生計資本、生態(tài)認知與農(nóng)村環(huán)境治理支付意愿
——基于江西省588份農(nóng)戶數(shù)據(jù)

○汪振 張曉玉 ，2劉濱

（1江西農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，江西 南昌 330045；2江西農(nóng)業(yè)大學“三農(nóng)”問題研究中心，江西 南昌 330045）

一、引言

生態(tài)宜居是實現(xiàn)新農(nóng)村生態(tài)建設(shè)的樞紐，“宜居”的根基是生態(tài)環(huán)境，農(nóng)村環(huán)境治理是事關(guān)廣大農(nóng)民群眾福祉的民生工程。《農(nóng)村人居環(huán)境整治提升五年行動方案（2021—2025年）》指出：改善農(nóng)村環(huán)境，是從戰(zhàn)略和全局高度作出的重大決策部署，是實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重點任務(wù)，事關(guān)廣大農(nóng)民根本福祉，事關(guān)美麗中國建設(shè)[1]。隨著與農(nóng)村環(huán)境治理相關(guān)政策的出臺，一定程度改善了農(nóng)村環(huán)境，但仍無法取得顯著成效，究其原因是農(nóng)村環(huán)境問題成因復(fù)雜，其中主要有農(nóng)戶環(huán)保意識不足[2]、環(huán)境治理“溢出效應(yīng)”產(chǎn)生“搭便車”現(xiàn)象嚴重[1]、政策工具激勵與約束機制實用性欠缺[3]等原因，導(dǎo)致農(nóng)戶主觀參與意愿薄弱、對環(huán)境治理認識不足。這使得部分環(huán)保政策與農(nóng)戶參與農(nóng)村環(huán)境治理工作脫節(jié)，農(nóng)村環(huán)境僅靠單方治理結(jié)果并不理想。因此，綜合分析農(nóng)戶資本稟賦特征，激發(fā)農(nóng)戶環(huán)境治理參與積極性，上下結(jié)合推動農(nóng)村環(huán)境有效治理是亟待解決的問題。

近年來，各方不斷探索多元化農(nóng)村環(huán)境治理新方式，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶作為“實踐參與者”和“既得利益者”在農(nóng)村環(huán)境治理過程中發(fā)揮著關(guān)鍵力量[4]，農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿是衡量農(nóng)戶對環(huán)境這類公共物品的偏好以及參與治理邏輯的內(nèi)在標尺[5]，然而受到生態(tài)環(huán)境認知和主觀能動性的共同影響，農(nóng)戶環(huán)境支付意愿是由農(nóng)戶所擁有的客觀資本稟賦特征決定[6]。學術(shù)界關(guān)于生態(tài)認知、生計資本和農(nóng)村環(huán)境治理支付意愿的研究已經(jīng)取得了顯著的成效。在生計資本對農(nóng)村環(huán)境治理支付意愿方面，李坦等[7]通過實證研究山東、河南、河北三省756 份農(nóng)戶數(shù)據(jù)，得出生計資本中人力資本、金融資本、社會資本對治理支付意愿有顯著影響；段存儒等[8]基于結(jié)構(gòu)方程模型分析石家莊市529份居民調(diào)查數(shù)據(jù)，得出社會資本中社會信任和社會參與對支付意愿有直接顯著影響，影響效應(yīng)分別為0.912 和0.659；但是同時也有學者得出相反結(jié)果，張文娥等[9]通過構(gòu)建雙欄模型，得出人際信任、道德約束、家庭融資能力等對生態(tài)治理意愿有顯著負向影響。在生計資本對生態(tài)認知方面，張瑤等[10]依據(jù)行為經(jīng)濟學理論得出家庭生計資本水平高的農(nóng)戶生態(tài)認知程度更高；蘇芳[11]在生計資本基礎(chǔ)上特別地引入信息資本，得出物質(zhì)資本提高可以提升感知，而金融資本提高卻產(chǎn)生了負效應(yīng)。在生態(tài)認知和生計資本對環(huán)境治理支付意愿方面，部分學者運用SEM模型分析，得出生態(tài)認知和生計資本的觀測變量對環(huán)境治理支付意愿路徑均顯著[12-14]，其中徐瑞璠等[14]研究表明，路徑系數(shù)中貢獻程度最大的分別為生態(tài)環(huán)境改善心理預(yù)期（0.739）和公共事務(wù)決策參與（0.594）。

縱觀以上文獻可知，農(nóng)村環(huán)境治理關(guān)鍵在于農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿，而農(nóng)戶參與環(huán)境治理支付意愿受其生計資本的影響，是基于生計資本水平衡量后，在理性及感性的綜合影響下做出的選擇，是權(quán)衡利益后的決策[7]。現(xiàn)有文獻對環(huán)境治理支付意愿的研究聚焦在影響因素的探索上，仍有不足之處。首先，研究多從生計資本的某一個角度如社會資本或物質(zhì)資本進行探討，較少從農(nóng)戶生計資本角度進行研究；其次，在考慮生計資本衡量指標時，存在采用指標較少，衡量不充分問題；最后，部分學者對支付意愿的衡量僅有“愿意”和“不愿意”兩個方面，沒有考慮邊際影響。

江西既是生態(tài)大省，又是我國中部地區(qū)農(nóng)村環(huán)境整治的重要省份之一，更是國家生態(tài)文明試驗區(qū)建設(shè)首批試點省份，江西農(nóng)村環(huán)境治理成敗直接關(guān)系到江西農(nóng)村美、農(nóng)村全面振興的實現(xiàn)[12]。鑒于此，研究基于江西省588份農(nóng)戶問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，分析農(nóng)戶生計資本對環(huán)境治理支付意愿的影響，同時利用生態(tài)認知作為中介變量做進一步拓展分析。研究的邊際貢獻在于：一是在研究方法上考慮熵值法，在盡可能多利用前人研究基礎(chǔ)上構(gòu)建了17個三級指標來衡量生計資本；二是利用生態(tài)認知作為中介變量綜合分析生計資本對支付意愿的作用機制。

二、理論基礎(chǔ)與研究假說

（一）生計資本與農(nóng)村環(huán)境治理支付意愿

可持續(xù)生計分析框架（Sustainable Livelihood Analysis，簡稱“SLA”）是由英國國際發(fā)展計劃署（DFID）提出的，其主要內(nèi)容包括生計策略、生計資本、生計結(jié)果和脆弱性背景等四部分，其中生計資本是指農(nóng)戶維持生存或求得發(fā)展所需各類資本的總稱。框架將生計資本分為人力資本、社會資本、物質(zhì)資本、金融資本和自然資本五個方面[15]。其中，人力資本作為嚴格經(jīng)濟學概念最早由經(jīng)濟學家SCHULTZ[16]提出，指體現(xiàn)在個體身上的知識、健康、技能、能力以及可以轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力的其他“非物質(zhì)資本”屬性的統(tǒng)稱，可以分為健康、教育、技術(shù)、勞動力人力資本等內(nèi)容[17]；社會資本最早由BOURDIEU提出，指社會主體間緊密聯(lián)系的狀態(tài)和特征，對于化解“集體行為困境”有重大功能，由于社會資本涉及內(nèi)容廣泛，研究者們側(cè)重點各有不同，但總體都包含社會網(wǎng)絡(luò)、社會信任、社會參與、社會規(guī)范等幾個方面[18-20]；物資資本是指長期存在的生產(chǎn)生活物資形式，在傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，物資資本占據(jù)主導(dǎo)地位，包括建筑物、設(shè)備、網(wǎng)絡(luò)條件等[21]；金融資本是指除物質(zhì)資產(chǎn)外農(nóng)戶可支配和可籌措的資金總和，決定了費用支出能力[22]；自然資本主要指農(nóng)戶擁有的或轉(zhuǎn)入可長期使用的土地等自然資源[23]。由人力、社會、物質(zhì)、金融、自然資本構(gòu)成的生計資本決定了農(nóng)戶生產(chǎn)和生活的方式，生計資本的差異是農(nóng)戶對環(huán)境治理支付意愿差異化的主要原因。具體而言，首先，傳統(tǒng)意義上的經(jīng)濟人假設(shè)對農(nóng)戶不完全適用，農(nóng)戶會采取符合自身生計資本水平的生計策略；其次，生計資本是農(nóng)戶成長的基礎(chǔ)和保障，農(nóng)戶的生計資本水平?jīng)Q定了環(huán)境治理費用的承受能力。因此，農(nóng)戶的生計資本水平越高，生產(chǎn)和生活需求得以滿足后，對環(huán)境的關(guān)注程度和治理支付意愿也更高。基于以上分析，本文提出如下研究假說：

假說H1：生計資本的提升對農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿有積極影響

假說H1a：人力資本的提升對農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿有積極影響；

假說H1b：社會資本的提升對農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿有積極影響；

假說H1c：物質(zhì)資本的提升對農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿有積極影響；

假說H1d：金融資本的提升對農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿有積極影響；

假說H1e：自然資本的提升對農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿有積極影響。

（二）生計資本與環(huán)境治理支付意愿：生態(tài)認知的中介效應(yīng)

二十世紀六十年代開始，與環(huán)境相關(guān)的各學科學者逐步建立了人與環(huán)境的關(guān)系模式和社會價值觀范式，認為農(nóng)戶生態(tài)認知是識別與改變環(huán)境行為動力的根本因素[24]。農(nóng)戶生態(tài)認知指農(nóng)戶對農(nóng)村環(huán)境現(xiàn)狀及改善效能的認識，個體行為對環(huán)境的影響等。認知—情感—意動理論和計劃行為理論闡述了生態(tài)認知影響農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿的機理，認為個體的意愿由認知決定且通常受行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制等綜合決定[13,25]。首先行為態(tài)度指的是農(nóng)戶對參與環(huán)境治理的效能認同感，當農(nóng)戶認為環(huán)境治理有助于提升自身生產(chǎn)生活和健康水平時，往往會產(chǎn)生積極的行為態(tài)度，從而促進環(huán)境治理支付意愿。其次主觀規(guī)范指的是農(nóng)戶參與環(huán)境治理時會受到的外部影響，由于農(nóng)村環(huán)境治理具有明顯的外部性，周邊農(nóng)戶均能從中受益，因而村內(nèi)周邊農(nóng)戶對環(huán)境治理的態(tài)度與氛圍會帶動其他農(nóng)戶參與進來。同時，政府對環(huán)境治理表現(xiàn)好壞的獎勵與懲罰機制是外部影響的重要來源，政府的獎懲與周邊農(nóng)戶帶動提升了農(nóng)戶生態(tài)認知水平，從而影響環(huán)境治理支付意愿。最后，感知行為指農(nóng)戶對農(nóng)村環(huán)境治理的復(fù)雜程度的感知，受農(nóng)戶自身資本稟賦的影響，農(nóng)戶生計資本水平越高，其對環(huán)境治理費用支付的承受能力越強，當農(nóng)戶認為其對環(huán)境治理的投入成本低于治理的效益時，對環(huán)境治理的積極性也就越高。總體而言，農(nóng)戶生態(tài)認知水平提升對農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿有積極影響，而農(nóng)戶生態(tài)認知水平由生計資本水平?jīng)Q定，即農(nóng)戶生計資本提高可以通過促進生態(tài)認知進而影響環(huán)境治理支付意愿。基于以上分析，本文提出如下研究假說：

假說H2：生態(tài)認知在農(nóng)戶生計資本對環(huán)境治理支付意愿關(guān)系中發(fā)揮了中介效應(yīng)。

三、研究設(shè)計

（一）模型方法

1.Ordered Probit 模型。研究因變量通過問題“環(huán)境治理支付意愿”設(shè)計為5個選項，并對意愿由低到高依次取值為1、2、3、4、5，是典型的有序分類變量，通過參考已有研究多采用Ordered Probit 模型進行計量分析[26]，本文建立如下計量模型識別待估參數(shù)。

上式中，Willingi為因變量環(huán)境治理支付意愿，r1,r2,…,r5是截點，滿足r1

2.中介效應(yīng)模型。為進一步驗證生態(tài)認知在生計資本對環(huán)境治理支付意愿的中介效應(yīng)，參照溫忠麟和葉寶娟[27]的研究，采用逐步回歸法進行中介效應(yīng)檢驗，設(shè)定模型如下：

上式中，Willing表示因變量農(nóng)村環(huán)境治理支付意愿，LC表示自變量農(nóng)戶生計資本，EC表示中介變量生態(tài)認知（Ecological Cognition），Control表示控制變量和工具變量，V表示常數(shù)項，e表示隨機擾動項。（4）式中系數(shù)c表示農(nóng)戶生計資本對環(huán)境治理支付意愿的總效應(yīng)。（5）式中a表示農(nóng)戶生計資本對中介變量的影響效應(yīng)。（6）式中c′為考慮或控制中介變量后，自變量作用于因變量的直接效應(yīng)。將（5）式與（6）式得到ab為中介效應(yīng)也稱間接效應(yīng)，在間接效應(yīng)顯著的基礎(chǔ)上檢驗c′，如果c′顯著且ab與c′同號，則存在部分中介效應(yīng)，效應(yīng)值為ab/c；如果異號則存在遮掩效應(yīng)，效應(yīng)值為| |

ab/c′。

（二）數(shù)據(jù)來源

此次數(shù)據(jù)來源于“江西農(nóng)業(yè)大學鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略研究院課題組”于2021年7月在江西省8個市開展的農(nóng)戶調(diào)查，其中包括高安、景德鎮(zhèn)、九江、宜春等市，隨機選取共36個行政村，采取簡單隨機抽樣的方法選取樣本農(nóng)戶。該調(diào)查收集了樣本農(nóng)戶過去一年內(nèi)的相關(guān)信息，該數(shù)據(jù)庫主要涉及鄉(xiāng)村振興發(fā)展產(chǎn)業(yè)興旺、生活富裕、生態(tài)宜居、治理有效、鄉(xiāng)風文明等方面。樣本數(shù)據(jù)時效性較強且能夠基本反映江西各地農(nóng)戶特征。調(diào)查共發(fā)放問卷700份，有效回收652份，回收率為93.1%，符合調(diào)研預(yù)期相關(guān)要求，根據(jù)研究驗證需要，剔除矛盾、無效問卷后，最終使用有效問卷588份，問卷使用率90.18%。

為確保選取的數(shù)據(jù)有效，利用SPSS22.0 軟件對選取的數(shù)據(jù)進行信效度檢驗，KMO 值為0.727，大于0.6，Bartlett球形度檢驗近似卡方值6 749.623，顯著性水平小于0.001，說明采用的數(shù)據(jù)具備良好的信效度。

（三）變量選取

1.被解釋變量

本文選擇農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿為被解釋變量，在具體問卷中以“您愿意支付一定的合理費用嗎？”進行表征，且依照支付意愿程度的由弱到強將農(nóng)戶“非常不愿意”到“非常愿意”分別賦值為1-5，如表1 所示。進一步分析農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿水平發(fā)現(xiàn)，雖然農(nóng)戶整體的支付意愿較好，但仍有部分農(nóng)戶（24.66%）意愿不足，可能的原因是目前部分農(nóng)戶受教育程度低，環(huán)保意識不足，同時經(jīng)濟收入仍然處于國民收入的較低層次等原因，導(dǎo)致農(nóng)戶的支付意愿較低。由此可見，樣本農(nóng)戶的支付意愿仍有待提高，探究其影響因素以激發(fā)其支付積極性具有一定意義。

表1 樣本農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿水平

2.核心解釋變量

研究探討的是農(nóng)戶生計資本對農(nóng)村環(huán)境治理支付意愿的影響，故農(nóng)戶的生計資本為研究的核心解釋變量。根據(jù)上文理論分析，農(nóng)戶生計資分為人力資本、社會資本、金融資本、物質(zhì)資本和自然資本。參考張化楠等[13]、王學琪等[23]、黃華[25]等學者的研究，結(jié)合選取的樣本數(shù)據(jù)，設(shè)置各資本具體選項與賦值情況如表2所示。

由于研究的主題是生計資本對支付意愿的影響，因此應(yīng)將各資本指標賦權(quán)并最終形成單一綜合指標。考慮各資本三級指標的量綱級別、單位等存在差異，應(yīng)先進行無量綱化等處理，借鑒吳孔森等[28]、王奕淇等[29]的做法，本文使用熵值法對生計資本各項指標進行賦權(quán)。熵值法作為一種客觀賦權(quán)法，通過計算指標的信息熵來判斷數(shù)據(jù)的離散程度，進而為指標的評價提供依據(jù)，可有效避免指標權(quán)重確定的主觀性。采用MIN-MAX 極差標準化法消除指標之間的量綱影響，經(jīng)過標準化、賦權(quán)公式等處理，分別計算出三級指標權(quán)重，從而得出二級指標各資本綜合值，再通過二次熵值法計算出二級指標各資本權(quán)重，最終形成生計資本單一維度的變量①考慮到篇幅原因，對具體公式不做詳細介紹，可參考引用文獻。。具體權(quán)重情況如表2所示。

表2 農(nóng)戶生計資本指標體系說明與描述性統(tǒng)計

3.中介變量

中介變量為生態(tài)認知，農(nóng)戶提高生計資本可以通過提升生態(tài)認知從而對環(huán)境治理支付意愿產(chǎn)生影響。依照前文，分別以“本村村民參與人居環(huán)境整治的氛圍如何？”“參與整治有助于促進您的身體健康”“對農(nóng)村人居環(huán)境整治參與表現(xiàn)好的村民是否給予物質(zhì)獎勵？”和“對農(nóng)村人居環(huán)境整治參與表現(xiàn)不好的村民是否給予經(jīng)濟處罰？”作為生態(tài)認知中治理氛圍、效能認識、政府的獎勵和懲罰的代理變量，具體選項與賦值情況見表3。由表3可知，村內(nèi)農(nóng)戶對環(huán)境治理的氛圍和效能認同感均值分別為3.779和4.060，表明大多數(shù)農(nóng)戶對環(huán)境治理較為認同，在物質(zhì)獎勵和經(jīng)濟懲罰方面，經(jīng)濟懲罰均值較小為0.187，說明現(xiàn)階段政府對環(huán)境治理監(jiān)督更側(cè)重獎勵形式，而懲罰作為輔助手段且可能對農(nóng)戶產(chǎn)生抵觸心理因而采用較少。

表3 描述性統(tǒng)計

4.控制變量與工具變量

在上述自變量和中介變量基礎(chǔ)上，為初步緩解遺漏變量造成的測量誤差，在借鑒司瑞石等[30]、楊朔等[31]的研究基礎(chǔ)上，引入農(nóng)戶的個體特征中的性別、年齡、是否戶主、婚姻情況；家庭特征中的家庭交通便利程度；村莊特征中的所在村是否有產(chǎn)業(yè)政策幫扶和村地形狀況等變量加以控制，從以上三個維度以探討控制變量對因變量的影響。

考慮到測量誤差、樣本選擇與反向因果等原因，即模型可能存在內(nèi)生性問題，選擇“合作組織參與”和“政治面貌”作為生計資本工具變量。工具變量的選擇需滿足兩個條件，即與內(nèi)生變量高度相關(guān)性和嚴格外生性條件。第一，農(nóng)民合作社作為農(nóng)民集體經(jīng)濟組織不但可以整合農(nóng)村土地資源，提高生產(chǎn)經(jīng)營效率，而且具有一定的資金融通、擴大社會網(wǎng)絡(luò)等功能，對農(nóng)戶生計資本水平有顯著促進作用，借鑒陳莉等[32]的研究，也得到相似結(jié)論，但無論是否參加農(nóng)民合作社對環(huán)境治理支付意愿并沒有直接關(guān)系。第二，農(nóng)戶的政治面貌為黨員的個體往往比非黨員擁有更高的文化素質(zhì)，其在社會關(guān)系中也更為活躍，從而提升其生計資本水平，但環(huán)境治理支付作為一種經(jīng)濟的付出，政治面貌并不足以對農(nóng)村環(huán)境治理的個體意愿產(chǎn)生直接影響，同時，參考賈亞娟等[33]、齊瑩[20]等的研究，也得出政治面貌對環(huán)境治理支付意愿影響并不顯著。因此，上述兩個變量符合工具變量的初步條件，但仍需進一步驗證。

四、實證結(jié)果分析

（一）基準回歸估計結(jié)果

進行各個模型回歸前，首先對模型涉及的變量進行多重共線性診斷。估計結(jié)果表明，變量間的方差膨脹因子VIF 中，Max-VIF 為1.71，Mean-VIF 為1.33，Max-VIF 遠低于10 的臨界值，可以判定研究中變量間的共線程度在合理范圍內(nèi)。接著運用stata16軟件，采用Ordered Probit模型分析農(nóng)戶生計資本及各資本對農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿的影響，模型一和模型三分別為生計資本及各資本對環(huán)境治理支付意愿的結(jié)果，模型二和模型四分別為加入控制變量和工具變量后的結(jié)果（見表4）。

表4 生計資本及各資本對環(huán)境治理支付意愿估計結(jié)果

模型一和模型二和表5結(jié)果表明，無論是否引入控制變量，農(nóng)戶生計資本總指標的估計系數(shù)為正，且均通過了1%水平上的顯著性檢驗，驗證了假說H1。模型三和模型四和表6 結(jié)果表明，在引入控制變量和工具變量后，農(nóng)戶各資本指標中，社會資本、物質(zhì)資本和金融資本估計系數(shù)均為正，且均通過了顯著性檢驗，驗證了假說H1b、H1c、H1d。這表明生計資本總指標和各資本中社會資本、物質(zhì)資本和金融資本的提升對環(huán)境治理支付意愿有積極影響。可能的原因是：社會資本水平更高的農(nóng)戶，在村內(nèi)事務(wù)的響應(yīng)更加活躍，更加注重關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的溝通與交流，能夠廣泛參與農(nóng)村各項活動，這部分的農(nóng)戶能夠更迅速地掌握到相應(yīng)的環(huán)境治理知識與信息，從而顯著地提升環(huán)境治理支付意愿；物質(zhì)資本水平更高的農(nóng)戶，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生活資料更為豐富，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營過程中更愿意增加投資，進而提升其自身農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，這對農(nóng)村生產(chǎn)環(huán)境的要求更高，所以環(huán)境治理意愿也更加顯著；金融資本代表了農(nóng)戶的經(jīng)濟水平，農(nóng)戶經(jīng)濟水平直接影響費用支付的意愿，當生產(chǎn)和生活水平相對富足后，農(nóng)戶對環(huán)境這類公共產(chǎn)品的關(guān)注度也會更高；但是人力資本則沒有表現(xiàn)出顯著影響，可能的原因是，隨著經(jīng)濟發(fā)展以及城鎮(zhèn)化的推進，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的青壯年勞動力要素大量轉(zhuǎn)移，間接導(dǎo)致農(nóng)村的勞動力結(jié)構(gòu)發(fā)生改變，導(dǎo)致農(nóng)村人力資本對環(huán)境治理支付意愿不顯著；同時自然資本通過了5%水平上的負向顯著，這與假說H1e相悖，可能的原因是，農(nóng)戶賴以生存的自然資本容易受到環(huán)境變化的影響，自然資本水平高的農(nóng)戶可以利用土地規(guī)模實現(xiàn)風險對沖，而自然資本水平低的農(nóng)戶受到環(huán)境破壞風險更大，對環(huán)境變化更為敏感，因此治理支付意愿更強烈[34]。

表5 生計資本對環(huán)境治理支付意愿的邊際效應(yīng)分析估計結(jié)果

表6 各資本對環(huán)境治理支付意愿的邊際效應(yīng)分析估計結(jié)果

從控制變量看。首先，交通便利程度對環(huán)境治理支付意愿負向顯著，可能的原因是，當農(nóng)戶距離高速更近時，外出可能性更大，對環(huán)境治理的認可度更高，從而表現(xiàn)較強的支付意愿；其次，村地形特征對環(huán)境治理支付意愿負向顯著，表明山地地區(qū)農(nóng)戶對環(huán)境治理支付意愿更強，可能的原因是，山地地區(qū)由于基礎(chǔ)設(shè)施較為薄弱，其對環(huán)境變化更加敏感，對環(huán)境治理更為認同；最后，政治面貌和合作組織參與對環(huán)境治理支付意愿均沒有顯著影響，進一步驗證了工具變量的選取符合外生性要求。

（二）穩(wěn)健性檢驗

為檢驗估計結(jié)果的穩(wěn)定性，使用Ordered Logit對各個模型進行穩(wěn)健性檢驗（見表7和表8）。結(jié)果表明，Ordered Logit 模型與Ordered Probit 模型估計基準回歸結(jié)果和邊際效應(yīng)大小有所差異，但各個系數(shù)的顯著性與方向并沒有發(fā)生明顯變化，表明研究結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表7 生計資本穩(wěn)健性檢驗

表8 各資本穩(wěn)健性檢驗

（三）內(nèi)生性檢驗

農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿是農(nóng)戶的一種意愿傾向，易因反向因果或遺漏變量等原因?qū)е麓嬖趦?nèi)生性問題，盡管研究控制了三個維度變量，但仍然可能存在遺漏變量問題。為進一步緩解內(nèi)生性問題導(dǎo)致的估計偏差，參考李樹等的相關(guān)研究[35]，針對因變量為有序分類變量且自變量為連續(xù)變量時，常使用兩階段最小二乘法（2SLS）解決內(nèi)生性問題，同時將“合作組織參與”和“政治面貌”作為生計資本工具變量。2SLS 的做法為：第一階段利用原模型的內(nèi)生解釋變量對工具變量進行OLS，得到解釋變量的擬合值；第二步，利用得到解釋變量的擬合值對原模型進行最小二乘法，從而得到方程模型的估計值，這樣就可以緩解內(nèi)生性的影響②考慮到篇幅原因，對具體公式不做詳細介紹，詳情可參考引用文獻。。回歸結(jié)果（見表9）第一階段表明，政治面貌和合作組織參與均與農(nóng)戶生計資本顯著且正相關(guān)，結(jié)合基準回歸結(jié)果，進一步表明這兩個變量符合自相關(guān)和外生性條件的工具變量，且F值大于10的臨界值，說明不存在弱工具變量問題；第二階段表明，相較于基準回歸結(jié)果，生計資本的系數(shù)估計值有所提升且仍在1%水平上對支付意愿正向顯著，過度識別檢驗結(jié)果p=0.791，并不顯著，接受政治面貌和合作組織參與外生的原假設(shè)，與擾動項不相關(guān)。由此可見，生計資本水平提高確實提升了農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿。

表9 內(nèi)生性檢驗結(jié)果

（四）異質(zhì)性檢驗

1.對不同年齡段的異質(zhì)性檢驗

由于不同年齡段的農(nóng)戶擁有的資本稟賦各不相同，一般來說，處于青年階段的農(nóng)戶在資源積累階段，其面臨的房貸、車貸等壓力使得對環(huán)境治理支付保持一定的謹慎態(tài)度，而年紀較大的農(nóng)戶由于長期的資本積累具備了一定的資源，且在當?shù)厣顣r間較長，對環(huán)境治理支付意愿往往更為強烈。因此，本研究根據(jù)聯(lián)合國世界衛(wèi)生組織的劃分標準，將人群44 歲以下定義為青年，45 歲以上定義為中老年。由表10 結(jié)果表明，農(nóng)戶為中老年的生計資本對支付意愿促進作用顯著，而對處于青年的農(nóng)戶并不顯著。可能的原因是，青年人更多在外務(wù)工，受農(nóng)村環(huán)境影響較小，并且生計資本水平相比中老年人更低，而中老年人則更多常年留在村內(nèi)，受農(nóng)村環(huán)境影響更大，使得其生計資本對支付意愿的促進作用顯著。

表10 年齡與婚姻狀況的異質(zhì)性分析

2.對不同婚姻狀況的異質(zhì)性檢驗。

農(nóng)戶婚姻狀況③未婚狀態(tài)包括未結(jié)過婚、離異、喪偶，已婚狀態(tài)指在婚狀態(tài)。處于已婚狀況的農(nóng)戶夫妻雙方比未婚狀況的農(nóng)戶擁有的資源更為豐富，對環(huán)境治理支付的認可程度更強，而未婚狀況的農(nóng)戶往往年齡較小，在外務(wù)工或兼業(yè)時間長，導(dǎo)致對農(nóng)村環(huán)境治理支付的意愿偏低。

表10 實證結(jié)果表明，已婚狀況下農(nóng)戶生計資本對環(huán)境治理支付意愿促進作用顯著，而未婚狀況不顯著，可能的原因是，處于在婚狀況的夫妻雙方的日常交流可以促進對農(nóng)村環(huán)境治理效能的認同感，且擁有的經(jīng)濟水平更高，因此對支付意愿影響更顯著。

（五）中介效應(yīng)檢驗

為了印證理論分析中所提出的生態(tài)認知在這一影響過程中扮演了中介者的角色，深入分析生態(tài)認知在農(nóng)戶生計資本影響環(huán)境治理支付意愿的中介傳導(dǎo)機制，并對假說H2進行驗證，以中介效應(yīng)模型進行分析。

第一，上文基準回歸結(jié)果表明生計資本對支付意愿總效應(yīng)結(jié)果顯著。第二，使用公式（5）考察生計資本對生態(tài)認知的效應(yīng)，具體而言，對效能認同、物質(zhì)獎勵和經(jīng)濟懲罰分別在1%、5%和5%水平上正向顯著，但對治理氛圍并不顯著，可能的原因是，農(nóng)戶環(huán)境治理的氛圍容易受到周邊農(nóng)戶的“羊群效應(yīng)”帶動，部分農(nóng)戶迫于周邊農(nóng)戶的壓力被動表現(xiàn)出較好環(huán)境治理氛圍，并不完全出于生計資本水平的考量。第三，使用公式（6）引入自變量和中介變量發(fā)現(xiàn)，首先，氛圍感知、效能認同和物質(zhì)獎勵均在1%水平上正向影響支付意愿，而經(jīng)濟懲罰在1%水平上負向影響支付意愿，可能的原因是經(jīng)濟懲罰作為一種處罰機制，農(nóng)民在被動參與環(huán)境治理時容易產(chǎn)生抵觸心理，環(huán)境治理內(nèi)在積極性不足，當沒有經(jīng)濟懲罰且農(nóng)戶自覺參與環(huán)境治理時，往往表現(xiàn)出更強的支付意愿；其次，相較于生計資本對環(huán)境治理支付意愿總效應(yīng)系數(shù)，直接效應(yīng)系數(shù)值有所降低，且生計資本仍然在1%水平上正向影響環(huán)境治理支付意愿，表明效能認同、物質(zhì)獎勵和經(jīng)濟懲罰在其中發(fā)揮了中介效應(yīng)，部分驗證了假說H2，

通過上文結(jié)果可知，為進一步分析生態(tài)認知具體效應(yīng)值，研究構(gòu)建了“生計資本→氛圍感知→支付意愿”“生計資本→效能認同→支付意愿”“生計資本→物質(zhì)獎勵→支付意愿”“生計資本→經(jīng)濟懲罰→支付意愿”共四條影響路徑（見表11）。結(jié)果表明：效能認同、物質(zhì)獎勵發(fā)揮了部分中介作用，且效應(yīng)值分別為0.517和0.223；而由于經(jīng)濟懲罰對支付意愿負向顯著，則表明存在遮掩效應(yīng)，效應(yīng)值為0.265，說明存在其他效應(yīng)更大的中介路徑；而由于生計資本對治理氛圍影響并不顯著，則不表現(xiàn)中介效應(yīng)。

表11 中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

五、結(jié)論與啟示

（一）研究結(jié)論

研究以江西省588份農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)為樣本，運用Ordered Probit 模型分析生計資本、生態(tài)認知對農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿的影響，結(jié)果表明：

首先，社會資本、物質(zhì)資本、金融資本等生計資本占優(yōu)的農(nóng)戶，其對環(huán)境治理付費的意愿較強，而自然資本占優(yōu)的農(nóng)戶，其支付環(huán)境治理費用的意愿并不強烈；治理氛圍、效能認同、物質(zhì)獎勵等生態(tài)認知能力較強的農(nóng)戶，其對環(huán)境治理付費的意愿更為強烈；而經(jīng)濟懲罰措施明顯降低了農(nóng)戶對環(huán)境治理付費的意愿。

其次，生計資本占優(yōu)的農(nóng)戶，其生態(tài)認知能力較強，從而體現(xiàn)在其支付環(huán)境治理費用的意愿強烈；另一方面，經(jīng)濟懲罰的遮掩效用表明，其中存在一定的“暗箱”機制，有待進一步的探討研究。

最后，生計資本在不同農(nóng)戶群體間作用存在差異，已婚農(nóng)戶相較于未婚農(nóng)戶，其支付環(huán)境治理費用的意愿更為強烈；與此同時，中老年農(nóng)戶和青壯年農(nóng)戶相比，也呈現(xiàn)出類似情形。

（二）政策啟示

基于以上研究結(jié)論，可以通過一系列措施促進農(nóng)戶生計資本積累和生態(tài)認知水平，為打造美麗農(nóng)村，實現(xiàn)生態(tài)宜居目標奠定基礎(chǔ)。

第一，鞏固農(nóng)戶生計資本積累。廣泛提高農(nóng)戶生計資本水平是提高環(huán)境治理支付意愿的著力點，一是政府應(yīng)當樹立系統(tǒng)觀念，先規(guī)劃后建設(shè)，綜合提高農(nóng)戶生計資本，同時還應(yīng)依據(jù)不同生計資本水平農(nóng)戶，分層次制定符合不同地區(qū)、不同產(chǎn)業(yè)特征的差異化政策，因地、因人、因事、因時制宜創(chuàng)造條件提升農(nóng)戶生計資本水平。二是應(yīng)重點關(guān)注農(nóng)戶物質(zhì)資本、金融資本、社會資本水平提高，對提升環(huán)境治理支付意愿有正向顯著影響，針對自然資本水平較低的農(nóng)戶，應(yīng)適當給予政策扶持和保障，解決后顧之憂。三是在關(guān)注農(nóng)戶生計資本時不僅要提升短期效益，更要有長遠目光，優(yōu)化農(nóng)戶基礎(chǔ)信息數(shù)據(jù)庫建設(shè)，形成長效機制。

第二，積極開展農(nóng)村環(huán)境治理宣傳教育活動，培育農(nóng)戶生態(tài)認知。一是線上和線下多渠道組織開展環(huán)境治理專題宣傳教育，發(fā)揮村干部、村集體作用，深入各村、社區(qū)散發(fā)宣傳單，廣泛宣傳環(huán)境治理與保護的重要意義，強化農(nóng)戶對環(huán)境治理的效能認同感。二是對環(huán)境治理過程中有貢獻農(nóng)戶給予物質(zhì)獎勵，在農(nóng)戶間營造良好的環(huán)境治理氛圍，積極引導(dǎo)廣大農(nóng)民群眾轉(zhuǎn)變思想觀念，自覺革除生活陋習，提高農(nóng)戶生態(tài)認知水平，以主人翁的態(tài)度積極參與到環(huán)境治理與保護中來。三是加強精神文明建設(shè)，推行健康文明生活方式作為其中重要一環(huán),把使用衛(wèi)生廁所、做好垃圾分類、養(yǎng)成文明習慣等納入學校、家庭、社會教育，廣泛開展形式多樣、內(nèi)容豐富的志愿服務(wù)。

（三）研究不足與展望

需指出的是，本研究試圖解答“生計資本如何影響農(nóng)戶環(huán)境治理支付意愿”這一核心問題。雖在研究視角和方法上具有一定的創(chuàng)新性，但仍然存在不足之處：

其一，盡管研究采用17 個三級指標用以衡量農(nóng)戶生計資本，但生計資本作為農(nóng)戶生活和生產(chǎn)的全部內(nèi)涵，且由于樣本限制，尚不能做到完全衡量。

其二，考慮到調(diào)查地區(qū)僅局限在江西省，其他地區(qū)農(nóng)戶對生態(tài)認知可能存在一定差異，因此，探討不同省份地區(qū)農(nóng)戶空間異質(zhì)性的環(huán)境治理支付意愿同樣具有重要意義，而研究尚未涉及，需要后續(xù)進一步研究。