信任和收入对农户参与村域环境治理的影响

信任和收入对农户参与村域环境治理的影响汪红梅;惠涛;张倩【摘要】农户是农村环境问题的制造者,同时也是直接的利益相关者,农户参与农村环境治理有天然的合理性和必要性,信任和收入是影响农户参与意愿和参与方式的重要因素.利用对陕西省474户农户的入户调研的微观数据,采用Heckprobit模型,实证分析了信任与收入对农户参与村域环境治理的影响.研究发现,信任对农户环境治理参与意愿有显著的积极作用,即信任水平越高,参与意愿越高,但对参与方式没有显著作用;农户人均年收入对参与方式有显著的积极作用,收入越高,越倾向于以投资的方式参与供给;信任与收入水平对参与意愿和参与方式的交互影响均不显著;家庭人口对参与意愿有显著的积极影响,而对参与方式有显著的消极影响;年龄对参与意愿有显著的消极影响,而对参与方式没有显著影响;环境认知水平对参与环境治理意愿有显著的积极影响.为此提出,政府在农村公共环境管理制度制定过程中,应更重视农户的主体作用;继续引导农民创收,提高农民收入水平;重视农村社区以信任为代表的社会资本的培育,以提升农户的信任水平和对环境治理的参与意愿及贡献度.期刊名称】《西北农林科技大学学报(社会科学版)》年(卷),期】2018(018)005【总页数】10页(P94-103)【关键词】环境治理;村域环境;农户参与意愿;Heckprobit模型作者】汪红梅;惠涛;张倩【作者单位】西北农林科技大学经济管理学院,陕西杨凌712100;西北农林科技大学经济管理学院,陕西杨凌712100;西北农林科技大学经济管理学院,陕西杨凌712100【正文语种】中文【中图分类】F323.22引言农村环境是典型的公共资源,强外部性、地域性与公共产权属性决定了其必然伴随着农户参与不足、政府供给难以“瞄准”需求的问题。引导农户参与环境治理,不仅可以提高农村公共品的供给水平,还可以扭转农村公共品需求偏好难以瞄准和政府供给的效率损失等问题［1］,故越来越多的学者将注意力转移到以农民为主体的农村环境自主治理模式中来［2-3］。但现阶段,农户对参与环境治理的积极性与贡献度不高［3-4］,如何有效促进村民参与农村公共产品供给成为解决当前我国农村公共产品供给不足和供求失衡的关键所在［5］。理论上看,参与农村环境治理是农户个体自主选择实现集体行动的过程。一方面,由于个体理性与集体理性的冲突,二者不一定能实现一致性结果,因此产生行动困境［6］。但一定村域内农户长期交往形成的社会资本将微观个体行动和集体行动结合在一起,能打破这一困境,提高农户对环境治理的参与度［4］,对环境治理绩效产生积极作用［7-8］。另一方面,处于不同收入水平的农户对农村环境有着不同的感受和评价,收入差距在一定程度上影响着集体决策和行动效率,进一步影响农户参与治理的行动响应［9］。然而,现有研究较少从农户层面探究他们参与环境治理的意愿和方式,而从微观层面厘清农户参与这类型公共事务治理的村庄集体行动逻辑,重视农户对环境治理的参与意愿,因地制宜地选择农村环境治理农户参与供给方式,积极探索参与环境治理的合作激励机制,成为有效促进农村环境治理的重要途径［10］。基于此,本文引入农户信任因子和收入变量,同时考虑农户对环境的认知差异,考察关中地区农户参与农村环境公共品供给意愿的影响因素,分析村域信任在农村环境治理中的作用机理,验证农户收入水平和环境的认知差异等因素对参与环境治理的影响。一、理论分析框架奥斯特罗姆通过大范围案例分析发现,人们通过长期社会交往形成信任、互惠模式及行为规范等社会资本对解决村庄灌溉系统问题和集体行动中的“搭便车”问题有重要作用［11］。关于社会资本的本质,福山指出“信任几乎等同于社会资本”［12］。帕特南指出,对于信任水平较低的地方,其地方公共产品供给总量不足是不可避免的［13］,而信任水平对于农户在乡村公共品提供中的参与方式具有积极作用［14］。从现有的研究结论看,信任能有效地推动农户参与农村公共品供给行动。国外的研究证明，信任有助于提高公民对环境公共物品的供给［15］,Prazan发现农民与国家行政机关之间的信任与互惠有助于欧盟农业环境计划的推广实施［16］。国内学者将信任解构为不同维度,分别对农民参与农村公共物品供给的影响进行了研究。蔡启华以小型水利设施为例,得出一般信任能显著地增强参与供给意愿,特殊信任对参与方式有积极影响的结论［17］。何可等以农户参与农业废弃物资源化利用的意愿程度为分析对象,发现人际信任和制度信任能显著促进农户的参与方式［18］。张方圆等发现信任较规范水平、参与网络更有效地增强农户的生态补偿项目的参与意愿。由此可以看出,信任在促进农户参与农村公共品供给方面发挥着不可替代的作用。但目前对于参与农村环境治理的影响研究,还停留在社会资本、个体特征和村庄特征对农户参与供给的影响因素上,更缺少对个体参与方式的实证分析。然而,在农村社会经济水平发展和生活组织方式变化的现实条件下,农户参与环境治理不仅受到村域各主体之间信任水平的影响,还受到村域内农户之间差距的现实挑战［19-20］。农户在总收入增长诱发的分层变化增强的趋势下,不同收入水平的农户越来越表现出具有明显个体特征的行为偏好和需求偏好,其对农村环境治理的参与意愿也呈现不同评价和感受,由此引起的行为分化趋势明显增强,导致不同收入水平的农户参与治理过程的积极性和努力程度有很大的差异［21-22］。我国农村生态环境治理中的公众参与总体上呈现出高度关注、低度参与的观望状态,内部动力疲软、外部动力不足是主要阻滞原因［4］。考虑到农户合作参与环保公共品供给行为选择既受到社区信任的影响,又会受到个体收入差异的影响,因此综合考虑二者对农户环境治理参与意愿和参与方式的影响,既是本文要解决的问题,也是本文的创新点。二、模型的构建农户参与农村环境治理公共品的供给,可将其分为两个决策过程。首先农户有参与供给的意愿,即表现为多大程度的参与意愿;其次在有意愿的基础上选择用哪种方式参与,即选择投入资金还是投入劳动。因此只有当农户有参与意愿时才能观测到参与的具体方式,对农户参与农村环境治理公共品供给的研究存在样本选择性偏误。根据本文存在的样本选择偏误问题,构建如下模型［23-24］:当时，否则,yli=O(1)当时，否则,y2i=0(2)式(1)代表结果方程，式(2)代表选择方程，二者的选择机制为:当且仅当y2i=1时,yli才能被观察到。其中，代表两组潜变量,y1i、y2i代表两组因变量,x1i、z2i代表两组自变量向量,a、p代表两组相应的待估系数川1i、p2i代表残差项，二者均服从标准正态分布,其相关系数为p,即corr(p1i川2i)=p,i代表第i个观测样本。基于式(1)、式(2)及其样本选择机制,可建立无条件概率如下:Prob［y2i=0|x,z］=1-e(pzJ(3)Prob[y1i=0,y2i=1|x,z]=e2(-ax：pz：-p)(4)Prob[y1i=1,y2i=1|x,z]=e2(ax：pz：p)(5)基于式(3)、式(4)、式(5),可构建以下对数似然函数:(6)式(6)中,n1代表y2i=0时的样本量;n2代表y2i=1,y1i=0时的样本量;n3代表y2i=1,y1i=1时样本量°lnL代表对数似然值Q(•)代表累积标准正态分布函数Q2(・)代表累积二元正态分布函数,其他符号含义同式(1)、式(2)。根据本文研究目的启变量与因变量设定如下:以农户对环境治理的参与方式(y1)和参与意愿(y2)为观测因变量，将农户信任水平(x1,z1)和家庭人均年收入(x2,z2)作为核心自变量，同时控制农户的家庭人口(x3,z3)、当前是否务农(x4,z4)、年龄(x5,z5)、是否当过村干部(x6,z6)、身体健康状况(x7,z7)、性别(x8,z8)等变量的变化，分析各因素对因变量的影响效应。同时,式(2)作为识别方程,包含以下3个识别变量以区分对式(1)的影响效应:环境与健康的关系(x9,z9)、过量使用化肥农药对环境影响(x10,z10)和治理水污染的重要性(x11,z11)。以上3个有关环境的认知变量能够对农户参与供给意愿产生直接影响,而对农户参与方式有间接影响,表现在:首先对环境污染的认知程度越深,尤其环境污染对身体健康危害越清楚,越会刺激农户参与行动以维护自身利益;其次对过度使用化肥农药给环境造成的后果了解越深,越会采取亲环境行为,并说服周围的人参与环保行动,提高影响别人的行动意愿;最后对治理水污染的重要性认识越深,越有可能会掌握更多的环保知识,有利于降低农户采取行动的盲目性和参与活动的抵触情绪。综上所述,将本文前述模型拓展如下:(7)(8)(9)式(7)、式(8)、式(9)中的aO、pO代表两个方程中的截距项,其他符号意义不变。根据该模型性质,采用极大似然估计法对模型待估系数进行估计,并利用相应的统计量对参数进行检验。三、数据来源及变量说明本文研究数据来源于2017年7月对陕西省关中地区12个村子的实地调研。调研抽样采用简单随机抽样方式,共抽取了509户农户，获得了474份有效问卷。本文的被解释变量依照农户参与行为分为两个,即第一阶段的农户是否愿意参与环境治理,第二阶段的农户选择参与方式。参与意愿用李克特量表来度量,首先根据其程度从低到高,依次赋值1、2、3、4、5,分别代表“非常不愿意”“比较不愿意”“一般”“比较愿意”“非常愿意”。其次后期处理中,将取值大于等于3的设定为“愿意”,且赋值为1;将取值小于3的设定为“不愿意”,且赋值为0。农户选择参与的方式有投钱和投劳,其中1代表“投入金钱”,2代表“投入劳动”。核心自变量为信任和人均年收入。信任依靠“村民之间团结程度”“所在村的风气”“与邻居和村民之间互动程度”“村里或村民需要做决定时会请您出主意吗”“外出会把房子交给邻居照看吗”“村里人对您的尊重程度”等6个方面展开测量。采用李克特量表,根据其程度从低到高,依次赋值1、2、3、4、5,以村民团结程度为例,分别代表“非常不团结”“比较不团结”“一般”“比较团结”“非常不团结”。在此基础之上对此6个指标作因子回归分析,采用方差最大正交旋转的方法得到“宏观信任”与“微观信任”2个因子,6个指标的KMO均值为0.71,2个因子累计方差贡献为58.9%*限于篇幅，本文未列出因子分析结果。。其中“宏观信任”包含“村民之间团结程度”“所在村子风气”“与邻居和村民之间互动程度”3个指标;“微观信任”包含“村里或村民需要做决定时会请您出主意吗”“外出会把房子交给邻居照看吗”“村里人对您的尊重程度”3个指标。收入以家庭人均年收入表示,单位为“千元”,并分解为农业收入和非农业收入。控制变量为家庭人口、当前是否务农、年龄、是否当过村干部、健康状况、性别,各取值见表1。识别变量为环境与健康关系、过量使用化肥和农药的影响、治理水污染的重要性,采用李克特五维量表度量,根据其程度从低到高,依次赋值1、2、3、4、5,各取值含义见表1。表1主要变量含义及描述统计变量名含义及赋值均值标准差参与方式愿意对环境治理投入:金钱=1,劳动=00.320.47参与意愿是否愿意参与环境治理:愿意=1,不愿意=00.850.36信任6项社会资本指标得分均值3.300.55人均年收入小于1000=1,1000~2000=2,2000~3000=3,大于3000=43.260.94打工收入打工实际收入19.0224.62农业收入农业实际收入21.7421.81家庭人口实际人数4.981.60是否务农是=1,否=00.850.49年龄25岁以下=1,26~45=2,46~65=3,66岁以上=42.970.71是否做过村干部做过=1,没有=00.201.85健康状况差=1,一般=2,良好=3,很好=43.080.84性别男=1,女=00.480.50环境与健康关系非常小=1,比较小=2,一般=3,比较大=4,非常大=53.591.19过量用化肥农药的影响没有影响=1,比较轻微=2,一般=3,比较严重=4,非常严重=53.271.01治理水污染的重要性完全不重要=1,比较不重要=2,一般=3,比较重要=4,非常重要=52.240.95注:表中“参与方式”的样本量为399个,其余变量的样本量均为474个;此表格中呈现的信任为其他6项信任指标的平均值,而在计量模型中采用因子分析的结果进行分析由表1中数据可以看出,农户愿意参与农村环境治理的比例达到了85%,其中有32%的人愿意选择投入金钱,这反映出农户参与农村环境治理的积极性比较高。在社会资本方面,信任得分均值为3.3,说明村域间信任水平较高,农村社会资本存量仍然很高。村中被访农户基本属于壮年,家庭劳动力较为充裕,且身体健康状况较好,有20%的人做过村干部。村中务农的比例仍然很高,达到了85%,说明被调查村仍然以农业生产为主。在环境认知水平方面,农户除了对治理水污染的重要性得分比较低外,大多对环境与健康的关系、过量使用化肥农药的危害了解比较清楚,说明农户有较高的环境认知水平。四、模型估计结果及解释农户参与农村环境治理从参与意愿及参与方式两个角度着手分析:首先探究信任水平和人均年收入各水平分别对参与意愿及参与方式的影响效应;其次引入控制变量,进一步分析这一影响效应的强弱;随后将信任和人均年收入分别解构为不同层次,剖析不同维度对参与意愿和参与方式的影响;最后探究信任和人均年收入是否存在交互性影响*考虑到信任和收入各维度之间可能存在的多重共线性，且各维度的交互效应不显著，同时对本文的分析结论意义不大，故只考虑信任与收入水平的交互影响。。本文的实证研究结果如下:由表2~表4可知,除模型(1)的WaldX检验没有通过显著性外,其他模型都通过了显著性检验。其中模型(2)、(4)、(5)、(8)在5%水平上显著,模型(3)、(6)、(7)在10%水平上显著,这说明7个模型整体拟合效果较好。对相关系数P进行的似然比检验结果说明,8个模型都通过了5%或10%显著性水平检验，即都拒绝p=0的原假设,表明样本选择性偏误是确实存在的，且8个模型都适合进行现有模型的数据分析。以下将从4个维度剖析村域环境治理公共品的供给参与影响机理。信任变量表2中模型(2)和表4中模型(8)的回归结果显示,信任对农户参与村域环境治理意愿有显著的积极影响,在模型(2)中对村域环境治理的参与方式有显著的负向影响。这表明信任程度越高,农户越愿意参与环境治理,同时农户越会选择为环境治理投入劳动这种参与方式。可能的解释是:一方面,高信任水平是合作的基础,是维持一致行动的前提［25］。农村环境保护作为一种公共品,会存在搭便车的行为。缺乏信任的农民通过模仿搭便车的行为最终使合作难以为继。而信任使双方都产生一个合理的预期,信任水平越高,越能够形成共识,从而达成互惠合作。另一方面,信任也会以内化互惠规则的方式,发挥社会黏合剂的作用，有利于使农户群体形成更广泛的团体意识和集体收益偏好,从而更容易参与集体行动［13］。因此以熟人社会为特征的中国农村,信任对农户参与环境治理发挥着不可忽视的作用,以信任为基础的非正式制度能够作为合作激励机制促进农户选择参与行动［26］,模型(2)的结果也验证了信任足以发挥隐性激励的作用。针对学者强调社会资本的积累有助于促进农户自主参与环境治理［27］,信任作为一种不断积累而增值、可以重复利用的资源,成为了培育社会资本的关键。故本文认为基层政府应推进村民更广泛地参与社会活动,增进相互间的了解和沟通,达成相互的信任,发挥信任的隐性激励功能,推动环保政策有效实施。表2信任与农户村域环境治理公共品的参与解释变量模型(1)模型(2)模型(3)参与方式参与意愿参与方式参与意愿参与方式参与意愿信任宏观信任微观信任家庭人口是否务农年龄是否做过村干部健康状况性别环境与健康关系过量使用化肥农药的影响治理水污染的重要性截距项-0.1710.615***-0.190*0.695***(0.107)(0.138)(0.113)(0.147)0.01830.0828(0.0596)(0.0677)-0.05840.287***(0.0599)(0.0722)-0.0772**0.133***-0.0867**0.128***(0.0383)(0.0466)(0.0380)(0.0450)-0.1710.00407-0.2030.0516(0.121)(0.130)(0.127)(0.169)0.0760-0.323***0.0780-0.354***(0.0856)(0.112)(0.0862)(0.110)0.142*-0.179**0.132*-0.128(0.0731)(0.0886)(0.072(0.0846)-0.03810.265-0.04000.173(0.0514)(0.215)(0.0520)(0.180)-0.200*0.241-0.1800.220(0.118)(0.152)(0.117)(0.145)0.07860.06920.0914**(0.0492)(0.0536)(0.0428)0.135**0.129**0.116**(0.0602)(0.0523)(0.0498)-0.008980.004040.00367(0.0611)(0.0635)(0.0613)0.374-1.651***0.393-1.132-0.1381.026*(0.359)(0.499)(0.511)(0.700)(0.431)(0.603)对数似然值-435.3643-420.0634-425.4542Waldx22.5515.26**14.42*p-0.9999995-1-1似然比检验6.02**4.30**4.97**注:*、**、***分别表示10%、5%、1%的显著水平，下同将信任解构为宏观信任和微观信任来进一步剖析信任维度对参与供给的影响。表2中模型(3)显示微观信任只有对农户的村域环境治理参与意愿有显著的积极影响,而宏观信任对参与意愿和参与方式都没有显著影响。微观信任水平越高,参与环境治理的意愿也越高。高度的微观信任,嵌入社会结构之中,来源于行动者的人际互动和互惠,表现为村民之间紧密的联系。往来频繁,有较为频繁的合作,达成一致意愿采取共同行动的概率会越高。一方面,由于农户获取信息渠道较为狭窄,获取的信息难免较为片面,而与村民之间的交流有利于获取更多有效信息并作出最优决策。另一方面,在信任的作用下,邻舍参与环境治理的意愿,也会辐射并带动周围的人参与进来,实现集体理性决策。因此,在美好环境的共同诉求下,微观信任有助于促进农户就环境公共品供给达成一致选择,对参与意愿产生积极的影响。收入变量表3中模型(4)和模型(5)的实证结果表明,家庭人均年收入对参与方式有显著的积极影响,而对参与意愿没有显著影响。这表明家庭人均年收入越高,越倾向于以投资的形式参与环境治理;而收入越低,越倾向于以投劳的方式参与环境治理。收入在农村中不仅代表着个人和家庭的社会地位,使其有一定的组织动员能力,更代表着个人的支出承受力,使其有能力为环境治理支出费用。表3人均年收入与农户村域环境治理公共品的参与解释变量模型(4)模型(5)模型(6)参与方式参与意愿参与方式参与意愿参与方式参与意愿人均年收入农业收入打工收入家庭人口是否务农年龄是否做过村干部健康状况性别环境与健康关系过量用化肥农药的影响治理水污染的重要性截距项0.138**-0.1010.135**-0.129(0.0660)(0.0760)(0.0670)(0.0796)0.000689-0.000488(0.00183)(0.00256)0.00481*0.000885(0.00270)(0.00315)-0.0773*0.126***-0.0895**0.118**(0.041(0.0484)(0.0414)(0.0491)-0.1830.1380.1750.153(0.128)(0.163)(0.129)(0.165)0.0584-0.290***0.0366-0.280**(0.0951)(0.110)(0.0999)(0.110)-0.03150.310-0.03600.292(0.0546)(0.237)(0.0531)(0.240)0.123*-0.1260.130*-0.134(0.0737)(0.0867)(0.074(0.0866)-0.1960.263*-0.1680.242(0.125)(0.151)(0.126)(0.149)0.126**0.128**0.120**(0.0546)(0.0587)(0.0595)0.155**0.141***0.132**(0.0639)(0.0662)(0.0665)-0.0244-0.0195-0.0176(0.0664)(0.0694)(0.0700)-0.661***0.452-0.5730.964-0.1630.617(0.235)(0.398)(0.487)(0.671)(0.437)(0.644)对数似然值-445.0821430.7014-430.6824Waldx24.40***15.35***14.64*p-0.8416729-0.8543586-0.830964似然比检验4.61**4.05**3.16*将收入解构为农业收入和非农收入来进一步剖析收入维度对参与供给的影响。表3中模型(6)的实证结果显示,农业收入对参与意愿和参与方式都不存在显著影响。同时非农收入对参与方式有显著的积极影响,而对参与意愿没有显著影响。非农收入越高,农户越会选择以投入资金的方式参与环境治理,此结论与收入对参与方式的解释一致。一方面,农户的非农收入主要来源于打工收入,打工收入越高,农户的农村社会地位越高,越有动员村民的能力,越具备承受环境治理费用的能力。另一方面,由于非农收入较高的农户机会成本比较大,故会避免选择以投劳的方式参与其中,而倾向于会选择以投资的方式参与环境治理。由表4中模型(7)和(8)可知,信任和收入的交互效应均不显著,说明对参与意愿和参与方式的影响中,不存在二者的交互作用,即信任和收入之间既不存在替代效应,也不存在互补效应。有研究表明收入可促进参与意愿,可能的解释是:一方面本地区整体收入水平相对来说仍较低,农户仍专注于如何改善自身的经济状况,因此无暇顾及参与环境治理;另一方面农户间的信任水平虽比较高,但仍停留在生活交往层面上,没有形成社区公共意识,需进一步引导。表4信任与收入水平交互影响效应分析解释变量(7)(8)参与方式参与意愿参与方式参与意愿信任收入信任X收入家庭人口是否务农年龄是否做过村干部健康状况性别环境与健康关系过量用化肥农药的影响治理水污染的重要性截距项-0.3520.708-0.3800.953*(0.419)(0.532)(0.427)(0.549)-0.0569-0.00192-0.06350.118(0.400)(0.468)(0.417)(0.500)0.0567-0.02990.0600-0.0773(0.121)(0.147)(0.126)(0.158)-0.0738*0.134***(0.0390)(0.0472)-0.1580.00760(0.120)(0.126)0.0866-0.332***(0.0858)(0.110)-0.03320.267(0.0545)(0.215)0.137*-0.178**(0.0723)(0.0870)-0.223*0.267*(0.119)(0.148)-0.0120-0.00224(0.0604)(0.06410)0.0783*0.0717(0.0454)(0.0530)0.141**0.132***(0.0612)(0.0505)-1.6340.548-1.516(1.390)(1.692)(1.456)(1.846)对数似然值-433.2695-417.6976WaldX26.72*19.33**p-1-1似然比检验5.59**4.72**控制变量由表2~表4可知,农户的个体特征和家庭特征等控制变量对参与意愿和参与方式的影响有一定的差异。家庭人口在所有模型中均对参与意愿有显著的积极影响,而对参与方式有显著的消极影响。家庭人口越多,其参与环境治理的意愿就越高,越会选择以投劳的形式参与。一方面,家庭人口多意味着劳动力也多,一家人从农村环境这样的公共品中获得的效用也会越多,故会对环境治理参与意愿也会越高。另一方面,劳动力资本越丰富,投入劳动这种方式的机会成本会越低,故越会减少投入金钱而参与劳动。此外,在乡村环境中,一家人人丁兴旺本身会被视为更有责任和义务参与公共事务,致使农户以投入劳动的形式参与环境治理。年龄在所有模型中对农户参与意愿均有显著的消极效应,而对参与方式没有显著影响。年龄越大,越不愿意参与环境治理。随着年龄的增加可能存在着体能下降等状况,有心而无力使其失去参与意愿。同时参与环境治理需要了解一定的环保知识,年龄越大越容易安于现状,难以适应新事物,从而积极性下降导致参与意愿的降低。是否当过村干部在模型(2)和模型(3)中对参与意愿有显著的消极影响,对参与方式有显著的积极影响。可能的解释是,做过村干部的人自知村域环境治理中存在的挑战性,不再继续做村干部也就没有了带头参与的压力,故难有较高的参与积极性。同时,做过村干部的人会熟知农村环境治理中最紧迫问题在于资金缺口,故在愿意参与的人群中会选择投入资金的方式为环境治理提供最需要的资源。健康水平在模型(8)中对参与意愿有显著消极影响,在模型(5)、(6)和(8)中对参与方式有显著的积极影响。农户的健康水平对参与意愿的影响方向在分别考虑信任和收入的模型中是不同的,而在交互模型中呈现消极影响,说明信任和收入对参与意愿的交互影响使得总体影响效应呈现消极方向。可能的解释是,身体健康水平越高的农户,一定程度上收入水平也越高,对居住环境的决策上有更多的选择权。参与环境治理反而是一项费时费力见效慢的事情,因此参与意愿不高。而农户身体越健康,越倾向于以投资的方式参与供给。农户是理性人,行为选择是基于行动的机会成本来决策的。身体健康可能会有更多的工作选择和收入来源,而参与环境治理意味着更高的机会成本,因此会选择以投入资金的方式参与供给。性别在模型(2)、(5)和(8)中对参与意愿显著,在模型(2)和(8)中对参与方式有显著消极影响。男性比女性更倾向于参与环境治理,且男性会倾向于选择投入劳动力。一般而言,通过环境治理获得优美的居住环境是一项具有很强外溢性效应的公共品,男性作为家庭的顶梁柱,会在行动决策时考虑家庭成员的整体利益,故会倾向于参与环境治理并以投入劳动力的方式参与供给。识别变量识别变量中,3个变量对参与意愿和参与方式有不同程度的显著影响。除了模型(8),过度使用化肥农药对环境的影响对参与环境治理意愿有显著的积极影响。认为滥用化肥农药对环境影响越大,越乐意参与环境治理。这说明农户对环境污染有一定程度的科学认知,且认知水平与参与意愿呈正相关。对环境与健康的关系认知,在表2中模型(3)和表3中模型(4)、模型(5)、模型(6)中对环境治理参与意愿有显著的积极作用。认为环境与健康的关系越大,越倾向于参与环境治理。农户作为农产品生产者,谙熟农药化肥有增加产量的作用,同时对滥用带来的食品安全与身体健康的消极影响也有一定科学的认知。治理污水的重要性在模型(7)和(8)中对参与意愿有显著的积极影响。认为治理污水越重要,越倾向于参与环境治理。在一定程度上,科学的认知能够提高农户参与环境治理的意愿。我国农村生产环境恶化的主要污染是农药和化肥造成的水土污染[28],这些年政府对农村可持续发展的重视及一系列措施在一定程度上提高了农户的环保认知,同时农户也能够通过市场价格机制了解到农药化肥对食品安全的影响,因此环境认知水平越高,越倾向于参与环境治理。五、结论与政策建议(一)结论本文在考虑样本选择偏误的基础上,实证分析了信任和收入对农户环境治理参与意愿及参与方式的影响。主要研究结论如下:(1)微观信任对农户的环境治理参与意愿有显著的积极作用,即微观信任水平越高,倾向于参与的意愿就越高,但对参与方式没有显著作用。(2)农户人均年收入对参与方式有显著的积极作用,收入越高,越倾向于以投资的方式参与供给。尤其值得强调的是,非农业收入越高,越倾向于选择“投入资金”这种参与方式。信任与收入水平对参与意愿和参与方式的交互影响均不显著(3)家庭人口对参与意愿有显著的积极影响,而对参与方式有显著的消极影响。(4)年龄对农户参与意愿有显著的消极影响,而对参与方式没有显著影响。(5)对过度使用化肥农药带来的影响、环境与健康之间关系以及对治理水污染的重要性的认知均对参与环境治理意愿有显著的积极影响。(二)政策建议在中国这样一个以熟人为重的差序格局乡土社会结构中,村民之间的信任水平和差异程度对农户个体行为选择的影响极为重要,表现为农户不仅是经济理性人,更是社会理性人［4］。具体到本文研究中,农户的行为并不是孤立产生和发挥效应的,村民之间的信任、收入水平和对环境认知作为一种嵌入性资源,必然在农户个体对村域公共品供给的参与决策中发挥着激励作用。基于以上分析,提出如下政策建议。第一,政府在农村公共环境管理制度制定过程中,应更多地考虑农户主体的作用。重视以信任为主的社会资本和以环境认知为主的心理因素嵌入激励农户合作行为的功能,多提供支持和引导,充分调动资源,营造农户自觉参与环境治理的良好氛围;第二,继续引导农民创业增收,提高农民收入水平。人均收入水平提高所引起的对环境质量的更高要求会增加农村居民参与环境治理的内在动力,进一步减少政策阻力,提高政策推行绩效;第三,重视农村社区以信任为代表的社会资本的培育。在乡村振兴战略中采用多种形式,因地制宜激励村民参与,如举办持续性的社区活动,并且借助自媒体平台吸引社会关注,增强村民的归属感和社区凝聚力,从而提升农户的信任水平和对环境治理的参与意愿及贡献度。相关文献】崔宝玉•欠发达地区农村社区公共产品农户参与供给研究[D]•杭州：浙江大学，2009:3.李颖明，宋建新，黄宝荣，等•农村环境自主治理模式的研究路径分析[J].中国人口•资源与环境，2011(1)：165-170.刘春霞，郭鸿鹏.乡村社会资本、收入水平与农户参与农村环保公共品合作供给——基于分层模型的实证研究[J].农业技术经济，2016(11):56-65.李咏梅•农村生态环境治理中的公众参与度探析[J].农村经济，2015(12):94-99.卫龙宝，凌玲，阮建青.村庄特征对村民参与农村公共产品供给的影响研究——基于集体行动理论[J].农业经济问题，2011⑸：48-53.蔡起华，朱玉春.社会资本、收入差距对村庄集体行动的影响——以三省区农户参与小型农田水利设施维护为例[J].公共管理学报，2016(4):89-100.刘晓峰•社会资本对中国环境治理绩效影响的实证分析[J].中国人口•资源与环境，2011(3):20-24.赵雪雁•社会资本测量研究综述[J].中国人口资源与环境，2012,22(7):127-133.邓正华，张俊飚，许志祥，等.农村生活环境整治中农户认知与行为响应研究——以洞庭湖湿地保护区水稻主产区为例[J].农业技术经济，2013(2):72-79.符加林，崔浩，黄晓红•农村社区公共物品的农户自愿供给——基于声誉理论的分析[J].经济经纬，2007(4):106-109.OstromE.GoverningtheCommons:TheEvolutionofInstitutionsforCollectiveAction[M].Cambridge:CambridgeUniversityPress，20