生態補償政策對居民生態文明建設意愿的影響效應

李瑞 芮佳雯 張躍勝

內容提要：以陜西省重點生態功能區寧強縣412份調查問卷為樣本，研究生態補償政策對居民生態文明建設意愿的影響效應。借鑒羊群效應模型，分析生態補償政策對居民生態文明建設意愿的影響，揭示生態補償政策通過影響群體行為意愿，使更多的人參與到生態文明建設中的轉化規律，并基于此構建生態補償政策直接影響和通過居民心理變量間接影響生態文明建設意愿的理論分析框架。采用結構方程模型實證分析生態補償政策的直接效應和基于心理變量的間接效應，結果表明，生態補償政策對居民生態文明建設意愿產生顯著影響，直接影響效應為0.141;通過心理變量的間接影響效應為0.186。應基于居民視角完善生態補償政策，改變居民心理變量，促進生態文明建設。

關鍵詞：生態文明建設;生態補償政策;心理因素

中圖分類號：F062.2 ? ?文獻標識碼：A ? ?文章編號：1003-7543（2019）06-0114-09

在我國經濟快速增長的同時，生態環境污染和破壞問題也日益嚴重，引發了一系列的生態危機。黨的十九大報告提出加快生態文明體制改革，建設美麗中國。2018年，我國把“生態文明”寫入憲法，進一步強調了生態文明的重要性，這有利于推進新時代我國生態文明建設新的發展。目前，國內外學者對生態文明建設的研究主要集中于三個方面：一是對生態文明的科學內涵進行研究[1];二是對生態文明指標體系的構建和測度[2-3];三是對生態文明建設路徑選擇的研究[4-5]。現階段有關生態補償政策對生態文明建設影響的研究文獻較少。沈海濤認為，以生態文明建設戰略目標為指導完善森林生態補償機制，有利于實現森林資源的可持續發展，推動我國生態文明建設進程[6]。伏潤民認為，作為國家重點生態功能區生態重要補償政策之一的轉移支付最終目標包含激勵當地居民保護生態環境，提高生態系統服務價值[7]。多杰昂秀結合牧民權益保障視角研究了民族地區的礦產資源生態補償，認為建立民族地區礦產資源生態補償機制應保障當地牧民的基本權益，有利于推進生態法治建設[8]。姚石、楊紅娟認為，政府對生態功能區住戶進行生態補償是少數民族貧困地區在生態文明建設進程中的一條有效路徑[9]。劉琦通過分析少數民族農業生態補償的實踐，認為完善農業生態補償制度有利于激勵農民積極參與恢復和建設生態環境，有利于推動新常態下我國經濟的綠色發展[10]。張躍勝構建了包含政府、市場和NGO在內的縱橫交錯的網絡式生態補償體系[11]。

可以看出，現階段有關生態補償政策對生態文明建設影響的研究更多地集中在政府層面，還少有人從居民生態文明建設視角進行論述，作為我國生態文明建設直接主體的居民被忽視了，這顯然不利于進一步推進新時代我國生態文明建設新的發展，因此有必要對此進行補充研究，在加強政府驅動生態文明建設的基礎上，進一步完善我國生態文明建設的居民驅動體系，實現政府與居民雙輪驅動。本文在理論分析生態補償政策對居民生態文明建設意愿的影響基礎上，以陜西省國家重點生態功能區寧強縣412戶居民為研究對象，實證分析生態補償政策對居民生態文明建設意愿的直接效應和通過心理變量途徑的間接效應。

一、相關理論分析

借鑒Lux的羊群效應模型[12]，分析生態補償政策對居民生態文明建設意愿的影響機理，為從居民視角提出完善生態補償政策、推進生態文明建設的建議提供理論支撐。與Lux模型中行為個體為了追求個人收益最大化而轉變個人意愿（悲觀和樂觀）這種情況類似，居民在對政府生態補償政策作出判斷的基礎上，也會為了實現個人收益最大化而在“愿意”和“不愿意”這兩種生態文明建設意愿之間轉化。這兩種情形中個體基于相同的目的，在不同的轉換條件下（實質上都是對外界狀況的判斷）進行相似類型的行為選擇。采用擴展的Lux模型分析居民生態文明建設意愿，是對該模型的擴展和創新應用。

（一）基本假定

假設一國家重點生態功能區是封閉的，且居民群體數量固定為2N，這些居民對生態文明建設意愿只持有愿意和不愿意兩種態度。假設對生態文明建設持愿意態度的居民數量為n1，持不愿意態度的居民數量為n2，且n1+n2=2N。假設存在n=0.5（n1-n2），令x=n/N，它表示為居民生態文明建設意愿的平均值，且x∈[-1，1]。當x=0時，對生態文明建設持愿意態度的居民數量和持不愿意態度的居民數量相等;當x>0時，對生態文明建設持愿意態度的居民人數大于持不愿意態度的居民人數，當x<0時，則相反;當x=1時，該地區所有居民都對生態文明建設持肯定態度，當x=-1時，則相反。

（二）模型分析

由Lux的動力學描述可知，當對生態文明建設持愿意態度的居民增多時，不愿意的居民的態度可能隨之發生變化，向愿意轉變;相反，當該地區對生態文明建設持不愿意態度的居民增多時，持愿意態度的居民也可能向不愿意轉變。假定居民態度從不愿意轉向愿意的概率為p1，且存在p1=p1（x）;從愿意轉向不愿意的概率為p2，存在p2=p2（x），表明所有居民都以相同的方式影響某一個特定居民。假設每個居民只能改變一次對生態文明建設的態度。居民理性預期的變化會引起居民對生態文明建設態度的變化，且都會引起x的變化。x本身的變化及居民的行為選擇都會影響兩類居民之間的轉移概率 p1和p2，從而影響兩類居民之間的相互轉化。

進一步假設所有居民具有相等的概率會改變其對生態文明建設的態度。這樣從不愿意態度轉向愿意態度的居民人數可以近似表示為持不愿意態度的居民數量乘以相應轉換概率，即為p1n2;同理可知，由愿意態度轉向不愿意態度的居民人數為p2n1。由此可以得到，由不愿意轉向愿意的居民數量轉換率為dn1/dt=p1n2-p2n1;由愿意轉向不愿意的居民數量轉換率為dn2/dt=p2n1-p1n2。

由n=0.5（n1-n2）和x=n/N推導可得：

■=■=■■-■■=■（p1n2-p2n1）

結合n1+n2=2N和n=0.5（n1-n2）可得：n1=N+n和n2=N-n，因此有：

■=■（p1n2-p2n1）=■[p1（N-n）-p2（N+n）]=（1-x）p1（x）-（1+x）p2（x）

假設居民對生態文明建設所持態度由不愿意向愿意轉變的概率相對變化隨x線性增加;由愿意向不愿意轉變的概率相對變化隨x線性減少，即存在dp1/p1=adx，dp2/p2=-adx。又由于p1>0，p2>0，可假定p1和p2的函數形式為：p1（x）=veax，p2（x）=ve-ax。其中，v代表轉化速度;a≥0表示轉化的力度，由集體中其他人的行動帶來的影響（a1）和集體行動帶來的影響（a2）這兩方面因素決定，并假設存在a=a1+a2。因此，推導得到：

dx/dt=（1-x）veax-（1+x）ve-ax=2v[sinh（ax）-xcosh（ax）]=2vcosh（ax）[tanh（ax）-x]

通過模型，可以得到以下結論：

第一，當x=0時，整個社會不存在外力作用，處于動態平衡狀態，此時存在p1=p2=v。

第二，當a≤1時，該模型存在唯一的穩態解x=0，是一種穩定的動態平衡。在這種條件下，他人行動和集體行動不會出現累積放大效應，羊群效應減弱且逐漸消失;當a>1時，x存在大于0和小于0的兩個穩態解，在這種條件下，也即x不等于0時，就會產生累積轉化過程，并最終導致居民對生態文明建設的態度由一種態度向另一種態度轉化。即當個別居民開始模仿他人的行為且導致集體行為結果發生較大的變化時，其他居民也會隨之模仿，從而使得個人與集體行為結果累計放大，形成羊群效應。通過分析，可以得到以下結論：當地其他居民和集體行為結果會影響居民的生態文明建設意愿。因此，政府可以通過完善生態補償政策，如制定適當的獎勵政策使居民認為進行生態補償有利可圖，從而使得居民對生態文明建設的態度從不愿意向愿意轉變，有意識地提高“羊頭”的影響，從而引起群體生態文明建設意愿的正向轉變，促使更多居民積極進行生態文明建設。

二、研究假設和調研數據描述

（一）研究假設

生態補償政策對居民生態文明建設意愿的影響主要體現在改變其心理預期，使其認為進行生態文明建設會帶來足夠的“利益”。因此，可以從心理變量視角研究生態補償政策對居民生態文明建設意愿的影響。關于心理變量對意愿和行為的影響研究最為成熟的理論是計劃行為理論。本文借鑒Ajzen & Madden提出的計劃行為理論[13]，選取行為態度、主觀規范和感知行為控制三個心理因素的替代變量，構建生態補償政策影響居民生態文明建設意愿的理論分析框架。根據圖1，本文提出相關假設。

1.直接影響

生態補償政策是指國家和政府對居民生態保護行為及其帶來的成本進行補償，在一定程度上會影響生態文明建設意愿。一般來說，合理完善的生態補償政策可以直接促進居民生態文明建設意愿的產生。張文彬和李國平認為生態補償政策能夠直接影響居民的生態保護意愿，促使其參與生態保護[14]。基于此，提出假設1：

H1：生態補償政策能夠直接正向影響生態文明建設意愿。

2.間接影響

理論分析表明，生態補償政策對居民生態文明建設意愿的影響主要體現在改變其心理預期，使其認為進行生態文明建設會帶來足夠的“利益”，從而使居民更愿意參與到生態文明建設中。因此，有必要從心理變量視角研究生態補償政策對居民生態文明建設意愿的間接影響。

（1）行為態度

行為態度是生態功能區居民對生態文明建設持有的積極或消極的感受。一般來說，積極的感受會促使居民更愿意參與生態文明建設。趙建欣和張忠根將農戶態度引入其行為決策模型，認為積極的行為態度會影響居民的生態建設意愿[15]。

（2）主觀規范

主觀規范是周圍的人或組織對生態功能區居民生態文明建設決策的影響，一般來說，行為意愿隨主觀規范認知的增強而增強。根據上述“羊群效應”的理論分析，居民進行生態文明建設的意愿會受到周圍居民或組織的影響，使其更愿意參與到生態文明建設中。

（3）感知行為控制

感知行為控制是生態功能區居民所感知的進行生態文明建設的難易程度。一般來說，當居民感覺到自身越有能力進行生態文明建設時，居民的感知行為控制越強，這會促使其產生更強烈的生態文明建設意愿。姚增福和鄭少鋒基于計劃行為理論研究了農戶生產意愿的影響因素，結果表明農戶強烈的感知行為控制能促進其行為意愿的產生[16]。

基于此，提出假設2：

H2：生態補償政策能夠通過影響居民心理變量間接提高其生態文明建設意愿。

（二）調研數據描述

秦巴國家重點生態功能區是我國主要的生物多樣性和水源涵養型生態功能區，選擇其重要的組成部分——寧強縣作為調研地點，能夠全面反映秦巴生態功能區的生態文明建設情況。本次調研采用了問卷調查方法，調研人員在對寧強縣居民進行面訪時，說明了調研目的和內容，并根據被調查者的回答填寫了調查問卷。本次調研共發放問卷500份，刪除了數據缺失過多的問卷后，最終有效調查問卷為412份，樣本有效率為82.4%。

1.樣本特征分析

可以看到，有效問卷調查樣本中，女性占比為46.6%，男性占比為53.4%，男女比例基本均衡;85.0%的被調查對象的年齡分布在21至50歲之間;被調查對象的學歷主要集中在初中及以下，占總調查人數的63.3%;75.3%的居民家庭年收入為1萬～5萬元（見表1）。可以看出，居民的年齡、受教育程度、家庭年收入都分布合理，樣本特征符合實際。

2.數據的統計性描述

這里借鑒柯水發等、夏自蘭等、呂榮勝等有關生態補償政策、三個心理變量和生態文明建設意愿可觀測變量的選取[17-19]，確定本文的指標體系。

本文采用Likert5點量表法定義生態補償政策、生態文明建設意愿以及三個心理因素。其中，生態補償政策的第一個可觀測變量的量表陳述為“很不透明”“不透明”“一般”“透明”“很透明”;第二個可觀測變量的量表陳述為“很不贊同”“不贊同”“一般”“贊同”“很贊同”;后兩個可觀測變量的量表陳述為“從來不做”“很少做”“一般”“做一些”“經常做”;行為態度、主觀規范、感知行為控制的可觀測變量和生態文明建設意愿的后兩個可觀測變量的量表陳述為“完全不同意”“不同意”“無所謂”“同意”“完全同意”;生態文明建設意愿的前兩個可觀測變量的量表陳述為“非常不愿意”“不愿意”“無所謂”“同意”“完全同意”，分別記為5、4、3、2、1。變量說明及其統計性描述如表2（見下頁）所示。

可以看出，變量的均值都比較高，其中，“政府給予生態保護技術指導”的均值最小，數值為2.87，表明該地區居民認為政府很少對居民的生態保護行為進行技術性指導;生態保護能夠帶來愉悅心情的均值最大，數值為4.54，表明大部分居民對生態保護有積極的行為態度，認為生態保護可以帶來愉悅心情。從變量的標準差可以看出，“能夠承擔生態保護過程中的風險”差異性最大，數值為1.129。

三、實證分析

（一）模型構建

本文采用結構方程模型對生態文明建設意愿的影響因素進行實證分析，其優點是可以同時處理多個因變量，并且可以直接觀測到各變量之間的關系路徑。

結構方程模型由分析潛變量和觀測變量之間關系的測量方程和分析各潛變量之間關系的結構方程兩部分構成。具體方程如下：

測量方程：

x1i=βjx1+ej ?（i=1，2，3;j=1，2，3）

x2i=βjx2+ej ?（i=1，2，3;j=4，5，6）

x3i=βjx3+ej ?（i=1，2，3，4;j=7，8，9，10）

x4i=βjx4+ej ?（i=1，2，3，4;j=11，12，13，14）

yi=βjy+ej ?（i=1，2，3，4;j=15，16，17，18）

式中：x1i、x2i、x3i、x4i、yi表示可觀測變量;βj（j=1，2，…，18）表示可觀測變量的載荷系數;ej（j=1，2，…，18）表示各回歸方程的殘差。

結構方程：

x2=α1x1+μ1

x3=α2x1+μ2

x4=α3x1+μ3

y=α4x1+α5x2+α6x3+α7x4+μ4

式中：x1、x2、x3、x4、y表示潛變量;α1、α2、α3、α4、α5、α6、α7表示潛變量之間的路徑系數;μ1、μ2、μ3、μ4表示潛變量之間的殘差。結構方程模型關系路徑如圖2（下頁）所示。

（二）參數估計

在進行參數估計之前，本文首先采用SPSS20.0對樣本數據進行信度和效度檢驗以保證樣本的真實可靠性，結果表明，本次的調研數據的信度和效度良好，可以進行下一步結構方程模型分析;其次，借鑒吳明隆的方法[20]，利用AMOS22.0對該模型進行擬合優度檢驗，結果也表明結構方程模型具有較好的擬合優度①。測量模型的回歸結果如表3（下頁）所示。

由表3可知，可觀測變量的載荷系數估計均通過了顯著性檢驗。生態補償政策的三個可觀測變量x11、x12、x13的標準化載荷因子分別為0.566、0.782和0.856，政府給予生態保護技術指導對生態補償政策的影響最大。行為態度的三個可觀測變量x21、x22、x23的標準化載荷因子分別為0.766、0.700和0.552，水源區生態保護政策的強制性這一觀測變量對居民的行為態度影響最大。主觀規范的四個可觀測變量x31、x32、x33、x34的標準化載荷因子分別為0.575、0.418、0.802和0.959，其中，親戚朋友的生態文明建設意愿對個人的主觀規范影響大，表明生態功能區居民作決策時在很大程度上受到親戚朋友的影響且他們的相關活動會影響其生態建設意愿的產生。感知行為控制的四個可觀測變量x41、x42、x43、x44的標準化載荷因子分別為0.580、0.546、0.777和0.835，即居民能否承擔生態保護過程中的風險這一變量是感知行為控制中最重要的因素。生態文明建設意愿的四個可觀測變量y1、y2、y3、y4的標準化載荷因子分別為0.593、0.543、0.601和0.704，可知建議周圍的人進行生態保護活動對居民生態文明建設意愿的影響最大。

同樣，利用AMOS22.0對結構模型進行參數檢驗，結果如表4（下頁）所示。

可以看到，生態補償政策對居民生態文明建設意愿的標準化路徑系數通過了顯著性檢驗，其影響系數為0.141，表明實施生態補償政策能夠直接顯著提高居民的生態文明建設意愿，假設H1得到驗證。生態補償政策對行為態度和主觀規范的標準化路徑系數在5%的水平上通過了顯著性檢驗，其影響系數分別為0.158和0.169;對感知行為控制的標準化路徑系數在1%的水平上通過了顯著性檢驗，其影響系數為0.280，即生態補償政策對居民的行為態度、主觀規范和感知行為控制三個心理變量產生正向的促進作用。同時，行為態度對居民生態文明建設意愿的標準化路徑系數在1%的水平上通過了顯著性檢驗，其影響系數為0.619。主觀規范和感知行為控制對生態功能區居民生態文明建設意愿的標準化路徑系數在5%的水平上通過了顯著性檢驗，其影響系數分別為0.226和0.178，這表明居民的三個心理變量均能夠正向影響其生態文明建設意愿。由此可知，生態補償政策還可以通過影響心理變量間接提升居民的生態文明建設意愿，將生態補償影響心理變量的系數與心理變量影響生態文明建設意愿的系數相乘，可以得到生態補償政策間接影響居民生態文明建設意愿的系數為0.186，由此，假設H2得到驗證。

四、結論與政策建議

本文采用“羊群效應”模型對生態補償政策對居民生態文明建設意愿的影響進行了理論分析，結果表明：生態補償政策可以通過影響和改變居民的心理因素，使其認為進行生態文明建設會帶來足夠的“利益”，從而促使更多的居民形成生態文明建設的正向意愿，更愿意參與到生態文明建設中。本文還采用結構方程模型對生態補償政策直接和通過行為態度、主觀規范和感知行為控制三個心理變量間接對居民生態文明建設意愿的影響進行實證分析，結果表明：生態補償政策對居民生態文明建設意愿的直接影響效應為0.141，通過三個心理因素的間接影響效應為0.186。可以看出，基于居民視角的生態補償對生態文明建設意愿的影響是顯著的，是進一步深化生態文明體制改革的有效途徑。基于此，本文提出如下政策建議：

第一，完善生態補償政策，更好地發揮其促進生態文明建設意愿的效果。理論和實證研究都表明，恰當的生態補償政策可以通過直接和間接兩個途徑提升居民生態文明建設意愿，因此完善生態補償政策應成為提高居民生態文明建設意愿的政策首選。完善生態補償政策可以從生態補償政策實施前、實施中和實施后三方面入手：一是加大對生態補償政策的宣傳和解讀工作，可以通過“文化下鄉”“文藝匯演”“有獎競答”等方式，使居民充分認識、了解生態補償政策的相關內容，為生態補償政策的實施奠定基礎。二是在生態補償政策實施期內，要加大對居民生態保護的技術指導，如發放相關技術宣傳手冊和開展相關技術培訓，促使居民積極參與生態保護，同時要進行定期檢查或不定期抽查，以更好地發揮生態補償政策的激勵效果。三是后期要關注生態補償政策實施的效果和可持續性。政府可以建立相應的評價機制，對積極進行生態文明建設的居民予以獎勵，鼓勵居民進行生態文明建設。

第二，宣傳“綠水青山就是金山銀山”的生態文明理念，改變居民心理變量，提高居民生態文明建設意愿。心理變量是影響居民生態文明建設意愿的重要因素，這也為促進居民生態文明建設提供了重要的路徑選擇。具體來說可以從三方面入手：一是通過轉變政策和改善當地居民收入等措施增強其行為態度。最主要的是改變居民對國家政策的傳統看法，可以通過投放公益廣告、發放宣傳手冊等讓居民了解生態文明建設與生態補償政策，使其認為進行生態文明建設有利可圖且對家庭生產、生活很重要，而不僅僅是強制性政策，與自身無關，從而使其自覺遵守現行政策，主動參與到生態文明建設中。二是通過政府部門、周圍鄰居和親戚朋友的影響增強居民生態生態文明建設的主觀規范。可以通過政府的宣傳和引導，讓周圍重要的人物和組織對其生態文明建設決策產生正向的積極影響，從而使居民作出正確理性的決策，積極進行生態文明建設。三是提高當地居民生態文明建設、保護生態環境的收益，改善居民的收入水平以增強其感知行為控制。只有當居民認為進行生態文明建設可以帶來足夠的“利益”或有能力參與生態保護且能承擔生態保護過程中的風險時，才會投入時間、勞力和成本費用進行生態文明建設。

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The Effect of Ecological Compensation Policy on Residents’ Willingness of Ecological Civilization Construction

LI Rui ?RUI Jia-wen ?ZHANG Yue-sheng

Abstract： Taking 412 questionnaires from Ningqiang county， a key ecological functional area in Shaanxi province as samples， the paper studies the effects of ecological compensation policy on residents’ willingness of ecological civilization construction. By referring to the herd effect model， this paper analyzes the impact of ecological compensation policy on residents’ willingness of ecological civilization construction， reveals the transformation law of ecological compensation policy to make more people participate in the construction of ecological civilization by influencing the behavioral intention of the group， and constructs the theoretical analysis framework of direct impact of ecological compensation policy and indirect impact of residents’ psychological variables on the construction of ecological civilization. The structural equation model is used to empirically analyze the direct effect and indirect effect of ecological compensation policy based on psychological variables. The results show that ecological compensation policies will have a significant impact on residents’ willingness of the construction of ecological civilization， the direct effect is 0.141; The indirect effect through psychological variables is 0.186. The ecological compensation policy should be improved from the perspective of residents， and the psychological variables of residents should be changed to promote the construction of ecological civilization.

Key words： construction of ecological civilization， ecological compensation policy， psychological factors