林麗梅,何秀玲,韓雅清

(1.福建江夏學(xué)院公共事務(wù)學(xué)院，福建 福州 350108；2.福建農(nóng)林大學(xué)馬克思主義學(xué)院，福建 福州 350002；3.福建江夏學(xué)院金融學(xué)院，福建 福州 350108)

隨著農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)和村民生產(chǎn)生活方式的轉(zhuǎn)變，農(nóng)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(yán)重破壞了農(nóng)村原有的環(huán)境自凈系統(tǒng)，原本可以自然消納的生活污染物因超出環(huán)境自凈能力，而成為農(nóng)村環(huán)境污染的主要來(lái)源。2014年住房和城鄉(xiāng)建設(shè)部啟動(dòng)農(nóng)村生活垃圾專項(xiàng)治理行動(dòng)，提出要用5 a時(shí)間實(shí)現(xiàn)農(nóng)村生活垃圾處理率達(dá)到90%的目標(biāo)。然而，農(nóng)業(yè)農(nóng)村部的通報(bào)顯示，截至2018年底，全國(guó)還有近1/4 的農(nóng)村生活垃圾沒(méi)有得到收集和處理，“垃圾圍村”現(xiàn)象仍然存在[1]。黨的十九大報(bào)告指出，要“構(gòu)建政府為主導(dǎo)、企業(yè)為主體、社會(huì)組織和公眾共同參與的環(huán)境治理體系”，公眾參與成為影響生態(tài)環(huán)境治理成效的關(guān)鍵因素[2]。農(nóng)村生活垃圾治理本質(zhì)上是以一定場(chǎng)域?yàn)橹蔚男∫?guī)模公共物品的合作供給行為，具有集體行動(dòng)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(duì)于提升農(nóng)村生態(tài)環(huán)境整治水平具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

針對(duì)農(nóng)村生活垃圾治理問(wèn)題，已有文獻(xiàn)主要從理論和實(shí)證兩方面開展相關(guān)研究。理論方面，諸多學(xué)者聚焦于治理模式[4]、治理政策變遷[5]、治理體系構(gòu)建[6]、治理主體結(jié)構(gòu)[7]等問(wèn)題，而基于上述問(wèn)題的闡釋，學(xué)者們形成了對(duì)村民參與生活垃圾治理重要性的共識(shí)，并持續(xù)關(guān)注以村民為主體的生活垃圾協(xié)同治理模式的構(gòu)建。實(shí)證方面，當(dāng)前學(xué)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(fā)現(xiàn)，除個(gè)體、家庭特征以及治理情境等因素[2，8-10]，生態(tài)認(rèn)知因素也備受關(guān)注。王學(xué)婷等[8]通過(guò)環(huán)境評(píng)價(jià)、環(huán)境意識(shí)和環(huán)境容忍度等具體指標(biāo)復(fù)合表征心理認(rèn)知因素，林麗梅等[2]將其劃分為行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制3個(gè)維度，崔亞飛等[9]則在此基礎(chǔ)上增加了習(xí)慣性啟發(fā)和行為意向維度。此外，不少學(xué)者將環(huán)保意識(shí)、責(zé)任認(rèn)知和環(huán)境價(jià)值觀等作為心理因素的單一表征，納入實(shí)證模型之中[10-12]。

綜上所述，當(dāng)前學(xué)者對(duì)于生態(tài)認(rèn)知影響因素主要依賴數(shù)據(jù)可得性和模型適配性進(jìn)行選擇，缺乏系統(tǒng)性和全面性。而采用復(fù)合方式表征生態(tài)認(rèn)知因素的研究，對(duì)其影響效應(yīng)的驗(yàn)證通常采用綜合取值方法，難以發(fā)現(xiàn)影響因素之間的結(jié)構(gòu)關(guān)系，并且可能出現(xiàn)偽相關(guān)問(wèn)題。此外，對(duì)于在農(nóng)村公共產(chǎn)品供給集體行動(dòng)中發(fā)揮重要作用的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)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(jù)計(jì)劃行為理論，以行為態(tài)度、主觀規(guī)范表征生態(tài)認(rèn)知，同時(shí)將關(guān)系網(wǎng)絡(luò)作為核心變量，利用全國(guó)農(nóng)村固定觀察點(diǎn)501位村民的大樣本數(shù)據(jù)構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，驗(yàn)證兩者對(duì)村民生活垃圾合作治理行為的影響效應(yīng)，并通過(guò)多群組結(jié)構(gòu)方程模型分析核心變量在不同群體間的影響效應(yīng)差異，進(jìn)而針對(duì)農(nóng)村生態(tài)環(huán)境治理問(wèn)題提出相應(yīng)的政策建議。

1 理論分析與研究假設(shè)

20世紀(jì)60年代開始，環(huán)境行為研究開始被環(huán)境心理學(xué)、環(huán)境教育學(xué)和環(huán)境社會(huì)學(xué)等領(lǐng)域的學(xué)者們所關(guān)注，學(xué)者們?cè)噲D建立新的人與環(huán)境的關(guān)系模式和社會(huì)價(jià)值觀范式，并在生態(tài)認(rèn)知對(duì)環(huán)境行為的影響作用方面達(dá)成共識(shí)，認(rèn)為生態(tài)認(rèn)知是有效識(shí)別和解釋村民環(huán)境行為規(guī)律的根本因素[4]。村民的生態(tài)認(rèn)知實(shí)質(zhì)上是其對(duì)農(nóng)村生態(tài)環(huán)境和社會(huì)環(huán)境的感知基礎(chǔ)上，形成的關(guān)于生產(chǎn)生活方式對(duì)農(nóng)村生態(tài)環(huán)境影響的心理認(rèn)知，包括對(duì)減少自然環(huán)境破壞必要性及其自身責(zé)任的態(tài)度認(rèn)知，以及在感知周邊重要人物相應(yīng)態(tài)度和行為基礎(chǔ)上為回避批評(píng)和融入社會(huì)而形成的主觀規(guī)范。計(jì)劃行為理論闡釋了生態(tài)認(rèn)知對(duì)環(huán)境行為影響機(jī)理的完整框架，通過(guò)權(quán)衡行為的潛在決定因素，認(rèn)為個(gè)體的環(huán)境行為往往由其行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制等生態(tài)認(rèn)知綜合決定[13]。由于生活垃圾治理行為屬日常的習(xí)慣性行為，不存在較明顯的客觀能力限制，村民對(duì)此通常具有較強(qiáng)的自主行為控制能力，因此筆者僅選取行為態(tài)度、主觀規(guī)范2個(gè)方面對(duì)生態(tài)認(rèn)知進(jìn)行表征。因此，該研究提出如下研究假設(shè)：假設(shè)1(H1)，村民行為態(tài)度正向影響其生活垃圾合作治理行為；假設(shè)2(H2)，村民主觀規(guī)范正向影響其生活垃圾合作治理行為。

農(nóng)村生活垃圾合作治理往往具有一定的外溢性，村民個(gè)體理性選擇與村莊集體理性選擇不一致導(dǎo)致的“搭便車”現(xiàn)象普遍存在。農(nóng)村地區(qū)相對(duì)封閉，且多呈“片狀”分布，每個(gè)封閉的“片狀”范圍即為一個(gè)具有復(fù)雜鄉(xiāng)土關(guān)系的小規(guī)模熟人社會(huì)，這個(gè)熟人社會(huì)形成的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)成為農(nóng)村社會(huì)公共產(chǎn)品供給中“搭便車者”邊緣化的重要工具[14]。關(guān)系網(wǎng)絡(luò)作為村莊非正式社會(huì)規(guī)范形成的重要載體，不僅能夠通過(guò)成員間的互動(dòng)交流提高信任度，弱化集體行動(dòng)中的“搭便車”心理，知識(shí)和信息資源共享還可弱化信息不對(duì)稱對(duì)村民參與積極性的不良影響。因此，提出如下研究假設(shè)：假設(shè)3(H3)，村民關(guān)系網(wǎng)絡(luò)正向影響其生活垃圾合作治理行為。

社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)理論認(rèn)為社會(huì)是由多個(gè)社會(huì)行動(dòng)者及他們間的關(guān)系組成的集合，行動(dòng)者關(guān)系要素包括文化、制度、組織等紐帶關(guān)系[15]。熟人社會(huì)關(guān)系是農(nóng)村社區(qū)治理的重要基礎(chǔ)，由于存在一定的封閉性，鄉(xiāng)村特有的關(guān)系紐帶及結(jié)構(gòu)在促使村民適應(yīng)鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展變化中發(fā)揮著不可替代的重要作用。在農(nóng)村生活垃圾治理事務(wù)中，村民關(guān)系網(wǎng)絡(luò)一方面通過(guò)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)大小影響村民信息資源的獲取，并通過(guò)信息交流強(qiáng)化其態(tài)度認(rèn)知；另一方面，村民在決定是否實(shí)施合作治理行為時(shí)的主觀規(guī)范心理效應(yīng)來(lái)自其所感知到的社會(huì)規(guī)范、重要人群的行為方式，而這類規(guī)范的感知大部分來(lái)源于其所處關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的“同群效應(yīng)”。因此，提出如下研究假設(shè)：假設(shè)4(H4)，村民關(guān)系網(wǎng)絡(luò)正向影響其行為態(tài)度；假設(shè)5(H5)，村民關(guān)系網(wǎng)絡(luò)正向影響其主觀規(guī)范。

基于上述理論分析構(gòu)建理論研究模型，如圖1所示。村民行為態(tài)度和主觀規(guī)范等生態(tài)認(rèn)知影響其生活垃圾合作治理行為。村民的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)不僅影響其治理行為，而且對(duì)其生態(tài)認(rèn)知產(chǎn)生影響。因此，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)治理行為的影響效應(yīng)來(lái)源于直接效應(yīng)和通過(guò)生態(tài)認(rèn)知產(chǎn)生的間接效應(yīng)，生態(tài)認(rèn)知?jiǎng)t在關(guān)系網(wǎng)絡(luò)-治理行為關(guān)系中起中介作用。

2 研究設(shè)計(jì)與樣本特征

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本特征

研究使用的數(shù)據(jù)來(lái)自課題組于2019年4—5月在福建省9個(gè)設(shè)區(qū)市開展的問(wèn)卷調(diào)查，樣本的獲取遵循分層抽樣和隨機(jī)抽樣相結(jié)合的原則。首先，根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在每個(gè)設(shè)區(qū)市選取2個(gè)縣(市、區(qū))，再根據(jù)人口規(guī)模在每個(gè)縣(市、區(qū))分別選取2個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，進(jìn)而根據(jù)距離鎮(zhèn)中心距離分別在每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)選取3個(gè)村莊，最后在每個(gè)村莊隨機(jī)抽取4～5位村民。以接受過(guò)多次培訓(xùn)的研究生組建團(tuán)隊(duì)，開展村民一對(duì)一的問(wèn)卷訪談，并由調(diào)查員根據(jù)村民的明確表述來(lái)填制問(wèn)卷。共收集506份問(wèn)卷，對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行缺失值、異常值處理后，最終獲得有效樣本數(shù)為501份，有效率為99.01%。樣本村民的基本情況統(tǒng)計(jì)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(diǎn)傾倒行為和生活垃圾集中處理費(fèi)用支付行為，將3類行為進(jìn)行二分類變量處理，即有發(fā)生某項(xiàng)行為賦值1，未發(fā)生相應(yīng)行為賦值0。根據(jù)上文分析，生態(tài)認(rèn)知通過(guò)行為態(tài)度與主觀規(guī)范2個(gè)變量表征。其中，行為態(tài)度由村民參與生活垃圾合作治理的必要性和重要性2個(gè)變量表征，主觀規(guī)范則由家人支持感知與村民參與感知2個(gè)變量表征。關(guān)系網(wǎng)絡(luò)通過(guò)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(tǒng)計(jì)描述見表2。

表2 變量賦值與統(tǒng)計(jì)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(tài)認(rèn)知等變量均具有多維、難以直接測(cè)量和可能存在主觀測(cè)量誤差等特征，該研究采用測(cè)量與分析整合為一的結(jié)構(gòu)方程模型方法。該方法可對(duì)難以直接觀測(cè)的潛變量進(jìn)行觀測(cè)和處理，還可估計(jì)測(cè)量過(guò)程中變量的測(cè)量誤差。測(cè)量模型為

X=∧Xξ+δ,

(1)

Y=∧Xη+ε。

(2)

式(1)～(2)中，2個(gè)測(cè)量模型依次反映的是外衍潛在變量(行為態(tài)度、主觀規(guī)范、關(guān)系網(wǎng)絡(luò))、內(nèi)衍潛在變量(治理行為)與其觀測(cè)變量(ξ、η)間的關(guān)系；∧X、∧Y分別為聯(lián)結(jié)X變量與ξ變量、Y變量與η變量的系數(shù)；δ和ε分別為X變量和Y變量的誤差。

結(jié)構(gòu)模型反映的是外衍潛在變量(行為態(tài)度、主觀規(guī)范、關(guān)系網(wǎng)絡(luò))和內(nèi)衍潛在變量(治理行為)的關(guān)系。模型方程為

η=Bη+Γξ+ζ。

(3)

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

2.4 信度與效度分析

為確保研究結(jié)論的可信性和有效性，對(duì)量表進(jìn)行信度和效度檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。通過(guò)Cronbach的α值和組合信度檢驗(yàn)樣本數(shù)據(jù)的信度，問(wèn)卷整體α值為0.795，治理行為、行為態(tài)度、主觀規(guī)范和關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的α值均在0.8以上，說(shuō)明各項(xiàng)測(cè)量指標(biāo)的一致性良好。同時(shí)，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(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)0.5，說(shuō)明模型具有良好的信度。此外，運(yùn)用SPSS 21.0軟件對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行因子分析，所得結(jié)果的KMO值為0.749，方差貢獻(xiàn)率為79.375%。綜合來(lái)看，模型數(shù)據(jù)適合進(jìn)行因子分析，表明模型具有較強(qiáng)的建構(gòu)效度[19]。

表3 信度與效度檢驗(yàn)分析結(jié)果Table 3 Reliability and validity test results of latent variable

3 實(shí)證結(jié)果與分析

3.1 模型適配度檢驗(yàn)及模型修正

模型估計(jì)所得擬合整體適配度檢驗(yàn)指標(biāo)見表4?？傮w看來(lái)，初步模型適配度尚可，模型與數(shù)據(jù)之間的擬合度可以接受，但X2/df和殘差均方根(RMR)未達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)，表明模型可進(jìn)一步優(yōu)化。根據(jù)模型路徑系數(shù)與修正指數(shù)，增加行為態(tài)度與主觀規(guī)范變量之間的殘差相關(guān)關(guān)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(yōu)化。SEM各變量的回歸結(jié)果及模型路徑圖如圖2和表5所示，各變量間的影響效應(yīng)如表6所示。

表4 SEM整體適配度的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系及擬合結(jié)果Table 4 Evaluation index system and fitness effects of Structural Equation Modeling

3.2 研究假設(shè)檢驗(yàn)

3.2.1行為態(tài)度對(duì)村民生活垃圾合作治理行為的影響

由表5所示的檢驗(yàn)結(jié)果可知，行為態(tài)度對(duì)村民生活垃圾合作治理行為的影響路徑在0.01水平通過(guò)了正向顯著性檢驗(yàn)。由表6可知，行為態(tài)度對(duì)治理行為的影響總效應(yīng)為0.332，強(qiáng)于主觀規(guī)范的影響效應(yīng)。

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(yōu)度指數(shù)；AGFI為調(diào)整的擬合優(yōu)度指數(shù)；NFI為賦范擬合指數(shù)；RFI為相對(duì)擬合指數(shù)；CFI為比較擬合指數(shù)；PCFI為簡(jiǎn)約比較擬合指數(shù)；PNFI為鑒于賦范擬合指數(shù)；AIC為赤池信息準(zhǔn)則；CAIC為一致性赤池信息準(zhǔn)則。AIC和CAIC的建議值為同時(shí)小于獨(dú)立模型值和飽和模型值。獨(dú)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(jìn)一步觀察圖2所示的路徑圖發(fā)現(xiàn)，村民對(duì)其參與生活垃圾治理的必要性及功能認(rèn)知對(duì)行為態(tài)度的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.80和0.87，表明村民的生活垃圾治理態(tài)度主要來(lái)源于其對(duì)治理必要性及自身參與功能的心理認(rèn)知，對(duì)此加以引導(dǎo)將有助于提高村民合作治理的價(jià)值認(rèn)知。

3.2.2主觀規(guī)范對(duì)村民生活垃圾合作治理行為的影響

由表5所示的檢驗(yàn)結(jié)果可知，主觀規(guī)范對(duì)村民生活垃圾合作治理行為的影響路徑在0.05水平通過(guò)了正向顯著性檢驗(yàn)。由表6可知，主觀規(guī)范對(duì)治理行為的影響總效應(yīng)為0.142。與行為態(tài)度相比，主觀規(guī)范對(duì)治理行為的解釋力相對(duì)較弱。進(jìn)一步觀察圖2所示的路徑圖發(fā)現(xiàn)，主觀規(guī)范中村民參與感知和家人支持2個(gè)潛變量對(duì)其的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.94和0.74，表明相較于家人的意見，村民更關(guān)注其他村民的行為選擇，相似群體參照效應(yīng)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(guò)參照效應(yīng)引導(dǎo)村民提高參與水平。

3.2.3關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)村民生活垃圾合作治理行為的影響

由表5所示的檢驗(yàn)結(jié)果可知，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)村民生活垃圾治理行為的影響路徑在0.01水平通過(guò)了正向顯著性檢驗(yàn)，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)治理行為的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.255，表明關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)治理行為具有正向影響效應(yīng)。由表6可知，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)除對(duì)村民合作治理行為具有直接影響外，其還通過(guò)生態(tài)認(rèn)知對(duì)合作治理行為產(chǎn)生間接效應(yīng)，影響效應(yīng)為0.142。其中，通過(guò)行為態(tài)度和主觀規(guī)范產(chǎn)生的間接效應(yīng)分別為0.106和0.036，表明生態(tài)認(rèn)知對(duì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)-治理行為關(guān)系具有一定的中介效應(yīng)，且與主觀規(guī)范相比，行為態(tài)度的中介作用更強(qiáng)。進(jìn)一步觀察圖2所示測(cè)量模型的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中，人情支出、村民來(lái)往頻率、村干部來(lái)往頻率這3個(gè)觀察變量的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.85、0.80和0.76，說(shuō)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(guān)系，而與村干部的來(lái)往頻率對(duì)其合作治理行為的影響效應(yīng)相對(duì)較小。

表5 結(jié)構(gòu)方程模型回歸結(jié)果Table 5 Hypothesis test results of structural equation modeling (structural model)

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

3.2.4關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)村民行為態(tài)度的影響

由表5所示的檢驗(yàn)結(jié)果可知，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)行為態(tài)度的影響路徑在0.01水平通過(guò)了正向顯著性檢驗(yàn)。由表6可知，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)行為態(tài)度的影響總效應(yīng)為0.318，即關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)行為態(tài)度具有正向影響效應(yīng)。表明村民關(guān)系網(wǎng)絡(luò)水平越高，其關(guān)于生活垃圾治理的態(tài)度認(rèn)知越積極。這是因?yàn)殛P(guān)系網(wǎng)絡(luò)能在一定程度上傳導(dǎo)村民關(guān)于生活垃圾合作治理的理念，并將其逐步內(nèi)化為村民的基礎(chǔ)認(rèn)知和責(zé)任意識(shí)。

3.2.5關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)村民主觀規(guī)范的影響

由表5所示的檢驗(yàn)結(jié)果可知，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)主觀規(guī)范的影響路徑在0.01水平通過(guò)了正向顯著性檢驗(yàn)。由表6可知，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)主觀規(guī)范的影響總效應(yīng)為0.253，即關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)主觀規(guī)范具有正向影響效應(yīng)，但其對(duì)主觀規(guī)范的影響效應(yīng)較之行為態(tài)度稍弱。表明村民關(guān)系網(wǎng)絡(luò)水平越高，其主觀規(guī)范意識(shí)越強(qiáng)烈。這是因?yàn)檗r(nóng)村地區(qū)相對(duì)封閉，村民所處關(guān)系網(wǎng)絡(luò)是其主觀規(guī)范形成的重要載體，村民通過(guò)所在關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中相似和重要群體的信息資源共享、價(jià)值理念傳導(dǎo)或行為參照，逐步內(nèi)化形成主觀規(guī)范。

3.3 多群組的結(jié)構(gòu)方程檢驗(yàn)

當(dāng)前，關(guān)注環(huán)境行為的相關(guān)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(jié)果顯示不同性別、年齡、受教育程度、收入水平的群體環(huán)境行為表現(xiàn)差異明顯[2,8,10-12]。聚焦村民環(huán)境行為的研究還顯示，不同村莊規(guī)模的村民群體也存在行為異質(zhì)性[14]。因此，探討不同群體的環(huán)境行為形成機(jī)理差異，對(duì)于制定相關(guān)政策具有現(xiàn)實(shí)意義。

以性別、年齡、受教育程度、收入和村莊規(guī)模作為調(diào)節(jié)變量，進(jìn)行多群組結(jié)構(gòu)方程分析，檢驗(yàn)相似模型在不同群組間的差異。通過(guò)對(duì)預(yù)設(shè)模型、協(xié)方差相等模型、方差相等模型、路徑系數(shù)相等模型和模型不變性5個(gè)模型的適配度進(jìn)行比較分析，最終選擇預(yù)設(shè)模型作為多群組分析模型。模型的GFI數(shù)值分別為0.943和0.912，高于0.90的標(biāo)準(zhǔn)值；CFI數(shù)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(biāo)說(shuō)明，多群組分析模型可較好地匹配樣本數(shù)據(jù)，所得多群組分析結(jié)果見表7。

表7 多群組分析估計(jì)結(jié)果Table 7 Estimated results of the Multi-group analysis

表7顯示，從關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)行為態(tài)度的影響效果來(lái)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(duì)于男性、高收入村民和受教育程度高的群體，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)其行為態(tài)度的正向影響較不顯著。這類群體往往具有較強(qiáng)的自主意識(shí)和判斷能力，容易形成較為穩(wěn)定的行為態(tài)度，使得關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)其行為態(tài)度的影響作用較為有限。

從行為態(tài)度對(duì)治理行為的影響效果來(lái)分析，女性的影響比男性顯著，可能原因是由于“女主內(nèi)”的家庭分工模式，相對(duì)而言男性普遍較少直接從事生活垃圾治理活動(dòng)。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(jié)合關(guān)系網(wǎng)絡(luò)-行為態(tài)度與行為態(tài)度-治理行為影響路徑可以發(fā)現(xiàn)，盡管對(duì)于受教育程度較低、低收入群體而言，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)行為態(tài)度具有顯著的正向影響，但這種正向影響效應(yīng)的延續(xù)和顯現(xiàn)并不明顯，表現(xiàn)為受教育程度較低、低收入群體雖然具有一定的態(tài)度認(rèn)知，但這種態(tài)度認(rèn)知并不一定能促使其付諸治理行動(dòng)。

從關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)主觀規(guī)范的影響效果來(lái)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(guī)模較小的影響較為顯著，所處村莊規(guī)模較大的影響不顯著。分析原因，可能是因?yàn)樾∫?guī)模村莊更具有實(shí)現(xiàn)“公共池塘”有效治理的小集團(tuán)性質(zhì)，通過(guò)對(duì)集團(tuán)成員主觀規(guī)范的影響達(dá)成集體行動(dòng)。而集團(tuán)成員中關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)男性影響更顯著的原因是“男主外”的傳統(tǒng)家庭分工，使得男性群體更加重視自身社交網(wǎng)中的輿論影響和社會(huì)規(guī)范。此外，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)低年齡組群體主觀規(guī)范的影響不顯著，原因是當(dāng)今互聯(lián)網(wǎng)時(shí)代下低年齡組獲取信息的渠道更為多樣，導(dǎo)致基于村莊地理范圍的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)其規(guī)范意識(shí)的形成約束性較弱。

從主觀規(guī)范對(duì)治理行為的影響效果來(lái)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(jié)合關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)主觀規(guī)范的影響路徑進(jìn)一步歸納發(fā)現(xiàn)，對(duì)于男性、低年齡組、受教育程度較高的村民，其關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)主觀規(guī)范的影響均不顯著，但主觀規(guī)范對(duì)治理行為的影響均較為顯著。對(duì)此，可能的解釋是，在農(nóng)村地區(qū)，男性、受教育程度較高和低年齡組群體往往相互交錯(cuò)，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(wǎng)絡(luò)，村域內(nèi)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的“同群效應(yīng)”對(duì)其影響較為有限。

從關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)治理行為的影響效果來(lái)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(guī)模較小的影響顯著，規(guī)模較大的影響不顯著。由此說(shuō)明，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)男性、高年齡組和高收入村民群體具有更強(qiáng)的潛在監(jiān)督與約束作用。村莊規(guī)模越小，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的影響效應(yīng)越顯著，原因是小規(guī)模村莊的村民所處社交網(wǎng)絡(luò)具有更強(qiáng)的同質(zhì)性，其所帶來(lái)的“同群效應(yīng)”更為明顯，村民會(huì)礙于“面子”或“群體壓力”而修正行為決策。

4 研究結(jié)論與政策啟示

4.1 研究結(jié)論

利用結(jié)構(gòu)方程模型，系統(tǒng)分析關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和生態(tài)認(rèn)知對(duì)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(guī)模作為調(diào)節(jié)變量，驗(yàn)證研究假設(shè)是否與不同群組匹配。所得主要結(jié)論如下：

(1)生態(tài)認(rèn)知對(duì)村民生活垃圾合作治理行為具有顯著正向影響；關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)村民合作治理行為不僅具有直接顯著正向影響，而且通過(guò)生態(tài)認(rèn)知對(duì)治理行為具有顯著正向的間接影響。

(2)對(duì)村民生活垃圾合作治理行為影響效應(yīng)最大的是關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，其次是行為態(tài)度，最小的是主觀規(guī)范；關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)行為態(tài)度的影響效應(yīng)大于其對(duì)主觀規(guī)范的影響；生態(tài)認(rèn)知在關(guān)系網(wǎng)絡(luò)與治理行為關(guān)系間的整體中介效應(yīng)一般，且相比而言，行為態(tài)度的中介作用略強(qiáng)于主觀規(guī)范。

(3)多群組分析結(jié)果表明，以性別為調(diào)節(jié)變量時(shí)，男性的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)其生態(tài)認(rèn)知和治理行為的影響更顯著，但較于女性村民，其生態(tài)認(rèn)知對(duì)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(jī)理存在一定差異，男性治理行為形成的高效路徑為關(guān)系網(wǎng)絡(luò)—主觀規(guī)范—治理行為，女性則為關(guān)系網(wǎng)絡(luò)—行為態(tài)度—治理行為。利用關(guān)系網(wǎng)絡(luò)提升女性村民對(duì)于治理行為的態(tài)度認(rèn)知和強(qiáng)化輿論效應(yīng)、同群效應(yīng)對(duì)男性村民的約束和引導(dǎo)作用對(duì)于優(yōu)化合作治理行為非常關(guān)鍵。以年齡為調(diào)節(jié)變量時(shí)，年輕群體的村域關(guān)系網(wǎng)絡(luò)未對(duì)其生態(tài)認(rèn)知和治理行為有顯著影響效應(yīng)，治理行為動(dòng)機(jī)來(lái)源于內(nèi)化的態(tài)度認(rèn)知和主觀規(guī)范；對(duì)于年老群體而言，雖然關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)生態(tài)認(rèn)知的形成具有顯著影響，但也許受限于行為能力，生態(tài)認(rèn)知卻未能較好地轉(zhuǎn)化為治理行為。受教育程度和收入為調(diào)節(jié)變量的檢驗(yàn)結(jié)果揭示，受教育程度較低和低收入群體的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)能促使其提高對(duì)合作治理行為的正確認(rèn)知，但相比受教育程度較高和高收入群體，這種認(rèn)知較難轉(zhuǎn)化為治理行為。提高受教育程度和收入水平能有效促進(jìn)生態(tài)認(rèn)知轉(zhuǎn)化為實(shí)際的治理行為。以村莊規(guī)模為調(diào)節(jié)變量的分析結(jié)果顯示，較小規(guī)模村莊的村民關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)生態(tài)認(rèn)知和治理行為具有顯著正向影響。

4.2 政策啟示

(1)創(chuàng)新農(nóng)村人居環(huán)境整治宣傳教育措施，提升并內(nèi)化村民的生態(tài)認(rèn)知。政府部門應(yīng)基于條幅、廣播、口頭告知等傳統(tǒng)宣傳方式，探索創(chuàng)新農(nóng)村人居環(huán)境整治宣傳措施，實(shí)現(xiàn)潛移默化地提升村民對(duì)治理工作重要性以及“誰(shuí)污染誰(shuí)治理”等生態(tài)認(rèn)知?？山Y(jié)合傳統(tǒng)鄉(xiāng)風(fēng)文明建設(shè)為村民提供形式活潑的生活垃圾治理主題文化活動(dòng)，將宣傳教育與鄉(xiāng)風(fēng)民風(fēng)建設(shè)相融合，提高村民對(duì)宣教內(nèi)容的接受程度，使其真正意識(shí)到治理效益和自我參與價(jià)值，樹立正確的生態(tài)理念，并將生態(tài)理念內(nèi)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(shí)自覺行為。

(2)加大力度培育和發(fā)展非正式組織，充分發(fā)揮關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的引導(dǎo)約束作用。政府部門應(yīng)加大力度鼓勵(lì)和支持非正式組織的培育和發(fā)展[16]，加強(qiáng)村民之間的網(wǎng)絡(luò)聯(lián)系和信任水平，促進(jìn)知識(shí)和信息在不同群體之間的共享，并注重發(fā)揮合作治理事務(wù)中“積極分子”的示范帶頭作用，強(qiáng)化“同群效應(yīng)”的正面影響。與此同時(shí)，以各類非正式組織為載體，通過(guò)某些約定俗成的規(guī)范和慣例對(duì)網(wǎng)絡(luò)內(nèi)村民形成無(wú)形的監(jiān)督和約束，以降低村民參與生活垃圾合作治理集體行動(dòng)的搭便車心理，促成集體行動(dòng)的實(shí)現(xiàn)。此外，還可借助非正式組織宣傳生態(tài)文明建設(shè)思想、鄉(xiāng)村人居環(huán)境整治和生活垃圾治理的益處，糾正村民對(duì)農(nóng)村環(huán)境治理的認(rèn)知偏差。

(3)完善村民參與與表達(dá)機(jī)制，提高村民參與積極性和能力。政府部門應(yīng)完善村民參與村域環(huán)境治理的機(jī)制建設(shè)，樹立村民權(quán)利主體意識(shí)，提高參與意識(shí)和參與能力。公共事務(wù)有效治理之道在于將個(gè)體利益和集體利益最大程度地融合，以調(diào)動(dòng)“理性人”個(gè)體的參與積極性和主動(dòng)性，因而，充分的利益表達(dá)和有效的利益實(shí)現(xiàn)是提升村民參與水平的基礎(chǔ)。由此，不斷完善利益表達(dá)渠道，制定“自下而上”和“自上而下”相結(jié)合的決策制度成為村民參與機(jī)制建設(shè)的首要任務(wù)。再者，面對(duì)村民參與能力不高的困境，應(yīng)注重加強(qiáng)對(duì)村民參與能力的培育，從思想根源上啟發(fā)村民積極主動(dòng)參與生活垃圾治理，并在日常治理事務(wù)中，讓村民自己主動(dòng)出主意、想辦法，行使民主權(quán)利[17]，并通過(guò)宣傳、示范、獎(jiǎng)勵(lì)等方式，加大村民參與的資源投入，保證村民參與的物質(zhì)基礎(chǔ)。