2015年，我国粮食生产实现“十二连增”，且自2013年以来产量一直维持在6亿t以上。然而，在粮食逐年增产的同时，农村人居环境污染问题日益突出，主要表现在畜禽粪便、农药化肥、生活垃圾、秸秆焚烧及工业污染等方面^[1]，其中生活垃圾与污水成为农村人居环境脏、乱、差的源头。2017年1月18日国务院新闻办公室就改善农村人居环境工作进展举行的发布会表明，2016年农村生活垃圾处理率仅有60%，农村污水治理率也仅为22%，农村人居环境改善效果不尽人意。为了优化农村人居环境，十八届五中全会将“村容整洁”列为新农村建设的主要内容，乡村振兴战略提出“农村人居环境整治”目标，各省(自治区、直辖市)也针对农村人居环境改善制定了专项政策，然而农村人居环境改善的难度仍然较大。一方面，农村基础设施不完备导致生活垃圾与污水处理成本较高。以污水处理为例，每户污水处理设施建设费用约1万元，目前全国有1.6亿户的污水未得到处理，设施建设费用约1.6万亿元，资金缺口较大。另一方面，农村生活和生产垃圾规模大但较为分散，垃圾收集、转运、处理体系尚未形成。农村生活垃圾以厨房残料、生活用品附属物等为主，农业生产垃圾以秸秆及牲畜粪便为主，农户对生活和生产垃圾已经司空见惯，垃圾处理意识较弱，垃圾收集的积极性不高。同时，农村垃圾处理发展较为滞后，尚未形成类似于城市的垃圾转运、处理模式。2018年2月，中共中央办公厅、国务院办公厅印发了《农村人居环境整治三年行动方案》，将行动目标设定为“到2020年，实现农村人居环境明显改善，村庄环境基本干净整洁有序”，这为农村人居环境改善提供了良好的机会。

农村人居环境整治必须使农户由污染主体转变成整治主体^[2]，如何提高农户的参与度成为农村人居环境整治研究的热点之一。已有研究表明，农村环境属于公共物品，具有非排他性和非竞争性特征，农户在排污中“不合作”，在整治中“搭便车”现象明显^[3-5]。然而实验经济学认为，公共物品供给参与者的选择偏好具有异质性^[6]，这不仅体现在不同农户对农村环境供给的差异上，还反映在农户对农村环境需求与边际收益的不对称性上^[7-8]，这使得农户在农村环境整治参与意愿中表现出从“非常愿意”到“非常不愿意”的阶梯差异。在农户参与农村环境整治实证分析方面，文化程度、家庭收入、环境认知和基础设施等因素受到广泛关注。如ZHANG等^[9]通过对我国30个省份4 638个家庭的调查，对农户垃圾处理意愿进行了分析，发现40.54%的样本农户不愿意参与农村垃圾整治，其原因在于家庭收入水平低、对政府不信任等；ZENG等^[10]依据我国518例调查数据，分析了农户对垃圾处理的认知情况，发现农户垃圾处理的主要障碍是处理意识薄弱和处理设施不足，而年龄、家庭年收入对农户的垃圾处理支付意愿存在正向影响。闵继胜等^[11]研究发现设置固定垃圾点有利于提高农户生活污染治理意愿，而治理污染的机会成本越高，农户的积极性也就越低；高电玻^[12]利用275个村庄5 948户调查数据，从农户行为角度分析了农村生活污染的影响因素，认为个体特征、环境认知、村庄公共设施及环保教育对农户环保参与存在显著的正向影响。黄森慰等^[13]研究表明，户主文化程度、是否是村干部和环境认知对农村环境污染整治存在正向影响。

已有文献从多个视角对农村人居环境整治参与度进行了分析，为笔者提供了较好的借鉴，但至少在以下3个方面尚需进一步探讨：其一，理论方面缺乏农户家庭禀赋差异对农村人居环境整治的影响研究，而农户家庭禀赋差异正是农户参与人居环境整治的异质性的体现，忽略该因素不仅会造成农户参与意愿的偏差，甚至会造成理论分析与实证对策脱节；其二，尽管家庭特征视角的研究将家庭禀赋纳入农户农村人居环境整治参与框架，但鲜有文献对农户家庭禀赋进行系统分析，将外出务工与家庭禀赋结合起来分析农户参与意愿的研究更为鲜见，而具有城镇生活经历的农户对城市污染问题具有感性认识，更容易关注农村环境污染^[14]；其三，已有农户参与环境污染整治相关研究的区域尺度较大，较少关注少数民族地区，而少数民族地区在政治、经济、文化等方面与其他地区差异明显，随着乡村振兴战略的推进，政策制定部门亟需农村人居环境整治参与的相关研究结论作为决策参考。该研究以西藏农户为研究对象，从家庭禀赋和外出务工的视角分析农户农村人居环境参与意愿及影响因素，以期为少数民族地区人居环境提升提供理论借鉴。

1 理论分析与研究方法 1.1 理论分析

实践理论认为人们的实践活动是“主观建构”和“客观结构”共同作用的结果，且在实践活动中，人们的活动受场域、习惯和资本的交互影响^[15]174-178。笔者将农户农村人居环境整治参与视为一种经济行为，即农户通过村庄环境整治参与方面投入资本要素，以期获得由于村庄环境改善给自己和家庭带来的愉悦感，在参与村庄环境改善的同时也提高了自己在村庄的形象。因而，农户是否参与环境整治与家庭禀赋联系密切。

BOURDIEU等^[15]161认为，资本是“社会物理学的能力”，包括经济资本、文化资本和社会资本3个方面。经济资本是家庭禀赋的基础，是能够物化的资本，通过形成人们“理性”的习惯影响其实践活动的参与意愿。谢先雄等^[16]认为，家庭收入和牲畜数量对牧民减畜意愿有显著影响，而承包草场面积抑制牧民减畜意愿；李晓平等^[17]发现农户经济资本中的家庭收入、耕地面积等因素与农户耕地面源污染受偿意愿存在显著的正相关关系。孙前路等^[18]认为与区外相比，西藏农户家庭经济模式存在较高的特殊性，但经济资本对农户经济行为的影响也较为明显。基于此，笔者提出假说H1：经济资本越优越，农户农村人居环境整治参与的意愿越强烈。

BOURDIEU等^[15]116-124认为，在一个交易系统中，资本扮演着一种社会关系，而文化资本是包含了可以赋予权利和地位的积累文化知识的一种社会关系，影响着人们的思维方式和行为决策^[19]。在实证分析中，文化资本对农户行为意愿的影响基本形成共识。李晓平等^[17]发现，农户文化资本越丰富，参与耕地面源污染的机会成本也越高；傅才武等^[20]研究表明文化资本的各种形态对居民文化消费支付意愿均有显著影响。西藏文化具有较高的特殊性，但农户家庭文化资本存量在家庭经济生活中的重要性已经形成共识^[21]。基于此提出假说H2：文化资本资本越丰富，农户农村人居环境整治参与的意愿越强烈。

社会资本是嵌入个体的关系网络，是存在于人际关系和社会结构中能够为个体行为提供便利的生产性资源^[22]，在很大程度上反映了农户家庭在当地社会中地位的高低，但其对农户的参与意愿影响并未取得共识。如ANDERSON等^[23]认为社会资本的增强有助于农户低碳参与意愿的提高；谢先雄等^[16]也发现社会资本是影响牧民减畜的关键；而邱黎源等^[24]认为，社会资本对农民工家庭城镇定居意愿的影响并不显著，且会稀释家庭自我地位认知的解释力度。西藏农户社会资本范围狭小、结构单一，这对农户的价值取向影响很大^[25]。基于此提出假说H3：社会资本资本越丰富，农户农村人居环境整治参与的意愿越强烈。

随着乡城劳动力转移规模的扩大，农户外出务工已经成为常态化的生计选择方式^[26]，实践上，农民外出务工改变了生活状态，减少了农业收入约束。环境转变使得农民工对城乡发展的环境变化能够产生对比性的认知感受，进而认识到农村人居环境问题；同时，相对于农业收入而言，工资性收入成为务工者的主要收入来源，在农业收入约束减少的同时也改变了农户的收入结构，农户整体收入提高的同时也对村庄环境有了更高的要求。也有学者认为，外出务工人员进城生活意愿的增强会降低其对农村人居环境治理的支付意愿^[27]。笔者认为，“落叶归根”思想在我国农村根深蒂固，即使务工者准备或已经在城市长期居住，暂时性回归农村的情况仍较为常见。基于此提出假说H4：外出务工对农户农村人居环境整治参与意愿影响显著。

1.2 研究方法

与Logit或Probit模型相比，最大熵估计法除没有强参数假设外，其估计效果更优，同时对样本数量、协方差相关性和矩阵特征等要求更低。鉴于被解释变量“农户农村人居环境整治参与意愿”为二元变量，为了更好地拟合实际，采用最大熵估计法开展研究。设Y为农户人居环境整治参与意愿观测值矩阵，X为各影响因素观测值矩阵，若令表示第i个样本愿意参与人居环境整治的概率，模型可表示为

$ p_{i j}=\operatorname{prob}\left(\boldsymbol{Y}_{i j}=1 | \boldsymbol{X}_{i}, \boldsymbol{\beta}_{j}\right)=F\left(\boldsymbol{X}_{i}^{\prime} \boldsymbol{\beta}_{j}\right)>0。$

(1)

式(1)中，β为待估参数向量；F(X_i′β_j)为p_ij和X_i′β_j之间的映射。按照CORRAL等^[28]的论证，通过增加自然噪声向量，上式可以转换为

$ y_{i j}=F\left(\boldsymbol{X}_{i}^{\prime} \boldsymbol{\beta}_{j}\right)+e_{i j}=p_{i j}+e_{i j}。$

(2)

式(2)中，e_ij为增加的自然噪声，取值范围为[-1, 1]。依据GGOLAN等^[29]的研究，对自然噪声e_ij作如下界定：

$ e_{i j} \equiv \sum\limits_{h} v_{i j} w_{i j h}。$

(3)

式(3)中，v_ij为H维的离散点，取值范围为[0, 1]，模型中H=3，$ v_{i j}=(-1 / \sqrt{T}, 0, 1 / \sqrt{T})$; w_ijh为对应的权重。依据广义最大熵估计方法^[30]，同时最大化β_j和e_i的香农熵(Shannon′s entropy)，即解如下最优化问题：

$ {\max _{p, w}}H(p, w) = {\max _{p, w}}\left( { - \sum\limits_{ij} {{p_{ij}}} \ln {p_{ij}} - } \right.\left. {\sum\limits_{ijh} {{w_{ijh}}} \ln {w_{ijh}}} \right){\rm{, }} $

(4)

$ {\rm{ s}}{\rm{.t}}{\rm{. }}\left\{ {\begin{array}{*{20}{l}} {\sum\limits_i {{y_{ij}}} {x_{ik}} = \sum\limits_i {{x_{ik}}} {p_{ij}} + \sum\limits_{ih} {{x_{ik}}} {v_h}{w_{ijh}}}\\ {\begin{array}{*{20}{l}} {\sum\limits_j {{p_{ij}}} = 1}\\ {\sum\limits_h {{w_{ijh}}} = 1} \end{array}} \end{array}} \right.。$

(5)

通过构造拉格朗日函数，利用最优解理论的KKT条件得到唯一最优解为

$ \begin{array}{l} {{\hat p}_{ij}} = \frac{{\exp \left( { - \sum\limits_k {{{\hat \lambda }_{jk}}} {\mathit{\boldsymbol{X}}_{ik}}} \right)}}{{\sum\limits_j {\exp } \left( { - \sum\limits_k {{{\hat \lambda }_{jk}}} {\mathit{\boldsymbol{X}}_{ik}}} \right)}} = \\ \frac{{\exp \left( { - \sum\limits_k {{{\hat \lambda }_{jk}}} {\mathit{\boldsymbol{X}}_{ik}}} \right)}}{{1 + \sum\limits_{j = 2}^J {\exp } \left( { - \sum\limits_k {{{\hat \lambda }_{jk}}} {\mathit{\boldsymbol{X}}_{ik}}} \right)}} \equiv \\ \frac{{\exp \left( { - \sum\limits_k {{{\hat \lambda }_{jk}}} {X_{ik}}} \right)}}{{{\Omega _i}}}, \end{array} $

(6)

$ \begin{array}{l} {{\hat w}_{ijh}} = \frac{{\exp \left( { - \sum\limits_k {{\mathit{\boldsymbol{X}}_{ik}}} {{\hat \lambda }_{jk}}{v_h}} \right)}}{{\sum\limits_h {\exp } \left( { - \sum\limits_k {{\mathit{\boldsymbol{X}}_{ik}}} {{\hat \lambda }_{jk}}{v_h}} \right)}} \equiv \\ \frac{{\exp \left( { - \sum\limits_k {{\mathit{\boldsymbol{X}}_{ik}}} {{\hat \lambda }_{jk}}{v_h}} \right)}}{{{\Psi _{ij}}(\hat \lambda )}}。\end{array} $

(7)

为了构造GME Logit模型，考虑到传统Logit模型解释形式的便利性，将广义最大熵的对数发生比率比^[31]定义为

$ \ln \frac{p_{i j}}{p_{i l}}=-1 \times \boldsymbol{X}_{i} \boldsymbol{\lambda}_{j}。$

(8)

式(8)中，X_i为第i个农户农村人居环境整治参与意愿的影响因素的观测值矩阵；λ_j为对应的第j个拉格朗日乘子，即λ_j=-1× β_j；l为H维单位列向量，且满足l ′w_ij=1(i=1, 2, …, T; j=1, 2, …, J)。

各影响因素的平均边际效应(AMEs)计算公式为

$ E_{\mathrm{AM}, k}=\boldsymbol{\beta}_{k} \frac{1}{T} \sum\limits_{i=1}^{T} p_{i}\left(1-p_{i}\right)。$

(9)

式(9)中，E_{AM, k}为第k个解释变量的平均边际效应系数；β_k为GME Logit模型拟合的第k个解释变量的系数; T为样本容量; p_i为由参数和解释变量组成的向量组通过映射关系表示的第i个样本参与人居环境整治意愿的概率。

2 数据来源与变量描述 2.1 数据来源与特征

为了分析少数民族地区农户农村人居环境参与意愿的影响因素，课题组选择宗教信仰浓厚的藏族同胞为研究对象。2018年7—8月，课题组对西藏下辖日喀则和那曲两市的农户开展实地调查。日喀则市位于西藏南部，平均海拔3 840 m，农业以青稞、小麦种植和牦牛养殖为主，有“西藏粮仓”的美誉；那曲市位于西藏北部，平均海拔4 500 m以上，多数县以畜牧业为主，是藏北羌塘草原的主体，调查区域具有一定代表性。西藏地广人稀，农户总体抽样框难以获取，在具体样本区域选择上，首先，根据各下辖乡(镇)农业产业类型和经济发展水平确定调查范围；然后，以已选预调查乡(镇)为依据，在农牧学院农林经济管理专业招募藏族调查员，并对调查员进行调查培训；再次，按照每个调查区域人口分布情况对调查员发放问卷，每名调查员利用暑假对调查区域进行一对一随机抽样调查；最后，为了保证数据录入的可回忆性，调查数据录入也均由调查员分别完成。调查共发放问卷800份，收回有效问卷721份，有效率达90.13%。样本基本情况如表 1所示。

2.2 变量抓取与说明 2.2.1 主要变量

依据研究重心与研究假说确定主要变量：农户农村人居环境整治参与意愿、社会资本、文化资本、经济资本以及外出务工。为了提高调查量表的信度与效度，量表设计主要参考已有相关研究成果且被证明有效的指标，并结合调查区域实际进行调整。

(1) 农户农村人居环境整治参与意愿，采用农户对农村人居环境整治参与意愿自我报告的方法衡量。具体而言，采用李克特五等选项量表，统计受访农户对调查问题“您是否愿意参与到农村人居环境整治的活动中来？”的回答情况。

(2) 家庭禀赋。借鉴BOURDIEU等^[15]161对资本禀赋的研究，将农户家庭禀赋分为经济资本、文化资本和社会资本3个方面。借鉴谢先雄等^[16]、李晓平等^[17]以及孙前路等^[32]对农户家庭资本禀赋相关变量的选取情况，对以上3类指标测度如下：经济资本指标包括家庭收入、劳动力数量和耕地(草地)面积；文化资本指标为被调查者的文化程度；社会资本指标包括村干部经历、参加物资交流会次数及参加农贸市场次数。

(3) 外出务工。借鉴姚懿桐等^[33]和孙前路等^[32]对劳动力外出指标的测量，将劳动力外出指标设定为务工人次、务工收入。

被解释变量及解释变量的问卷题项、含义说明、赋值及描述性统计结果见表 2。由表 2可知，农户参与村庄环境整治的意愿并不高，愿意参与比例仅为57%，这表明西藏农牧区仅半数以上居民认识到了农村环境污染问题，西藏农牧区很多居民对参与村庄环境整治的积极性不高。在经济资本方面，农户家庭平均劳动力在3人以上，表明西藏农牧区家庭规模较大，调查中发现四世同堂类家庭较多；农户家庭草地承包平均在66.67~200 hm²之间，耕地面积平均在6.67~20 hm²之间。文化资本方面，农户文化程度普遍较低，以文盲和小学为主。社会资本方面，农户参与市场的次数较少，接近一半的农户2017年未参加过物资交流会，市场销售的平均次数仅为1.37次，说明西藏市场氛围相对薄弱。外出务工方面，2017年样本平均务工接近2人次，说明务工也慢慢成为西藏农户提高生计水平的渠道之一。

2.2.2 控制变量

为了更为准确地分析家庭禀赋与外出务工对农户农村人居环境整治参与的影响，引入被调查者个人特征变量、家庭特征变量及地区虚拟变量作为控制变量。

(1) 被调查者个人特征变量。被调查者的性别、年龄及婚姻状况反映了被调查者的生活生产交际范围，交际范围较为狭窄的农户倾向于对环境污染的感知不敏感，更容易接受农村环境现状，其参与环境整治的可能性较低；同时，不同健康状况的被调查者劳动能力存在差异，而家务或生活负担重的调查对象需要为家庭生活付出更多的时间与精力，从而减少参与环境整治的时间，这可能对其环境整治参与意愿存在负向影响。因此，根据数据的可得性，选取性别、年龄、婚姻状况及健康状况4个变量来描述被调查者的个人特征。

(2) 家庭特征变量。在村庄维度上，家庭特征可在一定程度上反映农户在村庄内的经济实力和社会地位，对被调查者行为意愿有重要影响；在区域纬度上，家庭位置反映了村庄居民与外界联系的频次与难易程度，区域经济学理论认为，距离城市不同距离的村民思维方式有很大不同，偏僻村庄的居民对环境认知的敏感性可能较弱。鉴于家庭收入等变量在解释变量中有所体现，将家庭人口数和距集镇距离指标作为家庭特征变量。

控制变量的被调查者个人特征和家庭特征的问卷题项、含义说明、赋值及描述性统计结果见表 3。

3 模型估计结果及解释

使用Stata 13.1统计软件，基于前文分析方法和样本数据对模型进行估计。首先分析控制变量对农户农村人居环境整治参与意愿的影响效应，然后在考虑控制变量的基础上分析家庭禀赋的影响，最后分析家庭禀赋和外出务工对农户农村人居环境整治参与意愿的综合效应(表 4)。

3个模型的P值均小于0.01，表明3个模型均通过整体显著性性检验，拟合性较好。在方程解释程度上，仅加入控制变量的伪R²较低，为0.070 7，随着核心解释变量的加入，伪R²值均有显著提高，表明核心解释变量具有较强的解释力。基于表 4中模型3估计结果，从以下3个角度分析农户农村人居环境整治参与意愿的影响因素。

3.1 家庭禀赋变量 3.1.1 经济资本

表 4中模型3的回归结果显示，农户家庭收入对农户参与人居环境整治存在显著的负向影响，而耕地(草地)面积有显著正向影响，农户家庭劳动力数量的影响不显著。造成这一现象的原因在于西藏农户家庭以传统农牧业为主，自给自足的比例较高，致使家庭货币收入比例较低，而家庭货币收入对农户参与人居环境整治意愿的影响存在门槛效应，较低的收入水平难以对农户意愿产生显著影响。另外，由于收入相对较高的家庭往往以运输、砂石场经营为主，经营过程中不可避免要破坏道路、增加粉尘，参与人居环境整治可能意味着要分摊更多的经费，因而其参与意愿也较低。同时，由于西藏自然资源相对贫瘠，农户财富积累较为缓慢，农牧区分家氛围不浓厚，耕地(草地)面积较为丰富的家庭非货币化财富往往占比较高，导致其对村庄生活环境的要求较高，故参与意愿较强。研究假说1部分得到印证。

3.1.2 文化资本

文化程度对农户参与人居环境整治影响不显著，这可能与西藏农村居民文化程度严重偏低有关。统计结果表明，西藏农户学历以文盲和小学，分别占31.21%和53.12%，文化水平差距较小，故该因素未对农户环境参与意愿产生显著影响。研究假说2未得到印证。

3.1.3 社会资本

与预计方向相反，参加物资交流会次数和参加农贸市场次数对农户参与人居环境整治意愿存在显著负向影响，说明参加物资交流会的次数越多，买卖农产品的次数越多，农户越不愿意参与农村人居环境整治。其原因在于西藏市场经济相对落后，农户参与市场的次数普遍不高，而有经济头脑的农户虽然家庭货币收入较高，但在农村人居环境整治方面有较强的“搭便车”倾向。村干部对农户参与人居环境整治意愿存在显著的正向影响，研究假说3部分得到印证。

3.2 外出务工情况

务工收入与务工人次对农户参与人居环境整治存在显著的正向影响，且分别通过了1%和5%水平的显著性检验，表明外出务工有助于农户提高农村人居环境整治参与意愿。这是因为一方面务工收入越高、务工次数越多的农户务工时间越长，长期生活在城镇导致其对城镇生活环境较为依赖，对农村与城镇环境的差距感受也更为明显；另一方面，务工收入越高，务工人次越多，意味着其家庭工资性收入越高，务工返乡后对自己家庭环境改善的动力越强，也更愿意参与到农村人居环境治理中来。假说4得到印证。

3.3 控制变量 3.3.1 个人特征

样本农户受访者的健康状况对农户参与人居环境整治存在显著的正向影响。其原因是健康状况较好的样本往往以年轻人为主，在家庭中较为活跃，与外界联系也相对紧密，因而对村庄环境污染认知也较为敏感，参与村庄环境治理的积极性较高。

3.3.2 家庭特征

距集镇距离对农户参与人居环境整治意愿存在显著的正向影响，这与笔者预期相反。这是因为西藏城镇发展较为滞后，城镇人口数量少、管辖面积小，城镇基础设施难以和区外相比，城镇管理水平也较低，城镇人居环境带有浓厚的乡村气息，甚至存在牦牛逛大街现象。离集镇较近的农牧民进城镇的频次较高，更了解城镇人居环境的不足，已经形成了思维定势，在不了解城镇人居环境改善措施的情况下，对农村人居环境整治要求更容易产生抵触情绪，因而参与的意愿较低。相反，远离集镇的农牧民进城频次较低，相对较好的城镇人居环境对生活在偏远农牧区的居民更容易产生冲击，促使其形成人居环境改善的愿景，导致其参与农村人居环境整治活动的积极性较强。

4 边际效应分析及稳健性检验

利用前文设定的边际效应公式，笔者进一步分析了家庭禀赋和外出务工对农户参与人居环境整治意愿的边际效应，结果见表 5。

由表 5可知，农户家庭收入达到平均数(37 343.41元)时，参加物资交流会次数和参加农贸市场次数每增加1次，会使得农户愿意参与农村人居环境的概率分别减少13.72%和2.32%；而耕地(草地)面积每增加1个档次(耕地0.67 hm²，草地33.33 hm²)、家庭成员有担任过村干部、务工收入达到平均数(22 287元)和务工人次每增加1人次，会使得农户愿意参与农村人居环境的概率分别增加3.6%、10.21%、7.01%及6.05%。

为了检验模型3估计结果的稳健性，采用2种方法进行检验。其一，采用二元Logit方法对模型进行重新回归(模型4)；其二，考虑到西藏地域广阔，村庄距离县城较远，因而将村庄距县城距离变量引入模型，发现影响并不显著。以距离县城平均距离(50 km)为分界点，将全样本分为近郊村样本和远郊村样本2个部分，分别运用广义最大熵Logit模型进行模拟，得到模型5(1)和模型5(2)(表 6)。对比表 4和表 6发现，模型4、模型5(1)、模型5(2)与模型3相比，结果较为一致，说明前文中的实证分析结果较为稳健。

5 结论与政策启示 5.1 结论

利用西藏自治区日喀则市和那曲市721户农户的微观调查数据，从家庭禀赋和外出务工的视角分析了农户农村人居环境整治的参与意愿。主要研究结论如下：第一，农户参与村庄环境整治的积极性并不高，仅占57%，农户环境污染意识有待加强；第二，家庭禀赋和外出务工变量的加入对农户农村人居环境整治参与意愿的解释力度明显增强，这意味着提高农户家庭禀赋丰富程度、拓展务工渠道有助于提高农户农村人居环境参与的积极性。同时也发现，耕地(草地)面积、村干部经历、外出务工情况等对农户参与农村人居环境整治意愿存在显著正向影响，而家庭总收入、参加物资交流会次数与参加农贸市场次数等因素对农户参与农村人居环境整治有显著的抑制作用。这意味着尽管农户家庭禀赋的增加能够提高农户村庄环境整治的参与积极性，但由于农户整体收入水平较低，一些有“经济头脑”的农户具有强烈的“搭便车”倾向。第三，农户健康状况越好的农户越愿意参与到农村人居环境整治中来，而距离集镇越近的农户参与的积极性越低。

5.2 政策启示

(1) 加强环境宣传，增加设施供给。鉴于农户村庄环境整治参与意愿不高，加大农村环境宣传力度尤为重要。在农村环境宣传中，不仅要宣传农村人居环境相关政策，更需要宣传农村人居环境污染的途径与危害。在政策宣传的同时，要加强农村人居环境认知的引导，将农户既是农村人居环境的污染者也是环境的整治者的理念通过正式宣传和非正式教育相结合的形式向农户进行传达，提高农村环境参与意识。在环境整治宣传的同时，以乡(镇)为单位规划垃圾收集设施的数量及转运工作，这将在较少农村环境垃圾污染的同时，对农户人居环境意识提高也有较好的促进作用。

(2) 整合农牧经济资源，提高农牧收入水平，丰富农户家庭禀赋资源。传统农牧业和政策补贴是西藏农户收入的主要来源。西藏农牧资源类型较多但相对贫瘠，农牧区经济发展较为滞后，农户家庭禀赋积累较为缓慢，通过加强农牧资源流转能有效提高农牧经济发展动力，进而为农户家庭禀赋积累创造条件。西藏政策补贴类型较多，但补贴标准增长幅度较慢，适当调整补贴标准能够对农户家庭禀赋提高起到重要作用，尤其在西藏集中连片贫困区，政策补贴对农户家庭禀赋提高的作用更为明显。

(3) 推进技术培训，拓展务工技能。务工收入与务工人次对农户农村人居环境整治参与意愿均有显著的正向影响，考虑到西藏农户外出务工技能缺乏，工种选择以体力类为主，务工的比例较低、时间较短，因而通过技能培训能够在提高农户家庭收入的同时提高村庄环境整治参与意愿。考虑到西藏地域广阔，岗位信息传达具有较强的时滞性，在技能培训时还需考虑技能与用工单位的衔接。

(4) 完善村规民约，规避“搭便车”倾向。农村属于典型的“熟人社会”，农村公共物品供给除政府供给外，村规民约往往更为有效。将人居环境整治相关内容以村民协商的形式写进村规民约中，更有利于提高农户的参与约束力。同时，由于西藏农村农户家庭收入水平较低，市场氛围也不浓厚，一些经常参与市场的农户思维较为活跃，在环境整治参与中也有“搭便车”倾向，因而，以村规民约的形式强化环境整治参与认知和支付意愿，对村庄整体环境改善也有重要意义。

致谢：参与调查的核心成员为西藏农牧学院2015级农林经济管理专业1班的次仁琼达、次旦央宗、贡却拉姆和仓决同学，2015级农林经济管理专业2班的明久次珠、扎多、琼达和尼玛片多同学，以及2015级农村区域发展专业的普欧珠和西热群培同学，他们不仅深入农牧区进行了入户调查，在数据录入、有效问卷筛选中等工作中也付出了大量时间，在此表示感谢!