地方依恋对乡村旅游地农户环境责任行为的影响——以环境感知为中介变量

贺 焱，王立国，3，魏 祎

（1.江西农业大学，a.国土资源与环境学院；b.乡村旅游发展研究中心，南昌 330045；2.南昌市乡村旅游发展研究中心，南昌 330045；3.江西省鄱阳湖流域农业资源与生态重点实验室，南昌 330045）

乡村旅游业作为一种新的经济增长点［1］，在近年来发展十分迅速，也成为助推乡村振兴战略的重要因素。江西省乡村地区拥有丰富的生态旅游资源，拥有较多的乡村旅游示范点，政府对于乡村旅游业的发展十分重视。随着乡村旅游业的不断开发，乡村地区的经济发展水平明显提高，而当地农户也从中受益，生活水平明显提高［1］。但是在乡村地区大力开发旅游资源的同时，对于当地的自然环境也带来了较大的扰动［2］，造成旅游发展与乡村地区的生态资源环境的矛盾加剧［3］。农户是乡村旅游发展的受益者，也是促进乡村生态环境与乡村旅游可持续发展的关键主体，因此，实施环境责任行为是其重要使命。

有关环境责任行为的研究，学者们越来越多地关注心理学的内在影响作用［4］，越来越关注个体情感的作用，而情感作用在现有研究中多表现为地方依恋这一变量。Valizadeh等［5］在研究中发现农民的地方依赖和地方认同能够通过节水道德准则对其节水意愿产生显著影响。李文明等［6］在对旅游者亲环境行为与地方依恋的研究中，发现游客的亲环境行为由地方依恋的2个维度分别通过对于环境教育的感知与对自然产生的共情而产生正向且显著的影响，突出了情感对行为的作用。段正梁等［7］在游客环境责任行为的研究中，将地方依恋作为调节变量，得出地方依恋在游客生态价值观和内部动机之间有着显著的正向调节关系，其地方依恋越强，游客的生态价值观念对环境责任行为的影响程度就越强。贾衍菊等［8］在旅游环境责任行为的研究中，将地方依恋作为中介变量，得出旅游者的该行为除了能够直接受到其地方依恋正向且显著的影响之外，并且还能由地方特征通过地方依恋这一中介变量实现对其正向且显著的影响。除此之外，研究还发现环境责任行为可以受到人们自身各种感知等因素的影响。郭清卉等［9］在研究中将影响亲环境行为的因素分为农户亲环境行为所实施的自身规范、对环境产生的关心以及对于环境污染的一系列感知，且这些因素都对农户的亲环境行为产生了显著的正向影响。殷程强等［10］在研究景区游客亲环境行为的影响因素中，得出游客的亲环境行为能够受到环境教育的感知，通过专业素质这一中介变量而产生正向且显著的影响。

纵观国内外有关环境责任行为的研究，学者们多是从旅游地游客情感作用与环境责任行为的关系进行研究，针对旅游地农户这一对象的研究少之又少。而随着乡村旅游在中国的迅速发展，对于旅游发展所带来的一系列环境问题也日益突出，农户作为旅游地的主要居住者以及旅游业发展的受益者，参与旅游地环境保护对于乡村旅游的可持续发展有重要意义。因此，针对地方依恋、感知等对农户采取环境责任行为的影响进行研究是十分重要的。基于上述分析，本研究选取江西省16个具有代表性的乡村旅游地农户进行调查研究，并构建结构方程模型，研究地方依赖、地方认同、环境感知对环境责任行为的影响机理，为当地政府及相关部门对于农户环境责任行为相关政策改革推广提供参考。

1 研究假说与理论模型

1.1 地方依恋与环境感知

地方依恋（Place attachment）是在地理环境中用来描述人与地方的情感相联结的重要概念［11］。地方依恋被定义为个体与其所在居住地的情感关联以及心理认同［6］。关于地方依恋维度的划分，国内外现有研究中有多种划分方式，William等［12］将其划分为地方依赖、地方认同；王学婷等［13］在研究中将其划分为情感依恋、地方认同、社交联系以及地方依赖4个维度；Bricker等［14］在量表中则将其划分为地方认同、社会认同与地方依赖。本研究借鉴William等［12］的划分方法，也将旅游地农户的地方依恋划分为上述2个维度。其中地方依赖强调农户对于当地旅游业发展所带来的功能性依赖，地方认同强调农户对于当地情感上的认同。范钧等［［15］在研究中发现旅游者的地方依赖能够显著正向影响地方认同；李文明等［6］在研究中发现观鸟游客的地方依赖也能对地方认同产生显著正向影响。

环境感知在研究中指旅游地农户对于当地环境状况、有关环保政策措施及相关技术实施等的评价。李文明等［6］在研究中提出游客对于环境教育的感知程度能够受到其地方依恋情感正向且显著的影响。当前只有较少学者研究了关于地方依恋对于感知的影响，而地方依赖与地方认同反映了农户对当地的功能性依赖与情感上的认同，对于当地的感情联结更能使农户主动了解其环境保护的重要性和保护当地环境，会有“爱屋及乌”的作用［6］，即一定程度上对环境保护重要性的感知评价也有一定影响。因此，本研究提出假设H1、H2、H3。

假设H1：地方依赖对农户的地方认同有正向的显著影响。

假设H2：地方认同对农户的环境感知有正向的显著影响。

假设H3：地方依赖对农户的环境感知有正向的显著影响。

1.2 地方依恋与环境责任行为

环境责任行为（Environmental responsibility behavior，ERB）是指个体或群体采取的有利于环境可持续发展的一切行为［8］以及减少对环境有负影响的行为［16］。环境责任行为在近年来被学者们广泛关注，在现有研究中环境责任行为又称亲环境行为［17，18］、环境友好行为［19］等，这些概念的定义并没有较为明确的区别，学者们多将这些表述通用。结合现有研究，本研究将农户环境责任行为定义为农户为补救环境问题而采取的一切行动。

罗文斌等［20］在研究中发现游客的环境责任行为受到地方依恋情感正向且显著的影响；张婷等［21］在游客环境责任行为影响因素的研究中得出结论，认为环境责任行为受到游客地方依恋情感显著的正向驱动作用；孔艺丹等［22］在游客环境责任行为影响机制的研究中得出游客的地方依恋越高，其环境责任行为越积极；祁潇潇等［23］在研究旅游者环境责任行为实施的影响因素中，得出行为的实施能够受到地方依恋的2个维度即地方依赖与地方认同的显著正向影响；吴俏［24］则在研究中得出旅游者的环境责任行为由地方依赖与地方认同通过满意度而产生正向显著的影响；李文明等［25］在研究游客亲环境行为影响机理中发现，其该行为受到地方依恋2个维度正向且显著的影响。因此，本研究提出假设H4、H5。

假设H4：农户的环境责任行为受到地方认同显著且正向的影响。

假设H5：农户的环境责任行为受到地方依赖显著且正向的影响。

1.3 环境感知与环境责任行为

张圆刚等［16］在对于旅游者环境责任行为的分析中发现，该行为受到游客感知价值的显著正向影响；朱学同等［26］在研究乡村旅游者的环境责任行为中得出结论，发现该行为受到对于游玩体验感知价值的显著正向影响；郭清卉等［9］在研究农户亲环境行为中得出，其行为能够受到环境污染感知正向且显著的影响；周全等［27］在研究公众亲环境行为的影响因素中发现，该行为受到公众对环境风险感知的显著影响，这一感知主要在公众对媒介的使用与亲环境行为影响中起到了中介作用。因此，本研究提出假设H6、H7、H8。

假设H6：环境感知对农户的环境责任行为有显著的正向影响。

假设H7：环境感知在地方依赖与环境责任行为中起到中介作用。

假设H8：环境感知在地方认同与环境责任行为中起到中介作用。

1.4 理论模型

基于上述研究假设，本研究将农户的地方认同、地方依赖与环境感知作为自变量，以环境责任行为作为因变量，并尝试将农户环境感知设置为中介变量，以此来考查环境感知在农户地方依恋和环境责任行为之间的中介效应，并进一步考查农户地方依恋和环境感知对环境责任行为的影响机制。具体理论模型的构建见图1。

图1 理论模型

2 研究设计

2.1 数据来源

研究数据来源于2020年12月对江西省16个具有代表性的乡村旅游地农户的调查问卷。研究选取了宜春市袁州县5个村落（杨家坪村、温汤村、仙巩村、潭下村、深塘村）、吉安市青原县3个村落（山前村、浒岗村、彭家村）、南昌市青山湖区2个村落（前进村、上风景村）、南昌市湾里区立新村、上饶市婺源县5个村落（鹤西村、严田村、源头村、岭脚村、江湾村）。每户由1位熟悉家庭情况的成员接受调查。问卷的调查内容包括受访者基本情况、受访者环保认知、受访者环境责任意愿及行为情况等。调查通过与农户交谈来实现，问卷发放量600份，除去无效问卷，有效问卷共577份，有效回收率达96.2%，包括宜春市136份、吉安市145份、南昌市96份、上饶市200份。

2.2 变量测量

1）地方依恋。研究将这一变量划分“地方认同”及“地方依赖”进行测量。其中“地方认同”维度的观测变量设计为“我很认同这里”“我对当地的喜欢程度胜过其他地方”“发展旅游提高了当地知名度”；“地方依赖”维度的观测变量设计为“旅游发展会促进基础及服务设施建设”“旅游发展会为当地农户增加就业机会”“当地旅游发展会促进我需求的满足”。

2）环境责任感知。在研究中，这一变量是指农户对于环境责任技术及政策的推广而作出的评价。在问卷中“环境责任感知”的观测变量设计为“良好的环境令我心情愉悦”“环境责任技术的推广与实施令我感到欣慰”“有效的环境保护政策措施令我感到欣慰”。

3）环境责任行为。农户的环境责任行为是指农户为补救环境问题而采取的一切行动。在问卷中“环境责任行为”的观测变量设计为“我会关心当地环境质量变化问题”“我会关注旅游对当地环境的影响”“我会在农业生产中有意识地减少污染”。

4）人口学变量。在人口学变量中设置性别（1=“男”，2=“女”）、年龄（1=“小于等于25岁”，2=“26～35岁”，3=“36～45岁”，4=“46～60岁”，5=“大于等于61岁”）、文化程度（1=“没读过书”，2=“小学”，3=“初中”，4=“高中或中专”，5=“大专及以上”）、职业（1=“农业”，2=“农业为主兼旅游业”，3=“旅游业”，4=“旅游业为主兼农业”，5=“其他”）、在本地居住时间（1=“小于1年”，2=“1～10年”，3=“11～20年”，4=“21～30年”，5=“大于30年”）、家庭年均总收入（1=“2万元以下”，2=“2万～5万元”，3=“5万～8万元”，4=“8万～10万元”，5=“10万元以上”）。

2.3 问卷设计

问卷的内容设计为调查的意图、受访人的各方面基本情况（即性别、年龄、文化程度、职业、家庭年均总收入、在本地居住时间等）、各维度观测变量的调查。其中观测变量均采用李克特五级量表，“非常不同意”“不同意”“一般”“同意”“非常同意”，赋值分别为1～5分。具体描述结果见表1。

表1 变量的描述

3 数据分析与假设检验

3.1 描述性统计结果分析

利用SPSS23.0软件对人口学变量进行频率统计分析，结果显示受访者中男性占总人数的43.5%，女性占56.5%；年龄以46岁及以上的占比最大，总占比72.6%；文化程度以小学学历为主，占比32.9%，高学历占比较小；从事农业以及农业为主兼旅游业的占比最大，总占比63.9%，符合该研究调查农户的要求；居住时间以大于30年的为主，占比70%；家庭年均总收入在10万元以上的最多，占比26.7%。

3.2 效度及信度检验

3.2.1 信度检验 利用SPSS23.0软件对量表信度进行检验，运用Cronbach’s Alpha（α）对量表的12个题项进行效度检验，得到克隆巴赫Alpha系数为0.864，达到了通常规定的0.7以上的标准，因此问卷量表有良好的稳定性以及一致性，并且表示量表整体的信度良好。

3.2.2 效度检验 首先，研究运用SPSS23.0软件通过测量整体KMO值和Bartlett球形度检验量表的效度。测量结果得到量表整体KMO值达0.848，且Bartlett球形度检验的显著性通过了1%水平的检验（表2），表明量表效度达到了较好的水平。且该量表中12个题项共被提取出4个公因子，其累计总方差解释为72.141%，也符合通常规定60%以上的标准。

表2 探索性因子检验结果

其次，研究对量表也进行了聚敛效度的检验（表3）。利用AMOS23.0软件输出分析结果得出4个潜变量的标准化因子载荷（Std.）在0.558～0.929，都达到了临界阈值为0.5的标准，并且P都小于0.001；4个潜变量的组合信度（CR）在0.748～0.859，都超过了0.7的临界阈值，表明潜变量都具有较好的信度；4个 观测 变 量的AVE在0.505～0.675，达到0.5的 标准，表明量表的聚敛效度具有较好水平。

表3 聚敛效度检验结果

最后，对量表的区分效度进行检验（表4）。根据现有研究可知若潜变量与其他潜变量之间相互关联的系数均小于该潜变量AVE的平方根时，则达到了区分效度检验的标准，由此根据结果可知量表的区分效度理想。

表4 区分效度检验结果

3.3 模型拟合度检验

依据理论假设模型，研究利用AMOS23.0软件来构建结构方程模型，显著的路径见图2。

通过AMOS23.0软件，利用最大似然估计法初步对该模型进行拟合，得到各指标值包括CMIN/DF、GFI、AGFI、CFI、IFI、RMSEA都达到了标准，具体数值见表5，由此说明该模型整体拟合度良好，通过检验。

表5 模型拟合度检验

3.4 假设结果检验

在结构方程模型中变量之间的路径见图2，标准化系数以及系数的显著性检验见表6。模型估计结果可知地方依赖与环境感知能够对环境责任行为影响的路径系数的P均在0.001的水平上显著；地方依赖对农户的地方认同所产生的影响也在0.001的水平上显著；地方依赖对环境感知影响的P在0.005的水平上显著；地方认同对环境感知影响的P在0.001水平上显著；仅存在地方认同对环境责任行为一条路径是不显著的。

表6 结构方程拟合结果

图2 结构方程模型路径系数及因子载荷

同时从输出结果可知地方依赖、环境感知对农户环境责任行为影响的路径系数分别为0.267、0.640，地方认同受到农户地方依赖影响的路径系数是0.434，农户环境感知分别受到地方依赖、地方认同影响的路径系数为0.146、0.341，均是正向影响，因此可知本研究的H1—H6假设中除了假设H4未得到验证外其余都得到了验证。

3.5 中介效应检验

为验证环境感知的中介效果，研究利用bootstrap对环境感知进行了中介效应检验，检验结果见表7。首先，地方认同对农户环境责任行为的直接效应不显著，其P为0.842，但其间接效应是显著的，由表7中的95%置信水平可知，由地方认同→环境感知→环境责任行为路径中，环境感知中介效应检验的2种方法的置信区间不包含0（Bias-corrected上限值为0.054、下限值为0.238，Percentile上限值为0.055、下限值为0.238），由此可知，环境感知在此路径中起到了完全中介效果，假设H8验证通过。

表7 中介效应检验

再者，通过bootstrap检验结果可知，地方依赖对农户的环境责任行为的直接效应显著，P为0.000，同时路径地方依赖→环境感知→环境责任行为中，环境感知在95%置信水平下2种方法置信区间也均不包含0（Bias-corrected上限值为0.124、下限值为0.279，Percentile上限值为0.121、下限值为0.275），因此环境感知在这条路径中起到了部分中介效果，假设H7验证通过。

4 小结与建议

4.1 小结

1）乡村旅游地农户地方依赖、地方认同、环境感知以及环境责任行为较高。其5级均值都高于3.5，这说明旅游地农户对于当地以及旅游业的发展都具有一定的依恋，也反映出乡村旅游地环境保护的宣传以及相应措施对于促进农户实施环境责任行为也起到了一定的作用。

2）地方依赖对乡村旅游地农户的地方认同有着正向的显著影响。在现有的研究中学者们多认为，地方依赖强调个体对当地的功能性所产生的依赖，而地方认同则强调个体对于当地产生情感性的依赖。当地旅游业的发展能够满足农户自身发展的功能性需求，从而使农户对当地产生了功能性的依赖，再由这种依赖影响农户对当地情感性的认同，本研究结论亦然。

3）环境感知能够对农户环境责任行为直接产生显著正向影响。乡村旅游地依靠旅游业带动产业经济发展，而旅游的发展离不开良好生态环境的支撑，有关政府部门环保政策的出台、环保技术的推广对于当地环境保护起到了重要作用，维护良好的环境，维持旅游可持续发展，满足农户对于旅游业发展所带来利益的需求，得到农户的认可，从而能够直接有利影响农户主动实施环境责任行为，农户自身主动参与环保中来，共同维护旅游地生态环境。

4）地方依赖能够对乡村旅游地农户的环境责任行为产生直接的正向显著影响，而且可以通过环境感知的中介效应对环境责任行为产生间接的正向显著影响。通过研究得出，因乡村旅游业发展为当地农户带来了各种便利条件，而使得农户对当地产生依赖，而为了自身利益的保证，农户能够主动参与旅游地环境保护的行动，维持旅游地环境，促进旅游业的可持续发展，地方依赖对农户实施环境责任行为产生了直接的影响；同时，农户对于当地旅游发展的依赖也能够提高农户对于当地环境保护政策措施、环保技术等的了解和支持，增强农户对于环境保护的正面感知评价；进而通过农户对环境保护技术、政策以及对于良好环境的认可，促进农户环境责任行为的主动实施。

5）地方认同不直接影响乡村旅游地农户的环境责任行为，但可以通过环境感知的中介效应对环境责任行为产生显著正向影响。地方认同强调农户在情感上对于当地的认可，而这种仅在情感上的认可，使得农户并没有直接认识到自身要参与到当地环境的保护程度，但是对于地方的认同感可以使农户对当地所推出及实施的有利于环境的政策、技术以及相应措施有积极的认识，认同感越强，对环境保护的感知程度越高，进而再通过感知对于行为的影响，促进农户环境责任行为的主动实施。

4.2 建议

基于上述结论，提出以下建议：首先，乡村旅游地政府要完善落实相关环境保护政策，加大政策的宣传力度，让农户了解政策、监督政策实施、参与政策实施；其次，乡村旅游地政府应重视地方依恋对农户的重要作用，相关旅游部门可以带动农户参与旅游业，为其提供适合的工作，为农户参与旅游纪念品、餐饮、住宿等旅游相关产业经营提供便利条件，使农户能够得到旅游业发展所带来的实际利益，由此增强农户对旅游地的地方依恋，促进农户主动实施环境责任行为，为环境保护和旅游业可持续发展提供力量，共同推动和响应乡村振兴战略；最后，乡村旅游地政府及相关部门要重视当地环境资源的保护，发挥带头作用，为乡村旅游业的发展提供强有力的保障。