○李天龍 孫嚴(yán)超 蔡俊 程成 宋小杰 雷蕾

（安徽農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，安徽 合肥 230036）

一、引言

伴隨我國(guó)城市進(jìn)程快速推進(jìn)，城鄉(xiāng)之間的差距正逐步減小。城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展也導(dǎo)致農(nóng)戶家庭的生活垃圾排放量逐步上升，而農(nóng)村的生活垃圾治理是改善農(nóng)村人居環(huán)境和建設(shè)生態(tài)宜居鄉(xiāng)村的關(guān)鍵[1]。且由于國(guó)家鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的提出，研究農(nóng)村生活垃圾問題與治理已成熱點(diǎn)之一，2022 年中央一號(hào)文件中指出：“要扎實(shí)穩(wěn)妥推進(jìn)鄉(xiāng)村建設(shè)，接續(xù)實(shí)施農(nóng)村人居環(huán)境整治提升五年行動(dòng)，推進(jìn)農(nóng)村生活垃圾源頭分類減量。深入村莊清潔和綠色美化行動(dòng)[2]。農(nóng)戶作為農(nóng)村生活垃圾排放量的主體，其行為是影響農(nóng)村生活垃圾產(chǎn)生量的核心因素[3]。因此，對(duì)農(nóng)戶生活垃圾處理意愿的影響因素進(jìn)行分析，探究農(nóng)村生活垃圾治理的核心影響因素，為進(jìn)一步解決農(nóng)村生活垃圾污染嚴(yán)重的問題，更好地提升農(nóng)村的人居環(huán)境，推進(jìn)美麗鄉(xiāng)村建設(shè)具有重要意義。

近年來國(guó)內(nèi)外學(xué)者從內(nèi)外部因素進(jìn)行了研究，從外部因素上看，褚祝杰等[3]指出用好政策制度對(duì)農(nóng)戶進(jìn)行正式性約束和非正式勸導(dǎo)、加強(qiáng)農(nóng)村生活垃圾治理的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、加大監(jiān)督制度的獎(jiǎng)懲機(jī)制等來促進(jìn)農(nóng)戶處理生活垃圾的行為和意愿，并設(shè)計(jì)合理的生活垃圾計(jì)量收費(fèi)制度減少其垃圾產(chǎn)生量[3]。唐林等[4]則提出了以村干部以及基層組織領(lǐng)導(dǎo)對(duì)農(nóng)戶進(jìn)行督導(dǎo)，通過社會(huì)監(jiān)督控制農(nóng)戶的生活垃圾處理行為和意愿。從內(nèi)部因素上看，農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)水平以及個(gè)體特征和對(duì)政府的信任是影響對(duì)生活垃圾處理行為和意愿的關(guān)鍵要素。已有研究表明，農(nóng)戶收入水平提高后對(duì)公共事務(wù)的參與熱情會(huì)提高，相應(yīng)的支付意愿也會(huì)提高[5]。王建明等[6]研究表明，農(nóng)戶的面子觀念是影響農(nóng)戶生活垃圾處理意愿的重要原因，農(nóng)民的行為和意愿在一定程度上受面子觀念和群體認(rèn)同的影響非常大，面子觀念和群體認(rèn)同在中國(guó)的社會(huì)中是一種長(zhǎng)期以來的傳統(tǒng)，面子觀念是影響中國(guó)人行為最大的變量。同時(shí)由于儒家文化以及集體主義文化的傳統(tǒng)影響，農(nóng)戶們會(huì)根據(jù)自身所處的地區(qū)不同來將該地區(qū)的同村居民歸為一類，以此來獲得群體認(rèn)同。在其所屬的群體中，他們會(huì)更加關(guān)注他人的意見和評(píng)價(jià)，更期望被他人認(rèn)可[7]，也會(huì)更加看重面子。通過面子能夠建立高度信任的“自己人”關(guān)系，面子觀念本身也構(gòu)成了行動(dòng)和意愿的目的[8]。但鮮有學(xué)者探討農(nóng)戶環(huán)境認(rèn)知在垃圾分類制度與農(nóng)戶垃圾處理意愿之間發(fā)揮了什么作用。鄧正華等[9]通過對(duì)洞庭湖濕地保護(hù)區(qū)的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，大部分農(nóng)戶缺乏保護(hù)環(huán)境的積極性和主動(dòng)性，因此村干部要加強(qiáng)對(duì)農(nóng)戶的宣傳教育來提高和培養(yǎng)農(nóng)戶的環(huán)境整治意識(shí)和技能，對(duì)農(nóng)戶生產(chǎn)和生活行為進(jìn)行一定的規(guī)范，這樣才能改善當(dāng)?shù)氐纳鷳B(tài)環(huán)境和人居環(huán)境問題。而根據(jù)班杜拉的社會(huì)認(rèn)知理論，心理功能是個(gè)人、行為和環(huán)境決定因素三者之間的連續(xù)交互作用[10]，社會(huì)支持具有潤(rùn)物細(xì)無聲的育人效果，會(huì)逐漸地影響到個(gè)體的認(rèn)知從而改變其環(huán)境認(rèn)知水平。最后根據(jù)計(jì)劃行為理論，人的行為改變是受其意圖影響的，也會(huì)受一些現(xiàn)實(shí)因素的影響，而一些個(gè)人特征和社會(huì)因素也會(huì)通過行為信念來影響這三個(gè)主要因素，進(jìn)而影響行為意愿。農(nóng)戶是否會(huì)對(duì)生活垃圾進(jìn)行處理，這并非是一種無意識(shí)的行為，它是在多種因素的綜合考慮下才會(huì)采取的行動(dòng)。因此，本文從農(nóng)戶的角度出發(fā)，將農(nóng)戶的環(huán)境認(rèn)知作為生活垃圾分類制度與農(nóng)戶垃圾處理意愿之間的中介變量。同時(shí)將社會(huì)支持作為生活垃圾分類制度與農(nóng)戶環(huán)境認(rèn)知之間的調(diào)節(jié)變量，研究農(nóng)戶處理生活垃圾行為和意愿的影響因素，為今后政策制定者更好結(jié)合農(nóng)戶驅(qū)動(dòng)力等影響因素制訂相關(guān)政策提供借鑒。

二、理論分析與研究假說

（一）生活垃圾分類制度對(duì)農(nóng)戶生活垃圾處理意愿影響

生活垃圾分類制度是指國(guó)家為了對(duì)居民生活垃圾進(jìn)行有效治理頒布的若干政策條例，包括各種垃圾的分類標(biāo)準(zhǔn)、收費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)，獎(jiǎng)懲規(guī)則、監(jiān)督機(jī)制等。褚祝杰和陳德敏[3]通過對(duì)生活垃圾計(jì)量收費(fèi)制度研究發(fā)現(xiàn)，收費(fèi)制度越詳細(xì)具體越能使農(nóng)戶對(duì)其消費(fèi)結(jié)構(gòu)和購(gòu)買行為進(jìn)行轉(zhuǎn)變，并實(shí)現(xiàn)減少垃圾產(chǎn)生量的現(xiàn)象。鄭澤宇等[11]認(rèn)為生活垃圾分類政策的實(shí)施效果還取決于政策強(qiáng)制性結(jié)構(gòu)是否存在及合理化程度。即完善的政策制度能夠在很大程度上增強(qiáng)農(nóng)戶處理生活垃圾的驅(qū)動(dòng)力。

據(jù)此，本文提出研究假設(shè)H1：生活垃圾分類制度對(duì)農(nóng)戶生活垃圾處理行為具有顯著正向影響。

（二）環(huán)境認(rèn)知與農(nóng)戶生活垃圾處理意愿

環(huán)境認(rèn)知是指人對(duì)于環(huán)境狀況、環(huán)境知識(shí)的儲(chǔ)存、加工、重組的認(rèn)識(shí)和了解環(huán)境的過程[12]。眾多學(xué)者以心理學(xué)的評(píng)判標(biāo)準(zhǔn)將環(huán)境認(rèn)知分為環(huán)境意識(shí)和環(huán)境責(zé)任感兩方面，環(huán)境意識(shí)指居民對(duì)環(huán)境問題的察覺及關(guān)注程度，環(huán)境責(zé)任感是個(gè)體采取親環(huán)境行為的重要變量[12]，它指居民注意自身對(duì)環(huán)境的影響程度。彭遠(yuǎn)春等[13]認(rèn)為個(gè)體的環(huán)境認(rèn)知能力對(duì)私域環(huán)境行為與公域環(huán)境行為有著正向影響，即環(huán)境認(rèn)知能力高的人會(huì)更具有責(zé)任感和主動(dòng)性去進(jìn)行生活垃圾處理，而環(huán)境認(rèn)知能力低的個(gè)體，要靠外部因素（如政策制度、監(jiān)督機(jī)制、獎(jiǎng)懲機(jī)制）的控制作用下才會(huì)被動(dòng)地去付諸行為，主動(dòng)性則較差。鄧云華等[9]則通過研究發(fā)現(xiàn)很多農(nóng)戶雖然意識(shí)到不及時(shí)進(jìn)行垃圾處理會(huì)對(duì)人居環(huán)境造成極大的損害，但在實(shí)際處理行為上卻并沒有將其意識(shí)付諸實(shí)際行動(dòng)。這可能是因?yàn)檗r(nóng)戶雖然有著去處理生活垃圾的意識(shí)時(shí)，卻沒有完善的關(guān)于生活垃圾治理的政策制度和強(qiáng)力的獎(jiǎng)懲監(jiān)督機(jī)制等使農(nóng)戶信服的標(biāo)準(zhǔn)規(guī)則[14]，所以當(dāng)這方面的政策制度較完善時(shí)，具有高水平環(huán)境認(rèn)知的農(nóng)戶其生活垃圾處理行為的積極性則會(huì)大幅度上升，低水平環(huán)境認(rèn)知的農(nóng)戶也會(huì)由于較強(qiáng)的外部約束力提升自身處理生活垃圾的意愿。

據(jù)此，本文提出研究假設(shè)H2：農(nóng)戶的環(huán)境認(rèn)知能力在生活垃圾分類制度與農(nóng)戶生活垃圾處理意愿中起中介作用。

（三）社會(huì)支持對(duì)農(nóng)戶環(huán)境認(rèn)知的影響

班杜拉的社會(huì)認(rèn)知理論認(rèn)為，在社會(huì)交往中每一個(gè)參與者的行為都支配著他們潛在的全部行為技能的實(shí)現(xiàn)[10]，人的行為則由環(huán)境、個(gè)人因素，心理因素共同作用的結(jié)果[15]，群體中具有模范作用的人其行為會(huì)影響他人不自覺地進(jìn)行模仿，并將其轉(zhuǎn)化為自身的最終行為。周伯韜等[16]提出人們更多地通過觀察學(xué)習(xí)接受環(huán)境中的信息，形成并改變內(nèi)部認(rèn)知結(jié)構(gòu)，學(xué)習(xí)者對(duì)學(xué)習(xí)結(jié)果的期待和自身能力的認(rèn)知（自我效能感）調(diào)節(jié)著人的行為。同時(shí)BENZUR 也研究發(fā)現(xiàn)，若在公共政策實(shí)施的情況下，居民將通過社會(huì)給予的支持來不斷學(xué)習(xí)關(guān)于新政策方面的具體知識(shí)，最終將其融合為自身的知識(shí)，從而提升自己的認(rèn)知水平，并決定最終的行為，來減少此政策帶來的經(jīng)濟(jì)壓力、生活壓力等。蔣培[18]則提出，通過廣義宣傳及重視基層組織在村莊公共事業(yè)治理中的作用等方式來完善社會(huì)支持體系，將使村民的垃圾分類知識(shí)水平和對(duì)垃圾分類必要性的認(rèn)知水平都會(huì)得到有效提高。

因此，本文提出研究假設(shè)H3：社會(huì)支持在生活垃圾分類制度與農(nóng)戶環(huán)境認(rèn)知之間起著正向調(diào)節(jié)作用。

基于以上分析，文中構(gòu)建影響機(jī)制作用如圖1所示。

圖1 影響機(jī)制圖

圖2 社會(huì)支持的調(diào)節(jié)作用

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取和模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究所采用的數(shù)據(jù)來源于2022 年12 月至2023 年3 月對(duì)安徽省銅陵市樅陽(yáng)縣農(nóng)村地區(qū)發(fā)布的問卷所得，問卷共發(fā)放491 份，剔除了沒有填寫完畢以及信息有錯(cuò)誤的問卷，最后所得有效問卷為465 份，有效率為94%。問卷調(diào)查采取了網(wǎng)上調(diào)查、電話調(diào)查和實(shí)地調(diào)查結(jié)合的方式。問卷中的內(nèi)容包括農(nóng)戶生活垃圾處理意愿、生活垃圾分類制度、環(huán)境認(rèn)知、社會(huì)支持以及個(gè)體特征，最后以問題均值來進(jìn)行衡量。

本次問卷調(diào)查選擇安徽省銅陵市樅陽(yáng)縣農(nóng)村地區(qū)的因素主要有以下幾個(gè)：一是樅陽(yáng)縣于2011年7 月，參照《中華人民共和國(guó)法》、住房和城鄉(xiāng)建設(shè)局頒布的《城市生活垃圾管理辦法》《安徽省城市生活垃圾處理收費(fèi)管理暫行方法》以及國(guó)家規(guī)定和當(dāng)?shù)貙?shí)際制定了《樅陽(yáng)縣生活垃圾處理費(fèi)征收管理方法》。二是自國(guó)家2013 年啟動(dòng)美麗鄉(xiāng)村建設(shè)以來，樅陽(yáng)縣堅(jiān)決貫徹中央規(guī)劃，十年已建成省級(jí)中心村78 個(gè)、市縣級(jí)中心村76 個(gè)、特色自然村9 個(gè)，連續(xù)兩年入列全省美麗鄉(xiāng)村建設(shè)先進(jìn)縣前列，當(dāng)?shù)氐纳罾A(chǔ)設(shè)施建設(shè)遍及范圍廣且各村大部分都配備多個(gè)生活垃圾投放點(diǎn)以及專門的保潔人員。因此將其作為調(diào)研區(qū)域有一定代表性。

（二）變量選取

1.因變量。農(nóng)戶垃圾處理意愿為本文的被解釋變量。本文將問卷中“您平時(shí)會(huì)將生活垃圾進(jìn)行處理”這個(gè)問題進(jìn)行定義，并設(shè)置了從1到5五個(gè)選項(xiàng)，分別代表其生活中將生活垃圾進(jìn)行處理的意愿程度。

2.自變量。本文的被解釋變量為“分類制度”。在問卷中采取“生活垃圾政策制度較為完善”“垃圾分類以及處理運(yùn)輸較為及時(shí)”“生活垃圾分類標(biāo)準(zhǔn)較為合理”來綜合表示生活垃圾分類制度。

3.中介變量與調(diào)節(jié)變量。中介變量為農(nóng)戶的“環(huán)境認(rèn)知”，參考丁翔等[19]的做法，主要從三個(gè)方面來綜合表示個(gè)體的環(huán)境認(rèn)知，分別是環(huán)境關(guān)心、環(huán)境態(tài)度、環(huán)境責(zé)任，同時(shí)考慮到農(nóng)戶對(duì)生態(tài)環(huán)境的認(rèn)知以及對(duì)垃圾分類制度的認(rèn)知可能存在某種程度上的差異。因此最終采用了“您覺得進(jìn)行環(huán)境保護(hù)很有意義”“您覺得您有責(zé)任保護(hù)環(huán)境，減少環(huán)境污染”“您平時(shí)會(huì)主動(dòng)關(guān)心生態(tài)環(huán)境方面的新聞”來綜合表示農(nóng)戶對(duì)生態(tài)環(huán)境的認(rèn)知，以“您對(duì)生活垃圾分類制度有著較高的了解”“您會(huì)按照生活垃圾分類制度來管控自己的行為”“您認(rèn)為生活垃圾分類制度是有必要存在的”來綜合表示農(nóng)戶對(duì)生活垃圾分類制度的認(rèn)知。調(diào)節(jié)變量則是依據(jù)班杜拉的社會(huì)認(rèn)知理論，在問卷中設(shè)計(jì)“生活垃圾分類宣傳較為全面”“保潔員數(shù)量較為合理”“生活垃圾收集設(shè)施布置的合理”“當(dāng)?shù)卣畷?huì)對(duì)積極將生活垃圾分類處理的居民進(jìn)行一定獎(jiǎng)勵(lì)”“政府在推行生活垃圾分類制度時(shí)會(huì)征求居民的意見”來綜合表示社會(huì)支持。

4.控制變量。為了更好地討論生活垃圾分類制度對(duì)農(nóng)戶生活垃圾處理行為的影響，使模型的有效性得到實(shí)際提高，因此以被訪者的個(gè)體特征作為控制變量，具體包括性別、年齡、家庭人口、政治面貌和學(xué)歷。

（三）模型構(gòu)建

由于農(nóng)戶垃圾處理意愿在本文中被設(shè)置為1-5“完全不同意到完全同意”，屬于有序的多分類變量，因此采取有序Logit模型進(jìn)行分析，該模型表達(dá)式為：

式（1）中，X表示第i個(gè)指標(biāo)，y代表農(nóng)戶垃圾處理意愿的程度。在此基礎(chǔ)上，建立累積Logit模型，表達(dá)式為：

式（2）中，pj=p（y=j），j=1,2,3,4,5;X為被訪對(duì)象的評(píng)價(jià)影響指標(biāo)，β代表與X對(duì)應(yīng)的一組回歸系數(shù)，αj表示模型的截距。在得到αj和β的參數(shù)估計(jì)后，某種特定情況的發(fā)生概率，如y=j發(fā)生的概率為：

四、結(jié)果與分析

（一）信度與效度檢驗(yàn)

問卷信度常用Cronbachs α來衡量，一般而言，社會(huì)科學(xué)領(lǐng)域的調(diào)查問卷表的克朗巴哈系數(shù)達(dá)到0.5 以上且效度KMO 值達(dá)到0.6 以上，就可以說明結(jié)論是基本穩(wěn)定的。本文使用SPSS軟件對(duì)問卷信度進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示，由表2可知，各維度的克朗巴哈系數(shù)在0.60～0.71之間，均在0.5以上。

KMO值與Bartletts球形檢驗(yàn)的計(jì)算結(jié)果如表3所示，p 值均為0.000＜0.001,KMO 值均大于0.6，因此變量設(shè)置及觀測(cè)指標(biāo)具有可靠的信度和良好的效度。在此基礎(chǔ)上，對(duì)各維度進(jìn)行探索性因子分析，通過因子提取及旋轉(zhuǎn)技術(shù)得出，各維度的公因子均為1個(gè)，因而表明所選題項(xiàng)都較好地體現(xiàn)了所用變量的含義。

（二）相關(guān)性結(jié)果分析

各變量的Pearson系數(shù)如表4所示，從由表4可知，學(xué)歷的增加會(huì)提高其環(huán)境認(rèn)知水平，這是由于接受的教育水平越高，對(duì)于環(huán)境保護(hù)、環(huán)境責(zé)任、環(huán)境污染方面的知識(shí)接受的越多且更容易接受以及吸收這方面的知識(shí)。同時(shí)垃圾分類制度與生活垃圾處理意愿之間的關(guān)系呈顯著正相關(guān)，與環(huán)境認(rèn)知之間的關(guān)系同樣為顯著正相關(guān)，環(huán)境認(rèn)知與垃圾分類制度之間的關(guān)系也呈顯著正相關(guān)。因此，初步驗(yàn)證了本文所提出的理論假設(shè)，初步符合了理論預(yù)期。且這三個(gè)變量之間的相關(guān)性均小于0.8，因此基本沒有多重共線性的影響，為了進(jìn)一步驗(yàn)證變量間是否多重共線性影響，使用Stata 軟件對(duì)共線性問題進(jìn)行檢驗(yàn)，各變量VIF 值處于1.01～1.76，均小于10，因此所選變量之間沒有多重共線性影響。

（三）實(shí)證分析

本文使用Stata17 軟件來進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果如表5和表6所示。

1.直接效應(yīng)檢驗(yàn)。在對(duì)個(gè)體特征進(jìn)行控制的基礎(chǔ)上進(jìn)行回歸分析，從模型（1）可知，生活垃圾分類制度對(duì)垃圾處理意愿具有顯著的正向影響（β=63，P＜0.01），同時(shí)從模型5 可知，生活垃圾分類制度對(duì)農(nóng)戶環(huán)境認(rèn)知的影響具有正向顯著水平（β=0.93，P＜0.01），進(jìn)而假設(shè)H1得到驗(yàn)證。

2.中介效應(yīng)檢驗(yàn)。根據(jù)溫忠麟的研究成果[20-21]，判斷中介效應(yīng)需要滿足三個(gè)條件：首先核心解釋變量對(duì)被解釋變量的影響達(dá)到顯著水平、其次核心解釋變量對(duì)中介變量的影響達(dá)到顯著水平、最后伴隨著中介變量的加入核心解釋變量對(duì)被解釋變量的顯著性降低或者是消失。因此，依此研究成果進(jìn)行逐步回歸，從模型（1）和模型（5）可以看到，滿足了中介效應(yīng)的前兩個(gè)條件。然后在模型（1）的基礎(chǔ)上分別加入中介變量“環(huán)境認(rèn)知、生態(tài)環(huán)境認(rèn)知、分類制度認(rèn)知”形成模型）、模型（3）、和模型（4），環(huán)境認(rèn)知（β=049，P＜0.01）、生態(tài)環(huán)境認(rèn)知（β=0.30，P＜0.05）、分類制度認(rèn)知（β=0.31，P＜0.05）顯著影響農(nóng)戶生活垃圾處理意愿，同時(shí)垃圾分類制度對(duì)農(nóng)戶生活垃圾處理意愿的影響有所下降（β=0.48，P＜0.01）（β=0.55,P＜0.01）（β=0.52，P＜0.01），中介效應(yīng)成立。因此根據(jù)此回歸結(jié)果，說明農(nóng)戶環(huán)境認(rèn)知、生態(tài)環(huán)境認(rèn)知以及分類制度認(rèn)知在垃圾分類制度以及處理意愿之間均起著部分中介作用。

3.調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。在模型（5）的基礎(chǔ)上加入調(diào)節(jié)變量社會(huì)支持以及分類制度與社會(huì)支持的交互項(xiàng)形成模型（6）和模型（7），從模型（7）可以看到，垃圾分類制度與社會(huì)支持交互項(xiàng)的影響是顯著的，且是一種正向影響關(guān)系（β=0.34，P＜0.05），因此，調(diào)節(jié)效應(yīng)成立。那么當(dāng)垃圾分類制度實(shí)施程度一定時(shí)，社會(huì)支持越高則農(nóng)戶的環(huán)境認(rèn)知水平就越高，這可能是由于政府等組織的大力宣傳以及周圍人的影響，農(nóng)戶在潛移默化中會(huì)接收到各種關(guān)于環(huán)境保護(hù)和環(huán)境惡化的訊息，并逐步吸納訊息使自身的環(huán)境認(rèn)知水平逐步提高[22]。

4.Bootstrap中介效應(yīng)檢驗(yàn)。Bootstrap檢驗(yàn)方法是現(xiàn)有中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法中最常用的一種方法。該方法較Soble 方法和逐步回歸法有一定優(yōu)勢(shì)，能夠得到更加精確的置信區(qū)間，有更高的檢驗(yàn)力。該方法的原理是從樣本中重復(fù)取樣，每次取樣可以得到一個(gè)Bootstrap樣本及系數(shù)乘積的估計(jì)值，取所有估計(jì)值的2.5 百分位點(diǎn)和97.5 百分位點(diǎn)構(gòu)成95%置信水平的置信區(qū)間，若該區(qū)間不包含0，則系數(shù)乘積顯著。本文采用該方法檢驗(yàn)中介效應(yīng)，重復(fù)抽取1 000次，結(jié)果如表7所示。

從表7可以看出，垃圾分類制度的直接效應(yīng)顯著，置信區(qū)間不包含0；各中介變量的置信區(qū)間也都不包含0，因而間接效應(yīng)顯著。從而中介效應(yīng)得到了證實(shí)，且直接和間接效應(yīng)的置信區(qū)間都不包含0，因而各中介變量起著部分中介作用。而分類制度認(rèn)知的效應(yīng)值為0.07，大于生態(tài)環(huán)境認(rèn)知的效應(yīng)值0.04，說明居民的分類制度認(rèn)知更能影響其是否將生活垃圾進(jìn)行處理。假說H2得到了進(jìn)一步證實(shí)。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)及內(nèi)生性檢驗(yàn)

1.穩(wěn)健性檢驗(yàn)。為了進(jìn)一步驗(yàn)證回歸結(jié)果的穩(wěn)定性，本文通過更換回歸模型和因變量的方法來檢驗(yàn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，將小于3的值設(shè)置為0，表示處理意愿輕，介于3～5的值設(shè)置為1，表示為處理意愿大。由于更換后的因變量為二分變量，因此使用probit 模型來替換回歸，對(duì)模型（1）到（4）進(jìn)行再次回歸，回歸結(jié)果如表8所示：

從模型（8）到模型（11）可以看到，Probit回歸結(jié)果與多元有序Logit 回歸結(jié)果大致一致，并且伴隨中介變量的加入，垃圾分類制度的顯著性或系數(shù)明顯下降，同樣與多元有序Logit回歸結(jié)果一致。

2.內(nèi)生性檢驗(yàn)。為了解決垃圾分類制度與農(nóng)戶生活垃圾處理意愿之間可能存在的內(nèi)生性問題，本文采用最小二乘法及CMP條件混合過程模型來進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。由于工具變量需要滿足與所替代的隨機(jī)解釋變量高度相關(guān)，同時(shí)與隨機(jī)誤差項(xiàng)不相關(guān)的條件。一般來說，一個(gè)地區(qū)想要實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展，推動(dòng)新體制和相關(guān)政策制度的落實(shí)，與當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)總量、人均收入水平、積累能力和建設(shè)能力以及創(chuàng)新發(fā)展體制機(jī)制息息相關(guān)。同時(shí)借鑒學(xué)者朱寧等[23]的觀點(diǎn)，生活垃圾治理方式（包括村組織行為及相關(guān)法律法規(guī)等政策）影響著居民垃圾治理費(fèi)支付水平以及支付意愿。因此選用被調(diào)查對(duì)象的收入水平及支付意愿作為本文的工具變量，具體結(jié)果如表9和表10所示。

表1 變量取值及描述性統(tǒng)計(jì)

表2 信度檢驗(yàn)

表3 KMO值與Bartlett球形檢驗(yàn)

表4 主要變量Person相關(guān)系數(shù)

表5 模型估計(jì)結(jié)果

表6 模型估計(jì)結(jié)果

表7 Bootstrap中介效應(yīng)檢驗(yàn)

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

表9 最小二乘法回歸結(jié)果

從內(nèi)生性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果來看，解釋變量“垃圾分類制度”通過了豪斯曼檢驗(yàn)，即拒絕了原假設(shè)“解釋變量為外生解釋變量”，因此其為內(nèi)生解釋變量；同時(shí)在2SLS 回歸的第一階段中，收入水平（r=0.17，p＜0.01）、支付意愿（r=0.75,p＜0.01）均對(duì)內(nèi)生變量“垃圾分類制度”有著顯著影響，滿足了相關(guān)性要求，并且在弱工具變量檢驗(yàn)中，F(xiàn)值大于10，因此所選工具變量均為強(qiáng)工具變量；與此同時(shí)，過度識(shí)別檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，Score chi2（1）等于0.77，p 值等于0.37，大于0.1，因而接受了“所有工具變量均為外生解釋變量”的原假設(shè)，通過了過度識(shí)別檢驗(yàn)。在第二階段中，考慮了潛在的內(nèi)生性問題后，垃圾分類制度對(duì)農(nóng)戶生活垃圾處理意愿的影響依舊是顯著正向影響，與前文的結(jié)論一致，進(jìn)一步證明了研究結(jié)果是穩(wěn)健的。

表10 中，列（1）和列（2）是將收入水平及支付意愿作為垃圾分類制度的工具變量的CMP 估計(jì)結(jié)果，由此結(jié)果表明，內(nèi)生性檢驗(yàn)的atanhrho_12值均在10%的置信水平上顯著，說明工具變量方程和主方程的誤差項(xiàng)之間的相關(guān)性顯著不為0，即收入水平和支付意愿的內(nèi)生性顯著。收入水平和支付意愿的系數(shù)分別在1%和5%的置信水平上顯著為正，說明收入水平、支付意愿（工具變量）對(duì)垃圾分類制度（內(nèi)生解釋變量）具有較強(qiáng)的解釋力。此外，在CMP 模型中，垃圾分類制度對(duì)農(nóng)戶生活垃圾處理意愿的影響依舊顯著為正，這與前文的系數(shù)方向和顯著性保持一致，再次證明了結(jié)果的穩(wěn)健性。

五、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

基于以上分析，本文得出以下主要結(jié)論：

1.生活垃圾分類制度對(duì)農(nóng)戶生活垃圾處理意愿存在重要正向影響。若當(dāng)?shù)仃P(guān)于生活垃圾分類等相關(guān)政策制度越完善，則農(nóng)戶對(duì)生活垃圾處理的意愿就越強(qiáng)烈[24]，且大多數(shù)農(nóng)戶將會(huì)按照政策制度對(duì)其生活垃圾進(jìn)行處理。

2.農(nóng)戶的環(huán)境認(rèn)知對(duì)其生活垃圾處理行為意愿有著重要的影響。若生活垃圾分類制度在同樣的完善程度時(shí)，高水平環(huán)境認(rèn)知的農(nóng)戶比低水平環(huán)境認(rèn)知的農(nóng)戶要更為樂意去對(duì)生活垃圾進(jìn)行處理[25]，因此要想改善農(nóng)村地區(qū)生活垃圾亂扔亂放的現(xiàn)象，就有必要提高農(nóng)戶的環(huán)境認(rèn)知水平，對(duì)其生活規(guī)范進(jìn)行正確的引導(dǎo)，從根本上解決農(nóng)村生活垃圾污染問題[26]。

3.社會(huì)支持是影響農(nóng)戶環(huán)境認(rèn)知的重要因素。通過政府等組織的大力宣傳以及周圍人的影響，農(nóng)戶在潛移默化中會(huì)接收到各種關(guān)于環(huán)境保護(hù)、生態(tài)環(huán)境問題惡化的訊息，會(huì)不自覺地將這些訊息接納[27]，從而是自身的環(huán)境認(rèn)知水平逐步提高，因而當(dāng)具有高社會(huì)支持時(shí)，農(nóng)戶的環(huán)境認(rèn)知水平也會(huì)逐步的提高。

（二）政策建議

1.首先建立全國(guó)統(tǒng)一的一個(gè)廣義政策制度。對(duì)生活垃圾分類進(jìn)行規(guī)范以及如何對(duì)不同分類的生活垃圾進(jìn)行處理[28]，同時(shí)各省市可以根據(jù)當(dāng)?shù)氐那闆r來對(duì)廣義的政策制度進(jìn)行具體細(xì)分，明確具體的分類、處理以及獎(jiǎng)懲制度。

2.加強(qiáng)對(duì)農(nóng)戶的環(huán)境保護(hù)的宣傳教育[29]。通過村部宣傳欄以及短視頻平臺(tái)等方式來拓展農(nóng)戶對(duì)生活垃圾污染的危害的認(rèn)知，并利用這些信息渠道來教導(dǎo)農(nóng)戶們?nèi)绾尾拍軐⑸罾M(jìn)行正確處理，將重視環(huán)境保護(hù)、重視生活垃圾分類處理等概念逐漸融入農(nóng)戶的生活中去，以此來提高農(nóng)戶的環(huán)境認(rèn)知水平。

3.增強(qiáng)社會(huì)支持的投入力度。加大對(duì)農(nóng)村地區(qū)垃圾分類處理基礎(chǔ)設(shè)施的投入力度[30]，如增加垃圾分類點(diǎn)、增加保潔員數(shù)量等等，同時(shí)政府在修建垃圾分類基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)時(shí)應(yīng)多聽取農(nóng)戶們的意見并根據(jù)其意見來進(jìn)行整合，并且對(duì)積極將生活垃圾進(jìn)行處理的農(nóng)戶給予一定的表?yè)P(yáng)和獎(jiǎng)勵(lì)，將有利于提升農(nóng)戶的環(huán)境認(rèn)知水平從而使其對(duì)生活垃圾進(jìn)行積極處理。