非农就业对农户生活污水排放行为的影响研究

鞠海琴,张红霄,陈 甲,吉 星

(南京林业大学经济管理学院,江苏 南京 210037)

农村生活污水问题作为当前人居环境整治中最突出的短板阻碍着治理目标的实现[1]。根据对中国22省396村的调研结果发现,农村生活污水难以治理的根源在于农户参与治理的积极性不高,农户随意分散的排放行为加大了污水源头治理的困难[2]。如何提升农户污水治理参与的热情,引导规范农户的排污行为已成为农村人居环境治理中迫在眉睫的问题。

当前学界对于农户环境治理参与行为影响因素的探讨主要包括:外部环境因素,如经济激励、政策约束以及非正式制度均会对农户环境治理参与行为产生一定影响[3-5]。内部因素影响,如农户禀赋特征、风险偏好、环境认知以及非农就业特征也会对农户环境治理参与行为产生显著影响[6-9]。随着城镇化程度的不断加深,农村人口向城市聚集的趋势还在继续,同时农村第三产业的兴起也为村庄劳动力提供了大量的本地就业机会。非农就业所带来的农户职业类型或就业区域的持续性转变不但改变了农户家庭的资源配置,还不可避免地影响到农户的环境治理参与[10]。因此,从非农就业角度切入探究农户污水排放行为对于积极提升农户的污水治理参与具有一定现实意义。

有学者认为非农就业带来的收入效应可以促进农户环境治理方面的资金投入,进而提升其环境治理参与[11]。对于有非农就业经历的农户而言,城市的工作和生活有助于培养农户的环境素养,显著提升其环境认知水平。环境认知水平较高的农户,其参与环境治理的积极性也相对较高[9, 12]。但也有学者发现农村劳动力人口的大量流出不仅降低了农户的村庄归属感,还带来了农村空心化问题。而村庄的环境治理属于公共事务,环境治理目标的实现离不开农户的共同参与,长时间的外出务工削弱了农户与村庄间的联系,从而弱化农户参与环境治理的动力[13-15]。

另外,非农就业所引起的家庭从业结构的变化使得农户在资本禀赋上的表现产生了明显的异质性。资本禀赋是指农户所拥有的能够直接影响其行为决策的资源与能力,现有研究主要从人力资本、社会资本、金融资本与物质资本4个维度进行讨论[16-18]。资本禀赋的异质性使得不同农户对生态环境的需求产生分化,因此环境治理行动无法达成一致[19]。事实上,农户作为行为主体在进行决策时往往会面临资本禀赋的约束。这意味着农户可能会因为禀赋要素的不足而选择放弃参与环境治理[20-23]。

本研究基于江苏省农户的调研数据,以资本禀赋作为中介变量,通过构建中介效应模型验证各维度的资本禀赋在非农就业影响农户污水排放行为中的中介效应。从资本禀赋视角揭示了非农就业对农户生活污水排放行为的影响,为理解农户污水排放方式的选择,推进农村污水治理提供理论依据。

1 研究假说

1.1 非农就业对农户生活污水排放行为的直接影响

基于非农就业背景下污水排放主体的差异,非农就业对农户生活污水排放行为的直接影响主要从本地就业与外地就业两方面展开分析。①如果家庭成员主要通过本地就业满足生计的需要,那么该农户家庭的污水排放主体主要为本地就业的农户,污水排放的行为决策也将受到本地非农就业的影响。本地就业的影响一般表现为非农收入的增加对污水治理参与的正向影响,并且相对于外出就业的农户,本地就业的农户更注重村庄内部的声誉、面子维护,面对村庄的污水治理行动一般更愿意参与其中,从而有利于其污水排放行为的采纳[24]。②如果农户家庭成员大多选择外地就业改善家庭生计,那么留在家乡的家庭成员则成为污水排放的主体。尽管留乡的农户未参与非农就业,但是这些农户家庭的资源配置在非农就业的影响之下会得到极大的提升,进而积极作用于留乡农户的污水排放行为。同时,随着家庭外出就业人数的增加,留乡农户在日常生活中会通过提高自身与外出就业农户的沟通交流频率,学习吸收污水治理的知识及理念从而积极采纳污水治理行为。基于此,提出第1个研究假说:非农就业会显著正向影响农户污水治理行为的采纳(H1)。

1.2 非农就业对农户生活污水排放行为的间接影响

非农就业可能会通过影响农户的资本禀赋间接地影响农户的污水排放行为。外出务工改变了农户的生活环境以及生计方式,在一定程度上会对农户的资本禀赋产生影响[25]。农户作为村庄污水治理需求与采纳的微观主体,其行为决策往往受到家庭资本禀赋的影响。因此在分析农户污水排放行为时,除了从非农就业角度进行分析,还可将资本禀赋纳入分析框架进行探究。

1)非农就业可以通过增强人力资本来影响农户的污水排放行为。外出务工可以培养农户文化素质以及工作技能,农户通过这种地域间的迁移可以突破原有受教育水平的限制显著提升其人力资本[26]。当农户实现了一定的人力资本积累后,外出务工期间所获取的环保知识理念以及城市中培养的生活习惯均会对农户返乡后的污水治理行为产生影响。农户外出务工期间掌握的知识技能越多,就越有能力参与村庄污水的治理。因此,人力资本的提升则会正向促进农户污水治理行为的采纳。基于此,提出第2个研究假说: 非农就业可以通过增强人力资本来间接影响农户污水治理行为的采纳(H2)。

2)非农就业可以通过强化社会资本来影响农户的污水排放行为。非农就业对社会资本的影响主要表现为农户社会关系网络的进一步扩大。随着劳动力的大量流出,由地缘、血缘关系构建的传统社会网络格局被打破,在外出务工期间依托业缘、友缘关系的现代社会关系网络被重新构建[27]。广泛的社会网络在促进农户参与村庄环境治理中起重要作用,具体表现为农户为维护其在村庄中的地位或声誉往往选择更为环保的污水排放方式。当农户的社会关系网络越强时,污水治理行为的采纳程度也就越高[28]。此外,由于污水治理属于村庄的公共事务,污水治理的成效离不开全体村庄成员的积极参与。而农户在外出就业过程中社会参与的提升,不仅可以弥补原有农村社会网络背景下公众参与环境治理的内部动力不足,有助于农户更加关注群体的利益,还能增强群体间的合作交流以此推进村庄污水治理。因此,社会资本的提升会正向促进农户污水治理行为的采纳。基于此,提出第3个研究假说:非农就业可以通过促进社会资本的积累来间接影响农户污水治理行为的采纳(H3)。

3)非农就业可以通过提升金融资本来影响农户的污水排放行为。农户出于生计的需要选择外出务工提升家庭的经济实力。伴随着非农收入的增加,农户的金融资本相应增强。金融资本存量较高的家庭往往拥有足够的资金参与村庄的环境治理,并且这些家庭为了维护自身声誉会更愿意参与污水治理以此提升在村中的影响力[28]。因此,丰富的金融资本能正向促进农户污水治理行为的采纳。基于此,提出第4个研究假说:非农就业可以通过丰富金融资本来间接影响农户污水治理行为的采纳(H4)。

4)非农就业可以通过增强物质资本来影响农户的污水排放行为。农户通过非农就业的收入效应满足其生存需求后,出于对美好生活的向往会努力改善其生活条件,提升物质资本水平,主要表现为住房条件的改善、基础设施的建设以及物资设备的购置[17]。由于生活污水的有序排放更有助于人居环境的改善,物质资本存量较高的农户为获取更好的生活环境一般会更关注污水治理,也更愿意购置安装污水治理所需的设备。因此,物质资本可以正向促进农户污水治理行为的采纳。基于此,提出第5个研究假说:非农就业可以通过强化物质资本来间接影响农户污水治理行为的采纳(H5)。

2 研究数据与模型

2.1 数据来源

所用数据来自南京农业大学2020年在江苏省13个地级市展开的中国土地经济调查(CLES)。江苏省地处长江、淮河流域下游,水资源丰富,农村人均污水排放量较高,生活污水排放问题较为突出。为全面推进农村污水治理工作,截至2021年底,全省1.54万个行政村已有1.28万个开展了治理,治理区域覆盖近400万户农户,农村生活污水治理率达37%,治理水平位居全国前列,但治理成效仍需进一步提升。此外,江苏省劳动力资源丰富且非农就业机会较多,因而农村人口流动性较大,选择江苏省作为样本省份具有一定典型性以及区域代表性。为保障数据的有效性及可靠性,该数据库采用分层随机抽样方法。样本内容中的家庭基本信息、资产生计情况、家庭开支情况能为本研究提供有力的数据支撑。通过剔除样本中的异常值和缺失值,最终得到2 330份有效调查数据。

2.2 变量选取

2.2.1 因变量

因变量为农户生活污水治理行为的采纳程度。CLES的问卷中设置了“您家的生活污水是怎么排放的”这一问题,若农户选择随意排放至室外及露天沟渠赋值为0,选择排放至下水道赋值为1,选择用专门的污水收集桶收集赋值为2。从0到2意味着从低等级到高等级的排序,代表了农户生活污水治理行为的采纳程度由低到高。

2.2.2 自变量

选取家庭非农就业比例作为自变量,这是由于家庭是农业微观研究的基本单位,污水排放行为一般也是以家庭为决策单元。陈媛媛等[29]认为家庭外出务工决策主要用家庭外出务工人口数量来表示,因此,使用家庭中非农就业人数比例表示农户家庭非农就业的情况[30]。

2.2.3 中介变量

选择资本禀赋作为中介变量,将农户资本禀赋划分为人力资本、社会资本、金融资本和物质资本4个维度,并选取8个指标进行度量(表1)。

表1 变量描述性统计

具体指标选择如下:①人力资本一般指农户家庭基于劳动力质量及数量拥有的资源情况。家庭成员的文化程度会显著促进农户的环境治理参与[24]。因此,采用家庭成员平均受教育程度、劳动力人数来表征人力资本。②社会资本是指个体或家庭在日常人际交往中所积累的并能由自己或家庭支配的社会关系资源。李芬妮等[22]发现农户家庭较高比例的人情支出或家中有人担任村干部意味着该家庭具有较强的社会网络资源,在环境治理过程中更易理解环境治理政策,参与环境治理的意愿也较为强烈。因此,采用人情往来支出占比、政治身份来表征社会资本。③金融资本是指家庭年收入以及家庭融资能力。伴随着家庭年收入的提升,农户的环境支付能力以及抵御风险的能力相应增加,有利于农户参与村庄的环境治理[17]。因此,采用家庭收入、2019年末家庭存款总额来表征金融资本。④物质资本是指农户实施环境治理行为需具备的环境治理设备,以此提升环境治理成效与便利。例如,水利基础设施的建设可以显著提升农户参与,有序高效地推进农村环境治理工作[31]。因此,采用厕所类型、住房条件来表征物质资本。

借鉴相关研究[25],使用熵值法对上述指标赋予权重,再通过加权平均法确定农户各维度资本禀赋的综合值,从而反映农户各维度资本禀赋的拥有水平。从农户资本禀赋各维度水平来看,农户所拥有的人力资本、社会资本、金融资本和物质资本的均值分别为0.135、0.121、0.141、0.144。其中,金融资本和物质资本的标准差较大,为0.161,说明农户之间拥有的金融资本和物质资本差距相对较大。结果表明样本农户各维度资本禀赋的测量值排序为物质资本>金融资本>人力资本>社会资本。

2.2.4 控制变量

考虑到其他因素也会干扰到农户生活污水排放行为,本研究控制农户的家庭特征、环境感知、政策了解程度、政府宣传、奖惩措施等方面的因素。农户家庭中女性成员占比较高意味着家庭事务由女性决策的概率较大[15]。在生活污水治理过程中,女性往往比男性更关注污水排放,对于生活污水排放产生的污染问题也更为关心。当农户感知到生活范围内可能出现一定的环境污染问题,而参与环境治理可以减少污染时,农户会更愿意进行相关的环境治理[32]。苏淑仪等[33]利用山东省农户的调研数据探究农户污水治理参与意愿的影响因素,结果表明农户对于污水治理政策的了解程度以及政府是否宣传污水处理知识均会促进农户污水治理的参与意愿。赵艺华等[34]基于江苏省调查数据发现受到奖惩政策制约的农户参与环境治理的概率高于未受制约的农户,奖惩措施也是影响农户环境治理参与行为的重要因素之一。此外,基于江苏省不同地区经济发展水平的差异性,进一步对地区虚拟变量进行控制。

2.3 描述性分析

由于江苏省不同地区地理位置、经济发展水平上有一定差异,为了保证样本数据能够准确反映江苏省污水治理现状,同时便于讨论不同区域发展水平下非农就业对污水排放行为的影响,在进行计量分析之前,首先对样本数据进行初步的统计分析(表2)。由表2可知,在苏南、苏中、苏北地区的样本数量选择上较为接近。通过不同区域的样本数据统计分析发现,经济水平较为发达的苏南地区非农化程度最高,相应地该地区农户的污水处理水平也最高。相反,经济水平较低的苏北地区非农化程度最低,该地区的污水处理水平也处于偏低状态。这在一定程度上体现了,非农就业对于农户家庭污水排放治理行为的促进作用,从而初步验证H1假说的影响机理。此外,结合表1与表2的统计结果,江苏省不同区域的非农化程度以及污水处理水平差异并不大,全省平均污水排放治理行为的采纳率在44%左右,这一数据与江苏省37%的治理率相差不大。因此,所选用的样本数据可靠,考察农户污水排放行为也有助于提升农户的环境治理参与,促进污水治理成效。

表2 样本地区分布情况

2.4 模型设定

2.4.1 基准回归模型

Ordered Probit(简称“Oprobit”)模型。由于因变量为离散型排列数据,选取Oprobit模型进行基准回归的估计。为考察非农就业对农户生活污水排放行为的影响,首先需要使用潜变量推导出极大似然估计(MLE)估计量。

(1)

(2)

假设εi～N(0,1)分布,X表示所有的解释变量,Ф(·)表示累积分布函数,p为概率函数,则pi可以表示为:

p(Si=0)=Φ(C0-Xβ);

(3)

p(Si=1)=Φ(C1-Xβ)-Φ(C0-Xβ);

(4)

p(Si=2)=1-Φ(C1-Xβ)。

(5)

2.4.2 中介效应模型

农户的非农就业程度通过影响资本禀赋(人力资本、社会资本、金融资本和物质资本)进而影响农户生活污水治理行为的采纳。为检验资本禀赋的中介效应,参考温忠麟等[35]的中介效应检验方法,建立以下中介效应模型:

Si=β0+β1Mi+αZi+ε1;

(6)

(7)

(8)

3 结果与分析

3.1 非农就业对农户生活污水排放行为的影响分析

家庭非农就业比例对农户生活污水排放行为的影响见表3。表3中,模型(1)为不加入控制变量的回归估计;模型(2)为加入部分控制变量的回归估计;模型(3)为加入全部控制变量的回归估计。模型(4)分析了非农就业每增加1个单位,发生随意排放行为的概率变化情况;模型(5)分析了非农就业每增加1个单位,从随意排放行为到排放至下水道的概率变化情况;模型(6)分析了非农就业每增加1个单位,从排放至下水道到使用污水收集桶收集的概率变化情况。

表3 非农就业对农户生活污水排放行为的回归结果

1)家庭非农就业比例对农户的生活污水排放行为产生正向影响,在5%的显著性水平上显著,H1假说得到证实。主要原因体现在以下两个方面:一方面,当家庭中非农就业人数不断增加时,农户的物质水平以及生活条件都会有一定程度的提升,对村庄环境的需求日益凸显。伴随着农户不断提升的生态环境需求,农户对于村庄水环境越来越关注,参与污水治理的积极性也越来越高。另一方面,外出务工的经历对农户参与村庄污水治理起重要作用。城市的工作与生活更有助于农户排污行为习惯的培养,以及环境素养的提升。在环境认知显著提升后,农户在回村后采纳污水治理行为的可能性就越大。

2)在控制变量中,政策了解度以及政府宣传会对农户污水治理行为的采纳产生正向影响。农户在理解相关的环境保护政策后参与污水治理的可能性也会相应提升。政府部门大力宣传人居环境整治政策,这有利于农户理解环境保护的重要性,进而促使其污水治理行为的采纳。

3)由于Oprobit模型的回归结果并不直观,因此有必要进一步分析非农就业对于农户污水排放行为的边际效应。由表3中的模型(4)—(6)可知,当家庭非农就业比例每增加1%时,农户污水排放行为“随意排放”的概率下降5.1%,“排放至下水道”的概率上升3.4%,“污水收集桶收集”的概率上升1.7%。总体而言,随着农户家庭非农化程度的提高,农户采纳污水排放的行为比例越来越高,随意排放的情况越来越少。

3.2 内生性讨论

考虑到遗漏变量可能产生的内生性问题,利用条件混合过程估计法(CMP方法)进行进一步检验。一些难以衡量的遗漏变量,例如受访者的心理因素、生活习惯或者主观就业偏好,都有可能对农户的就业选择以及污水排放行为产生影响,进而产生遗漏变量问题。解决内生性问题通常需要选取一个合适的工具变量,本研究选取“村庄非农就业比例”作为工具变量。一方面,村庄外出务工人数的增加有助于加强村庄与外界之间的联系,为其他农户提供外出打工的机会。同时伴随村庄非农就业比例的提升这种外出打工的氛围还会影响其他农户外出的选择。另一方面,村级层面外出务工的比例并不会直接影响农户家庭的排污行为,故满足工具变量外生性的要求。

首先使用CMP方法对Oprobit模型进行回归,得到的回归结果与基准回归结果基本一致。此外,在确定工具变量后运用CMP方法对变法后的模型IV-Oprobit模型进行两阶段估计。非农就业对农户生活污水排放行为的回归分析见表4。

表4 非农就业对农户生活污水排放行为的回归结果

由表4可知,第1阶段回归结果表明村庄非农就业比例对家庭非农就业比例在1%的统计水平上显著正相关,工具变量与内生变量之间具有一定的相关性。内生性检验参数atanhrho_12在1%的统计水平上显著,说明家庭非农就业比例为内生解释变量,即同样使用CMP方法的前提下IV-Oprobit模型的结果要优于Oprobit模型的结果。与基准回归的结果相比,运用CMP方法的IV-Oprobit模型回归结果更加显著并且相关系数的绝对值也相对增加,进一步说明该工具变量能够有效解决内生性问题并且再次验证了基准回归结论的可靠性。

3.3 资本禀赋的中介效应分析

为检验资本禀赋的中介效应,分别采用逐步回归法以及CMP方法进行中介效应检验(表5)。表5中模型(7)(9)(11)(13)对应公式(7),为非农就业对中介变量的回归结果;模型(8)(10)(12)(14)分别对应公式(8),为加入中介变量后非农就业对污水排放行为的影响结果。资本禀赋确实在非农就业影响农户污水排放行为中起关键中介作用。具体分析如下:①从模型(7)(8)看出非农就业对人力资本具有显著的正向影响,在控制了非农就业的直接影响后,人力资本对农户污水治理行为的采纳具有显著的正向影响。这说明了随着非农就业比例的提升,农户的人力资本相应增强,从而导致其参与污水治理的积极性也显著提升,H2假说得到验证。②由模型(9)(10)可知非农就业对社会资本具有显著的正向影响,在控制了非农就业的直接影响后,社会资本对农户污水治理行为的采纳具有显著的正向影响。这说明了随着非农就业人数的增加,农户为获取更好的资源可能会通过扩大社会网络的范围,提升人际沟通频率,进而实现社会资本的积累。社会资本较高的农户更容易获取环境保护方面的信息,进而对污水治理的关注度就越高,也就越有可能采纳污水治理行为,H3假说得到验证。③模型(11)(12)的回归结果显示非农就业对金融资本具有显著的正向影响,在控制了非农就业的直接影响后,金融资本对农户污水治理行为的采纳具有显著的正向影响。这说明了随着非农收入的增加,农户的金融资本显著提升。在实施污水治理时农户更有经济能力承担治理所需的成本,也更容易采纳污水治理行为,H4假说得到验证。④从模型(13)(14)看出非农就业对物质资本具有显著的正向影响,在控制了非农就业的直接影响后,物质资本对农户污水治理行为的采纳具有显著的正向影响。这说明了随着家庭非农化程度的提高,农户更愿意通过购置污水治理相关的设备进而采纳污水治理行为,以此满足其生态环境方面的需求,H5假说得到验证。

表5 资本禀赋的中介效应

3.4 稳健性检验

虽然使用CMP方法缓解了内生性问题,但考虑到回归中仍然可能存在测量误差等问题,为了验证回归结果的可靠性,本研究采取以下两种方法进行稳健性检验,结果见表6。

表6 稳健性检验的结果

①更换估计模型,除了Oprobit模型还运用了Probit模型研究非农就业对农户生活污水排放行为的影响,将污水排放行为中的“排放至下水道”和“污水收集桶收集”两个选项合并起来,与“随意排放”组成两分类变量,并利用模型(15)验证回归结果的稳健。②替换自变量,建立模型(16)用“家庭非农收入占比”替换“家庭非农就业比例”。现实中农户由于非农就业的不稳定性会出现兼业的情况,此时受访农户在填写问卷时会因为理解的偏差存在一定的主观性。因此在问卷获取中以人数作为衡量指标可能会产生一定的误差。使用“家庭非农收入占比”进行替换不仅可以衡量家庭非农就业的程度,还有助于解决上述测量误差的产生,以此保证实证结果的稳健性。表6中的估计结果再次验证了非农就业对农户生活污水排放行为的影响作用是显著的,作用方向与基准回归结果一致。这充分说明了实证结果的稳健性。

4 结 论

1)总体而言,在考虑到可能的内生性问题后,家庭非农就业比例对农户污水排放行为促进作用较为明显。通过边际效应分析发现,当农户家庭非农就业比例每提升1%时,农户选择将生活污水排放至下水道的概率上升3.4%。

2)非农就业会通过人力资本、社会资本、金融资本以及物质资本间接影响农户的污水排放行为。基于熵值法的测量结果显示,样本农户各维度资本禀赋的测量值排序为物质资本>金融资本>人力资本>社会资本,整体而言各维度的资本禀赋水平相差不大。中介效应模型回归结果显示各维度资本禀赋的中介作用并无较大差异,对农户污水排放行为的间接影响具有一致性。在非农就业背景下,农户家庭的资本禀赋水平越高,对于污水治理重要性的认知以及生态环境方面的需求就越强,在一定程度上可促进农户积极采纳污水治理行为。