孫前路

(1.中國農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，北京 100083；2.西藏農(nóng)牧學院，西藏 林芝 860000)

2015年，我國糧食生產(chǎn)實現(xiàn)“十二連增”，且自2013年以來產(chǎn)量一直維持在6億 t以上。然而，在糧食逐年增產(chǎn)的同時，農(nóng)村人居環(huán)境污染問題日益突出，主要表現(xiàn)在畜禽糞便、農(nóng)藥化肥、生活垃圾、秸稈焚燒及工業(yè)污染等方面[1]，其中生活垃圾與污水成為農(nóng)村人居環(huán)境臟、亂、差的源頭。2017年1月18日國務院新聞辦公室就改善農(nóng)村人居環(huán)境工作進展舉行的發(fā)布會表明，2016年農(nóng)村生活垃圾處理率僅有60%，農(nóng)村污水治理率也僅為22%，農(nóng)村人居環(huán)境改善效果不盡人意。為了優(yōu)化農(nóng)村人居環(huán)境，十八屆五中全會將“村容整潔”列為新農(nóng)村建設的主要內容，鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略提出“農(nóng)村人居環(huán)境整治”目標，各省(自治區(qū)、直轄市)也針對農(nóng)村人居環(huán)境改善制定了專項政策，然而農(nóng)村人居環(huán)境改善的難度仍然較大。一方面，農(nóng)村基礎設施不完備導致生活垃圾與污水處理成本較高。以污水處理為例，每戶污水處理設施建設費用約1萬元，目前全國有1.6億戶的污水未得到處理，設施建設費用約1.6萬億元，資金缺口較大。另一方面，農(nóng)村生活和生產(chǎn)垃圾規(guī)模大但較為分散，垃圾收集、轉運、處理體系尚未形成。農(nóng)村生活垃圾以廚房殘料、生活用品附屬物等為主，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)垃圾以秸稈及牲畜糞便為主，農(nóng)戶對生活和生產(chǎn)垃圾已經(jīng)司空見慣，垃圾處理意識較弱，垃圾收集的積極性不高。同時，農(nóng)村垃圾處理發(fā)展較為滯后，尚未形成類似于城市的垃圾轉運、處理模式。2018年2月，中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發(fā)了《農(nóng)村人居環(huán)境整治三年行動方案》，將行動目標設定為“到2020年，實現(xiàn)農(nóng)村人居環(huán)境明顯改善，村莊環(huán)境基本干凈整潔有序”，這為農(nóng)村人居環(huán)境改善提供了良好的機會。

農(nóng)村人居環(huán)境整治必須使農(nóng)戶由污染主體轉變成整治主體[2]，如何提高農(nóng)戶的參與度成為農(nóng)村人居環(huán)境整治研究的熱點之一。已有研究表明，農(nóng)村環(huán)境屬于公共物品，具有非排他性和非競爭性特征，農(nóng)戶在排污中“不合作”，在整治中“搭便車”現(xiàn)象明顯[3-5]。然而實驗經(jīng)濟學認為，公共物品供給參與者的選擇偏好具有異質性[6]，這不僅體現(xiàn)在不同農(nóng)戶對農(nóng)村環(huán)境供給的差異上，還反映在農(nóng)戶對農(nóng)村環(huán)境需求與邊際收益的不對稱性上[7-8]，這使得農(nóng)戶在農(nóng)村環(huán)境整治參與意愿中表現(xiàn)出從“非常愿意”到“非常不愿意”的階梯差異。在農(nóng)戶參與農(nóng)村環(huán)境整治實證分析方面，文化程度、家庭收入、環(huán)境認知和基礎設施等因素受到廣泛關注。如ZHANG等[9]通過對我國30個省份4 638個家庭的調查，對農(nóng)戶垃圾處理意愿進行了分析，發(fā)現(xiàn)40.54%的樣本農(nóng)戶不愿意參與農(nóng)村垃圾整治，其原因在于家庭收入水平低、對政府不信任等；ZENG等[10]依據(jù)我國518例調查數(shù)據(jù)，分析了農(nóng)戶對垃圾處理的認知情況，發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶垃圾處理的主要障礙是處理意識薄弱和處理設施不足，而年齡、家庭年收入對農(nóng)戶的垃圾處理支付意愿存在正向影響。閔繼勝等[11]研究發(fā)現(xiàn)設置固定垃圾點有利于提高農(nóng)戶生活污染治理意愿，而治理污染的機會成本越高，農(nóng)戶的積極性也就越低；高電玻[12]利用275個村莊5 948戶調查數(shù)據(jù)，從農(nóng)戶行為角度分析了農(nóng)村生活污染的影響因素，認為個體特征、環(huán)境認知、村莊公共設施及環(huán)保教育對農(nóng)戶環(huán)保參與存在顯著的正向影響。黃森慰等[13]研究表明，戶主文化程度、是否是村干部和環(huán)境認知對農(nóng)村環(huán)境污染整治存在正向影響。

已有文獻從多個視角對農(nóng)村人居環(huán)境整治參與度進行了分析，為筆者提供了較好的借鑒，但至少在以下3個方面尚需進一步探討：其一，理論方面缺乏農(nóng)戶家庭稟賦差異對農(nóng)村人居環(huán)境整治的影響研究，而農(nóng)戶家庭稟賦差異正是農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治的異質性的體現(xiàn)，忽略該因素不僅會造成農(nóng)戶參與意愿的偏差，甚至會造成理論分析與實證對策脫節(jié)；其二，盡管家庭特征視角的研究將家庭稟賦納入農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)境整治參與框架，但鮮有文獻對農(nóng)戶家庭稟賦進行系統(tǒng)分析，將外出務工與家庭稟賦結合起來分析農(nóng)戶參與意愿的研究更為鮮見，而具有城鎮(zhèn)生活經(jīng)歷的農(nóng)戶對城市污染問題具有感性認識，更容易關注農(nóng)村環(huán)境污染[14]；其三，已有農(nóng)戶參與環(huán)境污染整治相關研究的區(qū)域尺度較大，較少關注少數(shù)民族地區(qū)，而少數(shù)民族地區(qū)在政治、經(jīng)濟、文化等方面與其他地區(qū)差異明顯，隨著鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的推進，政策制定部門亟需農(nóng)村人居環(huán)境整治參與的相關研究結論作為決策參考。該研究以西藏農(nóng)戶為研究對象，從家庭稟賦和外出務工的視角分析農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)境參與意愿及影響因素，以期為少數(shù)民族地區(qū)人居環(huán)境提升提供理論借鑒。

1 理論分析與研究方法

1.1 理論分析

實踐理論認為人們的實踐活動是“主觀建構”和“客觀結構”共同作用的結果，且在實踐活動中，人們的活動受場域、習慣和資本的交互影響[15]174-178。筆者將農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)境整治參與視為一種經(jīng)濟行為，即農(nóng)戶通過村莊環(huán)境整治參與方面投入資本要素，以期獲得由于村莊環(huán)境改善給自己和家庭帶來的愉悅感，在參與村莊環(huán)境改善的同時也提高了自己在村莊的形象。因而，農(nóng)戶是否參與環(huán)境整治與家庭稟賦聯(lián)系密切。

BOURDIEU等[15]161認為，資本是“社會物理學的能力”，包括經(jīng)濟資本、文化資本和社會資本3個方面。經(jīng)濟資本是家庭稟賦的基礎，是能夠物化的資本，通過形成人們“理性”的習慣影響其實踐活動的參與意愿。謝先雄等[16]認為，家庭收入和牲畜數(shù)量對牧民減畜意愿有顯著影響，而承包草場面積抑制牧民減畜意愿；李曉平等[17]發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶經(jīng)濟資本中的家庭收入、耕地面積等因素與農(nóng)戶耕地面源污染受償意愿存在顯著的正相關關系。孫前路等[18]認為與區(qū)外相比，西藏農(nóng)戶家庭經(jīng)濟模式存在較高的特殊性，但經(jīng)濟資本對農(nóng)戶經(jīng)濟行為的影響也較為明顯。基于此，筆者提出假說H1：經(jīng)濟資本越優(yōu)越，農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)境整治參與的意愿越強烈。

BOURDIEU等[15]116-124認為，在一個交易系統(tǒng)中，資本扮演著一種社會關系，而文化資本是包含了可以賦予權利和地位的積累文化知識的一種社會關系，影響著人們的思維方式和行為決策[19]。在實證分析中，文化資本對農(nóng)戶行為意愿的影響基本形成共識。李曉平等[17]發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶文化資本越豐富，參與耕地面源污染的機會成本也越高；傅才武等[20]研究表明文化資本的各種形態(tài)對居民文化消費支付意愿均有顯著影響。西藏文化具有較高的特殊性，但農(nóng)戶家庭文化資本存量在家庭經(jīng)濟生活中的重要性已經(jīng)形成共識[21]。基于此提出假說H2：文化資本資本越豐富，農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)境整治參與的意愿越強烈。

社會資本是嵌入個體的關系網(wǎng)絡，是存在于人際關系和社會結構中能夠為個體行為提供便利的生產(chǎn)性資源[22]，在很大程度上反映了農(nóng)戶家庭在當?shù)厣鐣械匚坏母叩?，但其對農(nóng)戶的參與意愿影響并未取得共識。如ANDERSON等[23]認為社會資本的增強有助于農(nóng)戶低碳參與意愿的提高；謝先雄等[16]也發(fā)現(xiàn)社會資本是影響牧民減畜的關鍵；而邱黎源等[24]認為，社會資本對農(nóng)民工家庭城鎮(zhèn)定居意愿的影響并不顯著，且會稀釋家庭自我地位認知的解釋力度。西藏農(nóng)戶社會資本范圍狹小、結構單一，這對農(nóng)戶的價值取向影響很大[25]。基于此提出假說H3：社會資本資本越豐富，農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)境整治參與的意愿越強烈。

隨著鄉(xiāng)城勞動力轉移規(guī)模的擴大，農(nóng)戶外出務工已經(jīng)成為常態(tài)化的生計選擇方式[26]，實踐上，農(nóng)民外出務工改變了生活狀態(tài)，減少了農(nóng)業(yè)收入約束。環(huán)境轉變使得農(nóng)民工對城鄉(xiāng)發(fā)展的環(huán)境變化能夠產(chǎn)生對比性的認知感受，進而認識到農(nóng)村人居環(huán)境問題；同時，相對于農(nóng)業(yè)收入而言，工資性收入成為務工者的主要收入來源，在農(nóng)業(yè)收入約束減少的同時也改變了農(nóng)戶的收入結構，農(nóng)戶整體收入提高的同時也對村莊環(huán)境有了更高的要求。也有學者認為，外出務工人員進城生活意愿的增強會降低其對農(nóng)村人居環(huán)境治理的支付意愿[27]。筆者認為，“落葉歸根”思想在我國農(nóng)村根深蒂固，即使務工者準備或已經(jīng)在城市長期居住，暫時性回歸農(nóng)村的情況仍較為常見?；诖颂岢黾僬fH4：外出務工對農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)境整治參與意愿影響顯著。

1.2 研究方法

與Logit或Probit模型相比，最大熵估計法除沒有強參數(shù)假設外，其估計效果更優(yōu)，同時對樣本數(shù)量、協(xié)方差相關性和矩陣特征等要求更低。鑒于被解釋變量“農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)境整治參與意愿”為二元變量，為了更好地擬合實際，采用最大熵估計法開展研究。設Y為農(nóng)戶人居環(huán)境整治參與意愿觀測值矩陣，X為各影響因素觀測值矩陣，若令表示第i個樣本愿意參與人居環(huán)境整治的概率，模型可表示為

(2)

式(2)中，eij為增加的自然噪聲，取值范圍為[-1，1]。依據(jù)GGOLAN等[29]的研究，對自然噪聲eij作如下界定：

(3)

(4)

(5)

通過構造拉格朗日函數(shù)，利用最優(yōu)解理論的KKT條件得到唯一最優(yōu)解為

(6)

(7)

為了構造GME Logit模型，考慮到傳統(tǒng)Logit模型解釋形式的便利性，將廣義最大熵的對數(shù)發(fā)生比率比[31]定義為

(8)

各影響因素的平均邊際效應(AMEs)計算公式為

(9)

式(9)中，EAM,k為第k個解釋變量的平均邊際效應系數(shù)；βk為GME Logit模型擬合的第k個解釋變量的系數(shù);T為樣本容量;pi為由參數(shù)和解釋變量組成的向量組通過映射關系表示的第i個樣本參與人居環(huán)境整治意愿的概率。

2 數(shù)據(jù)來源與變量描述

2.1 數(shù)據(jù)來源與特征

為了分析少數(shù)民族地區(qū)農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)境參與意愿的影響因素，課題組選擇宗教信仰濃厚的藏族同胞為研究對象。2018年7—8月，課題組對西藏下轄日喀則和那曲兩市的農(nóng)戶開展實地調查。日喀則市位于西藏南部，平均海拔3 840 m，農(nóng)業(yè)以青稞、小麥種植和牦牛養(yǎng)殖為主，有“西藏糧倉”的美譽；那曲市位于西藏北部，平均海拔4 500 m以上，多數(shù)縣以畜牧業(yè)為主，是藏北羌塘草原的主體，調查區(qū)域具有一定代表性。西藏地廣人稀，農(nóng)戶總體抽樣框難以獲取，在具體樣本區(qū)域選擇上，首先，根據(jù)各下轄鄉(xiāng)(鎮(zhèn))農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)類型和經(jīng)濟發(fā)展水平確定調查范圍；然后，以已選預調查鄉(xiāng)(鎮(zhèn))為依據(jù)，在農(nóng)牧學院農(nóng)林經(jīng)濟管理專業(yè)招募藏族調查員，并對調查員進行調查培訓；再次，按照每個調查區(qū)域人口分布情況對調查員發(fā)放問卷，每名調查員利用暑假對調查區(qū)域進行一對一隨機抽樣調查；最后，為了保證數(shù)據(jù)錄入的可回憶性，調查數(shù)據(jù)錄入也均由調查員分別完成。調查共發(fā)放問卷800份，收回有效問卷721份，有效率達90.13%。樣本基本情況如表1所示。

表1 樣本基本情況Table 1 The basic situation of the sample

2.2 變量抓取與說明

2.2.1主要變量

依據(jù)研究重心與研究假說確定主要變量：農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)境整治參與意愿、社會資本、文化資本、經(jīng)濟資本以及外出務工。為了提高調查量表的信度與效度，量表設計主要參考已有相關研究成果且被證明有效的指標，并結合調查區(qū)域實際進行調整。

(1)農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)境整治參與意愿，采用農(nóng)戶對農(nóng)村人居環(huán)境整治參與意愿自我報告的方法衡量。具體而言，采用李克特五等選項量表，統(tǒng)計受訪農(nóng)戶對調查問題“您是否愿意參與到農(nóng)村人居環(huán)境整治的活動中來？”的回答情況。

(2)家庭稟賦。借鑒BOURDIEU等[15]161對資本稟賦的研究，將農(nóng)戶家庭稟賦分為經(jīng)濟資本、文化資本和社會資本3個方面。借鑒謝先雄等[16]、李曉平等[17]以及孫前路等[32]對農(nóng)戶家庭資本稟賦相關變量的選取情況，對以上3類指標測度如下：經(jīng)濟資本指標包括家庭收入、勞動力數(shù)量和耕地(草地)面積；文化資本指標為被調查者的文化程度；社會資本指標包括村干部經(jīng)歷、參加物資交流會次數(shù)及參加農(nóng)貿市場次數(shù)。

(3)外出務工。借鑒姚懿桐等[33]和孫前路等[32]對勞動力外出指標的測量，將勞動力外出指標設定為務工人次、務工收入。

被解釋變量及解釋變量的問卷題項、含義說明、賦值及描述性統(tǒng)計結果見表2。由表2可知，農(nóng)戶參與村莊環(huán)境整治的意愿并不高，愿意參與比例僅為57%，這表明西藏農(nóng)牧區(qū)僅半數(shù)以上居民認識到了農(nóng)村環(huán)境污染問題，西藏農(nóng)牧區(qū)很多居民對參與村莊環(huán)境整治的積極性不高。在經(jīng)濟資本方面，農(nóng)戶家庭平均勞動力在3人以上，表明西藏農(nóng)牧區(qū)家庭規(guī)模較大，調查中發(fā)現(xiàn)四世同堂類家庭較多；農(nóng)戶家庭草地承包平均在66.67～200 hm2之間，耕地面積平均在6.67～20 hm2之間。文化資本方面，農(nóng)戶文化程度普遍較低，以文盲和小學為主。社會資本方面，農(nóng)戶參與市場的次數(shù)較少，接近一半的農(nóng)戶2017年未參加過物資交流會，市場銷售的平均次數(shù)僅為1.37次，說明西藏市場氛圍相對薄弱。外出務工方面，2017年樣本平均務工接近2人次，說明務工也慢慢成為西藏農(nóng)戶提高生計水平的渠道之一。

表2 被解釋變量及解釋變量的賦值及描述性統(tǒng)計結果Table 2 The questionnaire items，assignments and descriptive statistical results of the explained variables and explanatory variables

調查中，部分牧民家庭也擁有耕地，部分農(nóng)戶家庭也擁有草地，為了保持指標的一致性，在耕地(草地)面積劃分時按照家庭核心生產(chǎn)資料為主要指標，即牧民樣本以草地進行劃分，農(nóng)戶樣本以耕地指標劃分。+表示對應的解釋變量預期對被解釋變量存在正向影響。

2.2.2控制變量

為了更為準確地分析家庭稟賦與外出務工對農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)境整治參與的影響，引入被調查者個人特征變量、家庭特征變量及地區(qū)虛擬變量作為控制變量。

(1)被調查者個人特征變量。被調查者的性別、年齡及婚姻狀況反映了被調查者的生活生產(chǎn)交際范圍，交際范圍較為狹窄的農(nóng)戶傾向于對環(huán)境污染的感知不敏感，更容易接受農(nóng)村環(huán)境現(xiàn)狀，其參與環(huán)境整治的可能性較低；同時，不同健康狀況的被調查者勞動能力存在差異，而家務或生活負擔重的調查對象需要為家庭生活付出更多的時間與精力，從而減少參與環(huán)境整治的時間，這可能對其環(huán)境整治參與意愿存在負向影響。因此，根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性，選取性別、年齡、婚姻狀況及健康狀況4個變量來描述被調查者的個人特征。

(2)家庭特征變量。在村莊維度上，家庭特征可在一定程度上反映農(nóng)戶在村莊內的經(jīng)濟實力和社會地位，對被調查者行為意愿有重要影響；在區(qū)域緯度上，家庭位置反映了村莊居民與外界聯(lián)系的頻次與難易程度，區(qū)域經(jīng)濟學理論認為，距離城市不同距離的村民思維方式有很大不同，偏僻村莊的居民對環(huán)境認知的敏感性可能較弱。鑒于家庭收入等變量在解釋變量中有所體現(xiàn)，將家庭人口數(shù)和距集鎮(zhèn)距離指標作為家庭特征變量。

控制變量的被調查者個人特征和家庭特征的問卷題項、含義說明、賦值及描述性統(tǒng)計結果見表3。

表3 控制變量賦值及描述性統(tǒng)計結果Table 3 The questionnaire items，assignments and descriptive statistical results of the control variables

1)單位為km。

3 模型估計結果及解釋

使用Stata 13.1統(tǒng)計軟件，基于前文分析方法和樣本數(shù)據(jù)對模型進行估計。首先分析控制變量對農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)境整治參與意愿的影響效應，然后在考慮控制變量的基礎上分析家庭稟賦的影響，最后分析家庭稟賦和外出務工對農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)境整治參與意愿的綜合效應(表4)。

表4 模型估計結果Table 4 The results of model estimations

***、**、*分別表示在1%、5%和10%統(tǒng)計水平顯著。模型整體檢驗統(tǒng)計結果：模型1，自由度=6，概率熵=464.4，標準熵=0.929 3，統(tǒng)計比率熵值=70.7，似然比檢驗的P值=0.000 0，偽R2=0.070 7，對數(shù)似然函數(shù)的標準F值=-2 048.470 2；模型2，自由度=13，概率熵=424.1，標準熵=0.848 5，統(tǒng)計比率熵值=151.4，似然比檢驗的P值=0.000 0，偽R2=0.151 5，對數(shù)似然函數(shù)的標準F值=-2 007.883 3；模型3，自由度=15，概率熵=410.6，標準熵=0.821 6，統(tǒng)計比率熵值=178.3，似然比檢驗的P值=0.000 0，偽R2=0.178 4，對數(shù)似然函數(shù)的標準F值=-1 994.312 5。

3個模型的P值均小于0.01，表明3個模型均通過整體顯著性性檢驗，擬合性較好。在方程解釋程度上，僅加入控制變量的偽R2較低，為0.070 7，隨著核心解釋變量的加入，偽R2值均有顯著提高，表明核心解釋變量具有較強的解釋力?；诒?中模型3估計結果，從以下3個角度分析農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)境整治參與意愿的影響因素。

3.1 家庭稟賦變量

3.1.1經(jīng)濟資本

表4中模型3的回歸結果顯示，農(nóng)戶家庭收入對農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治存在顯著的負向影響，而耕地(草地)面積有顯著正向影響，農(nóng)戶家庭勞動力數(shù)量的影響不顯著。造成這一現(xiàn)象的原因在于西藏農(nóng)戶家庭以傳統(tǒng)農(nóng)牧業(yè)為主，自給自足的比例較高，致使家庭貨幣收入比例較低，而家庭貨幣收入對農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治意愿的影響存在門檻效應，較低的收入水平難以對農(nóng)戶意愿產(chǎn)生顯著影響。另外，由于收入相對較高的家庭往往以運輸、砂石場經(jīng)營為主，經(jīng)營過程中不可避免要破壞道路、增加粉塵，參與人居環(huán)境整治可能意味著要分攤更多的經(jīng)費，因而其參與意愿也較低。同時，由于西藏自然資源相對貧瘠，農(nóng)戶財富積累較為緩慢，農(nóng)牧區(qū)分家氛圍不濃厚，耕地(草地)面積較為豐富的家庭非貨幣化財富往往占比較高，導致其對村莊生活環(huán)境的要求較高，故參與意愿較強。研究假說1部分得到印證。

3.1.2文化資本

文化程度對農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治影響不顯著，這可能與西藏農(nóng)村居民文化程度嚴重偏低有關。統(tǒng)計結果表明，西藏農(nóng)戶學歷以文盲和小學，分別占31.21%和53.12%，文化水平差距較小，故該因素未對農(nóng)戶環(huán)境參與意愿產(chǎn)生顯著影響。研究假說2未得到印證。

3.1.3社會資本

與預計方向相反，參加物資交流會次數(shù)和參加農(nóng)貿市場次數(shù)對農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治意愿存在顯著負向影響，說明參加物資交流會的次數(shù)越多，買賣農(nóng)產(chǎn)品的次數(shù)越多，農(nóng)戶越不愿意參與農(nóng)村人居環(huán)境整治。其原因在于西藏市場經(jīng)濟相對落后，農(nóng)戶參與市場的次數(shù)普遍不高，而有經(jīng)濟頭腦的農(nóng)戶雖然家庭貨幣收入較高，但在農(nóng)村人居環(huán)境整治方面有較強的“搭便車”傾向。村干部對農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治意愿存在顯著的正向影響，研究假說3部分得到印證。

3.2 外出務工情況

務工收入與務工人次對農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治存在顯著的正向影響，且分別通過了1%和5%水平的顯著性檢驗，表明外出務工有助于農(nóng)戶提高農(nóng)村人居環(huán)境整治參與意愿。這是因為一方面務工收入越高、務工次數(shù)越多的農(nóng)戶務工時間越長，長期生活在城鎮(zhèn)導致其對城鎮(zhèn)生活環(huán)境較為依賴，對農(nóng)村與城鎮(zhèn)環(huán)境的差距感受也更為明顯；另一方面，務工收入越高，務工人次越多，意味著其家庭工資性收入越高，務工返鄉(xiāng)后對自己家庭環(huán)境改善的動力越強，也更愿意參與到農(nóng)村人居環(huán)境治理中來。假說4得到印證。

3.3 控制變量

3.3.1個人特征

樣本農(nóng)戶受訪者的健康狀況對農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治存在顯著的正向影響。其原因是健康狀況較好的樣本往往以年輕人為主，在家庭中較為活躍，與外界聯(lián)系也相對緊密，因而對村莊環(huán)境污染認知也較為敏感，參與村莊環(huán)境治理的積極性較高。

3.3.2家庭特征

距集鎮(zhèn)距離對農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治意愿存在顯著的正向影響，這與筆者預期相反。這是因為西藏城鎮(zhèn)發(fā)展較為滯后，城鎮(zhèn)人口數(shù)量少、管轄面積小，城鎮(zhèn)基礎設施難以和區(qū)外相比，城鎮(zhèn)管理水平也較低，城鎮(zhèn)人居環(huán)境帶有濃厚的鄉(xiāng)村氣息，甚至存在牦牛逛大街現(xiàn)象。離集鎮(zhèn)較近的農(nóng)牧民進城鎮(zhèn)的頻次較高，更了解城鎮(zhèn)人居環(huán)境的不足，已經(jīng)形成了思維定勢，在不了解城鎮(zhèn)人居環(huán)境改善措施的情況下，對農(nóng)村人居環(huán)境整治要求更容易產(chǎn)生抵觸情緒，因而參與的意愿較低。相反，遠離集鎮(zhèn)的農(nóng)牧民進城頻次較低，相對較好的城鎮(zhèn)人居環(huán)境對生活在偏遠農(nóng)牧區(qū)的居民更容易產(chǎn)生沖擊，促使其形成人居環(huán)境改善的愿景，導致其參與農(nóng)村人居環(huán)境整治活動的積極性較強。

4 邊際效應分析及穩(wěn)健性檢驗

利用前文設定的邊際效應公式，筆者進一步分析了家庭稟賦和外出務工對農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治意愿的邊際效應，結果見表5。

表5 邊際效應分析Table 5 Analysis results on the marginal effect

***、**、*分別表示通過1%、5%和10%水平顯著性檢驗。

由表5可知，農(nóng)戶家庭收入達到平均數(shù)(37 343.41 元)時，參加物資交流會次數(shù)和參加農(nóng)貿市場次數(shù)每增加1次，會使得農(nóng)戶愿意參與農(nóng)村人居環(huán)境的概率分別減少13.72%和2.32%；而耕地(草地)面積每增加1個檔次(耕地0.67 hm2，草地33.33 hm2)、家庭成員有擔任過村干部、務工收入達到平均數(shù)(22 287元)和務工人次每增加1人次，會使得農(nóng)戶愿意參與農(nóng)村人居環(huán)境的概率分別增加3.6%、10.21%、7.01%及6.05%。

為了檢驗模型3估計結果的穩(wěn)健性，采用2種方法進行檢驗。其一，采用二元Logit方法對模型進行重新回歸(模型4)；其二，考慮到西藏地域廣闊，村莊距離縣城較遠，因而將村莊距縣城距離變量引入模型，發(fā)現(xiàn)影響并不顯著。以距離縣城平均距離(50 km)為分界點，將全樣本分為近郊村樣本和遠郊村樣本2個部分，分別運用廣義最大熵Logit模型進行模擬，得到模型5(1)和模型5(2)(表6)。對比表4和表6發(fā)現(xiàn)，模型4、模型5(1)、模型5(2)與模型3相比，結果較為一致，說明前文中的實證分析結果較為穩(wěn)健。

5 結論與政策啟示

5.1 結論

利用西藏自治區(qū)日喀則市和那曲市721戶農(nóng)戶的微觀調查數(shù)據(jù)，從家庭稟賦和外出務工的視角分析了農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)境整治的參與意愿。主要研究結論如下：第一，農(nóng)戶參與村莊環(huán)境整治的積極性并不高，僅占57%，農(nóng)戶環(huán)境污染意識有待加強；第二，家庭稟賦和外出務工變量的加入對農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)境整治參與意愿的解釋力度明顯增強，這意味著提高農(nóng)戶家庭稟賦豐富程度、拓展務工渠道有助于提高農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)境參與的積極性。同時也發(fā)現(xiàn)，耕地(草地)面積、村干部經(jīng)歷、外出務工情況等對農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿存在顯著正向影響，而家庭總收入、參加物資交流會次數(shù)與參加農(nóng)貿市場次數(shù)等因素對農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治有顯著的抑制作用。這意味著盡管農(nóng)戶家庭稟賦的增加能夠提高農(nóng)戶村莊環(huán)境整治的參與積極性，但由于農(nóng)戶整體收入水平較低，一些有“經(jīng)濟頭腦”的農(nóng)戶具有強烈的“搭便車”傾向。第三，農(nóng)戶健康狀況越好的農(nóng)戶越愿意參與到農(nóng)村人居環(huán)境整治中來，而距離集鎮(zhèn)越近的農(nóng)戶參與的積極性越低。

表6 穩(wěn)健性檢驗結果Table 6 Results of the robustness test

***、**、*分別表示分別表示通過1%、5%和10%水平顯著性檢驗。

5.2 政策啟示

(1)加強環(huán)境宣傳，增加設施供給。鑒于農(nóng)戶村莊環(huán)境整治參與意愿不高，加大農(nóng)村環(huán)境宣傳力度尤為重要。在農(nóng)村環(huán)境宣傳中，不僅要宣傳農(nóng)村人居環(huán)境相關政策，更需要宣傳農(nóng)村人居環(huán)境污染的途徑與危害。在政策宣傳的同時，要加強農(nóng)村人居環(huán)境認知的引導，將農(nóng)戶既是農(nóng)村人居環(huán)境的污染者也是環(huán)境的整治者的理念通過正式宣傳和非正式教育相結合的形式向農(nóng)戶進行傳達，提高農(nóng)村環(huán)境參與意識。在環(huán)境整治宣傳的同時，以鄉(xiāng)(鎮(zhèn))為單位規(guī)劃垃圾收集設施的數(shù)量及轉運工作，這將在較少農(nóng)村環(huán)境垃圾污染的同時，對農(nóng)戶人居環(huán)境意識提高也有較好的促進作用。

(2)整合農(nóng)牧經(jīng)濟資源，提高農(nóng)牧收入水平，豐富農(nóng)戶家庭稟賦資源。傳統(tǒng)農(nóng)牧業(yè)和政策補貼是西藏農(nóng)戶收入的主要來源。西藏農(nóng)牧資源類型較多但相對貧瘠，農(nóng)牧區(qū)經(jīng)濟發(fā)展較為滯后，農(nóng)戶家庭稟賦積累較為緩慢，通過加強農(nóng)牧資源流轉能有效提高農(nóng)牧經(jīng)濟發(fā)展動力，進而為農(nóng)戶家庭稟賦積累創(chuàng)造條件。西藏政策補貼類型較多，但補貼標準增長幅度較慢，適當調整補貼標準能夠對農(nóng)戶家庭稟賦提高起到重要作用，尤其在西藏集中連片貧困區(qū)，政策補貼對農(nóng)戶家庭稟賦提高的作用更為明顯。

(3)推進技術培訓，拓展務工技能。務工收入與務工人次對農(nóng)戶農(nóng)村人居環(huán)境整治參與意愿均有顯著的正向影響，考慮到西藏農(nóng)戶外出務工技能缺乏，工種選擇以體力類為主，務工的比例較低、時間較短，因而通過技能培訓能夠在提高農(nóng)戶家庭收入的同時提高村莊環(huán)境整治參與意愿?？紤]到西藏地域廣闊，崗位信息傳達具有較強的時滯性，在技能培訓時還需考慮技能與用工單位的銜接。

(4)完善村規(guī)民約，規(guī)避“搭便車”傾向。農(nóng)村屬于典型的“熟人社會”，農(nóng)村公共物品供給除政府供給外，村規(guī)民約往往更為有效。將人居環(huán)境整治相關內容以村民協(xié)商的形式寫進村規(guī)民約中，更有利于提高農(nóng)戶的參與約束力。同時，由于西藏農(nóng)村農(nóng)戶家庭收入水平較低，市場氛圍也不濃厚，一些經(jīng)常參與市場的農(nóng)戶思維較為活躍，在環(huán)境整治參與中也有“搭便車”傾向，因而，以村規(guī)民約的形式強化環(huán)境整治參與認知和支付意愿，對村莊整體環(huán)境改善也有重要意義。

致謝：參與調查的核心成員為西藏農(nóng)牧學院2015級農(nóng)林經(jīng)濟管理專業(yè)1班的次仁瓊達、次旦央宗、貢卻拉姆和倉決同學，2015級農(nóng)林經(jīng)濟管理專業(yè)2班的明久次珠、扎多、瓊達和尼瑪片多同學，以及2015級農(nóng)村區(qū)域發(fā)展專業(yè)的普歐珠和西熱群培同學，他們不僅深入農(nóng)牧區(qū)進行了入戶調查，在數(shù)據(jù)錄入、有效問卷篩選中等工作中也付出了大量時間，在此表示感謝!