非农就业对农民环保参与的影响：私人与公共层面的异同

李俊姿 杨志海

关键词 非农就业；环保参与；环保认知；收入差距；差序格局

农村环境作为一项独特的公共品，其治理不仅需要政府提供基本支持，更需要农民的积极参与，以发挥农民在环境治理中的主体地位。2018年，中共中央办公厅、国务院办公厅印发《农村人居环境整治三年行动方案》提出农村人居环境整治的“农民主体、激发动力”基本原则；2021年，十三届全国人大四次会议通过的《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》中明确指出要“引导社会组织和公众共同参与环境治理”，同一年，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）》再次提出工作原则要“问需于民，突出农民主体，充分体现乡村建设为农民而建，尊重村民意愿，激发内生动力”。但农村环境作为典型的公共品，具有强外部性、地域性与公共产权属性，且往往伴随着治理主体错位、群众自觉参与意识不足的问题。作为农村环境治理的直接受益者，农民理应成为环境治理的实践者与参与者，推进多元协同治理模式，提高农村公共品的供给水平［ 1］。因此，围绕农民环保参与行为展开深入研究，对于推动环境治理与提高农民福祉而言都具有重要现实意义。

1 文献综述

学者们主要从农户个体条件与外部环境条件两个方面对农民环保参与行为的影响因素展开了大量研究。其一，基于农户个体条件视角的相关研究中，学者们多围绕环保认知与农户收入展开。一方面，环境认知等对农民环保参与行为具有重要影响［2］。譬如，有学者发现环境认知水平的上升有助于农民更容易感知到农业面源污染造成的生产与生活危害，从而促进其采纳环境友好型技术［3］。另一方面，收入水平是影响农民环保参与的又一重要因素。学者们发现，收入水平越高，农民环保参与概率越高［4］，而且农业收入越高的农民更容易从环境治理中直接获益［5］。除此以外，农民的年龄、性别、文化水平等也会影响其环境意识与行为［6］。其二，基于外部环境条件的研究中，学者们多从农业生产经营特征、社会经济条件以及相关制度与政策背景展开分析。在农业生产经营特征方面，土地经营规模［7］、经营权稳定性［8］等都会对农民的环保参与行为产生一定影响；不仅如此，土地托管生产能够在一定程度上带动农户绿色生产［9］，农产品通过电商出售也会在一定程度上促进农户采纳更加环保的生产技术［10］。除此之外，在社会经济条件以及相关制度与政策背景方面，已有研究发现村庄非正式制度［2，11］、村庄社会关系［13］、法律法规［14］以及环境信息公开程度［15］等因素对农民的环保参与具有不同程度的显著影响。

与此同时，伴随着大量农村劳动力从农业转移至非农产业就业，学者们逐渐注意到非农就业对农民环保参与的影响。从理论上看，非农就业会影响农民人力与物质资本积累，进而影响家庭资源配置，对农民环保参与存在一定影响［16］。部分研究发现非农就业越多，农户的环保参与越少。例如，朱长宁等［17］的研究发现非农就业程度对农户的生态农业生产有显著的负向影响，操敏敏等［18］发现兼业经营降低了农户施用生物农药的可能性，李芬妮等［19］的研究指出非农就业抑制了农户参与生活垃圾治理。不过，也有研究认为非农就业有助于农户的环保参与［20］。尽管学者们对非农就业究竟是促进还是抑制农户环保参与的观点尚未达成一致，但这些研究至少能够表明非农就业对农民环保参与具有重要影响。

遗憾的是，上述研究往往忽略了一个重要事实，环保参与作为农民的个体决策，当面对农村环境这种公共产品时，农民可能会根据不同的情况作出截然相反的个体行为反应。究其原因主要是在中国农村传统的差序格局中，农民的行为与价值观总是体现着以“己”为中心的主义，这导致他们在面对私人层面与公共层面时的行为具有一定的差异［21-22］。正如费孝通［22］在《乡土中国》中所述：“一说是公家的，差不多就是说大家可以占一点便宜的意思，有权利而没有义务了……公德心在这里被自私心驱走”。因此，农民的个体行为应当分为私人和公共两个层面，而且他们在面对私人层面与公共层面的环保参与时应该是持不同态度的，这意味着非农就业对农民这两个方面的环保参与所带来的影响也可能不同。但遗憾的是，现有文献多从私人层面出发考虑农民环保参与，却较少从公共层面出发考虑这一问题并对其展开深入分析。

此外，为了更好地考察非农就业对农民环保参与的影响机制，现有研究多从农户的感知、认知以及收入水平等方面考虑。一方面，非农就业会改变农民对环境污染的感受与认知，从而促进其环保参与［20，23］。另一方面，非农就业提高了农民收入，改变了农民环保参与的能力，进而影响农民在环保上的人力与物力投入。因此非农就业虽然减少了农民环保参与中的劳动投入，却增加了资金等其他方面的投入［4，24］。但需要注意的是，非农就业不仅影响农户在环保参与方面的资源配置，也会造成农户内部收入差距的改变［25］。而收入差距在一定程度上能够影响农民通过集体行动提供公共物品的能力［26］。因此，从这个角度来看，非农就业带来的收入差距改变可能引起农民环保参与行为的变化。但在非农就业对农民环保参与的影响机制研究中，已有文献却较少考虑收入差距的影响。

综上所述，已有文献具有重要的启示与借鉴意义，但至少在以下几方面还存在有待完善之处：第一，相关研究侧重于农民在私人层面的环保参与，缺少对公共层面环保参与的分析研究。尽管私人层面与公共层面的行为都属于环保参与，但农民在两个层面的行为是有区别的，因此将环保参与分成两个层面研究非农就业对环保参与的影响不仅具有一定的理论意义，对更好地促进农村环境治理也具有一定的参考价值。第二，在機制研究中，现有研究多考虑农民直接收入的增加对环保资金投入的影响，较少考虑收入差距的影响。考察收入差距影响对于丰富非农就业影响农民环保参与的作用机制以及收入差距效应的认识而言都具有重要价值。第三，在机制研究中，大部分研究都认为农民的环保参与同农民的环保认知有关，但对环保认知的衡量偏重环保态度，存在过于单一的问题。第四，非农就业对农民环保参与的影响容易因外部环境条件的不同而发生变化，而以往的研究往往关注农户个体或家庭条件的异质性，对环境背景以及政府环境行为差异的影响却较少考虑。鉴于此，该研究使用中国综合社会调查（CGSS）数据，从私人与公共两个层面分析非农就业对农民环保参与的影响，进而探究环境认知与收入差距的机制作用，最后从污染水平、政府环保投入以及政府环保评价等方面考察非农就业影响农民环保参与的异质性。

2 理论分析

非农就业影响农民环保参与的结论已经被很多研究证实，但以往研究多关注与农民有直接利益关系的行为如生活垃圾处理、农药的使用等，很少关注環保捐款、环境问题投诉等具有一定公共性质的环保参与［18-19］。依据费孝通［22］在《乡土中国》中所提出的差序格局理论，非农就业对农民在私人层面同公共层面环保参与的影响是不同的。一方面，差序格局下的农民在私人层面与公共层面环保参与的态度本就不同。农民的环保参与是以“己”为核心、趋利避害，在环保参与中，农民自己的利益是最重要的，其次可能是用血缘维系的家庭的利益，再次是村庄的利益、社会的利益［22］。因此，在面对垃圾处理、资源重复利用等私人层面的环保参与时，农民可能会积极参与，但是当环保参与扩大到植树、捐款等公共层面时，农民则会趋利避害、选择性参与。另一方面，非农就业的增加使农民越来越注重私人层面的利益而淡化公共层面的付出。随着时代的发展和市场经济的冲击，农村“传统的宗族联系解体了，血缘联系弱化了，地缘联系被破坏了”，“乡土中国”由原来的“熟人社会”变为“半熟人社会”，村民对村庄的主体感在逐步丧失［27］。而非农就业在一定程度上加速了这一变迁，使得村民熟悉程度下降［28］。这进一步改变了农民对公与私的看法，减少了农民对农村公共物品的投入［29］。因此，从理论上来看，非农就业能够增加农民对与自身联系密切的私人层面的环保参与，但也会减少农民对具有一定利他主义倾向的公共层面环保参与。此外，非农就业不仅对农民环保参与产生直接影响，至少还会通过改变农民的环保认知以及影响村庄内部收入差距这两个渠道而作用于农民环保参与。

2. 1 环保认知水平

众多学者将人们对于环境污染等问题的认识以及愿意支持解决这些问题的程度或表达意愿称之为“环境关心”［55］。一般而言，农民对于生态环境污染认知水平越高，对生态环境污染问题就越重视，环境关心就越强烈［2］。非农就业的农民不仅本身具有较高的素质与接受能力，更容易接受新的环保理念。而且农民在迁移流动中受不同城市文化影响，能够在逐渐接触新事物的过程中获得更多的环保知识，从而使得环保认知水平得到提高［23］。在意识到农村环境污染问题严重性之后，农民会由于个人利他主义的责任感而产生环保行为［30］。已有研究表明，在私人层面的环保参与中，农民对环境的认知有助于其采用环保型的生产技术［39］以及参与生态补偿［30］。在公共层面的环保参与中，有研究发现农民的环保认知对农村水污染治理意愿有显著正向影响［32］。因此，该研究认为非农就业带来的农民环保认知水平的提升，促进了私人层面与公共层面环保参与。

2. 2 收入差距

收入差距受农民非农就业的影响，同时又作用于农民的环保参与。关于非农就业与收入差距之间的关系，学者们观点尚未达成一致。非农就业带来的最直观的改变是农民非农收入的增加［33］，从而可能缩小农村内部收入差距［34］，但也存在进一步扩大收入差距的可能性［35］。收入水平的变化往往会影响农民私人层面的环保行为［43］，而收入差距的改变则更多地影响农民在公共层面环保参与的变化。因为学者们普遍认为，无论是扩大还是缩小收入差距，村内收入差距的改变都会影响村庄提供公共物品的能力［36］。对于收入差距较小的群体而言，其集体行动能力较强，这类群体中的成员为了获取最大的集体利益，即使需要自己支付成本，也会促进公共产品的供给［37］。对于收入差距较大的群体而言，其集体行动能力较弱，个人会对环保参与的行为进行评估，采取使其自身利益最大化的行动［56］。更进一步，由于村内收入差距改变着人与人之间的关系［54］，而农民间的差序格局也会因此改变，因此农民会因为村内收入差距的变化而改变其对“公”与“私”的看法与行为。综上所述，在收入差距较小的村庄中，农民会更加热衷于响应集体行动以改善环境，进而提高在公共层面的环保参与。基于此，可以认为相较于收入差距较大的村庄，收入差距较小的村庄中农民更愿意做出利他的行为，从而有助于农民提高公共层面的环保参与。

3 数据、模型与描述性统计

3. 1 数据来源

文中采用的数据来自中国综合社会调查（CGSS）。CGSS 自2003 年起，在全国31 个省级行政区（未涉及香港、澳门和台湾）采用多阶分层PPS随机抽样，问卷内容丰富。目前该项目已公开2003年到2017年间的10次调查数据，但其中仅有2013年的调查包含详细的个人环保参与、环保态度、环保知识等与生态环境相关的数据，是目前研究环保行为与态度等方面少有的数据全面、来源广泛的公开数据，具有一定的代表性。因此，采用2013年的CGSS数据就非农就业对农民环保参与的影响展开研究。首先挑选出居住在农村社区的农民样本。由于非农就业、环保参与、环保认知水平等重要变量均为个人行为与认知，因此使用个人层面的数据。最后，在删除含有缺失值、异常值的样本后，得到包含全国24个省份（未涉及北京、天津、上海、广东、海南、新疆、西藏、香港、澳门和台湾）在内的3 758个农村地区样本。除此以外，考虑到外部环境对个人行为的影响，文中还加入了省级环保投入等变量，这部分宏观层面的数据来自于2013年的《中国环境统计年鉴》。

3. 2 样本农民环保参与基本情况

环保参与的衡量维度很多，以往的研究多是偏重农业生产。考虑到这些因素与数据可得性，文中从CGSS2013的问卷中选取偏重农民日常生活的10个环保参与行为的问题，每道题的“从不”“偶尔”“经常”三个不同的程度按1、2、3赋值，作为该项得分。由于问题较多，因此参考范亚西的研究通过因子分析进行降维处理［38］。通过分析得到环保参与10个指标的KMO检验值为0. 827，Bartlett球形检验值显著，说明所选的样本适合做因子分析。采用最大方差法进行因子旋转后，得出两个公因子，累计方差贡献率为50. 77%。由于第一个公因子方差贡献率为30. 67%，在垃圾分类、与亲戚朋友讨论环境问题、采购日常用品时自带购物篮或购物袋、对塑料包装重复利用、主动关注媒体中报道的环境问题和环保信息5个指标上载荷较大，因此将这5个指标归为一类，命名为“私人层面的环保参与”（表1）。第二个公因子方差贡献率为20. 1%，在为保护环境捐款、积极参加政府和单位组织的环境宣传教育活动、积极参加民间环保团体举办的环保活动、自费养护树林或绿地、积极参加要求解决环境问题的投诉和上诉5个指标上载荷较大，因此将这5个指标归为一类，命名为“公共层面的环保参与”（表1）。

从表1的统计结果来看，农民在私人层面比公共层面的环保参与度更高，私人层面的环保参与均值为8. 27，公共层面的环保参与得分均值为5. 59。仅看私人層面的环保参与，农民参与较多的是自带购物篮或购物袋、对塑料包装袋重复利用。在公共层面的环保参与，农民的参与程度都比较低，参与最多的是自费养护树林或绿地。由此可见，受访农民更倾向于参与和自己联系较多、易于参加的环保活动，对于与自己联系不大的具有一定公共性质的环保活动参与较少。

3. 3 变量设置及描述性统计

3. 3. 1 环保参与

由于上文已将环保参与分为“私人层面的环保参与”与“公共层面的环保参与”两组，因此下文对每组的5个问题重新进行因子分析，并计算得出不同层面的得分代表农民的环保参与。对“私人层面的环保参与”重新进行因子分析后，KMO值为0. 632且通过巴特利球形检验，最后得到2个公因子，计算总得分并命名为“私人层面的环保参与度”。对“公共层面的环保参与”重新进行因子分析后，KMO值为0. 762、通过巴特利球形检验，得到1个公因子，将公因子得分命名为“公共层面的环保参与”。

3. 3. 2 非农就业

已有许多研究对非农就业进行了衡量，多数研究都从非农就业数量占家庭劳动力比例的角度衡量非农就业［39-41］，也有研究从非农就业收入占家庭总收入的角度衡量非农就业［42］，但这些研究都是考虑非农就业对家庭的决策与行为的影响。而环保参与、环保认知水平等均为受访者本人的行为与认知，同时受限于数据的可得性，该研究的非农就业变量通过问题“是否有过务工经历”衡量。受访者本人曾经有过务工经历或正在从事非农工作的为“1”，其他为“0”。

3. 3. 3 环保认知水平

已有研究对于环保认知水平的衡量往往是主观的，比如自评对环保知识的了解程度、对自然环境的重要性打分等［23］。但环保认知水平并不是农民主观的判断，因此使用个体对环保知识客观的认识与了解来衡量环保认知水平更加客观。据此，选取10个对受访者提出的客观问题对农民环保认知水平进行衡量：“1. 汽车尾气对人体健康不会造成威胁”“2. 过量使用化肥农药会导致环境破坏”“3. 含磷洗衣粉的使用不会造成水污染”“4. 含氟冰箱的氟排放会成为破坏大气臭氧层的因素”“5. 酸雨的产生与烧煤没有关系”“6. 物种之间相互依存，一个物种的消失会产生连锁反应”“7. 空气质量报告中，三级空气质量意味着比一级空气质量好”“8. 单一品种的树林更容易导致病虫害”“9. 水体污染报告中（5）类水质意味着要比（1）类水质好”“10. 大气中二氧化碳成分的增加会成为气候变暖的因素”。每个问题答案正确得1分，回答错误或不知道得0分，将10个问题得分加总得分来衡量环保认知水平，得分越高说明受访者环保认知水平越高。

3. 3. 4 收入差距

衡量收入差距的方法有很多，其中应用最广泛的是基尼系数，但是基尼系数对高收入与低收入的反映变化不够灵敏，并且其多用来衡量一个国家或地区的收入差距［44］。而文中若以村为单位计算村庄内部的收入差距，每个村的样本量仅有15～30个，可能出现个体间收入变化较大的情况。因此参考徐舒等［45］的研究采用对数收入的方差来衡量村内收入的离散程度，村内收入的离散程度越大代表村内收入差距更大。收入的方差通过如下公式进行计算：

其中：yi 为家庭年收入的对数，yˉ表示每个村的平均收入，N 是样本量大小。

3. 3. 5 控制变量

一般而言，个人特征、家庭特征以及区域特征会影响个体的环保行为。参考现有文献［13，23］，选取的个人特征有：年龄、性别、教育程度、政治背景、社交状况、互联网使用、社会阶层、宗教信仰、健康状况、是否参与村委会选举；家庭特征有家庭经济地位、居住地类型、家庭规模、父亲的职业背景、家庭政治背景、家庭教育背景；区域特征有污染指数、省环保投资占GDP的比重。其中，污染指数按照郭显光的方法［46］，采用改进的熵值法构建省级环境污染的综合指数，使用的主要指标包括各省份的废水排放总量、二氧化硫排放总量、氮氧化物排放总量、烟（粉）尘排放总量、工业固体废物产生量。相关变量的设置、定义及描述性统计见表2。

3. 4 模型设定

3. 4. 1 基准模型

由于因变量为连续变量，因此基准回归模型使用OLS回归。检验非农就业对私人层面、公共层面环保参与度的回归模型表达式为：

其中：envi 指环保参与，当i=1时为私人层面环保参与度，i=2为公共层面环保参与度，offfarm_work 指非农就业，persont、familyt、areat 分别为个人特征、区域特征、家庭特征三个层面的控制变量，γ3t、γ2t、γ3t 分别为这三个层面控制变量的系数，ε1 为随机扰动项。

3. 4. 2 2SLS回归模型

考虑到可能存在遗漏变量问题，从而导致回归（2）产生内生性问题，故进一步使用工具变量法进行回归。已有研究发现，非农就业决策会受到周围人的影响［47-48］。譬如，村一级的非农就业情况会影响农民个体的非农就业决策。但是，村一级的非农就业情况并不会直接影响个人的环保参与。因此借鉴谢勇等［48］对非农就业变量选取的方法，采用除受访者以外的本村的非农就业人口占比作为非农就业的工具变量，进行两阶段最小二乘法（2SLS）估计。对工具变量选择的有效性检验在实证部分展开。该研究加入工具变量后，进行二阶段回归：

4 非农就业对农民环保参与影响的估计结果

4. 1 基准回归及2SLS回归结果

为了检验非农就业对农民私人层面、公共层面环保参与度的影响，首先采用OLS模型进行回归，估计结果见表3。由于普通的OLS回归具有内生性问题，该研究将重点分析加入工具变量后的估计结果。弱工具变量检验结果显示，Cragg?Donald Wald F值为570. 921，远远大于10%水平上的值16. 38，因此，选择本村去掉受访者后的村内非农就业比作为工具变量是合适的。

表3回归结果显示，非农就业变量对农民在私人层面的环保参与具有正向影响，而对农民在公共层面环保参与的影响是负向的，两个检验都在1%的水平上显著。这说明，随着非农就业的增加，农村居民本来重视“私”而轻视“公”的态度并未好转甚至可能加剧，非农就业并不能促进农民在公共层面的环保参与。造成这种结果的原因，一方面是因为理论分析部分所提出的，即非农就业使得农民与村庄的联系变淡，村庄的公共环境在农民的差序格局中逐渐被淡化，农民更加注重“私”而忽视“公”。另一方面，依据上文对农民环保参与的定义可以发现，农民在私人层面的环保参与主要是与其自身关系密切的日常私人活动，而农民公共层面的环保参与更多是与其自身关系不大或具有一定利他主义倾向的社会公共活动。因此，农民私人层面的环保参与不仅能给自己带来一定的直接利益，而且参与便捷、成本较低。而农民在公共层面的环保参与付出的成本较高，特别是金钱与时间成本，这不仅难以给个体带来好处，还可能牺牲自己的利益。因此，非农就业促进了农民私人层面的环保参与，却降低其公共层面的环保参与。

控制变量方面，在个人特征变量中，女性更倾向私人层面的环保参与，而男性更倾向公共层面的环保参与。此外，教育、政治面貌、社交状况、宗教信仰均能显著促进农民在两个方面的环保参与。同时，社会阶层越高，农民在公共层面的环保参与度越高，而社会阶层对农民私人层面的环保参与没有影响。限于篇幅，省略了对控制变量估计结果的讨论部分。读者若有需要，可向作者索取。

在家庭特征变量中，居住地类型对农民在私人层面、公共层面的环保参与均在1%的统计水平上显著，即非农村地区的农民，受城市环境氛围的影响而更愿意参与环保。这也从侧面印证了非农就业经历在一定程度上能够通过提升农民的环保认知进而影响他们环保参与行为。

在区域特征变量中，污染指数对农民私人层面的环保参与的影响在1%的统计水平上显著，这说明污染程度越严重，该省农民在日常生活中的环保参与行为越多。省环保投资比例占GDP比重越高的地区，农民在公共层面的环保参与度越低，说明政府对公共层面的环保投入较多，在一定程度上挤出了农民在公共层面的环保参与［49］。

4. 2 稳健性检验

为了保证基准回归结果的稳健性，该研究采用替换解释变量与改变回归分析模型的方法进行检验。其中，解释变量仍然按照因子分析的结果区分为私人层面的环保参与和公共层面的环保参与两个变量，但采用对两个层面各自5个问题原始得分进行加总的方式来测量，数值越大表明受访者参与频率越高。由于这类问题得分属于序数，在替换核心被解释变量后，该研究采用Oprobit模型回归和IV?Oprobit模型进行回归。其中，IV?Oprobit模型中内生性检验参数atanhrho_12都在1%的统计水平上显著，说明所选工具变量并非弱工具变量。此外，文中也将工具变量对农民的环保参与进行了直接回归，结果显示村级非农就业对农民环保参与并无直接影响，满足工具变量的外生性要求。表4给出了非农就业对农民环保参与影响的稳健性检验结果。表4显示，无论是作用方向还是显著性状况，非农就业对农民在两个层面环保参与的估计结果与表3基本一致。因此可以认为，基准回归的结果是较为稳健的。

4. 3 作用机制检验

为了探究非农就业对环保参与度的影响机制，该研究进一步参考温忠麟等［50］总结的中介效应检验方法，对作用机制进行检验。结果发现非农就业带来的环保认知水平的提升会促进两个层面的环保参与，但是非农就业带来的村内收入差距的缩小对个人层面的环保行为无影响，仅仅促进公共层面的环保参与。这说明私人层面的环保参与更多取决于个人因素，而公共层面的环保参与更多取决于农民对外部环境的认知。这个解释也符合费孝通所提出“差序格局”的概念，即农民的行为与价值观通常以“己”为中心，改变差序即改变农民对“己”的衡量，会影响到农民行为与价值观的改变［22］。非农就业带来的环保认知提升是个人因素的改变，并未改变人与人之间的差序格局。但是對于村内收入差距的缩小，影响到了农民对“己”的衡量，使农民对所处外部环境的认知发生了改变，农民的“差序”随之而变，公共环保被农民纳入“己”的范畴，被当成“私事”。由此，收入差距的变化引起的差序格局的改变并未使农民原来私人领域内的环保行为发生变化，而仅仅是促进了农民更多参与公共领域内的环保行为。

4. 3. 1 环保认知的中介作用

表5给出了环保认知水平的中介效用检验结果，并计算了环保认知水平的直接效应与间接效应。由表5可以看出，环保认知水平在非农就业对农民私人层面的环保参与的影响中存在中介效应，在非农就业对农民公共层面的环保参与的影响中存在遮掩效应。首先，非农就业对农民的环保认知水平有显著的正向影响。其次，环保认知水平对农民私人层面环保参与的作用结果在1%的水平上显著为正，并且非农就业对农民私人层面环保参与的结果也有显著的正向影响。最后，结合表3的估计结果，即在不加入环保认知水平变量时，非农就业对农民在私人层面环保参与影响显著。这说明环保认知在非农就业对农民私人层面的环保参与行为之间起着部分中介作用，间接效应为0. 029，间接效应占总效应的比重为11. 4%。对于整体而言，非农就业对农民在私人层面的环保参与的影响路径主要通过直接效应来实现。

此外，结果还显示环保认知水平在农民公共层面的环保参与中存在遮掩效应，即通过环保认知水平的提升，非农就业对农民公共层面环保参与的负面影响减小了。

由表5可知，环保认知水平和非农就业对农民在公共层面环保参与都具有显著影响，但前者影响为正，后者的影响为负。这说明环保认知水平在非农就业对农民公共层面的环保参与的影响中存在遮掩效应，间接效应在总效应中比重为9. 2%。由此可以得出结论，非农就业虽然抑制了农民公共层面环保参与，但在这个过程中，非农就业提高了农民的环保认知水平，从而在一定程度上增加了农民公共层面的环保参与。

4. 3. 2 收入差距的中介作用

表6报告了收入差距的中介效应检验结果结果表明，收入差距在非农就业对农民私人层面的环保参与中存在部分中介作用，在农民公共层面的环保参与中存在遮掩效应。

具体而言，非农就业对村内收入差距具有显著的负向影响，即非农就业缩小了村内收入差距，而村内收入差距农民在公共层面的环保参与也具有显著的负向影响。此外，当将村内收入差距与非农就业变量同时放入回归模型时，非农就业对农民私人层面的环保参与的影响显著为正，对公共层面的环保参与影响却显著为负。因此，村内收入差距在非农就业对农民私人层面环保参与影响中不存在中介作用，但在对农民公共层面的环保参与的影响中起遮掩效应。其中，遮掩效应中间接效应在总效应中的比重为37. 4%（表6）。这说明，非农就业缩小了村庄内部的收入差距，并进一步促进非农就业对农民私人层面环保参与的正面影响，并缓解非农就业对农民公共层面环保参与的负面影响。

5 异质性分析

由于农民环保参与行为的驱动因素不仅有农民的环保认知及其收入，还容易受到外部环境的制约，因此在接下来的分析中引入省环保投资占GDP比重与污染指数进行异质性分析。又考虑到上文发现农民即使认识到环保的重要性，但是可能出于对政府的依赖与观望心理不作出环保参与行为，因此又引入农民对政府环保工作评价变量进行异质性分析。农民对政府环保工作评价变量主要由“你认为近五年来，你所在地区政府的环境保护工作做得怎么样？”与“你认为近五年来，中央政府的环境保护工作做得怎么样？”两个问题得分加总得出，值越大表明个体对政府环保参与的评价越好。此外，限于篇幅，此处省略了异质性回归结果相关表格，若有需要，可向作者索取。

5. 1 不同环保投资比重下非农就业对农民环保参与的影响

各省份环保投资占GDP比重存在差异，这说明不同省份对环保治理投入与重视程度不同，而这将会影响到不同地区的环保设施提供水平与环保治理情况，从而导致该省居民环保参与程度的差异。因此，将各省环保投资占GDP比重进行排序，根据中位数将样本分为环保投资占GDP比重较高的省份和环保投资占GDP比重较低的省份，进行分组回归。估计结果表明，就私人层面的环保参与而言，无论政府环保投资比重高低，非农就业都显著促进了农民环保参与。就公共层面的环保参与而言，政府环保投资比重较高时，非农就业对农民环保参与的影响显著为负。在环保投资占比较低的地区，非农就业对农民公共层面的环保参与没有影响。这与胡慧［51］的研究结论一致，可能是由于政府层面对环保的投入过多，或者大包大揽而导致农民公共层面的环保參与降低。这意味着政府在进行环保投资的过程中，应该确定合理的引导机制，权衡农民在个人及公共层面的行动变化，更好地带动农民参与环保。

5. 2 不同污染指数下非农就业对农民环保参与的影响

考虑到不同地区的污染程度不一致，农民的环保参与也可能会因此而存在差异。因此采用熵值法计算不同省份的污染指数以衡量其污染情况，并以污染指数中位数为划分标准，将样本分成污染指数较高和污染指数较低两组，进行分组回归。研究发现，在污染较严重的地区，非农就业对农民私人层面与公共层面的环保参与影响程度与总样本的结果相比差异较小。在污染程度较低的地区，非农就业对农民私人层面环保参与没有显著影响，但对农民公共层面的环保参与有显著的负向影响。原因可能是，在污染不严重的地区，农民对环境污染的担忧程度较低，因此平时并不愿意为私人层面的环保进行投入［52］。这个结论进一步验证了农民对私人层面和公共层面环保参与的态度是不同的。对于农民而言，公共层面的环保本身属于“公家”，并且污染不严重时公共环境对农民私人领域的影响很小，因此农民并不愿意参与更多公共层面的环保行动。

5. 3 不同政府环保工作评价下非农就业对农民环保参与的影响

个人对政府环保工作的评价作为外部因素，也会影响个人的环保参与。因此，根据农民对政府环保工作评价总分的中位数，将样本划分为较高评价组和较低评价组进行分组回归。结果表明，当对政府环保工作评价较低时，非农就业对农民私人层面和公共层面的环保参与均没有显著影响。这表明，如果个人对政府环保工作评价较低，非农就业难以影响农民的环保参与。近年来，环境保护作为公共物品，主要依靠政府宣传教育带动农民参与，个人对政府的评价实则反映了对政府的信任度，所以在评价低时，农民对已实施的政府行动的成效并不满意，将不会积极主动地响应政府环保宣传［52］。因此无论农民有无非农就业，其在私人层面还是公共层面的环保参与都难发生改变。此外，对政府环保工作评价较高时，农民的非农就业对私人层面环保参与正向影响和公共层面环保参与负影响的估计系数绝对值都变大了。这与刘伟等人对政治信任与制度参与的相关研究结论非常相似［52］。非农就业增强了农民的环保认知水平，同时非农就业也使得农民认识到政府在环保工作方面的投入和努力，提高了农民在私人层面的环保参与。但由于出于对政府的信任以及对政府一定程度的依赖［31］，农民在公共层面的环保参与减少，对公共环保事业的付出减少，也更专注于与自身联系密切的私人层面的环保参与。

6 结论与建议

利用CGSS的数据，将农民的环保参与分为私人层面与公共层面，探究非农就业对农民在不同层面环保参与的影响，同时验证了农民环保认知水平、村庄收入差距在其中的中介作用。与已有研究相比，该研究最主要的贡献在于，探究了非农就业对农民私人层面与公共层面环保参与影响的差异及其作用机制。主要的研究结论如下：第一，非农就业有助于农民在私人层面的环保参与，但阻碍了农民在公共层面的环保参与。第二，非农就业通过提高农民环保认知水平进一步促进了农民私人层面的环保参与，而非农就业带来的农民环保认知水平的提高以及村内收入差距的缩小，则在一定程度上抑制了非农就业对农民公共层面环保参与的负面影响。第三，地方政府的威信与行为影响着非农就业对农民环保参与的作用大小。一方面，政府环保投资多的地区，非农就业对农民私人层面、公共层面的环保参与的影响程度远高于投资少的地区。另一方面，随着近几年政府对环保的宣传与投入的增加，对政府工作评价较高的农民，非农就业更容易促进其私人层面的环保参与，但限制了其公共层面的环保参与；而对政府工作评价较低的农民，非农就业对其环保参与没有影响。第四，在污染较轻的地区，非农就业虽然对农民公共层环保参与的影响依然显著为负，但对其私人层面的积极影响并不显著。

农村环境是一件公共物品，而农民对于私人与公共层面的环保参与是不同的。基于上述研究结论，得出以下启示：第一，非农就业能够促进农民在私人层面的环保参与，在越来越多农民非农就业的背景下，促进私人层面的环保参与是较为容易的。但在政策上政府还应该进行相关的宣传以增加农民的环保认知水平从而进一步增加其参与程度。第二，非农就业实际上将村庄在农民的差序格局中推得更远，因此非农就业会抑制农民在公共层面的环保参与。随着市场经济的发展，非农就业的增多导致农民与村庄联系减少，从而影响村民作为“主人翁”参与环境公共物品的提供。因此应该利用好村委会、集体经济组织以及其他社会组织，加强农民与村庄的联系，增强农民对村庄的认同感，同时增加公共层面的环保活动供给，以发挥村民在环境治理中的主体作用。第三，进一步缩小村内收入差距，以增强村庄凝聚力，让村庄公共环境成为村民眼中的“私事”，从而增加其公共层面的环保参与。第四，进一步增加对农村环境的污染治理投入，同时提高政府工作成效，以带动农民的环保参与。

最后，虽然该研究在探究非农就业对农民私人与公共层面的环保参与的影响方面作出了努力和探索，但也存在一些不足。首先，非农就业的工具变量采用的是村级层面的非农就业比例，尽管通过了工具变量检验，但依然可能存在部分内生性问题未能有效解决。其次，在模型建构上，未能解决同一省份内部不同农民之间可能存在的相关性而引起的估计结果偏误问题。再次，该研究并没有细致地考虑农民在不同行业的非农就业会对其环保认知与环保参与产生不同影响，尤其是当其所处行业与环境保护有密切关系的时候，农民可能为了经济利益有更多的公共层面的环保参与。但由于数据的局限性，难以对农民非农就业的行业进行异质性分析。最后，该研究采用的数据集为CGSS2013，尽管数据全面、来源广泛、可信度较高，但仍存在一定滞后性。因此，未来的研究可以使用时效性更高的数据，并考虑同一省份内部农户间的组内相关性问题，使用更科学的方法展开进一步分析。