意愿外化为行为是否有效：生态服务付费与人居环境整治效果提升.pdf

通信作者Sep.2023Journalof NoA&FUniver(Social Science Edition)Vol.23No.5第2 3 卷第5期2023年9 月西北农林科技大学学报社会科学版意愿外化为行为是否有效：生态服务付费与人居环境整治效果提升田蓬鹏，潘子纯，朱玉春（西北农林科技大学经济管理学院，陕西杨凌712100)摘要：沿着“付费意愿-环保行为-人居环境整治效果”的研究过程，利用OLS和内生转换模型，分析了生态服务付费意愿与环境效果的关系，结果表明：具有付费意愿的村民有更强的环保意愿和倾向，能通过促进自我环保行动、带动邻里行动及配合监督村干部行动，实现意愿到行为的外化，同时通过环保基础、资金保障、制度支持、社会资本、参与机制等村庄保障的调节确保付费意愿外化为行为的有效性，从而促进人居环境整治效果提升。意愿外化为行为并非一直有效，付费意愿对环境效果提升效应因地区、意愿强度、环境水平和人居环境整治类型的异质性而不同。即是说，只要“意愿-行为-效果”的路径畅通和村庄基础等外部情景保障到位，就可通过提高村民环境保护的意愿，使得意愿外化为主动参与环保行为和影响他人环保行为，从而提高村庄人居环境整治效果。关键词：生态服务付费；付费意愿；环保行为：人居环境整治效果中图分类号：D422.61;F323.22文献标志码：A文章编号：1 0 0 9-91 0 7（2 0 2 3）0 5-0 1 0 2-1 4引言党的二十大报告提出要深入推进环境污染防治、提升环境基础设施建设水平、推进城乡人居环境整治。党和政府在人居环境整治方面做出了巨大努力，但并非每项付出较高成本的环境治理行为都是一劳永逸，可能会产生非意料性的后果 1 ，如内蒙古草原牧民移民政策并未达到预期目标，反而加剧了牧草退化 2 。农村环境问题的复杂性、利益的多元性及任务的艰巨性，导致政府主导的自上而下的单一治理模式无法满足农村环境治理需求 3-4 ，同时农村存在农户参与不足问题 5，使人居环境整治面临巨大挑战。农村居民是地区生态环境最基本的治理要素6 。与此同时，作为生态环境的最终消费者，农村居民享受了生态环境带来的效益价值，就应该对生态服务进行付费。生态服务付费，本质上是指村民对于环境保护费用支付的意愿和程度，代表了公众参与环境保护的强烈意愿，意愿能够通过影响行为，推动环境效果的提升。社会实践理论认为，个体行为表达受“客观能力”和“主观意愿”双重作用的影响，是场域、惯习和资本交互影响的结果 7，Carrington提出的计划行为理论过度关注认知与意愿的影响，而忽视了外部环境相互作用的影响 8；Guagnano等提出的“态度情境行为”理论将外在情境因素纳人研究框架，认为环境参与行为是内在环境态度和外在情境因素作用的综合结果，客观能力反馈于主观意愿，主观意愿作用于行为表达 。即要想实现从意愿到行为再到治理效果的提升，需要着重关注的是“主观意愿”和“客观环境”1 0。现有对生态付费意愿和环境效果的研究较为单一，就意愿而言，主要集中在是否愿意支付环保费用的探讨 1 ，以及分析社会资本 1 2 、外出务工和制度约束 1 3 、环境关心等 1 4 因素对付费意愿的影响，缺乏对付费意愿强度和趋势的收稿日期：2 0 2 3-0 3-0 1DO1:10.13968/ki.1009-9107.2023.05.11基金项目：国家社会科学基金重大项目（2 2&ZD113）；国家社会科学基金重点项目（1 8 AZD003）作者简介：田蓬鹏，男，西北农林科技大学经济管理学院博士生，主要研究方向为农业经济与管理。103第5期田蓬鹏，等：意愿外化为行为是否有效：生态服务付费与人居环境整治效果提升讨论 1 5。同时，对环境效果的研究多集中于垃圾治理 1 6 、水污染治理1 、厕所改造 1 7 等单一污染治理方面，对村容村貌整治、村庄规划管理、村庄建设管护等环境管护绩效的研究较为匮乏。已有研究主要存在两点不足：一是过多关心付费意愿，而未探索付费意愿与行为、环境效果间的关系，不能真正联通“意愿-行为-效果”的环境提升路径，缺乏一定的实践意义；二是生态效益的实现具有条件性，学术界并未系统性地探索如何通过制度、资金、规则等外部情景保障，以促使生态服务付费意愿逐步外化，进而提高环境保护效果。意愿是个体某种行为的心理表现，是行为发生的前奏，任何行为的发生都是意愿引发的 1 8 。若要探究事物的发展本质，需从行为者的“意愿”出发，再研究其行为的有效性。同时，对于生态环境付费的认知和意愿已深人诸多农村居民心中，大多数村民都愿意付费。有必要探究农村居民生态服务付费意愿是否能外化为行为及其环境保护成效，以便探讨是否需要进一步开展生态服务付费行为并给予情景保障。基于此，本文以村民生态服务付费意愿（以下简称“付费意愿”）为研究对象，沿着“付费意愿-环保行为-人居环境整治效果”的实现过程，探究付费意愿能否外化为环保行为，进而推动农村人居环境整治效果提升。一、理论分析与研究框架意愿与行为间主要存在“意行合一”和“意行离”两种关系。若意愿能有效转化为行为，则表现为意愿与行为的统一，反之则为离。诸多学者强调意愿能转化为行为 1 9，最终产生作用。他们更多强调的是对同一事物的直接意愿和行为，如本文中的“是否具有付费意愿”和“是否付费”。然而，计划行为理论表示，意愿向行为的转化也会受到行为态度、主观规范和感知行为控制等多种因素的影响，造成意愿向不同类型、不同响应程度的行为转化。如由于“同群效应”，群体中少数人的实际行为会诱发大多数人跟随2 0 ，从而导致意愿转化为直接行为，这种同类型联系密切的行为是一种范围更广、更具包容性的行为转化，本文称之为意愿的外化。“付费意愿”是一种表达环境保护的强烈意愿。生态服务付费难以落到实处，更多地应是通过宣传和暗示村民提高其保护环境的意愿和行为，并能转化为日常环保行为。因为比之付费行为，日常环保行为在居民生活中更普遍。因此，村民付费意愿性越高，说明其环保意识和行为倾向越高。高意愿容易提高村民自我参与行为、带动邻里行动及监督配合村干部行动打通“意愿-行为”的转化路径，同时依靠村庄环境保障能力等外部情景进一步推动“意愿-行为-效果”的路径畅通。具体作用关系见图1。环保行为人居环境整治效果生态服务付费意愿自我环保行动生活垃圾村容村貌参与意愿外化效果带动邻里行动厕所粪污村庄规划意愿强度监督配合村干部行动生活污水建设管护村庄情景保障环保基础资金保障制度保障社会资本参与机制图1理论分析框架（一）意愿外化为行为的有效性：付费意愿与人居环境整治效果提升生态服务付费PESPaymentforEcosystemServices），是一种自愿的生态服务交易形成的资源转移，旨在创造激励机制，使个人或集体使用并与自然资源管理的社会利益相协调 2 1 。在微观层面，国内学者将生态系统服务付费称之为环境支付意愿、支付行为 1 2.2 2 ，视为环境付费。村民想要参与环境保护的意愿表征，可分为参与意愿和意愿强度。参与意愿指的是村民想要保护环境的行为倾向，而意愿强度则体现的是村民愿意在多大程度上参与环境保护。104第2 3 卷西北农林科技（社会科学版）具有付费意愿的村民会主动了解并参与到环境保护过程中 2 3。门。与其直接相关的邻里和村干部也会受到影响，从而形成更为广泛的外化行为。农村居民间存在较强的群体效应和从众效应 2 4 ，群体的示范作用可以明显带动居民亲环境行为，即个人行为会带动他人进行环境保护 2 5。因为部分村民在看到周围人参与环境保护的效果后，会主动参与进来 2 6 。大家具有良好的环保意识并付诸行动时，会对个体产生巨大的感召力，个体破坏环境的行为会遭到遣责甚至举报，对个体产生震慢力。同时，村民还会通过监督村干部行为，比如监督其对国家政策及法律的执行力度并积极配合村干部开展环保行动，形成良好的环境治理效果 2 7 。综上可知，具有付费意愿的村民会通过主动参与行为加强自我环保行为，同时通过示范带动、感召、监督、配合等行为促进他人和村干部的环保行为，以提高环境保护效果。事实上，意愿通常要高于行为，能够显著转化为行为 2 8 ，高意愿亦可对环境效果产生明显的作用。基于此，提出如下假说：假说1：付费意愿能够外化为村民自我环保行动、带动邻里行动及配合监督村干部行动等环保行为，进而提高村庄人居环境整治效果。（二）确保行为有效的情景条件：村庄保障治理大师斯托克提出的CLEAR模型认为，要明确公民参与背后的机制。唯有如此，才能更好地发挥地方政府在参与式治理中的角色作用 2 9。机制强调的是保障村民参与村庄环保效果提升的治理情景。农村生活环境基础设施建设是刺激农村居民行为响应的外部因素 3 0 。凡是设立了环保机构和有环保专职人员的乡镇，其环保工作有一定的基础，能起到事半功倍的效果。农村环境综合整治资金管理及配套资金保障也是确保农村环境综合治理成效的一个重要因素 3 1 。同时，村庄可以通过制定鼓励村民参与环境保护的村规民约和制度规范，通过制度赋权形成村民自觉维护村庄生态环境的意识，强化制度保障，提高环保效率 3 2 社会资本能够在村庄环境治理中发挥合作功能、约束功能与沟通功能优势，实现环境治理资源整合与利益协调，弥补正式制度的缺陷 3 3 。VanRooij等 3 4 指出农村居民参与机制的明显不足，是村庄环境治理难以达到预期目标的重要原因。基于此，本文以村庄环保基础、资金保障、制度保障、社会资本及参与机制表征村庄的保障能力，提出如下假说：假说2：村庄保障会正向调节付费意愿和村庄人居环境整治效果之间的关系。二、研究设计（一）数据来源研究数据来源于2 0 2 1 年1 0 一1 1 月在江苏省、安徽省、陕西省进行的课题调研。调研对象为参与村庄环境保护的村民及村干部。江苏、安徽、陕西三省分别位于东、中、西部，其人居环境整治效果具有一定的代表性和差异性。采用典型抽样、分层抽样和随机抽样相融合的思路，选取当地1 2 个典型地级市，每个区（县）选取4 个镇（街道），每个镇（街道）选取4 6 个村庄进行调研，每个村庄选取1 0 1 2 名村民进行调研。需要说明的是，限于疫情防控，南京市仅在漂水区进行集中调研。调研使用村民和村庄两份问卷，分别以调查员和村民、村干部一对一调查获取数据。最终获取3 省5县（市、区）91 个村庄问卷和98 3 份村民问卷，剔除异常值和无效问卷后，获取村民问卷96 9份，具体情况如表1 所示表1调查样本分布情况省市县（市、区）样本乡（镇）村庄数量/个调查村民/户比例/%东屏街道、洪蓝街道、石淞街道、永阳街道、柘江苏省南京市溧水区2529430.34塘街道、开发区、和凤镇、白马镇、晶桥镇繁昌区新港镇、平铺镇、峨山镇、荻港镇2019119.71安徽省芜湖市湾证区花桥镇、六郎镇、陶辛镇1616216.72西安市周至县富仁镇、尚村镇、终南镇1818519.09陕西省咸阳市兴平市丰仪镇、阜寨镇1213714.14合计91969100.00105田蓬鹏，等：意愿外化为行为是否有效：生态服务付费与人居环境整治效果提升第5期（二）变量选择与含义变量选取如下：（1)生态服务付费意愿。参照史恒通等的研究 1 2 ，选择“是否愿意生态服务付费”和“愿意付费的金额”分别表征村民生态服务付费的“参与意愿”和“意愿强度”。在调查时，居民出于自身利益的考虑，给出的付费意愿强度会偏高或偏低 3 5，存在一定的内生性问题，且部分调查对象具有较高的付费意愿（1 0 0 0 0 元及以上），导致数据存在较大的方差，故此将意愿强度划分为1 5个等级，一定程度上能够减轻异方差问题。（2）人居环境整治效果。李冬青等从生活垃圾处理、厕所改造、生活污水处理三方面评价村庄人居环境整治效果 3 6 ，更多体现在对污染的治理方面，然而环境治理效果还应该体现在日常对村庄环境的维护方面。2 0 1 7 年，中共中央、国务院印发农村人居环境整治三年行动方案，明确生活垃圾治理、厕所粪污治理、生活污水治理、村容村貌整治、村庄规划管理、建设管护六大重点任务。故本文选用“生活垃圾治理、厕所粪污治理、生活污水治理”满意度衡量村庄环境的污染治理效果，用“村容村貌整治、村庄规划管理、建设管护能力”满意度衡量村庄环境的日常管护效果。采用因子分析法对以上变量进行降维，并用方差最大正交旋转法提取“治理因子”和“管护因子”，以两个因子的Bartlett标准化得分来度量村庄环境治理效果中的治理绩效和管护绩效。最后，按照方差贡献率进行加权得分，作为人居环境整治效果（以下简称“整治效果）。事实上，治理绩效主要涉及到村民生活垃圾、厕所粪污、污水排放等事务，与村民日常生活息息相关，难以起到行之有效的监督和管理。而村庄的管护绩效主要涉及村庄修路、垃圾处理站修建、下水道修建疏通等集体事务，行为约束性较强，但主要是以村干部为首组织的村庄集体行动，导致实际集体事务参与中村民“搭便车”行为较多。（3)环保行为。选用村民自我行动、带动邻里行动及监督配合村干部行动3 个变量表征。（4）调节变量。村民付费意愿与环境整治效果之间受到村庄保障的调节，本文选取如下调节变量：环保基础、资金保障、制度支持、社会资本、参与机制。（5)控制变量。参考已有研究 5.2 5，选择性别、年龄、受教育程度、家庭人口数、生态环境认知、身体状况及政治面貌作为控制变量。具体指标及描述性统计如下。表2变量定义及描述性统计变量类别变量名称变量属性均值标准差生活垃圾处理满意度4.41070.7876污染治理效果厕所粪污治理满意度4.33230.8074生活污水治理满意度4.15270.971.4原始指标村容村貌整治满意度4.2632 0.7859日常管理效果村庄规划管理满意度4.20640.7865建设管护能力满意度4.20120.804.0治理绩效“污染治理效果”的Bartlett化标准得分0.00001.0000人居环境整治效果管护绩效“日常管护效果”的Bartlett化标准得分0.00001.0000整治效果按照方差贡献率的加权平均得分0.00000.7110参与意愿愿意付费=1，不愿意付费=00.3540 0.4784生态服务付费参与生态服务付费的支付费用/（元/年）：0，50）=1；50，2 0 0）=意愿强度1.73581.17502;200,500)=3;500,1000)=4;1000,)=5村民自我行动是否参与了环境保护工作（如保洁员、监督员等）：0 一否，1 一是0.74820.4343我发动村庄环保方面的公共事务，村民积极响应了：非常不同意带动邻里行动4.33950.7353环保行为非常同意（1 5）监督配合村我会积极监督村干部不折不扣执行环境保护政策：非常不同意4.26630.7868干部行动非常同意（1 5）村庄公共设施（垃圾处理等）的满足度：完全不能满足需求完环保基础4.27450.9176全满足需求（1 5）调节变量：村庄保障如有需要，村里能拿出一定的资金应对：非常不同意一非常同意资金保障3.874.10.9763(15)两个因子的方差贡献分别为4 4.95%和3 6.3 9%，合计96.3 6%，KMO值为0.8 7。自变106第2 3 卷西北农林科技大（社会科学版）续表变量类别变量名称变量均值标准差本村有一套大家熟悉的环境规章制度：非常不同意非常同意制度支持1.71931.0532(15)调节变量：村庄保障社会资本村里面大多数人愿意互相帮助：非常不同意非常同意（1 5）4.32400.8851村里有微信/QQ群，村干部会在群里及时发布通知：非常不同意参与机制2.02270.9290非常同意（1 5）性别女=0;男=10.60890.4883年龄岁56.458213.7874小学及以下=1：初中=2；高中或中专=3；大专或本科=4；本科受教育程度1.9432 0.9534控制变量以上=5家庭人口数家庭常住人口数/人3.95051.7877您认为村庄环境保护是否给您带来了生态效益（休闲娱乐、新鲜生态环境认知0.72550.4465空气等）：否=0，是=1身体状况身体状况：差=1；一般=2；好=3；很好=4；非常好=53.85761.169.7政治面貌非党员=0，党员=10.20950.4072（三）模型设定村民的环保行为可能受到其意愿的影响，存在选择偏误造成的内生性问题。基于此，本文选用Heck-manP两阶段模型进行估计，模型分为两阶段，第一阶段的选择模型如下：A=Z+e:(1)(1,如果Z+0A=（2)0,如果Z.+0上式主要用于观测是否具有付费意愿的影响因素Z；A，=1 表示村民有付费意愿，A，=0 表示村民无付费意愿：为待估参数；e；为随机扰动项。第二阶段，需要将第一阶段得到的逆米尔斯比率入放入回归模型中。如果入显著，说明存在样本选择偏误问题；反之，不存在选择偏误则采用OLS进行估计。模型如下：y:=,X,+o入+ni(3)式中：V为环境效果，以治理绩效、管护绩效和整治效果来表征；X，为影响环境效果的因素，核心量用付费意愿来表示，下同：0 为逆米尔斯比率的系数；n为误差项。（四）描述性分析对问卷信度和效度进行检验，结果表明问卷Cronbachs信度系数为o.79，主要潜变量的Cronbachs信度系数也均在0.7 以上，问卷和量表信度较好。各变量KMO均大于0.7，Bartlett球形检验在1%的水平下显著，各变量的平均方差萃取取值（AVE）均大于0.5，组合信度也高于0.8，效度良好。1.受访农村居民基本情况。表3 展示了受访样本的基本信息。受访样本多为男性，党员数量占比较少，受教育程度普遍偏低，主要为初中、小学及以下，身体状况普遍较好。表3受访样本的基本信息农村居民村民占全部样本的农村居民村民占全部样本的类型类型特征数量/户比例/%特征数量/户比例/%男性59060.89非党员76679.05性别是否为党员女性37939.11党员20320.95小学及以下37939.11差414.23初中35236.33一般11812.18受教育程度高中或中专15616.10身体状况好14114.55大专或本科788.05很好30731.68本科以上40.41非常好36237.362.付费意愿。表4 展示了样本对象付费意愿的强度分布情况。在9 6 9 个有效样本中，有3 4 3 个村民对农村环境治理愿意参与付费，占比3 5.4 0%。从意愿强度来看，在3 4 3 个村民中，付费意愿最多的为1 0 0 元，其次为2 0 0 元和50 0 元。参见颜廷武等的研究 3 7 ，根据各样本对象的付费意愿投标值和相关概率，计算出居民对环境治理的付费意愿水平为6 4.94 1 8 3.4 6 元。107第5期田蓬鹏，等：意愿外化为行为是否有效：生态服务付费与人居环境整治效果提升表4样本对象付费意愿强度累计分布付费意愿强度/元频次/人频度/%调整后的频度/%累计频度/%50以下30.310.870.8750282.898.168.166020.210.588.75100939.6027.1135.8615030.310.8736.73200666.8119.2455.9825010.100.2956.27300313.209.0465.3140070.722.0467.3545010.100.2967.64500606.1917.4985.1360030.310.8786.0180030.310.8786.881000282.898.1695.041000以上171.754.96100.00此外，本文将付费意愿分为 0，50）、50，2 0 0）、2 0 0，50 0）、50 0，1 0 0 0）、1 0 0 0 元及以上分别对应“无意愿”“弱意愿”“一般”“较强意愿”“强意愿”五个等级。计算可得，有6 4.91%的村民无付费意愿，仅有1 1.4 6%的村民具备较强意愿或强意愿，表明当前农村环境保护中，大部分村民付费意愿不足。3.人居环境整治效果。如图2 所示，农村居民对人居环境的满意度整体较高，均有8 0%以上的村民表示满意或非常满意。其中，对生活垃圾治理满意度最高，有91.4 3%的村民表示满意或非常满意；分别有88.13%、8 1.53%、8 6.2 7%、8 4.52%、8 4.0 0%的村民对厕所粪污治理、生活污水治理、村容村貌整治、村庄规划管理、建设管护能力表示满意或非常满意。生活垃圾治理满意度遥遥领先，这可能是因为中国在农村地区开展“生活垃圾处理”活动时间较早，2 0 1 4 年住建部提出通过农村生活垃圾治理专项行动达到5年实现90%农村生活垃圾处理率的目标。2 0 2 1 年中国农村生活垃圾收运处理自然村比例稳定在90%以上，农村卫生厕所普及率超过7 0%3 8 ，而生活污水处理率仅有2 8%。相较于厕所粪污、生活污水等其他环保行为，生活垃圾处理是最简单直观、最容易接受的环保行为，治理效果较好，村民满意度较高。100806040200生活垃圾治理厕所粪污治理生活污水治理村容村貌整治村庄规划管理建设管护能力非常满意三二三满意一般不满意非常不满意图2村民对农村人居环境的满意度评价三、实证结果分析为了验证生态服务付费意愿能否外化为行为，进而促进村庄人居环境整治效果提升。本文沿着“意愿-行为-效果”的研究过程，逐次检验，论证付费意愿外化为行为的有效性。（一）意愿外化为行为的过程分析：付费意愿与环保行为本部分检验付费意愿是否能够外化为环保行为。通过Heckman两阶段估计生态服务付费与环保行为第2 3 卷108西北农林科技大（社会科学版）的关系，第二阶段引入的逆米尔斯比率均不显著，说明不存在选择偏误，可用OLS回归。因此，以生态服务付费的“意愿强度”作为自变量（之后均以意愿强度来表征“生态服务付费意愿”），以“村民自我环保行动、带动邻里行动及配合监督村干部行动”为因变量，检验生态服务付费同环保行为的逻辑关系。结果如表5所示，付费意愿分别在5%、1 0%和1%的水平下显著促进村民的自我环保行动、带动邻里行动及配合监督村干部行动，说明付费意愿能够很好得外化为环保行为，促使村民参与到村庄环境保护中。表5付费意愿与环保行为的回归结果n=969村民自我环保行动带动邻里行动配合监督村干部行动付费意愿0.0266*（0.0 1 1 0)0.0378*（0.0 2 1 2)0.0849*（0.0 2 0 7)性别0.0149(0.0301)0.0443(0.0495)0.0887*（0.0 53 8)年龄0.0038*（0.0 0 1 3)-0.0025(0.0022)0.0044*（0.0 0 2 5)受教育程度0.0525*（0.0 1 8 5)0.0522(0.0320)0.1002*（0.0 3 4 0)家庭人数0.0116(0.0075)-0.0101(0.0138)0.0200(0.0138)环境认知0.0662*（0.0 3 51)0.0086(0.0578)0.0125(0.0644)健康状况0.0230*（0.0 1 2 6)0.0718*（0.0 2 2 5)0.0269(0.0213)政治面貌0.1743*（0.0 2 7 9）0.0695(0.0589)0.2077*（0.0 53 3)常数项0.1558(0.1211)4.0270*(0.2084)3.3855*（0.2 2 1 8)拟合优度0.08430.04310.0731注：*、*、*分别表示估计结果在1%、5%、1 0%的水平上显著，括号内为稳健标准误，下同。（二）行为与效果的过程分析：环保行为与人居环境整治效果本部分检验由付费意愿外化的行为与效果之间的关系。以“村民自我环保行动、带动邻里行动及配合监督村干部行动”为自变量，以人居环境整治效果为因变量。结果如表6 所示，村民自我行动、带动邻里行动及配合监督村干部行动均在1%的水平下显著促进了村庄环境保护的治理绩效、管护绩效和整治效果。配合监督村干部行动的行为效果影响最大，这是因为村干部作为村庄环保事务的重要执行人，受到道德上监督、行为上规范和制度上约束，在环境保护中起到“领头羊”的重要作用。环保行为对治理绩效的提升效应大于对管护绩效的效应，主要原因是治理绩效中的生活垃圾处理、厕所粪污治理及生活污水治理事务与村民日常生活息息相关，村民能够直接参与进去；对于管护绩效中的村庄修路、垃圾处理站修建、下水道修建疏通等集体事务，村民参与度相对较低，表6环保行为与人居环境整治效果的回归结果n=969治理绩效管护绩效整治效果0.3607*0.2619*0.3165*自我环保行动(0.0872)（0.0 8 55)(0.0615)0.3619*0.3122*0.3397*带动邻里行动(0.0460)(0.0534)(0.0353)配合监督0.5863*0.4885*0.5426*村干部行动(0.0434)(0.0491)(0.0295)拟合优度0.04870.09410.22600.04430.08300.17120.07190.15590.3761注：控制变量同表5.下同（三）意愿外化为行为是否有效：付费意愿与人居环境整治效果验证付费意愿同人居环境整治效果的直接影响效应，结果如表7 所示，付费意愿分别在1%、5%和1%的水平下显著促进村庄治理绩效、管护绩效和整治效果。说明具有付费意愿的村民有着更强的环境保护意愿和倾向，会主动参与到村庄环境保护中，从而提高村庄环境整治效果。即付费意愿外化为行为是有效的，能够促进村庄人居环境整治效果提升，假说1 得证。表7基准回归结果n=969治理绩效管护绩效整治效果付费意愿0.1025*（0.0 2 6 9)0.0588*（0.0 2 7 5)0.0830*（(0.0 1 8 4)拟合优度0.03720.03610.0519限于篇幅，此处未展示Heckman两阶段的结果，下同。109第5期田蓬鹏，等：意愿外化为行为是否有效：生态服务付费与人居环境整治效果提升（四）“意愿行为效果”的路径检验：中介机制分析采用中介模型探究行为在“意愿-效果”之间的中介作用及效应大小，验证“意愿-行为-效果”的实现路径。如表8 所示，村民自我行动在付费意愿影响治理绩效、管护绩效和整治效果过程中具有明显的部分中介效应，中介效应占总效应的比重分别为8.97%、1 1.4 6%、9.7 5%，说明付费意愿对村庄环境效果的影响以直接效应为主，但也通过促进村民自我行动参与到环保事务中，提高村庄环境治理效果。此外，带动邻里行动在付费意愿影响治理绩效、管护绩效和整治效果过程中的中介效应占比分别为1 3.1 0%、1 9.8 4%和1 5.2 3%，仍以直接效应为主。配合监督村干部行为在付费意愿影响治理绩效、管护绩效和整治效果过程中的中介效应占比分别为4 7.8 8%、7 0.1 4%和54.91%，在付费意愿对治理绩效和整治效果的影响中，中介效应和直接效应各占一半，而对管护绩效的影响基本以村干部行为的中介效应为主，说明付费意愿对管护绩效的正向影响主要是通过促进村干部行为实现的，原因在于村庄管护绩效中的集体事务主要是由村干部组织募捐、招标、修建等，村干部在其中起到重要作用。表8村民自我行动的中介效应检验治理绩效管护绩效整治效果0.0933*0.0891*0.0521*0.0472*0.07490.0703*付费意愿(0.0272)(0.0256)(0.0274)(0.0264)(0.0183)(0.0164)0.3455*0.2534*0.3043*自我行动(0.0872)(0.0863)(0.061.7)带动邻里0.3551*0.3086*0.3343*行动(0.0460)(0.0536)(0.0353)监督配合0.5781*0.4858*0.5368*村干部行动(0.0439)(0.049.5)(0.0300)拟合优度0.16630.37900.05790.10250.22900.04720.08540.171 50.0844（五）内生性讨论村民因自身选择偏好，会给出过低的付费意愿和过高的环境治理效果评价，导致结果可能存在内生性问题。而Heckman两阶段模型并未估计出内生性问题，可能原因是Heckman两阶段模型不能估计不可观测变量引起的选择偏误。但同为两阶段的内生转换模型能够弥补上述方法的不足 3 9。生态价值感知是生态服务付费的前提 4 0 ，能够对生态服务付费的意愿和强度产生影响，但不会对环境效果产生直接影响。本文引人“你觉得自已是否享受了生态效益”问题表征生态价值感知作为工具变量，利用内生转换模型分析付费意愿的环境效应。如表9所示，在反事实假设下，有付费意愿的村民若假设其无付费意愿，其环境效应变化为：治理绩效提升了1 96.3 1%，管护绩效降低了4 9.1 3%，整体人居环境整治效果降低了1 5.8 7%。当无付费意愿的村民假设其有付费意愿时，其环境效应均得到显著提升，治理绩效、管护绩效及整治效果分别提升了5.6 2%、8.7 5%和7.96%。表9村民付费意愿决策模型对环境效果提升的处理效应测算决策阶段处理效应环境效果组别有付费意愿无付费意愿ATTATU有付费意愿村民0.10472.0678-1.9631*治理绩效无付费意愿村民-0.0060-0.06280.0562*有付费意愿村民0.1115一0.3 7 9 80.4913*管护绩效无付费意愿村民0.0265-0.06100.08755*有付费意愿村民0.1078-0.05090.1587*整治效果无付费意愿村民0.0206-0.05900.0796注：ATT、A T U 分别表示有付费意愿组和无付费意愿组村民的平均处理效应。计算式为：0.0 2 6 6 0.3 4 550.1 0 2 5=0.0 8 97，其余计算同理。事110西北农林科技大学学报（社会科学版）第2 3 卷（六）稳健性检验本文进行如下稳健性检验：以评价打分来衡量环境治理效果难以避免“主观陷阱”。因此，选择村庄的“垃圾集中点、卫生厕所整改率、生活污水处理率、村庄绿化覆盖情况、道路硬化率、公共空间无私搭乱建情况”等客观指标来衡量村庄环境治理效果；另外，本文进一步改变核心自变量，取付费意愿金额的对数为核心自变量，检验付费意愿对环境治理效果的影响。以上回归得到的结果见表1 0，与基准结果一致，说明研究结果具有较好的稳健性。表1 0稳健性检验n=969村庄客观科学指标改变核心自变量：付费意愿治理绩效管护绩效整治效果治理绩效管护绩效整治效果付费意愿0.0869*（0.0 3 1 6)0.0967*(0.0267)0.0909*（(0.0 2 1 3)0.1259*（0.0 3 0 9)0.0756*（0.0 3 1 3)0.1034*(0.0212)拟合优度0.05790.03270.07960.03830.02370.0538注：1、2、3 列标准误聚类到村庄层面。四、进一步分析（一）意愿外化为行为有效的保障机制：村庄保障白行为有效的保障机制：村庄保障的调节效应检验“意愿-行为-效果”的实现，需要机制路径的畅通，同时也需要各维度保障力量，使得付费意愿能最终能呈现为环境保护效果，本文借鉴温忠麟等提出的两阶段调节效应检验模型 4 1 ，验证村庄保障对付费意愿和环境效果的调节效应。结果如表1 1 所示，付费意愿与村庄环保基础的交互项在1 0%的水平上显著，表明村庄环保基础越好，村民付费意愿对村庄整治效果的正向影响越强，这与邓正华等的结论一致 3 0 。村庄资金保障能够显著正向调节付费意愿对管护绩效的影响，因为具有良好资金基础的村庄，能够保障村容村貌整治、村庄规划管理、建设管护方面公共设施和服务的供给，形成更好的管护绩效，与李君等提出的“资金保障和配套是农村环境治理成效的重要因素”3 1 结论一致。制度支持显著正向调节村庄的治理绩效和整治效果，说明村庄环保制度能够很好地约束村民在日常生活垃圾处理、厕所粪污治理及生活污水治理等方面的行为，提升环境治理绩效，促进村庄整体人居环境整治效果提升，这与沈费伟等的结论 3 2 一致。表1 1村庄保障的调节作用（1）n=969治理绩效管护绩效整治效果0.1021*0.1042*0.0340-0.16950.0825*0.0839*0.0511*-0.1640付费意愿(0.0270)(0.0269)(0.0267)(0.1271)(0.0183)(0.0182)(0.0160)(0.1304)0.3560*0.2831*环保基础(0.0295)(0.0510)0.2080*0.1283*资金保障(0.0376)(0.0643)0.1136*-0.1137*-0.1217*-0.1217*制度支持(0.0371)(0.0367)(0.0264)(0.0261)付费意愿、0.0477*环保基础交互项(0.0279)付费意愿、0.0487*资金保障交互项(0.0283)付费意愿、0.0501*0.0336*制度支持交互项(0.0235)(0.015.4)拟合优度0.05120.05530.074.40.07670.08350.08720.25080.2545注：为防止交互项与变量产生多重共线性，对交互的两个变量做了中心化处理，所得系数为中心化系数；限于篇幅，只展示了有显著影响的结果，下同。如表1 2 所示，社会资本作为规章制度等正式规范的补充能够约束村民行为、激励村民参与村庄集体第5期田蓬鹏，等：意愿外化为行为是否有效：生态服务付费与人居环境整治效果提升111务，对村民付费意愿与村庄管护绩效提升起到正向调节作用。参与机制在5%的水平下对管护绩效和整治效果起到显著的正向调节，说明村民公众参与机制越完善，付费意愿越能提升管护绩效和环境整治效果。需要说明的是，此处的参与机制主要为“微信、QQ”等新媒体机制，所以对较高学历的居民具有更为明显的调节作用。至此，假说2 部分得证。表1 2村庄保障的调节作用（2）n=969治理绩效管护绩效整治效果0.0984*0.1045*0.0508*0.0625*0.0538*0.0464*0.0770*0.0857*付费意愿(0.0268)(0.0272)(0.0271)(0.0278)(0.027 1)(0.0280)(0.0184)(0.0187)0.1429*0.1378*0.1784*0.1846*社会资本(0.0431)(0.0419)(0.0395)(0.0388)-0.101 2*0.102 3*-0.0743*-0.075 1*参与机制(0.0332)(0.0332)(0.0240)(0.0240)付费意愿、-0.0528*0.0639*社会资本交互项(0.0302)(0.0306)付费意愿、0.051 1*0.0378*参与机制交互项(0.0258)(0.0178)拟合优度0.05260.05510.04480.04770.06000.06370.06120.0643（二）意愿外化为行为一直有效吗：异质性分析1.地区异质性。如表1 3 所示，付费意愿对环境效果的提升具有典型的异质性，主要集中在中部，西部和东部有所欠缺，这与张晓杰等以宏观数据得到的结论 4 2 一致。在东部，付费意愿并不能对环境的治理绩效、管护绩效及整治效果产生明显的促进效果。从图3 可知，东部环境发展较好，其治理绩效、管护绩效及整体人居环境整治效果均处于前列且收入水平较高，平均付费意愿为3 93.54 元，达到了环境保护的瓶颈期，仅靠意愿影响行动难以提高环境治理效果。表1 3对不同地区的异质性分析n=969治理绩效管护绩效整治效果付费意愿X东部0.0498(0.0344)0.0194(0.0366)0.0362(0.0241)付费意愿中部0.1293*（0.0 2 9 4)0.0935*（0.0 2 7 7)0.1133*（0.0 1 9 6)付费意愿西部0.0817*(0.0463)-0.1262*（0.0 4 51)0.0113（0.0 3 1 5)拟合优度0.042.40.06170.0711注：设置异质性变量东、中、西部地区的哑变量，交互项代表了不同地区的付费意愿，下同。东部东部0.200.200.100.100.000.00-0.19-0.10-0.20-0.20西部中部西部中部8