社会规范、社会监督对农村人居环境整治参与意愿与行为的影响——基于广义连续比模型的实证分析

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本站小编 Free考研考试/2021-12-29

孙前路^,¹, 房可欣², 刘天平^,²

1.周口师范学院经济与管理学院,周口 466001

2.西藏农牧学院西藏农村经济发展研究中心,林芝 860000

Impact of social norms and public supervision on the willingness and behavior of farming households to participate in rural living environment improvement: Empirical analysis based on generalized continuous ratio model

SUN Qianlu^,¹, FANG Kexin², LIU Tianping^,²

1. College of Economics and Managenment, Zhoukou Normal University, Zhoukou 466001, China

2. Research Center for Rural Economic Development in Tibet, Tibet Agriculture & Animal Husbandry University, Linzhi 860000, China

通讯作者: 刘天平,男,湖北潜江人,副教授,硕士,研究方向为农业经济理论与政策研究。E-mail: sxpldm@163.com

收稿日期:2019-11-25修回日期:2020-02-27网络出版日期:2020-12-25

基金资助:

教育部人文社会科学研究规划基金项目.19YJA790059
西藏自治区哲学社会科学专项资金重点项目.17AJY002

Received:2019-11-25Revised:2020-02-27Online:2020-12-25
作者简介 About authors
孙前路,男,河南开封人,副教授,博士,研究方向为农业经济理论与政策研究。E-mail: tbsql@qq.com

摘要
农户参与农村人居环境整治的意愿与行为是农村环境改善最为直接的动力,也是实现农村生态宜居和生态文明制度改革细则出台的重要依据。为细致探究农户参与农村人居环境整治的意愿与行为,本文基于社会规范和社会监督的视角,利用西藏707户调查数据,运用广义连续比模型,通过对样本数据分组,综合分析了农户人居环境整治参与意愿、行为及意愿与行为一致性的影响因素。结果显示：①农户具有参与农村人居环境整治意愿的占比略超过一半（51.77%）,但参与意愿与行为一致性较差;②邻居参与积极性、保洁员监督、村庄人居环境改善能减少疾病传播等因素对农户参与意愿与行为均产生显著的积极影响;③农户的文化程度、村民监督及政府宣传有利于农户参与意愿向参与行为转化。本文的研究结论支持了农村人居环境整治中政府主导、农户参与的整治模式,对推进农村人居环境整治具有一定的政策启示,同时对政府出台农村环境管理政策亦有一定的借鉴意义。
关键词： 农村人居环境整治;农户参与;社会规范;社会监督;广义连续比模型;西藏自治区

Abstract

The willingness and behavior of farming households to participate in the improvement of rural living environment is the most direct driving force for rural environment improvement and an important basis for rural residents to realize the reform of improving rural livability and ecological civilization and the promulgation of detailed methods. To examine the willingness and behavior of farming household participation in rural residential environment improvement , this study comprehensively analyzed the willingness and behavior of farming households and factors that influence the consistency between behavior and intention based on the perspective of social norms and social supervision, using data from a survey of 707 farming households in Tibet and the generalized continuous ratio model. The results show that: (1) Willingness to participate in the improvement of rural living environment was observed in slightly more than half of the surveyed households (51.77%), but the consistency between willingness and behavior is poor; (2) Participation enthusiasm of neighbors, supervision of cleaning workers, and perception that the improvement of village living environment can reduce the spread of diseases have a significant positive impact on the willingness and behavior of farmers to participate; (3) Education level of farmers, peer supervision, and government publicity are conducive to the transformation of farmers’ willingness to participate into action. The conclusion of this study supports the rural living environment improvement model with the government taking the leading role and farmers participating, which has some policy implication for promoting the improvement of rural living environment and reference value for the government to issue rural management policies.

Keywords：rural living environment improvement;farmer participation;social norms;public supervision;generalized continuous ratio model;Tibet Autonomous Region

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本文引用格式
孙前路, 房可欣, 刘天平. 社会规范、社会监督对农村人居环境整治参与意愿与行为的影响——基于广义连续比模型的实证分析. 资源科学[J], 2020, 42(12): 2354-2369 doi:10.18402/resci.2020.12.08
SUN Qianlu, FANG Kexin, LIU Tianping. Impact of social norms and public supervision on the willingness and behavior of farming households to participate in rural living environment improvement: Empirical analysis based on generalized continuous ratio model. RESOURCES SCIENCE[J], 2020, 42(12): 2354-2369 doi:10.18402/resci.2020.12.08

1 引言

随着乡村振兴战略的推进,农村生态宜居家园建设的开展,农户参与农村人居环境整治的意愿与行为受到学界的广泛关注。****们研究发现,在农村人居环境整治中农户存在明显的“高意愿、低行为”现象：一方面,农村人居环境改善意味着农村人居空间更加有序,公共服务更为健全,传统文化传承更趋有效,缩小城乡差距的同时能够提高农户的生活环境^[1],对农户参与人居环境整治具有较强的预期效应;另一方面,农户参与人居环境整治意味着家庭资金和时间成本投入的增加,加上友好环境的非排他性和农户奉献意识不高,农户参与人居环境整治也面临着现实约束。如何化解农户“高意愿、低行为”困境,发挥农户主体地位,已经成为现阶段农村人居环境整治的热点论题之一。

围绕农户参与农村环境整治的意愿与行为,****们进行了大量研究。①在参与意愿上：卢秋佳等^[2]认为社会信任对农户参与环境整治存在显著的正向影响,其中亲人的信任程度高于邻居,村干部的信任程度高于政府,因而在农村环境整治中加强人际信任、制度信任和一般信任对农户农村人居环境整治参与意愿有重要意义;贾亚娟等^[3]运用双栏模型考察了环境关心和制度信任对农户生活垃圾处理支付意愿的影响,认为提升环境意识,规范法规制度对农村生活垃圾治理有推动作用;Zeng等^[4]依据中国518例调查数据,分析了农户对垃圾处理的认知情况,发现农户垃圾处理的主要障碍是处理意识薄弱和处理设施不足,而年龄、家庭年收入对农户的垃圾处理支付意愿存在正向影响;孙前路等^[5]认为,农户家庭的耕地（草地）面积、村干部经历、外出务工等因素对农户参与农村人居环境整治意愿存在显著正向影响,而家庭总收入、参加物资交流会次数与参加农贸市场次数具有显著的抑制作用,说明部分有“经济头脑”的农户具有“搭便车”倾向。王学婷等^[6]从环境心理学出发,讨论了地方依恋对农户村庄环境治理参与意愿的影响,发现农户地方依恋水平对农户村庄治理参与意愿有显著影响,同时社会信任在社会依恋的影响中存在正向的调节作用。②在参与行为上,冯亮等^[7]认为,农村环境整治异化为村庄争取国家投入的面子工程,缺乏村庄农户参与,致使农户产生局外人心理,其参与的积极性较低;唐国建等^[8]调查发现,由于基层政府农村环境整治的目的在于应付上级政府检查,忽略了村民生活需求,致使村民在农村环境整治中选择沉默性对抗与应付性参与;王学婷等^[9]研究发现,心理感知对农户农村垃圾整治参与存在显著的正向影响,自身环保意识越强的农户参与的可能性越高;李芬妮等^[10]从村庄归属感的角度分析了农户参与村庄环境治理行为,发现村庄归属感对农户环境治理行为存在显著的正向影响,同时个体特质对农户村庄环境治理行为存在调节作用。

已有研究从多个角度深入对农户参与农村环境整治进行了分析,为本文思路的形成提供有益借鉴,但至少在以下几个方面尚需进一步讨论：其一,研究视角需进一步重视非正式制度的影响。与城镇居民不同,农户的生活空间是以血缘关系、宗族关系、地缘关系形成的熟人社会,农户行为除受法律法规等正式制度影响外,还受非正式制度的影响。相对于正式制度,农户对非正式制度认同度较高,对其行为的影响也较大。其二,已有研究以案例分析和定性分析为主,尽管个别****对参与意愿与行为的内在逻辑进行了阐述,但农户参与农村人居环境整治的意愿与行为关系研究较少。细观农村社会,社会规范、社会监督是其非正式制度中对农户行为影响最为重要的因素,但其影响逻辑的逻辑分析和实证验证基本空白。其三,研究方法上以有序logit模型为主,在该方法的不同等级有序分类结果中,只有临界点变化,而被解释变量的等级不会改变,因而需要进一步放松研究假设,更好拟合农户实际。最后,已有研究较多关注东部和中部地区的农村,对西部地区农村研究相对偏少,尤其少数民族地区农村的实证研究更少,而少数民族地区农村的非正式制度影响可能更大。基于此,本文以西藏自治区为例,采用广义连续比模型分析方法,从社会规范和社会监督的视角对农户农村人居环境整治参与行为进行理论分析与实证检验,以期为少数民族地区乡村振兴战略推进和建设安居乐业的美丽家园提供政策参考。

本文的创新主要体现在以下3个方面：第一,从农村公共管理的层面考察了农户人居环境整治参与的影响因素,契合了农村管理实际,较为系统地研究了社会规范和社会监督对农户人居环境整治参与意愿与行为的影响,有助于探索非正式制度推进途径,增强中国农村基层治理能力;第二,突破了有序选择模型被解释变量的等级不会改变的局限,引进了广义连续比模型,实证分析更切合实际;第三,首次以藏族聚集地农户为研究对象,系统分析了少数民族地区农户行为逻辑,为西藏乡村生态宜居的政策完善提供实证参考,也为其他少数民族地区农村环境整治提供借鉴。

2 理论分析与研究假说

2.1 农村人居环境整治与农户参与

农村人居环境的概念源于人居环境,是农业生产、农民繁衍生息所需相关物质和非物质的有机体^[11]。按照吴良镛^[12]的界定,农村人居环境包含自然系统、人类系统、居住系统、社会系统和支撑系统,而农村人居环境整治是支撑系统的主要内容,是提高农民生活水平的重要方面,包括农村生活垃圾治理、厕所粪污治理、生活污水治理、村容村貌提升、村庄规划管理等各方面。对农户而言,农村人居环境整治属于公共产品供给范畴,且带有私人物品特点。这是因为,在农村人居环境整治中,政府关注村庄整体村容村貌提升,而农户关注自家房前屋后（尽管不属于农户独有）的环境优化。结合农村实际,在本文中,农户参与农村人居环境整治是在政府主导下,以村容村貌提升为目标,以农户房屋周边为范围进行的农村生活垃圾收集与处理、生活污水治理、人畜粪污处理、环境绿化、杂物治理等活动的总称。

2.2 社会规范与农村人居环境整治

社会规范是指在没有法律约束的情况下某一群体成员共同遵守的规则和标准^[13],是在社会群体行为认知中处于主流、占有优势的社会意见^[14],能够对成员产生有形或无形的压力^[15],促使群体成员行为与群体保持一致的一种非正式约束。在农村社会中,社会规范体现群体的传统取向,通过道德、习俗等非正式制度调解个人之间、个人与社会之间的关系,保证农村社会生产、生活经验的延续^[16],同时社会规范对农户的约束力更强,对外部监管的成本要求也较低^[17]。

按照Cialdini^[17]等对社会规范的划分,社会规范包括命令性社会规范（Injunctive Norms）和描述性社会规范（Descriptive Norms）两类。命令性社会规范表示大多数人赞成或不赞成什么,是个体对他人在某一事务中的认知和所在群体强制性社会压力的感知^[18],其作用机理在于外在的社会约束或奖励,促使人们选择与大多数人行为相一致的行为^[19]。命令性社会规范能够对农户参与环境污染治理的意愿与行为产生影响,是因为在中国农村,农户结邻而居,在相对封闭的条件下,以相互交往为基础的邻居认知与期望对农户行为倾向具有显著影响^[20]。一些****的实证分析也验证了这一结论,如陈洪连^[21]认为,通过村民共同协商的村规民约是农户普遍遵守的柔性规范,实施阻力小,能够降低农村环境治理成本;于潇等^[22]认为村规民约中有畜禽养殖污染治理条文的村庄,农户迫于村规民约压力更倾向参与农村人居环境整治工作。

与命令性社会规范不同,描述性社会规范是个体对一定区域内其他人行为的感知,是区域内大多数人的典型做法,带有明显的从众性^[23]。理论上,描述性社会规范影响个体行为是一种自加工过程,个体通过无意识地自动搜索描述性社会规范引导个人行为,并以个人利益为导向激活个体目标^[23]。在个体目标激活中,周围人的做法与愿望对个体意愿与行为有重要影响。如肖新成等^[24]的调查发现,农户是否参与农村面源污染治理很大程度上取决于周围邻居的示范;卢秋佳等^[2]也认为农户对邻居的信任水平对环境治理参与存在积极影响。

另外,研究表明,社会规范是个人规范的前因,个人规范在社会规范影响人们亲环境行为中具有中介作用^[25,26]。然而,个人规范（Personal Norms）的中介作用经历了从被忽略到被重视的过程。如在行为动机理论的实证分析中,Ajzen等^[27]发现个人规范对人们行为动机的预测不显著,认为人们的行为动机并不遵循个人规范的信念,因而在模型中将个人规范进行了剔除。Schwartz^[28]克服了行为动机的结构分解问题,将个人规范定义为基于内化价值的自我期望,认为当人们意识到事物的后果和自己需要承担的责任时,个人规范的中介作用将被激活。在国内,个人规范的重要性也得到相关****的认同。张福德^[29]认为个人规范是内在道德倾向或义务感,其行为意愿是在对农村环境污染不利后果认知基础上的自觉行为,或者由于自我未参与环境保护而产生的负面情感体验;郭清卉等^[30]发现,社会规范能够正向调节农户的环境责任感、环境知识和技能,进而有益于农户采取亲环境行为。

基于以上分析,本文提出如下研究假说：

H1：社会规范对农户农村人居环境整治参与意愿与行为存在显著的正向影响。

H1a：描述性社会规范对农户农村人居环境整治参与意愿与行为存在显著的正向影响。

H1b：命令性社会规范对农户农村人居环境整治参与意愿与行为存在显著的正向影响。

H2：个人认知规范对农户农村人居环境整治参与意愿与行为存在显著的正向影响。

2.3 社会监督与农村人居环境整治

社会监督是指非国家权力机关对各种活动的不具备直接法律效力的监督^[31],在农村人居环境整治中,是指广大民众通过各种方式对村民行为进行非强制性监督和批评的总称。实践中,监督成本由监督人承担,监督效果（环境改善）具有公共性^[32],在环境产权无法界定的情况下,难以避免“搭便车”现象。尽管如此,社会监督对环境改善的作用已经达到****共识。如唐林等^[31]认为,完善的社会监督机制能有效规范垃圾制造者的行为,提高环境治理效果;闫子成^[33]认为社会监督使政府在环境管理中更有效率,也是遏制个人微观行为、加强环境整治效果的重要形式;刘承毅等^[34]认为,社会监督是垃圾处理规制的有效手段,完善社会监督机制能够减少垃圾处理中的违规行为,提高环境质量。基于此,本文提出如下假说：

H3：社会监督对农户农村人居环境整治参与意愿与行为存在显著的正向影响。

H3a：村干部监督对农户农村人居环境整治参与意愿与行为存在显著的正向影响。

H3b：村民监督对农户农村人居环境整治参与意愿与行为存在显著的正向影响。

H3c：保洁员监督对农户农村人居环境整治参与意愿与行为存在显著的正向影响。

2.4 参与意愿与行为

个体意愿与行为的关系研究一直是学术界关注的焦点。如Triandis^[35]的态度行为理论（The attitude-behavior therory）,Fishbein^[36]的理性行为理论（The therory of reasoned acttion）,Rogers^[37]的保护动机理论（The protection motivation theory）以及Ajzen^[38]的计划行为理论（The therory of planned behavior）等,这些理论均认为个体的意愿对行为存在正向影响,但影响程度存在差异。Festinger^[39]研究发现个体的行为并不取决于客观逻辑,而取决于心理逻辑,即个体“愿意参与”并不一定能推导出个体“实际参与”,在实际参与阶段个体已表达的参与意愿也会改变。实践上,个体意愿与行为不一致性特征在相关研究中也得到验证。如Sheeran^[40]利用元分析法对个体的意愿行为关系进行量化,发现个体意愿对个体行为的影响仅为28%;黄炎忠等^[41]的调查发现,农户有机肥施用意愿与行为存在偏离,31.45%的农户具有有机肥施用意愿但并未真正施用;龚继红等^[42]的研究揭示了农户绿色生产意识对绿色生产行为有较好的预测作用,但绿色生产意识与绿色行为存在显著差异,两者差值范围在-0.83~0.93之间;李昊等^[43]通过对菜农农业环境保护意愿和行为的研究,得出农户在农业环境保护意愿向行为转化中是有条件的,当公平感知较高时,意愿能够转化为行为,而公平感较低时,意愿对行为没有显著影响。基于此,本文提出如下假说：

H4：农户农村人居环境整治的参与意愿对参与行为存在显著的正向影响。

3 数据来源与描述性统计

3.1 调查区域选择

本文选择西藏自治区作为研究区域。西藏位于中国西南部,是中国五个少数民族自治区之一,也是西部地区农村人居环境整治的重要地区之一。

样本调查区域选择上,结合本文研究视角,对西藏拉萨、日喀则和那曲3市农户进行考察。拉萨市是自治区首府所在地,农户经营以传统农牧业为主,经济发展相对较快,农村人居环境推进成效显著。日喀则市位于西藏西南部,耕地面积7.95万hm²,是西藏典型的农业生产基地,素有“西藏粮仓”美誉,经济发展较强,是西藏农区人居环境整治的重点。那曲市位于西藏北部,所在的羌塘草原是藏北草原的主体,是中国五大牧区之一,经济发展相对滞后,是西藏牧区人居环境整治的重点。可见,所选研究区域在农业类型、自然资源、经济发展水平方面差异明显,对该区域的调查研究不仅有助于总结、解析农户人居环境整治参与的影响因素,更能在微观角度为提高乡村生态宜居推进效果提供现实参考。

3.2 抽样调查与说明

本文使用数据来自2019年课题组对西藏农户进行的专项入户调查。样本采集点涉及西藏3市9县。为了保证调查的有效性,课题组招募藏族调查员组成调查团队,并对调查员进行农村人居环境的概念与范畴、询问举例、访谈技巧等方面的培训。调查前,课题组以林芝市周边居民为调查对象进行了预调研。预调研过程显示,课题组设计的变量比较合适,但偏专业化,为保证调研效果,课题组将问卷问题进行了口语化修正。正式调查以调查员入户面对面访谈的形式进行,调查内容主要包括农户的个人特征、家庭特征、农村人居环境、乡村垃圾、合作社参与等方面内容。调查共发放问卷870份,收回有效问卷707份,有效回收率为91.82%。

3.3 样本描述统计

在样本基本特征上（表1）,被调查者女性偏多,可能与男性居民外出务工有关;年龄分布以中青年为主,31~60岁以下样本超过70%;受教育程度以小学和文盲为主,分别占49.36%和30.69%。从样本家庭收入情况来看,被调查者家庭年均收入1万~3万元的样本最多,超过30%,其次为5万~8万,约占26%。此外,农户具有外出务工经历的比重较高,占95.62%;务工县域分布上,以日喀则市为主,拉萨市样本占13.15%,那曲市样本仅占8.49%。总体而言,样本与西藏农户文化程度不高、家庭收入不高的特征基本相符。

Table 1
表1
表1样本基本特征
Table 1Sample basic characteristics

类型	选项	样本数/人	占比/%	类型	选项	样本数/人	占比/%
性别	男	347	49.08	年龄/岁	≤30	139	19.66
性别	女	360	50.92		31~40	204	28.85
文化程度	文盲	217	30.69		41~50	186	26.31
	小学	349	49.36		51~60	124	17.54
	初中	112	15.84		>60	54	7.64
	高中	15	2.12	务工县域	日喀则市白朗县	67	9.48
	高中以上	14	1.98		拉萨市当雄县	93	13.15
家庭收入/ 万元	≤1	89	12.59		日喀则市江孜县	191	27.02
	(1,3]	214	30.27		日喀则市南木林县	77	10.89
	(3,5]	176	24.89		日喀则市仁布县	47	6.65
	(5,8]	184	26.03		日喀则市萨迦县	45	6.36
	>8	44	6.22		日喀则市桑珠孜区	49	6.93
务工经历	无	31	4.38		那曲市索县	60	8.49
务工经历	有	676	95.62		日喀则市亚东县	77	10.89

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4 研究方法与变量选择

4.1 研究方法

农户参与农村人居环境整治行为是有序分类变量,即参与意愿为“非常不愿意”“比较不愿意”“一般”“比较愿意”和“非常愿意”,参与时间为“没有时间参与”“偶尔参与”“经常参与”,两个变量均存在较强的排序关系,一般采用有序logit模型或有序Probit模型来分析,但考虑到该方法在不同等级的有序分类结果中,只有临界点变化,而被解释变量的等级不会改变^①（①该假设是有序logit模型和有序Probit模型两个重要基本假设之一,称之为平行线假设（The Parallel Lines Assumption）,另一个是如何定义发生比（How the Probabilities of Interest Are Defined）。）,因而按照Bauldry等^[44]的研究,本文采用不受该约束的广义有序连续比模型进行估计。设连续比模型的一般形式为：

（1）

\begin{array}{l} P_{r} (y = m| y \geq m, x) = F (τ_{m} - x_{1} β - x_{2} γ_{m} - ?_{m} x_{3} λ), \\ (1 \leq m \leq M) \end{array}

式中：

P_{r}

表示概率,

y

为有序因变量,

m

表示因变量的取值（

m = 1, ?, 5

）,

x = [x_{1}, x_{2}, x_{3}]

为与保持、部分放松和放松平行线假设相对应的解释变量向量组,

F (\cdot)

为符合logit、Probit或互补双对数累积分布函数,

τ_{m}

为切点待估系数向量,

β

为不随切点方程变化的待估系数向量,

γ_{m}

为随切点方程变化的待估系数向量,

λ

为通过公共影响因子改变切点方程的待估系数向量,

?_{m}

为公共影响因子,在这里假定

?_{1} = 1

?_{m} = 0

,因而有

M - 2

个公共影响因子待估计。对于任意给定的被解释变量值（m）的概率为现阶段（Current Stage）

y = m

的概率和更早阶段（Earlier Stage）

y > m

的概率乘积,即：

（2）

\begin{array}{l} P_{r} (y = m| x) = \\ \{\begin{array}{l} \begin{matrix} F \{τ_{1} - g (x)\}, & m = 1 \end{matrix} \\ \begin{matrix} (\overset{m - 1}{\prod_{j = 1}} [1 - F \{τ_{j} - g (x)\}]) F \{τ_{m} - g (x)\}, & 1 < m \leq M \end{matrix} \\ \begin{matrix} \overset{M - 1}{\prod_{j = 1}} [1 - F \{τ_{j} - g (x)\}], & m = M \end{matrix} \end{array} \end{array}

式中：

τ_{1}

和

τ_{j}

为衍生变量。至此,得到了利用Stata最大似然估计拟合广义连续比模型的基础方程：

（3）

g (x) = x_{1} β + x_{2} γ_{m} + ?_{m} x_{3} λ

4.2 变量选择

被解释变量：本文涉及3个被解释变量,分别为参与意愿、参与行为、参与意愿与行为的一致性。基于调查数据的参与意愿与行为的研究,多采用“是否愿意参加”（如孙前路^[5]）,“参加频次”来衡量参与行为（如秦杨杨等^[45]）。本文设置“参与意愿”变量采用对问题“您无偿参与村庄人居环境整治活动的意愿”回答的方法,由非常不愿意到非常愿意,分别赋值为1、2、3、4、5;设置“参与行为”变量采用对问题“您实际参与村庄人居环境改善活动频次”回答的方法,从没有参与到经常参与,分别赋值0、1、2。参与意愿与行为的一致性借鉴赵俊伟等^[46]测度方法,将“有意愿无行为”的赋值为0,将“有意愿有行为”的赋值为1。

核心解释变量1：社会规范。借鉴Cialdini等^[18]对社会规范的划分和郭清卉等^[47]对社会规范的界定,本文将社会规范分为描述性社会规范和命令性社会规范两类,其中描述性社会规范设置“邻居参与农村环境整治的积极性很高”和“邻居已经为农村环境整治花费了一些资金”2个问题,测度邻居在农村人居环境整治中的表现。命令性社会规范设置“邻居认为我应当积极参与人居环境整治”“村规民约要求我积极参与农村人居环境整治活动”及“邻居认为我应当为农村人居环境整治支付一些费用”3个问题,测度村规民约要求和邻居对被调查者参与农村人居环境的期望。被调查者对5个问题的回答均由“非常不同意”到“非常同意”,对应的值分别为1、2、3、4、5。

核心解释变量2：社会监督。借鉴唐林等^[31]对社会监督的分类与设置,本文将社会监督分为村民监督、村干部监督和保洁员监督3个变量进行测度。调查问卷中设置“村民是否对村庄街道垃圾清理进行监督”“村干部是否对村庄街道垃圾清理进行监督”和“保洁员是否进行监督”3个问题,被调查者对各问题的回答均为“是”和“否”,对应的值分别为1和0。

中介变量：个人认知规范。借鉴对个人认知规范指标设置,本文将个人认知规范从环境改善的功能层面进行测度。调查问卷中设置“村庄环境改善能够减少疾病传播”“村庄环境改善促进身心健康发展”“村庄环境改善提高村民的卫生意识”3个问题,各问题的回答均由“非常不同意”到“非常同意”,对应的值分别为1、2、3、4、5。

控制变量：本文控制变量分为两类,一类是政府支持,一类是被调查者个人和家庭特征。政府支持通过“政府为村庄环境改善提供资金”“政府为村庄环境改善进行宣传”“政府为村庄环境改善提供垃圾处理设施”“政府为村庄环境改善制定奖惩制度”4个变量进行界定,被调查者个人和家庭特征通过“被调查者的性别”“被调查者的年龄”“被调查者的文化程度”“外出务工收入比例”进行界定。另外,为了更好地拟合方程,对被调查者环境认知进行控制。各变量赋值与描述性统计见表2。

Table 2
表2
表2变量赋值与描述性统计
Table 2Variable value assignment and descriptive statistics

变量类别与名称	定义与代码	变量赋值	最小值	最大值	均值	标准差
被解释变量
参与意愿	您无偿参与村庄人居环境整治活动的意愿	非常不愿意=1,比较不愿意=2,一般=3,比较愿意=4,非常愿意=5	1	5	3.33	0.80
参与行为	您实际参与村庄人居环境改善活动频次	没有间参与=1,偶尔参与=2,经常参与=3	1	3	2.05	0.43
意愿与行为一致性	依据农户参与意愿与参与行为进行筛选	有意愿无行为=0,有意愿有行为=1	0	1	0.23	0.42
核心解释变量
社会规范
描述性社会规范	邻居参与农村环境整治的积极性很高（NN）	非常不同意=1,比较不同意=2,一般=3,比较同意=4,非常同意=5	1	5	3.16	0.79
描述性社会规范	邻居已经为农村环境整治花费了一些资金（NF）				3.17	0.87
命令性社会规范	邻居认为我应当积极参与人居环境整治（NW）				3.53	0.79
	村规民约要求我积极参与农村人居环境整治活动（VR）				3.58	0.77
	邻居认为我应当为农村人居环境整治支付一些费用（NC）				3.49	0.83
社会监督
村民监督	村民是否对村庄街道垃圾清理进行监督（VS）	否=0,是=1	0	1	0.13	0.34
村干部监督	村干部是否对村庄街道垃圾清理进行监督（CS）				0.07	0.26
保洁员监督	保洁员是否进行监督（LS）				0.24	0.43
中介变量
个人认知规范	村庄环境改善能够减少疾病传播（RD）	非常不同意=1,比较不同意=2,一般=3,比较同意=4,非常同意=5	1	5	3.81	0.95
	村庄环境改善能够促进身心健康发展（PH）				4.02	0.82
	村庄环境改善能够提高村民的卫生意识（HA）				4.08	0.85
控制变量
性别	被调查者的性别（GE）	女=0,男=1	0	1	0.51	0.50
年龄	被调查者的年龄（AG）	被调查者的实际年龄/岁	19	72	42.35	11.94
文化程度	被调查者的文化程度（EL）	文盲=0,小学=1,初中=2,高中=3,高中以上=4	0	4	0.95	0.85
务工收入	外出务工收入比例（PM）	务工收入占家庭总收入的比例/%	0	100	61.99	24.88
资金支持	政府为村庄环境改善提供资金（GF）	没有=0,提供了一些=1,提供了很多=2	0	2	1.07	0.42
政府宣传	政府为村庄环境改善进行宣传（GP）	没有=0,偶尔宣传=1,经常宣传=2	0	2	1.13	0.39
提供设施	政府为村庄环境改善提供垃圾处理设施（GD）	没有=0,提供了一些=1,提供了很多=2	0	2	1.07	3.53
奖惩措施	政府为村庄环境改善制定奖惩制度（GS）	没有=0,有奖惩制度=1	0	2	0.61	0.49
环境认知	您认为您村的村庄人居环境（VI）	非常差=1,比较差=2,一般=3,比较好=4,非常好=5	1	5	3.50	0.79

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5 实证分析

5.1 农户参与意愿与行为的一致性分析

从农户人居环境整治参与意愿与行为一致性特征来看（表3）,在年龄分布上,30~40岁的农户中,“有意愿”“有意愿无行为”的比例较高,而41~50岁农户“有意愿有行为”占比最高;在文化程度上,“有意愿”“有意愿无行为”及“有意愿有行为”具有明显的一致性,即小学样本最高,文盲样本次之;在家庭收入上,农户参与人居环境意愿与行为也有较强的一致性,表现在1万~3万元的家庭占比最高,3万~5万元的家庭次之。总体而言,农户有意愿的样本量为366,占51.77%,有意愿有行为的样本量为84,占11.88%,有意愿无行为的样本量为282,占39.89%。可以看出,农户参与人居环境意愿并不高,且参与意愿与行为一致性的比例较低。因此,假说4未得到验证。

Table 3
表3
表3农户人居环境整治参与意愿与行为一致性统计描述结果
Table 3Statistics of the consistency of willingness and behavior of farming households to participate in the improvement of living environment

变量	选项	有意愿		有意愿无行为（不一致）		有意愿有行为（一致）
变量	选项	样本数/个	占比/%	样本数/个	占比/%	样本数/个	占比/%
年龄/岁	≤30	69	18.85	53	18.79	16	19.05
	31~40	109	29.78	87	30.85	22	26.19
	41~50	96	26.23	68	24.11	28	33.33
	51~60	64	17.49	52	18.44	12	14.29
	>60	28	7.65	22	7.80	6	7.14
文化程度	文盲	123	33.61	102	36.17	21	25.00
	小学	173	47.27	133	47.16	40	47.62
	初中	55	15.03	41	14.54	14	16.67
	高中	8	2.19	2	0.71	6	7.14
	高中以上	7	1.91	4	1.42	3	3.57
家庭收入/万元	≤1	41	11.20	22	7.80	19	22.62
	(1,3]	109	29.78	87	30.85	22	26.19
	(3,5]	99	27.05	77	27.30	22	26.19
	(5,8]	89	24.32	74	26.24	15	17.86
	>8	28	7.65	22	7.80	6	7.14
务工经历	有	346	94.54	268	95.04	78	92.86
务工经历	无	20	5.46	14	4.96	6	7.14
样本数		366		282		84

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5.2 参与意愿向行为转化的影响因素：相关性分析

为分析显著影响农户由“有意愿”向“有行为”转化一致性因素,通过皮尔逊相关系数法对农户参与意愿与行为的一致性进行分析。分析结果显示（表4）：农户的文化程度（EL）、村民监督（VS）、村干部监督（CS）、政府宣传（GP）、有利于减少疾病（RD）等因素对农户意愿向行为转化有显著正相关,邻居提供资金（NF）、邻居认为应该参与（NW）、政府提供设施（GD）、有利于身心健康（PH）、农户人居环境意识（VI）等因素对农户意愿向行为转化有显著负相关。而农户的性别（GE）、年龄（AG）、人居环境认知（VI）及务工占比、保洁员监督、村规民约规定、邻居认为应当提供资金、邻居积极性、政府监督等因素对农户意愿向行为转化相关性较弱。

Table 4
表4
表4相关性分析结果
Table 4Correlation analysis results

自变量	皮尔逊相关系数	自变量	皮尔逊相关系数
NN	-0.0266	HA	-0.1803***
NF	-0.1391***	GE	0.0612
NW	-0.1098**	AG	0.0014
VR	0.0036	EL	0.1596***
NC	-0.0400	PM	-0.0435
VS	0.2112***	GF	-0.0414
CS	0.1362***	GP	0.1593***
LS	-0.0204	GD	-0.1092**
RD	-0.1383***	GS	0.0701
PH	-0.2592***	VI	0.0394

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5.3 参与意愿与行为的影响因素：广义连续比模型与广义最大熵logit模型分析

前文对农户参与意愿与行为的一致性影响因素的相关性分析仅仅检验了农户参与意愿与行为一致性的影响方向与显著程度,而影响农户参与农村人居环境整治意愿与行为的影响因素可能存在相互作用,需要进一步分析。按照前文变量选择与定义,本文对农户参与意愿、参与行为、意愿与行为转化的影响进行计量分析。模型1和模型2为广义连续比模型分析结果,考虑到农户参与意愿与行为的一致性,本文将农户“比较愿意”和“非常愿意”设为“有意愿”,将农户“偶尔参与”和“经常参与”设为“有行为”,采用广义最大熵logit模型进行分析,结果见表5。

Table 5
表5
表5计量模型拟合结果
Table 5Estimation results of econometric models

变量	参与意愿（模型1）（非常不愿意→非常愿意）			参与行为（模型2）（没有参与→经常参与）			意愿转化为行为（模型3）（意愿→行为）
变量	系数	标准误	Z值	系数	标准误	Z值	系数	标准误	Z值
保持、部分放松和放松平行线假设的变量
NN	0.4295***	0.1159	3.71	0.6741***	0.1557	4.33	0.1580	0.2375	0.67
NF	0.6345***	0.1165	5.45	-0.0076	0.1524	-0.05	-0.5013**	0.2204	-2.27
NW	0.1025	0.1224	0.84	0.0509	0.1648	0.31	-0.1061	0.2408	-0.44
VR	0.3928***	0.1138	3.45	0.2176	0.1542	1.41	0.5483**	0.2538	2.16
NC	0.1638	0.1099	1.49	0.0244	0.1504	0.16	-0.0243	0.2230	-0.11
VS	-0.8669***	0.2705	-3.21	0.9738***	0.3735	2.61	1.8028***	0.5332	3.38
CS	-0.0015	0.3420	0.00	-0.0895	0.4678	-0.19	-0.4069	0.6486	-0.63
LS	0.8391***	0.2049	4.10	0.5084*	0.2734	1.86	-0.3344	0.3975	-0.84
RD	0.2311**	0.1028	2.25	0.4692***	0.1412	3.32	0.2969	0.2130	1.39
PH	0.1299	0.1599	0.81	-0.7612***	0.1642	-4.64	-0.7177***	0.2437	-2.95
HA	0.0743	0.3474	0.21	0.0347	0.0670	0.52	-0.4600**	0.2165	-2.12
随切点方程变化变量
GE	0.2217	0.3116	0.71	-0.0948	0.1132	-0.84	0.3240	0.3000	1.08
AG	-0.0001	0.0141	0.00	-0.0097	0.0070	-1.39	0.0214	0.0145	1.47
EL	0.1310	0.1733	0.76	-0.2197*	0.1200	-1.83	0.4449**	0.1980	2.25
PM	-0.0130	0.0096	-1.36	0.0030	0.0025	1.20	-0.0068	0.0060	-1.13
GF	-1.7010	1.3426	-1.27	0.1953	0.1568	1.25	-0.3968	0.3707	-1.07
GP	1.1101*	0.6306	1.76	-0.6256**	0.2662	-2.35	1.6031***	0.3635	4.41
GD	-0.3011	0.4166	-0.72	0.4379	0.2294	1.91	-1.0274**	0.4375	-2.35
GS	-0.0960	0.3765	-0.26	-0.1722	0.1615	-1.07	0.3280	0.3185	1.03
VI	0.5389*	0.3266	1.65	-0.1851	0.1142	-1.62	0.2032	0.2271	0.90
tau1	2.7532	2.5182	1.09	-1.9330	1.1955	-1.62	—	—	—
tau2	5.2277**	2.2008	2.38	7.1920***	1.2424	5.79	—	—	—
tau3	7.3998***	0.7691	9.62	—	—	—	—	—	—
tau4	11.0886***	1.3946	7.95	—	—	—	—	—	—
phi2	0.9171*	0.5336	1.72	-2.3579**	1.1418	-2.07	—	—	—
phi3	0.2416	0.4325	0.56	—	—	—	—	—	—
phi4	0.4387	0.5758	0.76	—	—	—	—	—	—
模型整体检验统计量	观测数：707 Wald chi²(20)=192.48 Prob> chi²=0.0000 Log likelihood=-682.0216			观测数：707 Wald chi²(20)=70.44 Prob> chi²=0.0000 Log likelihood=-367.5312			观测数：366 Degrees of freedom=20 Entropy for probs.=156.1 Normalized entropy=0.6153 Ent. ratio stat.=195.2 P value for LR=0.0000 Pseudo R²=0.3847 Criterion F (log L)=-958.9450

注：表中*、**、***分别表示在10%、5%和1%统计水平上显著,模型3是广义最大熵logit模型,回归结果没有parallel和factor标注,为易于读者理解,将各影响因素与模型1、2对齐排列。表中Degrees of freedom为自由度,Entropy for probs为概率熵值,Normalized entropy标准熵值,Ent. ratio stat为统计比率熵值,P value for LR为似然比检验的P值,Criterion F为对数似然估计的标准F值。

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5.3.1 核心解释变量

社会规范。邻居参与农村人居环境整治的积极性（NN）对农户参与的意愿与行为均存在正向影响,且在1%显著性水平下通过检验,这表明农村人居环境整治参与具有明显的示范效应,这与农村熟人社会的特征有关。邻居为人居环境改善付出了资金（NF）对农户参与意愿也有正向影响,且在1%显著性水平下通过检验,但对农户参与行为影响不大,甚至会影响意愿与行为的一致性。回归结果显示,邻居为人居环境付出了资金（NF）对农户参与意愿与行为的一致性存在显著的负向影响,表明有意愿的农户具有“搭便车”倾向。村规民约（VR）对农户参与人居环境整治的意愿存在显著的正向影响,也有利于其参与意愿向行为转化,表明村规民约对村庄公共事务仍有较好的约束与引导作用。另外,邻居认为应当为人居环境整治付出资金（NC）变量的影响偏弱,H1部分得到验证。

社会监督。村民监督（VS）对农户人居环境整治参与行为存在正向影响,且在1%显著性水平下通过检验,而对参与意愿存在负向影响,也在1%显著性水平下通过检验,表明村民监督有效推进了农户参与行为,但也会降低农户参与意愿,说明农户不得已参与到农村环境整治中,但对由于村民监督形成的氛围不满。村民监督对提高农户参与农村人居环境整治参与意愿与行为一致性的影响为正,且在1%显著性水平下通过检验,表明有意愿参与人居环境整治的农户对村民监督较为支持,有利于农户意愿向行为的转化。保洁员监督（LS）对农户人居环境整治参与意愿与行为均存在显著的正向影响,这是因为保洁员一般为本村村民,在以熟人社会为特征的农村,与村民对保洁员的劳动成果的尊重有关。另外,村干部监督（CS）对农户意愿与行为的影响均不显著,可能与村民同村干部关系弱化有关。H3部分得到验证。

5.3.2 中介变量

个人认知规范。减少疾病传播认知（RD）对农户参与意愿与行为均存在显著的正向影响,表明农户对人居环境的认知越清晰,其参与意愿越强,参与行为发生的概率越高。减少疾病传播认知对农户参与意愿与行为的一致性存在正向影响,但不显著。促进身心健康（PH）认知对参与行为的影响为负,且在1%统计水平上显著,对农户参与意愿与行为的一致性也存在显著的负向影响,这意味着农户对人居环境与身心健康关系的认知较弱,这可能与西藏农牧区经济发展相对落后有关。H2部分得到验证。

5.3.3 控制变量

政府支持。政府宣传对农户参与意愿存在显著的正向影响,但对参与行为存在显著的负向影响。这意味着政府宣传能够有效提高农户对人居环境的意识,激发其追求宜居环境的愿望,但由于优美人居环境的非排他性和农户素质偏低,农户实际参与的比例偏低。需要指出的是,政府宣传对农户参与意愿与行为的一致性存在正向影响,且在1%显著性水平下通过检验,表明加强人居环境宣传将能提高农户人居环境参与意愿与行为的概率,促进意愿向行为的转化。政府为农村提供垃圾处理设施对农户人居环境整治参与意愿与行为影响均不显著,但对提高农户人居环境整治参与意愿与行为一致性的影响为负,且在5%显著性水平下通过检验,不利于意愿向行为的转化,这可能与政府提供的设施不适用有关。调查发现,政府为农村提供的垃圾桶等设施,与城镇差异不大,但农户家庭生活垃圾数量偏多、形状偏大,农户倾倒垃圾不方便,且1~2户就填满了垃圾桶,加上垃圾转运不及时,垃圾桶反而成了垃圾临时堆积场所,影响有人居环境整治参与意愿的农户向行为转化。另外,政府为农村环境提供资金和奖惩制度的影响均不显著。

个人与家庭特征。农户的性别、年龄对其农村人居环境整治参与意愿与行为影响不显著。农户的文化程度对其参与意愿影响不显著,而对其参与行为具有显著的负向影响,这说明,与文化程度较低的农户相比,文化程度较高的农户参与农村人居环境整治的比例更低。需要指出的是,在参与意愿与行为的一致性中,文化程度对意愿向行为转化存在显著的正向影响,这表明,文化程度越高,农户参与意愿向行为转化的概率越高,越有利于农村人居环境整治活动的推进。农户家庭务工收入占比对农户参与农村人居环境整治意愿与行为的影响均不显著,说明务工收入对农户参与意愿与行为的影响尚未达到门槛,影响有限。

5.4 稳健性检验

为了检验前文广义连续比模型估计结果的稳健性,本文采用两种方法进行检验。其一,对于因变量是有序变量的参与意愿和参与行为模型（模型1和模型2）,采用有序logit模型进行估计,结果见表6（模型4和模型5）;对于因变量是二元变量的意愿转化模型（模型3）,采用二元logit模型进行估计,结果见表6（模型6）。其二,在前文模型分析农户社会规范、社会监督等因素对农户参与意愿、参与行为及意愿转化行为的影响中,尽管增加了个人、家庭、政府支持等层面的控制变量,但仍可能遗漏一些关键变量,造成结果存在偏误。因而,本文进一步将农户对村干部的工作能力认知和村干部为人居环境所做工作的了解程度进行控制,仍按照前文分析方法与思路,估计结果见表6。

Table 6
表6
表6稳健性检验结果
Table 6Results of robustness test

变量	logit模型			增加变量1			增加变量2
变量	参与意愿（模型4）	参与行为（模型5）	意愿转化行为（模型6）	参与意愿（模型7）	参与行为（模型8）	意愿转化行为（模型9）	参与意愿（模型10）	参与行为（模型11）	意愿转化行为（模型12）
NN	0.4834*** （0.1246）	0.6376*** （0.1601）	0.1659 （0.2424）	0.4173*** （0.1149）	0.6696*** （0.1559）	0.1653 （0.2381）	0.4310*** （0.1178）	0.5757*** （0.1619）	0.1020 （0.2420）
NF	0.7527*** （0.1235）	0.0395 （0.1557）	-0.5155** （0.2243）	0.5929*** （0.1145）	-0.0142 （0.1528）	-0.4928** （0.2206）	0.5992*** （0.1153）	-0.0366 （0.1533）	-0.5178** （0.2230）
NW	0.1033 （0.1313）	0.0555 （0.1688）	-0.1074 （0.2450）	0.1276 （0.1222）	0.0545 （0.1648）	-0.0987 （0.2410）	0.1250 （0.1222）	0.0641 （0.1648）	-0.0834 （0.2428）
VR	0.4129*** （0.1235）	0.2246 （0.1568）	0.5683** （0.2589）	0.3876*** （0.1119）	0.2088 （0.1547）	0.5555** （0.2545）	0.3916*** （0.1122）	0.1737 （0.1552）	0.5388** （0.2568）
NC	0.1096 （0.1186）	0.0552 （0.1524）	-0.0282 （0.2269）	0.1550 （0.1061）	0.0175 （0.1506）	-0.0263 （0.2233）	0.1549 （0.1061）	0.0135 （0.1508）	-0.0079 （0.2238）
VS	-0.8803*** （0.2791）	0.8674*** （0.3661）	1.8545*** （0.5422）	-0.9794*** （0.2588）	0.9523** （0.3750）	1.8213*** （0.5341）	-0.9557*** （0.2632）	0.8433** （0.3776）	1.7102*** （0.5383）
CS	0.0500 （0.3537）	0.0618 （0.4702）	-0.4183 （0.6577）	0.1335 （0.3367）	-0.0606 （0.4705）	-0.4456 （0.6532）	0.1168 （0.3391）	0.0517 （0.4725）	-0.2793 （0.6663）
LS	0.9370*** （0.2159）	0.4425 （0.2716）	-0.3469 （0.4046）	0.8211*** （0.1960）	0.5148* （0.2734）	-0.3363 （0.3977）	0.8047*** （0.1986）	0.5656** （0.2739）	-0.2986 （0.4034）
RD	0.2567** （0.1146）	0.5140*** （0.1456）	0.3059 （0.2168）	0.1988* （0.1027）	0.4565*** （0.1424）	0.3184 （0.2186）	0.2038** （0.1031）	0.4207*** （0.1438）	0.3020 （0.2174）
PH	-0.0576 （0.1441）	-0.6581*** （0.1794）	-0.7364*** （0.2478）	0.1076 （0.1244）	-0.7813*** （0.1669）	-0.7196*** （0.2443）	0.1078 （0.1248）	-0.7757*** （0.1680）	-0.7282*** （0.2462）
AW	—	—	—	0.3609*** （0.1123）	0.1113 （0.1572）	-0.1129 （0.2420）	0.3785*** （0.1171）	0.0250 （0.1626）	-0.2250 （0.2555）
WN	—	—	—	—	—	—	-0.0563 （0.1051）	0.3155** （0.1474）	0.3244 （0.2208）
中介变量	已控制	已控制	已控制	已控制	已控制	已控制	已控制	已控制	已控制
其他变量	已控制	已控制	已控制	已控制	已控制	已控制	已控制	已控制	已控制

注：表中*、**、***分别表示在10%、5%和1%统计水平上显著,括号内为标准误。为了节省篇幅,其他控制变量与模型整体检验统计量略。

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5.4.1 村干部的工作能力认知（AW）

村干部工作能力越强,对乡村振兴相关政策的宣传与影响能力也就越强,就越有可能提高农户参与人居环境整治意愿与行为。与此同时,村干部不仅是村民公认的权威代表,村干部权威本身也是环境治理资源,是村庄社会规范重要的调试力量^[47],工作能力较高的村干部能够增强村民社会规范认知,进而影响农户意愿与行为。如果存在上述影响,则表5中的回归结果将出现偏误。在模型7-9（表6）中,增加了村民对村干部工作能力认知变量。回归结果显示,社会规范和社会监督变量仍然显著。

5.4.2 村干部为农村人居环境整治所做工作的了解程度认知（WN）

在人居环境整治中,村干部不仅仅是基层干部,更是与农户紧密联系的村民,村干部为农村人居环境整治所做工作的多少,反映了村干部对农村人居环境整治的重视程度,对村民意愿与行为也有较强的示范作用。如果这种影响存在,则表5中的回归结果将出现偏误。在模型10-11（表6）中,增加了村民对村干部为农村人居环境整治所做工作的认知变量。对比表5,社会规范和社会监督显著的变量方向和显著程度未发生明显变化。

6 结论与政策启示

6.1 结论

利用西藏707户调查数据,基于社会规范和社会监督的视角,采用广义连续比模型对农户人居环境整治参与意愿和行为的影响因素进行了分析,并利用广义最大熵logit模型对农户参与意愿与行为的一致性进行了讨论。得出如下结论：

（1）农户参与人居环境整治意愿并不高,占51.77%,但参与意愿与行为一致性较差,其中农户参与意愿与行为一致的仅为11.89%,而不一致的占39.89%,即农户参与农村人居环境整治存在“高意愿、低行为”现象,且农户意愿与行为一致性程度不高。

（2）农户人居环境整治参与意愿与行为的影响因素存在差异。表现在邻居参与积极性、保洁员监督、村庄人居环境改善能减少疾病传播等因素对农户参与意愿与行为均产生显著的积极影响,而村民监督、政府宣传等因素对农户参与意愿与行为影响则相反。另外,邻居为农村人居环境花费资金、村规民约、村庄人居环境认知等因素对农户参与意愿有显著影响,村庄人居环境改善能促进身心健康、文化程度对农户参与行为存在显著影响。

（3）农户参与农村人居环境整治意愿向行为转化主要与农户的文化程度、村民监督及政府宣传有关,且对农户参与意愿向行为转化产生积极影响,而邻居为人居环境花费资金,邻居认为应当为人居环境支付一定费用,村庄人居环境改善能促进身心健康和卫生意识,政府提供垃圾处理设施等因素对农户参与意愿向行为转化有阻碍作用。

6.2 政策启示

上述结论有效揭示了影响农户人居环境整治参与意愿、行为及意愿行为一致性相关决策的关键因素。基于以上结论可得出以下几点政策启示：

（1）加强农村社会规范建设,树立农村人居环境整治参与典型,引导农户积极参与。农村是以血缘、地缘形成的熟人社会,以邻里关系为基础的农村社会规范对农户公共事务参与意愿与行为具有重要影响。因而,加强农村社会规范建设能够有效弥补正式制度的不足,推进农村人居环境整治工作开展。通过农村人居环境整治典型人物与事迹的发现与挖掘,树立农户身边的典型案例,宣传典型村庄人居环境整治效果,不仅能够提高农户的认可程度,也能引导农户积极参与到农村人居环境整治活动中来。

（2）提高村规民约引领作用,强化非正式监督影响,促进农户参与意愿向行为的转化。村规民约反映了村民公共道德、风俗与精神诉求,对村民“应该怎么做”有重要的引导作用。因而,加强村规民约的引导作用,强化村规民约等非正式制度的监督作用,不仅有利于人居环境整治的开展,也有利于吸纳参与意愿较低的农户积极参与。

（3）丰富宣传途径,扩大宣传内容,强化农村人居环境整治功能性认知。农村人居环境改善的功能性认知对农户参与意愿与行为有重要影响,但由于西藏农牧区居民整体收入偏低,宜居环境尚未受到农户重视,对农村人居环境整治的功能性认知较弱。因而,加强农村人居环境宣传,扩大农村人居环境改善的连带效应,强化农户人居环境改善的功能性认知,对农户参与意愿与行为有重要影响。

（4）提高村干部工作能力,丰富村干部补贴,提高村干部工作影响力和积极性。村干部是村庄的行政代表,其工作能力与积极性影响农户参与意愿与行为。由于农业劳动也是村干部家庭经营的重要组成部分,与专职行政人员相比,农村基层管理工作占用了村干部大量的农业劳动时间,致使家庭经营时间偏少。同时,村干部相对文化程度偏低,缺乏系统办公培训,其工作能力一般偏低,这也影响了农村人居环境整治工作的推进。

（5）优化农村人居环境设施供应类型,增加保洁员数量,提高收集与运转效率。垃圾收集设施与垃圾运转是农村人居环境整治的重要内容之一,垃圾收集设施与农村不适应影响农村人居环境整治的效果。因而,应调整农村垃圾收集设施类型,优化垃圾运转机制,为农户人居环境整治参与提供设施保障。

（6）增加农牧民务工技能培训,拓展务工途径,增加农户收入。农户家庭收入是影响农村人居环境整治的重要因素,是农村人居环境改善的基础条件,只有农户收入达到一定水平,农户才有意愿参与人居环境整治活动。在西藏农牧区,传统农牧业仍是农户家庭经营的主要收入来源,尽管农户外出务工比例有所增加,但由于语言和务工技能的限制,务工收入占比较低。因而,应通过技能培训的方式增强农户务工技能,通过专业培训与用人单位对接的方式拓展务工途径,增加农户务工收入,对农村人居环境整治也有较好的推进作用。

致谢

参与本次调查的核心成员为西藏农牧学院2016农林经济管理本科1班格桑普赤、尼玛多吉、边巴旺珍、德珍,2016农林经济管理本科2班次仁玉珍、琼措才巴、勒珠、同珍,2016农村区域发展本科班尼玛参决、卓嘎、德措等同学,他们不仅深入西藏农牧区调查,还较好地完成了问卷整理、数据录入、数据有效性检查等工作,在此特表示感谢！

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]

李伯华, 窦银娣, 刘沛林. 欠发达地区农户人居环境建设的支付意愿及影响因素分析: 以红安县个案为例
[J]. 农业经济问题, 2011, (4):74-80.