廖 冰

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

一、引言與文獻(xiàn)綜述

2021 年既是建黨100 周年，又是“十四五”開局之年，還是“三農(nóng)”工作重心由脫貧攻堅向鄉(xiāng)村全面振興過渡轉(zhuǎn)移元年。鄉(xiāng)村全面振興的目標(biāo)是到2050年，農(nóng)業(yè)強、農(nóng)村美、農(nóng)民富全面實現(xiàn)。加快農(nóng)村人居環(huán)境整治，改善農(nóng)村人居環(huán)境，建設(shè)美麗宜居鄉(xiāng)村，既是實現(xiàn)農(nóng)村美的重要手段、方式、方法，又是助推鄉(xiāng)村生態(tài)振興的重要內(nèi)涵和應(yīng)有之義。農(nóng)戶作為農(nóng)村人居環(huán)境整治的重要參與主體，其參與行為對于農(nóng)村人居環(huán)境整治行為具有重要的支撐作用。然而，在《農(nóng)村人居環(huán)境整治三年行動方案》中明確規(guī)定要推行環(huán)境治理依效付費制度，即在可承受的范圍內(nèi)，農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治可能要支付一定的費用。相關(guān)研究亦表明，農(nóng)戶對于農(nóng)村人居環(huán)境整治付費意愿較低，依然有四成農(nóng)民不愿意付費［1］，這在一定程度上影響環(huán)境治理依效付費制度的有效實施。在此背景下，如何調(diào)動農(nóng)戶積極性并引導(dǎo)其支付一定的成本費用來參與農(nóng)村人居環(huán)境整治，對于有效推進環(huán)境治理依效付費制度實施，助力農(nóng)村人居環(huán)境整治，改善農(nóng)村人居環(huán)境，實現(xiàn)鄉(xiāng)村美和鄉(xiāng)村生態(tài)全面振興均具有重要意義和時代價值。農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治付費行為受到諸多因素的影響，研究農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治付費行為的影響因素并因癥施策，對于規(guī)范農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治付費行為具有積極引導(dǎo)作用。

學(xué)者們從不同角度對人居環(huán)境整治付費行為影響因素進行研究，有學(xué)者直接對人居環(huán)境整治付費行為影響因素內(nèi)容進行研究，還有學(xué)者從與人居環(huán)境整治付費行為間接相關(guān)內(nèi)容展開研究。（1）對于直接研究人居環(huán)境整治付費行為影響的，主要分以下幾方面因素：①個體特征因素。孫前路［2］認(rèn)為村干部經(jīng)歷對農(nóng)戶參與人居環(huán)境整治意愿具有顯著正向影響，健康狀況越好的農(nóng)戶越愿意參與農(nóng)村人居環(huán)境整治；孫前路等［3］研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶的文化程度有利于農(nóng)戶參與意愿向參與行為轉(zhuǎn)化。②家庭特征因素。常烴和牛桂敏［1］認(rèn)為家庭年收入越高，環(huán)境治理付費意愿越明顯。③心理感知因素。王學(xué)婷等［4］認(rèn)為心理感知對農(nóng)村居民生活垃圾合作治理參與行為具有顯著正向影響。④地方依戀因素。王學(xué)婷等［5］認(rèn)為地方依戀能夠提高農(nóng)戶村莊環(huán)境治理參與意愿。⑤村莊歸屬感。李芬妮等［6］認(rèn)為村莊歸屬感對農(nóng)戶環(huán)境治理行為具有顯著的促進作用。⑥生態(tài)認(rèn)知因素。黃曉慧等［7］研究認(rèn)為生態(tài)認(rèn)知對農(nóng)戶水土保持技術(shù)采用行為具有正向影響；李福奪等［8］納入生態(tài)補償為調(diào)節(jié)變量研究價值認(rèn)知對農(nóng)戶綠肥養(yǎng)地采納行為的影響發(fā)現(xiàn)價值認(rèn)知對農(nóng)戶綠肥養(yǎng)地采納行為具有正向顯著影響；張化楠等［9-10］認(rèn)為生態(tài)認(rèn)知對流域生態(tài)補償參與意愿具有顯著促進作用；徐瑞璠等［11］基于渭河流域586 個農(nóng)戶的數(shù)據(jù)實證得出生態(tài)認(rèn)知對生態(tài)補償意愿與水平具有正向影響；桑賢策等［12］認(rèn)為政策激勵通過影響生態(tài)認(rèn)知進而促進農(nóng)戶有機肥施用行為；楊興杰等［13］認(rèn)為政府培訓(xùn)通過提高技術(shù)認(rèn)知，降低風(fēng)險，促進農(nóng)戶生態(tài)農(nóng)業(yè)技術(shù)采納行為。⑦生計資本因素。黃曉慧等［7］認(rèn)為資本稟賦對農(nóng)戶水土保持技術(shù)采用行為具有正向影響。李福奪等［8］發(fā)現(xiàn)資源稟賦對農(nóng)戶綠肥養(yǎng)地采納行為具有正向顯著影響。張化楠等［9-10］認(rèn)為生計資本對流域生態(tài)補償參與意愿具有顯著促進作用。（2）對于與人居環(huán)境整治付費行為間接相關(guān)研究，如大氣環(huán)境改善［14-15］、流域污染改善［16-17］、生態(tài)認(rèn)知與清潔生產(chǎn)行為［18］、生態(tài)認(rèn)知與農(nóng)戶地膜回收［19］、綠色生產(chǎn)意識與農(nóng)戶綠色生產(chǎn)行為［20］、生態(tài)認(rèn)知對農(nóng)戶退耕還林參與意愿和行為［21］等，發(fā)現(xiàn)生態(tài)付費意愿、付費行為均與農(nóng)戶生態(tài)認(rèn)知均有關(guān)，認(rèn)知水平越高，則其支付意愿越強，支付成本費用額度也越大。此外，還有關(guān)于生態(tài)認(rèn)知、生計資本與生態(tài)行為相互關(guān)系的研究：黃曉慧等［7］利用陜甘寧地區(qū)1 152份農(nóng)戶數(shù)據(jù)，運用Heckman 模型實證資本稟賦、生態(tài)認(rèn)知與農(nóng)戶水土保持技術(shù)采用行為的相互影響機理。張瑤等［20］基于421 戶牧民數(shù)據(jù)，實證分析生態(tài)認(rèn)知、生計資本與牧民草原保護意愿的相互關(guān)系，認(rèn)為生計資本強化了生態(tài)認(rèn)知，進而進一步促進牧民草原保護意愿。張化楠等［9-10］基于大汶河流域調(diào)研數(shù)據(jù)，運用Probit 和SEM 模型實證分析生態(tài)認(rèn)知和生計資本對生態(tài)補償支付意愿的作用關(guān)系，表明生態(tài)認(rèn)知和生計資本均顯著正向影響生態(tài)補償支付意愿。肖鈺［22］利用長江流域614份調(diào)研數(shù)據(jù)，對社會資本、生態(tài)認(rèn)知與合理施肥行為的關(guān)系進行實證研究。雖然這些研究講述的是與人居環(huán)境整治不直接相關(guān)的內(nèi)容，但其同樣可為人居環(huán)境整治的研究提供參考借鑒。

已有文獻(xiàn)為本文研究提供了一定的思路，但已有直接研究將生態(tài)認(rèn)知與生計資本割裂開來，并未將其與生態(tài)行為置于同一框架體系內(nèi)研究三者之間相互關(guān)系，根據(jù)計劃行為理論，行為產(chǎn)生往往取決于行為主體的認(rèn)知水平，而行為主體的生計資本稟賦程度也對生態(tài)認(rèn)知具有一定影響，兩者共同影響農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費行為，亟需納入生態(tài)認(rèn)知、生計資本來研究人居環(huán)境整治付費行為影響因素。雖然與人居環(huán)境整治付費行為間接相關(guān)的文獻(xiàn)研究了三者相互關(guān)系，但最后的落腳點并非人居環(huán)境整治付費行為，人居環(huán)境整治付費行為與其他類似的生態(tài)行為各有異同，亟需具體情況具體分析。

江西既是生態(tài)大省，又是國家生態(tài)文明試驗區(qū)建設(shè)首批試點省份，其森林覆蓋率穩(wěn)居全國第二，山水林田湖草沙治理在全國具有典型代表意義。同時，江西還是我國中部地區(qū)農(nóng)村人居環(huán)境整治的重要省份之一，農(nóng)村人居環(huán)境整治成敗直接關(guān)系到江西農(nóng)村美、生態(tài)振興與鄉(xiāng)村全面振興的實現(xiàn)?；诖?，本文以江西為研究區(qū)域，以873個農(nóng)戶為研究對象，基于計劃行為理論、“知-信-行”理論與可持續(xù)生計分析框架，構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型SEM 實證分析生計資本、生態(tài)認(rèn)知與人居環(huán)境整治付費行為三者之間作用關(guān)系，據(jù)此提出相應(yīng)對策建議，以期為政府職能管理部門制定人居環(huán)境整治政策助推鄉(xiāng)村振興提供決策參考依據(jù)。

二、理論基礎(chǔ)、分析框架與研究假說

（一）理論基礎(chǔ)

計劃行為理論（TPB），由Icek Ajzen（1988，1991）提出，TPB 理論描述主觀規(guī)范、行為態(tài)度、知覺行為控制、行為意愿、行為作用影響關(guān)系，其中，主觀規(guī)范包含認(rèn)知這一要素。TPB理論認(rèn)為，主觀規(guī)范、行為態(tài)度、知覺行為三者共同影響意愿，而行為意愿對主體行為會產(chǎn)生影響，同時，知覺行為控制也可能會對主體行為產(chǎn)生影響。

“知-信-行”理論（KAP），由美國哈佛大學(xué)梅奧教授于1950 年提出。KAP 理論認(rèn)為，人的行為改變分為獲取知識、產(chǎn)生信念與形成行為3 個連續(xù)過程，行為改變的關(guān)鍵在于信念的確立和態(tài)度的轉(zhuǎn)變，而信念的確立和態(tài)度的轉(zhuǎn)變必須以獲取知識、形成認(rèn)知為基礎(chǔ)，即行為的產(chǎn)生必須以信念和態(tài)度為動力、以認(rèn)知為基礎(chǔ)。

可持續(xù)生計分析框架（Sustainable Livelihood Analysis，簡稱“SLA”），由英國國際發(fā)展計劃署（DFID）提出，共有脆弱性背景、生計資本、生計策略和生計結(jié)果4個部分。其中農(nóng)戶生計資本包括金融資本、自然資本、物質(zhì)資本、人力資本和社會資本5 種類型［23］。該框架認(rèn)為，生計風(fēng)險貫穿于人們實現(xiàn)生計可持續(xù)的整個過程中，把人看作是在“風(fēng)險脆弱環(huán)境”中生存或謀生，風(fēng)險和脆弱性直接影響著人們擁有的生計資本，生計資本的變化會影響生計策略的選擇，并間接影響生計后果，生計結(jié)果的核心是需要降低風(fēng)險和脆弱性。至今，該框架已廣泛應(yīng)用于農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展與貧困治理等諸多領(lǐng)域。可見，生計資本決定農(nóng)戶采取何種行為來維持生計，是影響農(nóng)戶生計行為選擇的重要因素。

（二）分析框架

根據(jù)TPB 理論、KAP 理論與可持續(xù)生計分析框架，主體行為的產(chǎn)生應(yīng)以認(rèn)知、態(tài)度、信念等為前提，而主體生計資本稟賦強弱對主體認(rèn)知、態(tài)度、信念會產(chǎn)生一定影響。將三個理論應(yīng)用于本文，生態(tài)認(rèn)知對應(yīng)于TPB 理論中的主觀規(guī)范和KAP 理論中的主體行為認(rèn)知，人居環(huán)境整治付費行為對應(yīng)TPB 理論和KAP 理論中的主體行為，生計資本對應(yīng)可持續(xù)生計框架理論中的生計資本結(jié)構(gòu)要素，由此提出生態(tài)認(rèn)知和生計資本均會對人居環(huán)境整治付費行為產(chǎn)生影響，農(nóng)戶家庭生計資本高低不僅能夠直接影響農(nóng)戶家庭生活水平，同時也會對農(nóng)戶生態(tài)認(rèn)知產(chǎn)生一定的影響［20］，進而構(gòu)建整體分析框架（圖1）。

圖1 理論分析框架

（三）研究假說

農(nóng)戶家庭生計資本包括自然資本、物質(zhì)資本、金融資本、人力資本和社會資本5種類型，是農(nóng)戶家庭賴以生存和發(fā)展的物質(zhì)基礎(chǔ)和必要保障，在一定程度上反映農(nóng)戶家庭生計資源稟賦能力強弱，決定農(nóng)戶家庭為支付人居環(huán)境整治成本費用的經(jīng)濟承受狀況，導(dǎo)致人居環(huán)境整治付費政策的認(rèn)知分化，總是采取有利于家庭生計的行為決策?；诖?，提出第一個研究假說：

H1：農(nóng)戶家庭生計資本對農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費認(rèn)知具有正向影響。

農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費認(rèn)知是指農(nóng)戶對人居環(huán)境整治付費成本費用政策制度的認(rèn)識和了解程度，根據(jù)KAP 行為理論，意愿和行為的產(chǎn)生必然要以認(rèn)知為基礎(chǔ)，而且農(nóng)戶對人居環(huán)境整治付費認(rèn)識和了解程度越高，農(nóng)戶就越能體會到實施人居環(huán)境整治付費政策的必要性，而且人居環(huán)境整治付費行為本身就具有正外部性效益，農(nóng)戶就越有能力、越有信心、越有意愿進行人居環(huán)境整治付費?；诖耍岢龅诙€研究假說：

H2：農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費認(rèn)知對農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費意愿具有正向影響。

Triandis［24］的態(tài)度行為理論、Fishbein［25］的理性行為理論、Rogers［26］的保護動機理論以及Ajzen［27］的計劃行為理論均認(rèn)為個體的意愿對行為存在正向影響且影響程度存在差異。農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費的意愿會進一步強化人居環(huán)境環(huán)境整治付費行為。基于此，提出第三個研究假說：

H3：農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費意愿對其人居環(huán)境整治付費行為具有正向影響。

農(nóng)戶家庭生計資本是農(nóng)戶家庭資源稟賦能力的綜合反映，決定著農(nóng)戶家庭對人居環(huán)境整治成本費用的經(jīng)濟承受狀況，會導(dǎo)致人居環(huán)境整治付費政策的認(rèn)知分化，認(rèn)知的分化會影響其改善人居環(huán)境的信心與能力，進而對其付費意愿也會產(chǎn)生一定影響。此外，張瑤等［20］研究認(rèn)為，家庭生計資本均對牧戶草原保護意愿有顯著的正向影響?；诖?，提出第四個研究假說：

H4：農(nóng)戶家庭生計資本對農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費意愿具有正向影響。

農(nóng)戶是有限理性的經(jīng)濟人，其傾向于作出有利于其家庭生計的行為決策。農(nóng)戶生計資源稟賦能力越強，生計資本越雄厚，改善人居環(huán)境的能力越強、信心越足，進一步強化其對環(huán)境治理依效付費制度的認(rèn)知，認(rèn)知水平的提高進一步激發(fā)農(nóng)戶產(chǎn)生人居環(huán)境整治付費意愿并促進人民環(huán)境整治付費行為?；诖?，提出第五個研究假說：

H5：農(nóng)戶家庭生計資本對農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費行為具有正向影響。

農(nóng)戶對人居環(huán)境整治政策、規(guī)章制度、方法途徑等越了解，越能夠增強其對人居環(huán)境整治的信心，提升人居環(huán)境整治的能力，也就能夠進一步強化人居環(huán)境整治的意愿，由意愿進而產(chǎn)生人居環(huán)境整治的行為。此外，黃曉慧等［7］認(rèn)為農(nóng)戶生態(tài)認(rèn)知對其水土保持技術(shù)采用行為具有顯著的正向作用。基于此，提出第六個研究假說：

H6：農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費認(rèn)知對農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費行為具有正向影響。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型選擇

（一）數(shù)據(jù)來源、處理與檢驗

江西是我國中部地區(qū)農(nóng)村人居環(huán)境整治的重要省份之一，故本文選取江西作為抽樣區(qū)域。數(shù)據(jù)來源于2019—2021 年7—8 月暑假期間分別赴江西各縣關(guān)于“鄉(xiāng)村振興”方面的入戶調(diào)研所形成的“江西鄉(xiāng)村振興跟蹤調(diào)查”數(shù)據(jù)庫（JXRVPS）。因不同農(nóng)戶之間差異較大，同時又要使得樣本容量足夠大且呈現(xiàn)正態(tài)分布特征，根據(jù)“概率論與數(shù)理統(tǒng)計學(xué)”中分層隨機抽樣樣本容量的計算方法，可算得抽樣樣本容量。

式（2）中，ni為第i層應(yīng)抽取的農(nóng)戶人口樣本數(shù)；Ni為第i層農(nóng)村總?cè)丝跀?shù)量；N為江西省農(nóng)村人口總數(shù)量；n為樣本總體容量。以《江西省統(tǒng)計年鑒（2020）》為準(zhǔn)，根據(jù)農(nóng)村人口比例進行抽樣，樣本范圍分布如表2所示。共發(fā)放問卷900份，共收回873份有效問卷，問卷有效率為97.00%。

表1 江西省11個地級市所抽取的樣本分布概況

在原始數(shù)據(jù)收集后，首先進行缺失值處理，對于難以觀察出缺失數(shù)據(jù)與非缺失數(shù)據(jù)間存在的內(nèi)在規(guī)律的，或者缺失數(shù)據(jù)與非缺失數(shù)據(jù)不存在任何關(guān)系的，則直接刪除該樣本數(shù)據(jù)；對于缺失部分與非缺失部分間存在一定的相關(guān)關(guān)系，或者說數(shù)據(jù)缺失可能是由于其他非缺失數(shù)據(jù)變量所引起的，對于此則用均指法或者回歸分析法處理。其次，因結(jié)構(gòu)方程模型對數(shù)據(jù)要求高，必須要求數(shù)據(jù)通過信度和效度檢驗，因此，還需要對數(shù)據(jù)進行信度和效度檢驗。通過Cronbach’sα系數(shù)來測度內(nèi)部一致性信度，利用通過SPSS 22.0 軟件對各潛變量、顯變量數(shù)據(jù)進行可靠性分析，主要采用“內(nèi)部一致性信度”系數(shù)進行信度檢驗，輸出Cronbach’sα系數(shù)值再進行潛變量KMO分析與Bartlett球形度檢驗。潛變量信度與效度檢驗輸出結(jié)果如表2所示。

表2 潛變量信度與效度檢驗結(jié)果

從表2 可以看出，整體Cronbach’sα系數(shù)達(dá)到0.698，且高于每個潛變量的Cronbach’sα系數(shù)值，均達(dá)到SEM 分析的要求。各潛變量的KMO值均大于0.6，Bartlett 球形度均達(dá)到顯著性水平，說明測度項間顯著相關(guān)，可以用于因子分析，因此，問卷結(jié)構(gòu)效度較好，宜展開后續(xù)實證分析。

（二）變量選取

根據(jù)圖1 構(gòu)建的潛變量之間作用關(guān)系的結(jié)構(gòu)方程模型，分別選取農(nóng)戶家庭生計資本（C）、農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費認(rèn)知（R）、農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費意愿（W）、農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費行為（B）4 個潛變量，潛變量無法直接觀測，需要由顯變量來間接觀測得到。

1.農(nóng)戶家庭生計資本潛變量（C） 根據(jù)可持續(xù)生計框架體系，將農(nóng)戶家庭生計資本分為自然資本、物質(zhì)資本、金融資本、人力資本和社會資本。自然資本是指農(nóng)戶賴以維持生計所擁有的自然資源，包括水田、旱地、林地等，本文引申為農(nóng)戶所需整治的房前屋后的人居環(huán)境面積（C1/hm2）；物質(zhì)資本反映農(nóng)戶賴以維持生計所依靠的生產(chǎn)生活物資，本文引申為農(nóng)戶所在村擁有人居環(huán)境整治基礎(chǔ)設(shè)施的數(shù)量（C2/個）；金融資本反映農(nóng)戶賴以維持生計所擁有的各類現(xiàn)金、存款等的總和，本文引申為農(nóng)戶每年進行人居環(huán)境整治平均所支付的成本費用（C3/元）；人力資本反映個體受教育程度、科學(xué)文化素質(zhì)、所掌握的技能水平高低以及家庭勞動力結(jié)構(gòu)程度，本文引申為從事人居環(huán)境整治工作的勞動力比例（C4/%）為衡量指標(biāo)；社會資本是指個體之間的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)、互惠性規(guī)范和由此產(chǎn)生的信任，是人們在社會結(jié)構(gòu)中所處的位置為其帶來的資源，反映個體與他人之間進行溝通往來情況，本文引申為農(nóng)戶就參與人居環(huán)境整治而與他人進行聯(lián)系溝通的頻率（C5，無單位，5等量級）。

2.農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費認(rèn)知潛變量（R） 本文選取農(nóng)戶對人居環(huán)境整治政策了解情況（R1）、對人居環(huán)境整治方法技能掌握情況（R2）、對人居生態(tài)環(huán)境損害賠償制度了解情況（R3）、對人居環(huán)境整治付費政策了解情況（R4）、對人居環(huán)境整治的重要性了解情況（R5）、對破壞人居環(huán)境的心里感受程度（R6）來綜合反映。

3.農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費意愿潛變量（W） 本文選取農(nóng)戶為人居環(huán)境整治付費一定成本費用的意愿程度來表示，用1、2、3、4、5分別代表非常不愿意、不愿意、一般、愿意、非常愿意5等量級。

4.農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費行為潛變量（B） 本文選取農(nóng)戶是否發(fā)生過人居環(huán)境整治付費的行為，用“0”和“1”分別代表未發(fā)生過和已發(fā)生過。

需要注意的是：本文“特定情況”是指農(nóng)戶在進行人居環(huán)境整治需要繳納一定費用的情形，即推行農(nóng)村人居環(huán)境整治“付費制”，建立農(nóng)村環(huán)境衛(wèi)生管理長效機制，改善農(nóng)村人居環(huán)境。付費制遵循“誰污染、誰付費，誰受益、誰負(fù)擔(dān)”的原則，收取資金將用于農(nóng)村人居環(huán)境整治基礎(chǔ)設(shè)施改善、保潔員工資、垃圾分類處理與表彰獎勵先進示范等方面。村民組長和村干部一道，逐一到村民家收取衛(wèi)生費。除此之外，其他進行人居環(huán)境整治不用繳納費用的情況都不屬于此特定情況，如農(nóng)戶就自家房前屋后的衛(wèi)生進行大范圍清掃，無需繳納費用，不用付費，也就不存在人居環(huán)境整治付費行為。因此，課題組在進行訪問的時候，都會將此問卷問題先轉(zhuǎn)化為“遇到村干部或者村組長上門收取衛(wèi)生費，你愿不愿意繳納？”，以確保被訪問者，對“特定情況”的理解是一致的，從而所作的回答也是真實和可比的。

表3 變量定義及統(tǒng)計量說明

（三）模型選擇

結(jié)構(gòu)方程模型既能夠通過作用路徑系數(shù)判斷顯變量對所屬潛變量的隸屬程度和作用方向，又能夠通過作用路徑系數(shù)描述潛變量與潛變量之間作用關(guān)系，以揭示潛變量對潛變量作用影響的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)，還能夠估計測量過程中變量間的測量誤差，以客觀檢驗各顯變量與所屬潛變量間的有效性和可靠性。其中，顯變量可以直接觀察并測量，潛變量無法直接觀察和測量，必須通過顯變量來反映。結(jié)構(gòu)方程模型是一種通過建立、估計和檢驗因果關(guān)系模型用以驗證某些理論假設(shè)是否適切的科學(xué)化、系統(tǒng)化和定量化的社會科學(xué)分析方法，近年來在社會科學(xué)、行為研究及教育領(lǐng)域廣泛使用。結(jié)構(gòu)方程模型分為結(jié)構(gòu)模型和測量模型，結(jié)構(gòu)模型反映潛變量與潛變量之間關(guān)系，測量模型反映顯變量與潛變量之間關(guān)系［28］。

首先，根據(jù)理論分析框架構(gòu)建結(jié)構(gòu)模型基本公式如下：

式（3）中，Y為內(nèi)生潛變量，分別代表農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費認(rèn)知、農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費意愿、農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費行為；X為外生潛變量，代表農(nóng)戶家庭生計資本；為潛變量與潛變量之間作用路徑系數(shù)，即潛變量對潛變量作用影響程度和方向；e為殘差項，反映在方程中潛變量與潛變量之間無法解釋的部分。

其次，構(gòu)建測量模型如下：

式（4）～式（5）中，Yi分別表示能夠反映農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費認(rèn)知、農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費意愿、農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費行為特性的顯變量；Xi表示能夠反映農(nóng)戶家庭生計資本特性的顯變量；λYi表示農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費認(rèn)知、農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費意愿、農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費行為3個內(nèi)生潛變量與其顯變量的因子載荷，即顯變量Yi能夠在多大程度上解釋潛變量Y；λXi表示農(nóng)戶家庭生計資本外生潛變量與其顯變量的因子載荷，即顯變量Xi能夠在多大程度上解釋潛變量X；eYi、eXi分別表示誤差項，反映在方程中顯變量對潛變量無法解釋的部分；i表示顯變量個數(shù)。

四、結(jié)果與分析

經(jīng)過變量指標(biāo)數(shù)據(jù)處理與檢驗合格后，將其代入結(jié)構(gòu)方程模型SEM 專用軟件AMOS 25.0中進行擬合，輸出擬合參數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)化作用路徑系數(shù)，并依次對其進行顯著性檢驗。首先對擬合參數(shù)進行檢驗以驗證模型整體擬合的顯著性，擬合參數(shù)包括簡約適配度指數(shù)、絕對適配度指數(shù)、增值適配度指數(shù)，分別將其與結(jié)構(gòu)方程模型適配度指數(shù)標(biāo)準(zhǔn)范圍進行比對分析，結(jié)果顯示，簡約適配度指數(shù)、絕對適配度指數(shù)、增值適配度指數(shù)均在合理且理想的范圍區(qū)間，也通過了顯著性檢驗，模型擬合結(jié)果均為理想。其次，對標(biāo)準(zhǔn)化作用路徑系數(shù)以驗證模型分指標(biāo)擬合的顯著性，經(jīng)過檢驗，模型各指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化作用路徑系數(shù)均通過了顯著性檢驗，具體如圖2所示。

圖2 結(jié)構(gòu)方程模型擬合輸出的標(biāo)準(zhǔn)化作用路徑系數(shù)

圖2中標(biāo)準(zhǔn)化作用路徑系數(shù)可以客觀反映潛變量與潛變量之間、潛變量與顯變量之間的作用關(guān)系，具體分析如下：第一，農(nóng)戶家庭生計資本對農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費認(rèn)知具有正向影響，作用路徑系數(shù)為0.739且在1%的檢驗水平上顯著。這說明農(nóng)戶家庭生計資本的增強有助于提高農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費的認(rèn)知水平，與H1一致。究其原因，農(nóng)戶家庭生計資本越強，決定著農(nóng)戶家庭能夠支付人居環(huán)境整治成本費用的能力也越強，越有實力支付人居環(huán)境整治成本費用，更能夠進一步強化農(nóng)戶對人居環(huán)境整治付費的認(rèn)知。

第二，農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費認(rèn)知對農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費意愿具有正向影響，作用路徑系數(shù)為0.581 且在5%的檢驗水平上顯著。這說明農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費認(rèn)知的提高有助于農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費意愿增強，與H2一致。究其原因，根據(jù)TPB 和KAP 理論，當(dāng)農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費認(rèn)知提高時，人們對于人居環(huán)境整治概念會更加清晰，就更容易激發(fā)出內(nèi)生潛在動力，更愿意付費進行人居環(huán)境整治。

第三，農(nóng)戶人居環(huán)境整治意愿對于農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費行為具有正向影響，作用路徑系數(shù)為0.486且在10%的檢驗水平上顯著。這說明農(nóng)戶人居環(huán)境整治意愿提升有助于強化農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費行為，與H3一致。究其原因，根據(jù)行為發(fā)生機理，農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費認(rèn)知能夠強化農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費意愿，進一步推動農(nóng)戶人居環(huán)境整治行為的發(fā)生。

第四，農(nóng)戶家庭生計資本對農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費意愿具有正向影響，作用路徑系數(shù)為0.424且在5%的檢驗水平上顯著。這說明農(nóng)戶家庭生計資本有利于提升農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費意愿，與H4一致。究其原因，生計資本決定個體支付人居環(huán)境整治成本費用的經(jīng)濟承載能力，不同生計能力的農(nóng)戶會作出有利于其家庭生計的行為決策，進而會影響其對人居環(huán)境整治政策的認(rèn)知水平，也就會影響其改善人居環(huán)境的信心與能力，進而對其付費意愿也會產(chǎn)生一定影響。

第五，農(nóng)戶家庭生計資本對農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費行為具有正向影響，作用路徑系數(shù)為0.367且在1%的檢驗水平上顯著。這說明農(nóng)戶家庭生計資本有利于促進農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費行為，與H5一致。究其原因，生計能力越強的農(nóng)戶越會作出有利于其家庭生計的行為決策，進而會影響其對人居環(huán)境整治“依效付費”政策的認(rèn)知水平，也就會影響其改善人居環(huán)境的信心與能力，進而對其付費意愿也會產(chǎn)生一定影響，付費意愿受到影響后，其付費行為也會產(chǎn)生影響。

第六，農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費認(rèn)知對農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費行為具有正向影響，作用路徑系數(shù)為0.389 且在1%的檢驗水平上顯著。這說明農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費認(rèn)知的提升有利于促進農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費行為，與H6一致。究其原因，農(nóng)戶對人居環(huán)境整治政策、規(guī)章制度、方法途徑等越了解，越能夠增強其對人居環(huán)境整治的信心，提升人居環(huán)境整治的能力，也能夠進一步強化人居環(huán)境整治付費的意愿，由意愿進而產(chǎn)生人居環(huán)境整治付費的行為。

根據(jù)圖2 所示的標(biāo)準(zhǔn)化作用路徑系數(shù)及其作用框架體系，進一步分析各變量之間的相互作用關(guān)系，以辨識出直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)（表4）。從表4 可知：（1）農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費認(rèn)知對人居環(huán)境整治付費行為的直接效應(yīng)（0.389）要高于農(nóng)戶家庭生計資本對人居環(huán)境整治付費行為的直接效應(yīng)（0.367），農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費認(rèn)知對人居環(huán)境整治付費行為的總效應(yīng)（0.389+0.581×0.486=0.671）也要高于農(nóng)戶家庭生計資本對人居環(huán)境整治付費行為的總效應(yīng)（0.367+0.739×0.389=0.654、0.367+0.424×0.486=0.573、0.367+0.739×0.581×0.486=0.576）。這表明在影響農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費行為中，人居環(huán)境整治付費的認(rèn)知占據(jù)主導(dǎo)作用，付費行為的產(chǎn)生主要由付費認(rèn)知決定，這與TPB 理論與KAP 理論一致，由于農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費認(rèn)知較強，進一步強化了人居環(huán)境整治付費的意念和意識，更能進一步刺激農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費的意愿，進而促進人居環(huán)境整治付費行為的發(fā)生。（2）農(nóng)戶家庭生計資本對農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費意愿作用的總效應(yīng)（0.424+0.739×0.581=0.853）要高于人居環(huán)境整治付費認(rèn)知對人居環(huán)境整治付費意愿作用的總效應(yīng)（0.581+0=0.581）。這表明農(nóng)戶家庭生計資本對農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費意愿具有主導(dǎo)作用，農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費意愿強度主要由農(nóng)戶家庭生計資本稟賦強弱來決定，因為農(nóng)戶家庭生計資本稟賦越強，農(nóng)戶越有能力承擔(dān)一定的人居環(huán)境整治成本費用，越有信心能夠?qū)嵤┤司迎h(huán)境整治付費，越能進一步強化農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費及其保護的認(rèn)知程度。（3）農(nóng)戶家庭生計資本對農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費意愿既有直接作用又有間接作用，且直接效應(yīng)（0.424）要小于間接效應(yīng)（0.739×0.581=0.429），而農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費認(rèn)知對人居環(huán)境整治付費意愿僅有直接效應(yīng)無間接效應(yīng)，因此，要提高人居環(huán)境整治付費意愿要從提高農(nóng)戶家庭生計資本入手，家庭資源稟賦雄厚了，能夠進一步提高人居環(huán)境整治付費認(rèn)知，進而提高付費意愿。（4）農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費認(rèn)知對人居環(huán)境整治付費行為既有直接作用又有間接作用，直接效應(yīng)（0.389）要大于間接效應(yīng)（0.581×0.486=0.282），這表明要促進農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費行為要從農(nóng)戶人居環(huán)境整治認(rèn)知入手。（5）農(nóng)戶家庭生計資本對人居環(huán)境整治付費行為既有直接作用又有間接作用，農(nóng)戶家庭生計資本對人居環(huán)境整治付費行為的間接作用具有多種渠道，但總體而言，直接效應(yīng)（0.367）要大于間接效應(yīng)（0.739×0.389=0.287、0.424×0.486=0.206、0.739×0.581×0.486=0.209），這表明要提高人居環(huán)境整治付費行為要從提高農(nóng)戶家庭生計資本入手。

表4 各潛變量之間的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)

五、主要結(jié)論與政策啟示

（一）主要結(jié)論

基于TPB理論、KAP理論和可持續(xù)生計分析框架，通過構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型SEM實證研究江西省873個農(nóng)戶家庭生計資本、農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費認(rèn)知與農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費行為之間作用關(guān)系，可得如下研究結(jié)論：第一，農(nóng)戶生計資本對人居環(huán)境整治付費意愿、付費行為均既有直接作用，又通過人居環(huán)境整治付費認(rèn)知對人居環(huán)境整治付費意愿、付費行為產(chǎn)生間接作用，故農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費認(rèn)知在農(nóng)戶家庭生計資本對農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費意愿、農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費行為作用中扮演著部分中介作用。第二，農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費認(rèn)知、農(nóng)戶家庭生計資本對農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費行為既有直接作用，又通過人居環(huán)境整治付費意愿對人居環(huán)境整治付費行為產(chǎn)生間接作用，故農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費意愿在農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費認(rèn)知、農(nóng)戶家庭生計資本對農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費行為作用中扮演著部分中介作用。第三，農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費認(rèn)知對農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費行為具有主導(dǎo)作用而農(nóng)戶家庭生計資本對農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費意愿具有主導(dǎo)作用，而農(nóng)戶家庭生計資本對農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費認(rèn)知又具有正向顯著影響，人居環(huán)境整治付費認(rèn)知又會對人居環(huán)境整治付費意愿產(chǎn)生顯著影響，人居環(huán)境付費意愿進而會促進人居環(huán)境整治付費行為的產(chǎn)生，如此循環(huán)往復(fù)。

（二）政策啟示

從上述結(jié)論可知，農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費認(rèn)知對人居環(huán)境整治付費行為具有主導(dǎo)作用而農(nóng)戶家庭生計資本對農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費意愿具有主導(dǎo)作用，欲合理規(guī)范農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費行為，無論是從直接作用路徑還是從間接作用路徑看，均可從農(nóng)戶家庭生計資本和農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費認(rèn)知兩方面著手：

第一，在強化人居環(huán)境整治付費意愿過程中，要特別重視提升農(nóng)戶生計資本。在自然資本上，要合理引導(dǎo)農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)，擴大農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營面積，發(fā)展適度規(guī)模經(jīng)營，提高規(guī)模效應(yīng)。在物質(zhì)資本上，要增設(shè)人居環(huán)衛(wèi)設(shè)施（如垃圾中轉(zhuǎn)站、化糞池、公共廁所、垃圾桶等）數(shù)量，提高農(nóng)戶人居環(huán)境整治基礎(chǔ)公共設(shè)施在農(nóng)村的覆蓋比例。在金融資本上，政府應(yīng)加大人居環(huán)境整治資金投入力度，并設(shè)置相應(yīng)的專項項目用以整治改善環(huán)境，對自覺履行人居環(huán)境整治的農(nóng)戶給予一定獎勵，對不自覺履行人居環(huán)境整治的農(nóng)戶給予一定懲罰，同時，各大銀行機構(gòu)要設(shè)法降低農(nóng)戶貸款門檻，提高貸款額度，拓寬農(nóng)戶轉(zhuǎn)移性收入渠道。在人力資本上，要加大農(nóng)戶對人居環(huán)境整治技能、方式、方法與手段等的培訓(xùn)，增強人居環(huán)境整治技能，將農(nóng)戶培養(yǎng)成人居環(huán)境整治專門型精深新型職業(yè)人才，為改善農(nóng)村人居環(huán)境提供智力支持和決策參考。在社會資本上，強化黨建引領(lǐng)作用，積極引導(dǎo)本村村民之間的協(xié)調(diào)溝通，并通過“一事一議”方式鼓勵農(nóng)戶積極參與本村人居環(huán)境整治決策，以調(diào)動農(nóng)戶人居環(huán)境政策的積極性，更好地發(fā)揮主人翁作用，同時，村委會對村集體人居環(huán)境整治事務(wù)要及時公示，保障村務(wù)人居環(huán)境整治信息的公開透明度，確保農(nóng)戶對人居環(huán)境整治的知情權(quán)和決策權(quán)。

第二，在引導(dǎo)農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費行為過程中，要特別重視農(nóng)戶人居環(huán)境整治付費認(rèn)知的強化。一方面，政府要對農(nóng)戶進行人居環(huán)境整治付費進行思想引領(lǐng)，可通過邀請專家授課、廣發(fā)宣傳冊、下基層集中宣傳等方式來強化人居環(huán)境整治付費政策重要性的生態(tài)環(huán)保認(rèn)知，積極灌輸“誰污染、誰負(fù)責(zé)，誰受益、誰付費”的人居環(huán)境治理準(zhǔn)則，加大綠色可持續(xù)、生態(tài)文明、綠水青山就是金山銀山等理念宣傳；另一方面，要引導(dǎo)農(nóng)戶變“被動”為“主動”，破除“等、靠、要”思想，變“要我改善人居環(huán)境”為“我要改善人居環(huán)境”，調(diào)動農(nóng)戶參與人居環(huán)境改善的積極性。