生态补偿政策对居民生态文明建设意愿的影响效应

李瑞 芮佳雯 张跃胜

内容提要：以陕西省重点生态功能区宁强县412份调查问卷为样本，研究生态补偿政策对居民生态文明建设意愿的影响效应。借鉴羊群效应模型，分析生态补偿政策对居民生态文明建设意愿的影响，揭示生态补偿政策通过影响群体行为意愿，使更多的人参与到生态文明建设中的转化规律，并基于此构建生态补偿政策直接影响和通过居民心理变量间接影响生态文明建设意愿的理论分析框架。采用结构方程模型实证分析生态补偿政策的直接效应和基于心理变量的间接效应，结果表明，生态补偿政策对居民生态文明建设意愿产生显著影响，直接影响效应为0.141;通过心理变量的间接影响效应为0.186。应基于居民视角完善生态补偿政策，改变居民心理变量，促进生态文明建设。

关键词：生态文明建设;生态补偿政策;心理因素

中图分类号：F062.2    文献标识码：A    文章编号：1003-7543（2019）06-0114-09

在我国经济快速增长的同时，生态环境污染和破坏问题也日益严重，引发了一系列的生态危机。党的十九大报告提出加快生态文明体制改革，建设美丽中国。2018年，我国把“生态文明”写入宪法，进一步强调了生态文明的重要性，这有利于推进新时代我国生态文明建设新的发展。目前，国内外学者对生态文明建设的研究主要集中于三个方面：一是对生态文明的科学内涵进行研究[1];二是对生态文明指标体系的构建和测度[2-3];三是对生态文明建设路径选择的研究[4-5]。现阶段有关生态补偿政策对生态文明建设影响的研究文献较少。沈海涛认为，以生态文明建设战略目标为指导完善森林生态补偿机制，有利于实现森林资源的可持续发展，推动我国生态文明建设进程[6]。伏润民认为，作为国家重点生态功能区生态重要补偿政策之一的转移支付最终目标包含激励当地居民保护生态环境，提高生态系统服务价值[7]。多杰昂秀结合牧民权益保障视角研究了民族地区的矿产资源生态补偿，认为建立民族地区矿产资源生态补偿机制应保障当地牧民的基本权益，有利于推进生态法治建设[8]。姚石、杨红娟认为，政府对生态功能区住户进行生态补偿是少数民族贫困地区在生态文明建设进程中的一条有效路径[9]。刘琦通过分析少数民族农业生态补偿的实践，认为完善农业生态补偿制度有利于激励农民积极参与恢复和建设生态环境，有利于推动新常态下我国经济的绿色发展[10]。张跃胜构建了包含政府、市场和NGO在内的纵横交错的网络式生态补偿体系[11]。

可以看出，现阶段有关生态补偿政策对生态文明建设影响的研究更多地集中在政府层面，还少有人从居民生态文明建设视角进行论述，作为我国生态文明建设直接主体的居民被忽视了，这显然不利于进一步推进新时代我国生态文明建设新的发展，因此有必要对此进行补充研究，在加强政府驱动生态文明建设的基础上，进一步完善我国生态文明建设的居民驱动体系，实现政府与居民双轮驱动。本文在理论分析生态补偿政策对居民生态文明建设意愿的影响基础上，以陕西省国家重点生态功能区宁强县412户居民为研究对象，实证分析生态补偿政策对居民生态文明建设意愿的直接效应和通过心理变量途径的间接效应。

一、相关理论分析

借鉴Lux的羊群效应模型[12]，分析生态补偿政策对居民生态文明建设意愿的影响机理，为从居民视角提出完善生态补偿政策、推进生态文明建设的建议提供理论支撑。与Lux模型中行为个体为了追求个人收益最大化而转变个人意愿（悲观和乐观）这种情况类似，居民在对政府生态补偿政策作出判断的基础上，也会为了实现个人收益最大化而在“愿意”和“不愿意”这两种生态文明建设意愿之间转化。这两种情形中个体基于相同的目的，在不同的转换条件下（实质上都是对外界状况的判断）进行相似类型的行为选择。采用扩展的Lux模型分析居民生态文明建设意愿，是对该模型的扩展和创新应用。

（一）基本假定

假设一国家重点生态功能区是封闭的，且居民群体数量固定为2N，这些居民对生态文明建设意愿只持有愿意和不愿意两种态度。假设对生态文明建设持愿意态度的居民数量为n1，持不愿意态度的居民数量为n2，且n1+n2=2N。假设存在n=0.5（n1-n2），令x=n/N，它表示为居民生态文明建设意愿的平均值，且x∈[-1，1]。当x=0时，对生态文明建设持愿意态度的居民数量和持不愿意态度的居民数量相等;当x>0时，对生态文明建设持愿意态度的居民人数大于持不愿意态度的居民人数，当x<0时，则相反;当x=1时，该地区所有居民都对生态文明建设持肯定态度，当x=-1时，则相反。

（二）模型分析

由Lux的动力学描述可知，当对生态文明建设持愿意态度的居民增多时，不愿意的居民的态度可能随之发生变化，向愿意转变;相反，当该地区对生态文明建设持不愿意态度的居民增多时，持愿意态度的居民也可能向不愿意转变。假定居民态度从不愿意转向愿意的概率为p1，且存在p1=p1（x）;从愿意转向不愿意的概率为p2，存在p2=p2（x），表明所有居民都以相同的方式影响某一个特定居民。假设每个居民只能改变一次对生态文明建设的态度。居民理性预期的变化会引起居民对生态文明建设态度的变化，且都会引起x的变化。x本身的变化及居民的行为选择都会影响两类居民之间的转移概率 p1和p2，从而影响两类居民之间的相互转化。

进一步假设所有居民具有相等的概率会改变其对生态文明建设的态度。这样从不愿意态度转向愿意态度的居民人数可以近似表示为持不愿意态度的居民数量乘以相应转换概率，即为p1n2;同理可知，由愿意态度转向不愿意态度的居民人数为p2n1。由此可以得到，由不愿意转向愿意的居民数量转换率为dn1/dt=p1n2-p2n1;由愿意转向不愿意的居民数量转换率為dn2/dt=p2n1-p1n2。

由n=0.5（n1-n2）和x=n/N推导可得：

■=■=■■-■■=■（p1n2-p2n1）

结合n1+n2=2N和n=0.5（n1-n2）可得：n1=N+n和n2=N-n，因此有：

■=■（p1n2-p2n1）=■[p1（N-n）-p2（N+n）]=（1-x）p1（x）-（1+x）p2（x）

假设居民对生态文明建设所持态度由不愿意向愿意转变的概率相对变化随x线性增加;由愿意向不愿意转变的概率相对变化随x线性减少，即存在dp1/p1=adx，dp2/p2=-adx。又由于p1>0，p2>0，可假定p1和p2的函数形式为：p1（x）=veax，p2（x）=ve-ax。其中，v代表转化速度;a≥0表示转化的力度，由集体中其他人的行动带来的影响（a1）和集体行动带来的影响（a2）这两方面因素决定，并假设存在a=a1+a2。因此，推导得到：

dx/dt=（1-x）veax-（1+x）ve-ax=2v[sinh（ax）-xcosh（ax）]=2vcosh（ax）[tanh（ax）-x]

通过模型，可以得到以下结论：

第一，当x=0时，整个社会不存在外力作用，处于动态平衡状态，此时存在p1=p2=v。

第二，当a≤1时，该模型存在唯一的稳态解x=0，是一种稳定的动态平衡。在这种条件下，他人行动和集体行动不会出现累积放大效应，羊群效应减弱且逐渐消失;当a>1时，x存在大于0和小于0的两个稳态解，在这种条件下，也即x不等于0时，就会产生累积转化过程，并最终导致居民对生态文明建设的态度由一种态度向另一种态度转化。即当个别居民开始模仿他人的行为且导致集体行为结果发生较大的变化时，其他居民也会随之模仿，从而使得个人与集体行为结果累计放大，形成羊群效应。通过分析，可以得到以下结论：当地其他居民和集体行为结果会影响居民的生态文明建设意愿。因此，政府可以通过完善生态补偿政策，如制定适当的奖励政策使居民认为进行生态补偿有利可图，从而使得居民对生態文明建设的态度从不愿意向愿意转变，有意识地提高“羊头”的影响，从而引起群体生态文明建设意愿的正向转变，促使更多居民积极进行生态文明建设。

二、研究假设和调研数据描述

（一）研究假设

生态补偿政策对居民生态文明建设意愿的影响主要体现在改变其心理预期，使其认为进行生态文明建设会带来足够的“利益”。因此，可以从心理变量视角研究生态补偿政策对居民生态文明建设意愿的影响。关于心理变量对意愿和行为的影响研究最为成熟的理论是计划行为理论。本文借鉴Ajzen & Madden提出的计划行为理论[13]，选取行为态度、主观规范和感知行为控制三个心理因素的替代变量，构建生态补偿政策影响居民生态文明建设意愿的理论分析框架。根据图1，本文提出相关假设。

1.直接影响

生态补偿政策是指国家和政府对居民生态保护行为及其带来的成本进行补偿，在一定程度上会影响生态文明建设意愿。一般来说，合理完善的生态补偿政策可以直接促进居民生态文明建设意愿的产生。张文彬和李国平认为生态补偿政策能够直接影响居民的生态保护意愿，促使其参与生态保护[14]。基于此，提出假设1：

H1：生态补偿政策能够直接正向影响生态文明建设意愿。

2.间接影响

理论分析表明，生态补偿政策对居民生态文明建设意愿的影响主要体现在改变其心理预期，使其认为进行生态文明建设会带来足够的“利益”，从而使居民更愿意参与到生态文明建设中。因此，有必要从心理变量视角研究生态补偿政策对居民生态文明建设意愿的间接影响。

（1）行为态度

行为态度是生态功能区居民对生态文明建设持有的积极或消极的感受。一般来说，积极的感受会促使居民更愿意参与生态文明建设。赵建欣和张忠根将农户态度引入其行为决策模型，认为积极的行为态度会影响居民的生态建设意愿[15]。

（2）主观规范

主观规范是周围的人或组织对生态功能区居民生态文明建设决策的影响，一般来说，行为意愿随主观规范认知的增强而增强。根据上述“羊群效应”的理论分析，居民进行生态文明建设的意愿会受到周围居民或组织的影响，使其更愿意参与到生态文明建设中。

（3）感知行为控制

感知行为控制是生态功能区居民所感知的进行生态文明建设的难易程度。一般来说，当居民感觉到自身越有能力进行生态文明建设时，居民的感知行为控制越强，这会促使其产生更强烈的生态文明建设意愿。姚增福和郑少锋基于计划行为理论研究了农户生产意愿的影响因素，结果表明农户强烈的感知行为控制能促进其行为意愿的产生[16]。

基于此，提出假设2：

H2：生态补偿政策能够通过影响居民心理变量间接提高其生态文明建设意愿。

（二）调研数据描述

秦巴国家重点生态功能区是我国主要的生物多样性和水源涵养型生态功能区，选择其重要的组成部分——宁强县作为调研地点，能够全面反映秦巴生态功能区的生态文明建设情况。本次调研采用了问卷调查方法，调研人员在对宁强县居民进行面访时，说明了调研目的和内容，并根据被调查者的回答填写了调查问卷。本次调研共发放问卷500份，删除了数据缺失过多的问卷后，最终有效调查问卷为412份，样本有效率为82.4%。

1.样本特征分析

可以看到，有效问卷调查样本中，女性占比为46.6%，男性占比为53.4%，男女比例基本均衡;85.0%的被调查对象的年龄分布在21至50岁之间;被调查对象的学历主要集中在初中及以下，占总调查人数的63.3%;75.3%的居民家庭年收入为1万～5万元（见表1）。可以看出，居民的年龄、受教育程度、家庭年收入都分布合理，样本特征符合实际。

2.数据的统计性描述

这里借鉴柯水发等、夏自兰等、吕荣胜等有关生态补偿政策、三个心理变量和生态文明建设意愿可观测变量的选取[17-19]，确定本文的指标体系。

本文采用Likert5点量表法定义生态补偿政策、生态文明建设意愿以及三个心理因素。其中，生态补偿政策的第一个可观测变量的量表陈述为“很不透明”“不透明”“一般”“透明”“很透明”;第二个可观测变量的量表陈述为“很不赞同”“不赞同”“一般”“赞同”“很赞同”;后两个可观测变量的量表陈述为“从来不做”“很少做”“一般”“做一些”“经常做”;行为态度、主观规范、感知行为控制的可观测变量和生态文明建设意愿的后两个可观测变量的量表陈述为“完全不同意”“不同意”“无所谓”“同意”“完全同意”;生态文明建设意愿的前两个可观测变量的量表陈述为“非常不愿意”“不愿意”“无所谓”“同意”“完全同意”，分别记为5、4、3、2、1。变量说明及其统计性描述如表2（见下页）所示。

可以看出，变量的均值都比较高，其中，“政府给予生态保护技术指导”的均值最小，数值为2.87，表明该地区居民认为政府很少对居民的生态保护行为进行技术性指导;生态保护能够带来愉悦心情的均值最大，数值为4.54，表明大部分居民对生态保护有积极的行为态度，认为生态保护可以带来愉悦心情。从变量的标准差可以看出，“能够承担生态保护过程中的风险”差异性最大，数值为1.129。

三、实证分析

（一）模型构建

本文采用结构方程模型对生态文明建设意愿的影响因素进行实证分析，其优点是可以同时处理多个因变量，并且可以直接观测到各变量之间的关系路径。

结构方程模型由分析潜变量和观测变量之间关系的测量方程和分析各潜变量之间关系的结构方程两部分构成。具体方程如下：

测量方程：

x1i=βjx1+ej  （i=1，2，3;j=1，2，3）

x2i=βjx2+ej  （i=1，2，3;j=4，5，6）

x3i=βjx3+ej  （i=1，2，3，4;j=7，8，9，10）

x4i=βjx4+ej  （i=1，2，3，4;j=11，12，13，14）

yi=βjy+ej  （i=1，2，3，4;j=15，16，17，18）

式中：x1i、x2i、x3i、x4i、yi表示可观测变量;βj（j=1，2，…，18）表示可观测变量的载荷系数;ej（j=1，2，…，18）表示各回归方程的残差。

结构方程：

x2=α1x1+μ1

x3=α2x1+μ2

x4=α3x1+μ3

y=α4x1+α5x2+α6x3+α7x4+μ4

式中：x1、x2、x3、x4、y表示潜变量;α1、α2、α3、α4、α5、α6、α7表示潜变量之间的路径系数;μ1、μ2、μ3、μ4表示潜变量之间的残差。结构方程模型关系路径如图2（下页）所示。

（二）参数估计

在进行参数估计之前，本文首先采用SPSS20.0对样本数据进行信度和效度检验以保证样本的真实可靠性，结果表明，本次的调研数据的信度和效度良好，可以进行下一步结构方程模型分析;其次，借鉴吴明隆的方法[20]，利用AMOS22.0对该模型进行拟合优度检验，结果也表明结构方程模型具有较好的拟合优度①。测量模型的回归结果如表3（下页）所示。

由表3可知，可观测变量的载荷系数估计均通过了显著性检验。生态补偿政策的三个可观测变量x11、x12、x13的标准化载荷因子分别为0.566、0.782和0.856，政府给予生态保护技术指导对生态补偿政策的影响最大。行为态度的三个可观测变量x21、x22、x23的标准化载荷因子分别为0.766、0.700和0.552，水源区生态保护政策的强制性这一观测变量对居民的行为态度影响最大。主观规范的四个可观测变量x31、x32、x33、x34的标准化载荷因子分别为0.575、0.418、0.802和0.959，其中，亲戚朋友的生态文明建设意愿对个人的主观规范影响大，表明生态功能区居民作決策时在很大程度上受到亲戚朋友的影响且他们的相关活动会影响其生态建设意愿的产生。感知行为控制的四个可观测变量x41、x42、x43、x44的标准化载荷因子分别为0.580、0.546、0.777和0.835，即居民能否承担生态保护过程中的风险这一变量是感知行为控制中最重要的因素。生态文明建设意愿的四个可观测变量y1、y2、y3、y4的标准化载荷因子分别为0.593、0.543、0.601和0.704，可知建议周围的人进行生态保护活动对居民生态文明建设意愿的影响最大。

同样，利用AMOS22.0对结构模型进行参数检验，结果如表4（下页）所示。

可以看到，生态补偿政策对居民生态文明建设意愿的标准化路径系数通过了显著性检验，其影响系数为0.141，表明实施生态补偿政策能够直接显著提高居民的生态文明建设意愿，假设H1得到验证。生态补偿政策对行为态度和主观规范的标准化路径系数在5%的水平上通过了显著性检验，其影响系数分别为0.158和0.169;对感知行为控制的标准化路径系数在1%的水平上通过了显著性检验，其影响系数为0.280，即生态补偿政策对居民的行为态度、主观规范和感知行为控制三个心理变量产生正向的促进作用。同时，行为态度对居民生态文明建设意愿的标准化路径系数在1%的水平上通过了显著性检验，其影响系数为0.619。主观规范和感知行为控制对生态功能区居民生态文明建设意愿的标准化路径系数在5%的水平上通过了显著性检验，其影响系数分别为0.226和0.178，这表明居民的三个心理变量均能够正向影响其生态文明建设意愿。由此可知，生态补偿政策还可以通过影响心理变量间接提升居民的生态文明建设意愿，将生态补偿影响心理变量的系数与心理变量影响生态文明建设意愿的系数相乘，可以得到生态补偿政策间接影响居民生态文明建设意愿的系数为0.186，由此，假设H2得到验证。

四、结论与政策建议

本文采用“羊群效应”模型对生态补偿政策对居民生态文明建设意愿的影响进行了理论分析，结果表明：生态补偿政策可以通过影响和改变居民的心理因素，使其认为进行生态文明建设会带来足够的“利益”，从而促使更多的居民形成生态文明建设的正向意愿，更愿意参与到生态文明建设中。本文还采用结构方程模型对生态补偿政策直接和通过行为态度、主观规范和感知行为控制三个心理变量间接对居民生态文明建设意愿的影响进行实证分析，结果表明：生态补偿政策对居民生态文明建设意愿的直接影响效应为0.141，通过三个心理因素的间接影响效应为0.186。可以看出，基于居民视角的生态补偿对生态文明建设意愿的影响是显著的，是进一步深化生态文明体制改革的有效途径。基于此，本文提出如下政策建议：

第一，完善生态补偿政策，更好地发挥其促进生态文明建设意愿的效果。理论和实证研究都表明，恰当的生态补偿政策可以通过直接和间接两个途径提升居民生态文明建设意愿，因此完善生态补偿政策应成为提高居民生态文明建设意愿的政策首选。完善生态补偿政策可以从生态补偿政策实施前、实施中和实施后三方面入手：一是加大对生态补偿政策的宣传和解读工作，可以通过“文化下乡”“文艺汇演”“有奖竞答”等方式，使居民充分认识、了解生态补偿政策的相关内容，为生态补偿政策的实施奠定基础。二是在生态补偿政策实施期内，要加大对居民生态保护的技术指导，如发放相关技术宣传手册和开展相关技术培训，促使居民积极参与生态保护，同时要进行定期检查或不定期抽查，以更好地发挥生态补偿政策的激励效果。三是后期要关注生态补偿政策实施的效果和可持续性。政府可以建立相应的评价机制，对积极进行生态文明建设的居民予以奖励，鼓励居民进行生态文明建设。

第二，宣传“绿水青山就是金山银山”的生态文明理念，改变居民心理变量，提高居民生态文明建设意愿。心理变量是影响居民生态文明建设意愿的重要因素，这也为促进居民生态文明建设提供了重要的路径选择。具体来说可以从三方面入手：一是通过转变政策和改善当地居民收入等措施增强其行为态度。最主要的是改变居民对国家政策的传统看法，可以通过投放公益广告、发放宣传手册等让居民了解生态文明建设与生态补偿政策，使其认为进行生态文明建设有利可图且对家庭生产、生活很重要，而不仅仅是强制性政策，与自身无关，从而使其自觉遵守现行政策，主动参与到生态文明建设中。二是通过政府部门、周围邻居和亲戚朋友的影响增强居民生态生态文明建设的主观规范。可以通过政府的宣传和引导，让周围重要的人物和组织对其生态文明建设决策产生正向的积极影响，从而使居民作出正确理性的决策，积极进行生态文明建设。三是提高当地居民生态文明建设、保护生态环境的收益，改善居民的收入水平以增强其感知行为控制。只有当居民认为进行生态文明建设可以带来足够的“利益”或有能力参与生态保护且能承担生态保护过程中的风险时，才会投入时间、劳力和成本费用进行生态文明建设。

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The Effect of Ecological Compensation Policy on Residents’ Willingness of Ecological Civilization Construction

LI Rui  RUI Jia-wen  ZHANG Yue-sheng

Abstract： Taking 412 questionnaires from Ningqiang county， a key ecological functional area in Shaanxi province as samples， the paper studies the effects of ecological compensation policy on residents’ willingness of ecological civilization construction. By referring to the herd effect model， this paper analyzes the impact of ecological compensation policy on residents’ willingness of ecological civilization construction， reveals the transformation law of ecological compensation policy to make more people participate in the construction of ecological civilization by influencing the behavioral intention of the group， and constructs the theoretical analysis framework of direct impact of ecological compensation policy and indirect impact of residents’ psychological variables on the construction of ecological civilization. The structural equation model is used to empirically analyze the direct effect and indirect effect of ecological compensation policy based on psychological variables. The results show that ecological compensation policies will have a significant impact on residents’ willingness of the construction of ecological civilization， the direct effect is 0.141; The indirect effect through psychological variables is 0.186. The ecological compensation policy should be improved from the perspective of residents， and the psychological variables of residents should be changed to promote the construction of ecological civilization.

Key words： construction of ecological civilization， ecological compensation policy， psychological factors