鄉村振興背景下農村居民參與環境治理意愿及影響因素研究

馬嘉聰 孫云龍 魏熠 彭雨婷

摘要：加大農村人居環境治理是推進鄉村振興戰略的重要任務。農村人居環境的改善除了依靠政府的積極治理，更需要廣大農村居民的積極參與。本文以環巢湖地區為例，結合實地調查收集的數據，構建二元Logistic 模型探究農村居民參與人居環境治理意愿的影響因素。研究表明：越是意識到環境污染的嚴重程度，對環境保護意識越高，政府的宣傳和鄰里的影響效應越大，具有鄉村旅游項目的村莊以及居民自身的閑暇時間較多，居民有更大的積極性去參與鄉村人居環境治理。基于上述研究結論，提出增加農村居民參與人居環境治理意愿的相關建議，從而促進美麗鄉村建設。

關鍵詞：鄉村振興；人居環境；環巢湖地區；二元Logistic 模型

文章編號：1674-7437（2023）01-0026-04? ? ? ? 中國圖書分類號：F323 ? ? ? ? 文章標識碼：A

環巢湖地區作為長江經濟帶和長三角經濟圈重要板塊，包括長豐縣、巢湖市、肥西縣、肥東縣和廬江縣５個縣（市），其中巢湖流域為我國五大淡水湖之一，長江下游重要水系，生態環境保護備受關注。截至2021年末，環巢湖地區總人口480.57萬人，其中鄉村人口總數381.54萬人，占比79.39%[1]。因此，農村居民作為參與人居環境治理的主體，對其參與人居環境治理意愿及影響因素的研究，不斷推進鄉村振興發展戰略、打造美麗鄉村具有重要意義。

1 國內文獻述評

國內專家學者對農村人居環境的研究主要集中在環境治理的現狀、任務以及政策措施方面。劉余[2]（2021）對生活垃圾的處理方式進行了對比，并總結出高效、環保的農村生活垃圾處理方式；卞素萍[3]（2020）結合江蘇和浙江兩個省的美麗鄉村建設經驗，提出在環境治理中不能忽視綠色發展理念，同時應充分發揮農民主體作用。關于農村環境治理的主要路徑方面，杜焱強[4]（2020）均提出要構建政府、市場、農民多元化合作機制，要提高廣大農民參與治理的積極性。趙新民[5]（2021）結合計劃行為理論，認為農戶的個人認知情況會在很大程度上影響農民參與環境治理的意愿。

不同地區農村發展狀況和文化差異相關較大，鑒于此，文章以環巢湖地區為研究范圍，有針對性的研究該區域內農村居民參與人居環境治理的意愿影響因素，對調動該區域內農村居民的參與治理積極性從而提升環境治理水平具有重要意義。

2 數據來源和指標體系

2.1 數據來源

文章的數據主要來源于2023年6-7月課題組在環巢湖地區的長豐縣、巢湖市、肥西縣、肥東縣和廬江縣５個縣（市）所開展的實地調研，每個縣（市）選取2個鄉鎮，每個鄉鎮隨機選3個鄉村，共有10個鄉鎮和30個鄉村，通過線下發放問卷，并與農戶進行逐一訪談，共發放400份問卷，收回375份有效問卷，有效問卷占比達93.75%。本次問卷調查的受訪對象個人基本情況匯總如下（見表1）。

2.2 變量選取

2.2.1 被解釋變量

文章的被解釋變量為環巢湖地區農村居民參與人居環境治理的意愿，這里的意愿包含兩個方面，一方面是農民原因為環境治理付出相應的勞動和時間，另一方面是農民愿意為環境治理付出一定的資金。被解釋變量賦值原則為“愿意參與賦值1，反之則賦值為0”。

2.2.2 解釋變量

計劃行為理論是用來解釋社會公眾怎樣決定自身行為特征的經典理論，從而對個體行為決策進行判斷。環巢湖地區境內以丘陵或平原地貌為主，森林覆蓋面積達到近三分之一，人文氣息濃厚，適合發展鄉村旅游業。結合該區域的具體情況，運用計劃行為理論，從人們的主觀態度、行為規范、行為能力限制三個方面選擇核心解釋變量進行實證分析。其中，主觀態度包含了農村居民對環境污染的認知程度和對環境保護重要性的認知；行為規范包含了政府對環境保護的宣傳力度和鄰里效應的影響；行為能力限制主要包含該鄉村是否發展鄉村旅游業、以及在參與環境治理中農民的資金和時間承受能力。

2.2.3 控制變量

由于影響農村居民參與環境治理意愿的因素較多，這里選取與個人特征和鄉村地理位置因素相關變量作為控制變量，從而更準確的分析核心解釋變量對農民參與環境治理意愿的影響。文章的變量選擇與指標體系的構建如下（見表2）。

3 模型設定

文章被解釋變量為農村居民參與人居環境治理的行為意愿，可以分為有意愿和無意愿兩種情況。因此實證分析模型可以采用二元Logistic 回歸模型來驗證變量之間的關系。二元Logistic 回歸模型的公式如下（見公式1）：

等式（1）中，Y為被解釋變量，表示農村居民參與人居環境治理的行為意愿；P1為愿意參與人居環境治理的概率，P2為不愿意參與人居環境治理的概率；Xn為解釋變量，表示影響農村居民參與人居環境治理意愿的各種因素；？琢n為回歸系數；n為解釋變量的個數。

以主觀態度、行為規范和行為能力限制這三個一級指標包含的7個二級指標作為自變量，以農村居民參與人居環境治理的行為意愿作為因變量，構建上述二元Logistic 回歸模型，模型回歸結果如表3中的M1模型所示。同時引入與個人特征和地理位置因素相關的6個二級指標作為控制變量，進行回歸分析，得到表3中的M2模型。二元Logistic 模型回歸結果如下（見表3）。

從表3中可以看出，模型M2總體預測準確率高達98.2%，高于模型Ｍ1，間接說明模型Ｍ2的擬合效果較優。根據兩個模型可以得出：

在農村居民的主觀態度方面，農村居民對環境污染的認知對其參與人居環境治理行為意愿在5%的置信水平上有著顯著正向影響，這說明農村居民越認識到環境污染的嚴重性，自身就越有動力去投入到環境治理中去。同時，對環境保護重要性的認知對其參與人居環境治理行為意愿在10%的置信水平上有著顯著正向影響，這說明農村居民對環境保護越重視，在日常生活垃圾處理等行為規范方面就有更多的自我約束力，也就有更大的動機投入到人居環境治理中。

在行為規范方面，Ｍ1Ｍ2兩個模型的回歸結果均表明政府對環境保護宣傳力度以及鄰里之間的影響對自身參與人居環境治理意愿有著顯著的正向影響。一方面，政府通過自身的公信力，將環境保護的重要性傳遞給農村居民，另一方面，表明與沒有鄰里帶動的農村居民相比，有鄰里帶動參與治理的農村居民意愿更加強烈。

在行為能力限制方面，相比較與沒有發展過鄉村旅游產業的農村地區，擁有鄉村旅游產業的農村地區的居民有更強烈的意愿去參與到人居環境治理中去，這表明鄉村旅游的發展給鄉村經濟帶來較大發展的同時，也提高了農村居民的環保意識，這樣才能更好地提升農村地區的村容村貌，由此帶動鄉村旅游業發展。在資金和時間承受能力方面，兩個回歸模型得出的結果表明資金并不是影響居民參與人居環境治理的主要因素，但農村居民擁有的閑暇時間越多，就有更強烈的意愿去參與人居環境治理。這也充分說明了人居環境的治理不完全是要投入資金，更重要的是不斷規范自己的行為，從生活中的小事做起保護好人居環境。

控制變量方面，上面兩個模型的回歸結果均表明個人特征和地理位置因素對農村居民參與環境治理的意愿影響并不顯著。

4 結論與建議

文章通過收集在環巢湖地區5個縣（市）調研的375份問卷數據，結合計劃行為理論，構建二元Logistic 模型對農村居民參與人居環境治理的行為意愿進行分析，結論如下：主觀態度方面，農村居民對環境污染的認知和對環境保護重要性的認知對其行為意愿的影響顯著為正；行為規范方面，政府對環境保護宣傳力度以及鄰里之間的影響對其行為意愿的影響顯著為正；行為能力限制方面，在擁有鄉村旅游產業的農村地區，農民參與環境治理的意愿強烈；農村居民擁有的閑暇時間越多，就有更強烈的意愿去參與人居環境治理。

4.1 加大環境保護宣傳力度

首先，基層政府、農村社區可通過媒體、發放宣傳手冊、開展多樣化的環保主題活動等方式，加強農村居民對環境保護的知識的了解；其次，各基層農村組織可以組織廣大居民前往旅游產業發展好、環境保護示范村參觀調研，讓其增強“環境治理從我做起”的自覺性；最后，政府可定期對農村居民開展環保技能相關培訓，不斷提升農村居民環境保護綜合素養。

4.2 加大環保設施投入力度

目前，環巢湖地區不同鄉村之間由于經濟發展的差異，環保設施條件差別較大。以生活污水的治理為例，因為部分鄉村缺少公共污水集中管道和處理設施，很多農村居民即使有參與污水治理的意愿，卻沒有得到將自己的生活污水集中排入公共污水處理管道的設施支持。因此，政府應不斷加大資金投入力度，提高環保設施在不同鄉村區域間的覆蓋面，為農村居民參與人居環境治理提供更好的參與條件。

4.3 完善人居環境治理制度保障

首先，政府應對鄉村地區的環保型企業給與優惠政策，鼓勵鄉村環保型企業的發展；其次，基層政府組織可以建立并完善環境治理成效評比辦法和獎懲制度，提高居民參與人居環境治理的積極性；最后，在環境治理中，要不斷收集農村居民對治理過程反映的問題，并對環境治理辦法和措施加以改進和完善。

參考文獻：

[1]合肥市統計局.合肥市統計年鑒（2022）[Ｍ].北京：中國統計出版社，2022．

[2]劉余，朱紅根，張利民.信息干預可以提高農村居民生活垃圾分類效果嗎——來自太湖流域農戶行為實驗的證據[J].農業技術經濟：2022（01）1-15.

[3]卞素萍.美麗鄉村建設背景下農村人居環境整治現狀及創新研究——基于江浙地區的美麗鄉村建設實踐[J].南京工業大學學報（社會科學版），2020，19（06）：62-72+112.

[4]杜焱強，劉瀚斌，陳利根.農村人居環境整治中 PPP 模式與傳統模式孰優孰劣？——基于農村生活垃圾處理案例的分析[J].南京工業大學學報（社會科學版），2020，19（01）：59-68+112.

[5]趙新民，姜蔚，程文明.基于計劃行為理論的農村居民參與人居環境治理意愿研究：以新疆為例[J].生態與農村環境學報，2021，37（04）：439-447.