基于TPB拓展模型的森林防火意识驱动机理研究

林伟军, 李春萍, 李哲敏

广东省岭南综合勘察设计院，广东 广州 510663

森林火灾突发性极强、危险性高、破坏性强、是全球处置最困难、最频繁、严重危害人类生存环境的自然灾害之一[1]。近年来，由于雷电、人为野外违规用火、高温等原因，森林火灾发生的概率与日俱增，森林火灾的发生不仅造成巨大的经济损失，而且对气候的变化造成不容忽视的影响[2]。据统计，全球每年发生火灾有20余万次，过火面积达3.5亿hm2[3]。近几年，我国南方地区成为森林火灾的高发区，每年发生森林火灾的次数约占全国森林火灾总次数80%[4]，如2020年10月23日，汕头市南澳县发生森林火灾，森林火灾造成了重大经济损失及不可估量的生态价值。基于此，如何有效的控制森林火灾已然成为全球乃至全国关注的重点[5]。社会居民作为我国高质量发展的利益共同体[6]，其森林防火意识的提高能够有效防止森林火灾的发生。

防火意识（Fire Prevention Awareness，FA）指森林火灾对他人以及个体造成危害的戒备心理状态。目前，国内关于森林防火的研究主要集中在森林防火监测体系建设[7]、森林防火指挥系统建设[8]、森林防火设施建设[9]、生物防火林带布局与规划[10]等方面，较少涉及社会公民森林防火意识的研究，森林防火意识驱动机理的研究则鲜有探讨。由于森林防火行为意识被认为是驱动森林防火行为最核心的指标[11]。那么，厘清社会公民森林防火意识驱动机理就显得迫在眉睫。时至今日，社会公民森林防火情境下，驱动社会公民森林防火意识的影响因子有哪些，各影响因子是如何驱动森林防火意识，各影响因子重要性如何，各影响因子之间的逻辑关系等核心问题并没有得到有效的解决。尽管如此，已有不少研究将计划行为理论（Theory of Planned Behavior，TPB）应用于消费者行为领域来验证各影响因子的逻辑关系，并取得了较好的效果[12]。不可否认的是，TPB理论在解释个体行为意向的解释力度仍显不够，有必要纳入其他影响因子，对TPB理论进行改进[12]。一方面，道德规范（Moral Norm，MN）是驱动个体行为意向关键的预测变量[13]，已有学者构建了“TPB理论＋道德规范”概念模型分析框架，并通过实证检验道德规范有效增加了TPB理论的解释力度[12]。另一方面，地方依恋（Place Attachment，PA）是驱动消费者行为重要的源泉，已有学者构建了“TPB理论＋地方依恋”概念模型分析框架，并通过实证检验地方依恋有效增加了TPB理论的解释力度[13]。

佛山市作为珠三角森林城市群建设的重要组成部分，为创建珠三角国家森林城市群，保护森林资源，造福子孙后代，佛山市高度重视森林防火工作，出台《佛山市森林防火工作责任制实施办法》以强化森林防火责任落实。但是，佛山市森林火灾仍有发生，尤其是12·5高明区重大森林火灾的发生，给佛山市森林防火敲响了警钟。大量的森林火灾的发生都是人为因素引起，那么，驱动佛山市公民森林防火意识的因素有哪些？各影响因素是驱动防火意识的效益值孰轻孰重？鉴于此，本研究以TPB理论为基础分析框架，将道德规范与地方依恋纳入TPB初始模型中，采用结构方程模型（Structural Equation Model，SEM）的方法厘清佛山市公民森林防火驱动机理，为提升我国社会居民森林防火意识，有效推进我国生态文明建设提供理论依据。

1 数据与方法

1.1 变量选取

正如前文所述，本研究以TPB理论为基础框架，将道德规范与地方依恋纳入TPB初始模型中。TPB理论作为理性人假设下探究个体行为决策经典社会学理论，是由Ajzen所提出的[14]，TPB理论认为，主观规范（Subjective Norm，SN）、行为态度（Attitude Towards The Behavior，BA）、知觉行为控制（Perceived Behavioral Control，PBC）是驱动行为意识的影响因子[15]。但SN、PBC在与BA的关系探讨上，无论是实践层面，SN、PBC均对BA具有较好的解释力度[12]，还是理论层面，认识失调理论认为SN与PBC对BA具有影响作用[16]。已有较多的研究将TPB理论应用于亲环境行为领域，并取得的较好的解释力度[6,12,16]。邱宏亮等通过TPB理论+MN，实证检验SN、PBC、BI、MN均对文明行为意向具有正向影响作用[12]。周玲强等人通过杭州西溪湿地公园实证探究，采用TPB理论+PA，实证检验了SN、PBC、BI、PA均对亲环境行为具有影响作用。龚荣发等实证探究发现，个体特征对个体亲环境行为具有正向驱动作用[17]。因此，在变量的选择方面，本研究以TPB理论为基础框架，选择SN、PBC、PA、MN、个体特征为自变量，BA为中介变量，防火意识为因变量，构建了森林防火意识概念模型。基于此，本研究采用Likert7点量表对各潜变量的测量指标进行赋值，将所有测量指标划分为7个等级，分别用1~7分表示。各变量的测量指标内容及借鉴来源见表1。

表1 测量指标内容及借鉴来源Tab.1 Contents and reference sources of measurement index

基于此，本研究提出如下假设：

H1：道德规范对行为态度存在正向驱动作用。

H2：主观规范对行为态度存在正向驱动作用。

H3：知觉行为控制对行为态度存在正向驱动作用。

H4：地方依恋对行为态度存在正向驱动作用。

H5：个体特征对防火意识存在正向驱动作用。

H6：行为态度对防火意识存在正向驱动作用。

1.2 模型选取

本研究假设模型中SN、PBC、MN、PA、个体特征（自变量）与BA（中介变量）、防火意识（因变量）均包含了多个指标，因而本研究采用可以同时估测潜变量与测量指标之间以及各潜变量之间关系结构方程模型。与传统的回归模型相比较，结构方程模型具有以下优点：①模型可以同时处理多个因变量；②模型容许变量含有测量误差项；③模型容许变量由多个测量指标构成。本研究设定的结构方程模型形式为：

其中 γ11、γ12、γ13与 γ14分别表示自变量 ζ1（SN）、ζ2（PBC）、ζ3（MN）与 ζ4（PA）对因变量 η1（BA）的影响程度；β21与β22表示自变量η1（BA）与η2（个体特征）对因变量η2（防火意识）的影响程度；ε1与ε2表示的是测量误差项。

1.3 分析方法

本研究分析方法主要通过以下三个过程进行分析。①应用AMOS22软件对各测量模型进行验证式因子分析，验证各测量模型的信度与收敛效度，其中信度测量的重要指标是组成信度的测量，组成信度的标准阈值为0.7，当测量模型的组成信度>0.7时，说明测量模型的信度较好；平均方差提取量是检验测量模型效度的重要指标，平均方差提取量标准阈值为0.4，当测量模型的平均方差提取量>0.4时，说明测量模型的收敛效度较好。②应用AMOS22软件对SEM拟合指标进行检定，当SEM的拟合指标均达到学者提出的建议值时，说明SEM的拟合较好。③应用AMOS22软件，对概念模型的假设路径进行检定，当T>1.96，P<0.05时，说明接受假设路径。

1.4 数据来源

本研究首先通过50份问卷进行预调研，对预调研的数据进行探索式因子与信度分析，删除交叉负荷量小于0.4的测量题目，并针对一些语义有问题的题目进行修改，形成最终的问卷。正式调研由广东省岭南综合勘察设计院3位同事完成，采用随机发放的形式收取数据。共回收280份问卷，剔除明显随意填写与不完整的问卷，最终保留220份问卷，问卷有效率78.75%。本研究开发的量表测量题目共19个，样本量（220份）已达测量题目10倍的标准，可用于探究概念模型各影响因子之间的路径关系[12]。

2 数据分析与结果

2.1 信度与效度检定

应用AMOS22软件对各测量模型进行验证式因子分析（CEA），结果显示（见表2），概念模型中所有测量题项的因子载荷介于0.609～0.961之间，均高于因子载荷标准值0.5；SN、PBC与BA的组成信度（CR）分别为0.866、0.94、0.727，MN、PA、个体特征与防火意识的组成信度（CR）分别为0.912、0.817、0.845、0.803，各变量的组成信度均高于标准值0.7；SN、PBC与BA的平均方差提取量（AVE）分别为0.685、0.839、0.471，MN、PA、个体特征与防火意识的平均方差提取量（AVE）分别0.775、0.531、0.646、0.582，各变量的平均方差提取量均高于标准值0.4，说明测量模型的收敛效度较好。

表2 信度与效度分析Tab.2 Reliability and validity factor analysis

2.2 结构模型拟合分析

结构模型拟合最终结果分析（表3），结构模型的卡方值（χ2）为180.545，自由度（DF）为138，卡方自由度比值（χ2/DF）为1.299，介于临界值1—3之间；其他拟合指数均在标准范围内，GFI=0.92，AGFI=0.901，RMSEA=0.052，TLI=0.977，CFI=0.982，IFI=0.982，说明概念模型的整体拟合度良好。

表3 模型拟合指标Tab.3 Model fitting index

2.3 模型检验结果分析

应用AMOS22软件，通过极大似然估计法对概念模型的路径进行检验，结果显示（见表4），MN对BA具有正向驱动作用，β=0.378，P<0.05，假设H1成立；SN对BA具有正向驱动作用，β=0.316，P<0.05，假设H2成立；PBC对BA不存在正向驱动作用，β=−0.023，P>0.05，假设H3不成立；PA对BA具有正向驱动作用，β=0.357，P<0.05，假设H4成立。个体特征对防火意识具有正向驱动作用，β=0.174，P<0.05，假设H5成立。BA对防火意识具有正向驱动作用，β=0.606，P<5.894，假设H6成立。根据各标准化路径系数计算，各影响变量对防火意识的效益值从高到低依次是（间接效应是路劲系数的乘积）BA（0.606）>MN（0.229）>PA（0.216）>SN（0.191）>个体特征（0.174）>PBC（−0.013）。

表4 假设路径检定Tab.4 Hypothesis path verification

3 结论

本研究通过佛山市社会居民的实证检验，应用结构方程模型验证本研究提出的概念模型，实证检验得出行为态度是驱动佛山市居民森林防火意识最核心的因子，效应值0.606。此研究结论与前人的研究结论相似[12]。具体而言，佛山市严格遵守《森林防火条例》与《广东省森林防火条例》，强化森林防火宣传体系，森林防火宣传标语随处可见，森林防火知识大量普及社会居民，取得了一定的宣传成效。因此，社会居民更愿意投入更多的精力与资本保护森林资源，防范森林火灾。

地方依恋通过行为态度间接驱动社会居民森林防火意识，说明，居民与生活的区域是否具有正向情感连带是其产生森林防火行为的直接基础。具体而言，佛山市居民在城市生活、工作、游憩等行为，对土生土长的“地方”产生一定的依恋情感，通过政府的大力宣传，外加社会居民逐渐养成保护自然的环境价值观，这种情感连带带来的自豪感，促进了其森林防火行为的实施。

道德规范通过行为态度间接驱动佛山市居民森林防火意识，道德规范在驱动社会居民森林防火意识具有不可磨灭的作用。道德规范是个体长期在人际交往中所获得的“好”与“坏”的评价。道德规范带来的非正式规范，促使佛山市居民保护森林自然，加强了自身以及他人的防火意识。

主观规范通过行为态度间接驱动社会居民森林防火意识。社会居民在森林防火行为过程中与身边的居民交流频繁，受到的社会压力较大，自身所承担的社会义务感较强，更愿意采取森林防火行为。知觉行为控制对社会居民森林防火意识不具有驱动作用。知觉行为在TPB理论中是最不稳定的影响因子，在不涉及“难度”的行为中不具有实际意义，而森林防火宣传相对较为成熟，因此，知觉行为控制对森林防护意识影响较弱。

个体特征对森林防火意识具有正向驱动作用。本文选取了个体特征的年龄、居住年限、学历水平对防火意识具有正向驱动作用。年龄对森林防火意识的影响效应值为0.874，也就是说年龄越长，其更愿意实施森林防火行为，这可能的原因是年龄越长，随着知识与阅历的增长，更愿意关注森林防火信息，有更多的精力参加森林防火活动。居住年限对森林防火意识的影响效应值为0.756，居住年限越长，其更愿意实施森林防火行为。这可能的原因是居民随着居住年限的增长，对当地的情感加深，更愿意保护森林资源。学历水平对森林防火意识的影响效应值为0.776，学历水平越高，所掌握的森林防火的知识与技能更加的全面。

4 启示

4.1 发挥社会居民在森林防火中的主动作用

一直以来，人为因素导致的森林火灾屡见不鲜，社会各界多归因于居民防火意识薄弱，素质低等原因，基于此逻辑，政府以及管理部门针对不同的居民，制定差异化的引导策略，引导其实施森林防火行为。本研究表明，年龄、居住年限与学历水平越高的群体，更愿意实施森林防护行为。因此，政府以及相关管理部门更加关注年龄较小、居住年限较短、学历水平较低的群体，为该群体大量科普森林防火知识与技能，定期为其开展森林防护宣传活动。

4.2 全面培育佛山市居民的地方依恋情感与道德规范

政府与相关管理部门要充分培养社会居民与森林资源的情感连接，加强森林防火的宣传，让社会居民深刻认识到人地情感的重要性。与此同时，要正确的培养社会公民的环境价值观，从根本上让社会居民认识到森林火灾的危害，培养公民的保护森林资源的义务感与责任感。

4.3 聚焦主观规范与知觉行为控制

政府与相关管理部门合力营造森林防火氛围，学校、家庭、社区、政府部门等多元引导居民的森林防火意识，促进其森林防火行为的实施。同时，政府部门因不断降低佛山市居民实施森林防火的成本，培养居民正确的环境价值观，道德价值观。