村规民约、邻里效应与农村人居环境整治参与——基于浙江省的农户调查

谢 巍

（河南财经政法大学 工程管理与房地产学院，河南 郑州 450002）

农村作为农民生产生活的重要场所，其环境的好坏直接关系到农民生活质量水平和农业生产效率。随着物质生活的改善和消费能力的增加，农村出现了“垃圾围城”等环境问题，农村人居环境面临严峻挑战。改善农村人居环境，建设美丽宜居乡村，是乡村振兴战略的重要内容。2018年12月，中央农村工作会议强调“要抓好农村人居环境整治三年行动，从农村实际出发，重点做好垃圾污水处理、厕所革命、村容村貌提升”。2021年，中共中央办公厅、国务院办公厅印发《农村人居环境整治提升五年行动方案（2021—2025年）》，要求进一步改善农村人居环境、加快建设生态宜居美丽乡村。农户作为美丽乡村建设的直接参与者和受益者，是人居环境整治的核心主体，研究农户参与人居环境整治问题，对于推进农村环境改善、建设美丽农村具有重要的指导意义和启示。

关于农村人居环境整治问题，许多学者已经进行了不同角度的探索。从整治效果来看，农村生活垃圾管理服务水平仍然较低，且区域间存在显著差异[1]，农村污水处理效果欠佳，资源浪费现象严重[2]；从农户整治参与行为和意愿来看，环境意识、制度信任、受教育程度、社会规范和地方依恋等因素对农户参与具有显著的正向影响[3-5]。现有研究已经取得了丰富的研究成果，但仍可以从以下两方面加以拓展：第一，现有研究多关注农村人均环境整治中的某个方面问题，少有研究从两个及以上方面来总体考察农村人居环境整治问题；第二，现有研究多从认知和政策角度来分析农户参与农村人居环境整治的行为逻辑，从非正式制度和社会交互的角度来进行探讨的还不多见。

基于此，本文运用浙江省农户调研数据，以生活垃圾分类处理和生活污水处理排放两种农村人居环境整治行为为例，将村规民约和邻里效应纳入同一分析框架，探讨农户参与农村人居环境整治的行为逻辑，以期为农村环境治理提供理论依据，为美丽乡村建设提供政策启示。

1 理论分析与研究假说

1.1 村规民约与人居环境整治参与

自开展农村人居环境整治行动以来，各地均对农村厕所改造、污水处理、垃圾收运等任务作出详细部署。政府支持和推动下的农村人居环境整治实质是通过基础设施、环境保护等公共产品的供给，保障并完善农民生产生活空间，改善村庄居住环境[6]。政府主导的整治模式忽略了农户参与的重要性，同时存在效率低、成本高的问题[7]。

与正式制度不同的是，非正式制度会对集体行动产生约束作用，这种不基于法理的约束机制会有效降低政策执行的成本[8]，也能保证因个体参与集体行动的动机和态度的不同，促进集体行动内部个体行动的一致性和提高集体行动的有效性[9]。村规民约作为一种非正式制度，通过价值引导和惩戒监督等机制在对农户行为发挥着重要作用[10]。村规民约作为农户的行为准则，反映的是主流价值观，包含着社会公众对农户行为的期望[11]。在推进农村人居环境整治的初始，农户对此并不了解，而村规民约中的环境行为规范，无论是强制性的还是自愿的，对农户而言是一种社会压力，会迫使其服从村规民约、与他人环境行为保持一致。基于以上分析，提出假说1：村规民约正向影响农户参与农村人居环境整治。

1.2 邻里效应与人居环境整治参与

社会互动理论认为，个体决策受到共同社会群体其他成员的行为或特征的影响，而这种影响不是通过市场的价格机制或者非市场的合同机制进行协调，而是直接通过个体之间的互动来实现的[12-13]，这种他人行为或特征对个体决策的影响被称为邻里效应[14]。

本文研究的邻里效应是指农户在参与人居环境整治上受周围人影响所持有的一种符合自身利益的情感认同或行为预期，体现了更高的一般化信任水平[15]。因为农户长期生活在同一社区，他们拥有相似的价值体系和文化特征，并在长期的实践过程形成了一些特定的行为准则和环境理念。当人居环境整治要求周边农户参与时，多数农户缺乏清晰认知，但他们会和周围人进行信息交换并参照周围人的行动来决策。因此，当周围人积极参与人居环境整治时，农户也倾向于参与。基于以上分析，提出假说2：邻里效应正向影响农户参与国家公园生态保护。

除此之外，农户的行为总是处在一定的社会环境下，受环境情景的影响[16]。就农户参与农村人居环境整治而言，如果村规民约执行松散，周围人参与人居环境整治就少，因为农户选择偷懒的社会成本非常低，农户参与人居环境整治不具有一致性；如果村规民约执行严格，农户参与人居环境整治就有了外部压力，周围人参与的积极性也相应提高，农户为了保持一致也会选择服从相应的村规民约，进而促进其参与人居环境整治。根据以上分析，提出假说3：村规民约在邻里效应对农户参与人居环境整治的影响中起正向调节作用。

2 数据来源、变量选择和模型构建

2.1 数据来源

本研究基于2020年3—4月浙江省的实地农户调查数据。以地理位置和区域经济差异等为依据，选择苍南、平湖、新昌、临安4个县市，按照典型抽样和随机抽样相结合的原则展开调查。每个县（市）根据人均可支配收入指标分层抽取2个乡镇，每个乡镇抽取3个村，每个村随机抽取10户农户，共收集223个样本，剔除无效数据后，得到有效样本215个。调查内容主要包括农户家庭基本特征信息、对农村人居环境整治的认知、参与农村人居环境整治行为等方面。

2.2 变量选择

2.2.1 因变量

根据上述分析，结合问卷设计，人居环境改善分别用“是否进行生活垃圾分类处理”和“是否进行生活污水处理排放”两个指标来衡量，指标衡量标准为李克特量表（1～5分），分别代表“非常不同意”“不同意”“一般”“同意”“非常同意”。

2.2.2 自变量

本文的第一个核心自变量是村规民约。考虑到执行的有效性，从农户角度出发，采用他们对执行效果的直接评价来衡量当地的村规民约状况，农户对村规民约的效果感知，从低到高分别赋值为1～5分。

本文的第二个核心自变量为邻里效应。参考李涛等[13]的研究选择“周围人积极参与人居环境整治”来表示邻里效应，通过对此问题的直接评价分别赋值为1～5分。

2.2.3 控制变量

除核心自变量外，参考相关研究[17-19]，农户个人的人力资本，包括年龄、性别、受教育水平、政治身份，农户的家庭规模、收入水平、家庭位置和对生态环境的认知等都对其参与人居环境整治有一定影响。

具体变量定义及统计参见表1。

表1 变量的定义和描述性统计

2.3 模型构建

本文所研究的被解释变量，两种人居环境整治参与行为均为离散排序变量，选用OLS模型并不合适，因此本文采用常见处理有序被解释变量的ologit（ordered logit）模型。模型设定如下：

式中：i为农户；Yi为被解释变量，分别代表是否进行生活垃圾分类处理和是否进行生活污水处理排放；regul、nebour分别为研究中重点关注的村规民约、邻里效应的代理变量；X为其他控制变量；εi为随机误差项；α1、α2、α3和γ为需要验证的待估系数。

F(·)为某非线性函数，具体形式为：

式中：Yi*为Yi背后不可观测的连续变量；μ1、μ2、…、μJ-1为待估系数（μ1＜μ2＜…＜μJ-1）。

Yi*为潜变量，满足：

3 实证结果分析

3.1 农户参与人居环境整治行为的统计分析

表2显示了农户参与两种人居环境整治行为的状况。总体上看，绝大多数农户都主动参与农村人居环境整治行动，仅有少数人没有参与。具体来看，对“生活垃圾分类处理”持同意及以上意见的有160人，占比超过73%，而对“生活污水处理排放”持同样意见的有132人，占比为61.40%。另一方面，对进行生活污水处理排放持中庸意见的农户比进行生活垃圾分类处理的农户多了12%左右，这可能与两种不同行为的参与难度和参与成本有关。上述的统计结果表明，自推进农村人居环境整治以来，大量农户参与了进来，并已取得了一定的政策成效，然而农户参与农村人居环境整治的行为机制是什么，还需进一步研究。

表2 农户参与人居环境整治状况

3.2 村规民约、邻里效应对农户参与人居环境整治的影响

表3汇总了村规民约和邻里效应对农户参与人居环境整治的影响情况。方程1结果显示，邻里效应变量，即周围人积极参与人居环境整治对农户进行生活垃圾分类处理有正向影响，且在10%水平下显著。同样地，方程3也表明，邻里效应对农户进行生活污水处理排放也具有显著的正向影响，且通过了1%的显著性水平检验，验证了假说1。从村规民约变量来看，方程1和方程3都证明，村规民约对农户进行生活垃圾分类处理和进行生活污水处理排放均具有显著的正向影响，且都在1%水平下显著，也就是说，农户对村规民约评价越高（村规民约执行状况越好），越容易参与人居环境整治，验证了假说2。除此之外，方程2和方程4的模型估计结果表明，邻里效应和村规民约的交互项均对农户参与人居环境整治产生了显著的正向影响，且通过了1%显著性水平检验，表明村规民约提升了邻里效应对农户参与人居环境整治的影响，验证了假说3。从以上的模型结果可以看出，无论是进行生活垃圾分类处理还是进行生活污水处理排放，村规民约和邻里效应都是影响农户参与这两种行动的重要因素，同时村规民约在农户参与两类生态保护行动中发挥了调节作用。

3.3 边际效应

由于ordered logit模型的参数含义不直观，表3中的结果只能从显著性和参数符号方面给出有限的信息。因此，通过进一步的计算得出核心解释变量对进行生活垃圾分类处理和生活污水处理排放的边际效应。表4列出了相应的模型估计结果。

表3 模型估计结果

表4 模型边际效应估计结果

以进行生活垃圾分类处理为例，在不考虑调节效应的情况下，当所有其他控制变量处于均值时，农户对村规民约评价每增加一个单位，农户对“进行生活垃圾分类处理”评价为一般的概率会下降16.3%，评价为同意的概率会下降0.7%，评价为非常同意的概率会增加16.9%。同样地，邻里效应每增加一个单位，农户评价为一般、同意和非常同意的概率分别是下降0.7%、下降0.3%和增加7.3%。说明随着村规民约的执行和邻里效应的增强，农户参与生态保护的概率会大大提升，而且同等条件下，邻里效应的影响程度比村规民约要低。若考虑政策支持调节效应的影响，不难发现，邻里效应每增加一个单位，农户对参与“生活垃圾分类处理”的评价为一般的概率会下降9.1%（0.091＞0.07），评价为同意的概率也由原来的-0.3%增加到0.8%，评价为非常同意的概率会增加到8.2%。类似地，在生活污水处理排放的行为中也有相同的影响。上述的结果再次表明，村规民约和邻里效应对农户参与人居环境整治产生了正向的显著影响，同时村规民约的存在使得邻里效应的影响作用增强。

4 结论与政策启示

4.1 结 论

本文基于浙江省215份农户调查数据，从村规民约和邻里效应两个角度考察了农户参与人居环境整治行为。研究结果表明：① 在农村人居环境整治中，村规民约和邻里效应均发挥了显著的正向作用；② 邻里效应通过农户与周围人之间的社会交往相互影响，从而保证了集体行动的一致性，对农户参与行为有显著的正向影响；③ 同等条件下，村规民约作为一种非正式制度，有很强的引导作用，而且能够有效增强邻里效应的影响，在他们之间发挥着正向调节作用。

4.2 政策启示

农村人居环境整治，是建设“美丽乡村”、实现乡村振兴的重要任务。本文的研究可以提供以下政策启示：① 重视邻里效应作为一种社会交往的重要力量，在合作社、村民小组等集体形式上大力宣传以加强农户认知和相互交流，并对参与人居环境整治行动的农户给予正面反馈以形成良好的社会氛围。② 强化村规民约的引导作用。进一步完善村规民约的内容和形式，重视村规民约的执行，加强不同社区之间的合作，形成良好的社会监督等。③ 加强宣传，强化认知。加大人居环境整治参与方式、案例等资讯的曝光，形成良好的保护氛围；结合农户需求，给予合理补偿，提升农户参与人居环境整治的信心。