生态认知、关系网络对村民生活垃圾合作治理行为的影响：基于福建省501份村民问卷数据的实证分析

林丽梅,何秀玲,韩雅清

(1.福建江夏学院公共事务学院，福建 福州 350108；2.福建农林大学马克思主义学院，福建 福州 350002；3.福建江夏学院金融学院，福建 福州 350108)

随着农村经济的快速增长和村民生产生活方式的转变，农村生活垃圾排放量与日俱增，组成成分也趋于多样化。生活垃圾排放失控，严重破坏了农村原有的环境自净系统，原本可以自然消纳的生活污染物因超出环境自净能力，而成为农村环境污染的主要来源。2014年住房和城乡建设部启动农村生活垃圾专项治理行动，提出要用5 a时间实现农村生活垃圾处理率达到90%的目标。然而，农业农村部的通报显示，截至2018年底，全国还有近1/4 的农村生活垃圾没有得到收集和处理，“垃圾围村”现象仍然存在[1]。党的十九大报告指出，要“构建政府为主导、企业为主体、社会组织和公众共同参与的环境治理体系”，公众参与成为影响生态环境治理成效的关键因素[2]。农村生活垃圾治理本质上是以一定场域为支撑的小规模公共物品的合作供给行为，具有集体行动属性，需要集体成员共同参与才能取得成效[3]。因此，厘清村民参与生活垃圾合作治理的行为逻辑，对于提升农村生态环境整治水平具有重要的理论和现实意义。

针对农村生活垃圾治理问题，已有文献主要从理论和实证两方面开展相关研究。理论方面，诸多学者聚焦于治理模式[4]、治理政策变迁[5]、治理体系构建[6]、治理主体结构[7]等问题，而基于上述问题的阐释，学者们形成了对村民参与生活垃圾治理重要性的共识，并持续关注以村民为主体的生活垃圾协同治理模式的构建。实证方面，当前学者们主要围绕村民参与生活垃圾合作治理的意愿、行为及其影响因素开展研究[8-10]。而概括村民合作治理意愿与行为影响因素的研究发现，除个体、家庭特征以及治理情境等因素[2，8-10]，生态认知因素也备受关注。王学婷等[8]通过环境评价、环境意识和环境容忍度等具体指标复合表征心理认知因素，林丽梅等[2]将其划分为行为态度、主观规范、知觉行为控制3个维度，崔亚飞等[9]则在此基础上增加了习惯性启发和行为意向维度。此外，不少学者将环保意识、责任认知和环境价值观等作为心理因素的单一表征，纳入实证模型之中[10-12]。

综上所述，当前学者对于生态认知影响因素主要依赖数据可得性和模型适配性进行选择，缺乏系统性和全面性。而采用复合方式表征生态认知因素的研究，对其影响效应的验证通常采用综合取值方法，难以发现影响因素之间的结构关系，并且可能出现伪相关问题。此外，对于在农村公共产品供给集体行动中发挥重要作用的关系网络变量，村民生活垃圾合作治理行为研究较少涉及。鉴于此，笔者依据计划行为理论，以行为态度、主观规范表征生态认知，同时将关系网络作为核心变量，利用全国农村固定观察点501位村民的大样本数据构建结构方程模型，验证两者对村民生活垃圾合作治理行为的影响效应，并通过多群组结构方程模型分析核心变量在不同群体间的影响效应差异，进而针对农村生态环境治理问题提出相应的政策建议。

1 理论分析与研究假设

20世纪60年代开始，环境行为研究开始被环境心理学、环境教育学和环境社会学等领域的学者们所关注，学者们试图建立新的人与环境的关系模式和社会价值观范式，并在生态认知对环境行为的影响作用方面达成共识，认为生态认知是有效识别和解释村民环境行为规律的根本因素[4]。村民的生态认知实质上是其对农村生态环境和社会环境的感知基础上，形成的关于生产生活方式对农村生态环境影响的心理认知，包括对减少自然环境破坏必要性及其自身责任的态度认知，以及在感知周边重要人物相应态度和行为基础上为回避批评和融入社会而形成的主观规范。计划行为理论阐释了生态认知对环境行为影响机理的完整框架，通过权衡行为的潜在决定因素，认为个体的环境行为往往由其行为态度、主观规范、知觉行为控制等生态认知综合决定[13]。由于生活垃圾治理行为属日常的习惯性行为，不存在较明显的客观能力限制，村民对此通常具有较强的自主行为控制能力，因此笔者仅选取行为态度、主观规范2个方面对生态认知进行表征。因此，该研究提出如下研究假设：假设1(H1)，村民行为态度正向影响其生活垃圾合作治理行为；假设2(H2)，村民主观规范正向影响其生活垃圾合作治理行为。

农村生活垃圾合作治理往往具有一定的外溢性，村民个体理性选择与村庄集体理性选择不一致导致的“搭便车”现象普遍存在。农村地区相对封闭，且多呈“片状”分布，每个封闭的“片状”范围即为一个具有复杂乡土关系的小规模熟人社会，这个熟人社会形成的关系网络成为农村社会公共产品供给中“搭便车者”边缘化的重要工具[14]。关系网络作为村庄非正式社会规范形成的重要载体，不仅能够通过成员间的互动交流提高信任度，弱化集体行动中的“搭便车”心理，知识和信息资源共享还可弱化信息不对称对村民参与积极性的不良影响。因此，提出如下研究假设：假设3(H3)，村民关系网络正向影响其生活垃圾合作治理行为。

社会关系网络理论认为社会是由多个社会行动者及他们间的关系组成的集合，行动者关系要素包括文化、制度、组织等纽带关系[15]。熟人社会关系是农村社区治理的重要基础，由于存在一定的封闭性，乡村特有的关系纽带及结构在促使村民适应乡村经济社会发展变化中发挥着不可替代的重要作用。在农村生活垃圾治理事务中，村民关系网络一方面通过关系网络大小影响村民信息资源的获取，并通过信息交流强化其态度认知；另一方面，村民在决定是否实施合作治理行为时的主观规范心理效应来自其所感知到的社会规范、重要人群的行为方式，而这类规范的感知大部分来源于其所处关系网络的“同群效应”。因此，提出如下研究假设：假设4(H4)，村民关系网络正向影响其行为态度；假设5(H5)，村民关系网络正向影响其主观规范。

基于上述理论分析构建理论研究模型，如图1所示。村民行为态度和主观规范等生态认知影响其生活垃圾合作治理行为。村民的关系网络不仅影响其治理行为，而且对其生态认知产生影响。因此，关系网络对治理行为的影响效应来源于直接效应和通过生态认知产生的间接效应，生态认知则在关系网络-治理行为关系中起中介作用。

2 研究设计与样本特征

2.1 数据来源与样本特征

研究使用的数据来自课题组于2019年4—5月在福建省9个设区市开展的问卷调查，样本的获取遵循分层抽样和随机抽样相结合的原则。首先，根据经济发展水平在每个设区市选取2个县(市、区)，再根据人口规模在每个县(市、区)分别选取2个乡镇，进而根据距离镇中心距离分别在每个乡镇选取3个村庄，最后在每个村庄随机抽取4～5位村民。以接受过多次培训的研究生组建团队，开展村民一对一的问卷访谈，并由调查员根据村民的明确表述来填制问卷。共收集506份问卷，对样本数据进行缺失值、异常值处理后，最终获得有效样本数为501份，有效率为99.01%。样本村民的基本情况统计见表1。

表1 样本描述性分析Table 1 Description of sample farmers

2.2 变量定义

将村民生活垃圾合作治理行为划分为生活垃圾分类行为、生活垃圾定点倾倒行为和生活垃圾集中处理费用支付行为，将3类行为进行二分类变量处理，即有发生某项行为赋值1，未发生相应行为赋值0。根据上文分析，生态认知通过行为态度与主观规范2个变量表征。其中，行为态度由村民参与生活垃圾合作治理的必要性和重要性2个变量表征，主观规范则由家人支持感知与村民参与感知2个变量表征。关系网络通过近2 a人情年均支出、村民交往频率和村干部交往频率加以表征。所有变量的赋值及统计描述见表2。

表2 变量赋值与统计描述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为、生态认知等变量均具有多维、难以直接测量和可能存在主观测量误差等特征，该研究采用测量与分析整合为一的结构方程模型方法。该方法可对难以直接观测的潜变量进行观测和处理，还可估计测量过程中变量的测量误差。测量模型为

X=∧Xξ+δ,

(1)

Y=∧Xη+ε。

(2)

式(1)～(2)中，2个测量模型依次反映的是外衍潜在变量(行为态度、主观规范、关系网络)、内衍潜在变量(治理行为)与其观测变量(ξ、η)间的关系；∧X、∧Y分别为联结X变量与ξ变量、Y变量与η变量的系数；δ和ε分别为X变量和Y变量的误差。

结构模型反映的是外衍潜在变量(行为态度、主观规范、关系网络)和内衍潜在变量(治理行为)的关系。模型方程为

η=Bη+Γξ+ζ。

(3)

式(3)中，B为η变量的回归系数；Γ为ξ变量对变量η影响的回归系数；ζ为η的误差。

2.4 信度与效度分析

为确保研究结论的可信性和有效性，对量表进行信度和效度检验，结果如表3所示。通过Cronbach的α值和组合信度检验样本数据的信度，问卷整体α值为0.795，治理行为、行为态度、主观规范和关系网络的α值均在0.8以上，说明各项测量指标的一致性良好。同时，各潜变量的组合信度值也都大于0.8，所有潜变量的抽取平方提炼方差值均高于评价标准0.5，说明模型具有良好的信度。此外，运用SPSS 21.0软件对样本数据进行因子分析，所得结果的KMO值为0.749，方差贡献率为79.375%。综合来看，模型数据适合进行因子分析，表明模型具有较强的建构效度[19]。

表3 信度与效度检验分析结果Table 3 Reliability and validity test results of latent variable

3 实证结果与分析

3.1 模型适配度检验及模型修正

模型估计所得拟合整体适配度检验指标见表4。总体看来，初步模型适配度尚可，模型与数据之间的拟合度可以接受，但X2/df和残差均方根(RMR)未达到标准，表明模型可进一步优化。根据模型路径系数与修正指数，增加行为态度与主观规范变量之间的残差相关关系。修正后最终模型的X2/df和RMR分别由2.087、0.057减少为1.615、0.032，表明模型整体拟合状况得到优化。SEM各变量的回归结果及模型路径图如图2和表5所示，各变量间的影响效应如表6所示。

表4 SEM整体适配度的评价指标体系及拟合结果Table 4 Evaluation index system and fitness effects of Structural Equation Modeling

3.2 研究假设检验

3.2.1行为态度对村民生活垃圾合作治理行为的影响

由表5所示的检验结果可知，行为态度对村民生活垃圾合作治理行为的影响路径在0.01水平通过了正向显著性检验。由表6可知，行为态度对治理行为的影响总效应为0.332，强于主观规范的影响效应。

X2/df为卡方自由度比值；RMR为误差均方根；RMSEA为近似误差均方根；GFI为拟合优度指数；AGFI为调整的拟合优度指数；NFI为赋范拟合指数；RFI为相对拟合指数；CFI为比较拟合指数；PCFI为简约比较拟合指数；PNFI为鉴于赋范拟合指数；AIC为赤池信息准则；CAIC为一致性赤池信息准则。AIC和CAIC的建议值为同时小于独立模型值和饱和模型值。独立模型AIC为110.0，CAIC为367.8；饱和模型AIC为1 273.8，CAIC为1 320.7。

进一步观察图2所示的路径图发现，村民对其参与生活垃圾治理的必要性及功能认知对行为态度的标准化路径系数分别为0.80和0.87，表明村民的生活垃圾治理态度主要来源于其对治理必要性及自身参与功能的心理认知，对此加以引导将有助于提高村民合作治理的价值认知。

3.2.2主观规范对村民生活垃圾合作治理行为的影响

由表5所示的检验结果可知，主观规范对村民生活垃圾合作治理行为的影响路径在0.05水平通过了正向显著性检验。由表6可知，主观规范对治理行为的影响总效应为0.142。与行为态度相比，主观规范对治理行为的解释力相对较弱。进一步观察图2所示的路径图发现，主观规范中村民参与感知和家人支持2个潜变量对其的标准化路径系数分别为0.94和0.74，表明相较于家人的意见，村民更关注其他村民的行为选择，相似群体参照效应影响其行为决策。鉴于此，可尝试培育合作治理中的“积极分子”，并通过参照效应引导村民提高参与水平。

3.2.3关系网络对村民生活垃圾合作治理行为的影响

由表5所示的检验结果可知，关系网络对村民生活垃圾治理行为的影响路径在0.01水平通过了正向显著性检验，关系网络对治理行为的标准化路径系数为0.255，表明关系网络对治理行为具有正向影响效应。由表6可知，关系网络除对村民合作治理行为具有直接影响外，其还通过生态认知对合作治理行为产生间接效应，影响效应为0.142。其中，通过行为态度和主观规范产生的间接效应分别为0.106和0.036，表明生态认知对关系网络-治理行为关系具有一定的中介效应，且与主观规范相比，行为态度的中介作用更强。进一步观察图2所示测量模型的回归结果发现，关系网络中，人情支出、村民来往频率、村干部来往频率这3个观察变量的标准化路径系数分别为0.85、0.80和0.76，说明人情支出水平与村民合作治理行为具有更紧密的同向共变关系，而与村干部的来往频率对其合作治理行为的影响效应相对较小。

表5 结构方程模型回归结果Table 5 Hypothesis test results of structural equation modeling (structural model)

表6 各变量间的影响效应Table 6 Effects of farmers′ ecological cognition and relationship network on behavior of cooperative garbage management

3.2.4关系网络对村民行为态度的影响

由表5所示的检验结果可知，关系网络对行为态度的影响路径在0.01水平通过了正向显著性检验。由表6可知，关系网络对行为态度的影响总效应为0.318，即关系网络对行为态度具有正向影响效应。表明村民关系网络水平越高，其关于生活垃圾治理的态度认知越积极。这是因为关系网络能在一定程度上传导村民关于生活垃圾合作治理的理念，并将其逐步内化为村民的基础认知和责任意识。

3.2.5关系网络对村民主观规范的影响

由表5所示的检验结果可知，关系网络对主观规范的影响路径在0.01水平通过了正向显著性检验。由表6可知，关系网络对主观规范的影响总效应为0.253，即关系网络对主观规范具有正向影响效应，但其对主观规范的影响效应较之行为态度稍弱。表明村民关系网络水平越高，其主观规范意识越强烈。这是因为农村地区相对封闭，村民所处关系网络是其主观规范形成的重要载体，村民通过所在关系网络中相似和重要群体的信息资源共享、价值理念传导或行为参照，逐步内化形成主观规范。

3.3 多群组的结构方程检验

当前，关注环境行为的相关研究多将性别、年龄、受教育程度、收入等作为控制变量纳入模型，结果显示不同性别、年龄、受教育程度、收入水平的群体环境行为表现差异明显[2,8,10-12]。聚焦村民环境行为的研究还显示，不同村庄规模的村民群体也存在行为异质性[14]。因此，探讨不同群体的环境行为形成机理差异，对于制定相关政策具有现实意义。

以性别、年龄、受教育程度、收入和村庄规模作为调节变量，进行多群组结构方程分析，检验相似模型在不同群组间的差异。通过对预设模型、协方差相等模型、方差相等模型、路径系数相等模型和模型不变性5个模型的适配度进行比较分析，最终选择预设模型作为多群组分析模型。模型的GFI数值分别为0.943和0.912，高于0.90的标准值；CFI数值分别为0.923、0.954，高于0.95的理想值；RMSEA值为0.02和0.049，低于0.05的理想值。以上指标说明，多群组分析模型可较好地匹配样本数据，所得多群组分析结果见表7。

表7 多群组分析估计结果Table 7 Estimated results of the Multi-group analysis

表7显示，从关系网络对行为态度的影响效果来分析，女性的影响较为显著，而男性不显著；受教育程度低的群体比受教育程度高的群体影响更显著；低收入群体的影响显著，而高收入群体不显著。由此表明，对于男性、高收入村民和受教育程度高的群体，关系网络对其行为态度的正向影响较不显著。这类群体往往具有较强的自主意识和判断能力，容易形成较为稳定的行为态度，使得关系网络对其行为态度的影响作用较为有限。

从行为态度对治理行为的影响效果来分析，女性的影响比男性显著，可能原因是由于“女主内”的家庭分工模式，相对而言男性普遍较少直接从事生活垃圾治理活动。受教育程度较高的群体和高收入群体正向影响显著，但低文化程度和低收入群体的影响不显著。结合关系网络-行为态度与行为态度-治理行为影响路径可以发现，尽管对于受教育程度较低、低收入群体而言，关系网络对行为态度具有显著的正向影响，但这种正向影响效应的延续和显现并不明显，表现为受教育程度较低、低收入群体虽然具有一定的态度认知，但这种态度认知并不一定能促使其付诸治理行动。

从关系网络对主观规范的影响效果来分析，男性影响较为显著，而女性不显著；高年龄组的影响显著，低年龄组不显著；所处村庄规模较小的影响较为显著，所处村庄规模较大的影响不显著。分析原因，可能是因为小规模村庄更具有实现“公共池塘”有效治理的小集团性质，通过对集团成员主观规范的影响达成集体行动。而集团成员中关系网络对男性影响更显著的原因是“男主外”的传统家庭分工，使得男性群体更加重视自身社交网中的舆论影响和社会规范。此外，关系网络对低年龄组群体主观规范的影响不显著，原因是当今互联网时代下低年龄组获取信息的渠道更为多样，导致基于村庄地理范围的关系网络对其规范意识的形成约束性较弱。

从主观规范对治理行为的影响效果来分析，女性的影响比男性更显著；低年龄组的影响比高年龄组显著；受教育程度较高村民的影响显著，而受教育程度较低村民的影响不显著。结合关系网络对主观规范的影响路径进一步归纳发现，对于男性、低年龄组、受教育程度较高的村民，其关系网络对主观规范的影响均不显著，但主观规范对治理行为的影响均较为显著。对此，可能的解释是，在农村地区，男性、受教育程度较高和低年龄组群体往往相互交错，即年轻群体往往具有较高的文化水平，文化水平较高的群体也多集中在男性村民，这类群体一般具有较丰富的社交网络，村域内关系网络的“同群效应”对其影响较为有限。

从关系网络对治理行为的影响效果来分析，男性的影响比女性更为显著；高年龄组的影响比低年龄组更加显著；高收入群体的影响显著，而低收入群体的影响不显著；村庄规模较小的影响显著，规模较大的影响不显著。由此说明，关系网络对男性、高年龄组和高收入村民群体具有更强的潜在监督与约束作用。村庄规模越小，关系网络的影响效应越显著，原因是小规模村庄的村民所处社交网络具有更强的同质性，其所带来的“同群效应”更为明显，村民会碍于“面子”或“群体压力”而修正行为决策。

4 研究结论与政策启示

4.1 研究结论

利用结构方程模型，系统分析关系网络和生态认知对村民参与村域生活垃圾合作治理行为的影响，并以村民的性别、年龄、受教育程度、收入和村庄规模作为调节变量，验证研究假设是否与不同群组匹配。所得主要结论如下：

(1)生态认知对村民生活垃圾合作治理行为具有显著正向影响；关系网络对村民合作治理行为不仅具有直接显著正向影响，而且通过生态认知对治理行为具有显著正向的间接影响。

(2)对村民生活垃圾合作治理行为影响效应最大的是关系网络，其次是行为态度，最小的是主观规范；关系网络对行为态度的影响效应大于其对主观规范的影响；生态认知在关系网络与治理行为关系间的整体中介效应一般，且相比而言，行为态度的中介作用略强于主观规范。

(3)多群组分析结果表明，以性别为调节变量时，男性的关系网络对其生态认知和治理行为的影响更显著，但较于女性村民，其生态认知对治理行为的影响更不显著。不同性别村民群体的治理行为形成机理存在一定差异，男性治理行为形成的高效路径为关系网络—主观规范—治理行为，女性则为关系网络—行为态度—治理行为。利用关系网络提升女性村民对于治理行为的态度认知和强化舆论效应、同群效应对男性村民的约束和引导作用对于优化合作治理行为非常关键。以年龄为调节变量时，年轻群体的村域关系网络未对其生态认知和治理行为有显著影响效应，治理行为动机来源于内化的态度认知和主观规范；对于年老群体而言，虽然关系网络对生态认知的形成具有显著影响，但也许受限于行为能力，生态认知却未能较好地转化为治理行为。受教育程度和收入为调节变量的检验结果揭示，受教育程度较低和低收入群体的关系网络能促使其提高对合作治理行为的正确认知，但相比受教育程度较高和高收入群体，这种认知较难转化为治理行为。提高受教育程度和收入水平能有效促进生态认知转化为实际的治理行为。以村庄规模为调节变量的分析结果显示，较小规模村庄的村民关系网络对生态认知和治理行为具有显著正向影响。

4.2 政策启示

(1)创新农村人居环境整治宣传教育措施，提升并内化村民的生态认知。政府部门应基于条幅、广播、口头告知等传统宣传方式，探索创新农村人居环境整治宣传措施，实现潜移默化地提升村民对治理工作重要性以及“谁污染谁治理”等生态认知。可结合传统乡风文明建设为村民提供形式活泼的生活垃圾治理主题文化活动，将宣传教育与乡风民风建设相融合，提高村民对宣教内容的接受程度，使其真正意识到治理效益和自我参与价值，树立正确的生态理念，并将生态理念内化于心，外化于行，使得合作治理行为不再是注重“面子”的理性行为决策，而是源自“里子”的潜意识自觉行为。

(2)加大力度培育和发展非正式组织，充分发挥关系网络的引导约束作用。政府部门应加大力度鼓励和支持非正式组织的培育和发展[16]，加强村民之间的网络联系和信任水平，促进知识和信息在不同群体之间的共享，并注重发挥合作治理事务中“积极分子”的示范带头作用，强化“同群效应”的正面影响。与此同时，以各类非正式组织为载体，通过某些约定俗成的规范和惯例对网络内村民形成无形的监督和约束，以降低村民参与生活垃圾合作治理集体行动的搭便车心理，促成集体行动的实现。此外，还可借助非正式组织宣传生态文明建设思想、乡村人居环境整治和生活垃圾治理的益处，纠正村民对农村环境治理的认知偏差。

(3)完善村民参与与表达机制，提高村民参与积极性和能力。政府部门应完善村民参与村域环境治理的机制建设，树立村民权利主体意识，提高参与意识和参与能力。公共事务有效治理之道在于将个体利益和集体利益最大程度地融合，以调动“理性人”个体的参与积极性和主动性，因而，充分的利益表达和有效的利益实现是提升村民参与水平的基础。由此，不断完善利益表达渠道，制定“自下而上”和“自上而下”相结合的决策制度成为村民参与机制建设的首要任务。再者，面对村民参与能力不高的困境，应注重加强对村民参与能力的培育，从思想根源上启发村民积极主动参与生活垃圾治理，并在日常治理事务中，让村民自己主动出主意、想办法，行使民主权利[17]，并通过宣传、示范、奖励等方式，加大村民参与的资源投入，保证村民参与的物质基础。