生计资本、生态认知与农村环境治理支付意愿——基于江西省588份农户数据

○汪振 张晓玉 ，2刘滨

（1江西农业大学经济管理学院，江西 南昌 330045；2江西农业大学“三农”问题研究中心，江西 南昌 330045）

一、引言

生态宜居是实现新农村生态建设的枢纽，“宜居”的根基是生态环境，农村环境治理是事关广大农民群众福祉的民生工程。《农村人居环境整治提升五年行动方案（2021—2025年）》指出：改善农村环境，是从战略和全局高度作出的重大决策部署，是实施乡村振兴战略的重点任务，事关广大农民根本福祉，事关美丽中国建设[1]。随着与农村环境治理相关政策的出台，一定程度改善了农村环境，但仍无法取得显著成效，究其原因是农村环境问题成因复杂，其中主要有农户环保意识不足[2]、环境治理“溢出效应”产生“搭便车”现象严重[1]、政策工具激励与约束机制实用性欠缺[3]等原因，导致农户主观参与意愿薄弱、对环境治理认识不足。这使得部分环保政策与农户参与农村环境治理工作脱节，农村环境仅靠单方治理结果并不理想。因此，综合分析农户资本禀赋特征，激发农户环境治理参与积极性，上下结合推动农村环境有效治理是亟待解决的问题。

近年来，各方不断探索多元化农村环境治理新方式，发现农户作为“实践参与者”和“既得利益者”在农村环境治理过程中发挥着关键力量[4]，农户环境治理支付意愿是衡量农户对环境这类公共物品的偏好以及参与治理逻辑的内在标尺[5]，然而受到生态环境认知和主观能动性的共同影响，农户环境支付意愿是由农户所拥有的客观资本禀赋特征决定[6]。学术界关于生态认知、生计资本和农村环境治理支付意愿的研究已经取得了显著的成效。在生计资本对农村环境治理支付意愿方面，李坦等[7]通过实证研究山东、河南、河北三省756 份农户数据，得出生计资本中人力资本、金融资本、社会资本对治理支付意愿有显著影响；段存儒等[8]基于结构方程模型分析石家庄市529份居民调查数据，得出社会资本中社会信任和社会参与对支付意愿有直接显著影响，影响效应分别为0.912 和0.659；但是同时也有学者得出相反结果，张文娥等[9]通过构建双栏模型，得出人际信任、道德约束、家庭融资能力等对生态治理意愿有显著负向影响。在生计资本对生态认知方面，张瑶等[10]依据行为经济学理论得出家庭生计资本水平高的农户生态认知程度更高；苏芳[11]在生计资本基础上特别地引入信息资本，得出物质资本提高可以提升感知，而金融资本提高却产生了负效应。在生态认知和生计资本对环境治理支付意愿方面，部分学者运用SEM模型分析，得出生态认知和生计资本的观测变量对环境治理支付意愿路径均显著[12-14]，其中徐瑞璠等[14]研究表明，路径系数中贡献程度最大的分别为生态环境改善心理预期（0.739）和公共事务决策参与（0.594）。

纵观以上文献可知，农村环境治理关键在于农户环境治理支付意愿，而农户参与环境治理支付意愿受其生计资本的影响，是基于生计资本水平衡量后，在理性及感性的综合影响下做出的选择，是权衡利益后的决策[7]。现有文献对环境治理支付意愿的研究聚焦在影响因素的探索上，仍有不足之处。首先，研究多从生计资本的某一个角度如社会资本或物质资本进行探讨，较少从农户生计资本角度进行研究；其次，在考虑生计资本衡量指标时，存在采用指标较少，衡量不充分问题；最后，部分学者对支付意愿的衡量仅有“愿意”和“不愿意”两个方面，没有考虑边际影响。

江西既是生态大省，又是我国中部地区农村环境整治的重要省份之一，更是国家生态文明试验区建设首批试点省份，江西农村环境治理成败直接关系到江西农村美、农村全面振兴的实现[12]。鉴于此，研究基于江西省588份农户问卷调查数据，分析农户生计资本对环境治理支付意愿的影响，同时利用生态认知作为中介变量做进一步拓展分析。研究的边际贡献在于：一是在研究方法上考虑熵值法，在尽可能多利用前人研究基础上构建了17个三级指标来衡量生计资本；二是利用生态认知作为中介变量综合分析生计资本对支付意愿的作用机制。

二、理论基础与研究假说

（一）生计资本与农村环境治理支付意愿

可持续生计分析框架（Sustainable Livelihood Analysis，简称“SLA”）是由英国国际发展计划署（DFID）提出的，其主要内容包括生计策略、生计资本、生计结果和脆弱性背景等四部分，其中生计资本是指农户维持生存或求得发展所需各类资本的总称。框架将生计资本分为人力资本、社会资本、物质资本、金融资本和自然资本五个方面[15]。其中，人力资本作为严格经济学概念最早由经济学家SCHULTZ[16]提出，指体现在个体身上的知识、健康、技能、能力以及可以转化为生产力的其他“非物质资本”属性的统称，可以分为健康、教育、技术、劳动力人力资本等内容[17]；社会资本最早由BOURDIEU提出，指社会主体间紧密联系的状态和特征，对于化解“集体行为困境”有重大功能，由于社会资本涉及内容广泛，研究者们侧重点各有不同，但总体都包含社会网络、社会信任、社会参与、社会规范等几个方面[18-20]；物资资本是指长期存在的生产生活物资形式，在传统的农业生产中，物资资本占据主导地位，包括建筑物、设备、网络条件等[21]；金融资本是指除物质资产外农户可支配和可筹措的资金总和，决定了费用支出能力[22]；自然资本主要指农户拥有的或转入可长期使用的土地等自然资源[23]。由人力、社会、物质、金融、自然资本构成的生计资本决定了农户生产和生活的方式，生计资本的差异是农户对环境治理支付意愿差异化的主要原因。具体而言，首先，传统意义上的经济人假设对农户不完全适用，农户会采取符合自身生计资本水平的生计策略；其次，生计资本是农户成长的基础和保障，农户的生计资本水平决定了环境治理费用的承受能力。因此，农户的生计资本水平越高，生产和生活需求得以满足后，对环境的关注程度和治理支付意愿也更高。基于以上分析，本文提出如下研究假说：

假说H1：生计资本的提升对农户环境治理支付意愿有积极影响

假说H1a：人力资本的提升对农户环境治理支付意愿有积极影响；

假说H1b：社会资本的提升对农户环境治理支付意愿有积极影响；

假说H1c：物质资本的提升对农户环境治理支付意愿有积极影响；

假说H1d：金融资本的提升对农户环境治理支付意愿有积极影响；

假说H1e：自然资本的提升对农户环境治理支付意愿有积极影响。

（二）生计资本与环境治理支付意愿：生态认知的中介效应

二十世纪六十年代开始，与环境相关的各学科学者逐步建立了人与环境的关系模式和社会价值观范式，认为农户生态认知是识别与改变环境行为动力的根本因素[24]。农户生态认知指农户对农村环境现状及改善效能的认识，个体行为对环境的影响等。认知—情感—意动理论和计划行为理论阐述了生态认知影响农户环境治理支付意愿的机理，认为个体的意愿由认知决定且通常受行为态度、主观规范、知觉行为控制等综合决定[13,25]。首先行为态度指的是农户对参与环境治理的效能认同感，当农户认为环境治理有助于提升自身生产生活和健康水平时，往往会产生积极的行为态度，从而促进环境治理支付意愿。其次主观规范指的是农户参与环境治理时会受到的外部影响，由于农村环境治理具有明显的外部性，周边农户均能从中受益，因而村内周边农户对环境治理的态度与氛围会带动其他农户参与进来。同时，政府对环境治理表现好坏的奖励与惩罚机制是外部影响的重要来源，政府的奖惩与周边农户带动提升了农户生态认知水平，从而影响环境治理支付意愿。最后，感知行为指农户对农村环境治理的复杂程度的感知，受农户自身资本禀赋的影响，农户生计资本水平越高，其对环境治理费用支付的承受能力越强，当农户认为其对环境治理的投入成本低于治理的效益时，对环境治理的积极性也就越高。总体而言，农户生态认知水平提升对农户环境治理支付意愿有积极影响，而农户生态认知水平由生计资本水平决定，即农户生计资本提高可以通过促进生态认知进而影响环境治理支付意愿。基于以上分析，本文提出如下研究假说：

假说H2：生态认知在农户生计资本对环境治理支付意愿关系中发挥了中介效应。

三、研究设计

（一）模型方法

1.Ordered Probit 模型。研究因变量通过问题“环境治理支付意愿”设计为5个选项，并对意愿由低到高依次取值为1、2、3、4、5，是典型的有序分类变量，通过参考已有研究多采用Ordered Probit 模型进行计量分析[26]，本文建立如下计量模型识别待估参数。

上式中，Willingi为因变量环境治理支付意愿，r1,r2,…,r5是截点，满足r1

2.中介效应模型。为进一步验证生态认知在生计资本对环境治理支付意愿的中介效应，参照温忠麟和叶宝娟[27]的研究，采用逐步回归法进行中介效应检验，设定模型如下：

上式中，Willing表示因变量农村环境治理支付意愿，LC表示自变量农户生计资本，EC表示中介变量生态认知（Ecological Cognition），Control表示控制变量和工具变量，V表示常数项，e表示随机扰动项。（4）式中系数c表示农户生计资本对环境治理支付意愿的总效应。（5）式中a表示农户生计资本对中介变量的影响效应。（6）式中c′为考虑或控制中介变量后，自变量作用于因变量的直接效应。将（5）式与（6）式得到ab为中介效应也称间接效应，在间接效应显著的基础上检验c′，如果c′显著且ab与c′同号，则存在部分中介效应，效应值为ab/c；如果异号则存在遮掩效应，效应值为| |

ab/c′。

（二）数据来源

此次数据来源于“江西农业大学乡村振兴战略研究院课题组”于2021年7月在江西省8个市开展的农户调查，其中包括高安、景德镇、九江、宜春等市，随机选取共36个行政村，采取简单随机抽样的方法选取样本农户。该调查收集了样本农户过去一年内的相关信息，该数据库主要涉及乡村振兴发展产业兴旺、生活富裕、生态宜居、治理有效、乡风文明等方面。样本数据时效性较强且能够基本反映江西各地农户特征。调查共发放问卷700份，有效回收652份，回收率为93.1%，符合调研预期相关要求，根据研究验证需要，剔除矛盾、无效问卷后，最终使用有效问卷588份，问卷使用率90.18%。

为确保选取的数据有效，利用SPSS22.0 软件对选取的数据进行信效度检验，KMO 值为0.727，大于0.6，Bartlett球形度检验近似卡方值6 749.623，显著性水平小于0.001，说明采用的数据具备良好的信效度。

（三）变量选取

1.被解释变量

本文选择农户环境治理支付意愿为被解释变量，在具体问卷中以“您愿意支付一定的合理费用吗？”进行表征，且依照支付意愿程度的由弱到强将农户“非常不愿意”到“非常愿意”分别赋值为1-5，如表1 所示。进一步分析农户环境治理支付意愿水平发现，虽然农户整体的支付意愿较好，但仍有部分农户（24.66%）意愿不足，可能的原因是目前部分农户受教育程度低，环保意识不足，同时经济收入仍然处于国民收入的较低层次等原因，导致农户的支付意愿较低。由此可见，样本农户的支付意愿仍有待提高，探究其影响因素以激发其支付积极性具有一定意义。

表1 样本农户环境治理支付意愿水平

2.核心解释变量

研究探讨的是农户生计资本对农村环境治理支付意愿的影响，故农户的生计资本为研究的核心解释变量。根据上文理论分析，农户生计资分为人力资本、社会资本、金融资本、物质资本和自然资本。参考张化楠等[13]、王学琪等[23]、黄华[25]等学者的研究，结合选取的样本数据，设置各资本具体选项与赋值情况如表2所示。

由于研究的主题是生计资本对支付意愿的影响，因此应将各资本指标赋权并最终形成单一综合指标。考虑各资本三级指标的量纲级别、单位等存在差异，应先进行无量纲化等处理，借鉴吴孔森等[28]、王奕淇等[29]的做法，本文使用熵值法对生计资本各项指标进行赋权。熵值法作为一种客观赋权法，通过计算指标的信息熵来判断数据的离散程度，进而为指标的评价提供依据，可有效避免指标权重确定的主观性。采用MIN-MAX 极差标准化法消除指标之间的量纲影响，经过标准化、赋权公式等处理，分别计算出三级指标权重，从而得出二级指标各资本综合值，再通过二次熵值法计算出二级指标各资本权重，最终形成生计资本单一维度的变量①考虑到篇幅原因，对具体公式不做详细介绍，可参考引用文献。。具体权重情况如表2所示。

表2 农户生计资本指标体系说明与描述性统计

3.中介变量

中介变量为生态认知，农户提高生计资本可以通过提升生态认知从而对环境治理支付意愿产生影响。依照前文，分别以“本村村民参与人居环境整治的氛围如何？”“参与整治有助于促进您的身体健康”“对农村人居环境整治参与表现好的村民是否给予物质奖励？”和“对农村人居环境整治参与表现不好的村民是否给予经济处罚？”作为生态认知中治理氛围、效能认识、政府的奖励和惩罚的代理变量，具体选项与赋值情况见表3。由表3可知，村内农户对环境治理的氛围和效能认同感均值分别为3.779和4.060，表明大多数农户对环境治理较为认同，在物质奖励和经济惩罚方面，经济惩罚均值较小为0.187，说明现阶段政府对环境治理监督更侧重奖励形式，而惩罚作为辅助手段且可能对农户产生抵触心理因而采用较少。

表3 描述性统计

4.控制变量与工具变量

在上述自变量和中介变量基础上，为初步缓解遗漏变量造成的测量误差，在借鉴司瑞石等[30]、杨朔等[31]的研究基础上，引入农户的个体特征中的性别、年龄、是否户主、婚姻情况；家庭特征中的家庭交通便利程度；村庄特征中的所在村是否有产业政策帮扶和村地形状况等变量加以控制，从以上三个维度以探讨控制变量对因变量的影响。

考虑到测量误差、样本选择与反向因果等原因，即模型可能存在内生性问题，选择“合作组织参与”和“政治面貌”作为生计资本工具变量。工具变量的选择需满足两个条件，即与内生变量高度相关性和严格外生性条件。第一，农民合作社作为农民集体经济组织不但可以整合农村土地资源，提高生产经营效率，而且具有一定的资金融通、扩大社会网络等功能，对农户生计资本水平有显著促进作用，借鉴陈莉等[32]的研究，也得到相似结论，但无论是否参加农民合作社对环境治理支付意愿并没有直接关系。第二，农户的政治面貌为党员的个体往往比非党员拥有更高的文化素质，其在社会关系中也更为活跃，从而提升其生计资本水平，但环境治理支付作为一种经济的付出，政治面貌并不足以对农村环境治理的个体意愿产生直接影响，同时，参考贾亚娟等[33]、齐莹[20]等的研究，也得出政治面貌对环境治理支付意愿影响并不显著。因此，上述两个变量符合工具变量的初步条件，但仍需进一步验证。

四、实证结果分析

（一）基准回归估计结果

进行各个模型回归前，首先对模型涉及的变量进行多重共线性诊断。估计结果表明，变量间的方差膨胀因子VIF 中，Max-VIF 为1.71，Mean-VIF 为1.33，Max-VIF 远低于10 的临界值，可以判定研究中变量间的共线程度在合理范围内。接着运用stata16软件，采用Ordered Probit模型分析农户生计资本及各资本对农户环境治理支付意愿的影响，模型一和模型三分别为生计资本及各资本对环境治理支付意愿的结果，模型二和模型四分别为加入控制变量和工具变量后的结果（见表4）。

表4 生计资本及各资本对环境治理支付意愿估计结果

模型一和模型二和表5结果表明，无论是否引入控制变量，农户生计资本总指标的估计系数为正，且均通过了1%水平上的显著性检验，验证了假说H1。模型三和模型四和表6 结果表明，在引入控制变量和工具变量后，农户各资本指标中，社会资本、物质资本和金融资本估计系数均为正，且均通过了显著性检验，验证了假说H1b、H1c、H1d。这表明生计资本总指标和各资本中社会资本、物质资本和金融资本的提升对环境治理支付意愿有积极影响。可能的原因是：社会资本水平更高的农户，在村内事务的响应更加活跃，更加注重关系网络的沟通与交流，能够广泛参与农村各项活动，这部分的农户能够更迅速地掌握到相应的环境治理知识与信息，从而显著地提升环境治理支付意愿；物质资本水平更高的农户，农业生产生活资料更为丰富，在农业生产经营过程中更愿意增加投资，进而提升其自身农业生产效率，这对农村生产环境的要求更高，所以环境治理意愿也更加显著；金融资本代表了农户的经济水平，农户经济水平直接影响费用支付的意愿，当生产和生活水平相对富足后，农户对环境这类公共产品的关注度也会更高；但是人力资本则没有表现出显著影响，可能的原因是，随着经济发展以及城镇化的推进，农业生产的青壮年劳动力要素大量转移，间接导致农村的劳动力结构发生改变，导致农村人力资本对环境治理支付意愿不显著；同时自然资本通过了5%水平上的负向显著，这与假说H1e相悖，可能的原因是，农户赖以生存的自然资本容易受到环境变化的影响，自然资本水平高的农户可以利用土地规模实现风险对冲，而自然资本水平低的农户受到环境破坏风险更大，对环境变化更为敏感，因此治理支付意愿更强烈[34]。

表5 生计资本对环境治理支付意愿的边际效应分析估计结果

表6 各资本对环境治理支付意愿的边际效应分析估计结果

从控制变量看。首先，交通便利程度对环境治理支付意愿负向显著，可能的原因是，当农户距离高速更近时，外出可能性更大，对环境治理的认可度更高，从而表现较强的支付意愿；其次，村地形特征对环境治理支付意愿负向显著，表明山地地区农户对环境治理支付意愿更强，可能的原因是，山地地区由于基础设施较为薄弱，其对环境变化更加敏感，对环境治理更为认同；最后，政治面貌和合作组织参与对环境治理支付意愿均没有显著影响，进一步验证了工具变量的选取符合外生性要求。

（二）稳健性检验

为检验估计结果的稳定性，使用Ordered Logit对各个模型进行稳健性检验（见表7和表8）。结果表明，Ordered Logit 模型与Ordered Probit 模型估计基准回归结果和边际效应大小有所差异，但各个系数的显著性与方向并没有发生明显变化，表明研究结果具有稳健性。

表7 生计资本稳健性检验

表8 各资本稳健性检验

（三）内生性检验

农户环境治理支付意愿是农户的一种意愿倾向，易因反向因果或遗漏变量等原因导致存在内生性问题，尽管研究控制了三个维度变量，但仍然可能存在遗漏变量问题。为进一步缓解内生性问题导致的估计偏差，参考李树等的相关研究[35]，针对因变量为有序分类变量且自变量为连续变量时，常使用两阶段最小二乘法（2SLS）解决内生性问题，同时将“合作组织参与”和“政治面貌”作为生计资本工具变量。2SLS 的做法为：第一阶段利用原模型的内生解释变量对工具变量进行OLS，得到解释变量的拟合值；第二步，利用得到解释变量的拟合值对原模型进行最小二乘法，从而得到方程模型的估计值，这样就可以缓解内生性的影响②考虑到篇幅原因，对具体公式不做详细介绍，详情可参考引用文献。。回归结果（见表9）第一阶段表明，政治面貌和合作组织参与均与农户生计资本显著且正相关，结合基准回归结果，进一步表明这两个变量符合自相关和外生性条件的工具变量，且F值大于10的临界值，说明不存在弱工具变量问题；第二阶段表明，相较于基准回归结果，生计资本的系数估计值有所提升且仍在1%水平上对支付意愿正向显著，过度识别检验结果p=0.791，并不显著，接受政治面貌和合作组织参与外生的原假设，与扰动项不相关。由此可见，生计资本水平提高确实提升了农户环境治理支付意愿。

表9 内生性检验结果

（四）异质性检验

1.对不同年龄段的异质性检验

由于不同年龄段的农户拥有的资本禀赋各不相同，一般来说，处于青年阶段的农户在资源积累阶段，其面临的房贷、车贷等压力使得对环境治理支付保持一定的谨慎态度，而年纪较大的农户由于长期的资本积累具备了一定的资源，且在当地生活时间较长，对环境治理支付意愿往往更为强烈。因此，本研究根据联合国世界卫生组织的划分标准，将人群44 岁以下定义为青年，45 岁以上定义为中老年。由表10 结果表明，农户为中老年的生计资本对支付意愿促进作用显著，而对处于青年的农户并不显著。可能的原因是，青年人更多在外务工，受农村环境影响较小，并且生计资本水平相比中老年人更低，而中老年人则更多常年留在村内，受农村环境影响更大，使得其生计资本对支付意愿的促进作用显著。

表10 年龄与婚姻状况的异质性分析

2.对不同婚姻状况的异质性检验。

农户婚姻状况③未婚状态包括未结过婚、离异、丧偶，已婚状态指在婚状态。处于已婚状况的农户夫妻双方比未婚状况的农户拥有的资源更为丰富，对环境治理支付的认可程度更强，而未婚状况的农户往往年龄较小，在外务工或兼业时间长，导致对农村环境治理支付的意愿偏低。

表10 实证结果表明，已婚状况下农户生计资本对环境治理支付意愿促进作用显著，而未婚状况不显著，可能的原因是，处于在婚状况的夫妻双方的日常交流可以促进对农村环境治理效能的认同感，且拥有的经济水平更高，因此对支付意愿影响更显著。

（五）中介效应检验

为了印证理论分析中所提出的生态认知在这一影响过程中扮演了中介者的角色，深入分析生态认知在农户生计资本影响环境治理支付意愿的中介传导机制，并对假说H2进行验证，以中介效应模型进行分析。

第一，上文基准回归结果表明生计资本对支付意愿总效应结果显著。第二，使用公式（5）考察生计资本对生态认知的效应，具体而言，对效能认同、物质奖励和经济惩罚分别在1%、5%和5%水平上正向显著，但对治理氛围并不显著，可能的原因是，农户环境治理的氛围容易受到周边农户的“羊群效应”带动，部分农户迫于周边农户的压力被动表现出较好环境治理氛围，并不完全出于生计资本水平的考量。第三，使用公式（6）引入自变量和中介变量发现，首先，氛围感知、效能认同和物质奖励均在1%水平上正向影响支付意愿，而经济惩罚在1%水平上负向影响支付意愿，可能的原因是经济惩罚作为一种处罚机制，农民在被动参与环境治理时容易产生抵触心理，环境治理内在积极性不足，当没有经济惩罚且农户自觉参与环境治理时，往往表现出更强的支付意愿；其次，相较于生计资本对环境治理支付意愿总效应系数，直接效应系数值有所降低，且生计资本仍然在1%水平上正向影响环境治理支付意愿，表明效能认同、物质奖励和经济惩罚在其中发挥了中介效应，部分验证了假说H2，

通过上文结果可知，为进一步分析生态认知具体效应值，研究构建了“生计资本→氛围感知→支付意愿”“生计资本→效能认同→支付意愿”“生计资本→物质奖励→支付意愿”“生计资本→经济惩罚→支付意愿”共四条影响路径（见表11）。结果表明：效能认同、物质奖励发挥了部分中介作用，且效应值分别为0.517和0.223；而由于经济惩罚对支付意愿负向显著，则表明存在遮掩效应，效应值为0.265，说明存在其他效应更大的中介路径；而由于生计资本对治理氛围影响并不显著，则不表现中介效应。

表11 中介效应检验结果

五、结论与启示

（一）研究结论

研究以江西省588份农户调查数据为样本，运用Ordered Probit 模型分析生计资本、生态认知对农户环境治理支付意愿的影响，结果表明：

首先，社会资本、物质资本、金融资本等生计资本占优的农户，其对环境治理付费的意愿较强，而自然资本占优的农户，其支付环境治理费用的意愿并不强烈；治理氛围、效能认同、物质奖励等生态认知能力较强的农户，其对环境治理付费的意愿更为强烈；而经济惩罚措施明显降低了农户对环境治理付费的意愿。

其次，生计资本占优的农户，其生态认知能力较强，从而体现在其支付环境治理费用的意愿强烈；另一方面，经济惩罚的遮掩效用表明，其中存在一定的“暗箱”机制，有待进一步的探讨研究。

最后，生计资本在不同农户群体间作用存在差异，已婚农户相较于未婚农户，其支付环境治理费用的意愿更为强烈；与此同时，中老年农户和青壮年农户相比，也呈现出类似情形。

（二）政策启示

基于以上研究结论，可以通过一系列措施促进农户生计资本积累和生态认知水平，为打造美丽农村，实现生态宜居目标奠定基础。

第一，巩固农户生计资本积累。广泛提高农户生计资本水平是提高环境治理支付意愿的着力点，一是政府应当树立系统观念，先规划后建设，综合提高农户生计资本，同时还应依据不同生计资本水平农户，分层次制定符合不同地区、不同产业特征的差异化政策，因地、因人、因事、因时制宜创造条件提升农户生计资本水平。二是应重点关注农户物质资本、金融资本、社会资本水平提高，对提升环境治理支付意愿有正向显著影响，针对自然资本水平较低的农户，应适当给予政策扶持和保障，解决后顾之忧。三是在关注农户生计资本时不仅要提升短期效益，更要有长远目光，优化农户基础信息数据库建设，形成长效机制。

第二，积极开展农村环境治理宣传教育活动，培育农户生态认知。一是线上和线下多渠道组织开展环境治理专题宣传教育，发挥村干部、村集体作用，深入各村、社区散发宣传单，广泛宣传环境治理与保护的重要意义，强化农户对环境治理的效能认同感。二是对环境治理过程中有贡献农户给予物质奖励，在农户间营造良好的环境治理氛围，积极引导广大农民群众转变思想观念，自觉革除生活陋习，提高农户生态认知水平，以主人翁的态度积极参与到环境治理与保护中来。三是加强精神文明建设，推行健康文明生活方式作为其中重要一环,把使用卫生厕所、做好垃圾分类、养成文明习惯等纳入学校、家庭、社会教育，广泛开展形式多样、内容丰富的志愿服务。

（三）研究不足与展望

需指出的是，本研究试图解答“生计资本如何影响农户环境治理支付意愿”这一核心问题。虽在研究视角和方法上具有一定的创新性，但仍然存在不足之处：

其一，尽管研究采用17 个三级指标用以衡量农户生计资本，但生计资本作为农户生活和生产的全部内涵，且由于样本限制，尚不能做到完全衡量。

其二，考虑到调查地区仅局限在江西省，其他地区农户对生态认知可能存在一定差异，因此，探讨不同省份地区农户空间异质性的环境治理支付意愿同样具有重要意义，而研究尚未涉及，需要后续进一步研究。