农村人居环境治理支付意愿的影响因素研究

汪红梅，代昌祺

(西北农林科技大学 经济管理学院，陕西 杨凌 712100)

一、问题的提出

改善农村人居环境，提高广大农民福祉，是乡村振兴战略的重要目标。截至2016年末，我国只有17.4%的农村能够处理生活污水，还有46.5%的农村未完成改厕，40.8%的农村没有体育健身场所①。农村人居环境的建设严重滞后，成为建设社会主义新农村、实现全面小康目标的突出问题。造成建设滞后的主要原因之一是投入不足[1]，而农村人居环境建设属于低市场化程度的基础设施，这需要地方政府或农村社区自我供给[2]。乡村振兴战略规划中也明确指出，要建立农民付费与财政补贴相结合的垃圾处理制度。由此可见，结合农户付费的人居环境治理模式是大势所趋。那么，农户对人居环境治理的支付意愿有多高？影响农户支付意愿的因素又有哪些？这些值得深入研究。

部分学者从理论上分析了过往农村人居环境治理机制的不足，发现农户参与是改善农村人居环境治理的关键。杜焱强等认为政府在公共事务供给中应加大对农村社会资本的投入，通过提高农村公共事务参与度来增强农户的社会信任度和社区归属感，进而弥补行政主导的单向不足[3]。郭武和王晶也认为农村人居环境治理效果欠佳，原因在于政府的传统自上而下的“单中心”治理模式，治理效率较低，应对“个性”场景能力不足，应该发展“多中心”的治理格局[4]。农户是农村环境问题的制造者，也是直接的利益相关者。农户应该是农村环境治理的核心主体。尊重农民的治理和发展意愿才能够有序且彻底解决农村环境问题[5]。而农户付费是农户参与治理的一种重要方式。以上学者的结论为从农户角度进一步研究农户支付意愿及其影响因素提供了价值基础。

一些学者还对农户支付意愿的影响因素做了相关研究，但研究结论相差较大。例如：李伯华等关于湖北红安地区农户的研究发现，性别对农户关于人居环境的支付意愿影响并不显著[6]；而文清等研究发现云南男性农户比女性农户关于森林生态补偿的支付意愿显著、更强烈[7]；付文凤等研究发现江苏宜兴市农户关于水污染治理的支付意愿，男性农户的支付意愿比女性显著更低[8]。家庭收入方面，盛智颖和王冰在对湖南农户的调查研究中发现家庭收入与农户对农业信息的支付意愿显著正相关[9]；马瑛等对新疆农户关于面源污染治理的支付意愿研究中则发现收入的影响并不显著[10]。

现有研究结论的分歧可能是因为农户对不同类型或不同供给水平的公共基础设施的支付意愿存在差异。而且，经过近些年的环境治理运动，农户对人居环境也会有新的需求，其支付意愿也可能发生相应改变。《农村人居环境整治三年行动方案》中明确提出，现阶段我国农村人居环境建设重点任务是农村生活垃圾处理、改厕、生活污水治理和提升村容村貌。然而，已有关于人居环境的研究主要集中于环境污染[8,11-13]、雾霾治理[14]、森林资源补偿[7,15]等农村的自然生态环境上；鲜有研究关注村内绿化、村委会广场建设等村容村貌建设。此外，大多数学者们只从样本整体上研究农户环境治理支付意愿的主要影响因素，很少在不同类别农户下探讨支付意愿影响因素的异质性，而异质性可能正是精准施策，提高农村人居环境治理效率的关键。

本文基于全国7省的调研数据，从村容村貌视角来研究农村人居环境治理的支付意愿影响因素，并探讨在不同类型农户支付意愿影响因素的异质性，以完善现有研究。

二、理论分析

(一)人居环境的概念界定

人居环境理念起源于城市规划学。1976年，人居环境的概念在联合国《温哥华人居宣言》上被正式提出，该宣言认为人居环境是人类社会的集合体，包含所有社会、物质、组织、精神和文化等要素，涵盖城市和乡村[16]。而国内研究起步较晚，吴良镛最早系统性地创立人居环境科学，他认为人居环境是人类聚居生活利用自然、改造自然的主要场所，由自然系统、人类系统、社会系统、居住系统和支撑系统构成，包含全球、区域、城市、村镇、建筑五大层次[17]。虽然国内外关于人居环境概念的描述都包含农村，但在已有的研究中，农村的人居环境并未受到重视；而在全面建成小康社会、实现乡村振兴战略的时代背景下，农村人居环境治理的研究十分重要。本文结合所调研农村的实际情况，主要研究农户对人居环境中的居住系统，即村容村貌方面治理的支付意愿。

(二)农户参与人居环境治理的理论基础

根据经济学的公共物品理论[18]，农村人居环境具有非竞争性和非排他性，是典型的公共物品。以村委会广场为例，单一居民对广场的使用不会影响其他村民的使用；单独设立规则去限制没有为村委会建设付费的村民也是不经济的。而公共物品的边际收益小于边际成本，因此每个利益主体都有“搭便车”的动机，最后导致个人利益与集体利益相悖，农村人居环境治理将陷入主体缺失和供给严重不足的困境。一般认为，解决该问题的方法是产权彻底私有化或者政府强权的控制，但这在农村地区显然难以实现。一方面农村人居环境建设难以产生直接的经济利益且人居环境产权难以确定，私有化难以推进。另一方面让政府单方面自上而下推进农村人居环境建设对地方财政压力较大，治理效果也并不理想。不过，“搭便车”现象虽然确实存在，但没有人愿意供给公共物品的强假设却是错误的。埃莉诺·奥斯特罗姆也在“公共池塘资源”理论研究中认为，就算没有彻底的私有化或者完全的政府控制，公共池塘的使用者也可以通过自筹资金来制定并实施有效使用公共池塘资源的合约[19]。

(三)农户人居环境治理支付意愿的影响因素及异质性分析

“理性小农”学说认为，传统农业是“穷而有效率的”。农民的经济行为是理性的，他们并不愚昧、落后，并往往对市场价格的变动产生迅速而正确的反应[20]。农户的个人效用也不仅仅包括经济效用，还包括安全、名誉、社会地位、自我实现等方面；与其他决策者一样，农户在追求个人效用最大化过程中也会受到主观认识能力和外部经济条件的限制[21]。在农村人居环境治理过程中，政府或企业为农户提供相应的人居环境改善设施或服务，农户根据自身情况来评估人居环境改善带来的个人效用，进而产生理性的支付意愿。因此，农户个人特征及家庭经济资源禀赋的分化和农户对人居环境治理的认知自然会影响农户对效用的评估，进而影响农户的支付意愿。

周业安等认为不同的人扮演不同的社会角色，这些社会角色通过性别、职业、职务和政治身份等社会特征表现出来。不同社会角色的人嵌入在一个社会网络当中，他们具有异质性的社会偏好，而这种异质性社会偏好会影响他们的公共品供给意愿。周业安等在后续的对不同社会角色进行分组的比较研究中，还发现性别、民族、干部身份的社会角色都对社会偏好类型产生了显著的差异效应[22]。所以，农户社会角色的不同，影响他们支付意愿的因素也可能会出现异质性。

三、研究设计

(一)模型选择

在本次调研问卷设计中，农户对农村人居环境治理的支付意愿分为“愿意”和“不愿意”两种情况(问卷中对应的问题是“你是否愿意为你所在村庄的村内道路通行条件改善、村委会广场建设或村庄绿化建设缴纳费用？”)②。由于支付意愿为离散型因变量，适用于二值选择模型。在二值选择模型中，Logit模型和Probit模型估计结果一般差距很小，但用Logit模型参数可以更好地对回归系数进行解释。因此本文选取二元Logit模型来研究农户支付意愿的影响因素，具体模型如下：

(1)

(2)

式(1)中，p表示农户愿意对人居环境治理支付的概率；x、β分别表示一系列农户支付意愿的影响因素及其系数的向量。式(2)表示农户愿意支付与不愿意支付的机率比，将式(2)转化为线性方程，得到如下Logit函数形式：

(3)

式(3)中，p表示农户愿意支付的概率；x1,x2，…，xi是关于农户的个人特征、家庭特征、环境认知等三类自变量；β1，β2,…,βi为对应变量的回归系数；u为随机干扰项，这里假设其服从Logistic分布。

(二)变量选取

基于理论分析与已有研究，本文将从农户个体特征、家庭特征和心理认知3个层面共12个变量，来研究农户人居环境治理支付意愿的影响因素，并对不同社会角色类型的农户进行分类来研究不同类型农户支付意愿影响因素的异质性。影响因素具体如下：

(1)农户个人特征变量。包括农户的性别、年龄、受教育程度和是否担任过村干部4个变量。部分研究认为，男性在家庭生产经营决策中居主导地位，且接受新事物能力较强，对环境治理的支付意愿也更高[7]，但也有研究表明女性有更高的支付意愿[15]。一般认为，年龄越大，个人对身体健康越在意，就越可能愿意改善人居环境；也有一些年纪大的农户可能因为长期生活在农村较差的人居环境，产生了生活惯性，导致其改变现有人居环境的意愿并不强烈。另外，受教育程度越高的人对人居环境重要程度的认知会更高，支付意愿应该更加强烈[6]。村干部因为会接受更多的培训，对人居环境治理的响应程度会更高，应有较高的支付意愿。本文预期年纪越大、受教育程度越高或担任过村干部的农户支付意愿越强，性别对支付意愿的影响不确定。

(2)农户家庭特征变量。包括家庭人均收入、家庭常住人口数、非农业收入占比和人居环境现状4个变量。家庭是农户生产经营的一个基本单位，农户的经济决策自然会受到家庭各方面因素的影响。有研究表明家庭人口数量会显著影响农户的支付意愿，且因为家庭人口数量越多，生活成本就越高，农户预算受限制，其支付意愿会越低[7，23]；反之，家庭收入水平越高，农户的支付意愿也应该更强[9,24]。部分研究还证明非农收入比重对农户支付意愿有显著的正向影响[6,7,14]。行为主义认为客观现状情景将形成惯性力量，对主体预期行为产生直接影响[25]。那么农户家庭人居环境现状越好的，可能对农户的支付意愿有正向的影响。本文结合农村实际情况，为了避免受长期在外打工、上学的家庭成员影响，采用家庭常住人口数量(家庭过去一年在家居住6个月及以上的家庭成员人数)来衡量农户家庭的规模；采用家庭人均收入(农户家庭收入与常住人口数量的商)来衡量家庭收入水平，并从是否有垃圾桶、沼气池、卫生厕所来衡量农户家庭的人居环境现状(农户家中每有1项，记1分，总共3分)。预期家庭人均收入、非农收入占比和家庭人居环境现状将有正向的影响，而家庭常住人口数量有负向的影响。

(3)农户心理认知变量。包含农户关于环境对健康的影响认知、对现有环境的满意度、治理主体的认知和发展优先序的认知。人居环境对身心健康的影响应该是农户付费治理的出发点和目标，部分研究证明，农户越认为环境与健康相关，其支付意愿会越高[6,13]。对现有环境治理越满意的农户也会更加信任政府的治理政策，从而更愿意付费参与治理活动[14]。治理主体认知反映农户依赖政府的程度，如果农户越觉得政府是治理环境的责任主体，其支付意愿就应该更低。发展优先序则是经济发展与环境保护背景下每个人需要权衡的问题，如果一个农户越觉得经济发展比环境保护优先，那么他的支付意愿理应就越低。本文调研时采用李克特五分量表法表示上述变量，预期农户越觉得环境会对健康造成影响、对现有环境越满意或越觉得自己应对人居环境治理负责，则其支付意愿越高；如果农户越觉得经济发展比环境保护重要，则预期其支付意愿更低。

四、数据来源及计量结果分析

(一)样本及数据说明

本文从2017年住建部公布的《各省(区、市)改善农村人居环境示范村名单》中随机抽取了7个省共28个乡镇作为研究样本，以村道升级整治、村庄绿化、村委会广场建设等村容村貌建设活动作为主要调查内容，在2018年1～2月进行了实地调研。采用简单随机抽样的方式入户访谈了500户农户，剔除信息不真实、奇异值等情况，最终获得了446份有效问卷，实际回收率为89.2%。调研所得数据变量定义及相关描述性统计如表1所示。

(二)农户农村环境治理支付意愿的影响因素分析

(1)多重共线性检验。利用方差膨胀因子(VIF)对变量做多重共线性诊断，结果如表2所示。检验结果中方差膨胀因子(VIF)最大值为1.33，平均值为1.14，远小于10，可以认为不存在多重共线性问题。

表1 变量定义与描述性统计

表2 多重线性检验结果

(2)二元Logit回归结果。运用stata15.0软件，以支付意愿为因变量，受访者个人特征、家庭特征、环境认知等影响因素为自变量，使用稳健性标准误进行Logit回归分析，表3为整体样本的回归结果③。如表3所示，有6个变量影响显著。其中，家庭常住人口数量和治理主体认知2个变量通过了1%水平的显著性检验，家庭人均年收入、家庭人居环境现状和发展优先序3个变量通过了5%水平的显著性检验，对现居环境满意度变量通过了10%水平的显著性检验。而农户性别、年龄等个人特征变量和农户家庭非农收入占比、农户关于环境对健康影响的认知均不显著。具体如下：

个人特征变量中，农户个人特征的性别、年龄、受教育程度和是否担任过村干部几项指标对农户的支付意愿均没有显著影响。这与预期不符，但与钱文荣的研究结论相同。他认为这是因为农户处于农村社区的熟人社会网络中，农户出于降低生存风险、低成本地获得公共物品的目的，个人特征对他们支付意愿的影响会被削弱[2]。受教育程度和是否担任过村干部2个变量都不显著，看似不合常理。其中，受教育程度农户并没有表现出更高的支付意愿，一方面可能是被调研农户95.5%的受教育年限都在11年以下，即在高中及以下，而高中文化水平并不一定会帮助农户对人居环境相关知识有更深刻的认识；另一方面可能是因为有较高文化水平的农户更可能离开农村发展，农村内的人居环境治理对其未来发展没有较大意义。至于村干部没有表现出更高的支付意愿，很可能是因为村干部更多地是想在经济方面带领村民致富，人居环境并不是他们的主要关注对象。

家庭特征变量中，家庭常住人口数量和家庭人均年收入均对农户支付意愿有显著的正向影响。其中，家庭人均收入水平的影响与本文预期相符，而家庭常住人口数量的影响与我们预期相反。这可能是因为，以家庭为单位来看的话，家庭常住人口越多的农户家庭所受人居环境的影响越大，所以其支付意愿也就更高。人居环境现状对农户支付意愿有显著的负向影响，与预期相反，这可能是过往的改厕或者沼气池建立等人居环境改善措施让这些农户产生了一定的“惰性”或者经济压力，不愿意继续付费来提升人居环境。非农收入比重的影响并不显著，不符合预期，这可能是因为所调研地区仍以农业收入为主，只有19.2%的农户家庭有非农业收入。根据我们对农户的访谈了解，许多外出打工的农户只是在县城打零工，收入稳定性和支付能力并没有比农业收入强很多，所以他们的非农收入的影响并不显著。

环境认知变量中，农户关于环境对健康的影响的认知并不显著。这可能是因为农户虽然能够意识到环境对健康会产生影响，但农户是“风险厌恶者”，更愿意付费来治理对健康有明显不利影响的生态环境，而对进一步优化改善村容村貌的支付意愿并不强烈。农户对现居环境满意程度和对治理主体的认知均对其支付意愿有显著正向影响，符合预期。过去的农村环境治理给农户现居环境带来了一定改善，对这些提升感到满意的农户也更信任政府的治理政策，更愿意付费来提升村容村貌。治理主体认知的正向影响非常显著，发生比为1.45，在所有影响因素中最大。这说明农户关于农村治理是政府出钱还是自己出钱的认知起了关键性作用，如果农户觉得该由政府出钱，他就越有“搭便车”的想法，支付意愿自然会更低。农户对发展优先序的认知的影响显著为负，符合预期。农户也面临着把有限资金投入生产经营还是提高居住环境质量的两难选择问题。如果农户认为经济发展比改善人居环境更重要，那么他就更愿意把钱投入生产以谋取未来更高的经济收益，而不是提升现有的居住环境质量。

表3 整体样本下农户人居环境治理支付意愿的影响因素

注：模型整体上通过了显著性水平检验；“*”“**”和“***”分别表示在10%、5%和1%的统计水平上显著

(三)不同类型农户人居环境治理支付意愿影响因素的异质性分析

为了进一步探究在不同社会角色条件下农户对人居环境治理支付意愿的异质性，本文将选取最容易区分农户社会角色的农户性别、是否担任过村干部和是否存在非农收入3项指标来分别对整体样本进行划分类型，并以此建立不同类型农户的logit回归模型，回归结果如表4所示。

影响女性和男性农户人居环境治理支付意愿的主导因素有同有异。治理主体和发展优先序的认知对两类农户支付意愿的影响都显著且方向相同，但女性农户还受到是否担任过村干部、家庭常住人口数量、家庭人均年收入和人居环境现状等因素的显著影响；而男性农户则均不受这些因素的显著影响。从实际调研情况来看，农户家庭是典型的“男主外，女主内”的家庭分工模式。男性承担更多的农活、村内民主议事等职责，女性则承担更多的家务、教育子女的职责。因此，长期以往的分工形式可能会使女性农户在做经济决策时更加敏感和考虑更多的因素，女性农户会比男性农户受到更多因素的显著影响。

表4 不同农户类型下影响农户支付意愿的异质性分析

注：模型整体上均通过了显著性水平检验；“*”“**”和“***”分别表示在10%、5%和1%的统计水平上显著；为简洁起见，本表未报告发生比

从农户是否担任过村干部来看，村干部和普通村民的支付意愿的影响因素出现较大异质性。相同的是常住人口数量、家庭人均年收入和人居环境现状均对两类农户支付意愿有相同方向的显著影响。不同的是，村干部还受性别、年龄和非农收入占比的显著影响。同时，普通村民受到治理主体认知和发展优先序认知的显著影响，而村干部则不受影响。女性村干部比男性村干部有显著较低的支付意愿，可能是因为女性村干部一般担任的是妇女主任职务，在村内负责妇女工作，她们更加关心的是妇女权益问题，而不是整个村的村容村貌，所以支付意愿相对更低。村干部家庭非农收入占比对其支付意愿有显著的正向影响，这个与整体样本中的结果不同，很可能与非农收入来源有关。根据我们的访谈了解，村干部家庭的非农收入一般来自于城市有正式工作的子女，其子女的教育情况和工作情况往往比一般村民要好，收入较高且稳定，子女有经济实力来补贴家用。普通村民家庭的非农收入则主要来自于自己或子女外出打工，而且他们有的就是在就近县城打零工，收入不高也不稳定。至于人居环境认知方面，根据调查数据显示，88.2%的村干部都不反对村民应该对环境治理负责，74.5%的村干部认为环境治理与经济发展同等优先或者比之更优先，而普通村民的比例分别是80.3%和69.6%。所以，村干部的认知水平比普通村民要高，而且因为村干部样本数量较少，影响因素也就更难显著。也有另外一种可能，当期村干部的考核激励机制更多的是在经济发展、扶贫攻坚等任务上，人居环境改善的动机并不大。

从农户是否有非农收入来看，无非农收入农户群体和有非农收入群体支付意愿影响因素的异质性并不大。人居环境现状、治理主体认知和发展优先序认知对两个群体支付意愿均有相同的显著影响。不同的是，对于有非农收入群体，年龄对支付意愿有显著正向影响；而非农群体中，家庭常住人口数量有显著正向影响。这个不难理解，对于存在非农收入的家庭，年纪较小的农户因为长期在外工作发展，生活重心很可能逐步向城市转移；而年纪较大的农户即使暂时会在外工作，也有回乡的规划，因此支付意愿更高。至于对没有非农收入的农户群体而言，他们可能没有离开农村生活的规划，因此常住人口数量和人均收入对他们的支付意愿的影响更加显著。

五、结论与政策建议

农户作为农村人居环境治理的利益主体，其支付意愿对改善农村人居环境、实现乡村振兴战略目标有重大影响。本文基于2018年1～2月全国7省农户调研数据，采用二元Logit回归模型分析了农户对人居环境治理支付意愿的影响因素及其异质性。研究结果表明：高达72.65%的农户愿意为改善农村的人居环境付费；家庭常住人口数量、家庭人均年收入、家庭人居环境现状、农户对环境满意度、治理主体认知和发展优先序认知均对农户支付意愿有显著影响；在不同类型的农户群体下，农户人居环境治理支付意愿的影响因素呈现出异质性：相较于男性农户群体，女性农户群体考虑的因素明显更多，是否担任过村干部、家庭常住人口数量、家庭人均收入、人居环境现状等因素都对女性农户的支付意愿有更加显著的影响；影响村干部和普通村民支付意愿的因素有较大差异，性别、年龄、非农收入占比都对村干部支付意愿有显著影响，而关于治理主体的认知和发展优先序的认知对普通村民的影响更加显著；没有非农收入的农户群体可能会长期居住在农村，家庭常住人口数量和家人人均收入对其支付意愿有更显著的影响。

为激励农户加入农村人居环境治理活动，提高治理效率，基于研究结果，提出如下建议：

第一，加强宣传力度和优化宣传内容，提高并深化农户对人居环境治理的认知。一方面，政府可以通过集中宣传、培训授课等方式来改变部分农户认为经济发展优于环境保护的落后思想。另一方面，要鼓励农户充分参与到农村人居环境治理过程中，培养农户的环境治理主体自我认同意识，调动农户积极性，创建“谁污染、谁负责，谁受益、谁付费”的人居环境治理原则。

第二，探索建立村干部人居环境绩效考核机制。经济发展指标不能成为上级政府考核村干部的唯一标准，应出台适宜的考核和奖惩方案，来激励村干部主动承担人居环境治理宣传、组织责任，发挥自身的先锋模范作用。

第三，从不同农户影响因素的异质性出发，制定差异化的激励政策。例如，针对受更多因素影响的女性农户，可以通过妇女组织加强沟通交流，了解女性农户的多方面顾虑，从而更好地推进人居环境的治理。针对无非农业收入的农户家庭，要充分考虑这些农户家庭的生活负担和收入水平，通过适当补贴或者提供农业技术支持来改善他们的经济条件。另外，可以结合农村地方特色，向在外打工的农户家庭提供相关产业扶持和创业孵化政策信息，鼓励有条件的农户返乡就业、创业，将生活重心转移到农村，进而提高其人居环境治理的支付意愿。

注 释：

①数据源自国家统计局第三次全国农业普查主要数据公报(第一号)。

②只要农户对其中一项愿意缴纳费用，就记为对农村人居环境治理有支付意愿。

③本文还对样本整体分别进行了Probit回归、LPM线性回归和模型的稳健性检验，所研究的12个变量在4个模型中的显著性和正负性均相同，限于篇幅，未能一一列出。