生態認知、關系網絡對村民生活垃圾合作治理行為的影響：基于福建省501份村民問卷數據的實證分析

林麗梅,何秀玲,韓雅清

(1.福建江夏學院公共事務學院，福建 福州 350108；2.福建農林大學馬克思主義學院，福建 福州 350002；3.福建江夏學院金融學院，福建 福州 350108)

隨著農村經濟的快速增長和村民生產生活方式的轉變，農村生活垃圾排放量與日俱增，組成成分也趨于多樣化。生活垃圾排放失控，嚴重破壞了農村原有的環境自凈系統，原本可以自然消納的生活污染物因超出環境自凈能力，而成為農村環境污染的主要來源。2014年住房和城鄉建設部啟動農村生活垃圾專項治理行動，提出要用5 a時間實現農村生活垃圾處理率達到90%的目標。然而，農業農村部的通報顯示，截至2018年底，全國還有近1/4 的農村生活垃圾沒有得到收集和處理，“垃圾圍村”現象仍然存在[1]。黨的十九大報告指出，要“構建政府為主導、企業為主體、社會組織和公眾共同參與的環境治理體系”，公眾參與成為影響生態環境治理成效的關鍵因素[2]。農村生活垃圾治理本質上是以一定場域為支撐的小規模公共物品的合作供給行為，具有集體行動屬性，需要集體成員共同參與才能取得成效[3]。因此，厘清村民參與生活垃圾合作治理的行為邏輯，對于提升農村生態環境整治水平具有重要的理論和現實意義。

針對農村生活垃圾治理問題，已有文獻主要從理論和實證兩方面開展相關研究。理論方面，諸多學者聚焦于治理模式[4]、治理政策變遷[5]、治理體系構建[6]、治理主體結構[7]等問題，而基于上述問題的闡釋，學者們形成了對村民參與生活垃圾治理重要性的共識，并持續關注以村民為主體的生活垃圾協同治理模式的構建。實證方面，當前學者們主要圍繞村民參與生活垃圾合作治理的意愿、行為及其影響因素開展研究[8-10]。而概括村民合作治理意愿與行為影響因素的研究發現，除個體、家庭特征以及治理情境等因素[2，8-10]，生態認知因素也備受關注。王學婷等[8]通過環境評價、環境意識和環境容忍度等具體指標復合表征心理認知因素，林麗梅等[2]將其劃分為行為態度、主觀規范、知覺行為控制3個維度，崔亞飛等[9]則在此基礎上增加了習慣性啟發和行為意向維度。此外，不少學者將環保意識、責任認知和環境價值觀等作為心理因素的單一表征，納入實證模型之中[10-12]。

綜上所述，當前學者對于生態認知影響因素主要依賴數據可得性和模型適配性進行選擇，缺乏系統性和全面性。而采用復合方式表征生態認知因素的研究，對其影響效應的驗證通常采用綜合取值方法，難以發現影響因素之間的結構關系，并且可能出現偽相關問題。此外，對于在農村公共產品供給集體行動中發揮重要作用的關系網絡變量，村民生活垃圾合作治理行為研究較少涉及。鑒于此，筆者依據計劃行為理論，以行為態度、主觀規范表征生態認知，同時將關系網絡作為核心變量，利用全國農村固定觀察點501位村民的大樣本數據構建結構方程模型，驗證兩者對村民生活垃圾合作治理行為的影響效應，并通過多群組結構方程模型分析核心變量在不同群體間的影響效應差異，進而針對農村生態環境治理問題提出相應的政策建議。

1 理論分析與研究假設

20世紀60年代開始，環境行為研究開始被環境心理學、環境教育學和環境社會學等領域的學者們所關注，學者們試圖建立新的人與環境的關系模式和社會價值觀范式，并在生態認知對環境行為的影響作用方面達成共識，認為生態認知是有效識別和解釋村民環境行為規律的根本因素[4]。村民的生態認知實質上是其對農村生態環境和社會環境的感知基礎上，形成的關于生產生活方式對農村生態環境影響的心理認知，包括對減少自然環境破壞必要性及其自身責任的態度認知，以及在感知周邊重要人物相應態度和行為基礎上為回避批評和融入社會而形成的主觀規范。計劃行為理論闡釋了生態認知對環境行為影響機理的完整框架，通過權衡行為的潛在決定因素，認為個體的環境行為往往由其行為態度、主觀規范、知覺行為控制等生態認知綜合決定[13]。由于生活垃圾治理行為屬日常的習慣性行為，不存在較明顯的客觀能力限制，村民對此通常具有較強的自主行為控制能力，因此筆者僅選取行為態度、主觀規范2個方面對生態認知進行表征。因此，該研究提出如下研究假設：假設1(H1)，村民行為態度正向影響其生活垃圾合作治理行為；假設2(H2)，村民主觀規范正向影響其生活垃圾合作治理行為。

農村生活垃圾合作治理往往具有一定的外溢性，村民個體理性選擇與村莊集體理性選擇不一致導致的“搭便車”現象普遍存在。農村地區相對封閉，且多呈“片狀”分布，每個封閉的“片狀”范圍即為一個具有復雜鄉土關系的小規模熟人社會，這個熟人社會形成的關系網絡成為農村社會公共產品供給中“搭便車者”邊緣化的重要工具[14]。關系網絡作為村莊非正式社會規范形成的重要載體，不僅能夠通過成員間的互動交流提高信任度，弱化集體行動中的“搭便車”心理，知識和信息資源共享還可弱化信息不對稱對村民參與積極性的不良影響。因此，提出如下研究假設：假設3(H3)，村民關系網絡正向影響其生活垃圾合作治理行為。

社會關系網絡理論認為社會是由多個社會行動者及他們間的關系組成的集合，行動者關系要素包括文化、制度、組織等紐帶關系[15]。熟人社會關系是農村社區治理的重要基礎，由于存在一定的封閉性，鄉村特有的關系紐帶及結構在促使村民適應鄉村經濟社會發展變化中發揮著不可替代的重要作用。在農村生活垃圾治理事務中，村民關系網絡一方面通過關系網絡大小影響村民信息資源的獲取，并通過信息交流強化其態度認知；另一方面，村民在決定是否實施合作治理行為時的主觀規范心理效應來自其所感知到的社會規范、重要人群的行為方式，而這類規范的感知大部分來源于其所處關系網絡的“同群效應”。因此，提出如下研究假設：假設4(H4)，村民關系網絡正向影響其行為態度；假設5(H5)，村民關系網絡正向影響其主觀規范。

基于上述理論分析構建理論研究模型，如圖1所示。村民行為態度和主觀規范等生態認知影響其生活垃圾合作治理行為。村民的關系網絡不僅影響其治理行為，而且對其生態認知產生影響。因此，關系網絡對治理行為的影響效應來源于直接效應和通過生態認知產生的間接效應，生態認知則在關系網絡-治理行為關系中起中介作用。

2 研究設計與樣本特征

2.1 數據來源與樣本特征

研究使用的數據來自課題組于2019年4—5月在福建省9個設區市開展的問卷調查，樣本的獲取遵循分層抽樣和隨機抽樣相結合的原則。首先，根據經濟發展水平在每個設區市選取2個縣(市、區)，再根據人口規模在每個縣(市、區)分別選取2個鄉鎮，進而根據距離鎮中心距離分別在每個鄉鎮選取3個村莊，最后在每個村莊隨機抽取4～5位村民。以接受過多次培訓的研究生組建團隊，開展村民一對一的問卷訪談，并由調查員根據村民的明確表述來填制問卷。共收集506份問卷，對樣本數據進行缺失值、異常值處理后，最終獲得有效樣本數為501份，有效率為99.01%。樣本村民的基本情況統計見表1。

表1 樣本描述性分析Table 1 Description of sample farmers

2.2 變量定義

將村民生活垃圾合作治理行為劃分為生活垃圾分類行為、生活垃圾定點傾倒行為和生活垃圾集中處理費用支付行為，將3類行為進行二分類變量處理，即有發生某項行為賦值1，未發生相應行為賦值0。根據上文分析，生態認知通過行為態度與主觀規范2個變量表征。其中，行為態度由村民參與生活垃圾合作治理的必要性和重要性2個變量表征，主觀規范則由家人支持感知與村民參與感知2個變量表征。關系網絡通過近2 a人情年均支出、村民交往頻率和村干部交往頻率加以表征。所有變量的賦值及統計描述見表2。

表2 變量賦值與統計描述Table 2 Definition of (key)variables and descriptive statistics

2.3 研究方法

由于生活垃圾合作治理行為、生態認知等變量均具有多維、難以直接測量和可能存在主觀測量誤差等特征，該研究采用測量與分析整合為一的結構方程模型方法。該方法可對難以直接觀測的潛變量進行觀測和處理，還可估計測量過程中變量的測量誤差。測量模型為

X=∧Xξ+δ,

(1)

Y=∧Xη+ε。

(2)

式(1)～(2)中，2個測量模型依次反映的是外衍潛在變量(行為態度、主觀規范、關系網絡)、內衍潛在變量(治理行為)與其觀測變量(ξ、η)間的關系；∧X、∧Y分別為聯結X變量與ξ變量、Y變量與η變量的系數；δ和ε分別為X變量和Y變量的誤差。

結構模型反映的是外衍潛在變量(行為態度、主觀規范、關系網絡)和內衍潛在變量(治理行為)的關系。模型方程為

η=Bη+Γξ+ζ。

(3)

式(3)中，B為η變量的回歸系數；Γ為ξ變量對變量η影響的回歸系數；ζ為η的誤差。

2.4 信度與效度分析

為確保研究結論的可信性和有效性，對量表進行信度和效度檢驗，結果如表3所示。通過Cronbach的α值和組合信度檢驗樣本數據的信度，問卷整體α值為0.795，治理行為、行為態度、主觀規范和關系網絡的α值均在0.8以上，說明各項測量指標的一致性良好。同時，各潛變量的組合信度值也都大于0.8，所有潛變量的抽取平方提煉方差值均高于評價標準0.5，說明模型具有良好的信度。此外，運用SPSS 21.0軟件對樣本數據進行因子分析，所得結果的KMO值為0.749，方差貢獻率為79.375%。綜合來看，模型數據適合進行因子分析，表明模型具有較強的建構效度[19]。

表3 信度與效度檢驗分析結果Table 3 Reliability and validity test results of latent variable

3 實證結果與分析

3.1 模型適配度檢驗及模型修正

模型估計所得擬合整體適配度檢驗指標見表4。總體看來，初步模型適配度尚可，模型與數據之間的擬合度可以接受，但X2/df和殘差均方根(RMR)未達到標準，表明模型可進一步優化。根據模型路徑系數與修正指數，增加行為態度與主觀規范變量之間的殘差相關關系。修正后最終模型的X2/df和RMR分別由2.087、0.057減少為1.615、0.032，表明模型整體擬合狀況得到優化。SEM各變量的回歸結果及模型路徑圖如圖2和表5所示，各變量間的影響效應如表6所示。

表4 SEM整體適配度的評價指標體系及擬合結果Table 4 Evaluation index system and fitness effects of Structural Equation Modeling

3.2 研究假設檢驗

3.2.1行為態度對村民生活垃圾合作治理行為的影響

由表5所示的檢驗結果可知，行為態度對村民生活垃圾合作治理行為的影響路徑在0.01水平通過了正向顯著性檢驗。由表6可知，行為態度對治理行為的影響總效應為0.332，強于主觀規范的影響效應。

X2/df為卡方自由度比值；RMR為誤差均方根；RMSEA為近似誤差均方根；GFI為擬合優度指數；AGFI為調整的擬合優度指數；NFI為賦范擬合指數；RFI為相對擬合指數；CFI為比較擬合指數；PCFI為簡約比較擬合指數；PNFI為鑒于賦范擬合指數；AIC為赤池信息準則；CAIC為一致性赤池信息準則。AIC和CAIC的建議值為同時小于獨立模型值和飽和模型值。獨立模型AIC為110.0，CAIC為367.8；飽和模型AIC為1 273.8，CAIC為1 320.7。

進一步觀察圖2所示的路徑圖發現，村民對其參與生活垃圾治理的必要性及功能認知對行為態度的標準化路徑系數分別為0.80和0.87，表明村民的生活垃圾治理態度主要來源于其對治理必要性及自身參與功能的心理認知，對此加以引導將有助于提高村民合作治理的價值認知。

3.2.2主觀規范對村民生活垃圾合作治理行為的影響

由表5所示的檢驗結果可知，主觀規范對村民生活垃圾合作治理行為的影響路徑在0.05水平通過了正向顯著性檢驗。由表6可知，主觀規范對治理行為的影響總效應為0.142。與行為態度相比，主觀規范對治理行為的解釋力相對較弱。進一步觀察圖2所示的路徑圖發現，主觀規范中村民參與感知和家人支持2個潛變量對其的標準化路徑系數分別為0.94和0.74，表明相較于家人的意見，村民更關注其他村民的行為選擇，相似群體參照效應影響其行為決策。鑒于此，可嘗試培育合作治理中的“積極分子”，并通過參照效應引導村民提高參與水平。

3.2.3關系網絡對村民生活垃圾合作治理行為的影響

由表5所示的檢驗結果可知，關系網絡對村民生活垃圾治理行為的影響路徑在0.01水平通過了正向顯著性檢驗，關系網絡對治理行為的標準化路徑系數為0.255，表明關系網絡對治理行為具有正向影響效應。由表6可知，關系網絡除對村民合作治理行為具有直接影響外，其還通過生態認知對合作治理行為產生間接效應，影響效應為0.142。其中，通過行為態度和主觀規范產生的間接效應分別為0.106和0.036，表明生態認知對關系網絡-治理行為關系具有一定的中介效應，且與主觀規范相比，行為態度的中介作用更強。進一步觀察圖2所示測量模型的回歸結果發現，關系網絡中，人情支出、村民來往頻率、村干部來往頻率這3個觀察變量的標準化路徑系數分別為0.85、0.80和0.76，說明人情支出水平與村民合作治理行為具有更緊密的同向共變關系，而與村干部的來往頻率對其合作治理行為的影響效應相對較小。

表5 結構方程模型回歸結果Table 5 Hypothesis test results of structural equation modeling (structural model)

表6 各變量間的影響效應Table 6 Effects of farmers′ ecological cognition and relationship network on behavior of cooperative garbage management

3.2.4關系網絡對村民行為態度的影響

由表5所示的檢驗結果可知，關系網絡對行為態度的影響路徑在0.01水平通過了正向顯著性檢驗。由表6可知，關系網絡對行為態度的影響總效應為0.318，即關系網絡對行為態度具有正向影響效應。表明村民關系網絡水平越高，其關于生活垃圾治理的態度認知越積極。這是因為關系網絡能在一定程度上傳導村民關于生活垃圾合作治理的理念，并將其逐步內化為村民的基礎認知和責任意識。

3.2.5關系網絡對村民主觀規范的影響

由表5所示的檢驗結果可知，關系網絡對主觀規范的影響路徑在0.01水平通過了正向顯著性檢驗。由表6可知，關系網絡對主觀規范的影響總效應為0.253，即關系網絡對主觀規范具有正向影響效應，但其對主觀規范的影響效應較之行為態度稍弱。表明村民關系網絡水平越高，其主觀規范意識越強烈。這是因為農村地區相對封閉，村民所處關系網絡是其主觀規范形成的重要載體，村民通過所在關系網絡中相似和重要群體的信息資源共享、價值理念傳導或行為參照，逐步內化形成主觀規范。

3.3 多群組的結構方程檢驗

當前，關注環境行為的相關研究多將性別、年齡、受教育程度、收入等作為控制變量納入模型，結果顯示不同性別、年齡、受教育程度、收入水平的群體環境行為表現差異明顯[2,8,10-12]。聚焦村民環境行為的研究還顯示，不同村莊規模的村民群體也存在行為異質性[14]。因此，探討不同群體的環境行為形成機理差異，對于制定相關政策具有現實意義。

以性別、年齡、受教育程度、收入和村莊規模作為調節變量，進行多群組結構方程分析，檢驗相似模型在不同群組間的差異。通過對預設模型、協方差相等模型、方差相等模型、路徑系數相等模型和模型不變性5個模型的適配度進行比較分析，最終選擇預設模型作為多群組分析模型。模型的GFI數值分別為0.943和0.912，高于0.90的標準值；CFI數值分別為0.923、0.954，高于0.95的理想值；RMSEA值為0.02和0.049，低于0.05的理想值。以上指標說明，多群組分析模型可較好地匹配樣本數據，所得多群組分析結果見表7。

表7 多群組分析估計結果Table 7 Estimated results of the Multi-group analysis

表7顯示，從關系網絡對行為態度的影響效果來分析，女性的影響較為顯著，而男性不顯著；受教育程度低的群體比受教育程度高的群體影響更顯著；低收入群體的影響顯著，而高收入群體不顯著。由此表明，對于男性、高收入村民和受教育程度高的群體，關系網絡對其行為態度的正向影響較不顯著。這類群體往往具有較強的自主意識和判斷能力，容易形成較為穩定的行為態度，使得關系網絡對其行為態度的影響作用較為有限。

從行為態度對治理行為的影響效果來分析，女性的影響比男性顯著，可能原因是由于“女主內”的家庭分工模式，相對而言男性普遍較少直接從事生活垃圾治理活動。受教育程度較高的群體和高收入群體正向影響顯著，但低文化程度和低收入群體的影響不顯著。結合關系網絡-行為態度與行為態度-治理行為影響路徑可以發現，盡管對于受教育程度較低、低收入群體而言，關系網絡對行為態度具有顯著的正向影響，但這種正向影響效應的延續和顯現并不明顯，表現為受教育程度較低、低收入群體雖然具有一定的態度認知，但這種態度認知并不一定能促使其付諸治理行動。

從關系網絡對主觀規范的影響效果來分析，男性影響較為顯著，而女性不顯著；高年齡組的影響顯著，低年齡組不顯著；所處村莊規模較小的影響較為顯著，所處村莊規模較大的影響不顯著。分析原因，可能是因為小規模村莊更具有實現“公共池塘”有效治理的小集團性質，通過對集團成員主觀規范的影響達成集體行動。而集團成員中關系網絡對男性影響更顯著的原因是“男主外”的傳統家庭分工，使得男性群體更加重視自身社交網中的輿論影響和社會規范。此外，關系網絡對低年齡組群體主觀規范的影響不顯著，原因是當今互聯網時代下低年齡組獲取信息的渠道更為多樣，導致基于村莊地理范圍的關系網絡對其規范意識的形成約束性較弱。

從主觀規范對治理行為的影響效果來分析，女性的影響比男性更顯著；低年齡組的影響比高年齡組顯著；受教育程度較高村民的影響顯著，而受教育程度較低村民的影響不顯著。結合關系網絡對主觀規范的影響路徑進一步歸納發現，對于男性、低年齡組、受教育程度較高的村民，其關系網絡對主觀規范的影響均不顯著，但主觀規范對治理行為的影響均較為顯著。對此，可能的解釋是，在農村地區，男性、受教育程度較高和低年齡組群體往往相互交錯，即年輕群體往往具有較高的文化水平，文化水平較高的群體也多集中在男性村民，這類群體一般具有較豐富的社交網絡，村域內關系網絡的“同群效應”對其影響較為有限。

從關系網絡對治理行為的影響效果來分析，男性的影響比女性更為顯著；高年齡組的影響比低年齡組更加顯著；高收入群體的影響顯著，而低收入群體的影響不顯著；村莊規模較小的影響顯著，規模較大的影響不顯著。由此說明，關系網絡對男性、高年齡組和高收入村民群體具有更強的潛在監督與約束作用。村莊規模越小，關系網絡的影響效應越顯著，原因是小規模村莊的村民所處社交網絡具有更強的同質性，其所帶來的“同群效應”更為明顯，村民會礙于“面子”或“群體壓力”而修正行為決策。

4 研究結論與政策啟示

4.1 研究結論

利用結構方程模型，系統分析關系網絡和生態認知對村民參與村域生活垃圾合作治理行為的影響，并以村民的性別、年齡、受教育程度、收入和村莊規模作為調節變量，驗證研究假設是否與不同群組匹配。所得主要結論如下：

(1)生態認知對村民生活垃圾合作治理行為具有顯著正向影響；關系網絡對村民合作治理行為不僅具有直接顯著正向影響，而且通過生態認知對治理行為具有顯著正向的間接影響。

(2)對村民生活垃圾合作治理行為影響效應最大的是關系網絡，其次是行為態度，最小的是主觀規范；關系網絡對行為態度的影響效應大于其對主觀規范的影響；生態認知在關系網絡與治理行為關系間的整體中介效應一般，且相比而言，行為態度的中介作用略強于主觀規范。

(3)多群組分析結果表明，以性別為調節變量時，男性的關系網絡對其生態認知和治理行為的影響更顯著，但較于女性村民，其生態認知對治理行為的影響更不顯著。不同性別村民群體的治理行為形成機理存在一定差異，男性治理行為形成的高效路徑為關系網絡—主觀規范—治理行為，女性則為關系網絡—行為態度—治理行為。利用關系網絡提升女性村民對于治理行為的態度認知和強化輿論效應、同群效應對男性村民的約束和引導作用對于優化合作治理行為非常關鍵。以年齡為調節變量時，年輕群體的村域關系網絡未對其生態認知和治理行為有顯著影響效應，治理行為動機來源于內化的態度認知和主觀規范；對于年老群體而言，雖然關系網絡對生態認知的形成具有顯著影響，但也許受限于行為能力，生態認知卻未能較好地轉化為治理行為。受教育程度和收入為調節變量的檢驗結果揭示，受教育程度較低和低收入群體的關系網絡能促使其提高對合作治理行為的正確認知，但相比受教育程度較高和高收入群體，這種認知較難轉化為治理行為。提高受教育程度和收入水平能有效促進生態認知轉化為實際的治理行為。以村莊規模為調節變量的分析結果顯示，較小規模村莊的村民關系網絡對生態認知和治理行為具有顯著正向影響。

4.2 政策啟示

(1)創新農村人居環境整治宣傳教育措施，提升并內化村民的生態認知。政府部門應基于條幅、廣播、口頭告知等傳統宣傳方式，探索創新農村人居環境整治宣傳措施，實現潛移默化地提升村民對治理工作重要性以及“誰污染誰治理”等生態認知。可結合傳統鄉風文明建設為村民提供形式活潑的生活垃圾治理主題文化活動，將宣傳教育與鄉風民風建設相融合，提高村民對宣教內容的接受程度，使其真正意識到治理效益和自我參與價值，樹立正確的生態理念，并將生態理念內化于心，外化于行，使得合作治理行為不再是注重“面子”的理性行為決策，而是源自“里子”的潛意識自覺行為。

(2)加大力度培育和發展非正式組織，充分發揮關系網絡的引導約束作用。政府部門應加大力度鼓勵和支持非正式組織的培育和發展[16]，加強村民之間的網絡聯系和信任水平，促進知識和信息在不同群體之間的共享，并注重發揮合作治理事務中“積極分子”的示范帶頭作用，強化“同群效應”的正面影響。與此同時，以各類非正式組織為載體，通過某些約定俗成的規范和慣例對網絡內村民形成無形的監督和約束，以降低村民參與生活垃圾合作治理集體行動的搭便車心理，促成集體行動的實現。此外，還可借助非正式組織宣傳生態文明建設思想、鄉村人居環境整治和生活垃圾治理的益處，糾正村民對農村環境治理的認知偏差。

(3)完善村民參與與表達機制，提高村民參與積極性和能力。政府部門應完善村民參與村域環境治理的機制建設，樹立村民權利主體意識，提高參與意識和參與能力。公共事務有效治理之道在于將個體利益和集體利益最大程度地融合，以調動“理性人”個體的參與積極性和主動性，因而，充分的利益表達和有效的利益實現是提升村民參與水平的基礎。由此，不斷完善利益表達渠道，制定“自下而上”和“自上而下”相結合的決策制度成為村民參與機制建設的首要任務。再者，面對村民參與能力不高的困境，應注重加強對村民參與能力的培育，從思想根源上啟發村民積極主動參與生活垃圾治理，并在日常治理事務中，讓村民自己主動出主意、想辦法，行使民主權利[17]，并通過宣傳、示范、獎勵等方式，加大村民參與的資源投入，保證村民參與的物質基礎。