生態知識對林區農戶生態保護行為影響的實證研究
——生態情感與責任意識的中間作用

(北京林業大學 經濟管理學院,北京 100083)

生態知識對林區農戶生態保護行為影響的實證研究
——生態情感與責任意識的中間作用

馮 瀟,薛永基,劉欣禺

(北京林業大學 經濟管理學院,北京 100083)

在林區,生態知識、生態情感和生態責任意識等因素均對林農戶的生態保護行為產生影響。基于山西省、河南省等地林區農戶調查數據,采用結構方程模型方法對生態知識影響林區農戶生態保護行為的路徑進行了實證研究。結果表明:生態知識不能直接影響林農的生態保護行為,而生態情感和責任意識對林農的生態行為具有積極的正向影響;生態情感和責任意識在林農的生態知識和生態保護行為間起到了中間作用。據此，提出林區農戶生態保護管理的方格模型。

生態知識;生態保護;生態情感;責任意識;林區農戶

隨著我國集體林權制度改革的完成,林農不再是單純的林木生產者和消耗者,而是逐漸成為生態環境保護的主體。林農的生產行為與生態環境保護息息相關,林農對生態環境的影響主要表現在生態破壞和生態保護兩方面。前者體現在生態公益林喪失、林木濫伐、生態多樣性減少等方面[1];后者主要體現在諸如造林育林、生物多樣性保護、森林水源涵養等方面[2]。作為林業生產的基本單位,林農的生態行為將直接反映到生態環境中,并嚴重影響到林業的可持續發展。

從目前有關林農對生態保護行為的研究成果來看,多數研究集中在林農的認知和行為等方面[3]。環境行為的影響因素及其發生機制也常常在研究者的探討之列[4,5]。近年來,有關農民的生態保護行為的研究逐年增多,生態知識對農民行為的影響被研究者廣泛關注。對政府來說,利用當地農民的生態知識來觀測生態問題具有低成本、低難度等優勢[6]，因此越來越多的學者與政府官員寄希望于通過生態知識教育來引導農民進行生態保護,但實際政策效果并不明顯。

陳秋紅[7]通過對呼倫貝爾牧民的生態意識進行實證研究后提出,將生態問題簡單歸因于“缺乏生態保護意識”的觀點是片面的,諸如加強對林農的生態保護知識宣傳等相應對策存在局限性;周玲強等[8]認為,環保行為意愿會受到行為效能因素和情感因素的影響;周錦等[9]研究發現,農村居民的生態意識和切實的生態保護行為之間存在較大差距;譚麗榮等[10]發現農民存在“知行脫節”現象,有一定生態知識的農民不一定有正確的生態行為。農民對生態保護的經驗積累與相關生態環境知識的沉淀并沒有直接轉化為生態保護的行動力,因此對林農缺乏生態保護知識的指責是片面的。要激發林農的生態保護行為,關鍵在于將林農在生產生活中學得的生態環境知識轉化為實際行動。

基于此,本文通過對江西、浙江等地林區林農的問卷調查結果進行定量研究,采用實證分析方法驗證生態知識對林區農戶生態保護行為的影響。同時,本文對林農的生態情感與責任意識在其中所起到的中間作用進行了深入探討。

1 理論分析與假設的提出

1.1 生態情感、責任意識與林農的生態保護行為

生態情感曾被定義為人對自然物體的情感反映[11]。Maloney等[12]認為,生態情感和生態行為之間存在正相關關系;Hines等[13]證實了環境情感和環境行為間的相關關系;賀愛忠[14]通過實證研究證實了綠色情感顯著地正向影響綠色行為。生態情感是林農與自然環境之間天然的情感聯結,體現了林農在面對生態問題時的心理反應。這些情感體驗來源于林農長期的生產生活實踐經驗,是林農與自然相互博弈的結果。生產生活實踐激發了林農的生態情感,生態情感轉而促使林農將生態思想逐步轉化為現實行為。在生態保護行為的形成過程中,生態情感對林區的生態保護具有重要的現實意義。

生態責任意識是指林農在面對和解決生態問題過程中對自己所承擔責任的認識[15]。多數農民已認識到生態意識與生態環境問題的因果聯系,但對生態責任主體的認識仍較模糊[16]。大部分農民并未認識到自身才是農村環境建設的主體,反而將環境保護與治理的責任歸咎于政府、村委會或其他組織。直接研究生態責任意識對生態保護行為的影響不多,但卻不乏有關道德責任感[13]、環境道德責任感[17]、環境責任感[18]等相近概念對環境/生態保護行為影響的研究。賀愛忠等[14]在研究零售企業綠色行為時提出社會責任意識對環境保護行為有顯著的正向影響。由此,本文提出以下假設:H1——生態情感與林區農戶生態保護行為具有正相關關系;H2——責任意識與林區林農的生態保護行為具有正相關關系。

1.2 生態知識與林農的生態保護行為

生態知識有助于形成生態情感和培育生態保護意志[19]。Dispoto[20]認為,環境知識可解釋環境行為;賀愛忠[14]認為,環境知識能直接影響環境保護行為;張宏等[21]在研究保護區的生態保護時發現,缺乏環境知識感知會影響生態保護意愿和行為。林區生態知識是指林農對林業生產及創業過程中有關環境狀況和環境保護相關基本知識的了解。農民對生態環境的了解往往局限于與自身生產與生活密切相關的范圍內,如水體富營養化、溫室效應、白色污染等[22]。林農根植于林區這一大的生態環境中,他們對生態保護的覺醒和認知往往起源于對一些生態知識的吸收,因此生態知識是觸發林農生態保護行為的“開關”。此外,Schahn、Holzer[23]曾提出環境知識研究具有抽象與具體之分,并指出抽象知識可能對生態行為無影響,而對具體知識有影響。本研究中的生態知識采用了具體知識,具體指林農在其生活生產活動中經常接觸到的包括對“白色污染、生物多樣性、有機食品”等知識的了解。由此,本文提出生態知識與林農生態保護行為之間關系的假設為:H3——生態知識與林區林農的生態保護行為具有正相關關系。

1.3 本文視角

總結以往有關生態保護行為的研究發現,生態情感和生態責任意識往往被歸類于生態意識或生態認知的范疇,很難獲得獨立的關注。環境知識是否對環境行為存在直接作用在理論界一直存在爭議,有研究證實環境知識不足以直接誘發環境行為和實際實施[24],生態知識直接促成生態保護行為發生的邏輯略顯牽強。林農作為林區生產的主體,他們的生態認知程度與行為決策直接關系到林區環境保護程度的高低。人們只有對生態環境產生情感認同,生態認知才能轉化為主體行為規范。隨著生態知識的累積,林農對生態環境的情感隨之發生變化。因此,本研究邏輯可表述為:生態知識是形成生態情感的重要環節,是激發生態責任意識的關鍵因素,也是人們采取生態行動的認識基礎。據此,提出以下假設:H4——生態知識與生態情感具有正相關關系;H5——生態知識與責任意識具有正相關關系。根據本文的研究邏輯和以上五個研究假設,本文構建的概念模型見圖1。

圖1 概念模型

2 研究方法

2.1 數據來源

本文數據主要采集自江西、福建、浙江、四川、廣西、廣東等多個實施林權改革的省份。通過對林農樣本的隨機選擇,采取上門訪問和問卷填寫的形式,共發放問卷980份,回收有效數據樣本882份,其中符合本文研究使用需求的有效數據為192份。

在符合本研究使用需求的有效數據中,男性占71.4%,女性占28.6%;超過1/2樣本對象的年齡在41—50歲區間段,基本呈正態分布;初中及以下學歷占比達到51.6%,受教育程度偏低;家庭年收入在1—6萬元區間的占比達到59.8%,家庭從事林業生產較多;林地面積在10hm2以下、11—30hm2的林農占比分別為44.3%、22.8%。調查研究樣本基本可滿足后續研究的需要，樣本描述性統計信息見表1。

表1 樣本的描述統計信息

2.2 研究測量

本文研究涉及四個變量,即生態知識、生態情感、責任意識和生態保護行為，通過Likert7級量表對以上變量進行了測量。本文量表設計是基于國內外相關研究的成熟量表,并結合我國林區林農的實際情況進行了修改。其中,生態知識部分主要參考了王建明[25]等研究,具體由“白色污染、生物多樣性、有機食品”三個典型概念體現。生態情感部分主要參考Schwepker、Cornwell[26]、戴志利[15]等研究,具體由“亂倒垃圾、河水污染、山林被毀”等林區常見生態破壞現象的情感表現測量。生態責任部分主要參考Berkowitz、Daniels[27]、Johnson[28]等的研究,具體測量項目為:人人都有義務保護生態環境、我愿意為保護生態環境做貢獻。在生態保護行為部分,主要參考了Schwepker、Cornwell[27],Pickett、Kangun、Grove[29],Straughan、Roberts[30]等的研究,具體測量項目為:我在生產生活中盡量使用有利于生態環境的產品、我在生產中會有意識地生產有利于生態環境的產品、我在生產中會考慮節水和節電。

3 實證分析

3.1 信度和效度分析

本文采用的量表是基于國內外現有成熟的量表,理應具有良好的信度和效度。通過對本文量表信度和效度的再檢驗,根據Cronbach′s alpha系數法,量表的信度為0.855,各變量的Cronbach′s Alpha值見表2,均高于0.8,可認定問卷可靠性較高,問卷內部具有一致性。同時,運用因子分析法可得到各題項的因子載荷均大于0.7,量表的效度良好,數據符合后續結構方程模型分析的需要。因素分析結果見表2。

表2 林農創業相關變量因素分析

圖2 結構方程模型路徑

3.2 結構方程模型(SEM)檢驗

本文主要探討林區林農的生態知識、生態責任意識、生態情感、生態保護行為四個變量之間的復雜關系,因此選擇的結構方程模型(SEM)見圖2,并采用SPSS19.0軟件和AMOS17.0軟件對量表數據進行了結構方程模型擬合。通過擬合與修正,得到模型結果見表3。模型的整體擬合優度指數為:GFI=0.926、NFI=0.938、IFI=0.955、CFI=0.954。根據吳明隆的觀點:GFI值、NFI值、IFI值、CFI值越接近1,表示模型適合度越好,一般取值大于0.9,因此認為本文中的模型與樣本的擬合效果較好。由分析結果可知,H1、H2、H4、H5均得到了證實,而H3未能通過檢驗。通過結構方程模型可得:生態情感與生態保護行為之間具有正向關系;責任意識與生態保護行為之間具有正向關系;生態知識與生態情感之間具有正向關系;生態知識與責任意識之間具有正向關系;而林農所具有的生態知識與其生態保護行為之間不存在直接相關關系。由此可見,生態知識對林農生態保護行為的影響是間接的,生態情感和責任意識起到了中間作用。

表3 結構方程模型相關路徑檢驗指標

注:*表示P<0.1, **表示P<0.05, ***表示P<0.01。

3.3 中間作用分析

中介效應檢驗分析:本文主要參考了近年得到廣泛認可的由Zhao等[31]提出的中介效應分析體系,并按照Bootstrap的方法進行中介檢驗。該檢驗程序合理有效,且被國內外學者廣泛參照,在各類頂級期刊上均有較多的引用[32],分析過程見圖3。首先,確定中介路徑是否存在,即檢驗a*b是否顯著。當a*b顯著時,表明中介路徑存在,可再檢驗c′。若c′不顯著,則存在唯一中介變量；若c′顯著,則存在遺漏的中介變量;若a*b不顯著,則表明中介路徑不存在。在本文中,自變量為X代表生態常識,因變量Y代表生態行為,中介變量M1表示生態責任意識,M2表示生態情感，a表示X影響M，b表示控制自變量后M對Y的影響，c表示X影響Y。運用SPSS19.0軟件中PROCESS插件運算檢驗生態情感和生態責任意識的中介效應,得到中介效應估計值見表4。

圖3 Zhao等提出的中介效應分析體系

表4 中介效應檢驗分析結果

從兩組中介效應檢驗結果可見:在檢驗責任意識M1時,BootLLCI=-0.0277、BootULCI=0.0712、a*b不顯著。同時,進一步檢驗c′后發現,LLCI=-0.1303、ULCI=0.0959,c′也不顯著。因此,生態責任意識在生態常識和生態行為中沒有起到中介作用。在檢驗生態情感M2時BootLLCI=-0.0355、BootULCI=0.1370、a*b顯著;進一步檢驗c′后發現,LLCI=-0.1943、ULCI=0.0334、c′不顯著。因此,生態情感在林農生態常識和生態保護行為中起到了唯一的中介效應。

調節效應檢驗分析:中介效應和調節效應均屬于中間效應,中介效應更側重于自變量通過中介變量以影響因變量的機制,而調節效應則主要關注調節變量影響自變量和因變量的方向與強弱[33]。中介變量和調節變量都屬于第三者,當一個模型包含的變量多于3個時,則可能同時包含中介變量和調節變量[34]。因此,本文進一步對生態責任意識做調節效應分析(圖4)。簡單調節模型為:Y=f(X,M)+e、Y=aX+bM+cXM+e。以上模型也可表述為:Y=aX+bM+e、Y=bM+(a+cM)X+eR。式中,X代表生態常識,Y代表林農戶生態行為,M表示生態責任意識,a、b、c分別表示回歸類型系數。

圖4 調節效應檢驗和分析模型

表5 調節效應模型回歸結果

表6 調節效應模型系數和顯著性分析結果

4 結論與討論

通過實證分析可知,在H1、H2、H3、H4、H5五個假設中,有四個假設通過了檢驗,而H3沒有通過檢驗,表明生態知識有助于林農的生態保護行為,但它不能直接對林農的生態保護行為產生影響,需要生態情感和責任意識的中間效應產生作用。這兩者可促使林農對生態保護行為的形成。本文的研究結論可歸納為:①生態知識與林農生態保護行為之間存在關聯,但生態知識不能直接影響林農的生態保護行為;②生態知識影響林農的生態保護行為且存在中間變量,即生態情感與責任意識。其中,生態情感具有中介效應,生態責任意識具有調節效應。本文研究了生態常識通過生態情感和生態責任意識對林農的生態保護行為發生作用具有兩條路徑,這兩條路徑可同時發生作用,也可獨立發生作用。

圖5 林區農戶生態保護管理方格模型

通過以上研究發現,環境知識不足以直接誘發林農的生態保護行為。作為距離生態環境最近的人群,林農對與自身生產和生活密切相關的生態知識不乏了解,但是生態保護行為并不會因為林農具有的生態知識積累就自發形成,它還需要通過生態情感和責任意識的培養來促使林農完成行為轉變。從知識到行為需要一個轉化過程,生態知識的積累激發了林農的生態情感和責任意識,而這兩者又促成了生態保護行為。因此,政府可從生態情感培育和生態責任意識塑造兩個維度來激發林農的生態保護行為,管理林區生態環境?；谝陨涎芯亢陀懻?本文提出了針對林區農戶的生態保護管理模型見圖5。

本文提出的林農戶生態保護行為概念模型(圖2)具有可行性,通過結構方程模型的搭建和中間作用分析,將生態情感和生態責任意識在林農戶生態行為中所起到的作用明確化,為我國林區生態環境保護和激發林農主動進行生態保護行為提供了新思路。在未來研究中,可進一步區分林農類型,將林農的人口統計特征與生態保護行為分析結合起來,使結論更具有針對性。此外,在后續研究中,可進一步對林農戶生態保護行為的外生影響因素進行探析和完善。

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AnEmpiricalStudyonImpactofEcologicalKnowledgeonEcologicalProtectionBehaviorofForestFarmers——BasedonMiddleRoleofEcologicalEmotionandSenseofResponsibility

FENG Xiao,XUE Yong-ji,LIU Xin-yu
(College of Economics and Management,Beijing Forestry University,Beijing 100083,China)

In forest zone,factors like ecological knowledge,ecological emotion and ecological consciousness of responsibility had influence on the ecological protection behavior of the forest farmers.Based on the data collected from Shanxi Province,Henan Province and structural equation modeling method,this paper tested the path ecological knowledge affecting forest farmers ecological protection behavior in forest zone with empirical methods.The empirical test showed,ecological knowledge could not be directly affect forest farmers behavior of ecological protection,and ecological emotion and sense of responsibility had positive effects on forest farmers forest ecological behavior.Ecological emotion and sense of responsibility played intermediate roles between the ecological knowledge and ecological protection of forest farmers.Based on the above,a grid model for ecological protection management to forest farmers was put forward.

ecological knowledge;ecological protection;ecological emotion;sense of responsibility;forest farmer

10.3969/j.issn.1005-8141.2017.03.005

X37

A

1005-8141(2017)03-0284-05

2017-01-13；

2017-02-21

北京市社會科學界聯合會青年社科人才資助項目“北京城郊農戶創業孵化體系構建研究”(編號2015SKL024);國家社會科學基金項目“林區農戶生態創業機理與培育路徑研究”(編號:13CGL089)。

馮瀟(1993-),女,四川省南充人,碩士研究生,從事農林業創新創業研究。

薛永基(1981-),男,河南省夏邑人,副教授,從事農林業創新創業、農林產品營銷研究。