白洋淀流域農村水環境治理農戶參與意愿研究

劉葉 王軍 張尚潔 梁金虎 史藝萌

摘 ? ?要：農村水環境治理是實現“生態宜居”的重要基礎，應充分發揮農戶的主體作用，提高整體治理效果，減少搭便車問題。本研究基于296份白洋淀流域調研數據，依據計劃行為理論框架，構建農戶參與農村水環境治理意愿SEM模型，對其影響因素進行實證分析。研究結果表明，農戶參與水環境治理的行為意向受到的總效應依次為，主觀規范（0.420）>行為態度（0.380）>知覺行為控制（0.340）>環境認知（0.325）>政策認知（0.306）>企業認知（0.153）。據此建議，發揮村委會職能，增強農戶參與治理能力;提高信息透明度，保障農戶知情權監督權;加強政府引導協調，構建三元協同治理機制。

關鍵詞：參與意愿;計劃行為理論;水環境治理

中圖分類號：F323.22;X321 ? ? ? ? ? 文獻標識碼：A ? ? ? ? DOI 編碼：10.3969/j.issn.1006-6500.2021.11.014

Research on Farmers' Participation Willingness in Rural Water Environment Management in Baiyang Watershed： Take the PPP Project in Anxin County as an Example

LIU Ye，WANG Jun，ZHANG Shangjie，LIANG Jinhu，SHI Yimeng

（College of Economics and Management，Hebei Agricultural University ， Baoding，Hebei 071000，China）

Abstract： The governance of rural water environment is an important foundation for the realization of "ecological livability"，should give full play to the main role of farmers，improve overall governance effect，reduce free rider problems.This research was based on the survey data of 296 farmers in Baiyangdian Watershed，this study used the SEM model to explore farmers' willingness of participating the environmental governance under the framework of theory of planned behavior，empirical analysis of its influencing factors.The results of the study showed that the total effect of farmers' behavior intention in rural water environment governance was from large to small：subjective norm（0.420）>attitude toward behavior（0.380）>perceived behavioral control（0.340）>environment perception（0.325）>policyperception（0.306）>company perception（0.153）.Make recommendations based on conclusions：give full play to the functions of village committees and enhance the ability of farmers to participate in management;improve information transparency and protect farmers' right to know and supervise;strengthen government guidance and coordination， and build a ternary coordinated governance mechanism.

Key words： willingness to participate;theory of planned behavior;water environmental governance

白洋淀流域近些年經河長制改革，多次生態補水以及禁養清網后治理成效明顯，水質基本達到四類水。城區工業污染源可控性較好，農業養殖近些年也被嚴格限制，農村分散性生活污水成為白洋淀面源污染的主要來源。農村生活污水治理是我國打造農村美麗村莊的一大關鍵環節，是農村人居環境顯著改善的重要組成部分，也是實施好鄉村振興戰略的基礎。近年來我國不斷推動農村生活污水處理工作，2017年中共中央辦公廳、國務院辦公廳發布《農村人居環境整治三年行動方案》，積極開展農村生活污水治理，計劃到2020年，農村生活污水亂排亂放得到有效管控;2021年《“十四五”規劃》指出，要以鄉鎮政府駐地和中心村為重點梯次推進農村生活污水治理，推進農村水系綜合整治;2020年《河北省農村生活污水治理工作方案（2021—2025）》再次強調，到2025年實現環境敏感區域農村生活污水治理全覆蓋，農村黑臭水體基本消除，全面建立完善農村生活污水治理長效運維管理機制。

目前農村水環境治理中仍存在基礎設施建設不健全、城鄉工程規模不一和特殊村莊處理難度大等技術問題以及管理效率不高、籌備資金不足等治理問題。Kongkiti等[1]經濟學家提出了農業基礎設施全部由政府提供的不合理性，認為推廣公私合作模式（PPP）可以提高政府效率，解決資金問題。在政府投資不足的情況下引入PPP模式，可使得公私雙方共同合作投資運營相關項目，共同分擔風險、共享項目收益，最終解決白洋淀地區農村水治理項目資金來源問題，發揮社會資本效率優勢，高質量完成農村水環境綜合整治。Cunningham[2]認為在有效溝通、包容性、制度化的前提下，由政府機構和非政府組織、公眾進行共同合作的環境治理模式是最有效果的也是最有效率的。Michael[3]指出，公共管理中的協作對項目績效有顯著的積極影響，但協作只能作為是補充而不是替代或超越，政府依舊需要處于主導地位。康洪等[4]認為多元主體參與協同治理過程中政府必須發揮主導作用，應遵循政府主導、社會參與、農民自愿的原則。許玲燕等[5]運用演化博弈理論進一步驗證了只要政府和企業聯合行動以切實保障農戶的利益，就有利于促進農村水環境質量提升。牛坤在[6]認為農戶參與環境污染治理是實現鄉村社會公共事務有效治理的必然要求。農戶參與治理影響因素方面，毛馨敏等[7]認為社會資本對農戶參與環境治理意愿具有顯著的促進作用，且農戶參與環境治理意愿影響因素依次為社會規范>制度信任>人際信任>關系網絡。牛坤玉等[8]認為社會資本投入的規范與信任維度對農戶參與意愿有積極影響。李澤宇等[9]通過分位數回歸分析了社會資本對農戶村域生態治理參與意愿的影響，結果顯示，農戶的社會資本與村域生態治理的參與意愿呈現出“倒U型”非線性關系。

從上述文獻可以看出，國內外對于農村水環境治理的研究已經逐漸系統化和多角度化，從理論上論證了政府農戶企業共同參與環境治理的必要性與可行性。但在農戶影響因素方面，尤其是政府與企業共同作用情境下的研究較少，均概括而論。本研究運用計劃行為理論，構建結構方程模型，探討各個因素的影響機理和作用差異，識別出關鍵影響因素，為合理引導農戶參與農村水環境治理提供研究依據。

2 模型構建與研究假設

2.1 模型構建

Ajzen[11-12]在理性行為理論的基礎上提出計劃行為理論（TPB），該理論強調個體意愿是影響行為的關鍵因素，而意愿又受到行為態度、主觀規范和知覺行為控制3個變量的共同影響。與理性行為理論相比，計劃行為理論放棄了“個體行為受意志控制”的假設，增加知覺行為控制變量，使改進后的理論更具解釋力、適用范圍更廣。在農戶行為研究中，TPB理論多用于研究農地整理項目中農戶參與的影響因素，近年來有學者用于分析農戶生活垃圾處理[13]。土地整治、生活垃圾處理與水治理均具有典型的準公共品特征，因此本研究嘗試將TPB理論引入農戶參與農村水環境治理研究。

2.2 研究假說

農戶對環境、企業、政策有基本的了解，具備正確的責任意識，是其產生參與協同意愿和合理協同行為的基礎條件，也是行為態度、主觀規范和知覺行為控制的基礎條件。環境認知、政策認知和企業認知兩兩相互正相關影響，且都對水治理參與行為態度具有顯著正向影響，當農戶對環境、企業、政策感知較好的情況下，會具有積極的態度，否則持消極態度。行為態度是農戶基于對參與協同可能產生有利或不利的后果判斷而形成的行為信念和結果評估;主觀規范反映了農戶進行協同治理時的意愿行為受其他相關重要人或者團體的影響程度;知覺行為控制是感知力和控制信念的結合，反映了農戶對實際參與協同治理時的難易程度。計劃行為理論中認為行為態度、主觀規范和知覺行為控制對行為意向有顯著影響。

H1：環境認知對行為態度有顯著正向作用

H2：環境認知對主觀規范有顯著正向作用

H3：政策認知對主觀規范有顯著正向作用

H4：政策認知對行為態度有顯著正向作用

H5：政策認知對知覺行為控制有顯著正向作用

H6：企業認知對知覺行為控制有顯著正向作用

H7：企業認知對行為規范有顯著正向作用

H8：行為態度對行為意向有顯著正向作用

H9：主觀規范對行為意向有顯著正向作用

H10：知覺行為控制對行為意向有顯著正向作用

H11：政策認知與環境認知呈顯著正相關關系

H12：環境認知與企業認知呈顯著正相關關系

H13：企業認知與政策認知呈顯著正相關關系

3 研究方法與數據來源

3.1 數據來源

本研究以雄安新區為研究區域，最終選定安新縣中涉及到農村水治理PPP項目的安新鎮、趙北口鎮、大王鎮以及圈頭鄉為調研地點。農戶調查分為預調查和正式調查。2020年10—11月于安新縣進行預調查，與當地企業進行了訪談并隨機訪談了當地農戶，最后根據預調查時發現的問題完善并形成了正式問卷。2021年4—5月進行正式調查，同時與有關村莊的村委會成員以及北排污水處理站的工作人員進行了訪談，正式調查的問卷采用隨機抽樣調查方法，共計發放300份問卷，回收有效問卷296份，有效回收率為98.67%。

3.2 樣本特征

如下表1統計分析顯示，在性別構成上，男性占農戶總數的58.40%，女性占41.60%，比例相差不大，基本保持一致且分配較為合理;年齡結構中，35～50和50～65歲的農戶數量最多，其次為65歲以上，占比23.30%;受教育程度集中在小學和初中，少部分人受過高中以上教育;政治面貌方面，群眾占比最大，為82.40%。綜上，本次調研的村莊農戶中多為受教育水平有限的普通中老年人。收入特征中，農戶普遍家庭年收入在0～4萬與4～8萬之間，主要收入來源為工資收入和經營收入，經營性收入占比較大主要原因為白洋淀景區帶動了周邊的鄉村旅游經濟發展。實際常住人口明顯比家庭戶籍人口數少，體現農村勞動力外流，容易導致過年過節時生活污水排放量激增。

3.3 量表設計與描述性統計

問卷設計采用Likert 5級量表，對應的量值為1～5（非常不贊同為1，非常贊同為5），經統一處理和簡化后的變量及其描述性統計如下表2所示。

4 實證分析與研究結果

4.1 信度與效度檢驗

為保證研究結果的可靠性和正確性，本研究進一步衡量了量表的信度和效度。通常采用Cronbachs α系數作為建構信度檢驗的指標。如表3所示，全部潛變量的Cronbachs α系數值大于0.80，說明各潛變量的內部一致性很高。通常采用因子分析檢驗數據的結構效度。如表3所示，KMO值均大于0.7，Bartlett球形檢驗P值均小于0.05，且所有指標在各自歸屬的載荷基本在0.70以上，說明量表具有較好的結構效度。利用AMOS23.0軟件選取了平均方差抽取量（AVE）與組合信度（CR）對問卷的收斂效度進行檢驗。CR值均大于0.6，AVE值均大于0.5，表明問卷收斂效度較好。利用AVE值與兩個不同潛變量的相關系數值的平方作比較，各潛變量的AVE值均大于其他相關系數值的平方，說明量表具有較好的區別效度。

4.2 模型擬合與適配度檢驗

一般而言，結構方程模型采用絕對適配度指數GFI、RMSEA、SRMR，增值適配度指數TLI（NNFI）、CFI、IFI和簡約適配度指數PGFI、PNFI來衡量模型整體擬合優度。修正前絕對適配度指數GFI和簡約適配度指數PGFI、PNFI較小，根據已有學者Bollen&Stine[14]和Enders[15]的建議，造成模型整體擬合度不佳的緣由可能是樣本量過大或者模型本身不好。基于此，本研究采用Bollen-Stine Bootstrap方法對模型進行修正，如下表5所示，經過2 000次bootstrap抽樣修正后的模型結果擬合指數表現均良好，模型本身具有良好的整體擬合適配度，說明模型擬合度相對不佳的原因是樣本量過大。

4.3 假說檢驗與結果分析

根據結構方程模型運行結果表6所示，研究假說H1～H12均得到證實，表明農戶參與水環境治理的行為意向邏輯符合計劃行為理論，遵循模型設定的路徑，且均為正向影響。

對行為意向的總效應中主觀規范最大（0.420），其次是行為態度，知覺行為控制以及環境認知，總效應分別是0.380，0.340，0.325，企業認知對行為意向影響最小（0.153）。

主觀規范測量指標中SN2（受村委會的影響）標準化路徑系數最大（0.74），其他3個測量指標的系數相近，表明農戶在權衡是否參與農村水環境治理時受村委會的主觀規范影響最大，政策、企業以及親朋鄰里的影響作用也不容忽視。環境認知與政策認知對主觀規范的總效應分別是0.386，0.306。環境認知測量指標中除EP4（對本村水污染治理了解程度）外，標準化路徑系數均在0.75左右，政策認知測量指標中PP3、PP4（政府有效保障了農戶對水環境治理的知情權、監督權）標準化路徑系數明顯較大，分別是0.80，0.760，表明保障農戶的知情權、監督權以及提高農戶的環境治理意識可以有效激勵農戶參與協同治理。

行為態度測量指標中AB4（相比不參與，參與治理更能改善農戶的居住環境）的標準化路徑系數最大（0.80），其次為AB1（參與治理對水環境是有利的）的標準化路徑系數較大（0.77），行為態度受政策認知、環境認知和企業認知的正向作用，其中環境認知的直接效應最大（0.430）。由此表明，農戶在權衡參與治理意愿時水環境質量感知敏感，與經濟效益相比更關注自身居住環境的改善，體現治理的邊際經濟效益小于邊際環境效益。

知覺行為控制測量指標中PBC2（農戶有能力、知識和時間與市縣政府協同治理）的標準化路徑系數最大（0.80），其次是PBC3（農戶有能力、知識和時間與村委會協同治理）和PBC4（農戶有能力、知識和時間與企業協同治理），標準化路徑系數分別為0.78，0.79。政策認知對知覺行為控制的正向作用（0.366）明顯大于企業認知（0.172）。表明相比于企業，政府培訓提高農戶的政策認知的效果更為明顯。

行為意向控制測量指標中標準化路徑系數BI4（農戶遇到破壞水環境行為時，進行勸阻、舉報）的標準化路徑系數最大（0.79），其次是BI2（向鄰里間宣傳政策），標準化路徑系數為0.75。表明農戶在與政府企業協同治理進程中，更傾向于扮演監督者和宣傳者的角色。

5 對策與建議

5.1 發揮村委會職能，增強農戶參與治理能力

農戶在農村水環境治理過程中專業知識較為薄弱，爭取和利用機會及各方面資源的能力較差，模型擬合表示政府政策培訓對農戶的治理能力提升效果較為明顯有效，且農戶在權衡是否參與時受村委會的主觀規范影響最大。首先，村委會可在村莊張貼通俗的宣傳標語、橫幅等，定期廣播環境治理知識，發放企業參與制作的宣傳單、環保手冊，加強農民對環境知識及政策的了解;其次，發動組織農村基層干部帶領農戶參與志愿活動，激發農戶責任感，鼓勵有能力的農戶積極參與“一事一議”;最后，政府與企業可共同組織開展技能培訓，普及水環境工程治理知識，企業進行工程建設運營時優先雇傭當地農戶，有利于農村污染量減少和后期基礎設施的維護運營，促進農戶養成綠色健康的生活方式和保護生態的行為意識。在上述培訓中，應同時注重對鄉村干部進行系統培訓，更好發揮村委會的協調組織作用。

5.2 提高信息透明度，保障農戶知情權監督權

良好的知情權與監督權對農戶行為意向有較大正向影響，但農戶在信息公開方面處于被動地位。在農村水環境治理過程中，由于政府、企業與農戶地位的不對等帶來的信息不對稱直接導致參與實踐的信息成本過高，使其失去參與的興趣與積極性。首先新舊媒體同步建設，構建農戶易于接受和接觸的信息平臺，如引導熱線或者網絡平臺，降低農戶參與實踐的信息成本、激發公民參與意愿;其次，建立農戶進行投訴、建議的綠色通道，使其充分表達意見和建議，確保農戶知情權、監督權的行使;最后，建立良好的反饋機制，有針對性地對舉報人進行保護，提高農戶的獲得感。

5.3 加強政府引導協調，構建三元協同治理機制

農村水治理中，政府職能包括制度供給、引導協調和法律監管。模型擬合結果中政策認知與企業認知相關系數較低，體現政府引導協調職能有待加強。政府需成為企業與農戶協同治理之間的橋梁與紐帶，使農戶訴求得到及時的反饋與解決，以真正實現農村水治理與農民實際需求的有效對接、提高治理效率。首先，水治理項目由立項到結項過程中，政府企業議事應約請農戶代表，增加農戶全程參與的話語權，保證農戶的訴求渠道保持通暢，引導企業提高社會責任意識，促進三方有效溝通;其次，建立農戶參與的評估機制，明確責任追究條款等內容，構建相互制衡的問責機制，形成有效監管，制約不當行為;最后，考慮鄉村末端治理項目規模普遍減小，政府應有意識的將小型項目傾斜于中小企業，甚至讓農戶就近投資參與到企業治理中，體現治理的公平性。

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收稿日期：2021-08-27

基金項目：2019—2021國家社科基金后資助項目（19FJYB031）;2020—2021雄安新區哲學社會科學研究課題（XASK20200049）

作者簡介：劉葉（1997—），女，河北辛集人，在讀碩士生，主要從事農業經濟方面研究。

通訊作者簡介：王軍（1963—），男，河北保定人，教授，研究生導師，主要從事資源與環境經濟學方面研究。