环境关心和制度信任对农户参与农村生活垃圾治理意愿的影响

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本站小编 Free考研考试/2021-12-29

贾亚娟¹^,², 赵敏娟¹

1.西北农林科技大学经济管理学院,杨凌712100

2.西安财经大学管理学院,西安710100

The influence of environmental concern and institutional trust on farmers’ willingness to participate in rural domestic waste treatment

JIA Yajuan¹^,², ZHAO Minjuan¹

1.College of Economics and Management, Northwest A&F University, Yangling 712100, China

2.School of Management, Xi’an University of Finance and Economics, Xi’an 710100, China

收稿日期:2019-01-29修回日期:2019-06-1网络出版日期:2019-08-25

基金资助:

国家社会科学基金重大项目.15ZDA052
陕西省社会科学基金项目.2018S15

Received:2019-01-29Revised:2019-06-1Online:2019-08-25

摘要
农村生活垃圾治理是全面改善农村人居环境的重要组成部分,农户既是垃圾的产生者也是治理成效的直接受益者。本文根据陕西农村地区的微观调查数据,利用双栏模型（DHM）考察环境关心对农户参与农村生活垃圾治理意愿（参与意愿及支付意愿）的影响;运用层次回归将制度信任对环境关心-农户参与治理意愿关系的调节效应纳入分析。结果表明：环境关心对农户参与意愿及支付意愿均存在显著正效应;制度信任不仅对农户参与意愿及支付意愿存在显著促进作用,而且还对环境关心-农户支付意愿之间的关系存在显著的正向调节效应;制度信任度高的农户,环境关心对其支付意愿的促进作用更强。此外,受教育年限及家庭人口数正向影响农户参与意愿,收入高的家庭参与垃圾治理的支付意愿相对更高。因此,提升农户环境关心意识、规范农户认可的法规制度以及创造良好的制度信任氛围,对于农村生活垃圾治理具有重要推动作用。
关键词： 农村生活垃圾治理;参与意愿;支付意愿;环境关心;制度信任;调节效应;陕西省

Abstract

Rural domestic waste treatment is an important part of the overall improvement of rural living environment, and its effectiveness is closely related to the participation of the waste producer and direct beneficiary of the governance effect - farmers. Based on the household survey data of rural areas in Shaanxi Province, this study used the double-column model (DHM) to analyze and investigate the influence of environmental concern on the farmers’ willingness to participate in treatment (willingness to participate and willingness to pay) in rural domestic waste treatment. Using hierarchical regression analysis, the moderating effect of institutional trust on the relationship between environmental concern and farmers’ willingness to pay was studied. The results show that environmental concern has a significant positive effect on farmers' willingness to participate and pay;institutional trust not only significantly promotes the willingness to participate and pay of farmers, but also has a significant positive moderating effect on the relationship between environmental concern and payment willingness to pay of farmers. For farmers with high institutional trust, environmental concern plays a stronger role in promoting their participation. In addition, years of education and the number of family members positively affect the willingness of farmers to participate, and the willingness to participate in waste treatment of families with higher income is relatively stronger. Therefore, improving farmers’ awareness of environmental issues, adjusting regulations to increase their acceptance by farmers, and creating a good environment of institutional trust will facilitate promoting rural domestic waste treatment.

Keywords：rural domestic waste treatment;willingness to participate;willingness to pay;environmental concern;institutional trust;moderating effect;Shaanxi Province

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贾亚娟, 赵敏娟. 环境关心和制度信任对农户参与农村生活垃圾治理意愿的影响. 资源科学[J], 2019, 41(8): 1500-1512 doi:10.18402/resci.2019.08.10
JIA Yajuan. The influence of environmental concern and institutional trust on farmers’ willingness to participate in rural domestic waste treatment. RESOURCES SCIENCE[J], 2019, 41(8): 1500-1512 doi:10.18402/resci.2019.08.10

1 引言

近40年来,随着农村经济快速发展和生活方式的改变,农村生活垃圾数量不断激增、种类更加繁杂。根据《2018—2023年中国农村垃圾处理行业发展前景与投资预测分析报告》统计数据测算,2017年中国农村生活垃圾产生量约为1.8亿t,人均日产生量为0.8 kg,目前至少有0.7亿t以上未进行处理^[1]。不少村落出现生活垃圾无序堆放、露天焚烧、垃圾围村、垃圾堵村等现象,不仅滋生病菌、传播疾病,而且污染土地、地下水及地表水^[2]。农村生活垃圾已经成为农村环境的主要污染源之一,对其能否有效治理关系着美丽乡村建设的成败^[3]。

2019年1月,中央农办、农业农村部等18部门联合制定了《农村人居环境整治村庄清洁行动方案》^[4],方案要求动员广大农民群众,广泛参与、集中整治,着力解决村庄环境“脏乱差”问题,实现村庄内垃圾不乱堆乱放,村庄环境干净、整洁、有序,村容村貌明显提升。也有****提出,要破解农村环境问题需要发挥农户主体力量,动员农户积极参与,全面进行农村环境自主治理^[5,6]。而且,农户不仅是农村生活垃圾的产生者也是治理成效的直接受益者,他们具有自发合作参与生活垃圾治理的内生动力。因此,农村生活垃圾能否得到有效治理离不开农户参与。

当前,学术界有关农户参与的研究,主要从农村公共物品及基础设施^{[7,8,9,10,11]}、农村合作社^[12,13]、农业新技术推广^[14,15]、农地整治^[16]等方面进行了探讨,关注农户参与农村生活垃圾治理的研究相对甚少。农户参与生活垃圾治理既是理性经济决策行为也是环境保护行为,因而,农户参与农村生活垃圾治理不仅受经济因素而且受其环境认知等因素的影响;但是作为农村准公共物品的生活垃圾治理目前主要由政府、农村社区等进行供给,极少有农户为农村生活垃圾治理支付一定的费用^[2]。因此,在农民收入平均水平不断提高、农村生活垃圾治理的财政投入力度持续加大的现实背景下,相较于成本投入等经济因素,更多地关注环境关心对农户参与农村生活治理意愿的作用具有更重要的意义。环境关心是人们对环境的问题认识并支持解决这些问题的程度^[17]。中国农户的生态环境认知低、环境保护意识不高^[18,19];而且对于垃圾危害认识和源头分类知识较为欠缺^[20,21,22]。已有研究表明,环境关心对于个体环保支付意愿存在正向影响^[23,24,25];环境关心水平较高的个体更倾向于采取绿色环保行为及亲环境行为^{[26,27,28,29]}。因此,农户环境意识淡薄在一定程度上抑制了农户对生活垃圾危害的认识,制约了其参与的积极性,进而从整体上阻碍了农户参与生活垃圾治理意愿的提高。所以,环境关心与农户参与农村生活垃圾治理意愿之间的关系有待深入探究。

另外,制度政策、环境情景等因素会对个体环保意愿及行为产生一定的影响^[19,30-33],因此,农户参与农村生活垃圾治理是在一定制度框架下的自主决策行为,在乡村生态宜居建设背景下,探究环境关心对农户参与农村生活垃圾治理意愿的影响还需引入情境因素——制度信任。信任作为合作的前提与基础,其强度决定了合作参与的深度与广度^[34]。毋庸置疑,农村生活垃圾治理相关制度政策的实施与成效决定着农户对相关制度的信任程度,以及对生活垃圾治理效果的预期,进而对其参与意愿以及支付意愿产生直接或者间接的影响。鉴于此,本文将制度信任纳入环境关心-农户参与治理意愿关系的研究框架中,试图揭示制度信任对环境关心影响农户参与治理意愿的调节作用。

根据以上文献分析发现,已有研究存在以下不足：一是缺乏对乡村振兴战略背景下环境关心影响农户参与农村生活垃圾治理意愿的研究;二是虽有关注制度政策、环境情景等因素对个体环保意愿及行为的影响,但缺乏制度信任对环境关心-农户参与治理意愿关系作用的研究。而且,陕西省的区位、生态、经济、文化、交通等在西北乃至西部地区都具有一定比较优势,研究陕西农村地区生活垃圾治理问题,不仅可以全面改善陕西农村人居环境,还可以为周边地区起到一定示范作用作出贡献。因此,本文利用陕西农村地区的微观调查数据,从农户参与农村生活垃圾治理的支付意愿出发,通过双栏模型（DHM）实证分析环境关心对农户参与农村生活垃圾治理意愿（参与意愿及支付意愿）的影响,并进一步讨论制度信任对环境关心-农户参与治理意愿关系的调节效应。

2 理论回顾与研究假设

2.1 理论回顾

进行环境关心对农户参与农村生活垃圾治理意愿的影响以及制度信任对其关系调节作用的研究,必须首先理解个体参与治理意愿背后的内在认知因素和外在情境因素。综合现有文献可知,不少****提出不同理论来解释个体参与环保行为及其背后的内在和外在因素,进而预测个体实施具体行为的可能性。

Ajzen等^[35]提出的理性行为理论（TRA）认为个体态度及主观规范共同作用于行为意向,而行为意向决定个体特定行为的执行。Schwartz^[36]提出的“规范-激活”模型认为个体对环境的态度主要取决于其最基本的价值取向（利己关心、利他关心、生态圈关心）,进而引导个体的环境责任行为。Stern等^[37]对“规范-激活”模型进行了延伸和发展,提出了环境关心的价值基础理论,通过将价值取向、新生态/环境范式与规范激活模型进行整合,开发了“价值-信念-规范”理论模型（VBN）,并广泛应用于个体环保支付意愿、环境责任行为等驱动因素的研究。Dunlap等^[38]将开发的新生态范式与“规范-激活”模型进行了整合,从内在价值观和环境世界观的视角分析了驱动个体环境责任行为意愿的内在机理。

纵观以往研究,不少****从社会心理的行为态度、道德规范,环境关心及世界观等角度对个体环保支付意愿、参与环保行动的影响进行了探索^[39]。个体的环保行为是个人所持有的环境关心的一种外显^[38]。目前,新生态范式（NEP,New Ecological Paradigm）量表已成为世界范围内最为广泛使用的测量公众环境关心的工具^[40],该量表由Catton等^[41]于1978年开发,包括“环境”和“关心”两个主题,“环境”是指水污染、空气污染、资源耗竭等在不同空间及不同时间的环境问题。“关心”是基于心理学态度理论的知、情、意、行,也就是对环境的不同关心方式。环境关心量表问世后,很多****评估了该量表的信度和效度,并指出该量表具有一定的适用性^[42]。Stern^[43]将1978版环境关心量表中的部分项目进行了整合,进而提高了对个体环保行为的预测力;洪大用等****在中国综合社会调查CGSS2003和CGSS2010数据中引入NEP量表,提出了适用于研究城乡居民环境关心的中国版量表（CNEP）^[44,45,46]。

信任-合作理论也是农户参与农村生活垃圾治理的重要理论基础,农户对于相关制度政策的信任程度会对其参与及支付意愿产生影响。已有研究指出,制度政策等可以直接或间接影响个体参与环保行动的动机和意愿^[30,31,32]。Guagnano等^[33]提出的“态度-情境-行为”（ABC,Attitude-Context-Behavior）理论,指出环境责任行为是内在环境态度和外在情境因素相互作用的结果,而且验证了情境因素对环境态度与环境行为之间关系的调节作用。王建明^[32]构建了“关心-情境-行为”整合模型,指出低碳心理意识影响低碳消费行为,同时内部和外部情境因素会对关心-行为关系产生调节作用。

2.2 研究假设

综上分析,本文提出环境关心直接影响农户参与农村生活垃圾治理意愿,且环境关心-农户参与治理意愿的关系受制度信任的调节影响。因此,本文提出“环境关心-制度信任-治理意愿”的研究假设,如图1所示。下文具体分析研究假设中的影响路径。

图1

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图1“环境关心-制度信任-治理意愿”研究假设

Figure 1A hypothesis of “environmental concern-institutional trust-willingness to participate in treatment”

本文的农户参与治理意愿包括参与意愿和支付意愿两个阶段。参与意愿是指农户是否愿意参与农村生活垃圾治理,按参与意愿将农户分为两类（愿意与不愿意）;在甄别参与意愿基础上,进一步分析愿意参与农村生活垃圾治理农户的支付意愿。

2.2.1 环境关心与农户参与生活垃圾治理意愿

第一,环境关心对环保参与意愿的影响。农户对于生态环境污染（比如垃圾、污水、农药等对水、空气、土壤等的影响）认识越清楚,对生态环境污染问题就越重视,环境保护关心就越强烈,因而对农村生活垃圾治理越关注,面对是否参与治理越可能作出理性选择。第二,环境关心对环保行为的影响。对于环境污染问题认识越清楚的农户,环境保护意识越强,进而倾向于采取绿色环保行为,积极参与农村生活治理。因此,本文提出以下研究假设：

H1：环境关心对农户参与农村生活垃圾治理意愿存在显著的正向影响;

H1a：环境关心对农户参与意愿存在显著的正向影响;

H1b：环境关心对农户支付意愿存在显著的正向影响。

2.2.2 制度信任与农户参与生活垃圾治理意愿

制度信任是建立在“非人际”关系上的社会现象引发的信任^[19],且随着社会的进步,制度信任将成为一种重要的约束机制^[47],而且能形成一种“软约束”,规制和塑造农村社会秩序,进而有效地抑制“搭便车”、避免“囚徒困境”等现象^[48,49]。可见,农户对于农村生活垃圾治理相关制度政策认同度及信任度越高,对于垃圾治理的前景越看好,参与的广度及深度就越高,合作的可能性就越大。据此,本文提出研究假设如下：

H2：制度信任对农户参与农村生活垃圾治理意愿存在显著的正向影响;

H2a：制度信任对农户参与意愿存在显著的正向影响;

H2b：制度信任对农户支付意愿存在显著的正向影响。

2.2.3 调节效应：制度信任的间接影响

制度政策等外在环境因素除了直接影响个体参与环保行动的意愿和行为外,还存在一定程度的间接影响。足够的制度信任存量能促使公众对政府及其政策存在较强的心理认同而带动行动积极性^[50],而且运作良好的制度政策可以提高公民的合作态度,从而促进环保事业的发展^[51]。池上新^[25]在研究环境关心与居民环保支付意愿的基础上,进一步分析了政府信任对两者关系的调节作用。可见,制度信任会对环境关心-农户参与治理意愿两者的关系产生一定的促进作用,这也正是本文感兴趣之处。由此,本文提出假设如下：

H3：制度信任会调节环境关心与农户参与农村生活垃圾治理意愿的关系,起到促进作用;

H3a：制度信任会调节环境关心与农户参与意愿的关系,起到促进作用;

H3b：制度信任会调节环境关心与农户支付意愿的关系,起到促进作用。

3 数据来源、变量描述与模型设定

3.1 数据来源

本文所用数据来源于课题组2018年4—5月在陕西农村地区开展的实地访谈与入户调查,调查问卷主要包括农户基本信息、农户参与农村生活垃圾治理的支付意愿、环境关心及社会资本等内容。环境关心量表的设计借鉴了洪大用^[44]提出的中国版环境关心量表（CNEP）;制度信任主要通过农户对生活垃圾治理相关制度的评价进行衡量。

本次调查采取分层与随机抽样结合的方法,选取了陕西农村地区6个乡镇23个村庄,6个乡镇样本非平均分布于陕西的陕北、关中和陕南地区。其中,陕南山地区7个村庄160个农户,关中平原区9个村庄189个农户,陕北黄土高原区7个村庄162个农户。样本村庄中包括12个普通乡村,乡镇驻地6个,城郊结合地5个。村庄平均农户数为600户,平均人口数为2348人;平均距县城17.76 km,距乡镇3.86 km;23个村庄的人均可支配收入均值为9813.4元,高出全省平均水平的有10个村,低于平均水平的13个村,调查结果与《陕西省统计年鉴2018》^[52]农村居民人均可支配收入10265元相近,说明本次抽样具有一定的代表性。入户调查采取了调查员与农户一对一的问卷调查。本次共发放问卷530份,有效问卷511份,有效率为96.4%。

3.2 变量选取及描述

3.2.1 因变量

本文的因变量包括农户参与农村生活垃圾治理的参与意愿及支付意愿：参与意愿为二元虚拟变量;支付意愿为连续型变量,用农户愿意为农村生活垃圾治理支付的费用进行表征。结合预调研以及农村实际情况,本文将农户参与农村生活垃圾治理意愿的情境设置为：“农村生活垃圾有效治理可改善村庄公共环境、提高人居环境质量,如果需要对农村生活垃圾进行减量化、资源化、无害化处理,比如分类回收、建设有机堆肥池、购买无机垃圾处理设备等,并且在垃圾处理过程中不产生有毒有害物质,而且分解后的副产品可作为土地肥料供农户使用;但是购置相应的设备设施、修建及提供服务需要农户支付一定的费用,请您根据家庭实际情况权衡是否愿意参与?”答案选项为“1=是,0=否”。若第一阶段农户回答为“1”,则继续进行第二阶段支付意愿的调查,问题设置为：“如果您能够接受收取一定的费用,请问您的家庭每月愿意支付多少元钱用于农村生活垃圾治理?”统计分析发现,总体样本中,有375个即73.38%的农户选择愿意参与生活垃圾治理,说明农户具有较强的农村生活垃圾治理参与意愿。可能的原因在于农村生活垃圾治理直接关系农户的切身利益;同时,由于中央及各级政府近两年关于乡村振兴战略实施、农村人居环境改善以及生态文明建设等各项政策的宣传与推进,在一定程度上提升和加强了农户环境认知及参与意愿。但是,参与意愿平均水平偏高并不能等同于预期支付意愿较高。统计进一步显示,上述375个样本农户愿意支付的垃圾治理费用平均为13.143元/月,其中,最高的为每月75元,最低的仅为1元/月,平均值略高于目前陕西个别试点村10元/月的农户付费标准。农户愿意支付金额的标准差为16.199,存在较大的个体差异性。

3.2.2 预测变量

本文的预测变量主要包括自变量和调节变量。

（1）自变量——环境关心。洪大用^[44]通过测量检验,提出了中国版环境关心量表（CNEP）,该量表的项目包括10个项目,其中第5、7项为负向题目,为了确保量表的单维性,特别是调查对象为农村居民时,可在不改变内容原意基础上,将负向措辞改为正向陈述^[46]。因此,本文参考洪大用^[44]提出的CNEP量表,并将第5、7项改为了正向陈述。具体内容不在这里一一赘述。问题的答案选项为“非常同意”“比较同意”“说不清/不确定”“不太同意”“很不同意”,分别赋值为5、4、3、2、1,本文采取了对10个项目加总再求均值来计算农户的环境关心指数,得分越高表示越关心环境^[25]。统计显示,农户环境关心的均值为4.124,说明农户的环境关心水平较高。毋庸置疑,随着近些年农村经济社会加快发展及农村居民生活水平的显著提高,加之农村信息化建设持续推进,政府、社会以及村集体不同层面、不同角度、不同方式的环境保护宣传,农户接触环境问题的主动性得到提高、获取环保知识和接受环保教育的渠道日益多元化,传统制约因素的改善与新型驱动要素的注入,使农户的环境意识发生了较大改变,环境关心整体水平在更多环境治理参与实践中得以明显提升。

（2）调节变量——制度信任。我们通过问题“您对目前本村生活垃圾治理的法规制度信任情况如何?”来测量,答案选项为“非常不信任”“比较不信任”“一般信任”“比较信任”“非常信任”,分别赋值为1、2、3、4、5,得分越高表示农户对目前制度的信任度越高。统计结果显示,制度信任均值为3.656,农户对于目前本村所实行的垃圾治理相关法规制度的信任度比较高,这离不开近几年政府对于农村生活垃圾治理的投入以及制度法规的推行,政府的资金支持、设施建设、设备投入、人员配备及管理奖惩制度的制订,使农村的环境卫生条件得到了不同程度的改善,尤其是农村生活垃圾治理试点村人居环境的显著改善所彰显出的制度优越性和示范带动效应,增强了农户对相关制度法规的信任程度。

3.2.3 控制变量

个体特征中的性别、年龄、文化程度、政治面貌、村中职务以及家庭特征中的家庭人口数、家庭收入等会对农户环保支付意愿及环保决策行为产生影响^[53,54,55]。因此,本文将性别、年龄、受教育年限、是否党员或村干部、家庭人口数及家庭年收入作为控制变量。同时,为控制区域差异性的影响,将调查区域作为控制变量纳入模型。统计显示,受访者中,男性多于女性,平均年龄约44岁,受教育程度平均在9年以上,样本农户为村干部或党员的人较少,受访者家庭人口多在4人以上,2017年家庭总收入多在3万~5万之间,且陕南、关中及陕北3个地区的样本分布基本均衡。上述变量的含义、赋值及描述性统计如表1所示。

Table 1
表1
表1研究变量含义及其描述性统计
Table 1Variables and descriptive statistics

变量类别	变量名称	变量含义及赋值	均值	标准差	最小值	最大值
因变量自变量调节变量控制变量	参与意愿支付意愿环境关心制度信任性别年龄受教育年限是否党员或村干部家庭人口数家庭年收入调查区域	愿意=1;不愿意=0 参与生活垃圾治理支付意愿/元非常同意=5,比较同意=4, 说不清/不确定=3, 不太同意=2,很不同意=1 非常不信任=1,比较不信任=2, 一般信任=3,比较信任=4, 非常信任=5 男=1,女=0 受访者实际年龄/岁受访者受教育年限/年是=1,否=0 受访者家庭人口数/人 2017年家庭总收入： 1万元及以下=1,1万(不含）~3万元=2, 3万（不含）~5万元=3,5万（不含）~7万元=4,7万（不含）~10万元=5,10万元以上=6 关中地区陕北地区	0.734 13.143 4.124 3.656 0.705 44.356 9.211 0.094 4.650 3.298 0.370 0.317	0.442 16.199 0.767 1.091 0.457 10.119 2.705 0.292 1.121 1.149 0.483 0.466	0 1 1.4 1 0 20 0 0 2 1 0 0	1 75 5 5 1 70 16 1 8 6 1 1

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3.3 模型设定

本文所研究的农户参与治理意愿分为参与意愿和支付意愿两个阶段,而Tobit模型并不能同时解决这一问题^[56],因此本文运用双栏模型（Double Hurdle Model,DHM）进行估计^[57]。双栏模型是将个体的参与治理意愿过程分解为参与意愿及支付意愿两个阶段,而且只有当这两阶段同时成立时才能构成一个完整的决策^[58]。具体模型构建如下：

（1）

P (Y_{1} = 0 | X_{1 i}) = 1 - Φ (X_{1 i} α)

（2）

P (Y_{i} > 0 | X_{1 i}) = Φ (X_{1 i} α)

式（1）表示农户不愿意参与生活垃圾治理,式（2）则表示农户愿意参与生活垃圾治理;

Φ (?)

表示标准正态分布的累计分布函数;

Y_{i}

代表农户参与意愿,

X_{1 i}

代表农户环境关心、制度信任及两者的交叉项等一组变量;α为待估参数,i代表第i个观测样本。

其次,估计农村生活垃圾治理中的农户治理意愿,公式如下：

（3）

E (Y_{i} | Y_{i} > 0, X_{2 i}) = X_{2 i} β + σλ (X_{2 i} β / σ)

式中：

E (?)

表示条件期望,表示农户支付意愿;

λ (?) = ? (?) / Φ (?)

为逆米尔斯比率;

X_{2 i}

代表农户环境关心、制度信任及两者的交叉项等一组变量;

β

代表相应的待估系数,

σ

表示截取正态分布的标准差。

根据式（1）、（2）和（3）,可建立以下对数似然函数：

（4）

\begin{array}{l} \ln L = \sum_{Y_{i}} \{\ln [1 - Φ (X_{1 i} α)]\} + \\ \sum_{Y_{i}} \{lnΦ (X_{1 i} α) - lnΦ (X_{2 i} β / σ) - \ln σ + \\ \ln \{? [\frac{(Y_{i} - X_{2 i} β)}{σ}]\}\} \end{array}

式中：InL代表对数似然函数值,利用极大似然估计可得到本文所需相关参数。

4 结果与分析

4.1 农户参与农村生活垃圾治理支付意愿

表2列出了样本农户参与农村生活垃圾治理的支付意愿分布情况,农户支付意愿之间存在较大差异。在有支付意愿的农户中,调整频度 ^①(①调整频度是相应支付意愿的绝对频次与愿意参与农村生活垃圾治理（WTP>0）人数频次的比值。)最大值所对应的支付意愿是每户每月支付小于10元（共141个样本,占比37.60%）,其次为每月每户支付10~20元（共96个样本,占比分别为25.60%）。总体上看,支付意愿小于20元的农户,累计频度达63.20%。

Table 2
表2
表2样本农户参与农村生活垃圾治理支付意愿累计频率分布
Table 2Cumulative frequency distribution of willingness to pay of the sample farmers for participation in rural domestic waste treatment

支付意愿（WTP）/元	绝对频次/人	相对频度/%	调整频度/%	累计频度/%
WTP<10	141	27.59	37.60	37.60
10≤WTP<20	96	18.79	25.60	63.20
20≤WTP<30	40	7.83	10.67	73.87
30≤WTP<40	26	5.09	6.93	80.80
40≤WTP<50	38	7.44	10.13	90.96
50≤WTP<60	19	3.72	5.07	96.03
60≤WTP<70	14	2.74	3.73	99.73
WTP≥70	1	0.20	0.27	100.00

注：10元以下和70元以上所对应数据为样本汇总数据。

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4.2 农户参与农村生活垃圾治理意愿影响因素分析

4.2.1 模型估计结果

根据温忠麟等^[59]的研究,当自变量和调节变量都是连续变量时,运用层次回归分析检验调节效应,而且通常要将自变量和调节变量作中心化变换（即变量减去其均值）。因此,本文运用双栏模型（DHM）进行农户参与农村生活垃圾治理意愿的影响分析时,通过模型1至3进行层次回归：模型1是环境关心对农户参与农村生活垃圾治理意愿（参与意愿及支付意愿）的主效应分析;模型2将制度信任纳入模型1进行主效应分析;模型3将环境关心与制度信任交互项纳入模型2,考察制度信任对环境关心-农户参与治理意愿关系的调节效应。

模型估计结果如表3所示。模型1至3的Wald卡方检验值均达到1%的显著性水平,整体上说明该模型是适用的。

Table 3
表3
表3农户参与治理意愿影响因素模型估计结果
Table 3Model estimation results of influencing factors on farmers’ willingness to participate in treatment

	模型1		模型2		模型3
	参与意愿	支付意愿	参与意愿	支付意愿	参与意愿	支付意愿
性别	-0.137 （0.141）	-9.262 （6.209）	-0.119 （0.142）	-8.965 （6.068）	-0.120 （0.142）	-9.372 （5.947）
年龄	0.011 （0.007）	0.517 （0.377）	0.009 （0.008）	0.427 （0.364）	0.009 （0.008）	0.370 （0.353）
受教育年限	0.125*** （0.028）	0.409 （1.281）	0.138*** （0.029）	0.799 （1.254）	0.136*** （0.029）	0.794 （1.218）
是否党员或村干部	-0.139 （0.222）	-2.909 （9.159）	-0.176 （0.225）	-4.464 （8.976）	-0.170 （0.225）	-4.356 （8.736）
家庭人口数	0.187*** （0.058）	2.895 （2.743）	0.179*** （0.059）	4.295 （2.829）	0.181*** （0.058）	4.632* （2.772）
家庭年收入	0.035 （0.055）	14.547*** （3.366）	0.037 （0.056）	14.079*** （3.232）	0.037 （0.056）	13.620*** （3.106）
关中地区	-0.001 （0.154）	0.933 （6.689）	0.008 （0.156）	0.987 （6.512）	0.010 （0.156）	1.335 （6.341）
陕北地区	-0.157 （0.157）	1.948 （6.974）	-0.176 （0.159）	2.002 （6.786）	-0.175 （0.159）	2.455 （6.610）
环境关心	0.299*** （0.083）	34.228*** （7.373）	0.305*** （0.084）	34.134*** （7.173）	0.303*** （0.084）	32.298*** （6.745）
制度信任			0.182*** （0.059）	5.418** （2.742）	0.183*** （0.059）	1.812 （3.131）
环境关心′制度信任					-0.040 （0.079）	7.559* （4.348）
对数似然值	-1673.3031		-1666.3324		-1664.6599
Wald卡方值	53.22***		59.89***		60.43***
样本数	511

注：*、**、***分别表示在10%、5%和1%的统计水平上通过显著性检验;括号内的值为标准误。

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4.2.2 估计结果分析

根据表3中3个模型的估计,本文分别从环境关心、制度信任、制度信任的调节以及控制变量4个方面进行农户参与农村生活垃圾治理意愿的影响效应分析。

（1）环境关心对农户参与意愿的影响。模型1关于环境关心对农村生活垃圾治理中的农户参与意愿主效应估计结果显示,环境关心在1%的统计水平上显著正向影响农村生活垃圾治理中农户的参与意愿及支付意愿。可能的解释是,近40年来,在经济快速发展的同时,全球变暖、水土流失、空气质量下降等一系列生态环境问题不断加剧,人们开始重视生存环境,关心环境问题,进而采取行动保护环境。这可以表明农户越关心环境问题,参与农村生活垃圾治理积极性越高,越愿意采取行动保护生态环境,假设1a和假设1b得到验证。

（2）制度信任对农户参与治理意愿的影响。模型2中,将外在环境因素制度信任纳入到模型1,分析其对农户参与治理意愿的影响。结果表明：制度信任对农户参与生活垃圾治理的主效应显著,制度信任分别在1%和5%的统计水平上显著正向影响农户参与意愿和支付意愿,说明农户越信任农村生活垃圾治理的相关法规制度,越愿意参与治理。可能的解释是,农村生活垃圾问题已经严重影响到了生态环境与农村居住环境。党的十九大报告提出建设生态宜居美丽新农村要求,中共中央办公厅2018年2月提出的《农村人居环境整治三年行动方案》^[60]以及住建部2017年公布的首批农村生活垃圾分类处理及资源化利用的试点地区等一系列法规政策对农村生活垃圾无害化、资源化、减量化处理的推广实施起到了拉动作用^[61]。农户对生活垃圾治理法规制度的信任体现了其环境保护意识的增强,进而有助于提高其参与农村生活垃圾治理,验证了假设2a和假设2b。

（3）制度信任对环境关心-农户参与治理意愿关系的调节。模型3中,纳入环境关心与制度信任的交互项,考察制度信任对环境关心-农户参与治理意愿关系的调节作用,分析前,我们对变量进行了中心化处理,检验结果如表3所示。制度信任对环境关心与农户参与意愿之间没有显著的调节作用,但是在10%的统计水平上显著正向调节环境关心与农户支付意愿之间的关系。一种可能的解释,农户对于生活垃圾治理法规制度的信任度越高,也就是说农户认为相关制度并不是“纸上谈兵”,实施的把握性越大,预期的效果越好时,参与垃圾治理的支付意愿越高。而且,在加入调节变量后,模型2中制度信任对农户支付意愿主效应的显著影响在模型3中不再显著,说明制度信任对于生活垃圾治理农户支付意愿的影响主要是通过调节环境关心-农户支付意愿的关系而产生作用。这里假设3a没有得到验证,但假设3b得到验证。

为了更加清晰地说明制度信任对环境关心与农村生活垃圾治理农户支付意愿的调节效应,进一步通过三者的交互作用图来分析（图2）。由图2可知无论农户对垃圾治理制度的信任程度如何,随着环境关心程度的提升,农户参与垃圾治理的支付意愿都会增加,但是增加的幅度有所差异。相对而言,制度信任度高的农户,环境关心对其支付意愿的促进效应更强（斜率较大）,而制度信任低的农户,环境关心对其支付意愿的促进作用较弱（斜率较小）。进一步验证了假设3b。

图2

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图2制度信任、环境关心与农户支付意愿的交互作用关系

Figure 2Relationship between institutional trust, environmental concern, and farmers’ willingness to pay

（4）控制变量影响。模型1、2、3中,被访农户的受教育年限在1%的统计水平上均显著正向影响农户参与意愿,但对农户支付意愿影响不显著,说明农户的受教育程度越高,对于农村生活垃圾治理的参与意愿越强烈,合理的解释是接受过较多教育的农民对于农村生活垃圾治理的重要性了解较多,更愿意参与治理。3个模型中,家庭人口数在1%的统计水平上均显著正向影响农户参与意愿;模型3中,在10%的统计水平上显著正向影响生活垃圾治理农户支付意愿。表明家庭人口数越多的农户越愿意参与垃圾治理,可能的解释是农村生活垃圾的产生量和家庭人口数有直接关系,家里人口越多,产生的生活垃圾量更多,更愿意参与生活垃圾治理。农户家庭年收入在3个模型中均显著正向影响生活垃圾治理中的农户支付意愿,显著性水平都为1%。表明家庭经济条件越好,越愿意支付更高的费用用于垃圾治理。模型1至3中,农户年龄、性别及是否党员或村干部对农户支付意愿均没有显著影响。同时,将陕南地区作为参照来分析调查区域的影响,发现调查区域变量对其也没有显著影响,虽然陕南、关中及陕北地区的自然条件、经济发展水平及文化风俗习惯存在一定差异,但是在农村信息化快速发展、中央及陕西各级政府关于农村环境治理的全域性宣传及各地区试点协同推进等背景下,区域之间的差异在逐渐减弱,说明农户对于垃圾治理的参与意愿及支付意愿在区域上具有同质性,而更多的是和环境认知、相关制度信任、教育水平、家庭人口数及收入等因素相关。

5 结论与政策启示

5.1 结论

农村生活垃圾有效治理离不开农户参与,如何引导农户参与并激发其参与动力,需要从其内在认知因素和外在情境因素共同着手。本文利用陕西农村地区511个农户的微观调查数据,通过双栏模型（DHM）实证检验了环境关心、制度信任对农户参与农村生活垃圾治理意愿的主效应及制度信任对环境关心-农户参与治理意愿关系的调节效应。主要研究结论如下：

（1）农村生活垃圾治理中的农户参与意愿及支付意愿较高。调查样本中,有73.38%的农户愿意参与农村生活垃圾治理,参与意愿较强;农户参与治理的家庭支付意愿均值为13.143元/月,相较于陕西部分试点村（家庭支付垃圾治理费用为10元/月）^[2],农户支付意愿较高。说明随着农村物质生活水平的不断提高以及各级政府宣传引导的不断加强,农户对于美好生活环境的向往愈加强烈。因此,尊重农户意愿、引导农户主动参与生活垃圾治理,可以最大限度地解决农村生活垃圾问题,改善农村人居环境。

（2）环境关心显著正向影响农户参与农村生活垃圾治理意愿。研究结果表明,环境关心对生活垃圾治理中的农户参与意愿及支付意愿均有显著促进作用,说明能够清晰认识环境问题的农户,环境保护意识更强,参与生活垃圾的治理积极性更高。因此,普及生态环境知识,增强农户对环境问题的认知及关心程度,对迎合并进一步提高农户参与农村生活垃圾治理的热情具有一定促进作用。

（3）制度信任对农户参与农村生活垃圾治理意愿作用显著。实证分析得出,制度信任对农户参与意愿及支付意愿均有显著的促进作用,也就是对于目前生活垃圾治理的政策条款、地方规范、奖惩监管等制度信任度越高的农户,对生活垃圾治理效果的预期越高,参与生活垃圾治理的意愿越强。所以,作为准公共物品的农村生活垃圾治理,创造良好的制度环境可以有效减少“公地悲剧”和“搭便车”现象的出现,增强农户参与垃圾治理的积极性。

（4）制度信任正向调节环境关心-农户支付意愿的关系。计量检验结果表明,制度信任对环境关心-农户支付意愿的关系具有正向调节作用,随着环境关心的提高,农户参与垃圾治理的支付意愿增加,而且制度信任度高的农户,环境关心对其支付意愿的促进效应更强。说明环境关心对农户支付意愿的正向影响作用可因生活垃圾治理制度政策的完善及制度环境的改善而得到强化。

5.2 政策启示

依据上述研究结论,为促进农户参与农村生活垃圾治理意愿,推进农村人居环境的有效改善,本文提出如下政策启示：

（1）通过多方式多渠道的宣传及学习,提升农户环境关心意识。各级政府、农村社区及公益组织等可通过多方式（公益广告、文化宣传、教育培训等）多渠道（网络、电视、手机、宣传册等）的宣传活动及农户自我学习,促使农户了解环境污染问题,尤其是生活垃圾对农户身心健康、农村人居环境以及整个生态环境的影响,从而强化农户环保意识,提升农户环境关心程度,培养农户良好的生活垃圾处置习惯。

（2）完善农村生活垃圾治理相关制度体系。通过上下结合的方式完善农村生活垃圾治理的政策措施、地方规范、奖惩监管等制度体系,从而使各项制度真正得到推行和落实,以迎合农户改善农村环境,建设美丽家园的迫切需求。

（3）通过“参与”提高农户参与度。引导和鼓励农户直接或间接地参与农村生活垃圾治理制度的制定、执行和管理,在平等参与的过程中逐渐由被动参与转向主动参与,提高农户参与度,从而加强其对生活垃圾治理的制度感知和制度信任,进一步调动农户参与治理的积极性。

参考文献原文顺序
文献年度倒序
文中引用次数倒序
被引期刊影响因子

[1]

搜狐网. 既有困境又有前景农村垃圾处理提振乡村振兴
[EB/OL]. ( 2018 -10-19) [2019-03-12]. https://www.sohu.com/a/2700 22172_233642.