非農就業對農民環保參與的影響：私人與公共層面的異同

關鍵詞 非農就業；環保參與；環保認知；收入差距；差序格局

農村環境作為一項獨特的公共品，其治理不僅需要政府提供基本支持，更需要農民的積極參與，以發揮農民在環境治理中的主體地位。2018年，中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發《農村人居環境整治三年行動方案》提出農村人居環境整治的“農民主體、激發動力”基本原則；2021年，十三屆全國人大四次會議通過的《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035年遠景目標綱要》中明確指出要“引導社會組織和公眾共同參與環境治理”，同一年，中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發《農村人居環境整治提升五年行動方案（2021—2025年）》再次提出工作原則要“問需于民，突出農民主體，充分體現鄉村建設為農民而建，尊重村民意愿，激發內生動力”。但農村環境作為典型的公共品，具有強外部性、地域性與公共產權屬性，且往往伴隨著治理主體錯位、群眾自覺參與意識不足的問題。作為農村環境治理的直接受益者，農民理應成為環境治理的實踐者與參與者，推進多元協同治理模式，提高農村公共品的供給水平［ 1］。因此，圍繞農民環保參與行為展開深入研究，對于推動環境治理與提高農民福祉而言都具有重要現實意義。

1 文獻綜述

學者們主要從農戶個體條件與外部環境條件兩個方面對農民環保參與行為的影響因素展開了大量研究。其一，基于農戶個體條件視角的相關研究中，學者們多圍繞環保認知與農戶收入展開。一方面，環境認知等對農民環保參與行為具有重要影響［2］。譬如，有學者發現環境認知水平的上升有助于農民更容易感知到農業面源污染造成的生產與生活危害，從而促進其采納環境友好型技術［3］。另一方面，收入水平是影響農民環保參與的又一重要因素。學者們發現，收入水平越高，農民環保參與概率越高［4］，而且農業收入越高的農民更容易從環境治理中直接獲益［5］。除此以外，農民的年齡、性別、文化水平等也會影響其環境意識與行為［6］。其二，基于外部環境條件的研究中，學者們多從農業生產經營特征、社會經濟條件以及相關制度與政策背景展開分析。在農業生產經營特征方面，土地經營規模［7］、經營權穩定性［8］等都會對農民的環保參與行為產生一定影響；不僅如此，土地托管生產能夠在一定程度上帶動農戶綠色生產［9］，農產品通過電商出售也會在一定程度上促進農戶采納更加環保的生產技術［10］。除此之外，在社會經濟條件以及相關制度與政策背景方面，已有研究發現村莊非正式制度［2，11］、村莊社會關系［13］、法律法規［14］以及環境信息公開程度［15］等因素對農民的環保參與具有不同程度的顯著影響。

與此同時，伴隨著大量農村勞動力從農業轉移至非農產業就業，學者們逐漸注意到非農就業對農民環保參與的影響。從理論上看，非農就業會影響農民人力與物質資本積累，進而影響家庭資源配置，對農民環保參與存在一定影響［16］。部分研究發現非農就業越多，農戶的環保參與越少。例如，朱長寧等［17］的研究發現非農就業程度對農戶的生態農業生產有顯著的負向影響，操敏敏等［18］發現兼業經營降低了農戶施用生物農藥的可能性，李芬妮等［19］的研究指出非農就業抑制了農戶參與生活垃圾治理。不過，也有研究認為非農就業有助于農戶的環保參與［20］。盡管學者們對非農就業究竟是促進還是抑制農戶環保參與的觀點尚未達成一致，但這些研究至少能夠表明非農就業對農民環保參與具有重要影響。

遺憾的是，上述研究往往忽略了一個重要事實，環保參與作為農民的個體決策，當面對農村環境這種公共產品時，農民可能會根據不同的情況作出截然相反的個體行為反應。究其原因主要是在中國農村傳統的差序格局中，農民的行為與價值觀總是體現著以“己”為中心的主義，這導致他們在面對私人層面與公共層面時的行為具有一定的差異［21-22］。正如費孝通［22］在《鄉土中國》中所述：“一說是公家的，差不多就是說大家可以占一點便宜的意思，有權利而沒有義務了……公德心在這里被自私心驅走”。因此，農民的個體行為應當分為私人和公共兩個層面，而且他們在面對私人層面與公共層面的環保參與時應該是持不同態度的，這意味著非農就業對農民這兩個方面的環保參與所帶來的影響也可能不同。但遺憾的是，現有文獻多從私人層面出發考慮農民環保參與，卻較少從公共層面出發考慮這一問題并對其展開深入分析。

此外，為了更好地考察非農就業對農民環保參與的影響機制，現有研究多從農戶的感知、認知以及收入水平等方面考慮。一方面，非農就業會改變農民對環境污染的感受與認知，從而促進其環保參與［20，23］。另一方面，非農就業提高了農民收入，改變了農民環保參與的能力，進而影響農民在環保上的人力與物力投入。因此非農就業雖然減少了農民環保參與中的勞動投入，卻增加了資金等其他方面的投入［4，24］。但需要注意的是，非農就業不僅影響農戶在環保參與方面的資源配置，也會造成農戶內部收入差距的改變［25］。而收入差距在一定程度上能夠影響農民通過集體行動提供公共物品的能力［26］。因此，從這個角度來看，非農就業帶來的收入差距改變可能引起農民環保參與行為的變化。但在非農就業對農民環保參與的影響機制研究中，已有文獻卻較少考慮收入差距的影響。

綜上所述，已有文獻具有重要的啟示與借鑒意義，但至少在以下幾方面還存在有待完善之處：第一，相關研究側重于農民在私人層面的環保參與，缺少對公共層面環保參與的分析研究。盡管私人層面與公共層面的行為都屬于環保參與，但農民在兩個層面的行為是有區別的，因此將環保參與分成兩個層面研究非農就業對環保參與的影響不僅具有一定的理論意義，對更好地促進農村環境治理也具有一定的參考價值。第二，在機制研究中，現有研究多考慮農民直接收入的增加對環保資金投入的影響，較少考慮收入差距的影響。考察收入差距影響對于豐富非農就業影響農民環保參與的作用機制以及收入差距效應的認識而言都具有重要價值。第三，在機制研究中，大部分研究都認為農民的環保參與同農民的環保認知有關，但對環保認知的衡量偏重環保態度，存在過于單一的問題。第四，非農就業對農民環保參與的影響容易因外部環境條件的不同而發生變化，而以往的研究往往關注農戶個體或家庭條件的異質性，對環境背景以及政府環境行為差異的影響卻較少考慮。鑒于此，該研究使用中國綜合社會調查（CGSS）數據，從私人與公共兩個層面分析非農就業對農民環保參與的影響，進而探究環境認知與收入差距的機制作用，最后從污染水平、政府環保投入以及政府環保評價等方面考察非農就業影響農民環保參與的異質性。

2 理論分析

非農就業影響農民環保參與的結論已經被很多研究證實，但以往研究多關注與農民有直接利益關系的行為如生活垃圾處理、農藥的使用等，很少關注環保捐款、環境問題投訴等具有一定公共性質的環保參與［18-19］。依據費孝通［22］在《鄉土中國》中所提出的差序格局理論，非農就業對農民在私人層面同公共層面環保參與的影響是不同的。一方面，差序格局下的農民在私人層面與公共層面環保參與的態度本就不同。農民的環保參與是以“己”為核心、趨利避害，在環保參與中，農民自己的利益是最重要的，其次可能是用血緣維系的家庭的利益，再次是村莊的利益、社會的利益［22］。因此，在面對垃圾處理、資源重復利用等私人層面的環保參與時，農民可能會積極參與，但是當環保參與擴大到植樹、捐款等公共層面時，農民則會趨利避害、選擇性參與。另一方面，非農就業的增加使農民越來越注重私人層面的利益而淡化公共層面的付出。隨著時代的發展和市場經濟的沖擊，農村“傳統的宗族聯系解體了，血緣聯系弱化了，地緣聯系被破壞了”，“鄉土中國”由原來的“熟人社會”變為“半熟人社會”，村民對村莊的主體感在逐步喪失［27］。而非農就業在一定程度上加速了這一變遷，使得村民熟悉程度下降［28］。這進一步改變了農民對公與私的看法，減少了農民對農村公共物品的投入［29］。因此，從理論上來看，非農就業能夠增加農民對與自身聯系密切的私人層面的環保參與，但也會減少農民對具有一定利他主義傾向的公共層面環保參與。此外，非農就業不僅對農民環保參與產生直接影響，至少還會通過改變農民的環保認知以及影響村莊內部收入差距這兩個渠道而作用于農民環保參與。

2. 1 環保認知水平

眾多學者將人們對于環境污染等問題的認識以及愿意支持解決這些問題的程度或表達意愿稱之為“環境關心”［55］。一般而言，農民對于生態環境污染認知水平越高，對生態環境污染問題就越重視，環境關心就越強烈［2］。非農就業的農民不僅本身具有較高的素質與接受能力，更容易接受新的環保理念。而且農民在遷移流動中受不同城市文化影響，能夠在逐漸接觸新事物的過程中獲得更多的環保知識，從而使得環保認知水平得到提高［23］。在意識到農村環境污染問題嚴重性之后，農民會由于個人利他主義的責任感而產生環保行為［30］。已有研究表明，在私人層面的環保參與中，農民對環境的認知有助于其采用環保型的生產技術［39］以及參與生態補償［30］。在公共層面的環保參與中，有研究發現農民的環保認知對農村水污染治理意愿有顯著正向影響［32］。因此，該研究認為非農就業帶來的農民環保認知水平的提升，促進了私人層面與公共層面環保參與。

2. 2 收入差距

收入差距受農民非農就業的影響，同時又作用于農民的環保參與。關于非農就業與收入差距之間的關系，學者們觀點尚未達成一致。非農就業帶來的最直觀的改變是農民非農收入的增加［33］，從而可能縮小農村內部收入差距［34］，但也存在進一步擴大收入差距的可能性［35］。收入水平的變化往往會影響農民私人層面的環保行為［43］，而收入差距的改變則更多地影響農民在公共層面環保參與的變化。因為學者們普遍認為，無論是擴大還是縮小收入差距，村內收入差距的改變都會影響村莊提供公共物品的能力［36］。對于收入差距較小的群體而言，其集體行動能力較強，這類群體中的成員為了獲取最大的集體利益，即使需要自己支付成本，也會促進公共產品的供給［37］。對于收入差距較大的群體而言，其集體行動能力較弱，個人會對環保參與的行為進行評估，采取使其自身利益最大化的行動［56］。更進一步，由于村內收入差距改變著人與人之間的關系［54］，而農民間的差序格局也會因此改變，因此農民會因為村內收入差距的變化而改變其對“公”與“私”的看法與行為。綜上所述，在收入差距較小的村莊中，農民會更加熱衷于響應集體行動以改善環境，進而提高在公共層面的環保參與。基于此，可以認為相較于收入差距較大的村莊，收入差距較小的村莊中農民更愿意做出利他的行為，從而有助于農民提高公共層面的環保參與。

3 數據、模型與描述性統計

3. 1 數據來源

文中采用的數據來自中國綜合社會調查（CGSS）。CGSS 自2003 年起，在全國31 個省級行政區（未涉及香港、澳門和臺灣）采用多階分層PPS隨機抽樣，問卷內容豐富。目前該項目已公開2003年到2017年間的10次調查數據，但其中僅有2013年的調查包含詳細的個人環保參與、環保態度、環保知識等與生態環境相關的數據，是目前研究環保行為與態度等方面少有的數據全面、來源廣泛的公開數據，具有一定的代表性。因此，采用2013年的CGSS數據就非農就業對農民環保參與的影響展開研究。首先挑選出居住在農村社區的農民樣本。由于非農就業、環保參與、環保認知水平等重要變量均為個人行為與認知，因此使用個人層面的數據。最后，在刪除含有缺失值、異常值的樣本后，得到包含全國24個省份（未涉及北京、天津、上海、廣東、海南、新疆、西藏、香港、澳門和臺灣）在內的3 758個農村地區樣本。除此以外，考慮到外部環境對個人行為的影響，文中還加入了省級環保投入等變量，這部分宏觀層面的數據來自于2013年的《中國環境統計年鑒》。

3. 2 樣本農民環保參與基本情況

環保參與的衡量維度很多，以往的研究多是偏重農業生產。考慮到這些因素與數據可得性，文中從CGSS2013的問卷中選取偏重農民日常生活的10個環保參與行為的問題，每道題的“從不”“偶爾”“經常”三個不同的程度按1、2、3賦值，作為該項得分。由于問題較多，因此參考范亞西的研究通過因子分析進行降維處理［38］。通過分析得到環保參與10個指標的KMO檢驗值為0. 827，Bartlett球形檢驗值顯著，說明所選的樣本適合做因子分析。采用最大方差法進行因子旋轉后，得出兩個公因子，累計方差貢獻率為50. 77%。由于第一個公因子方差貢獻率為30. 67%，在垃圾分類、與親戚朋友討論環境問題、采購日常用品時自帶購物籃或購物袋、對塑料包裝重復利用、主動關注媒體中報道的環境問題和環保信息5個指標上載荷較大，因此將這5個指標歸為一類，命名為“私人層面的環保參與”（表1）。第二個公因子方差貢獻率為20. 1%，在為保護環境捐款、積極參加政府和單位組織的環境宣傳教育活動、積極參加民間環保團體舉辦的環保活動、自費養護樹林或綠地、積極參加要求解決環境問題的投訴和上訴5個指標上載荷較大，因此將這5個指標歸為一類，命名為“公共層面的環保參與”（表1）。

從表1的統計結果來看，農民在私人層面比公共層面的環保參與度更高，私人層面的環保參與均值為8. 27，公共層面的環保參與得分均值為5. 59。僅看私人層面的環保參與，農民參與較多的是自帶購物籃或購物袋、對塑料包裝袋重復利用。在公共層面的環保參與，農民的參與程度都比較低，參與最多的是自費養護樹林或綠地。由此可見，受訪農民更傾向于參與和自己聯系較多、易于參加的環保活動，對于與自己聯系不大的具有一定公共性質的環保活動參與較少。

3. 3 變量設置及描述性統計

3. 3. 1 環保參與

由于上文已將環保參與分為“私人層面的環保參與”與“公共層面的環保參與”兩組，因此下文對每組的5個問題重新進行因子分析，并計算得出不同層面的得分代表農民的環保參與。對“私人層面的環保參與”重新進行因子分析后，KMO值為0. 632且通過巴特利球形檢驗，最后得到2個公因子，計算總得分并命名為“私人層面的環保參與度”。對“公共層面的環保參與”重新進行因子分析后，KMO值為0. 762、通過巴特利球形檢驗，得到1個公因子，將公因子得分命名為“公共層面的環保參與”。

3. 3. 2 非農就業

已有許多研究對非農就業進行了衡量，多數研究都從非農就業數量占家庭勞動力比例的角度衡量非農就業［39-41］，也有研究從非農就業收入占家庭總收入的角度衡量非農就業［42］，但這些研究都是考慮非農就業對家庭的決策與行為的影響。而環保參與、環保認知水平等均為受訪者本人的行為與認知，同時受限于數據的可得性，該研究的非農就業變量通過問題“是否有過務工經歷”衡量。受訪者本人曾經有過務工經歷或正在從事非農工作的為“1”，其他為“0”。

3. 3. 3 環保認知水平

已有研究對于環保認知水平的衡量往往是主觀的，比如自評對環保知識的了解程度、對自然環境的重要性打分等［23］。但環保認知水平并不是農民主觀的判斷，因此使用個體對環保知識客觀的認識與了解來衡量環保認知水平更加客觀。據此，選取10個對受訪者提出的客觀問題對農民環保認知水平進行衡量：“1. 汽車尾氣對人體健康不會造成威脅”“2. 過量使用化肥農藥會導致環境破壞”“3. 含磷洗衣粉的使用不會造成水污染”“4. 含氟冰箱的氟排放會成為破壞大氣臭氧層的因素”“5. 酸雨的產生與燒煤沒有關系”“6. 物種之間相互依存，一個物種的消失會產生連鎖反應”“7. 空氣質量報告中，三級空氣質量意味著比一級空氣質量好”“8. 單一品種的樹林更容易導致病蟲害”“9. 水體污染報告中（5）類水質意味著要比（1）類水質好”“10. 大氣中二氧化碳成分的增加會成為氣候變暖的因素”。每個問題答案正確得1分，回答錯誤或不知道得0分，將10個問題得分加總得分來衡量環保認知水平，得分越高說明受訪者環保認知水平越高。

3. 3. 4 收入差距

衡量收入差距的方法有很多，其中應用最廣泛的是基尼系數，但是基尼系數對高收入與低收入的反映變化不夠靈敏，并且其多用來衡量一個國家或地區的收入差距［44］。而文中若以村為單位計算村莊內部的收入差距，每個村的樣本量僅有15～30個，可能出現個體間收入變化較大的情況。因此參考徐舒等［45］的研究采用對數收入的方差來衡量村內收入的離散程度，村內收入的離散程度越大代表村內收入差距更大。收入的方差通過如下公式進行計算：

其中：yi 為家庭年收入的對數，yˉ表示每個村的平均收入，N 是樣本量大小。

3. 3. 5 控制變量

一般而言，個人特征、家庭特征以及區域特征會影響個體的環保行為。參考現有文獻［13，23］，選取的個人特征有：年齡、性別、教育程度、政治背景、社交狀況、互聯網使用、社會階層、宗教信仰、健康狀況、是否參與村委會選舉；家庭特征有家庭經濟地位、居住地類型、家庭規模、父親的職業背景、家庭政治背景、家庭教育背景；區域特征有污染指數、省環保投資占GDP的比重。其中，污染指數按照郭顯光的方法［46］，采用改進的熵值法構建省級環境污染的綜合指數，使用的主要指標包括各省份的廢水排放總量、二氧化硫排放總量、氮氧化物排放總量、煙（粉）塵排放總量、工業固體廢物產生量。相關變量的設置、定義及描述性統計見表2。

3. 4 模型設定

3. 4. 1 基準模型

由于因變量為連續變量，因此基準回歸模型使用OLS回歸。檢驗非農就業對私人層面、公共層面環保參與度的回歸模型表達式為：

其中：envi 指環保參與，當i=1時為私人層面環保參與度，i=2為公共層面環保參與度，offfarm_work 指非農就業，persont、familyt、areat 分別為個人特征、區域特征、家庭特征三個層面的控制變量，γ3t、γ2t、γ3t 分別為這三個層面控制變量的系數，ε1 為隨機擾動項。

3. 4. 2 2SLS回歸模型

考慮到可能存在遺漏變量問題，從而導致回歸（2）產生內生性問題，故進一步使用工具變量法進行回歸。已有研究發現，非農就業決策會受到周圍人的影響［47-48］。譬如，村一級的非農就業情況會影響農民個體的非農就業決策。但是，村一級的非農就業情況并不會直接影響個人的環保參與。因此借鑒謝勇等［48］對非農就業變量選取的方法，采用除受訪者以外的本村的非農就業人口占比作為非農就業的工具變量，進行兩階段最小二乘法（2SLS）估計。對工具變量選擇的有效性檢驗在實證部分展開。該研究加入工具變量后，進行二階段回歸：

4 非農就業對農民環保參與影響的估計結果

4. 1 基準回歸及2SLS回歸結果

為了檢驗非農就業對農民私人層面、公共層面環保參與度的影響，首先采用OLS模型進行回歸，估計結果見表3。由于普通的OLS回歸具有內生性問題，該研究將重點分析加入工具變量后的估計結果。弱工具變量檢驗結果顯示，Cragg?Donald Wald F值為570. 921，遠遠大于10%水平上的值16. 38，因此，選擇本村去掉受訪者后的村內非農就業比作為工具變量是合適的。

表3回歸結果顯示，非農就業變量對農民在私人層面的環保參與具有正向影響，而對農民在公共層面環保參與的影響是負向的，兩個檢驗都在1%的水平上顯著。這說明，隨著非農就業的增加，農村居民本來重視“私”而輕視“公”的態度并未好轉甚至可能加劇，非農就業并不能促進農民在公共層面的環保參與。造成這種結果的原因，一方面是因為理論分析部分所提出的，即非農就業使得農民與村莊的聯系變淡，村莊的公共環境在農民的差序格局中逐漸被淡化，農民更加注重“私”而忽視“公”。另一方面，依據上文對農民環保參與的定義可以發現，農民在私人層面的環保參與主要是與其自身關系密切的日常私人活動，而農民公共層面的環保參與更多是與其自身關系不大或具有一定利他主義傾向的社會公共活動。因此，農民私人層面的環保參與不僅能給自己帶來一定的直接利益，而且參與便捷、成本較低。而農民在公共層面的環保參與付出的成本較高，特別是金錢與時間成本，這不僅難以給個體帶來好處，還可能犧牲自己的利益。因此，非農就業促進了農民私人層面的環保參與，卻降低其公共層面的環保參與。

控制變量方面，在個人特征變量中，女性更傾向私人層面的環保參與，而男性更傾向公共層面的環保參與。此外，教育、政治面貌、社交狀況、宗教信仰均能顯著促進農民在兩個方面的環保參與。同時，社會階層越高，農民在公共層面的環保參與度越高，而社會階層對農民私人層面的環保參與沒有影響。限于篇幅，省略了對控制變量估計結果的討論部分。讀者若有需要，可向作者索取。

在家庭特征變量中，居住地類型對農民在私人層面、公共層面的環保參與均在1%的統計水平上顯著，即非農村地區的農民，受城市環境氛圍的影響而更愿意參與環保。這也從側面印證了非農就業經歷在一定程度上能夠通過提升農民的環保認知進而影響他們環保參與行為。

在區域特征變量中，污染指數對農民私人層面的環保參與的影響在1%的統計水平上顯著，這說明污染程度越嚴重，該省農民在日常生活中的環保參與行為越多。省環保投資比例占GDP比重越高的地區，農民在公共層面的環保參與度越低，說明政府對公共層面的環保投入較多，在一定程度上擠出了農民在公共層面的環保參與［49］。

4. 2 穩健性檢驗

為了保證基準回歸結果的穩健性，該研究采用替換解釋變量與改變回歸分析模型的方法進行檢驗。其中，解釋變量仍然按照因子分析的結果區分為私人層面的環保參與和公共層面的環保參與兩個變量，但采用對兩個層面各自5個問題原始得分進行加總的方式來測量，數值越大表明受訪者參與頻率越高。由于這類問題得分屬于序數，在替換核心被解釋變量后，該研究采用Oprobit模型回歸和IV?Oprobit模型進行回歸。其中，IV?Oprobit模型中內生性檢驗參數atanhrho_12都在1%的統計水平上顯著，說明所選工具變量并非弱工具變量。此外，文中也將工具變量對農民的環保參與進行了直接回歸，結果顯示村級非農就業對農民環保參與并無直接影響，滿足工具變量的外生性要求。表4給出了非農就業對農民環保參與影響的穩健性檢驗結果。表4顯示，無論是作用方向還是顯著性狀況，非農就業對農民在兩個層面環保參與的估計結果與表3基本一致。因此可以認為，基準回歸的結果是較為穩健的。

4. 3 作用機制檢驗

為了探究非農就業對環保參與度的影響機制，該研究進一步參考溫忠麟等［50］總結的中介效應檢驗方法，對作用機制進行檢驗。結果發現非農就業帶來的環保認知水平的提升會促進兩個層面的環保參與，但是非農就業帶來的村內收入差距的縮小對個人層面的環保行為無影響，僅僅促進公共層面的環保參與。這說明私人層面的環保參與更多取決于個人因素，而公共層面的環保參與更多取決于農民對外部環境的認知。這個解釋也符合費孝通所提出“差序格局”的概念，即農民的行為與價值觀通常以“己”為中心，改變差序即改變農民對“己”的衡量，會影響到農民行為與價值觀的改變［22］。非農就業帶來的環保認知提升是個人因素的改變，并未改變人與人之間的差序格局。但是對于村內收入差距的縮小，影響到了農民對“己”的衡量，使農民對所處外部環境的認知發生了改變，農民的“差序”隨之而變，公共環保被農民納入“己”的范疇，被當成“私事”。由此，收入差距的變化引起的差序格局的改變并未使農民原來私人領域內的環保行為發生變化，而僅僅是促進了農民更多參與公共領域內的環保行為。

4. 3. 1 環保認知的中介作用

表5給出了環保認知水平的中介效用檢驗結果，并計算了環保認知水平的直接效應與間接效應。由表5可以看出，環保認知水平在非農就業對農民私人層面的環保參與的影響中存在中介效應，在非農就業對農民公共層面的環保參與的影響中存在遮掩效應。首先，非農就業對農民的環保認知水平有顯著的正向影響。其次，環保認知水平對農民私人層面環保參與的作用結果在1%的水平上顯著為正，并且非農就業對農民私人層面環保參與的結果也有顯著的正向影響。最后，結合表3的估計結果，即在不加入環保認知水平變量時，非農就業對農民在私人層面環保參與影響顯著。這說明環保認知在非農就業對農民私人層面的環保參與行為之間起著部分中介作用，間接效應為0. 029，間接效應占總效應的比重為11. 4%。對于整體而言，非農就業對農民在私人層面的環保參與的影響路徑主要通過直接效應來實現。

此外，結果還顯示環保認知水平在農民公共層面的環保參與中存在遮掩效應，即通過環保認知水平的提升，非農就業對農民公共層面環保參與的負面影響減小了。

由表5可知，環保認知水平和非農就業對農民在公共層面環保參與都具有顯著影響，但前者影響為正，后者的影響為負。這說明環保認知水平在非農就業對農民公共層面的環保參與的影響中存在遮掩效應，間接效應在總效應中比重為9. 2%。由此可以得出結論，非農就業雖然抑制了農民公共層面環保參與，但在這個過程中，非農就業提高了農民的環保認知水平，從而在一定程度上增加了農民公共層面的環保參與。

4. 3. 2 收入差距的中介作用

表6報告了收入差距的中介效應檢驗結果結果表明，收入差距在非農就業對農民私人層面的環保參與中存在部分中介作用，在農民公共層面的環保參與中存在遮掩效應。

具體而言，非農就業對村內收入差距具有顯著的負向影響，即非農就業縮小了村內收入差距，而村內收入差距農民在公共層面的環保參與也具有顯著的負向影響。此外，當將村內收入差距與非農就業變量同時放入回歸模型時，非農就業對農民私人層面的環保參與的影響顯著為正，對公共層面的環保參與影響卻顯著為負。因此，村內收入差距在非農就業對農民私人層面環保參與影響中不存在中介作用，但在對農民公共層面的環保參與的影響中起遮掩效應。其中，遮掩效應中間接效應在總效應中的比重為37. 4%（表6）。這說明，非農就業縮小了村莊內部的收入差距，并進一步促進非農就業對農民私人層面環保參與的正面影響，并緩解非農就業對農民公共層面環保參與的負面影響。

5 異質性分析

由于農民環保參與行為的驅動因素不僅有農民的環保認知及其收入，還容易受到外部環境的制約，因此在接下來的分析中引入省環保投資占GDP比重與污染指數進行異質性分析。又考慮到上文發現農民即使認識到環保的重要性，但是可能出于對政府的依賴與觀望心理不作出環保參與行為，因此又引入農民對政府環保工作評價變量進行異質性分析。農民對政府環保工作評價變量主要由“你認為近五年來，你所在地區政府的環境保護工作做得怎么樣？”與“你認為近五年來，中央政府的環境保護工作做得怎么樣？”兩個問題得分加總得出，值越大表明個體對政府環保參與的評價越好。此外，限于篇幅，此處省略了異質性回歸結果相關表格，若有需要，可向作者索取。

5. 1 不同環保投資比重下非農就業對農民環保參與的影響

各省份環保投資占GDP比重存在差異，這說明不同省份對環保治理投入與重視程度不同，而這將會影響到不同地區的環保設施提供水平與環保治理情況，從而導致該省居民環保參與程度的差異。因此，將各省環保投資占GDP比重進行排序，根據中位數將樣本分為環保投資占GDP比重較高的省份和環保投資占GDP比重較低的省份，進行分組回歸。估計結果表明，就私人層面的環保參與而言，無論政府環保投資比重高低，非農就業都顯著促進了農民環保參與。就公共層面的環保參與而言，政府環保投資比重較高時，非農就業對農民環保參與的影響顯著為負。在環保投資占比較低的地區，非農就業對農民公共層面的環保參與沒有影響。這與胡慧［51］的研究結論一致，可能是由于政府層面對環保的投入過多，或者大包大攬而導致農民公共層面的環保參與降低。這意味著政府在進行環保投資的過程中，應該確定合理的引導機制，權衡農民在個人及公共層面的行動變化，更好地帶動農民參與環保。

5. 2 不同污染指數下非農就業對農民環保參與的影響

考慮到不同地區的污染程度不一致，農民的環保參與也可能會因此而存在差異。因此采用熵值法計算不同省份的污染指數以衡量其污染情況，并以污染指數中位數為劃分標準，將樣本分成污染指數較高和污染指數較低兩組，進行分組回歸。研究發現，在污染較嚴重的地區，非農就業對農民私人層面與公共層面的環保參與影響程度與總樣本的結果相比差異較小。在污染程度較低的地區，非農就業對農民私人層面環保參與沒有顯著影響，但對農民公共層面的環保參與有顯著的負向影響。原因可能是，在污染不嚴重的地區，農民對環境污染的擔憂程度較低，因此平時并不愿意為私人層面的環保進行投入［52］。這個結論進一步驗證了農民對私人層面和公共層面環保參與的態度是不同的。對于農民而言，公共層面的環保本身屬于“公家”，并且污染不嚴重時公共環境對農民私人領域的影響很小，因此農民并不愿意參與更多公共層面的環保行動。

5. 3 不同政府環保工作評價下非農就業對農民環保參與的影響

個人對政府環保工作的評價作為外部因素，也會影響個人的環保參與。因此，根據農民對政府環保工作評價總分的中位數，將樣本劃分為較高評價組和較低評價組進行分組回歸。結果表明，當對政府環保工作評價較低時，非農就業對農民私人層面和公共層面的環保參與均沒有顯著影響。這表明，如果個人對政府環保工作評價較低，非農就業難以影響農民的環保參與。近年來，環境保護作為公共物品，主要依靠政府宣傳教育帶動農民參與，個人對政府的評價實則反映了對政府的信任度，所以在評價低時，農民對已實施的政府行動的成效并不滿意，將不會積極主動地響應政府環保宣傳［52］。因此無論農民有無非農就業，其在私人層面還是公共層面的環保參與都難發生改變。此外，對政府環保工作評價較高時，農民的非農就業對私人層面環保參與正向影響和公共層面環保參與負影響的估計系數絕對值都變大了。這與劉偉等人對政治信任與制度參與的相關研究結論非常相似［52］。非農就業增強了農民的環保認知水平，同時非農就業也使得農民認識到政府在環保工作方面的投入和努力，提高了農民在私人層面的環保參與。但由于出于對政府的信任以及對政府一定程度的依賴［31］，農民在公共層面的環保參與減少，對公共環保事業的付出減少，也更專注于與自身聯系密切的私人層面的環保參與。

6 結論與建議

利用CGSS的數據，將農民的環保參與分為私人層面與公共層面，探究非農就業對農民在不同層面環保參與的影響，同時驗證了農民環保認知水平、村莊收入差距在其中的中介作用。與已有研究相比，該研究最主要的貢獻在于，探究了非農就業對農民私人層面與公共層面環保參與影響的差異及其作用機制。主要的研究結論如下：第一，非農就業有助于農民在私人層面的環保參與，但阻礙了農民在公共層面的環保參與。第二，非農就業通過提高農民環保認知水平進一步促進了農民私人層面的環保參與，而非農就業帶來的農民環保認知水平的提高以及村內收入差距的縮小，則在一定程度上抑制了非農就業對農民公共層面環保參與的負面影響。第三，地方政府的威信與行為影響著非農就業對農民環保參與的作用大小。一方面，政府環保投資多的地區，非農就業對農民私人層面、公共層面的環保參與的影響程度遠高于投資少的地區。另一方面，隨著近幾年政府對環保的宣傳與投入的增加，對政府工作評價較高的農民，非農就業更容易促進其私人層面的環保參與，但限制了其公共層面的環保參與；而對政府工作評價較低的農民，非農就業對其環保參與沒有影響。第四，在污染較輕的地區，非農就業雖然對農民公共層環保參與的影響依然顯著為負，但對其私人層面的積極影響并不顯著。

農村環境是一件公共物品，而農民對于私人與公共層面的環保參與是不同的。基于上述研究結論，得出以下啟示：第一，非農就業能夠促進農民在私人層面的環保參與，在越來越多農民非農就業的背景下，促進私人層面的環保參與是較為容易的。但在政策上政府還應該進行相關的宣傳以增加農民的環保認知水平從而進一步增加其參與程度。第二，非農就業實際上將村莊在農民的差序格局中推得更遠，因此非農就業會抑制農民在公共層面的環保參與。隨著市場經濟的發展，非農就業的增多導致農民與村莊聯系減少，從而影響村民作為“主人翁”參與環境公共物品的提供。因此應該利用好村委會、集體經濟組織以及其他社會組織，加強農民與村莊的聯系，增強農民對村莊的認同感，同時增加公共層面的環保活動供給，以發揮村民在環境治理中的主體作用。第三，進一步縮小村內收入差距，以增強村莊凝聚力，讓村莊公共環境成為村民眼中的“私事”，從而增加其公共層面的環保參與。第四，進一步增加對農村環境的污染治理投入，同時提高政府工作成效，以帶動農民的環保參與。

最后，雖然該研究在探究非農就業對農民私人與公共層面的環保參與的影響方面作出了努力和探索，但也存在一些不足。首先，非農就業的工具變量采用的是村級層面的非農就業比例，盡管通過了工具變量檢驗，但依然可能存在部分內生性問題未能有效解決。其次，在模型建構上，未能解決同一省份內部不同農民之間可能存在的相關性而引起的估計結果偏誤問題。再次，該研究并沒有細致地考慮農民在不同行業的非農就業會對其環保認知與環保參與產生不同影響，尤其是當其所處行業與環境保護有密切關系的時候，農民可能為了經濟利益有更多的公共層面的環保參與。但由于數據的局限性，難以對農民非農就業的行業進行異質性分析。最后，該研究采用的數據集為CGSS2013，盡管數據全面、來源廣泛、可信度較高，但仍存在一定滯后性。因此，未來的研究可以使用時效性更高的數據，并考慮同一省份內部農戶間的組內相關性問題，使用更科學的方法展開進一步分析。