滕玉華，金雨樂(lè)，范小紅，劉長(zhǎng)進(jìn)

（1.江西師范大學(xué)，江西南昌330022；2.東華理工大學(xué)，江西南昌330013；3.南昌航空大學(xué)，江西南昌330063）

一、引言

《“美麗中國(guó)，我是行動(dòng)者”提升公民生態(tài)文明意識(shí)行動(dòng)計(jì)劃（2021—2025 年）》明確提出要“把對(duì)美好生態(tài)環(huán)境的向往進(jìn)一步轉(zhuǎn)化為行動(dòng)自覺(jué)”，引導(dǎo)農(nóng)村居民在生活中自愿實(shí)施親環(huán)境行為對(duì)于保護(hù)生態(tài)環(huán)境至關(guān)重要，是推進(jìn)美麗中國(guó)建設(shè)的重要方式。個(gè)人規(guī)范是影響居民主動(dòng)實(shí)施親環(huán)境行為的重要因素之一［1］，對(duì)于農(nóng)村居民來(lái)說(shuō)，激活個(gè)人規(guī)范是引導(dǎo)其自愿實(shí)施親環(huán)境行為的關(guān)鍵。規(guī)范激活理論認(rèn)為后果意識(shí)和責(zé)任歸屬可以激活個(gè)人規(guī)范，從而對(duì)個(gè)體親環(huán)境行為產(chǎn)生積極影響［2］。該理論為探討農(nóng)村居民自愿親環(huán)境行為的影響因素提供了一個(gè)新的研究視角。此外，有研究發(fā)現(xiàn)生態(tài)價(jià)值觀和環(huán)境情感也有助于激活居民的個(gè)人規(guī)范［3-4］。因此，本文將生態(tài)價(jià)值觀和環(huán)境情感引入規(guī)范激活理論，以探討農(nóng)村居民自愿親環(huán)境行為的影響因素。

既有關(guān)于居民親環(huán)境行為的研究主要集中在3 個(gè)方面：一是關(guān)于親環(huán)境行為概念的界定，對(duì)此既有研究尚未形成一致觀點(diǎn)。如王建明［3］認(rèn)為親環(huán)境行為是指人們使自身活動(dòng)對(duì)生態(tài)環(huán)境的負(fù)面影響盡量降低的行為；Scannell［5］認(rèn)為親環(huán)境行為是在面對(duì)生態(tài)環(huán)境問(wèn)題時(shí)，個(gè)體以其獨(dú)立思考能力和行為能力作出改善生態(tài)環(huán)境的行為；蘆慧［6］將親環(huán)境行為定義為在基因選擇和文化選擇下產(chǎn)生的規(guī)范，因人們產(chǎn)生保護(hù)環(huán)境的動(dòng)機(jī)而采取的保護(hù)環(huán)境的行為。二是關(guān)于居民親環(huán)境行為分類(lèi)的研究，主要是從研究對(duì)象、動(dòng)機(jī)、實(shí)施領(lǐng)域等方面進(jìn)行。如根據(jù)研究對(duì)象，可分為城市居民親環(huán)境行為和農(nóng)村居民親環(huán)境行為。一些研究表明城市居民和農(nóng)村居民的親環(huán)境行為存在較大差異，農(nóng)村居民的親環(huán)境行為通常要少于城市居民［7-8］。根據(jù)親環(huán)境行為產(chǎn)生的動(dòng)機(jī)，有學(xué)者將居民親環(huán)境行為劃分為內(nèi)源親環(huán)境行為（自愿親環(huán)境行為）和外源親環(huán)境行為（被迫親環(huán)境行為）［1］。還有學(xué)者根據(jù)農(nóng)村居民實(shí)施親環(huán)境行為領(lǐng)域的不同，將其分為生產(chǎn)領(lǐng)域親環(huán)境行為和生活領(lǐng)域親環(huán)境行為。對(duì)農(nóng)村居民生產(chǎn)領(lǐng)域親環(huán)境行為的研究主要集中于秸稈處理行為［9］、有機(jī)肥施用行為［10］等；對(duì)農(nóng)村居民生活領(lǐng)域親環(huán)境行為的研究主要聚焦生態(tài)管理如節(jié)能行為［11］、清潔能源應(yīng)用行為［12］、生活垃圾源頭分類(lèi)處理行為［13］等，以及財(cái)務(wù)行為如綠色購(gòu)買(mǎi)行為［14］等。三是關(guān)于居民自愿和被迫親環(huán)境行為影響因素的研究，研究發(fā)現(xiàn)城市居民自愿親環(huán)境行為和被迫親環(huán)境行為的影響因素存在顯著差別。如蘆慧［1］認(rèn)為自利性環(huán)保動(dòng)機(jī)正向影響居民自愿親環(huán)境行為，而工具性環(huán)保動(dòng)機(jī)正向影響居民被迫親環(huán)境行為。

既有居民親環(huán)境行為的研究為本文提供了有益參考和借鑒，但仍存在不足之處：一是關(guān)于居民自愿親環(huán)境行為影響因素的研究主要集中在城市居民，較少關(guān)注農(nóng)村居民；二是對(duì)農(nóng)村居民親環(huán)境行為的研究忽視了自愿親環(huán)境行為與被迫親環(huán)境行為之間的差異，專(zhuān)門(mén)研究農(nóng)村居民自愿親環(huán)境行為的文獻(xiàn)較少。本文借鑒王建明［3］和蘆慧［6］的研究，將農(nóng)村居民自愿親環(huán)境行為定義為：農(nóng)村居民在生活中自愿使自身活動(dòng)對(duì)生態(tài)環(huán)境的負(fù)面影響盡量降低的行為，并基于拓展的規(guī)范激活理論，采用國(guó)家生態(tài)文明試驗(yàn)區(qū)江西省593份農(nóng)村居民調(diào)查問(wèn)卷，研究農(nóng)村居民自愿親環(huán)境行為的影響因素。

二、研究假說(shuō)

個(gè)人規(guī)范是指居民在生活中具有主動(dòng)采取措施保護(hù)環(huán)境的道德義務(wù)感，若不保護(hù)環(huán)境則會(huì)產(chǎn)生愧疚等負(fù)面情緒，認(rèn)為自身違反了環(huán)保道德準(zhǔn)則。規(guī)范激活理論認(rèn)為責(zé)任歸屬會(huì)影響個(gè)體的個(gè)人規(guī)范。農(nóng)村居民的責(zé)任歸屬感越強(qiáng)，越會(huì)因?yàn)闆](méi)有保護(hù)環(huán)境而感到愧疚，形成自愿親環(huán)境個(gè)人規(guī)范的可能性就越大。既有研究也證實(shí)，責(zé)任歸屬有利于激活農(nóng)村居民的個(gè)人規(guī)范［12］。具體到農(nóng)村居民自愿親環(huán)境行為，農(nóng)村居民在日常生活中會(huì)面臨個(gè)人利益還是公共利益的兩難選擇，若農(nóng)村居民認(rèn)為自己對(duì)不實(shí)施親環(huán)境行為可能帶來(lái)的極端天氣頻發(fā)、能源危機(jī)等危害后果負(fù)有責(zé)任，就會(huì)更傾向于作出主動(dòng)利他的親環(huán)境行為。基于此，本文提出研究假說(shuō)1a 和研究假說(shuō)1b。研究假說(shuō)1a 即責(zé)任歸屬對(duì)農(nóng)村居民自愿親環(huán)境個(gè)人規(guī)范有正向影響；研究假說(shuō)1b即責(zé)任歸屬對(duì)農(nóng)村居民自愿親環(huán)境行為有直接正向影響。

規(guī)范激活理論認(rèn)為個(gè)體的后果意識(shí)可以激活個(gè)人規(guī)范，有研究表明后果意識(shí)會(huì)影響居民親環(huán)境的個(gè)人規(guī)范。如呂榮勝［14］指出不節(jié)能危害后果認(rèn)知可以激活居民的個(gè)人規(guī)范，郭清卉［15］發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶(hù)對(duì)于不履行親環(huán)境行為的后果意識(shí)對(duì)其親環(huán)境個(gè)人規(guī)范有積極影響。當(dāng)農(nóng)村居民認(rèn)識(shí)到在生活中如果不主動(dòng)實(shí)行親環(huán)境行為，將會(huì)產(chǎn)生水土污染、霧霾等危害，就會(huì)主動(dòng)關(guān)注環(huán)境問(wèn)題，從而激活自愿親環(huán)境個(gè)人規(guī)范。在環(huán)境行為領(lǐng)域，有學(xué)者研究證實(shí)后果意識(shí)對(duì)居民親環(huán)境行為具有正向影響［14，16］。農(nóng)村居民對(duì)不主動(dòng)實(shí)施親環(huán)境行為的后果認(rèn)知可直接影響其自愿親環(huán)境行為。若農(nóng)村居民意識(shí)到不實(shí)施親環(huán)境行為對(duì)其有害，就會(huì)愿意主動(dòng)實(shí)施親環(huán)境行為，反之則不會(huì)自覺(jué)實(shí)施親環(huán)境行為。農(nóng)村居民對(duì)環(huán)境破壞的危害認(rèn)知越深刻，越會(huì)自覺(jué)實(shí)施親環(huán)境行為。基于此，本文提出研究假說(shuō)2a和研究假說(shuō)2b。研究假說(shuō)2a 即后果意識(shí)對(duì)農(nóng)村居民自愿親環(huán)境個(gè)人規(guī)范有正向影響；研究假說(shuō)2b 即后果意識(shí)對(duì)農(nóng)村居民自愿親環(huán)境行為有直接正向影響。

價(jià)值—信念—規(guī)范理論認(rèn)為生態(tài)價(jià)值觀會(huì)影響個(gè)體的個(gè)人規(guī)范和親環(huán)境行為。有學(xué)者在研究居民生態(tài)價(jià)值觀與個(gè)人規(guī)范的關(guān)系時(shí)發(fā)現(xiàn)，居民生態(tài)價(jià)值觀的樹(shù)立有利于激活其個(gè)人規(guī)范。Antonetti［17］認(rèn)為利他價(jià)值觀對(duì)消費(fèi)者的個(gè)人規(guī)范有正向影響，王世進(jìn)［18］發(fā)現(xiàn)環(huán)境價(jià)值觀正向作用于消費(fèi)者的生態(tài)消費(fèi)行為。生態(tài)價(jià)值觀強(qiáng)的農(nóng)村居民會(huì)對(duì)親環(huán)境行為形成價(jià)值判斷，當(dāng)自身行為違背價(jià)值判斷時(shí)會(huì)感到愧疚，當(dāng)自身行為符合價(jià)值判斷時(shí)則會(huì)感到自豪，這有利于刺激其建立自愿親環(huán)境個(gè)人規(guī)范。諸多研究也證實(shí)了農(nóng)村居民的生態(tài)價(jià)值觀對(duì)其親環(huán)境行為有顯著的正向影響。如么桂杰［19］認(rèn)為儒家價(jià)值觀對(duì)中國(guó)居民環(huán)保行為有直接和間接的正向影響，石志恒［20］指出環(huán)境價(jià)值觀能促進(jìn)農(nóng)村居民實(shí)施親環(huán)境行為。在日常生活中，持環(huán)境友好生態(tài)價(jià)值觀的農(nóng)村居民會(huì)關(guān)注和思考生態(tài)環(huán)境問(wèn)題，認(rèn)為主動(dòng)實(shí)施親環(huán)境行為能給其生活帶來(lái)福祉和利益［19］，因此更會(huì)主動(dòng)實(shí)施親環(huán)境行為。基于此，本文提出研究假說(shuō)3a 和研究假說(shuō)3b。研究假說(shuō)3a 即生態(tài)價(jià)值觀對(duì)農(nóng)村居民自愿親環(huán)境個(gè)人規(guī)范有正向影響；研究假說(shuō)3b即生態(tài)價(jià)值觀對(duì)農(nóng)村居民自愿親環(huán)境行為有直接正向影響。

環(huán)境情感可分為積極情感和消極情感［21］。Bamberg［22］將愧疚納入規(guī)范激活理論框架中，認(rèn)為其對(duì)個(gè)人規(guī)范有正向影響。既有研究表明積極情感和消極情感對(duì)個(gè)人規(guī)范均有顯著影響。如Hunecke［23］研究發(fā)現(xiàn)情感對(duì)個(gè)人規(guī)范有正向影響。當(dāng)農(nóng)村居民越認(rèn)同自己和他人的親環(huán)境行為時(shí)，其內(nèi)心的愉悅度越高，強(qiáng)大的情感驅(qū)動(dòng)力會(huì)激活其個(gè)人規(guī)范；與此同時(shí)，當(dāng)農(nóng)村居民在生活中看到他人破壞環(huán)境或者自己實(shí)施了破壞環(huán)境的行為時(shí)，就會(huì)在內(nèi)心產(chǎn)生厭惡感和愧疚感，這也會(huì)激活農(nóng)村居民的個(gè)人規(guī)范。因此，農(nóng)村居民的積極情感或消極情感越強(qiáng)烈，越容易激活其自愿親環(huán)境個(gè)人規(guī)范，促使其主動(dòng)實(shí)施親環(huán)境行為。基于此，本文提出研究假說(shuō)4a和研究假說(shuō)4b。研究假說(shuō)4a即積極情感、消極情感對(duì)農(nóng)村居民自愿親環(huán)境個(gè)人規(guī)范有正向影響；研究假說(shuō)4b即積極情感、消極情感對(duì)農(nóng)村居民自愿親環(huán)境行為有直接正向影響。

規(guī)范激活理論認(rèn)為個(gè)人規(guī)范直接影響個(gè)體行為。對(duì)于農(nóng)村居民自愿親環(huán)境行為來(lái)說(shuō)，當(dāng)農(nóng)村居民有較強(qiáng)的個(gè)人規(guī)范時(shí)，會(huì)時(shí)常反思自己的行為，如果沒(méi)有實(shí)施親環(huán)境行為，就會(huì)感到有愧于心，從而產(chǎn)生后悔、自責(zé)等情緒，進(jìn)而會(huì)自覺(jué)實(shí)施親環(huán)境行為以緩解這種負(fù)面情緒；若農(nóng)村居民主動(dòng)實(shí)施了親環(huán)境行為，可能會(huì)產(chǎn)生自豪感和優(yōu)越感，這會(huì)促使其更加積極主動(dòng)地實(shí)施親環(huán)境行為。既有關(guān)于個(gè)人規(guī)范與農(nóng)村居民親環(huán)境行為關(guān)系的研究也佐證了這一點(diǎn)［15］?；诖耍疚奶岢鲅芯考僬f(shuō)5a和研究假說(shuō)5b。研究假說(shuō)5a 即個(gè)人規(guī)范對(duì)農(nóng)村居民自愿親環(huán)境行為有直接正向影響；研究假說(shuō)5b 即個(gè)人規(guī)范在責(zé)任歸屬、后果意識(shí)、生態(tài)價(jià)值觀、積極情感、消極情感與農(nóng)村居民自愿親環(huán)境行為的關(guān)系中具有中介作用。

基于以上分析，本文提出農(nóng)村居民自愿親環(huán)境行為影響因素的理論模型，詳見(jiàn)圖1。

松貝和青貝的鎮(zhèn)咳、平喘、化痰和抗炎作用比較研究…………………………………………………… 李亞玲等（11）：1520

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本特征

本文數(shù)據(jù)來(lái)自2020 年12 月—2021 年3 月在國(guó)家生態(tài)文明試驗(yàn)區(qū)江西省農(nóng)村的實(shí)地調(diào)研，采用分層抽樣和隨機(jī)抽樣結(jié)合的方式選擇樣本農(nóng)村居民，共采集635份問(wèn)卷，刪除無(wú)效和信息不全問(wèn)卷后，共得到有效問(wèn)卷593份，問(wèn)卷有效率為89.45%。

在有效樣本中：從性別來(lái)看，女性樣本較多，占樣本總數(shù)的比重為55.14%；從年齡來(lái)看，以中老年為主，41 歲～60 歲受訪(fǎng)者占比為41.48%，60 歲以上受訪(fǎng)者占比為13.49%，18 歲～25 歲受訪(fǎng)者占比為30.52%；從文化程度來(lái)看，有55.31%的受訪(fǎng)者僅受過(guò)初中及以下階段的教育，文化程度整體偏低；從婚姻狀況來(lái)看，已婚受訪(fǎng)者占比較大，為65.43%。根據(jù)2020 年《江西省統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)，2019 年江西省農(nóng)村40歲及以上的居民占比為54.11%，農(nóng)村居民受教育程度大多在初中及以下水平，由此可見(jiàn)本研究樣本總體特征與江西省農(nóng)村的現(xiàn)實(shí)狀況大致吻合，具有較強(qiáng)的代表性。

（二）變量設(shè)置

本文所選取的各潛變量均采用李克特5級(jí)量表測(cè)量，其中“1”表示完全不同意，“5”表示完全同意。

1.被解釋變量。本文的被解釋變量為農(nóng)村居民自愿親環(huán)境行為，參考蘆慧［6］的研究，由3個(gè)題項(xiàng)構(gòu)成，如“我會(huì)自愿把有害垃圾與其他垃圾分開(kāi)”等。

2.核心解釋變量。本文的核心解釋變量包括后果意識(shí)、責(zé)任歸屬、生態(tài)價(jià)值觀、積極情感、消極情感。對(duì)于后果意識(shí)的測(cè)度借鑒Fan［24］、Sujitra［25］、張曉杰［26］的研究，由4個(gè)題項(xiàng)構(gòu)成，如“資源浪費(fèi)對(duì)我的家人和后代來(lái)說(shuō)將是一個(gè)問(wèn)題”等。對(duì)于責(zé)任歸屬的測(cè)度參照申靜［13］、張曉杰［26］、Wang［27］的研究，由3個(gè)題項(xiàng)構(gòu)成，如“我覺(jué)得在我的日常生活中有責(zé)任把垃圾分類(lèi)”等。對(duì)于生態(tài)價(jià)值觀的測(cè)度改編自史海霞［28］的量表，由3個(gè)題項(xiàng)構(gòu)成，如“我希望在日常行為中能做到‘保護(hù)環(huán)境’”等。對(duì)于積極情感的測(cè)度參考王建明［3］的研究，由2 個(gè)題項(xiàng)構(gòu)成，如“看到別人實(shí)施保護(hù)環(huán)境行為，我會(huì)很贊許”等。對(duì)于消極情感的測(cè)度借鑒王建明［3］的研究，由2個(gè)題項(xiàng)構(gòu)成，如“看到別人破壞環(huán)境、浪費(fèi)資源，我會(huì)感到很討厭”等。

3.中介變量。本文的中介變量為個(gè)人規(guī)范，參考石志恒［29］的研究，由3 個(gè)題項(xiàng)構(gòu)成，如“實(shí)施親環(huán)境行為（如垃圾分類(lèi)、節(jié)電等）更符合我的身份地位”等。各潛變量的測(cè)度題項(xiàng)詳見(jiàn)表1。

表1 各潛變量測(cè)度題項(xiàng)

4.控制變量。既有研究發(fā)現(xiàn)，個(gè)人特征、家庭特征等因素對(duì)農(nóng)村居民親環(huán)境行為有重要影響［30-31］。此外，提供設(shè)施服務(wù)、宣傳教育等情境因素亦是影響農(nóng)村居民親環(huán)境行為的重要因素［32-33］。因此，本文借鑒既有研究，將農(nóng)村居民個(gè)人特征、家庭特征、村里是否設(shè)立了生活垃圾投放點(diǎn)、環(huán)保宣傳渠道作為控制變量。具體說(shuō)明如下：年齡（農(nóng)村居民的實(shí)際年齡），性別（1=男、0=女），文化程度（1=小學(xué)及以下、2=初中、3=高中及以上且本科以下、4=本科及以上），婚姻狀況（1=未婚、2=已婚、3=離異），年收入（1=1萬(wàn)元及以下、2=1萬(wàn)元以上～3萬(wàn)元及以下、3=3萬(wàn)元以上～5萬(wàn)元及以下、4=5萬(wàn)元以上～8萬(wàn)元及以下、5=8萬(wàn)元以上），村里是否設(shè)立了生活垃圾投放點(diǎn)（0=否、1=是），環(huán)保宣傳渠道為是否同意通過(guò)村干部的宣傳了解到要垃圾分類(lèi)（1=完全不同意、2=比較不同意、3=不確定、4=比較同意、5=完全同意）。

（三）模型構(gòu)建

本文借鑒溫忠麟［34］的做法，采用逐步回歸法檢驗(yàn)個(gè)人規(guī)范的中介機(jī)制，構(gòu)建如下方程：

ZY=α0+α1HG+α2ZR+α3ST+α4JJ+α5XJ+α6Con+εi（1）

GF=β0+β1HG+β2ZR+β3ST+β4JJ+β5XJ+β6Con+εi（2）

ZY=γ0+γ1HG+γ2ZR+γ3ST+γ4JJ+γ5XJ+γ6GF+γ7Con+εi（3）

其中，ZY表示農(nóng)村居民自愿親環(huán)境行為，HG、ZR、ST、JJ、XJ分別表示后果意識(shí)、責(zé)任歸屬、生態(tài)價(jià)值觀、積極情感、消極情感，GF表示中介變量個(gè)人規(guī)范，Con為控制變量的集合，包括年齡、性別、文化程度、婚姻狀況、年收入、村里有無(wú)生活垃圾投放點(diǎn)、環(huán)保宣傳渠道，εi為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）共同方法偏誤檢驗(yàn)

本文采用Harman 單因子法對(duì)量表所有變量的條目進(jìn)行探索性因子分析，以避免同源性方差影響研究結(jié)論，若未旋轉(zhuǎn)得到的單因子解釋變異越多，則表明共同方法偏差程度越大。結(jié)果顯示，共生成5個(gè)因子，第一因子對(duì)題項(xiàng)的方差解釋率為37.49%，小于評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)的40%，說(shuō)明本研究所用樣本不存在嚴(yán)重共同方法偏差。

（二）信效度檢驗(yàn)

本文使用Cronbach's α值和組合信度（CR）測(cè)量各潛變量的內(nèi)部一致性，問(wèn)卷總的Cronbach's α值為0.845，各潛變量的Cronbach's α 值都超過(guò)了0.678，CR 值也都超過(guò)了標(biāo)準(zhǔn)值0.7（限于篇幅未列示），表示其內(nèi)部一致性較好，在可接受標(biāo)準(zhǔn)范圍內(nèi)。同時(shí)，通過(guò)組合信度（CR）、平均方差抽取量（AVE）、標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷和KMO 值對(duì)調(diào)查問(wèn)卷的聚合效度和區(qū)分效度進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表2。由表2 可知各潛變量的CR 值區(qū)間為0.827～0.948，均高于臨界值0.6，表明這7 個(gè)潛變量有較好的聚合效度。其中“因能源消耗（如煤炭等）導(dǎo)致的生態(tài)破壞，我有很大責(zé)任”題項(xiàng)的效度檢驗(yàn)結(jié)果不符合標(biāo)準(zhǔn)故刪去，剔除后各潛變量題項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷均在0.712及以上，KMO值均在0.5及以上，說(shuō)明各潛變量的區(qū)分效度較好。

表2 信效度檢驗(yàn)結(jié)果

進(jìn)一步地，采用平均方差抽取量進(jìn)行區(qū)別效度檢驗(yàn)，結(jié)果如表3 所示。由表3 可知7 個(gè)潛變量的AVE平方根都超過(guò)0.6，且明顯高于其與其他潛變量的相關(guān)系數(shù)，說(shuō)明量表各潛變量間區(qū)別效度良好。

表3 區(qū)別效度檢驗(yàn)結(jié)果

（三）模型估計(jì)結(jié)果

在對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)前，為檢驗(yàn)農(nóng)村居民的后果意識(shí)、責(zé)任歸屬、生態(tài)價(jià)值觀、積極情感、消極情感之間是否存在共線(xiàn)性，本文采用方差膨脹因子法對(duì)所有自變量進(jìn)行共線(xiàn)性診斷，結(jié)果顯示各解釋變量的方差膨脹因子（VIF）均小于1.76，低于標(biāo)準(zhǔn)值2.0，表明本文選取的各自變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線(xiàn)性。農(nóng)村居民自愿親環(huán)境行為影響因素的估計(jì)結(jié)果如表4所示。

由表4中列（1）的估計(jì)結(jié)果可知，責(zé)任歸屬對(duì)農(nóng)村居民自愿親環(huán)境行為的影響在1%水平上顯著為正，表明農(nóng)村居民認(rèn)為自己對(duì)不主動(dòng)實(shí)施親環(huán)境行為而產(chǎn)生的危害后果有責(zé)任，這種認(rèn)識(shí)有利于其自覺(jué)實(shí)施親環(huán)境行為，研究假說(shuō)1b 得到驗(yàn)證。原因可能是責(zé)任歸屬感強(qiáng)的農(nóng)村居民認(rèn)為實(shí)施垃圾分類(lèi)等親環(huán)境行為是自己分內(nèi)的事情，自己有責(zé)任積極主動(dòng)地采取行動(dòng)保護(hù)生態(tài)環(huán)境，責(zé)任歸屬感越強(qiáng)的農(nóng)村居民越會(huì)主動(dòng)實(shí)施垃圾分類(lèi)等親環(huán)境行為。

后果意識(shí)對(duì)農(nóng)村居民自愿親環(huán)境行為的影響在1%水平上顯著為正，說(shuō)明農(nóng)村居民對(duì)不主動(dòng)實(shí)施親環(huán)境行為而產(chǎn)生的危害后果意識(shí)越強(qiáng)，越有利于促進(jìn)其自愿實(shí)施親環(huán)境行為，研究假說(shuō)2b 得到驗(yàn)證。原因可能是農(nóng)村居民意識(shí)到不保護(hù)環(huán)境會(huì)對(duì)環(huán)境造成破壞，導(dǎo)致極端天氣、自然災(zāi)害等現(xiàn)象頻發(fā)，尤其是江西農(nóng)村地區(qū)生活污水泄漏直排等環(huán)境問(wèn)題突出，這直接影響到其身體健康和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，因此農(nóng)村居民會(huì)愿意利用公共設(shè)施集中排放污水而不是隨處排放。

生態(tài)價(jià)值觀對(duì)農(nóng)村居民自愿親環(huán)境行為的影響在1%水平上顯著為正，說(shuō)明生態(tài)價(jià)值觀強(qiáng)的農(nóng)村居民會(huì)主動(dòng)實(shí)施親環(huán)境行為，研究假說(shuō)3b得到驗(yàn)證。原因可能是農(nóng)村居民的生態(tài)價(jià)值觀越強(qiáng)，越認(rèn)為自己應(yīng)該保護(hù)環(huán)境，在日常生活中會(huì)更關(guān)注他人的利益和環(huán)境保護(hù)，如使用衛(wèi)生廁所不僅便利了自己的生活，還有利于改善整個(gè)村莊的人居環(huán)境，因此農(nóng)村居民更傾向于主動(dòng)實(shí)施此類(lèi)親環(huán)境行為。

積極情感對(duì)農(nóng)村居民自愿親環(huán)境行為的影響在10%水平上顯著為正，即農(nóng)村居民的積極情感對(duì)其在生活中實(shí)施自愿親環(huán)境行為有正向影響。原因可能是具有積極情感的農(nóng)村居民會(huì)認(rèn)同和贊許他人保護(hù)環(huán)境的行為，久而久之會(huì)被他人保護(hù)環(huán)境的行為所感化，進(jìn)而主動(dòng)實(shí)施生活垃圾分類(lèi)等親環(huán)境行為，并且農(nóng)村居民還會(huì)因自己實(shí)施此類(lèi)親環(huán)境行為而產(chǎn)生自豪感，為了保持這種愉悅的情感體驗(yàn)，其在生活中會(huì)自覺(jué)實(shí)施親環(huán)境行為。消極情感對(duì)農(nóng)村居民自愿親環(huán)境行為的影響在1%水平上顯著為正，表明農(nóng)村居民的消極情感越強(qiáng)烈，越有可能自愿實(shí)施親環(huán)境行為。原因可能在于具有消極情感的農(nóng)村居民在生活中對(duì)于自己不保護(hù)環(huán)境的行為有愧疚感，同時(shí)厭惡他人破壞環(huán)境的行為如隨手扔垃圾、浪費(fèi)水資源等。這種厭惡和愧疚感會(huì)讓農(nóng)村居民的內(nèi)心感到痛苦，為了減輕這種痛苦，其會(huì)主動(dòng)做保護(hù)環(huán)境的事予以彌補(bǔ)。由此，研究假說(shuō)4b得到驗(yàn)證。

由表4 中列（2）的估計(jì)結(jié)果可知，責(zé)任歸屬、生態(tài)價(jià)值觀、積極情感和消極情感對(duì)農(nóng)村居民自愿親環(huán)境個(gè)人規(guī)范的影響系數(shù)均顯著為正，研究假說(shuō)1a、3a、4a得到驗(yàn)證。由表4中列（3）的估計(jì)結(jié)果可知，農(nóng)村居民自愿親環(huán)境個(gè)人規(guī)范對(duì)自愿親環(huán)境行為的影響在5%水平上顯著為正，研究假說(shuō)5a 得到驗(yàn)證。這表明農(nóng)村居民的責(zé)任歸屬、生態(tài)價(jià)值觀、積極情感和消極情感可激活其個(gè)人規(guī)范，而個(gè)人規(guī)范的激活能夠促進(jìn)農(nóng)村居民實(shí)施自愿親環(huán)境行為，但個(gè)人規(guī)范的中介效應(yīng)及其精確性還需進(jìn)一步驗(yàn)證。

表4 農(nóng)村居民自愿親環(huán)境行為影響因素的估計(jì)結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文根據(jù)國(guó)際通用的老齡人口劃分標(biāo)準(zhǔn)，將樣本按照受訪(fǎng)者年齡分為兩組，即60 歲以下的“年輕組農(nóng)村居民”和60 歲及以上的“年老組農(nóng)村居民”，分別進(jìn)行回歸，結(jié)果見(jiàn)表5。由表5 可知，年輕組農(nóng)村居民和年老組農(nóng)村居民的各解釋變量對(duì)農(nóng)村居民自愿親環(huán)境行為的影響基本顯著，且作用方向與模型（1）一致，證明基礎(chǔ)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果

（五）中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本文借鑒溫忠麟［35］的做法，采用Bootstrap 方法對(duì)個(gè)人規(guī)范的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，每次重復(fù)抽樣5000次，中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。由表6可知：個(gè)人規(guī)范在后果意識(shí)與自愿親環(huán)境行為關(guān)系中的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的置信區(qū)間均不包含0，Z值分別為11.240 和4.390，大于標(biāo)準(zhǔn)值1.96，說(shuō)明個(gè)人規(guī)范在后果意識(shí)與自愿親環(huán)境行為間的中介效應(yīng)顯著。個(gè)人規(guī)范在責(zé)任歸屬與自愿親環(huán)境行為關(guān)系中的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的置信區(qū)間均不包含0，Z值分別為7.740 和4.700，說(shuō)明農(nóng)村居民的責(zé)任歸屬感越強(qiáng)，其個(gè)人規(guī)范被激活的程度就越高，主動(dòng)實(shí)施親環(huán)境行為的可能性也越大，個(gè)人規(guī)范在責(zé)任歸屬與自愿親環(huán)境行為間的中介效應(yīng)顯著。個(gè)人規(guī)范在生態(tài)價(jià)值觀與自愿親環(huán)境行為關(guān)系中的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的置信區(qū)間均不包含0，Z值分別為10.330 和4.520，表明個(gè)人規(guī)范在生態(tài)價(jià)值觀與農(nóng)村居民自愿親環(huán)境行為之間的中介效應(yīng)顯著。個(gè)人規(guī)范在積極情感與自愿親環(huán)境行為關(guān)系中的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的置信區(qū)間均不包含0，對(duì)應(yīng)的Z值分別為6.860和4.560，表明個(gè)人規(guī)范在積極情感與農(nóng)村居民自愿親環(huán)境行為之間的中介效應(yīng)顯著。個(gè)人規(guī)范在消極情感與自愿親環(huán)境行為關(guān)系中的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)的置信區(qū)間均不包含0，Z值分別為7.090 和4.390，表明個(gè)人規(guī)范在消極情感與農(nóng)村居民自愿親環(huán)境行為之間的中介效應(yīng)顯著。綜上，研究假說(shuō)2a和研究假說(shuō)5b得到驗(yàn)證。

表6 中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

續(xù)表6

各潛變量直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)的計(jì)算結(jié)果見(jiàn)表7。由表7可知，對(duì)農(nóng)村居民自愿親環(huán)境行為影響最大的是后果意識(shí)（0.587），生態(tài)價(jià)值觀（0.532）次之；對(duì)農(nóng)村居民自愿親環(huán)境個(gè)人規(guī)范影響最大的是消極情感（0.217），責(zé)任歸屬（0.208）次之。因此，要引導(dǎo)農(nóng)村居民在生活中自愿實(shí)施親環(huán)境行為，首先要促進(jìn)農(nóng)村居民增強(qiáng)危害后果意識(shí)，其次要通過(guò)宣傳教育培養(yǎng)其生態(tài)價(jià)值觀，強(qiáng)化農(nóng)村居民的個(gè)人規(guī)范，進(jìn)而促進(jìn)其實(shí)施自愿親環(huán)境行為。

表7 各潛變量之間的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)

五、結(jié)論及建議

引導(dǎo)農(nóng)村居民在生活中自愿實(shí)施親環(huán)境行為對(duì)于美麗鄉(xiāng)村建設(shè)至關(guān)重要。本研究將生態(tài)價(jià)值觀和環(huán)境情感引入規(guī)范激活理論，構(gòu)建農(nóng)村居民自愿親環(huán)境行為影響因素理論模型，采用江西省的農(nóng)村居民調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。研究發(fā)現(xiàn)：后果意識(shí)、責(zé)任歸屬、生態(tài)價(jià)值觀、積極情感、消極情感和個(gè)人規(guī)范對(duì)農(nóng)村居民自愿親環(huán)境行為有直接正向影響；Bootstrap 中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，后果意識(shí)、責(zé)任歸屬、積極情感、消極情感和生態(tài)價(jià)值觀通過(guò)個(gè)人規(guī)范間接影響農(nóng)村居民自愿親環(huán)境行為；對(duì)農(nóng)村居民自愿親環(huán)境行為影響最大的是后果意識(shí)，對(duì)農(nóng)村居民自愿親環(huán)境個(gè)人規(guī)范影響最大的是消極情感。

基于上述研究，本文提出如下建議：一是進(jìn)一步增強(qiáng)農(nóng)村居民環(huán)保意識(shí)?？蓪h(huán)境保護(hù)等列入村規(guī)民約，對(duì)破壞環(huán)境的居民加強(qiáng)教育和約束管理，引導(dǎo)其在日常生活中進(jìn)行自我監(jiān)督和管理，并結(jié)合生態(tài)環(huán)境違法行為舉報(bào)獎(jiǎng)勵(lì)等措施增強(qiáng)村民維護(hù)村莊環(huán)境的意識(shí)。二是著力培養(yǎng)農(nóng)村居民生態(tài)價(jià)值觀。相關(guān)部門(mén)應(yīng)把使用衛(wèi)生廁所、做好垃圾分類(lèi)等知識(shí)納入學(xué)校、家庭、社會(huì)教育中，可舉辦生態(tài)環(huán)保知識(shí)競(jìng)賽、“生態(tài)環(huán)境宣傳月”等活動(dòng)，更好地引導(dǎo)居民提高環(huán)保素養(yǎng)，樹(shù)立生態(tài)價(jià)值觀。三是多渠道喚醒居民環(huán)境情感。政府可通過(guò)公益廣告、短視頻等宣傳因居民主動(dòng)參與環(huán)境保護(hù)而使鄉(xiāng)村變美的典型案例，還可通過(guò)宣傳與綠色生態(tài)文化緊密相連的理念喚醒農(nóng)村居民的環(huán)境情感，引導(dǎo)其主動(dòng)保護(hù)環(huán)境。