境改善的動機并不大。

從農戶是否有非農收入來看，無非農收入農戶群體和有非農收入群體支付意愿影響因素的異質性并不大。人居環境現狀、治理主體認知和發展優先序認知對兩個群體支付意愿均有相同的顯著影響。不同的是，對于有非農收入群體，年齡對支付意愿有顯著正向影響；而非農群體中，家庭常住人口數量有顯著正向影響。這個不難理解，對于存在非農收入的家庭，年紀較小的農戶因為長期在外工作發展，生活重心很可能逐步向城市轉移；而年紀較大的農戶即使暫時會在外工作，也有回鄉的規劃，因此支付意愿更高。至于對沒有非農收入的農戶群體而言，他們可能沒有離開農村生活的規劃，因此常住人口數量和人均收入對他們的支付意愿的影響更加顯著。

五、結論與政策建議

農戶作為農村人居環境治理的利益主體，其支付意愿對改善農村人居環境、實現鄉村振興戰略目標有重大影響。本文基于2018年1～2月全國7省農戶調研數據，采用二元Logit回歸模型分析了農戶對人居環境治理支付意愿的影響因素及其異質性。研究結果表明：高達72.65%的農戶愿意為改善農村的人居環境付費；家庭常住人口數量、家庭人均年收入、家庭人居環境現狀、農戶對環境滿意度、治理主體認知和發展優先序認知均對農戶支付意愿有顯著影響；在不同類型的農戶群體下，農戶人居環境治理支付意愿的影響因素呈現出異質性：相較于男性農戶群體，女性農戶群體考慮的因素明顯更多，是否擔任過村干部、家庭常住人口數量、家庭人均收入、人居環境現狀等因素都對女性農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、非農收入占比都對村干部支付意愿有顯著影響，而關于治理主體的認知和發展優先序的認知對普通村民的影響更加顯著；沒有非農收入的農戶群體可能會長期居住在農村，家庭常住人口數量和家人人均收入對其支付意愿有更顯著的影響。

為激勵農戶加入農村人居環境治理活動，提高治理效率，基于研究結果，提出如下建議：

第一，加強宣傳力度和優化宣傳內容，提高并深化農戶對人居環境治理的認知。一方面，政府可以通過集中宣傳、培訓授課等方式來改變部分農戶認為經濟發展優于環境保護的落后思想。另一方面，要鼓勵農戶充分參與到農村人居環境治理過程中，培養農戶的環境治理主體自我認同意識，調動農戶積極性，創建“誰污染、誰負責，誰受益、誰付費”的人居環境治理原則。

第二，探索建立村干部人居環境績效考核機制。經濟發展指標不能成為上級政府考核村干部的唯一標準，應出臺適宜的考核和獎懲方案，來激勵村干部主動承擔人居環境治理宣傳、組織責任，發揮自身的先鋒模范作用。

第三，從不同農戶影響因素的異質性出發，制定差異化的激勵政策。例如，針對受更多因素影響的女性農戶，可以通過婦女組織加強溝通交流，了解女性農戶的多方面顧慮，從而更好地推進人居環境的治理。針對無非農業收入的農戶家庭，要充分考慮這些農戶家庭的生活負擔和收入水平，通過適當補貼或者提供農業技術支持來改善他們的經濟條件。另外，可以結合農村地方特色，向在外打工的農戶家庭提供相關產業扶持和創業孵化政策信息，鼓勵有條件的農戶返鄉就業、創業，將生活重心轉移到農村，進而提高其人居環境治理的支付意愿。

注 釋：

①數據源自國家統計局第三次全國農業普查主要數據公報(第一號)。

②只要農戶對其中一項愿意繳納費用，就記為對農村人居環境治理有支付意愿。

③本文還對樣本整體分別進行了Probit回歸、LPM線性回歸和模型的穩健性檢驗，所研究的12個變量在4個模型中的顯著性和正負性均相同，限于篇幅，未能一一列出。