村規(guī)民約對村民生活垃圾治理出資意愿的影響及其機(jī)制分析*

楊紫洪，張 洋，龍昭宇，尹昌斌，2※，張艷清，孟 追

（1.中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)資源與農(nóng)業(yè)區(qū)劃研究所，北京 100081；2.中國農(nóng)業(yè)綠色發(fā)展研究中心，北京 100081；3.吉林省梅河口市農(nóng)業(yè)農(nóng)村局，梅河口 135000）

0 引言

隨著人民群眾物質(zhì)生活的日益豐富，我國農(nóng)村人均生活垃圾產(chǎn)生量呈現(xiàn)上升趨勢。2017年我國農(nóng)村生活垃圾產(chǎn)生量約為1.8億t，人均垃圾產(chǎn)生量0.8kg/d，具有產(chǎn)生量大、增長迅速、來源廣泛且分布分散、區(qū)域差異顯著等特點[1,2]。當(dāng)下我國農(nóng)村社會已經(jīng)邁入大眾消費社會的門檻，即大量生產(chǎn)、大量消費、大量廢棄的時代，農(nóng)村生活垃圾處置問題已經(jīng)深刻融入到村民的日常生活[3]，因地制宜，建立長效化、可持續(xù)性的農(nóng)村生活垃圾治理模式和體制機(jī)制成為當(dāng)務(wù)之急[4]。從現(xiàn)實情況看，截止2018年底，全國農(nóng)村生活垃圾得到有效處理的行政村比例已超過80%，且大多數(shù)村莊已經(jīng)建立起“戶集、村收、鎮(zhèn)轉(zhuǎn)運、縣處理”的生活垃圾收運模式[5]，但在運行過程中主要依靠政府行政力量，面臨投入資金缺口大、責(zé)任分工不明確以及治理措施不具體等治理困境[6]。2019年全國行政村生活垃圾治理共投入資金173.11億元，各地區(qū)農(nóng)村生活垃圾處置主要依靠政府投資[7]，造成各級政府財政壓力大的局面，顯然，單純依靠政府解決資金缺口問題是不現(xiàn)實的。

諸多學(xué)者從農(nóng)村公共產(chǎn)品的角度提出多元主體共同參與農(nóng)村生活垃圾處置[8]，并結(jié)合現(xiàn)實案例從理論上分析環(huán)境協(xié)同共治模式的可行性與必要性[4,9]，認(rèn)為政府、社會、村集體和村民個人等利益相關(guān)主體共同分?jǐn)偔h(huán)境治理成本是解決當(dāng)前生活垃圾處置資金壓力、實現(xiàn)環(huán)境污染長效治理的重要途徑[10,11]。村集體作為基層自治單元，往往通過制定村規(guī)民約來解決生活垃圾治理問題；村民既是農(nóng)村生活垃圾的污染者，也是環(huán)境治理過程中的直接受益者，從現(xiàn)實情況看，即使近些年“財政撥一點，集體出一點，農(nóng)民籌一點”的農(nóng)村生活垃圾集中處理籌資模式正在被逐步推廣[12]，但仍然只有極少數(shù)村莊鼓勵村民為生活垃圾處置出資。因而，進(jìn)一步了解村民出資意愿，激勵村民積極參與到生活垃圾治理中來具有重要意義。

已有研究從農(nóng)戶行為理論出發(fā)探討了村民參與生活垃圾治理意愿和行為的發(fā)生機(jī)制，認(rèn)為村民參與生活垃圾治理意愿不僅受內(nèi)部因素影響，還受其所處的外部環(huán)境制約[13]。從內(nèi)部因素看，當(dāng)前研究集中于探討農(nóng)戶個體因素對村民參與生活垃圾治理的支付意愿和支付水平的影響，認(rèn)為個體行為態(tài)度[14]、環(huán)境認(rèn)知[15]、制度認(rèn)知[16]對農(nóng)戶的支付意愿有顯著影響，此外，戶主年齡、外出務(wù)工、年家庭純收入、農(nóng)戶經(jīng)營活動類型、家庭生活垃圾處理方式和環(huán)保的關(guān)注程度[17]等個體社會經(jīng)濟(jì)特征也是影響村民支付意愿的重要因素；從外部環(huán)境看，生活垃圾治理項目示范[18]、制度與規(guī)則[19]、村域自治環(huán)境[20]、本村人居環(huán)境滿意度[21]等政府行為、環(huán)境水平以及村域范圍內(nèi)的自治制度均會影響村民為生活垃圾處置付費的意愿。村民個體行為很大程度上是個體認(rèn)知和制度環(huán)境共同作用的結(jié)果，由于農(nóng)村是非正式制度豐富而正式制度相對缺失的地區(qū)[22]，已有學(xué)者認(rèn)為非正式制度環(huán)境對于村民的環(huán)境保護(hù)意愿和行為有促進(jìn)作用[13,23]。從其內(nèi)在機(jī)理看，村規(guī)民約通過其內(nèi)在的價值引導(dǎo)和約束力，不僅能規(guī)范村民行為，還能激發(fā)村民的“主人翁”意識，提高建設(shè)村莊的責(zé)任感[24,25]，各部門為發(fā)揮村規(guī)民約在基層治理中的作用，將規(guī)范村規(guī)民約工作作為加強基層社會治理的重要內(nèi)容。

從當(dāng)前研究看，諸多學(xué)者集中于通過定性研究方法探討村規(guī)民約對個體行為的影響，或者將村規(guī)民約作為某一影響因素納入實證模型，而對不同類型村規(guī)民約的影響差異及其作用機(jī)制尚不清晰。文章主要解決以下問題：不同類型村規(guī)民約對村民生活垃圾處置的出資意愿是否會有影響？村規(guī)民約影響村民出資意愿的內(nèi)在機(jī)理是什么？基于對現(xiàn)實中存在的兩種不同類型村規(guī)民約進(jìn)行內(nèi)容分析，從村規(guī)民約促進(jìn)村民為生活垃圾處置出資這一視角，利用調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行實證檢驗，分析村規(guī)民約作用路徑，以期為推進(jìn)村民積極參與農(nóng)村生活垃圾治理行動提供決策參考。

1 理論與研究假設(shè)

村規(guī)民約是村民依據(jù)有關(guān)法律、法規(guī)、政策，結(jié)合本村實際制定的涉及村風(fēng)民俗、社會公共道德、公共秩序、治安管理等方面的綜合規(guī)定，是村民進(jìn)行自我管理、自我教育、自我約束的行為規(guī)范[26]。在實際操作中，村規(guī)民約往往以文本的形式表現(xiàn)為村集體對村民個體的行為要求和規(guī)范，其涵蓋范圍大、涉及面廣，主要包含農(nóng)村基層組織、鄉(xiāng)村社會管理、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、生態(tài)環(huán)境保護(hù)、鄉(xiāng)風(fēng)習(xí)俗與社會治安等囊括農(nóng)村生活的各個方面內(nèi)容[27]。從村規(guī)民約的體例結(jié)構(gòu)看，主要有順口溜等固定句式和章節(jié)條款式兩種形式，并且隨著社會的發(fā)展，村規(guī)民約的內(nèi)容也在不斷地豐富和完善[28]。

將村規(guī)民約作廣義定義：指行政村或自然村針對本村村民制定通過的系列行為規(guī)范和行為準(zhǔn)則，并且以文本的形式呈現(xiàn)在村民的日常生活中。在對79個調(diào)研村莊的村規(guī)民約內(nèi)容整理發(fā)現(xiàn)，根據(jù)村規(guī)民約的內(nèi)容和形式，可分為“引導(dǎo)式”村規(guī)民約和“規(guī)范式”村規(guī)民約兩類，其內(nèi)容和形式及其分布狀況如表1所示。由表1可知，83.54%的村莊以具體規(guī)范條例的形式將生活垃圾處置行為納入到村規(guī)民約中。

表1 調(diào)研村村規(guī)民約形式分布

村規(guī)民約是村內(nèi)公共權(quán)力的外在表現(xiàn)和行使依據(jù)，在管理自治事務(wù)和提供公共服務(wù)、公共產(chǎn)品時，其效力來源于村民權(quán)利的讓渡[25]，換言之，村規(guī)民約一經(jīng)制定，其內(nèi)容和形式代表著村內(nèi)大多數(shù)村民的行為意愿和行為期望。從現(xiàn)實情況看，79個調(diào)研村均將環(huán)境保護(hù)納入村規(guī)民約，但相比“引導(dǎo)式”村規(guī)民約，“規(guī)范式”村規(guī)民約的規(guī)范更為具體，內(nèi)容的可行性和執(zhí)行力更強。已有研究通過實證分析證實了不同類型村規(guī)民約在促進(jìn)村民環(huán)境保護(hù)行為方面的作用力大小不同[29]，當(dāng)規(guī)則越具體時，村規(guī)民約對提升村民環(huán)境保護(hù)行為的引導(dǎo)作用更強。因此，相比于“引導(dǎo)式”村規(guī)民約，“規(guī)范式”村規(guī)民約促進(jìn)村民為生活垃圾處置付費的作用力更大，基于此，提出研究假設(shè)。

H1：“規(guī)范式”村規(guī)民約對村民生活垃圾處置的出資意愿有顯著正影響。

從村規(guī)民約的作用機(jī)理來看，它通過懲戒監(jiān)督、價值導(dǎo)向和傳遞內(nèi)化三大機(jī)制對村民意識和行為產(chǎn)生影響。一方面，村民通過討論和學(xué)習(xí)將村規(guī)民約的行為規(guī)范內(nèi)化為觀念和意識[24]，通過條例的學(xué)習(xí)提升自身的環(huán)境認(rèn)知水平；另一方面，村規(guī)民約可以通過獎懲機(jī)制來約束村民的行為舉止，村民在執(zhí)行條例的同時加深了對條例的認(rèn)知。即村民在討論、學(xué)習(xí)、遵守“規(guī)范式”村規(guī)民約的生活垃圾處置行為條例過程中，能夠提升生活垃圾處置必要性認(rèn)知，進(jìn)而更愿意為生活垃圾處置出資?；诖耍岢鲅芯考僭O(shè)。

H2：“規(guī)范式”村規(guī)民約通過提升村民的生活垃圾處置必要性認(rèn)知，間接提高其出資意愿。

根據(jù)Ostrom Elinor制度分析與發(fā)展框架，制度和規(guī)則在影響個人行為決策的過程中受到行動情景的影響[30]，即村規(guī)民約對村民認(rèn)知和出資意愿的影響受到本村環(huán)境水平的影響。村民對本村居住環(huán)境的評價可能會直接影響其參與生活垃圾治理的行為決策[15,31]，當(dāng)村民的滿意度越高，其參與生活垃圾治理的意愿可能就越強，此時，村內(nèi)的環(huán)境規(guī)制作用力發(fā)揮可能會更強。即，當(dāng)村民環(huán)境滿意度越高時，“規(guī)范式”村規(guī)民約發(fā)揮的作用效力越強，進(jìn)而可能提高村民參與生活垃圾處置的積極性?；诖?，提出研究假設(shè)：

H3：環(huán)境滿意度可以正向調(diào)節(jié)“規(guī)范式”村規(guī)民約，進(jìn)而促進(jìn)其出資愿意。

圖1 研究框架

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

該文所采用的數(shù)據(jù)來自課題組于2020年9—11月在吉林、甘肅和山東3省開展的“農(nóng)村人居環(huán)境整治及個人參與情況”的入戶調(diào)查。考慮到我國地域廣闊，不同區(qū)域資源稟賦、地形地貌、氣候特征、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、民俗風(fēng)情不盡相同，根據(jù)我國北方地理分區(qū)特征，從東北平原、華北平原和西北高原山區(qū)各區(qū)選擇具有典型代表性的吉林、甘肅和山東3省。其中，選取吉林省長白山區(qū)東豐縣、山區(qū)平原過渡帶梅河口市以及平原高原交錯區(qū)雙遼市；甘肅省高原山區(qū)清水縣、塬上合水縣和河西走廊民勤縣；選取山東省華北平原腹地淄博市周村區(qū)、壽光市和肥城市作為9個典型縣（市、區(qū)）作為調(diào)研縣。在確定調(diào)研縣（市、區(qū)）的基礎(chǔ)上，采用分層抽樣與簡單隨機(jī)抽樣相結(jié)合的方法：首先，在各縣（市、區(qū)）隨機(jī)抽取3個鄉(xiāng)鎮(zhèn)；其次，在各鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機(jī)選取3～4個行政村；最后，在每個樣本村隨機(jī)抽取6～10位村民（常年在村居?。┻M(jìn)行訪談。調(diào)研一共收集問卷778份，剔除前后不一致和重要數(shù)據(jù)缺失的樣本后，共獲取有效問卷756份，問卷有效率為97.17%，樣本在吉林、甘肅、山東的分布比例為31.48%、35.19%和33.33%。

2.2 變量選取及描述性統(tǒng)計

根據(jù)模型設(shè)定和實際情況，研究設(shè)定的被解釋變量、核心變量、中介變量、調(diào)節(jié)變量和控制變量的賦值及其相關(guān)說明如表2所示。調(diào)查發(fā)現(xiàn)：78%的樣本村民愿意為生活垃圾處置出資；核心解釋變量以“引導(dǎo)式”村規(guī)民約為參照組，當(dāng)村民所在村有“規(guī)范式”村規(guī)民約時，則x=1，84%的樣本村民所在的村為“規(guī)范式”村規(guī)民約；中介變量用村民生活垃圾處置必要性認(rèn)知來表征村民認(rèn)知，賦值為1～5，其均值為3.91；調(diào)節(jié)變量為村民環(huán)境滿意度，賦值為1～5，樣本均值為4.44；c1～c7為控制變量，包括被調(diào)查者個人和家庭特征等基本信息。

表2 變量含義、賦值及描述性統(tǒng)計

2.3 模型構(gòu)建

2.3.1 二元Logit模型

檢驗“規(guī)范式”村規(guī)民約對村民的出資意愿是否有促進(jìn)作用。村民對農(nóng)村生活垃圾處置出資意愿只存在“愿意”和“不愿意”兩種選擇，屬于離散選擇問題，因而采用二元Logit模型進(jìn)行估計，建立回歸模型為：

式（1）中，P代表村民愿意為生活垃圾處置出資的概率；y代表村民出資意愿，y=1表示村民愿意為生活垃圾處置出資，y=0則相反；xi表示第i個村民所在的村是否是“規(guī)范式”村規(guī)民約。關(guān)系表達(dá)式可以表示為：

式（2）中，Ci為影響第i個村民為生活垃圾處置出資意愿的控制變量，α0、β1、β2為待估計參數(shù)，εi為第i個村民的隨機(jī)擾動項，將式（1）（2）進(jìn)行轉(zhuǎn)換，得到模型表達(dá)式為：

2.3.2 中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ?/p>

檢驗生活垃圾處置必要性認(rèn)知的中介效應(yīng)。通過驗證生活垃圾處置必要性認(rèn)知的中介效應(yīng)，可以揭示村規(guī)民約影響村民出資意愿的作用路徑。參考逐步回歸方法[32]，構(gòu)建回歸方程為：

式（4）至（6）中，X為自變量是否是“規(guī)范式”村規(guī)民約，M為中介變量生活垃圾處置必要性認(rèn)知，Y為因變量是否愿意出資，α1、α2、α3為常數(shù)項，ε2、ε3、ε4為回歸殘差項。c為X影響Y的總效應(yīng)，c′為控制了中介變量M后，X對Y的直接效應(yīng)，ab表示經(jīng)過中介變量M的中介效應(yīng)。

由于Y為二分類變量，式（4）和（6）采用的是Logit模型，式（5）采用的是線性回歸，導(dǎo)致中介變量的系數(shù)因方程（4）和（6）的尺度不同而無法進(jìn)行比較[33]，因而應(yīng)用Karlson、Holm、Breen[34,35]創(chuàng)建的KHB模型測算總效應(yīng)、直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。首先假設(shè)變量X通過中介變量M對Y產(chǎn)生影響，Y*為不可觀測變量。

Y*為不可觀測的二分類變量，，其中，τ為門檻值，在二元Logit模型中，最終的直接效應(yīng)bF和總效應(yīng)bR為：

式（9）中，σF和σR為式（7）（8）的殘差標(biāo)準(zhǔn)誤，且σF<σR。因此，Logit模型中的間接效應(yīng)為：

由式（10）可知，間接效應(yīng)由σF和σR兩個規(guī)模參數(shù)決定，可通過測算中介變量M對核心變量X線性回歸的殘差來解決該問題。

式（11）中，a和b為線性回歸系數(shù)。將R代替M帶入式（8），可得：

R和M的區(qū)別僅在于與X相關(guān)，因此式（8）和式（12）在估測時沒有區(qū)別，也就是說為式（12）的殘差標(biāo)準(zhǔn)誤。進(jìn)一步所以：

同樣的，各系數(shù)占比也可推算：

2.3.3 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ?/p>

借鑒溫忠麟等[36]總結(jié)的顯變量調(diào)節(jié)效應(yīng)分析方法，檢驗村民的環(huán)境滿意度是否會對“規(guī)范式”村規(guī)民約影響村民出資意愿的路徑起調(diào)節(jié)作用。環(huán)境滿意度為1～5的分類變量，作連續(xù)變量處理，對含交互變量的調(diào)節(jié)效應(yīng)方程進(jìn)行層次回歸分析，兩階段方程的具體形式為：

在式（16）（17）中，X為核心自變量，W為調(diào)節(jié)變量，α10、α11、α12、α20、α21、α22、α23為待估計系數(shù)，εi為殘差項。若式（17）中的R2明顯高于式（16）的R2，或交互項XW的系數(shù)檢驗顯著，則證明環(huán)境滿意度這一變量具有顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

3 回歸結(jié)果與分析

3.1 村民出資意愿的影響因素分析

在暫不考慮中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)的情況下，采用二元Logit模型分析村規(guī)民約與村民出資意愿的關(guān)系，模型回歸結(jié)果如表3所示?！耙?guī)范式”村規(guī)民約在1%的顯著性水平上正向影響村民對農(nóng)村生活垃圾處置的出資意愿，研究假設(shè)H1得到驗證，即相比于引導(dǎo)型村規(guī)民約，“規(guī)范式”村規(guī)民約更能促進(jìn)村民的出資意愿。從村民角度看，當(dāng)村規(guī)民約的規(guī)范不是“引導(dǎo)他們做什么”，而是具體到直接“讓他們?nèi)绾稳プ觥睍r，村民執(zhí)行規(guī)范的可能性就越大，參與生活垃圾處置的意愿就越強，出資意愿往往就越高。即村規(guī)民約作為一種非正式制度，在一定程度上會約束或激勵村民的環(huán)境保護(hù)行為，進(jìn)而激發(fā)村民的環(huán)境支付意愿，并且“規(guī)范式”村規(guī)民約比“引導(dǎo)型”村規(guī)民約的作用力更強，這與唐林和張俊飆的研究結(jié)果相似[37]。就控制變量而言，村民個體特征對其是否愿意為生活垃圾處置出資的影響并未通過顯著性檢驗，而家庭特征中的家庭總?cè)丝趯Υ迕竦某鲑Y意愿在10%的顯著性水平上有正向影響，即當(dāng)家庭總?cè)丝谠蕉鄷r，村民越愿意為生活垃圾處置出資，這與唐林等[13]的研究結(jié)果相同，可能的原因是：家庭人口越多，產(chǎn)生的垃圾量越大，垃圾得不到及時處置會影響其生活環(huán)境，進(jìn)而對農(nóng)村生活垃圾處置更具敏感性，他們對生活垃圾處置具有更高的出資意愿。

表3 “規(guī)范式”村規(guī)民約影響村民出資意愿的Logit回歸分析

3.2 生活垃圾處置必要性認(rèn)知的中介效應(yīng)檢驗

為進(jìn)一步探討“規(guī)范式”村規(guī)民約影響村民出資意愿的內(nèi)在作用機(jī)理，依據(jù)前文模型中判別中介變量的標(biāo)準(zhǔn)程序，檢驗“規(guī)范式”村規(guī)民約影響村民出資意愿的過程中，村民的生活垃圾處置必要性認(rèn)知是否具有中介效應(yīng)，回歸結(jié)果如表4所示。回歸（1）結(jié)果顯示：“規(guī)范式”村規(guī)民約對村民的生活垃圾處置必要性認(rèn)知有正向影響，且在5%的水平上通過顯著性檢驗；回歸（2）結(jié)果顯示：“規(guī)范式”村規(guī)民約依然在1%的顯著性水平上正向影響村民的出資意愿，但是系數(shù)從0.894減小到0.855，且生活垃圾處置必要性認(rèn)知的系數(shù)也通過5%的顯著性檢驗。根據(jù)中介變量的判斷標(biāo)準(zhǔn)，在“規(guī)范式”村規(guī)民約對村民出資意愿的影響過程中，村民的生活垃圾處置必要性認(rèn)知具有部分中介效應(yīng)，證實了研究假設(shè)2，即“規(guī)范式”村規(guī)民約通過提升村民生活垃圾處置必要性認(rèn)知，間接地促進(jìn)出資意愿。村民在執(zhí)行村規(guī)民約具體規(guī)范的過程中，加深了自身的環(huán)境認(rèn)知，進(jìn)而更愿意為生活垃圾治理出資，論證了“村規(guī)民約—村民認(rèn)知—親環(huán)境意愿”的作用路徑，與郭利京的研究結(jié)果相似[38]。

表4 生活垃圾處置必要性認(rèn)知的中介效應(yīng)檢驗

為進(jìn)一步明晰中介效應(yīng)的作用力大小以及檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，運用KHB模型測算“規(guī)范式”村規(guī)民約對村民出資意愿的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)（表5）。由表5可知：“規(guī)范式”村規(guī)民約對村民出資意愿的總效應(yīng)為0.906，且在1%的顯著性水平上通過檢驗，其中直接效應(yīng)為0.855，而通過生活垃圾處置必要性認(rèn)知影響的間接效應(yīng)為0.051，且分別在1%和10%的顯著性水平上通過檢驗，其中，直接效應(yīng)的占比更大，其比重為94.37%。從符號上看，總效應(yīng)、直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均為正，表明“規(guī)范式”村規(guī)民約通過提升生活垃圾處置必要性認(rèn)知，間接地影響村民出資意愿，其作用方向、顯著性狀況與前文檢驗結(jié)果基本相同，表明中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表5 “規(guī)范式”村規(guī)民約對村民出資意愿影響的效應(yīng)分解

3.3 環(huán)境滿意度的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

由理論分析可知，村民人居環(huán)境滿意度可能對“規(guī)范式”村規(guī)民約影響村民出資意愿的作用路徑起調(diào)節(jié)作用，根據(jù)模型3中調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗路徑，回歸結(jié)果如表6所示：交互項“村規(guī)民約（x）×環(huán)境滿意度（w）”在1%的水平上有顯著的正向影響，且當(dāng)把交互項納入模型中進(jìn)行回歸時，其R2由不納入交互項模型中的0.124上升到0.136，依據(jù)模型的檢驗標(biāo)準(zhǔn)，表明環(huán)境滿意度在“規(guī)范式”村規(guī)民約影響村民出資意愿的過程中起正向調(diào)節(jié)作用，驗證了研究假設(shè)3。由回歸（3）的結(jié)果可知：環(huán)境滿意度在1%的顯著性水平上對村民的出資意愿有正影響，即當(dāng)村民對本村的環(huán)境滿意度越高時，他們越愿意為生活垃圾處置付費，這與彭文英等研究結(jié)果相似[21]。由回歸（4）的結(jié)果可知：村民的環(huán)境滿意度越高，“規(guī)范式”村規(guī)民約對村民出資意愿的作用力越強。從村民的角度分析，如果村內(nèi)的環(huán)境污染得不到有效治理，在生活垃圾處置過程中越容易發(fā)生“搭便車”行為，即使村內(nèi)有村規(guī)民約的約束，其效力更像是“一紙空文”，引導(dǎo)力或約束力便相對弱化，村民的環(huán)境保護(hù)意愿更低。

表6 環(huán)境滿意度的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

為更加直觀地了解環(huán)境滿意度的影響情況及檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，借鑒彭文波等關(guān)于滿意度的處理辦法[39]，將高于環(huán)境滿意度均值的樣本作為“高環(huán)境滿意度”子樣本，低于環(huán)境滿意度均值的樣本作為“低環(huán)境滿意度子樣本”，再對各子樣本分別進(jìn)行回歸，以檢驗不同環(huán)境滿意度（w）水平下規(guī)范式村規(guī)民約（x）對村民出資意愿（y）影響的差異性?；貧w結(jié)果由表7所示。由表7可知：在“低環(huán)境滿意度”和“高環(huán)境滿意度”子樣本中，“規(guī)范式”村規(guī)民約對村民出資意愿的影響分別在1%和10%的顯著性水平上通過檢驗，且“高環(huán)境滿意度”子樣本中x的系數(shù)大于“低環(huán)境滿意度”子樣本中x的系數(shù)。由此可知：村民的環(huán)境滿意度越高，“規(guī)范式”村規(guī)民約對村民出資意愿的促進(jìn)作用越強，進(jìn)一步驗證了環(huán)境滿意度正向調(diào)節(jié)“規(guī)范式”村規(guī)民約促進(jìn)村民出資意愿的作用路徑。

表7 不同子樣本中自變量對因變量的影響

4 結(jié)論與啟示

4.1 結(jié)論

基于2020年9—11月吉林、甘肅和山東756戶村民問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，綜合運用二元Logit回歸模型、中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗的方法，分析“規(guī)范式”村規(guī)民約對村民出資意愿的影響路徑及其作用機(jī)理，得到如下的研究結(jié)論。

（1）“規(guī)范式”村規(guī)民約對村民的出資意愿有顯著促進(jìn)作用。相比于“引導(dǎo)式”村規(guī)民約，“規(guī)范式”村規(guī)民約直接告訴村民在生活垃圾處置過程中“應(yīng)該做什么”，其約束力和引導(dǎo)力更強，促進(jìn)村民出資意愿的作用力更顯著。

（2）在“規(guī)范式”村規(guī)民約影響村民出資意愿的過程中，村民生活垃圾處置必要性認(rèn)知具有中介效應(yīng)，其間接作用占比為5.63%。進(jìn)一步驗證了“制度—認(rèn)知—行為”的作用路徑，即村規(guī)民約通過提升村民對生活垃圾處置必要性認(rèn)知，間接地促進(jìn)村民為生活垃圾處置出資。

（3）村民的環(huán)境滿意度正向調(diào)節(jié)村規(guī)民約影響村民出資意愿的作用路徑。較高的人居環(huán)境水平能有效地抑制村民在生活垃圾處置中的“搭便車”行為，村民越愿意遵守村規(guī)民約的行為規(guī)范，即當(dāng)村民的環(huán)境滿意度越高，“規(guī)范式”村規(guī)民約對村民出資意愿的作用力越強。

4.2 政策啟示

（1）進(jìn)一步完善村規(guī)民約的具體規(guī)范。作為一種非正式制度，村規(guī)民約在農(nóng)村基層自治中具有重要的功能，將類似于“門前三包”“生活垃圾分類投放”“紅黑處罰獎勵榜”等具體行為規(guī)范的形式納入村規(guī)民約，有助于提升村民環(huán)境保護(hù)認(rèn)知，進(jìn)而激發(fā)村民的環(huán)境保護(hù)意愿和行為，更好地發(fā)揮村民民約的作用。

（2）利用村規(guī)民約，積極探索農(nóng)村生活垃圾處置成本共同分?jǐn)倷C(jī)制。通過村規(guī)民約積極引導(dǎo)和鼓勵村民參與生活垃圾處置，有助于提升村民在人居環(huán)境整治過程中的“參與感”和“責(zé)任感”，進(jìn)而調(diào)動村民為生活垃圾處置出資的積極性。

（3）完善農(nóng)村生活垃圾治理的長效運行機(jī)制，保證治理效果的持續(xù)性和長效性。保持較高的人居環(huán)境水平能有效抑制村民在環(huán)境整治過程中的“搭便車”行為，通過明晰各利益相關(guān)主體在農(nóng)村生活垃圾治理中的行為規(guī)范，使各項政策和制度得以落實，進(jìn)而持續(xù)鞏固農(nóng)村人居環(huán)境整治成效。