地方依戀對鄉村旅游地農戶環境責任行為的影響
——以環境感知為中介變量

賀 焱，王立國，3，魏 祎

（1.江西農業大學，a.國土資源與環境學院；b.鄉村旅游發展研究中心，南昌 330045；2.南昌市鄉村旅游發展研究中心，南昌 330045；3.江西省鄱陽湖流域農業資源與生態重點實驗室，南昌 330045）

鄉村旅游業作為一種新的經濟增長點［1］，在近年來發展十分迅速，也成為助推鄉村振興戰略的重要因素。江西省鄉村地區擁有豐富的生態旅游資源，擁有較多的鄉村旅游示范點，政府對于鄉村旅游業的發展十分重視。隨著鄉村旅游業的不斷開發，鄉村地區的經濟發展水平明顯提高，而當地農戶也從中受益，生活水平明顯提高［1］。但是在鄉村地區大力開發旅游資源的同時，對于當地的自然環境也帶來了較大的擾動［2］，造成旅游發展與鄉村地區的生態資源環境的矛盾加劇［3］。農戶是鄉村旅游發展的受益者，也是促進鄉村生態環境與鄉村旅游可持續發展的關鍵主體，因此，實施環境責任行為是其重要使命。

有關環境責任行為的研究，學者們越來越多地關注心理學的內在影響作用［4］，越來越關注個體情感的作用，而情感作用在現有研究中多表現為地方依戀這一變量。Valizadeh等［5］在研究中發現農民的地方依賴和地方認同能夠通過節水道德準則對其節水意愿產生顯著影響。李文明等［6］在對旅游者親環境行為與地方依戀的研究中，發現游客的親環境行為由地方依戀的2個維度分別通過對于環境教育的感知與對自然產生的共情而產生正向且顯著的影響，突出了情感對行為的作用。段正梁等［7］在游客環境責任行為的研究中，將地方依戀作為調節變量，得出地方依戀在游客生態價值觀和內部動機之間有著顯著的正向調節關系，其地方依戀越強，游客的生態價值觀念對環境責任行為的影響程度就越強。賈衍菊等［8］在旅游環境責任行為的研究中，將地方依戀作為中介變量，得出旅游者的該行為除了能夠直接受到其地方依戀正向且顯著的影響之外，并且還能由地方特征通過地方依戀這一中介變量實現對其正向且顯著的影響。除此之外，研究還發現環境責任行為可以受到人們自身各種感知等因素的影響。郭清卉等［9］在研究中將影響親環境行為的因素分為農戶親環境行為所實施的自身規范、對環境產生的關心以及對于環境污染的一系列感知，且這些因素都對農戶的親環境行為產生了顯著的正向影響。殷程強等［10］在研究景區游客親環境行為的影響因素中，得出游客的親環境行為能夠受到環境教育的感知，通過專業素質這一中介變量而產生正向且顯著的影響。

縱觀國內外有關環境責任行為的研究，學者們多是從旅游地游客情感作用與環境責任行為的關系進行研究，針對旅游地農戶這一對象的研究少之又少。而隨著鄉村旅游在中國的迅速發展，對于旅游發展所帶來的一系列環境問題也日益突出，農戶作為旅游地的主要居住者以及旅游業發展的受益者，參與旅游地環境保護對于鄉村旅游的可持續發展有重要意義。因此，針對地方依戀、感知等對農戶采取環境責任行為的影響進行研究是十分重要的。基于上述分析，本研究選取江西省16個具有代表性的鄉村旅游地農戶進行調查研究，并構建結構方程模型，研究地方依賴、地方認同、環境感知對環境責任行為的影響機理，為當地政府及相關部門對于農戶環境責任行為相關政策改革推廣提供參考。

1 研究假說與理論模型

1.1 地方依戀與環境感知

地方依戀（Place attachment）是在地理環境中用來描述人與地方的情感相聯結的重要概念［11］。地方依戀被定義為個體與其所在居住地的情感關聯以及心理認同［6］。關于地方依戀維度的劃分，國內外現有研究中有多種劃分方式，William等［12］將其劃分為地方依賴、地方認同；王學婷等［13］在研究中將其劃分為情感依戀、地方認同、社交聯系以及地方依賴4個維度；Bricker等［14］在量表中則將其劃分為地方認同、社會認同與地方依賴。本研究借鑒William等［12］的劃分方法，也將旅游地農戶的地方依戀劃分為上述2個維度。其中地方依賴強調農戶對于當地旅游業發展所帶來的功能性依賴，地方認同強調農戶對于當地情感上的認同。范鈞等［［15］在研究中發現旅游者的地方依賴能夠顯著正向影響地方認同；李文明等［6］在研究中發現觀鳥游客的地方依賴也能對地方認同產生顯著正向影響。

環境感知在研究中指旅游地農戶對于當地環境狀況、有關環保政策措施及相關技術實施等的評價。李文明等［6］在研究中提出游客對于環境教育的感知程度能夠受到其地方依戀情感正向且顯著的影響。當前只有較少學者研究了關于地方依戀對于感知的影響，而地方依賴與地方認同反映了農戶對當地的功能性依賴與情感上的認同，對于當地的感情聯結更能使農戶主動了解其環境保護的重要性和保護當地環境，會有“愛屋及烏”的作用［6］，即一定程度上對環境保護重要性的感知評價也有一定影響。因此，本研究提出假設H1、H2、H3。

假設H1：地方依賴對農戶的地方認同有正向的顯著影響。

假設H2：地方認同對農戶的環境感知有正向的顯著影響。

假設H3：地方依賴對農戶的環境感知有正向的顯著影響。

1.2 地方依戀與環境責任行為

環境責任行為（Environmental responsibility behavior，ERB）是指個體或群體采取的有利于環境可持續發展的一切行為［8］以及減少對環境有負影響的行為［16］。環境責任行為在近年來被學者們廣泛關注，在現有研究中環境責任行為又稱親環境行為［17，18］、環境友好行為［19］等，這些概念的定義并沒有較為明確的區別，學者們多將這些表述通用。結合現有研究，本研究將農戶環境責任行為定義為農戶為補救環境問題而采取的一切行動。

羅文斌等［20］在研究中發現游客的環境責任行為受到地方依戀情感正向且顯著的影響；張婷等［21］在游客環境責任行為影響因素的研究中得出結論，認為環境責任行為受到游客地方依戀情感顯著的正向驅動作用；孔藝丹等［22］在游客環境責任行為影響機制的研究中得出游客的地方依戀越高，其環境責任行為越積極；祁瀟瀟等［23］在研究旅游者環境責任行為實施的影響因素中，得出行為的實施能夠受到地方依戀的2個維度即地方依賴與地方認同的顯著正向影響；吳俏［24］則在研究中得出旅游者的環境責任行為由地方依賴與地方認同通過滿意度而產生正向顯著的影響；李文明等［25］在研究游客親環境行為影響機理中發現，其該行為受到地方依戀2個維度正向且顯著的影響。因此，本研究提出假設H4、H5。

假設H4：農戶的環境責任行為受到地方認同顯著且正向的影響。

假設H5：農戶的環境責任行為受到地方依賴顯著且正向的影響。

1.3 環境感知與環境責任行為

張圓剛等［16］在對于旅游者環境責任行為的分析中發現，該行為受到游客感知價值的顯著正向影響；朱學同等［26］在研究鄉村旅游者的環境責任行為中得出結論，發現該行為受到對于游玩體驗感知價值的顯著正向影響；郭清卉等［9］在研究農戶親環境行為中得出，其行為能夠受到環境污染感知正向且顯著的影響；周全等［27］在研究公眾親環境行為的影響因素中發現，該行為受到公眾對環境風險感知的顯著影響，這一感知主要在公眾對媒介的使用與親環境行為影響中起到了中介作用。因此，本研究提出假設H6、H7、H8。

假設H6：環境感知對農戶的環境責任行為有顯著的正向影響。

假設H7：環境感知在地方依賴與環境責任行為中起到中介作用。

假設H8：環境感知在地方認同與環境責任行為中起到中介作用。

1.4 理論模型

基于上述研究假設，本研究將農戶的地方認同、地方依賴與環境感知作為自變量，以環境責任行為作為因變量，并嘗試將農戶環境感知設置為中介變量，以此來考查環境感知在農戶地方依戀和環境責任行為之間的中介效應，并進一步考查農戶地方依戀和環境感知對環境責任行為的影響機制。具體理論模型的構建見圖1。

圖1 理論模型

2 研究設計

2.1 數據來源

研究數據來源于2020年12月對江西省16個具有代表性的鄉村旅游地農戶的調查問卷。研究選取了宜春市袁州縣5個村落（楊家坪村、溫湯村、仙鞏村、潭下村、深塘村）、吉安市青原縣3個村落（山前村、滸崗村、彭家村）、南昌市青山湖區2個村落（前進村、上風景村）、南昌市灣里區立新村、上饒市婺源縣5個村落（鶴西村、嚴田村、源頭村、嶺腳村、江灣村）。每戶由1位熟悉家庭情況的成員接受調查。問卷的調查內容包括受訪者基本情況、受訪者環保認知、受訪者環境責任意愿及行為情況等。調查通過與農戶交談來實現，問卷發放量600份，除去無效問卷，有效問卷共577份，有效回收率達96.2%，包括宜春市136份、吉安市145份、南昌市96份、上饒市200份。

2.2 變量測量

1）地方依戀。研究將這一變量劃分“地方認同”及“地方依賴”進行測量。其中“地方認同”維度的觀測變量設計為“我很認同這里”“我對當地的喜歡程度勝過其他地方”“發展旅游提高了當地知名度”；“地方依賴”維度的觀測變量設計為“旅游發展會促進基礎及服務設施建設”“旅游發展會為當地農戶增加就業機會”“當地旅游發展會促進我需求的滿足”。

2）環境責任感知。在研究中，這一變量是指農戶對于環境責任技術及政策的推廣而作出的評價。在問卷中“環境責任感知”的觀測變量設計為“良好的環境令我心情愉悅”“環境責任技術的推廣與實施令我感到欣慰”“有效的環境保護政策措施令我感到欣慰”。

3）環境責任行為。農戶的環境責任行為是指農戶為補救環境問題而采取的一切行動。在問卷中“環境責任行為”的觀測變量設計為“我會關心當地環境質量變化問題”“我會關注旅游對當地環境的影響”“我會在農業生產中有意識地減少污染”。

4）人口學變量。在人口學變量中設置性別（1=“男”，2=“女”）、年齡（1=“小于等于25歲”，2=“26～35歲”，3=“36～45歲”，4=“46～60歲”，5=“大于等于61歲”）、文化程度（1=“沒讀過書”，2=“小學”，3=“初中”，4=“高中或中專”，5=“大專及以上”）、職業（1=“農業”，2=“農業為主兼旅游業”，3=“旅游業”，4=“旅游業為主兼農業”，5=“其他”）、在本地居住時間（1=“小于1年”，2=“1～10年”，3=“11～20年”，4=“21～30年”，5=“大于30年”）、家庭年均總收入（1=“2萬元以下”，2=“2萬～5萬元”，3=“5萬～8萬元”，4=“8萬～10萬元”，5=“10萬元以上”）。

2.3 問卷設計

問卷的內容設計為調查的意圖、受訪人的各方面基本情況（即性別、年齡、文化程度、職業、家庭年均總收入、在本地居住時間等）、各維度觀測變量的調查。其中觀測變量均采用李克特五級量表，“非常不同意”“不同意”“一般”“同意”“非常同意”，賦值分別為1～5分。具體描述結果見表1。

表1 變量的描述

3 數據分析與假設檢驗

3.1 描述性統計結果分析

利用SPSS23.0軟件對人口學變量進行頻率統計分析，結果顯示受訪者中男性占總人數的43.5%，女性占56.5%；年齡以46歲及以上的占比最大，總占比72.6%；文化程度以小學學歷為主，占比32.9%，高學歷占比較小；從事農業以及農業為主兼旅游業的占比最大，總占比63.9%，符合該研究調查農戶的要求；居住時間以大于30年的為主，占比70%；家庭年均總收入在10萬元以上的最多，占比26.7%。

3.2 效度及信度檢驗

3.2.1 信度檢驗 利用SPSS23.0軟件對量表信度進行檢驗，運用Cronbach’s Alpha（α）對量表的12個題項進行效度檢驗，得到克隆巴赫Alpha系數為0.864，達到了通常規定的0.7以上的標準，因此問卷量表有良好的穩定性以及一致性，并且表示量表整體的信度良好。

3.2.2 效度檢驗 首先，研究運用SPSS23.0軟件通過測量整體KMO值和Bartlett球形度檢驗量表的效度。測量結果得到量表整體KMO值達0.848，且Bartlett球形度檢驗的顯著性通過了1%水平的檢驗（表2），表明量表效度達到了較好的水平。且該量表中12個題項共被提取出4個公因子，其累計總方差解釋為72.141%，也符合通常規定60%以上的標準。

表2 探索性因子檢驗結果

其次，研究對量表也進行了聚斂效度的檢驗（表3）。利用AMOS23.0軟件輸出分析結果得出4個潛變量的標準化因子載荷（Std.）在0.558～0.929，都達到了臨界閾值為0.5的標準，并且P都小于0.001；4個潛變量的組合信度（CR）在0.748～0.859，都超過了0.7的臨界閾值，表明潛變量都具有較好的信度；4個 觀測 變 量的AVE在0.505～0.675，達到0.5的 標準，表明量表的聚斂效度具有較好水平。

表3 聚斂效度檢驗結果

最后，對量表的區分效度進行檢驗（表4）。根據現有研究可知若潛變量與其他潛變量之間相互關聯的系數均小于該潛變量AVE的平方根時，則達到了區分效度檢驗的標準，由此根據結果可知量表的區分效度理想。

表4 區分效度檢驗結果

3.3 模型擬合度檢驗

依據理論假設模型，研究利用AMOS23.0軟件來構建結構方程模型，顯著的路徑見圖2。

通過AMOS23.0軟件，利用最大似然估計法初步對該模型進行擬合，得到各指標值包括CMIN/DF、GFI、AGFI、CFI、IFI、RMSEA都達到了標準，具體數值見表5，由此說明該模型整體擬合度良好，通過檢驗。

表5 模型擬合度檢驗

3.4 假設結果檢驗

在結構方程模型中變量之間的路徑見圖2，標準化系數以及系數的顯著性檢驗見表6。模型估計結果可知地方依賴與環境感知能夠對環境責任行為影響的路徑系數的P均在0.001的水平上顯著；地方依賴對農戶的地方認同所產生的影響也在0.001的水平上顯著；地方依賴對環境感知影響的P在0.005的水平上顯著；地方認同對環境感知影響的P在0.001水平上顯著；僅存在地方認同對環境責任行為一條路徑是不顯著的。

表6 結構方程擬合結果

圖2 結構方程模型路徑系數及因子載荷

同時從輸出結果可知地方依賴、環境感知對農戶環境責任行為影響的路徑系數分別為0.267、0.640，地方認同受到農戶地方依賴影響的路徑系數是0.434，農戶環境感知分別受到地方依賴、地方認同影響的路徑系數為0.146、0.341，均是正向影響，因此可知本研究的H1—H6假設中除了假設H4未得到驗證外其余都得到了驗證。

3.5 中介效應檢驗

為驗證環境感知的中介效果，研究利用bootstrap對環境感知進行了中介效應檢驗，檢驗結果見表7。首先，地方認同對農戶環境責任行為的直接效應不顯著，其P為0.842，但其間接效應是顯著的，由表7中的95%置信水平可知，由地方認同→環境感知→環境責任行為路徑中，環境感知中介效應檢驗的2種方法的置信區間不包含0（Bias-corrected上限值為0.054、下限值為0.238，Percentile上限值為0.055、下限值為0.238），由此可知，環境感知在此路徑中起到了完全中介效果，假設H8驗證通過。

表7 中介效應檢驗

再者，通過bootstrap檢驗結果可知，地方依賴對農戶的環境責任行為的直接效應顯著，P為0.000，同時路徑地方依賴→環境感知→環境責任行為中，環境感知在95%置信水平下2種方法置信區間也均不包含0（Bias-corrected上限值為0.124、下限值為0.279，Percentile上限值為0.121、下限值為0.275），因此環境感知在這條路徑中起到了部分中介效果，假設H7驗證通過。

4 小結與建議

4.1 小結

1）鄉村旅游地農戶地方依賴、地方認同、環境感知以及環境責任行為較高。其5級均值都高于3.5，這說明旅游地農戶對于當地以及旅游業的發展都具有一定的依戀，也反映出鄉村旅游地環境保護的宣傳以及相應措施對于促進農戶實施環境責任行為也起到了一定的作用。

2）地方依賴對鄉村旅游地農戶的地方認同有著正向的顯著影響。在現有的研究中學者們多認為，地方依賴強調個體對當地的功能性所產生的依賴，而地方認同則強調個體對于當地產生情感性的依賴。當地旅游業的發展能夠滿足農戶自身發展的功能性需求，從而使農戶對當地產生了功能性的依賴，再由這種依賴影響農戶對當地情感性的認同，本研究結論亦然。

3）環境感知能夠對農戶環境責任行為直接產生顯著正向影響。鄉村旅游地依靠旅游業帶動產業經濟發展，而旅游的發展離不開良好生態環境的支撐，有關政府部門環保政策的出臺、環保技術的推廣對于當地環境保護起到了重要作用，維護良好的環境，維持旅游可持續發展，滿足農戶對于旅游業發展所帶來利益的需求，得到農戶的認可，從而能夠直接有利影響農戶主動實施環境責任行為，農戶自身主動參與環保中來，共同維護旅游地生態環境。

4）地方依賴能夠對鄉村旅游地農戶的環境責任行為產生直接的正向顯著影響，而且可以通過環境感知的中介效應對環境責任行為產生間接的正向顯著影響。通過研究得出，因鄉村旅游業發展為當地農戶帶來了各種便利條件，而使得農戶對當地產生依賴，而為了自身利益的保證，農戶能夠主動參與旅游地環境保護的行動，維持旅游地環境，促進旅游業的可持續發展，地方依賴對農戶實施環境責任行為產生了直接的影響；同時，農戶對于當地旅游發展的依賴也能夠提高農戶對于當地環境保護政策措施、環保技術等的了解和支持，增強農戶對于環境保護的正面感知評價；進而通過農戶對環境保護技術、政策以及對于良好環境的認可，促進農戶環境責任行為的主動實施。

5）地方認同不直接影響鄉村旅游地農戶的環境責任行為，但可以通過環境感知的中介效應對環境責任行為產生顯著正向影響。地方認同強調農戶在情感上對于當地的認可，而這種僅在情感上的認可，使得農戶并沒有直接認識到自身要參與到當地環境的保護程度，但是對于地方的認同感可以使農戶對當地所推出及實施的有利于環境的政策、技術以及相應措施有積極的認識，認同感越強，對環境保護的感知程度越高，進而再通過感知對于行為的影響，促進農戶環境責任行為的主動實施。

4.2 建議

基于上述結論，提出以下建議：首先，鄉村旅游地政府要完善落實相關環境保護政策，加大政策的宣傳力度，讓農戶了解政策、監督政策實施、參與政策實施；其次，鄉村旅游地政府應重視地方依戀對農戶的重要作用，相關旅游部門可以帶動農戶參與旅游業，為其提供適合的工作，為農戶參與旅游紀念品、餐飲、住宿等旅游相關產業經營提供便利條件，使農戶能夠得到旅游業發展所帶來的實際利益，由此增強農戶對旅游地的地方依戀，促進農戶主動實施環境責任行為，為環境保護和旅游業可持續發展提供力量，共同推動和響應鄉村振興戰略；最后，鄉村旅游地政府及相關部門要重視當地環境資源的保護，發揮帶頭作用，為鄉村旅游業的發展提供強有力的保障。