村域認(rèn)同、關(guān)系網(wǎng)絡(luò)與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿
——以江西省501個(gè)農(nóng)戶為例

廖文梅 陳 超 李 祥

(1.江西農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,南昌 330045;2.江西省鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略研究院,南昌 330045)

伴隨脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)的全面勝利,改善農(nóng)村環(huán)境已然成為鄉(xiāng)村建設(shè)行動(dòng)的重點(diǎn)任務(wù)[1]。黨的二十大報(bào)告進(jìn)一步強(qiáng)調(diào),要深入推動(dòng)環(huán)境污染防治,以更高標(biāo)準(zhǔn)打好碧水藍(lán)天環(huán)境保衛(wèi)戰(zhàn),做好環(huán)境基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),促進(jìn)城鄉(xiāng)人居環(huán)境整治。2023年中央一號(hào)文件再次強(qiáng)調(diào)要扎實(shí)推進(jìn)宜居宜業(yè)和美鄉(xiāng)村建設(shè),提高農(nóng)村公共空間綜合整治力度,持續(xù)推進(jìn)村莊清潔行動(dòng)。農(nóng)村環(huán)境早期呈現(xiàn)飲用水安全不達(dá)標(biāo)、生活污水垃圾亂排亂丟、廁所建設(shè)簡(jiǎn)易不衛(wèi)生、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)落后等臟亂差特點(diǎn)。截至2017年底,全國(guó)農(nóng)村生活垃圾產(chǎn)量約為1.8億t,人均日增量為0.8 kg[2],但在全國(guó)范圍內(nèi)的69萬(wàn)行政村中,能對(duì)生活垃圾進(jìn)行有效處理的村莊僅占總數(shù)的46%[3]。為了改善農(nóng)村環(huán)境,2018年我國(guó)開(kāi)始實(shí)施農(nóng)村人居環(huán)境整治3年行動(dòng),2021年又進(jìn)一步實(shí)施農(nóng)村人居環(huán)境整治提升5年行動(dòng)方案,各級(jí)政府把該工作作為提升農(nóng)村居民生活品質(zhì)的重大項(xiàng)目扎實(shí)全面推進(jìn),農(nóng)村人居環(huán)境相較于以往已有重大改善,農(nóng)村環(huán)境基本整潔有序,農(nóng)村居民環(huán)保意識(shí)也有了明顯提升,農(nóng)村生活污水和生活垃圾也得到一定程度的治理。但當(dāng)下我國(guó)大部分地區(qū)的農(nóng)村環(huán)境質(zhì)量與城市相比仍存在一定差距[4]。統(tǒng)計(jì)表明,2022年全國(guó)農(nóng)村每年產(chǎn)生生活污水337.1億t[5],但農(nóng)村生活污水治理率才達(dá)到31%[6],在推進(jìn)美麗鄉(xiāng)村建設(shè)中,農(nóng)村生活污水無(wú)序排放現(xiàn)狀依然存在,可見(jiàn)我國(guó)農(nóng)村人居環(huán)境整治工作任重道遠(yuǎn)。一方面由于農(nóng)村環(huán)境基礎(chǔ)設(shè)施薄弱、市場(chǎng)化機(jī)制不建全,農(nóng)戶居住區(qū)域較為分散加大了垃圾收集、轉(zhuǎn)運(yùn)、處理的難度,提升了生活廢水與垃圾的處理成本[7];另一方面治理能力也有待于提升、農(nóng)村居民參與意識(shí)比較淡薄及參與行為也不積極,從而造成“農(nóng)戶弱參與”的難題[8]。除了政府在硬件提升之外,農(nóng)民作為農(nóng)村人居環(huán)境污染的制造者和環(huán)境整治的直接參與者,必須增強(qiáng)其主人翁意識(shí)和主體作用,才能激發(fā)農(nóng)民在環(huán)境整治過(guò)程中的內(nèi)生動(dòng)力[9]。村莊是我國(guó)治理建設(shè)體系的終端和基本單元,在治理建設(shè)過(guò)程中,需要從村級(jí)層面由農(nóng)村居民參與共治共享。隨著國(guó)家政策的鼓勵(lì),越來(lái)越多的農(nóng)村居民選擇返鄉(xiāng)就業(yè),截至2022年底,全國(guó)返鄉(xiāng)入鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)人員數(shù)量累計(jì)達(dá)1 220萬(wàn)人,比2020年增長(zhǎng)了20.8%[10]。農(nóng)村居民返鄉(xiāng)人數(shù)的增加,加上村域宗族觀念不斷的提升,村莊凝聚力提高和認(rèn)同感的上升,能否增加農(nóng)村居民參與環(huán)境整治的意愿?充當(dāng)橋梁的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)能否通過(guò)改善鄰里關(guān)系等社會(huì)關(guān)系、建立聲譽(yù)等信任平臺(tái)重塑村域認(rèn)同與農(nóng)村居民參與意愿之間的關(guān)系?因此,探索村域認(rèn)同和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)村居民參與農(nóng)村人居環(huán)境整治的影響,成為現(xiàn)階段中國(guó)美麗鄉(xiāng)村建設(shè)的重要課題。

學(xué)術(shù)界對(duì)農(nóng)村人居環(huán)境整治問(wèn)題進(jìn)行了一系列的研究,主要集中在以下3個(gè)方面:一是農(nóng)村人居環(huán)境整治的內(nèi)涵特征。當(dāng)前自上而下的農(nóng)村人居環(huán)境整治主要涉及到農(nóng)村改廁、生活污水、生活垃圾和村容村貌等方面[11-12],其主要特征在于采用自上而下的方式,同時(shí)存在治理比例偏低、治理強(qiáng)度分散以及資金支持力度不足等問(wèn)題[13]。二是農(nóng)村人居環(huán)境整治的模式。為提升農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治的積極性,地方政府開(kāi)始嘗試和創(chuàng)新不同的治理模式[14-15],如以農(nóng)戶為主體地位的“行政引領(lǐng)自治”模式,其做法是設(shè)置村落理事會(huì),樹(shù)立在組織框架內(nèi)農(nóng)戶的主體地位,建構(gòu)農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境治理的主體模式[16],在一定程度上提升了農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治的意愿。三是農(nóng)村人居環(huán)境整治的影響因素。農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治過(guò)程中會(huì)受外部客觀因素和內(nèi)在主觀因素的影響。其中,外部客觀因素主要有勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移、社會(huì)資本、制度環(huán)境、政策補(bǔ)貼等[17-18]。家庭勞動(dòng)力外流抑制了農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治,而家庭勞動(dòng)力返鄉(xiāng)則會(huì)促進(jìn)農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治[19];社會(huì)資本會(huì)通過(guò)增強(qiáng)道德責(zé)任感與群體認(rèn)同感,提升農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治意愿[20];良好的制度環(huán)境和政策補(bǔ)貼能顯著提高農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治意愿[21-22]。內(nèi)在主觀因素主要有農(nóng)戶環(huán)境認(rèn)知、地方依戀和心理契約等。農(nóng)戶對(duì)環(huán)境的關(guān)心程度越高,越會(huì)采取親環(huán)境行為[23],從而積極參與環(huán)境整治;農(nóng)戶生態(tài)認(rèn)知對(duì)其參與意愿具有直接正向作用,政府補(bǔ)貼在生態(tài)認(rèn)知影響農(nóng)戶參與意愿中起著調(diào)節(jié)作用[21];村莊情感或地方依戀在環(huán)境治理中發(fā)揮重要作用,通過(guò)社會(huì)信任提升農(nóng)戶參與意愿[24];心理契約也會(huì)提高農(nóng)戶參與環(huán)境整治的意愿,在環(huán)境整治過(guò)程中增強(qiáng)農(nóng)戶環(huán)境整治意識(shí)和對(duì)政府信任程度等心理契約能夠顯著提升農(nóng)戶的農(nóng)村人居環(huán)境整治參與意愿,使得農(nóng)戶更愿意為環(huán)境整治支付更高的成本[25]。

綜上所述,既往研究對(duì)農(nóng)村人居環(huán)境整治的內(nèi)涵特征、主要模式、影響因素等進(jìn)行了探討,為本研究奠定了良好的基礎(chǔ),但仍存在可深化的空間:一是,隨著農(nóng)村居民返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的政策支持增加及宗族文化興起,村域認(rèn)同成為村集體促進(jìn)農(nóng)村居民統(tǒng)一行動(dòng)的重要影響因素,同時(shí)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)作為中國(guó)人情社會(huì)中的核心內(nèi)容,可以彌補(bǔ)個(gè)人信息收集能力的不足,兩者之間存在邏輯關(guān)系,即村域認(rèn)同可能通過(guò)改善鄰里和干群等關(guān)系來(lái)影響農(nóng)村居民參與環(huán)境整治行為,有必要將兩者放置在一個(gè)框架下對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿進(jìn)行研究;二是,在不同條件下村域認(rèn)同和關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿的異質(zhì)性影響還有待探討;三是,村域認(rèn)同和關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治行為的影響也有待理清。基于此,本研究擬基于2021年江西省鄉(xiāng)村振興調(diào)研數(shù)據(jù),利用多元有序Logit模型和中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)村域認(rèn)同和關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿的影響及其作用機(jī)制,剖析不同條件下村域認(rèn)同和關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿的異質(zhì)性影響,并進(jìn)一步探究村域認(rèn)同和關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治行為的影響,以期為促進(jìn)農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治和改善農(nóng)村人居環(huán)境提供針對(duì)性對(duì)策建議。

1 理論分析與研究假說(shuō)

1.1 村域認(rèn)同對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿的影響

村域認(rèn)同指農(nóng)村居民長(zhǎng)期生活在村莊而對(duì)該村莊產(chǎn)生的認(rèn)同感、自豪感、依戀感、歸屬感等情感,表現(xiàn)農(nóng)村居民對(duì)家鄉(xiāng)的重視和熱愛(ài)[26]。滿意度理論認(rèn)為,當(dāng)一件事物滿足人們的期望時(shí),人們則會(huì)產(chǎn)生滿意的情緒,并產(chǎn)生向他人推薦的行為。因而,是否向他人推薦能較好地反映出其滿意程度。環(huán)境心理學(xué)理論認(rèn)為,地方依戀和地方認(rèn)同常常用來(lái)形容人們對(duì)該地方的依戀情感[27]。由地方依戀等形成的“地緣關(guān)系”對(duì)個(gè)人環(huán)境友好型行為具有推動(dòng)作用[28-31]。村域認(rèn)同會(huì)增加農(nóng)村居民的鄉(xiāng)土情節(jié)和地方依戀,從而減少破壞村莊環(huán)境行為的利己心態(tài)。群際情緒理論認(rèn)為,當(dāng)一個(gè)人認(rèn)同某一社會(huì)群體或認(rèn)為自己屬于某一社會(huì)群體的一部分時(shí),對(duì)自身所處社會(huì)群體具有高度歸屬感時(shí),會(huì)產(chǎn)生強(qiáng)烈情感,這種情感因處境不同而產(chǎn)生不同情緒[32],即當(dāng)個(gè)人屬于村莊集體時(shí),此時(shí)會(huì)逐漸產(chǎn)生村莊自豪感,村莊自豪感作為一種正向自我意識(shí)情緒,會(huì)使農(nóng)村居民對(duì)村莊表現(xiàn)出社會(huì)責(zé)任感,從而提高人居環(huán)境整治意愿的內(nèi)生動(dòng)力?；诖?本研究提出假說(shuō)1:村域認(rèn)同會(huì)顯著提升農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治的意愿。

1.2 關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿的影響

根據(jù)社會(huì)嵌入理論,農(nóng)村居民參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)時(shí)是理性“經(jīng)濟(jì)人”,但參與社會(huì)活動(dòng)時(shí)表現(xiàn)更多的是感性“社會(huì)人”,即農(nóng)村居民參與人居環(huán)境整治會(huì)受到社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)等社會(huì)結(jié)構(gòu)因素的影響[33],即社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)能夠提升居民的親環(huán)境行為[34],從而促進(jìn)環(huán)境整治意愿的提升。在農(nóng)村,關(guān)系網(wǎng)絡(luò)大致分為兩種:一是農(nóng)村居民與農(nóng)村居民間的鄰里關(guān)系,二是農(nóng)村居民與村干間的干群關(guān)系。農(nóng)村自古便是熟人社會(huì),根據(jù)“羊群效應(yīng)”,農(nóng)村居民的想法和行為會(huì)受到彼此的影響,若鄰居間有參與人居環(huán)境整治意愿或行為會(huì)產(chǎn)生帶動(dòng)效應(yīng)。另外,干群關(guān)系在一定程度上會(huì)影響農(nóng)村社區(qū)的治理積極性和治理效果[35],若村集體能建立起良好的干群關(guān)系,農(nóng)村居民會(huì)更加積極響應(yīng)村干部的號(hào)召并積極投身其中。由此提出假說(shuō)2:關(guān)系網(wǎng)絡(luò)會(huì)顯著提升農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治的意愿。

1.3 村域認(rèn)同、關(guān)系網(wǎng)絡(luò)與農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿

村域認(rèn)同對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿存在直接作用的同時(shí),可能還存在間接影響。集體自豪感是依賴于特定群體而產(chǎn)生的,其核心是對(duì)本群體的認(rèn)同,農(nóng)村居民較強(qiáng)的滿意度和自豪感有助于增加同村鄰里間的團(tuán)結(jié),增加對(duì)村干部的信任,改善干群關(guān)系,從而使得農(nóng)村居民參與環(huán)境整治的意愿更加強(qiáng)烈[36]。相關(guān)社會(huì)學(xué)研究也指出,群體的認(rèn)同感有助于成員內(nèi)部團(tuán)結(jié)一致,村莊自豪感作為內(nèi)在驅(qū)動(dòng)力,有利于農(nóng)村居民關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的改善,增進(jìn)鄰里間和干群間的信任。根據(jù)上述分析提出假說(shuō)3:關(guān)系網(wǎng)絡(luò)在村域認(rèn)同提升農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿中起中介作用。

基于以上假說(shuō),本研究構(gòu)建村域認(rèn)同(包括村莊自豪感和村莊滿意度)、關(guān)系網(wǎng)絡(luò)(包括鄰里關(guān)系和干群關(guān)系)對(duì)農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿的研究模型,理論分析框架見(jiàn)圖1。

圖1 理論分析框架

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究選取江西農(nóng)業(yè)大學(xué)江西省鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略研究院在2021年7月至8月開(kāi)展的實(shí)地調(diào)查數(shù)據(jù)。為保證數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性與科學(xué)性,整體樣本抽樣方案采取多階段抽樣法與分層隨機(jī)抽樣法結(jié)合的原則,課題組按照人均工業(yè)增加值從江西省隨機(jī)抽取調(diào)研地點(diǎn),最終確定江西省8個(gè)縣(市)65個(gè)自然村小組,所選樣本縣覆蓋了江西省贛北、贛中和贛南地區(qū),具有較強(qiáng)的代表性。該調(diào)查使用隨機(jī)抽樣方法向農(nóng)戶發(fā)放問(wèn)卷,每個(gè)農(nóng)戶選擇1位家庭成員作為問(wèn)卷的被訪者,采用面對(duì)面訪談問(wèn)答方式以保證數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確詳細(xì),共發(fā)放問(wèn)卷652份,回收問(wèn)卷652份,問(wèn)卷回收率100%。根據(jù)本研究?jī)?nèi)容的需要剔除相關(guān)內(nèi)容不全的問(wèn)卷后,共獲得有效樣本501份。

2.2 變量設(shè)計(jì)及描述

2.2.1被解釋變量

本研究的被解釋變量為農(nóng)戶參與農(nóng)村環(huán)境整治意愿及農(nóng)戶參與農(nóng)村環(huán)境整治行為,設(shè)置“您愿意勸說(shuō)親人和鄰居參與人居環(huán)境整治嗎?”這一問(wèn)題來(lái)反映農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿,行為和態(tài)度有著密切的聯(lián)系,勸說(shuō)者借助于言語(yǔ)來(lái)表達(dá)自身的信念和價(jià)值觀等態(tài)度。因此,能為參與人居環(huán)境整治的勸說(shuō)者,首先會(huì)對(duì)自身行為有一個(gè)帶頭垂范效應(yīng),讓被勸說(shuō)者成為志同道合的人。因此,創(chuàng)設(shè)“您愿意勸說(shuō)親人和鄰居參與人居環(huán)境整治嗎?”問(wèn)題來(lái)衡量農(nóng)戶參與農(nóng)村環(huán)境整治意愿是合理的。同時(shí)參考郭晨浩等[37]的研究,采用參與行為進(jìn)一步研究并佐證農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿,選取農(nóng)村居民是否采取“污水處理”、“垃圾處理”、“廁所改造”3種措施衡量農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治行為,若“是”則賦值為1,“否”賦值為0,并加總3項(xiàng)措施得分衡量農(nóng)村人居環(huán)境整治行為的參與程度。各變量的含義及其描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

2.2.2核心解釋變量

村域認(rèn)同。村域認(rèn)同作為一種心理感知,指農(nóng)村居民在村莊生活過(guò)程中對(duì)村莊所形成的認(rèn)同感、自豪感與歸屬感[38]。基于理論分析和數(shù)據(jù)的可得性,并參考李芬妮等[38]研究,本研究中的村域認(rèn)同采用“村莊自豪感”和“村莊滿意度”2個(gè)維度來(lái)衡量[39]。分別用“您為來(lái)自您的村莊而感到自豪嗎?”和“您愿意向其他人介紹您村莊的情況嗎?”來(lái)衡量。一般而言,對(duì)于某項(xiàng)事物是否滿意,人們一般不直接表達(dá)對(duì)其是否滿意,而是通過(guò)是否愿意將其介紹或推薦給他人,并運(yùn)用熵值法對(duì)這2個(gè)維度的指標(biāo)進(jìn)行賦權(quán),具體的指標(biāo)設(shè)置、賦值說(shuō)明和權(quán)重見(jiàn)表2。

表2 村域認(rèn)同和關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的賦權(quán)結(jié)果

關(guān)系網(wǎng)絡(luò)。參考黎紅梅等[40]觀點(diǎn),本研究的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)可用鄰里關(guān)系和干群關(guān)系來(lái)衡量,關(guān)系網(wǎng)絡(luò)也是中介變量,分別采用受訪者回答的問(wèn)題“您的鄰里關(guān)系狀況如何?”和“您對(duì)村干部的組織能力和態(tài)度滿意程度如何?”來(lái)測(cè)度并運(yùn)用熵值法進(jìn)行賦權(quán),關(guān)系網(wǎng)絡(luò)測(cè)量指標(biāo)的設(shè)置、賦值說(shuō)明和權(quán)重見(jiàn)表2。

2.2.3控制變量

在上述核心變量基礎(chǔ)上,選擇性別、年齡、健康狀況、受教育程度、是否為村干部等個(gè)人特征,家庭勞動(dòng)力數(shù)量、家庭收入、耕地面積等家庭特征,村莊道路狀況、地形等村莊特征以及地區(qū)變量進(jìn)行控制[37,40-41],探討農(nóng)村居民參與環(huán)境整治意愿的影響因素,變量的具體含義和賦值見(jiàn)表1。

2.2.4變量的描述性統(tǒng)計(jì)

由表1和表2可知,農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿和行為的均值分別為3.870和2.631,村域認(rèn)同中的村莊自豪感和滿意度的均值分別為3.808和3.794,關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中的鄰里關(guān)系和干群關(guān)系的均值分別為4.002和3.651,說(shuō)明被訪農(nóng)戶參與環(huán)境整治的積極性整體水平較高,對(duì)所在村莊具有強(qiáng)烈的自豪感,滿意度較高,且與街坊四鄰和村干部的關(guān)系較為融洽。通過(guò)交叉列聯(lián)表分析可知,村莊自豪感、村莊滿意度、鄰里關(guān)系、干群關(guān)系以P<0.05,通過(guò)皮爾遜卡方檢驗(yàn),說(shuō)明此4個(gè)因素和農(nóng)戶參與環(huán)境整治意愿之間具有顯著的相關(guān)性。鑒于各因素的均值大致為4,進(jìn)一步分析可知,當(dāng)農(nóng)戶的村莊自豪感賦值為4時(shí),環(huán)境整治意愿值為4的農(nóng)戶有166位,占樣本總數(shù)的33.1%;當(dāng)農(nóng)戶的村莊滿意度賦值為4時(shí),環(huán)境整治意愿值為4的農(nóng)戶有170位,占樣本總數(shù)的33.9%;當(dāng)農(nóng)戶的鄰里關(guān)系賦值為4時(shí),環(huán)境整治意愿值為4的農(nóng)戶有178位,占樣本總數(shù)的35.5%;當(dāng)農(nóng)戶的干群關(guān)系賦值為4時(shí),環(huán)境整治意愿值為4的農(nóng)戶有169位,占樣本總數(shù)的33.7%。可見(jiàn)村莊自豪感、村莊滿意度、鄰里關(guān)系、干群關(guān)系與農(nóng)戶參與環(huán)境整治意愿大致呈正相關(guān)關(guān)系,農(nóng)戶村莊自豪感和村莊滿意度越高、鄰里關(guān)系和干群關(guān)系越好其參與環(huán)境整治意愿越高。

在個(gè)人特征方面,男性占受訪人數(shù)的56.1%,年齡均值約為54歲,受教育程度主要分布在初中及以下,健康狀況的均值為3.727,介于一般和比較健康之間,村干部占總樣本的13.8%。由此可見(jiàn),受訪者大多為男性,文化水平較低,健康狀況良好,且在村委任職的農(nóng)村居民較少;在家庭特征方面,家庭勞動(dòng)力數(shù)量均值約為3人,家庭收入均值為9.737,耕地面積均值為0.375;在村莊特征方面,道路狀況良好,且大多數(shù)村莊地形以山地和丘陵為主。

2.3 模型構(gòu)建

2.3.1有序Logit模型的計(jì)量方法

本研究的因變量為農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿和行為程度,屬于定序變量。鑒于此,參考郭晨浩等[37]研究,構(gòu)建Ologit模型進(jìn)行估計(jì)?；貧w方程為:

Y1=λ0+λ1VI+λ2RN+λ3C+δ1

(1)

Y2=β0+β1VI+β2RN+β3C+δ2

(2)

式中:Y1和Y2為農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿和行為;VI為村域認(rèn)同因素;RN為關(guān)系網(wǎng)絡(luò)因素;C為控制變量;λ0和β0為常數(shù)項(xiàng);λ1、λ2、λ3、β1、β2、β3分別表示自變量的回歸系數(shù);δ1和δ2為服從正態(tài)分布的隨機(jī)干擾項(xiàng)。

2.3.2影響機(jī)制模型

為進(jìn)一步驗(yàn)證關(guān)系網(wǎng)絡(luò)是否在村域認(rèn)同與農(nóng)村人居環(huán)境整治參與意愿之間存在中介作用。本研究借鑒溫忠麟等[42]的方法檢驗(yàn)中介效應(yīng)影響機(jī)制,構(gòu)建中介效應(yīng)模型如下:

Y1=λ1+cVI+g1C+ε1

(3)

RN=λ2+aVI+g2C+ε2

(4)

Y1=λ3+c′VI+bRN+g3C+ε3

(5)

式中:λi為截距;εi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng);gi、a、b、c、c′為待估系數(shù)。若式中待估系數(shù)a、b、c均顯著,同時(shí)ab與c′符號(hào)一致時(shí),則表明存在“中介效應(yīng)”,ab與c′符號(hào)不同時(shí),則表明存在“遮掩效應(yīng)”。

3 結(jié)果分析

3.1 基準(zhǔn)回歸分析

鑒于各變量之間可能存在共線性問(wèn)題,在進(jìn)行回歸分析之前,本研究先進(jìn)行共線性診斷,估計(jì)結(jié)果表明各變量方差最大膨脹因子VIF值為3.606,平均膨脹因子VIF值為1.634,所有變量的方差膨脹因子VIF值都遠(yuǎn)小于5,表明各變量之間并不存在明顯的多重共線性問(wèn)題。本研究利用江西省501份農(nóng)村居民調(diào)查數(shù)據(jù),運(yùn)用多元有序Logit模型及中介模型,實(shí)證檢驗(yàn)了村域認(rèn)同、關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿的影響,回歸結(jié)果見(jiàn)表3。

表3 村域認(rèn)同、關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿的回歸結(jié)果

3.1.1核心解釋變量的影響

1)村域認(rèn)同。由表3可知,村域認(rèn)同變量系數(shù)為正,且在1%的水平上顯著,表明村域認(rèn)同可顯著提升農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿,假說(shuō)1得以驗(yàn)證。其解釋原因?yàn)?濃厚的村域認(rèn)同會(huì)使得農(nóng)村居民從心理上將自己作為村莊的一份子[43],希望村莊未來(lái)能夠得到更好的發(fā)展[44],更傾向于將農(nóng)村環(huán)境整治的整體目標(biāo)作為自身追求目標(biāo),村莊認(rèn)同感越強(qiáng)的農(nóng)村居民對(duì)村莊擁有較多的期待,越傾向于在村莊中長(zhǎng)久生活,會(huì)對(duì)村莊人居環(huán)境傾注情感,更想用實(shí)際行動(dòng)展現(xiàn)對(duì)村莊的喜愛(ài)之情[45],參與人居環(huán)境整治意愿的可能性越大。

2)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)。關(guān)系網(wǎng)絡(luò)在5%的水平上顯著正向影響農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿(表3),說(shuō)明農(nóng)村居民關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的改善會(huì)提升其環(huán)境整治意愿,假說(shuō)2得到驗(yàn)證。其緣由可能在于,農(nóng)村居民的鄰里關(guān)系越好,表明其擁有良好的溝通能力和組織能力,不僅有助于提升自身環(huán)境整治意愿,還能帶動(dòng)其他農(nóng)村居民一起參與;干群關(guān)系在農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿中具有重要推動(dòng)作用,村干部與農(nóng)村居民的較好關(guān)系或積極互動(dòng)時(shí)會(huì)提高農(nóng)村居民參與度,獲得農(nóng)村居民對(duì)村集體行動(dòng)的支持。一方面,干群關(guān)系會(huì)直接影響農(nóng)村居民對(duì)村干部工作的支持力度,當(dāng)村干部對(duì)農(nóng)村居民參與環(huán)境整治做出表率時(shí),能夠激發(fā)農(nóng)村居民的公民行為,感知到自身也應(yīng)該承擔(dān)農(nóng)村人居環(huán)境整治的責(zé)任;另一方面,當(dāng)干群關(guān)系聯(lián)系緊密時(shí),農(nóng)村居民與村干部溝通交流中能夠感受到村干部對(duì)其關(guān)心等情感支持,心中愿意為集體利益而付出更多努力,更愿意參與農(nóng)村人居環(huán)境整治[40]。

3.1.2控制變量的影響

農(nóng)村居民的性別、年齡、受教育程度和村干部身份通過(guò)顯著性檢驗(yàn),性別對(duì)于農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿的影響在10%的水平上呈負(fù)向顯著,受傳統(tǒng)“男主外、女主內(nèi)”婚姻模式的影響[26],女性農(nóng)村居民待在村莊時(shí)間較長(zhǎng),較于男性農(nóng)村居民的戀家情結(jié)更為明顯[46],另外,女性從事廚衛(wèi)活動(dòng)更多,對(duì)家里家外的整潔標(biāo)準(zhǔn)比男性農(nóng)村居民更高,更容易產(chǎn)生更強(qiáng)烈的參與人居環(huán)境整治的意愿。年齡對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿的影響在10%的水平上呈正向顯著,相對(duì)于青年農(nóng)村居民,年長(zhǎng)的農(nóng)村居民對(duì)村莊擁有更深的鄉(xiāng)土情結(jié),年輕的農(nóng)村居民由于城鎮(zhèn)化的發(fā)展而較早的進(jìn)城務(wù)工,思想觀念也會(huì)受到城鎮(zhèn)思想的熏陶,從而對(duì)村莊的情感認(rèn)同較弱[47]。受教育程度在10%的顯著水平上通過(guò)檢驗(yàn),且方向?yàn)檎?表明受教育程度越高的農(nóng)戶參與農(nóng)村環(huán)境整治的概率越高,其原因可能在于知識(shí)水平越高的農(nóng)戶對(duì)人居環(huán)境整治的重要性了解越深,且更容易接觸和接受更為先進(jìn)的環(huán)保舉措。村干部身份在5%的水平上正向顯著影響農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿,身為村干部,要積極響應(yīng)國(guó)家關(guān)于人居環(huán)境整治的政策和號(hào)召,并充分發(fā)揮先鋒帶頭作用,進(jìn)而提升其環(huán)境治理意愿[48]。

3.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本研究借鑒張靜等[49]、李芬妮等[38,45]的方法,通過(guò)替換模型和變量以及winsorize方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

1)替換方法模型。由于農(nóng)村居民參與農(nóng)村環(huán)境整治意愿是離散多元有序變量,本研究使用多元有序Probit模型和普通的最小二乘法(OLS)對(duì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由表3可見(jiàn),在替換模型進(jìn)行回歸分析之后,村域認(rèn)同和關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)村居民參與人居環(huán)境整治意愿的影響仍在1%和5%的水平上呈正向顯著,各變量系數(shù)符號(hào)和顯著性并未發(fā)生明顯變動(dòng)。綜上所述,穩(wěn)健性檢驗(yàn)有效。

2)替換關(guān)鍵變量。本研究選取“您愿意為治理鄉(xiāng)村環(huán)境支付一定的合理費(fèi)用嗎?”作為農(nóng)村居民參與人居環(huán)境整治意愿的代理變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn),村域認(rèn)同和關(guān)系網(wǎng)絡(luò)在1%和5%的顯著水平上通過(guò)檢驗(yàn),且方向?yàn)檎?表3),說(shuō)明回歸結(jié)果穩(wěn)健。

3)縮尾處理。由于微觀數(shù)據(jù)在調(diào)研時(shí)農(nóng)村居民會(huì)摻雜個(gè)人情感,可能會(huì)“低報(bào)”或“高報(bào)”其真實(shí)情況,致使調(diào)查樣本出現(xiàn)極端值,所以為了盡可能避免極端值對(duì)回歸分析的不利影響,本研究通過(guò)winsorize方法對(duì)樣本上下1%的極端值進(jìn)行處理后重新回歸?；貧w結(jié)果與全樣本回歸結(jié)果大致相同(表3),說(shuō)明剔除極端值后的結(jié)果依然穩(wěn)健。

3.3 內(nèi)生性檢驗(yàn)分析

雖然根據(jù)上述基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析得出村域認(rèn)同會(huì)提升農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿,但在此過(guò)程中可能存在互為因果的內(nèi)生性問(wèn)題。一方面,隨著農(nóng)村居民對(duì)村域認(rèn)同水平的提高,其參與人居環(huán)境整治意愿也會(huì)顯著提升;另一方面,農(nóng)村居民參與環(huán)境整治也會(huì)使村莊環(huán)境得到改善,進(jìn)而提升農(nóng)村居民的村域認(rèn)同水平。為此,本研究把“村莊治安滿意度”作為農(nóng)村居民村域認(rèn)同的工具變量。一般來(lái)說(shuō),如果農(nóng)村居民對(duì)村莊治安滿意度越高,對(duì)村莊的認(rèn)同感和歸屬感就越強(qiáng),但并不會(huì)直接影響農(nóng)村居民參與人居環(huán)境整治意愿。因此,本研究認(rèn)為把村莊治安滿意度作為工具變量較為合理。

表4示出兩階段最小二乘法(2SLS)的檢驗(yàn)結(jié)果。首先,通過(guò)豪斯曼檢驗(yàn),以P=0的概率拒絕原假設(shè),排除村域認(rèn)同為外生變量的可能性,因此有必要進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。為驗(yàn)證工具變量選取的合理性,對(duì)其進(jìn)行弱工具變量檢驗(yàn),概率值小于0.05,且第一階段F=10.98,大于經(jīng)驗(yàn)準(zhǔn)則所認(rèn)為應(yīng)大于10的安全閥值,能夠拒絕“存在弱工具變量”的原假設(shè),說(shuō)明本研究工具變量的選取較為合理,與內(nèi)生解釋變量村域認(rèn)同具有較強(qiáng)相關(guān)性。第一階段的回歸結(jié)果表明,村莊治安滿意度系數(shù)為正,在1%的水平上顯著影響農(nóng)戶的村域認(rèn)同感;在第二階段的回歸結(jié)果中,村域認(rèn)同對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿仍在1%的水平上顯著為正,與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致,證實(shí)了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性(表3),可見(jiàn)在使用工具變量法克服潛在的內(nèi)生性問(wèn)題后,村域認(rèn)同依然顯著提升農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿。

表4 村域認(rèn)同對(duì)農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿的內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果

3.4 邊際效應(yīng)分析

邊際效應(yīng)是考察其他變量固定不變時(shí),其中一自變量的變動(dòng)對(duì)因變量的影響。本研究對(duì)象為農(nóng)村居民參與人居環(huán)境整治意愿,自變量的邊際效應(yīng)是該變量對(duì)受訪者選擇某一分值參與人居環(huán)境整治意愿概率的影響。農(nóng)村居民參與人居環(huán)境整治意愿是取值為1～5有序離散型的變量,每個(gè)分值人居環(huán)境整治意愿的邊際效應(yīng)值都不相同,具體見(jiàn)表5。

表5 村域認(rèn)同、關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的邊際效應(yīng)系數(shù)

農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿值為4時(shí),核心自變量的邊際效應(yīng)值產(chǎn)生方向性變動(dòng),變量的邊際效應(yīng)符號(hào)在3處和5處時(shí)相反。具體而言,隨著農(nóng)村居民參與人居環(huán)境整治意愿程度由弱變強(qiáng),村域認(rèn)同感和關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的影響趨勢(shì)也由負(fù)轉(zhuǎn)正,說(shuō)明村域認(rèn)同感的提升和關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的改善會(huì)顯著提高農(nóng)村居民參與人居環(huán)境整治的意愿。當(dāng)農(nóng)村居民比較愿意參與人居環(huán)境整治,即意愿值為4時(shí),變量邊際效應(yīng)開(kāi)始趨向?yàn)檎?即戶主的村域認(rèn)同感和關(guān)系網(wǎng)絡(luò)每提升1%,選擇4的概率就會(huì)提升23%和7%。當(dāng)農(nóng)村居民非常愿意參與人居環(huán)境整治,即意愿值為5時(shí),變量邊際效應(yīng)正向程度越高且高于意愿值為4的水平,說(shuō)明村域認(rèn)同感越強(qiáng)、關(guān)系網(wǎng)絡(luò)越好,農(nóng)村居民參與人居環(huán)境整治的意愿也越高。

3.5 異質(zhì)性分析

受教育程度對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿具有顯著的提升作用(表3),在不同的受教育程度中,村域認(rèn)同對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿的影響可能存在差異。本研究借鑒何凌霄等[50]研究,將農(nóng)戶受教育程度劃分為高學(xué)歷組(高中及以上) 和低學(xué)歷組(高中以下),具體結(jié)果見(jiàn)表6:相較于低學(xué)歷組,高學(xué)歷組的村域認(rèn)同對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿的提升效果更為明顯,可能的原因在于高學(xué)歷農(nóng)村居民更容易接觸和接受環(huán)境保護(hù)理念,知曉環(huán)境污染的嚴(yán)重性。除此之外,高學(xué)歷農(nóng)村居民較于低學(xué)歷農(nóng)村居民在外非農(nóng)就業(yè)的時(shí)間多,在城市生活時(shí)間更長(zhǎng),除了習(xí)慣了城市的整潔面貌外,更加情系桑梓、心系家鄉(xiāng),對(duì)所在村莊的認(rèn)同感更高,參與環(huán)境整治的意愿會(huì)更加強(qiáng)烈。農(nóng)村居民如果是村干部,應(yīng)為建設(shè)和美鄉(xiāng)村作示范、樹(shù)先鋒,響應(yīng)國(guó)家的政策和號(hào)召積極參與到人居環(huán)境整治當(dāng)中去。因此,從比較結(jié)果(表6)看,村干部組的村域認(rèn)同對(duì)農(nóng)村居民參與環(huán)境整治意愿影響的回歸系數(shù)和邊際效應(yīng)明顯高于非干部組。

表6 農(nóng)村居民受教育程度和村干部身份異質(zhì)性分析結(jié)果

3.6 影響機(jī)制討論

根據(jù)基準(zhǔn)回歸分析結(jié)果可知,村域認(rèn)同與關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿具有促進(jìn)作用(表3),其中關(guān)系網(wǎng)絡(luò)在村域認(rèn)同影響農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治的過(guò)程中是否起到中介效應(yīng)還需進(jìn)一步驗(yàn)證,其相關(guān)結(jié)果見(jiàn)表7:村域認(rèn)同不僅可以提升農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治的意愿,還能改善其關(guān)系網(wǎng)絡(luò),且農(nóng)村居民關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的改善能使農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治的意愿得到顯著提升,表明關(guān)系網(wǎng)絡(luò)在村域認(rèn)同與農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿間起部分中介作用,其中相關(guān)系數(shù)a=0.341、b=1.757,直接效應(yīng)系數(shù)c′=5.734,總效應(yīng)系數(shù)c=6.321。為使檢驗(yàn)結(jié)果更加穩(wěn)健,運(yùn)用Bootstrap檢驗(yàn)方法進(jìn)一步驗(yàn)證,Bootstrap檢驗(yàn)方法能夠得到更為準(zhǔn)確的置信區(qū)間,其方法內(nèi)容是從樣本中反復(fù)抽樣,每1次抽樣可獲得1個(gè)Bootstrap樣本及其系數(shù)乘積的估計(jì)值,且將全部估計(jì)值由低到高進(jìn)行排列構(gòu)成95%置信水平的置信區(qū)間,如果該區(qū)間范圍不涵蓋0,說(shuō)明存在中介效應(yīng)[51]。本研究重復(fù)抽樣1 000次進(jìn)行Bootstrap檢驗(yàn),得出置信區(qū)間上限為0.401,下限為0.041,該區(qū)間不包含0,表明關(guān)系網(wǎng)絡(luò)在村域認(rèn)同提升農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿中存在中介效應(yīng),中介效應(yīng)值為0.095,假說(shuō)3得到驗(yàn)證。

表7 關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

4 進(jìn)一步擴(kuò)展行為分析

村域認(rèn)同不僅直接影響農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿,而且可通過(guò)改善農(nóng)村居民關(guān)系網(wǎng)絡(luò)進(jìn)而提升其參與人居環(huán)境整治意愿。由此進(jìn)一步引發(fā)思考,村域認(rèn)同是否對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治行為具有同樣的作用效果,為此,本研究接下來(lái)繼續(xù)探討村域認(rèn)同對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治的具體行為和參與程度的影響。根據(jù)表8可知,村域認(rèn)同可顯著約束農(nóng)村居民亂扔生活垃圾行為,并且可促進(jìn)農(nóng)村居民進(jìn)行廁所改造。除此之外,村域認(rèn)同感越高,農(nóng)村人居環(huán)境整治的參與程度越高?？梢?jiàn)農(nóng)村居民的村域認(rèn)同感不僅可以提升農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿,還可促進(jìn)其落實(shí)到具體行為,提升環(huán)境整治參與程度。

表8 村域認(rèn)同對(duì)農(nóng)村人居環(huán)境整治參與行為及參與程度的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

5 結(jié)論與建議

本研究通過(guò)對(duì)江西省501份微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行分析,利用有序Logit模型和中介效應(yīng)模型分析村域認(rèn)同和關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿的影響,得出以下結(jié)論:第一,村域認(rèn)同感可以顯著提高農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿,在通過(guò)穩(wěn)健性檢驗(yàn)和內(nèi)生性檢驗(yàn)后,結(jié)果依然穩(wěn)健。第二,農(nóng)村居民的村域認(rèn)同感和關(guān)系網(wǎng)絡(luò)每提升1%,選擇4的概率就會(huì)提升23%和7%。第三,高學(xué)歷和村干部農(nóng)村居民更容易受到村域認(rèn)同的影響并積極參與到人居環(huán)境整治中去。第四,關(guān)系網(wǎng)絡(luò)在村域認(rèn)同對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿的影響中起部分中介作用。第五,農(nóng)村居民的村域認(rèn)同感不僅可以提升其參與人居環(huán)境整治意愿,還可促進(jìn)其落實(shí)到具體行為,提升環(huán)境整治參與程度?；谏鲜鼋Y(jié)論,本研究提出如下建議:

1)提升農(nóng)村生活基礎(chǔ)條件,增強(qiáng)農(nóng)村居民的村莊歸屬感和榮譽(yù)感。政府應(yīng)加強(qiáng)村莊文化建設(shè),修建讀書(shū)室、活動(dòng)室等生活配套設(shè)施,積極開(kāi)展村莊文化節(jié)等文娛文俗活動(dòng),充分彰顯村莊的文化魅力,并為農(nóng)村居民提供公共交流的場(chǎng)合,豐富其閑暇時(shí)間,激發(fā)鄉(xiāng)土情結(jié),不斷增強(qiáng)其對(duì)村莊的歸屬感和自豪感,從而提升主動(dòng)參與村莊環(huán)境治理的熱情。

2)強(qiáng)化村委會(huì)的服務(wù)功能,改善村干部和村民之間關(guān)系。可以及時(shí)回應(yīng)農(nóng)村居民的問(wèn)題和建議,時(shí)刻將村民利益作為環(huán)境整治的重點(diǎn),建立良好的干群互動(dòng)關(guān)系,使其體會(huì)到村莊中的溫暖與關(guān)懷,提高農(nóng)村居民對(duì)村莊的認(rèn)同感。與此同時(shí),積極倡導(dǎo)農(nóng)村居民通過(guò)電子農(nóng)務(wù)和網(wǎng)絡(luò)參與村委會(huì)選舉、社區(qū)布局規(guī)劃等村內(nèi)重大事務(wù),強(qiáng)化農(nóng)村居民的“主人翁意識(shí)”以及增強(qiáng)其對(duì)村內(nèi)事務(wù)的關(guān)心程度,從而提升農(nóng)村居民村務(wù)參與的積極性,有序引領(lǐng)農(nóng)村居民參與有關(guān)環(huán)境整治等工作的村內(nèi)事務(wù)。

3)加強(qiáng)和美鄉(xiāng)村的宣傳與教育,提高村民對(duì)農(nóng)村環(huán)境工作的認(rèn)識(shí)。通過(guò)舉辦知識(shí)講座及印發(fā)手冊(cè)等方式讓廣大農(nóng)村居民深刻認(rèn)識(shí)到改善農(nóng)村環(huán)境、建設(shè)美好家園是他們的迫切要求,使其明確利害關(guān)系,意識(shí)到開(kāi)展環(huán)境整治工作的重要性和必要性,進(jìn)而積極主動(dòng)的參與到農(nóng)村環(huán)境整治工作中來(lái)。除此之外,亦可創(chuàng)辦志愿服務(wù)、星級(jí)文明戶評(píng)選等活動(dòng),促使農(nóng)村居民參與到美好家園的建設(shè)過(guò)程中,成為農(nóng)村環(huán)境整治的參與者和受益者。