葛楠楠 馬曉旭

摘 ? 要：基于江蘇省的調(diào)查數(shù)據(jù)，利用因子分析和雙變量probit模型，探究農(nóng)村居民生活垃圾分類處理意愿的影響因素。結(jié)果表明：居民的性別、年齡和黨員身份對垃圾分類處理意愿影響顯著，家庭年收入對其支付意愿影響顯著;家中有基層干部的、面子觀念越強(qiáng)，地方認(rèn)同感越高、垃圾分類設(shè)備充足和進(jìn)行過相關(guān)知識宣傳的，越愿意參與垃圾分類處理并且愿意為垃圾分類支付一定的費用。據(jù)此，提出發(fā)揮政府主導(dǎo)作用、激發(fā)居民參與積極性、加大相關(guān)知識宣傳、加強(qiáng)鄉(xiāng)村文化建設(shè)和提高農(nóng)民地方認(rèn)同感等建議。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村居民;生活垃圾;分類意愿;面子觀念;地方認(rèn)同

中圖分類號：F062.2 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1008-2697（2021）04-0034-07

一、前言

2020年中共十九屆五中全會提出“全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興，實施鄉(xiāng)村建設(shè)行動，改善農(nóng)村人居環(huán)境”[1]，并指出“十四五”時期是全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興的關(guān)鍵期，生態(tài)振興作為鄉(xiāng)村五大振興之一，生態(tài)宜居是其內(nèi)在要求，實施生態(tài)振興具有重要的戰(zhàn)略意義。但隨著農(nóng)村社會經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展，農(nóng)村產(chǎn)生的垃圾逐漸復(fù)雜化多樣化，農(nóng)村環(huán)境面臨著更嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)。垃圾分類處理是農(nóng)村垃圾治理的重要內(nèi)容，既關(guān)系到農(nóng)村人居環(huán)境的改善，也關(guān)系到生態(tài)振興的實施。中國是最早提出垃圾分類的國家，但是一直沒有引起過多的討論，直到2017年《生活垃圾分類制度實施方案》公布，中國開始了強(qiáng)制性垃圾分類[2]。2019年上海開展了“史上最嚴(yán)的垃圾分類”措施，垃圾分類的熱潮席卷全國?！掇r(nóng)村人居環(huán)境整治三年行動方案》的出臺，也拉開了農(nóng)村垃圾分類治理的序幕。

在學(xué)術(shù)界，我國學(xué)者對農(nóng)村垃圾分類的研究主要集中于參與意愿或行為影響因素研究[3-6]和農(nóng)村垃圾分類治理路徑探索[7-9]。其中，意愿研究主要是分類意愿[5，10]和支付意愿[3，11]，而影響居民垃圾分類處理意愿的因素主要分為外部因素和內(nèi)部因素。研究外部因素的學(xué)者，認(rèn)為垃圾分類試點對農(nóng)戶的垃圾分類意愿具有正向影響[5]，宣傳規(guī)制、激勵規(guī)制可以促使參與環(huán)境治理[13]，增加環(huán)境新聞報道可以提高農(nóng)戶垃圾分類的參與度[12]。除此，農(nóng)村的基礎(chǔ)設(shè)施也影響居民垃圾分類的參與度，比如充足的垃圾收集設(shè)備可以提高居民的參與意愿。而研究內(nèi)部因素的學(xué)者認(rèn)為，居民的性別、受教育程度、年齡、是否是黨員或村干部、家庭年收入和家庭人口數(shù)量等個體特征影響其垃圾分類處理意愿[3，5，10，12]，居民的環(huán)境態(tài)度、環(huán)境認(rèn)知、環(huán)境關(guān)心水平和環(huán)保意識等個人主觀感知也影響其參與意愿[5-6，11，13]。

目前，農(nóng)村垃圾的處理方式按照“戶分類、村收集、鎮(zhèn)轉(zhuǎn)運、縣處理”流程，農(nóng)村居民做好垃圾分類是農(nóng)村垃圾有效治理的起點，也是關(guān)鍵環(huán)節(jié)。因此，研究農(nóng)村居民垃圾分類處理意愿具有重要意義。但不同于城市居民，農(nóng)村居民身處在鄉(xiāng)土社會中的“熟人社會”，“差序格局”的基層結(jié)構(gòu)使其具有根深蒂固的禮儀秩序和文化觀念，他們比城鎮(zhèn)居民更看重面子，對農(nóng)村更具有認(rèn)同感。因此，考慮面子觀念和地方認(rèn)同等心理學(xué)因素是具有現(xiàn)實意義的。在以往的研究文獻(xiàn)中，很少有共同討論農(nóng)村居民垃圾分類處理的直接參與意愿和間接參與意愿，這兩者是具有差異的[15]。鑒于此，本文以江蘇省農(nóng)村為例，基于心理學(xué)角度探究農(nóng)村居民垃圾分類處理直接參與意愿和間接參與意愿的影響因素，為促進(jìn)農(nóng)村居民參與垃圾分類處理，提高其農(nóng)村環(huán)境治理的主體地位提出相關(guān)政策建議，從而推進(jìn)生態(tài)振興的實施和促進(jìn)農(nóng)業(yè)強(qiáng)、農(nóng)村美和農(nóng)民富的全面實現(xiàn)。

二、理論分析與研究假說

（一）面子觀念對農(nóng)村居民垃圾分類處理意愿的影響

中國鄉(xiāng)土社會是一個個“一根根私人聯(lián)系所構(gòu)成的網(wǎng)絡(luò)”，是一個熟人社會[16]。在熟人社會中，面子觀念不僅體現(xiàn)人與人之間的互惠關(guān)系和“人情”，又具有社會地位、聲望和尊嚴(yán)[17]，它是鄉(xiāng)土社會傳統(tǒng)秩序中極為重要的一部分，是村民獲得村莊肯定性評價和他人贊譽的重要依據(jù)，是影響中國人行為最大的一個文化背景因素[14]。施卓敏等[18]發(fā)現(xiàn)，消費者的道德型面子越強(qiáng)，對綠色產(chǎn)品越偏好，越具有積極的親社會消費動機(jī)。于春玲等[19]發(fā)現(xiàn)在公開情景下，愛面子的消費者更愿意購買綠色產(chǎn)品，當(dāng)綠色產(chǎn)品較高于普通產(chǎn)品時，消費者對其具有偏好。唐林等[20]實證分析得出，面子觀念有助于農(nóng)戶采取生活垃圾集中處理行為。隨著生態(tài)振興的提出，實現(xiàn)生態(tài)宜居美麗鄉(xiāng)村建設(shè)深入人心，農(nóng)村居民對生態(tài)保護(hù)理念的認(rèn)同感逐漸加強(qiáng)?；诖?，本文提出假設(shè)：

H1a1：面子觀念對農(nóng)村居民垃圾分類處理的直接參與意愿有顯著的正向影響。

H1a2：面子觀念對農(nóng)村居民垃圾分類處理的間接參與意愿有顯著的正向影響。

（二）地方認(rèn)同對農(nóng)村居民垃圾分類處理意愿的影響

1978年，Proshansky提出了地方認(rèn)同[21]，國內(nèi)，最早由黃向[22]將地方認(rèn)同引入。本文基于環(huán)境心理學(xué)視角，借鑒Proshansky的解釋，將地方認(rèn)同概括為“是自我認(rèn)同的一部分，是與物理環(huán)境有關(guān)個人認(rèn)同，包括對文化、價值、意義上的認(rèn)同”，這種認(rèn)同容易讓他們參與到地方事務(wù)。如Bonaiuto等[23]發(fā)現(xiàn)，具有高度地方認(rèn)同感的居民的自愿合作水平較高，而低地方認(rèn)同感的自愿合作水平較低。而中國鄉(xiāng)土社會有其獨有的文化特點，農(nóng)戶以農(nóng)為生，世代定居是常態(tài)，他們對居住地具有更深厚的情感，賦予了地方認(rèn)同更強(qiáng)的情感偏好。李芬妮等[24]發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶的村莊認(rèn)同感越高，越有可能參與農(nóng)村的環(huán)境治理。綜上可見，地方認(rèn)同對個體參與環(huán)境治理具有重要影響。農(nóng)村生活垃圾分類處理是環(huán)境治理的重要部分，是全面改善農(nóng)村人居環(huán)境的有效途徑?；诖?，本文提出假設(shè)：

H2b1：地方認(rèn)同對農(nóng)村居民垃圾分類處理的直接參與意愿有顯著的正向影響。

H2b2：地方認(rèn)同對農(nóng)村居民垃圾分類處理的間接參與意愿有顯著的正向影響。

三、數(shù)據(jù)來源與樣本描述

（一）數(shù)據(jù)來源

江蘇省的經(jīng)濟(jì)總量一直位居全國前列，但受歷史經(jīng)濟(jì)、區(qū)域特點、政策導(dǎo)向等影響，蘇南、蘇中和蘇北三大區(qū)域在經(jīng)濟(jì)水平、產(chǎn)業(yè)發(fā)展、人才技術(shù)方面具有較大差異，蘇南的經(jīng)濟(jì)總量遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于蘇中和蘇北。從2017年《江蘇省城鄉(xiāng)生活垃圾分類和治理工作實施方案》的正式下發(fā)，江蘇省的垃圾分類工作有序推進(jìn)。由于省際內(nèi)部發(fā)展不平衡，三大區(qū)域在實施生態(tài)振興戰(zhàn)略的路徑和效果也各不相同。基于此，本文研究數(shù)據(jù)來源于2020年6～7月對江蘇省農(nóng)村地區(qū)的調(diào)研問卷。共發(fā)放350份問卷，剔除無效問卷后，得到有效問卷334份，其中蘇南地區(qū)92份、蘇中地區(qū)93份、蘇北地區(qū)149份，有效率為95.43%。

樣本特征描述如表1所示。性別方面，男性占比41.0%，女性占比59.0%;年齡方面，18～30歲的占比最高，為48.2%，其次為31～55歲的，比例為40.1%;受教育程度方面，初中學(xué)歷占比最高，為29.9%，其次是本科學(xué)歷，占比24.3%;是否黨員方面，黨員和非黨員占比分別為16.2%和83.8%;身份方面，基層干部占比8.7%，91.3%為非基層干部。

（二）農(nóng)村居民垃圾分類處理意愿的描述性分析

從全省角度看，53.9%的居民認(rèn)為所在村的垃圾分類設(shè)備是充足的，41.3%的居民所在村沒有開展垃圾分類，只有39.0%的受訪者所在村進(jìn)行過垃圾分類相關(guān)知識的宣傳。受訪者中，有85.3%愿意參與垃圾分類，有54.8%愿意為所在村垃圾分類支付一定的費用，垃圾分類處理的參與意愿和支付意愿相差較大，大部分人更愿意以自身的實際行動參與本村的垃圾分類過程。

從分區(qū)域角度看，蘇南地區(qū)有77.2%的受訪者所在村具備垃圾分類設(shè)備，而蘇中地區(qū)是59.1%，蘇北僅有36.2%。蘇北地區(qū)受訪者中只有16.1%所在村要求垃圾分類處理，蘇南、蘇中這個比例分別為59.8%和63.4%，遠(yuǎn)高于蘇北。在垃圾分類知識宣傳上，蘇北地區(qū)只有22.1%，遠(yuǎn)低于蘇南、蘇中的50.5%、56.5%。關(guān)于對垃圾分類處理的參與意愿和支付意愿方面，區(qū)域差別不大。其中，垃圾分類處理的支付意愿由北到南呈現(xiàn)遞增的趨勢，愿意以罰錢等懲罰措施來約束居民垃圾分類行為的，也是由北向南呈現(xiàn)遞增趨勢。蘇南、蘇中的環(huán)境現(xiàn)狀、農(nóng)村垃圾處理的基礎(chǔ)設(shè)施好于蘇北地區(qū)，垃圾分類措施的開展也比蘇北地區(qū)積極。

四、變量選取和研究方法

（一）核心變量選取

1. 面子觀念

學(xué)者們利用面子的多維度特征來測量面子，主要包括面子內(nèi)容和面子得失兩方面。本文在借鑒張新安[25]的“想要面子”和“怕掉面子”兩個維度，及唐林等[20]的面子測量方法，設(shè)置了5個問題“垃圾分類可以讓我受到表揚”、“我在村里的地位很重要”、“如果別人垃圾分類工作做得很好，但我沒有做好讓我丟面子”、“我很在意別人對我的看法和評價”和“我很在意‘垃圾分類模范農(nóng)戶等榮譽稱號”，來測量面子觀念。因子分析結(jié)果顯示，KMO統(tǒng)計量為0.811，KMO值越接近1，變量間的相關(guān)性越強(qiáng)，原有變量越適合作因子分析，Bartlett球形檢驗的P值為0.000，說明樣本數(shù)據(jù)適用于因子分析。通過因子提取和因子旋轉(zhuǎn)技術(shù)從這5個指標(biāo)中獲得了1個公因子。5個測量指標(biāo)的因子載荷值均大于0.5，說明測量指標(biāo)的效度良好;信度檢驗的Cronbach's Alpha值為0.834，表明公因子的代表性較好?；诖耍瑢⑸鲜?個指標(biāo)形成的公因子定義為“面子觀念”。面子觀念的賦值見表2。

2. 地方認(rèn)同

借鑒袁超等[26]的劃分維度，設(shè)置了“我很贊同本村的傳統(tǒng)習(xí)俗”“在村里生活，我感到很滿足”“我愿意一直在這個村子里生活下去”“如果讓我搬離這個村子，我會感到很不舍”和“村里的個人關(guān)系對我來說很重要”5個指標(biāo)來測度地方認(rèn)同。因子分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，KMO統(tǒng)計量為0.840，Bartlett球形檢驗的P值為0.000，樣本數(shù)據(jù)適用于因子分析。所有的測量指標(biāo)的因子載荷值均大于0.5，測量指標(biāo)的效度良好;信度檢驗的Cronbach's Alpha值為0.825，公因子的代表性比較好。通過因子提取和因子旋轉(zhuǎn)技術(shù)從這5個指標(biāo)中獲得了1個公因子，將這5個指標(biāo)形成的公因子定義為“地方認(rèn)同”。地方認(rèn)同的賦值見表2。

（二）其他變量選取

本文的被解釋變量是農(nóng)村居民垃圾分類的“直接參與意愿”和“間接參與意愿”，“直接參與意愿”是指以自身的實際行動參與本村的垃圾分類過程，比如參加垃圾分類的培訓(xùn)和學(xué)習(xí)、日常做到垃圾分類投放、監(jiān)督他人垃圾分類等，“間接參與意愿”是指為支持本村垃圾分類的實施支付一定費”[15]。本文參考已有研究將農(nóng)村居民的個體特征、家庭特征和所在村的基礎(chǔ)設(shè)施等[3，5，10，12]作為其參與垃圾分類處理意愿影響因素模型的控制變量。居民的個體特征包括性別、年齡、受教育程度和黨員，家庭特征包括基層干部和家庭年收入。變量含義、賦值和描述性統(tǒng)計見表3。

（三）研究方法

本文的被解釋變量“農(nóng)村居民參與垃圾分類處理的意愿”是個二元離散變量，經(jīng)檢驗使用二元probit模型，但因為本文有兩個被解釋變量且兩個被解釋變量通常是相關(guān)的，愿意“以自身的實際行動參與本村的垃圾分類”的人，也有可能愿意為垃圾分類支付費用。如果分別構(gòu)建二元probit模型進(jìn)行分析，雖然依然為一致估計，但可能存在效率損失。故本文采用雙變量probit模型，對原假設(shè)“H0：ρ=0”的沃爾德檢驗顯示，P=0.000，強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)，需要使用雙變量probit模型，具體模型如下：

式（1）中，y1*與y2*為不可觀測的潛變量，x1'， x2'表示自變量向量，β1和β2是待估計參數(shù)向量，擾動項（ε1，ε2）服從二維聯(lián)合正態(tài)分布，期望為0，方差為1，而相關(guān)系數(shù)為ρ，即

式（3）中，y1和y2表示農(nóng)村居民垃圾分類的直接參與意愿和間接參與意愿，用y=1表示愿意，y=0表示不愿意，一共有4種情況：（1，1）、（1，0）、（0，1）和（0，0）。如果ρ=0，則此模型等價于兩個單獨的probit模型，當(dāng)ρ≠0時，可寫下（y1，y2）的取值概率，然后進(jìn)行最大似然估計，對原假設(shè)“H0∶ρ=0”進(jìn)行沃爾德檢驗來判斷是否需要使用雙變量probit模型。

其中，P11代表雙變量，農(nóng)村居民直接參與意愿和間接參與意愿，φ（z1， z2， ρ）和Φ（z1， z2， ρ）分別為標(biāo)準(zhǔn)化的二維正態(tài)分布的概率密度函數(shù)與累積分布函數(shù)，期望為0，方差為1，而相關(guān)系數(shù)為ρ。同理，可計算P10、P01和P00，將這些概率取對數(shù)后加總，即得到對數(shù)似然函數(shù)。

五、結(jié)果與分析

借助stata15.0軟件進(jìn)行實證分析，結(jié)果見表4。模型1是對農(nóng)村居民垃圾分類處理的直接參與意愿和間接參與意愿進(jìn)行雙變量probit估計，模型2是對兩個被解釋變量分別做OLS回歸，回歸結(jié)果相似，通過穩(wěn)健性檢驗。

（一）農(nóng)村居民垃圾分類處理的直接參與意愿分析

1. 核心解釋變量的影響

如表4所示，兩個核心解釋變量面子觀念和地方認(rèn)同分別在5%和1%的統(tǒng)計水平上顯著，符號均為正，說明面子觀念越強(qiáng)、地方認(rèn)同感越高的受訪者越愿意以自身的實際行動參與本村的垃圾分類過程，H1a1和H2b1得到驗證。面子觀念越強(qiáng)烈，他們越愛面子，愛面子的人越在意自己的行為，怕自己不合適的行為丟了面子。參與垃圾分類是一件值得贊賞的事情，他們?yōu)榱双@得他人的贊美，更愿意參與村莊的垃圾分類。地方認(rèn)同感越高的人，對所在村具有更強(qiáng)烈的情感，這種情感會督促他們更好地維護(hù)自己的家鄉(xiāng)，更會積極參與到改善本村人居環(huán)境中，而生活垃圾分類處理是其渠道之一。

2. 其他變量的影響

從全省來看，性別在10%的統(tǒng)計水平上顯著，系數(shù)為負(fù)，說明女性相較于男性更愿意參與垃圾分類處理。一方面，可能是因為在中國傳統(tǒng)社會背景下女性是家務(wù)活的主力軍，她們更注重家庭清潔，垃圾分類處理的動機(jī)更強(qiáng)[24];另一方面，城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展，男性勞動力大量離村務(wù)工，村中大多留下婦女、兒童和老人，他們對農(nóng)村里的公共事務(wù)更為熟悉和上心。年齡對垃圾分類處理直接意愿具有顯著的正向作用，由目前中國“空心村”現(xiàn)象可知，留守老人待在農(nóng)村的時間長，對村中事務(wù)和生態(tài)環(huán)境比較熟悉，對農(nóng)村更有感情，對改善村莊環(huán)境更有意愿。黨員和家中有基層干部對垃圾分類處理直接參與意愿具有積極作用，黨員、基層干部具有強(qiáng)烈的責(zé)任感和號召力，他們更熱衷于參與公共事務(wù)，起到帶頭示范作用。垃圾分類設(shè)備和垃圾分類知識宣傳分別在1%和10%的統(tǒng)計水平上顯著，系數(shù)均為正。這可能是因為受到周圍環(huán)境影響，垃圾分類設(shè)備的存在便捷了他們垃圾分類處理行為，相關(guān)知識宣傳讓他們對垃圾分類有了更詳細(xì)地了解，當(dāng)他們知道如何進(jìn)行垃圾分類、懂得垃圾分類處理的重要性，他們參與意愿也會提高。

（二）農(nóng)村居民垃圾分類處理的間接參與意愿分析

1. 核心解釋變量的影響

如表4所示，兩個核心解釋變量面子觀念和地方認(rèn)同分別在1%和10%的統(tǒng)計水平上顯著，符號為正，說明面子觀念越強(qiáng)、地方認(rèn)同感越高的農(nóng)村居民越愿意為支持本村垃圾分類的實施支付一定數(shù)額的金錢，H1a2和H2b2得到驗證。面子觀念越強(qiáng)的居民越在乎周圍人對他的看法，來自村委會、鄰居的壓力越大，地方認(rèn)同感越高，對當(dāng)?shù)孛篮铆h(huán)境的構(gòu)建意愿越強(qiáng)，所以他們越有可能為促進(jìn)垃圾分類工作支付費用。

2. 其他變量的影響

從全省來看，家庭年總收入在10%的統(tǒng)計水平上顯著，系數(shù)為正。收入是家庭經(jīng)濟(jì)狀況的核心變量，影響著農(nóng)戶的支付意愿，家庭年總收入越高，該家庭的經(jīng)濟(jì)水平越高，更有可能為村莊公共事務(wù)支出一筆錢。家中有基層干部的可以促進(jìn)居民的支付意愿，基層干部可以快速響應(yīng)國家政策，理解垃圾分類的重大意義，在基層事務(wù)中起到領(lǐng)頭作用。垃圾分類設(shè)備和垃圾分類知識宣傳都對垃圾分類處理的支付意愿具有顯著的正向影響。充足的垃圾分類設(shè)備，在一定程度上節(jié)省了農(nóng)戶垃圾處理的成本[20];垃圾分類知識的宣傳讓他們熟知了如何進(jìn)行垃圾分類，并且讓他們知道了垃圾分類的重要意義，提高了他們的環(huán)保意識，為改善居住環(huán)境，他們愿意支付一定費用。

六、結(jié)論和政策建議

（一）結(jié)論

蘇北、蘇中、蘇南三地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施、垃圾分類開展現(xiàn)狀、農(nóng)村居民的支付意愿具有較大差異。垃圾分類設(shè)備的配置、實施垃圾分類并進(jìn)行相關(guān)垃圾知識宣傳和農(nóng)村居民參與垃圾分類處理的支付意愿，由北到南其比例都呈現(xiàn)遞增的趨勢。經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，農(nóng)村居民對居住環(huán)境的要求越高，對改善人居環(huán)境的動機(jī)越強(qiáng)烈、決心越大。

女性、年齡大、黨員、所在村具備垃圾分類設(shè)施和進(jìn)行垃圾分類知識宣傳的，越愿意以自身的實際行動參與本村的垃圾分類工作。家庭年總收入越高、家中有基層干部的，所在村具備垃圾分類設(shè)施和進(jìn)行垃圾分類知識宣傳的，他們越愿意為支持本村垃圾分類的實施支付一定費用。說明完善當(dāng)?shù)乩诸惖幕A(chǔ)設(shè)施有利于開展垃圾分類處理，提高農(nóng)村居民參與度。

面子觀念越強(qiáng)、地方認(rèn)同感越高的農(nóng)村居民，越愿意以自身的實際行動參與本村的垃圾分類過程，也越愿意為支持本村垃圾分類投放的實施支付一定費用。農(nóng)村居民在鄉(xiāng)土文化背景下塑造出的獨特的社會心理和環(huán)境心理仍在影響著他們參與公共事務(wù)的意愿。

（二）政策建議

一是政府應(yīng)充分發(fā)揮其主導(dǎo)作用，因地而異有序推進(jìn)垃圾分類。蘇北地區(qū)以補(bǔ)齊基礎(chǔ)設(shè)施短板為重點，整治環(huán)境突出問題，有序推進(jìn)垃圾分類工作;蘇中地區(qū)要以落實基層公共服務(wù)配置標(biāo)準(zhǔn)為重點，縮小城鄉(xiāng)公共服務(wù)資源配置差距;蘇南地區(qū)要以綠色發(fā)展為導(dǎo)向，優(yōu)化農(nóng)村人居環(huán)境，不斷推動垃圾分類的全覆蓋，建設(shè)清潔村莊。

二是加大垃圾分類知識宣傳。村委會應(yīng)該定時定點開展講座或者培訓(xùn)，對農(nóng)村居民進(jìn)行相關(guān)知識培訓(xùn)，培養(yǎng)農(nóng)村居民垃圾分類意識，讓他們學(xué)會垃圾分類，充分認(rèn)識到垃圾分類的重要意義，增強(qiáng)他們參與村莊垃圾分類的意識。

三是加強(qiáng)農(nóng)村公共文化建設(shè)。村集體應(yīng)該舉辦各種文化活動，激發(fā)村民參與村莊公共事務(wù)的興趣和積極性，增強(qiáng)農(nóng)村居民對村莊的認(rèn)同感和依戀之情，利用好他們的面子觀念和地方認(rèn)同，發(fā)揮他們改善人居環(huán)境、建設(shè)生態(tài)宜居美麗鄉(xiāng)村的主體作用。

參考文獻(xiàn)：

[1] 魏后凱，郜亮亮，崔凱，等.“十四五”時期促進(jìn)鄉(xiāng)村振興的思路與政策[ J ].農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2020（08）：1-11.

[2] 劉璋祎，王彥昕.中國進(jìn)入垃圾分類“強(qiáng)制時代”[ J ].生態(tài)經(jīng)濟(jì)，2019，35（08）：9-12.

[3] 唐洪松.農(nóng)村人居環(huán)境整治中居民垃圾分類行為研究——基于四川省的調(diào)查數(shù)據(jù)[ J ].西南大學(xué)學(xué)報（自然科學(xué)版），2020，42（11）：1-8.

[4] 張書赫，王成軍.農(nóng)戶參與農(nóng)村生活垃圾分類處理行為機(jī)理研究[ J ].生態(tài)經(jīng)濟(jì)， 2020， 36（05）： 188-193+199.

[5]賈亞娟，趙敏娟.農(nóng)戶生活垃圾分類處理意愿及行為研究——基于陜西試點與非試點地區(qū)的比較[ J ].干旱區(qū)資源與環(huán)境，2020，34（05）：44-50.

[6] 王瑛，李世平，謝凱寧.農(nóng)戶生活垃圾分類處理行為影響因素研究——基于盧因行為模型[ J ].生態(tài)經(jīng)濟(jì)，2020，36（01）：186-190+204.

[7] 劉衛(wèi)平，王玉明.我國城鄉(xiāng)生活垃圾處理行業(yè)創(chuàng)新路徑研究——基于技術(shù)與政策的雙重視角[ J ].環(huán)境保護(hù)，2020，48（15）：44-48.

[8] 丁建彪.合作治理視角下中國農(nóng)村垃圾處理模式研究[ J ].行政論壇，2020，27（04）：123-130.

[9] 姜利娜，趙霞.農(nóng)村生活垃圾分類治理：模式比較與政策啟示——以北京市4個生態(tài)涵養(yǎng)區(qū)的治理案例為例[ J ].中國農(nóng)村觀察，2020（02）：16-33.

[10] 康佳寧，王成軍，沈政，等.農(nóng)民對生活垃圾分類處理的意愿與行為差異研究——以浙江省為例[ J ].資源開發(fā)與市場，2018，34（12）：1726-1730+1755.

[11] 賈文龍.城市生活垃圾分類治理的居民支付意愿與影響因素研究——基于江蘇省的實證分析[ J ].干旱區(qū)資源與環(huán)境，2020，34（04）：8-14.

[12] 潘明明.環(huán)境新聞報道促進(jìn)農(nóng)村居民垃圾分類了嘛——基于豫、鄂、皖三省調(diào)研數(shù)據(jù)的實證研究[ J ].干旱區(qū)資源與環(huán)境，2021，35（01）：21-28.

[13] 唐林，羅小鋒，張俊飚.環(huán)境規(guī)制如何影響農(nóng)戶村域環(huán)境治理參與意愿[ J ].華中科技大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2020，34（02）：64-74.

[14] 胡珺，宋獻(xiàn)中，王紅建.非正式制度、家鄉(xiāng)認(rèn)同與企業(yè)環(huán)境治理[ J ].管理世界， 2017（03）：76- 94+187-188.

[15] 鄭淋議，楊芳，洪名勇.農(nóng)戶生活垃圾治理的支付意愿及其影響因素研究——來自中國三省的實證[ J ].干旱區(qū)資源與環(huán)境，2019，33（05）：14-18.

[16] 費孝通.鄉(xiāng)土中國[M].上海：上海人民出版社，2019：135.

[17] 呂培進(jìn).鄉(xiāng)村治理中的“面子觀”——一種社區(qū)性貨幣的使用策略[ J ].領(lǐng)導(dǎo)科學(xué)，2019（19）：17-20.

[18] 施卓敏，鄭婉怡，鄺灶英.中國人面子觀在RM和FM模型中的測量差異及其對綠色產(chǎn)品偏好的影響研究[ J ].管理學(xué)報，2017，14（08）：1208-1218.

[19] 于春玲，朱曉冬，王霞，等.面子意識與綠色產(chǎn)品購買意向——使用情境和價格相對水平的調(diào)節(jié)作用[ J ].管理評論， 2019，31（11）：139-146.

[20] 唐林，羅小鋒，張俊飚.社會監(jiān)督、群體認(rèn)同與農(nóng)戶生活垃圾集中處理行為——基于面子觀念的中介和調(diào)節(jié)作用[ J ].中國農(nóng)村觀察，2019（02）：18-33.

[21] Proshansky H M. The city and self-identity[ J ].Environment and Behavior， 1978，10 （02）：147-169.

[22] 黃向，保繼剛，Wall Geoffrey.場所依賴（place attachment）：一種游憩行為現(xiàn)象的研究框架[ J ].旅游學(xué)刊，2006（09）：19-24.

[23] Bonaiuto M， Bilotta E， Bonnes M， et al. Local Identity and the Role of Individual Differences in the Use of Natural Resources： The Case of Water Consumption[ J ].Journal of Applied Social Psychology， 2010， 38（04）：947-967.

[24] 李芬妮，張俊飚，何可，等.歸屬感對農(nóng)戶參與村域環(huán)境治理的影響分析——基于湖北省1007個農(nóng)戶調(diào)研數(shù)據(jù)[ J ].長江流域資源與環(huán)境，2020，29（04）：1027-1039.

[25] 張新安.中國人的面子觀與炫耀性奢侈品消費行為[ J ].營銷科學(xué)學(xué)報，2012，8（01）：76-94.

[26] 袁超，陳志鋼.不同類型旅游移民的地方認(rèn)同建構(gòu)研究——以麗江古城為例[ J ].浙江大學(xué)學(xué)報（理學(xué)版）， 2017， 44（02）： 235-242.

（責(zé)任編輯：楚 ?霞）