毛馨敏， 卞莉莉

(福建農(nóng)林大學(xué) 公管學(xué)院，福建 福州 350002)

一、引言

隨著農(nóng)村經(jīng)濟的飛速發(fā)展，農(nóng)村生態(tài)環(huán)境問題日益凸顯，農(nóng)村生態(tài)環(huán)境治理成為當務(wù)之急。黨的十九大報告指出要攻堅克難，進一步實現(xiàn)生態(tài)文明發(fā)展的新跨越，繼續(xù)建設(shè)社會主義新農(nóng)村，打造綠水青山就是金山銀山的美麗鄉(xiāng)村。建設(shè)美麗鄉(xiāng)村的重要理念是生態(tài)宜居，良好生態(tài)環(huán)境是農(nóng)村最大優(yōu)勢和寶貴財富。公眾參與作為一種新的農(nóng)村環(huán)境治理機制得到越來越多的關(guān)注，農(nóng)戶作為農(nóng)村環(huán)境治理的主體，在農(nóng)村生態(tài)環(huán)境治理中極為重要。在此背景下，對農(nóng)戶環(huán)境行為的研究更具有現(xiàn)實意義。

環(huán)境友好行為通常是指個人主動參與、付諸行動來解決和防范生態(tài)環(huán)境問題的行為，一般包括參與環(huán)境保護的宣傳活動，愿意通過捐助參與環(huán)境保護、參與環(huán)境保護的政策制定[1-3]。根據(jù)眾多學(xué)者的研究發(fā)現(xiàn)，在探討環(huán)境友好行為意愿的內(nèi)在機理時，大多從“個人層面”來討論，如環(huán)境風(fēng)險感知[4]、環(huán)境知識[5]、環(huán)境認知[6]等。而農(nóng)村環(huán)境治理是需要許多個體共同參與才能解決的公共問題。所以，對農(nóng)戶環(huán)境友好行為的研究，除了考慮個體因素之外，還應(yīng)考慮到人與人之間關(guān)系互動“關(guān)系層面”因素的影響。而社會資本理論則可以提供了一個理想的視角。社會資本理論的核心觀點認為，社會資本主要由信任、規(guī)范和網(wǎng)絡(luò)三個維度組成，指個體之間的聯(lián)系并內(nèi)嵌于社會中的資源，有助于人們?yōu)榱斯餐孢M行協(xié)調(diào)與合作[7]。本文以Putnam的社會資本理論作為概念框架，從以下三個層面即社會信任、社會網(wǎng)絡(luò)、群體規(guī)范與農(nóng)戶環(huán)境友好行為意愿之間的理論關(guān)系，通過追蹤福建、安徽、陜西三省農(nóng)村環(huán)境調(diào)查數(shù)據(jù)，利用結(jié)構(gòu)方程模型實證檢驗了上述三個層面社會資本的核心要素對農(nóng)戶環(huán)境友好行為的兩個不同層次的環(huán)境友好行為意愿，即環(huán)境維護和環(huán)境促進意愿的影響,并從根本上提出適行的政策建議。

二、理論分析與研究假說

本文以Putnam的社會資本理論作為概念框架，Putnam認為社會資本之間較好的輪回可以形成“社會均衡”，并且在持續(xù)的進化發(fā)展中產(chǎn)生更高水平的信任、規(guī)范與組織。并在他自己的著作中指出，社會資本中至關(guān)重要不能缺少的要素就是信任，例如在一個整體中，相互信任程度越大，那么他們在一起進行合作的可能性越高。與此同時，社會規(guī)范和關(guān)系網(wǎng)絡(luò)是由信任產(chǎn)生的。而模式、社會化和懲罰都是來約束社會規(guī)范的?；赑utnam的社會資本理論此篇文章認為:影響農(nóng)戶環(huán)境友好行為意愿的是社會信任、社會網(wǎng)絡(luò)、群體規(guī)范三個重要的社會資本。

(一)社會信任對農(nóng)戶環(huán)境友好行為意愿的影響

在信任維度上，Lewman認為，需將社會信任劃分為人際信任與制度信任，且人際信任、制度信任的對象和產(chǎn)生機制的差異性較大，不可模糊地統(tǒng)一對待[8]。Brunie認為社會成員之間的信任態(tài)度是整體社會系統(tǒng)的重要資源，讓個體在面臨需要解決的公共問題時相互協(xié)助從而降低行動的交易成本[9]。Coleman認為增加人們自發(fā)性的社會行為，能夠降低管理成本[10]。制度信任是指個體在人和人交際過程中受到的法律法規(guī)等制度的約束[11]。部分學(xué)者在研究環(huán)境領(lǐng)域時發(fā)現(xiàn)社會信任會對個體環(huán)保行為意愿產(chǎn)生影響。例如Petzold and Ratter指出了那些信任其他人會參與合作的人會更積極主動地參與到環(huán)境保護活動中[12]。Harland認為，在面對環(huán)境問題中，個人對其他人的行為的信任度，對其行為決策有直接影響[13]。根據(jù)以上的分析，提出以下假說：

假說H1:社會信任對其環(huán)境維護行為意愿有顯著影響

假說H2:社會信任對其環(huán)境促進行為意愿有顯著影響

(二)社會網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)戶環(huán)境友好行為意愿的影響

社會網(wǎng)絡(luò)重點是重視人們之間的互動和聯(lián)系，個體在做決策時不是孤立的，他所在的社會網(wǎng)絡(luò)會影響著他的決策[14]。中國農(nóng)戶之間存在著繁雜的社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，所以一定程度上影響著他們的生產(chǎn)活動[15]。農(nóng)村是個“鄉(xiāng)土本位”的社會，社會網(wǎng)絡(luò)是社會資本得以存在的基礎(chǔ)環(huán)境。每個網(wǎng)絡(luò)層面中夾雜著豐富或異質(zhì)性的信息資源，通過其關(guān)系獲取信息資源，并依靠傳播、引導(dǎo)與效仿等方式從而助推自身行為決策[11]。根據(jù)以上的分析，提出以下假說：

假說H3:社會網(wǎng)絡(luò)對其環(huán)境維護行為意愿有顯著影響

假說H4:社會網(wǎng)絡(luò)對其環(huán)境促進行為意愿有顯著影響

(三)群體規(guī)范對農(nóng)戶環(huán)境友好行為意愿的影響

群體規(guī)范是通過周圍社會環(huán)境的評價對個體信仰和評估結(jié)構(gòu)的形成產(chǎn)生潛移默化的影響作用[16]。就群體規(guī)范論述及表征而言，其范疇寬泛且較復(fù)雜，包括行為準則、風(fēng)俗習(xí)慣、道德倫理和價值標準等[17-18]。而在農(nóng)村地區(qū)，諸多學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)道德倫理處于群體規(guī)范的核心且發(fā)揮重要作用，如不遵守規(guī)定的村民要承擔(dān)失去和睦的鄰里關(guān)系、個人面子及名譽聲望等懲罰[19]。根據(jù)以上的分析，提出以下假說：

假說H5:群體規(guī)范對其環(huán)境維護行為意愿有顯著影響

假說H6:群體規(guī)范對其環(huán)境促進行為意愿有顯著影響

根據(jù)以上的分析，本文假設(shè)模型如圖 1 所示。

圖1 研究模型

三、數(shù)據(jù)來源、變量定義與研究方法

(一)數(shù)據(jù)來源與樣本特征

本文研究數(shù)據(jù)來源于2017年7月—2018年7月對福建省、安徽省、陜西省3省農(nóng)戶參與環(huán)境污染整治的問卷調(diào)查。選取這三個地方展開調(diào)研的原因一方面是因為，三地方位于東、中、西部，首先三地的風(fēng)土人情和社會經(jīng)濟水平都具有一定的代表性，其次三地之間的距離較遠，一定程度上防止了空間的內(nèi)生性；另一方面，選取這三個最早一批開展農(nóng)村環(huán)境整治的省份，農(nóng)村環(huán)境治理體系和完善程度有差別，可以有效區(qū)分樣本的變異度。其中，福建省中選取福州市的閩清、寧德的古田、三明的沙縣、南平的延平和武夷山、龍巖的新羅和永定共7個縣區(qū)；安徽省中選取合肥市的長豐和肥東、阜陽的阜南和界首共4個縣區(qū)；陜西省中選取西安的臨潼、延安的寶塔、榆林的靖邊共3個縣區(qū)，一共調(diào)查了14個縣，每個縣區(qū)選取4～5個鄉(xiāng)鎮(zhèn)(共34個鄉(xiāng)鎮(zhèn))，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)選取2～6個村(共102個村)；為了確保調(diào)查結(jié)果的真實性，問卷采取面對面的方式進行調(diào)查。內(nèi)容涉及個體特征、家庭特征、農(nóng)戶對環(huán)境的心理感知和參與生活垃圾分類處理的情況等。問卷共回收529份，除去無效問卷，最終獲得509份有效問卷。

分析發(fā)現(xiàn)，樣本具有以下特征：①調(diào)查對象主要以男性為主，占比51.67%。②中老年人居多。樣本多數(shù)處于46～65歲，占54.02%；36～45歲63人，占12.38%；35歲以下49人，占9.63%。原因是當前農(nóng)村大量青壯年勞動力外流，大多數(shù)老年人多在家務(wù)農(nóng)或照顧小孩，與農(nóng)村現(xiàn)實情況較為符合。③受教育程度普遍較低。文化程度為初中及以下者占89.2%。受訪者受教育程度普遍較低。④調(diào)查對象少部分為黨員。黨員比例僅占10.41%。⑤調(diào)查對象大部分為中下等收入水平。所調(diào)查的農(nóng)戶年收入在10萬元以下的占78.58%；10～20萬元收入的占15.53%；20萬元以上的僅占5.89%。樣本基本情況見表1。

表1 農(nóng)戶個體特征及基本情況描述

(二)變量描述性統(tǒng)計

綜合已有研究[20-21]及實地調(diào)研的情況，本文選取變量表征方式詳細說明如下：選取“村里的人是可以相信的”[22]、“相信政府是為群眾服務(wù)的”[22]、“不在家鑰匙請鄰居保管”[23]這三個變量來表征社會信任；“生活中也會關(guān)注環(huán)境的相關(guān)信息”、“每逢村干部選舉我會積極參加”[24]，這兩個變量表征社會網(wǎng)絡(luò)；“如果別人不保護環(huán)境，我會采取行動”[25]、“我會按照村里的規(guī)定扔垃圾”[26],這兩個變量表征群體規(guī)范。“是否愿意花時間了解環(huán)境的相關(guān)信息”、“是否愿意對生活垃圾進行分類處理”[21]來表征環(huán)境維護行為意愿；“是否愿意參與環(huán)境宣傳活動當中”、“是否愿意向政府提出環(huán)境治理意見”[27]。本文采用李克特5分法對結(jié)構(gòu)方程模型中的社會信任、社會網(wǎng)絡(luò)、群體規(guī)范三個潛變量進行測量(1=完全不同意，2=較不同意，3=一般，4=較同意，5=非常同意)；對于環(huán)境行為意愿，本文借鑒李秋成[20]等的研究，將農(nóng)戶的環(huán)境行為意愿分為環(huán)境維護行為意愿和環(huán)境促進行為意愿兩個潛變量進行測量(1=是，0=否)。據(jù)此，對社會資本和環(huán)境行為意愿的變量說明及統(tǒng)計見表2。

表2 農(nóng)戶社會資本、環(huán)境行為意愿的變量說明及統(tǒng)計

(三)研究方法

1.研究方法的選取

社會資本、環(huán)境行為意愿屬于主觀認知, 所以具有主觀測量誤差的特點。結(jié)構(gòu)方程模型(structural equation modeling, SEM)可為處理難以觀測主觀潛變量，同時還能分析變量的誤差，是將測量與分析融為一體的計量研究[28]。所以, 本文運用結(jié)構(gòu)方程模型將社會資本對環(huán)境行為意愿的影響效應(yīng)進行分析。

2.模型設(shè)定

建立測量各潛變量之間因果關(guān)系的模型，模型分為以下三種形式：

η=βη+Γξ+ζ

(1)

y=Λyη+ε

(2)

x=Λxξ+δ

(3)

方程(1)是總的結(jié)構(gòu)方程模型，表示內(nèi)生潛變量η和外源變量ξ之間的關(guān)系，模型中的β和Γ是系數(shù)矩陣，ζ為殘差項。方程(2)和方程(3)是測量模型，表示可觀測變量y、x與內(nèi)生潛變量η和外生潛變量ξ之間的關(guān)系，Λy和Λx則表示回歸權(quán)數(shù)，ε和δ表示測量誤差。

四、數(shù)據(jù)結(jié)果與分析

(一)社會資本及環(huán)境行為意愿的信度和效度檢驗

為增強文章的可信性和有效性，本文進行了驗證性因子分析及信度和效度的檢驗，結(jié)果為表3所示。信度是指問卷的可信程度，根據(jù)測量問卷的整體Cronbach’sα的值為0.537。同時，各潛變量的組合信度的值0.541～0.645。可知本文內(nèi)部結(jié)構(gòu)性較好，具有良好的可信度。效度是指測量方法能準確反映測量變量的程度。本文運用spss17.0軟件對樣本數(shù)據(jù)因子分析，所得結(jié)果的KMO值為0.603。總體來看，模型適合做因子分析。綜合來看，模型數(shù)據(jù)適合做因子分析，即表明模型具有較強的建構(gòu)強度。

表3 測量變量與驗證性因子分析結(jié)果

注：**表示p<0.01。

(二)模型擬合和檢驗假設(shè)

由結(jié)構(gòu)方程模型擬合的整體適配度檢驗指標可知(表4), 初步擬合的χ2為 135.138, 但是CMIN/DF、RMR、GFI、NFI、RFI、CFI、PCFI、AIC指標都不符合評價標準。根據(jù)模型路徑系數(shù)與修正指數(shù)修正后,模型的χ2顯著變小為60.492, 各適配度評價指標均符合評價標準。結(jié)構(gòu)方程模型所得的回歸結(jié)果及路徑如圖2所示。

表4 結(jié)構(gòu)方程的評價體系及擬合結(jié)果

(三)社會資本對環(huán)境行為意愿的影響效應(yīng)檢驗結(jié)果分析

通過比較標準化路徑系數(shù)本文發(fā)現(xiàn)，不同層次社會資本對環(huán)境行為意愿的影響具有明顯的差異性(見表5)。具體而言，在環(huán)境維護行為意愿中，社會資本中的“社會網(wǎng)絡(luò)”影響最強(β3=0.543)，其次為“群體規(guī)范”(β5=0.477)和“社會信任”(β1=0.250)，說明在環(huán)境維護行為意愿中，農(nóng)戶受到社會網(wǎng)絡(luò)的影響最強，其次對他人的信任程度和群體意見的壓力也會對其環(huán)境維護行為意愿產(chǎn)生影響。在環(huán)境促進行為意愿中，社會資本中的“群體規(guī)范”影響最強(β6=0.278)，其次為“社會信任”(β2=0.199)和“社會網(wǎng)絡(luò)”(β4=0.112)，說明在環(huán)境促進行為意愿中，農(nóng)戶會受到群體規(guī)范的影響最強，其次是對他人的信任度和接觸的人際關(guān)系及信息網(wǎng)絡(luò)也會對其環(huán)境促進行為意愿產(chǎn)生影響。具體假設(shè)模型標準化路徑系數(shù)的結(jié)果為圖2所示。

表5 社會資本對環(huán)境行為意愿的結(jié)構(gòu)方程模型回歸

注：*、**和***分別表示通過10%、5%和1%的顯著性水平。

圖2 假設(shè)模型檢驗結(jié)果

根據(jù)圖2的結(jié)果可以看出，社會信任對環(huán)境維護行為意愿的路徑系數(shù)為0.25，在1%的顯著水平上正向影響農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿，假設(shè)1得到了驗證，且社會信任每增加一個標準差，會使農(nóng)戶參與環(huán)境維護意愿增加0.25個標準差；社會信任對環(huán)境促進行為意愿的路徑系數(shù)為0.20，在5%的顯著水平上正向影響農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿，假設(shè)2得到了驗證，且社會信任每增加一個標準差，會使農(nóng)戶參與環(huán)境促進意愿增加0.199個標準差。可能的解釋：首先，來自鄰居親戚和政府的信任度在一定程度上為農(nóng)戶參與環(huán)境治理提供了良好的保障，進而提高農(nóng)戶的參與環(huán)境治理意愿。在經(jīng)濟比較不發(fā)達山地區(qū)，農(nóng)戶與鄰居和親朋好友長期的“串門”、與鄰居的“抬頭不見低頭見”等交流形成了比較強烈的情感認同，信任程度越高則越能降低行動成本，農(nóng)戶更愿意參與到農(nóng)村環(huán)境治理中。其次，農(nóng)村環(huán)境是具有公共屬性的物品，一定程度上需要政府的扶持政策，若農(nóng)戶對政府的信任程度越高就越有利于對農(nóng)村環(huán)境治理的內(nèi)心認同，增強農(nóng)戶對未來環(huán)境治理美好前景的信心，從而提高農(nóng)戶參與環(huán)境治理的意愿。

社會網(wǎng)絡(luò)對環(huán)境維護行為意愿的路徑系數(shù)為0.54，在1%的顯著水平上正向影響農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿，假設(shè)3得到了驗證，且社會網(wǎng)絡(luò)每增加一個標準差，會使農(nóng)戶參與環(huán)境維護意愿增加0.543個標準差；社會網(wǎng)絡(luò)對環(huán)境促進行為意愿的路徑系數(shù)為0.11，在5%的顯著水平上正向影響農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿，假設(shè)4得到了驗證，且社會網(wǎng)絡(luò)每增加一個標準差，會使農(nóng)戶參與環(huán)境促進意愿增加0.112個標準差?？赡艿慕忉專菏紫?，農(nóng)戶積極參與村委會組織的活動，使得農(nóng)戶主人翁意識和歸屬感更強，更愿意參與到環(huán)境治理中。其次，農(nóng)戶主動通過網(wǎng)絡(luò)渠道獲取資源，往往眼界更為開闊，主動關(guān)心環(huán)境相關(guān)信息的農(nóng)戶更愿意參與農(nóng)村環(huán)境治理的意愿。

群體規(guī)范對環(huán)境維護行為意愿的路徑系數(shù)為0.48，在1%的顯著水平上正向影響農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿，假設(shè)5得到了驗證，且群體規(guī)范每增加一個標準差，會使農(nóng)戶參與環(huán)境維護意愿增加0.477個標準差；群體規(guī)范對環(huán)境促進行為意愿的路徑系數(shù)為0.28，在5%的顯著水平上正向影響農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿，假設(shè)6得到了驗證，且群體規(guī)范每增加一個標準差，會使農(nóng)戶參與環(huán)境促進意愿增加0.278個標準差。群體規(guī)范作為一種非正式制度規(guī)范，在當今農(nóng)村社會中，血緣和地緣形成的傳統(tǒng)規(guī)范等道德倫理能較好約束和引導(dǎo)農(nóng)民參與社會活動，尤其是農(nóng)村環(huán)境更多具有公共屬性，如果不參與集體活動約束力越強，那么對公共領(lǐng)域的自治約束力就較大，進而更有助于增強農(nóng)戶環(huán)境治理參與意識。

綜上所述，社會資本對環(huán)境行為意愿的路徑系數(shù)越顯著，且方向是正相關(guān)，則說明農(nóng)戶的社會資本儲量對環(huán)境行為意愿有較強的正向影響，社會資本儲量越豐富，農(nóng)戶越愿意參與到農(nóng)村環(huán)境治理中。

五、結(jié)論

本文基于福建、安徽、陜西3省的農(nóng)村環(huán)境調(diào)查數(shù)據(jù)，利用結(jié)構(gòu)方程模型分析了社會資本對農(nóng)戶環(huán)境友好行為意愿的影響因素進行了深入研究。首先，社會信任、社會網(wǎng)絡(luò)、群體規(guī)范對農(nóng)戶環(huán)境維護意愿均有顯著正向影響，其影響程度為：社會網(wǎng)絡(luò)>群體規(guī)范>社會信任。其次，社會信任、社會網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)戶環(huán)境促進意愿有顯著的正向影響，其影響程度為群體規(guī)范>社會信任>社會網(wǎng)絡(luò)。

六、對策建議

通過以上實證分析來看，社會資本通過社會信任、社會網(wǎng)絡(luò)、群體規(guī)范影響著農(nóng)戶參與環(huán)境治理的意愿。目前，隨著農(nóng)村勞動力的外流，農(nóng)村社會資本受到一定程度的影響，如何合理運用農(nóng)村現(xiàn)有的社會資本提高農(nóng)戶參與環(huán)境治理的意愿，推動農(nóng)戶參與農(nóng)村環(huán)境治理，從而促進“美麗鄉(xiāng)村”的目標實現(xiàn)，本文提出以下的政策建議：

(1)加強農(nóng)村合作組織建設(shè)，增進農(nóng)戶的人際信任。發(fā)動村民積極參與農(nóng)村合作組織，建立起農(nóng)戶之間互惠合作功能，促使農(nóng)戶與農(nóng)戶之間形成良好的信任機制。同時，彰顯農(nóng)村合作組織的模范功能，在遵守村規(guī)民約、村落習(xí)俗等起到領(lǐng)導(dǎo)作用，還可以通過提高對家鄉(xiāng)的歸屬感和認同感提高農(nóng)戶之間的凝聚力，更好地發(fā)揮群體規(guī)范制約作用，進而減少環(huán)境治理過程中交易成本。

(2)考慮環(huán)境治理中農(nóng)戶的利益需求，提高農(nóng)戶的制度信任。良好的法律制度與政策環(huán)境是農(nóng)戶參與環(huán)境治理的保障，政府在考慮環(huán)境治理問題同時也要充分考慮農(nóng)戶的利益需求。從政策層面建立起系統(tǒng)的環(huán)境保障體系，制定合理的環(huán)境補貼標準，明晰環(huán)境治理補償對象和補償途徑，進一步提高農(nóng)戶的制度信任及調(diào)動其參與環(huán)境治理的意愿。

(3)加強對農(nóng)村環(huán)境治理的宣傳，提高農(nóng)戶保護農(nóng)村環(huán)境的意識，充分發(fā)揮媒體互聯(lián)網(wǎng)的監(jiān)督作用，強化農(nóng)村道德約束作用的發(fā)揮。農(nóng)村作為具有鄉(xiāng)土氣息的熟人社會，注重講“情”、“禮”，更多的是以鄉(xiāng)規(guī)民約為代表的鄉(xiāng)間約定[29]，所以要充分發(fā)揮村委會的帶頭作用，帶頭遵守村規(guī)民約等，更好的發(fā)揮群體規(guī)范的制約作用。

(4)構(gòu)建多層次環(huán)境治理信息渠道，拓寬農(nóng)戶的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)。結(jié)合農(nóng)村合作組織、村委會等載體，利用網(wǎng)絡(luò)、電視和廣播、新聞發(fā)布會等多種途徑構(gòu)建多層次環(huán)境治理信息渠道，尤其是通過環(huán)境治理的集體活動，增進農(nóng)民的交往并形成情感交流與經(jīng)營互動，拓寬林農(nóng)關(guān)系網(wǎng)絡(luò);而農(nóng)戶要善于利用關(guān)系網(wǎng)絡(luò)渠道獲取資源，從而提高參與環(huán)境治理的意愿。