城市居民生活垃圾分类行为影响机理研究——基于双路径驱动与情境因素调节效应

林影倩 ，庞明礼，陆帅坤

（1.中南林业科技大学 商学院，湖南 长沙 410004；2.中南财经政法大学 公共管理学院，湖北 武汉 430073）

“垃圾围城”是中国城市环境治理亟待解决的重要问题，治理的关键在于通过垃圾源头分类实现垃圾的减量化和资源化[1-2]。自2000 年开始我国启动城市垃圾治理，先后在北京、上海、广州、深圳、杭州、南京、厦门和桂林8 座城市试行生活垃圾源头分类。2017 年国务院办公厅颁布了《生活垃圾分类制度实施方案》，确立了46 个重点城市实施生活垃圾强制分类。2019 年习近平总书记对垃圾分类工作作出重要指示，培养垃圾分类的好习惯，全社会人人动手，一起来为改善生活环境作努力，一起来为绿色发展、可持续发展作贡献。2020—2021 年我国又陆续出台了《城镇生活垃圾分类和处理设施补短板强弱项实施方案》《“十四五”城镇生活垃圾分类和处理设施发展规划》等政策。然而，《2020 年全国大、中城市固体废物污染环境防治年报》显示，2009—2019年重点城市及模范城市生活垃圾产生量都高于处理量，城市垃圾处理水平与垃圾生产量不匹配，全国生活垃圾堆存侵占土地资源面积已达5 亿多平方米[3]，这些都与垃圾减量化没有取得实质性进展紧密相关[4]，城市垃圾治理面临严峻挑战。城市垃圾分类成效是居民行为选择的结果。如何引导居民进行垃圾分类和处理？如何培养居民垃圾分类的好习惯？这些是城市垃圾分类治理的根本性问题。因此，将城市居民作为研究对象，厘清其行为的关键影响因素及路径机理，对加快建立城市垃圾分类治理长效机制和加快“两型社会”建设具有重要意义。

1 文献综述

从居民行为视角尝试破解“居民垃圾分类参与率低”的困局，兼具理论和应用价值。既有文献主要聚焦于以下三个方面：一是探索可能影响居民垃圾分类行为的外部因素。政策激励[5]、信息干预[6]、宣传教育[7]、社会资本[8]、社区融合[9]、社会互动、互联网使用[10]、情境因素（垃圾分类配套设施等）[11]等都被论证能够影响居民垃圾分类行为。二是对于可能影响居民垃圾分类行为微观层面内在心理因素进行研究，实证了居民垃圾分类行为受到态度[12]、认知水平[13]、环境情感[7]、感知价值[14]等心理因素的影响。三是以规范激活理论[15]、A-B-C 模型[16]等行为科学理论模型为基础，或利用新型测量环境关心工具[17]，构建预测垃圾分类意愿或行为的理论模型[18-19]，创新居民垃圾分类等亲环境行为的多层次变量分析框架与理论模型，以此进行可复制推广的行为干预策略。

以上研究为分析城市居民生活垃圾分类行为影响机理奠定了基础，但仍存在不足之处：就变量选取而言，多关注意愿对行为的自主性驱动，忽视了现实中习惯变量对行为的驱动作用，以及“因地制宜”的政策因素和“区域差异”的环境因素等变量作为情境因素对居民垃圾分类行为转化的间接影响。就影响关系分析，侧重于阐明意愿对行为强有力的预测，忽视了居民垃圾分类意愿与行为的不一致性，以及意愿向行为的转化路径。就研究内容而言，大多对影响因素和居民垃圾分类行为之间进行相关性研究，缺乏对居民垃圾分类行为的形成机制、行为动机和决策过程进行系统研究。

鉴于以上分析，本文基于计划行为理论，以实地调研的城市居民数据为基础，构建城市居民生活垃圾分类行为影响机理模型，并运用多群组结构方程对促进居民垃圾分类行为转化的影响因素进行实证检验。本文可能的边际贡献包括：①结合现实提出由“意愿—行为”影响路径（自主性驱动）和“习惯—行为”影响路径（习惯性驱动）双驱动的城市居民生活垃圾分类行为影响机理模型，有助于揭示城市居民垃圾分类行为的发生机制。②探究外部情境因素在行为转化过程中的重要作用，并将情境因素进一步分解为人口统计特征、环境因素与政策因素，深入分析居民个体、公共建成环境和政策规制差异对居民垃圾分类行为的调节效应，有助于丰富和完善行为转化的内在机制。

2 研究假设与模型构建

2.1 理论基础

计划行为理论是社会心理学关于个体行为生成最重要的理论之一，从信息加工的角度、以期望价值理论为出发点解释个体行为一般决策过程，认为行为的决定因素是意愿，意愿受到个人态度、主观规范和感知行为控制三个因素影响[20-21]。简单的计划行为理论模型见图1。

图1 计划行为理论模型

随着进一步的发展，计划行为理论已广泛应用于环境行为领域的研究。应用计划行为理论框架进行分析，城市居民自主进行垃圾分类行为的直接决定因素是其行为意向（也就是“意愿”）。具体而言，这种行为意向受到三个维度的影响，包括对行为结果的认知及价值的估计（包含认知和情感两个维度）、对规范的认识及与他人保持一致的动机水平，对控制因素的认识及感知促进因素，全面真实地反映了城市居民在生活垃圾分类决策中表现出来的有限理性思维。

2.2 研究假设

2.2.1 自主性驱动：“意愿—行为”的影响路径

计划行为理论认为，行为的产生直接取决于个体执行特定行为的意愿[21]。既有研究表明，意愿是居民垃圾分类行为的直接决定因素，对居民垃圾分类行为产生显著的正向影响[22]。据此，提出以下假设：

H1：垃圾分类意愿对垃圾分类行为具有正向影响。

态度是个体对特定对象反映出来的持续的心理体验，通过对特定对象的正向或负向的评价表征个体的接纳程度[21]。已有研究表明，态度是意愿的最强预测因子[23]，应用于城市居民垃圾分类行为决策，城市居民对垃圾分类的积极评价越高，其对垃圾分类的接纳程度也就越高，垃圾分类的意愿越强烈。具体而言，态度既是个体受控性认知的产物，也受到情感成分的重要影响，甚至态度的情感成分要比认知成分的预测性更好，个体情感偏好对于意愿持续显著影响[24]。城市居民对于生活垃圾分类的态度也是认知态度和情感态度综合作用的结果，一方面，认识到垃圾分类科学性、义务性和必要性的城市居民，垃圾分类意愿越强；另一方面，从垃圾分类中获取愉悦感、成就感，或者因为未进行垃圾分类产生愧疚感的城市居民，由于这种特定态度对特定行为的影响[25]，垃圾分类的意愿也越强烈。基于上述分析，本文提出假说：

H1a：态度对垃圾分类意愿具有正向影响。

主观规范是个体对身边重要的人或组织其执行或不执行特定行为所产生压力的感知[21]。综合相关研究[26]，本文以社会规范和人际规范对居民采取垃圾分类行为的压力程度作为主观规范表征。社会规范具体指公民社会责任感和社会认同感，主要来自居民与社会的联结；人际规范强调群体认同对主体行为产生的影响[27]。以城市居民垃圾分类意愿为例，居民思想中形成“垃圾分类有益于社会”的价值规范，或者形成群体性认知偏好，比如能从垃圾分类以及相关环保活动中获取非经济性的回报（社会认同感、群体归属感等），这部分城市居民的垃圾分类意愿越高[28]；另外，亲朋邻里等社会网络的正向影响，将提高居民垃圾分类的自主性意愿[29]。基于上述分析，本文提出假说：

H1b：主观规范对垃圾分类意愿具有正向影响。

感知行为控制是个体预期在采取特定行为时自己所感受到可以控制的程度[30]。个体实施行为的基础是个人拥有所需的资源和技能，并且无障碍应用，这里的无障碍应用包括感知易用性和可获取性[31]。本文将感知行为控制表征为控制信念和控制力量[32]，感知行为控制能力越强，其意愿—行为实现的可能性越大[33]。垃圾分类行为是具有极强外部性的环境行为，城市居民在实施垃圾分类过程中除了需要有积极的态度和科学的认知外，往往还需要拥有参与垃圾分类的实际能力、资源和机会，已有研究表明，认为自己有时间以及具备垃圾分类能力的这部分居民，垃圾分类意愿水平相对较高[34-35]；认为垃圾分类越容易，拥有垃圾分类行动资源越丰富，对于资源无阻碍应用能力越强的居民，垃圾分类意愿越高[36]。在计划行为理论中，感知行为控制并不一定需要通过意愿作为中介来影响行为，也可以直接对行为产生影响。本文仅尝试验证感知行为控制通过意愿对行为产生的影响，未探究其对行为产生的直接影响效应。基于上述分析，本文提出假说：

H1c：感知行为控制对垃圾分类意愿具有正向影响。

2.2.2 习惯性驱动：“习惯—行为”的影响路径

特里安迪斯在1977 年就强调了先前行为或习惯显著影响当前行为，并提出了人际行为理论（TIB），该理论认为意向与习惯共同影响行为，并受到基础条件或外部因素的调节[37]。习惯行为理论认为习惯性行为是一种自动化和惯常化的行为形式，在习惯性行为的影响下，没有不断权衡的利弊[38]。习惯是行为捷径[39]，习惯越强，人们对特定行为的思考就越少[40]，它可以绕过理性的思考或推理，机械化地触发惯性行为。由此可知，不同于意愿影响行为的自主性驱动，城市居民垃圾分类习惯性行为一旦形成，即使不进行有意图引导也会重复发生，能最大限度地保障居民行为的可持续性和稳定性。现有国内关于行为习惯的研究主要集中于心理学、营销和消费领域，环境行为研究并没有将习惯作为行为影响的重要变量，因此，本文试图验证习惯对于城市居民垃圾分类行为的直接积极影响。基于上述分析，本文提出假说：

H2：垃圾分类习惯对垃圾分类行为具有直接正向影响。

2.2.3 情境因素对城市居民垃圾分类行为转化的调节作用

在计划行为理论中，意愿在很大程度上能够直接形成行为，却忽略了人与环境的交互影响[41]，过于简单地处理意愿形成和行为转化的过程。习惯的自动性理论强调，习惯的形成需要通过不断强化环境和反应之间的联系，可见，外部环境对于习惯的形成至关重要[42]。勒温行为理论模型证实环境行为取决于环境态度与外部条件的影响效应比较，环境行为则依赖情境因素的调节[43]。现实中，大多数城市居民进行垃圾分类时存在“知易行难”的问题，个体差异、公共建成环境以及政策规制都可能导致城市居民垃圾分类习惯行为无法养成，或者行为不一定遵循初始的意愿，即行为转化问题。具体来说，人口统计特征对居民垃圾分类意愿向行为转化起调节作用，已有研究表明，垃圾分类意愿和行为不一致性问题形成受人口统计特征的影响[44]；然而，个体差异对居民垃圾分类习惯形成的差异化影响有待验证。基于上述分析，本文提出假说：

H3：人口统计特征因素对垃圾分类行为转化起调节作用。

环境因素对垃圾分类行为转化调节作用显而易见，已有研究发现，不同类型垃圾分类宣传标语、公共宣传教育、垃圾分类设施配备、信息公开等客观环境因素对垃圾分类行为影响显著[45-46]。完善的公共建成环境可以减少居民进行垃圾分类的实施成本（时间、精力等），确保行为实施更简单、便捷和可行，进一步地，这种稳定的环境能够使居民在不断重复垃圾分类行为的时候花费尽可能少的认知努力，由此促进习惯的形成[47]。环境因素既能促进居民垃圾分类意愿向行为转化，又能为习惯形成提供稳定的环境。基于上述分析，本文提出假说：

H4：环境因素对垃圾分类行为转化起调节作用。

政策因素是指实现居民生活垃圾分类而制订的相关行为准则，包括具体政策规制以及相关的配套措施和管理服务体系。已有的研究通过量化分析了特定政策变量对居民垃圾分类行为的直接影响效应[48]。政策规制作为达成政策目标权威性的选择，以及实现政策目标不可或缺的手段[49]，通过对居民垃圾分类的行动空间、资源获得和习惯形成等进行政策干预，最大限度地保障城市居民垃圾分类行为实施。政策越完善，越能促进居民垃圾分类意愿向行为的转化；政策强制性越高，其规范和威慑属性越有利于居民垃圾分类习惯的形成。基于上述分析，本文提出假说：

H5：政策因素对垃圾分类行为转化起调节作用。

基于以上推理分析，本文扩展并构建了城市居民生活垃圾分类行为影响机理模型，如图2 所示。

图2 城市居民生活垃圾分类行为影响机理模型

3 数据来源与变量描述

3.1 数据来源与样本分析

本文数据来自2022 年5 月—10 月在湖南省长沙市的6 个市辖区以及长沙县进行的调研，调研对象为长沙市居民。样本区域的选择主要是基于以下原因：其一，作为中部省会城市，与大部分中部城市一样面临着严峻的“垃圾围城”问题，这一问题也是“两型社会”发展亟待破解的难题。长沙市平均一天产生7 500 吨生活垃圾，传统的垃圾填埋处理方式已经不堪重负，垃圾源头分类减量势在必行。其二，长沙是全国生活垃圾强制分类重点城市，正着力“创建国家中心城市”和“建设宜居宜业宜游的幸福城市”，分析城市居民垃圾分类意愿和行为，能为长沙加强生活垃圾分类工作全员参与、全域覆盖、全力保障、全面提效提供决策依据。调研采用随机抽样和分层抽样法，在7 个样本行政单元（区、县）内抽取2～3 个社区，每个社区选取3～4 个街道，每个街道随机抽取10～15位居民作为调查对象。本次调研发放问卷1 100 份，回收问卷1 051 份，问卷回收率为95.56%，问卷调查在居民住所、性别、受教育程度方面进行了配额，以包括不同的社会群体，通过整理不良样本后，得到有效问卷1 028份，有效率为97.81%。居民样本的描述性分析见表1。

表1 调查样本描述性统计（N=1 028）

3.2 变量选取与测量

问卷设计采用李克特（Likert）5 点计分量表和二分量表的结合。正式量表主要变量均采用李克特5 点计分量表，要求居民根据自身实际情况进行评价。由于在前期探索性研究中发现，长沙市各社区垃圾分类基础设施建设、治理水平和政策实施程度具有差异，本文尝试采用多群组分析方法探究验证情境变量对居民“意愿—行为”和“习惯—行为”转化的调节效用，为了便于对样本进行群组区分，问卷中环境因素和政策因素分量表均采用二分量表。在正式调查前，通过与居民进行深度访谈和小样本预试，对量表内容进行了修改，最终形成正式量表。为保障研究具有良好的信度和效度，本文变量测量借鉴学者们在国内外权威期刊上已经发表的文献，并结合实际的研究情况进行了自行开发和调整，内容效度有基本的保障，变量赋值及文献来源见表2。

4 数据分析与模型检验

4.1 信度和效度检验

为测度数据的信度与效度，本文使用SPSS 25.0 和Amos 23.0 进行数据分析。利用Amos 23.0 进行验证性因素分析，去掉其中因素载荷量低于0.5 或高于0.95的题项，得到适合进行一致性分析的观测变量；再利用SPSS 25.0 和Amos 23.0 软件进行内部一致性信度系数（Cronbach’sα值）和复合信度测度模型中各潜变量的内部一致性检验。本研究选取的Cronbach’sα值为0.688～0.789，除了意愿变量在0.65～0.70 的最小可接受范围[56]，其他变量高于可接受标准0.7，说明问卷及测量模型信度较高。

对于量表的结构效度，KMO 检验结果为0.761，大于0.7 判断标准，Bartlett 球形检验近似卡方值为4 426.806，自由度为136，显著性P＜0.001，在0.1%水平上显著，说明样本数据适合进行因子分析。因子分析得到5 个解释因子累计方差解释率为62.488%，达到60%标准以上，说明量表具有良好的结构效度。

量表的收敛效度通过标准因素负荷量（Std）、组合信度（CR）和平均方差变异抽取量（AVE）来检验。根据谢洪明[57]的研究，因素负荷量不能低于0.5 或者高于0.95 的标准，表3 中标准化因子载荷都接近或大于0.7，说明各个潜变量对应所属题目具有较好的代表性；根据FORNELL 等[58]以及YIN[59]的研究，理想条件下CR应超过0.6，AVE 应超过0.5，根据数据实际应用情况，0.36～0.5 是可以接受的标准。表3 中5 个变量的AVE值都大于0.4，同时各变量CR 值大于0.6，测量模型内部一致性较高，稳定性较为理想。

采用AVE 值来检验区别效度，利用Amos 23.0 软件对平均提取方差（AVE）值和相关系数进行测算，区别效度分析结果如表4 所示，各潜变量的AVE 平方根均明显高于其与其他潜变量相关系数的绝对值，这意味着模型变量间具有较好的区别效度。

表4 区别效度

4.2 模型适配度与效度检验

数据和变量的信度和效度分析结果显示，本研究适合做结构方程分析。理论模型与实际数据的一致性程度是影响研究结果准确性的重要因素，因此，要进行模型的整体适配度检验。利用Amos 23.0 软件对整体适配度进行测算，估计结果见表5，指标均达到可接受的适配水平，拟合效果理想，这表明本文所构建的理论模型不需要修正，且该模型与调查数据的拟合度良好。

表5 行为影响机理模型结构方程整体适配度检验

4.3 共同方法偏差检验

由共同方法变异（CMV）引起的偏差称为共同方法偏差（CMB），常见于自陈量表的数据中，在个体心理研究中普遍存在[60]。因此，本文针对问卷收集数据可能存在共同方法偏差问题进行检验，从而提高假设检验结果可信度。首先根据Harman 单因子检验方法，再用EFA（未旋转）对所有测量题项进行探索性因子分析，提取出11个特征值大于1 的主成分因子，其中最大公因子初始特征值方差解释百分比只有14.94%，符合不超过50%的经验判断标准，说明CMB 不严重，不会对模型分析结果产生严重影响。进一步使用潜在误差变量控制法，在验证性因子分析模型M1 的基础上，构建加入共同方法因子的模型M2。通过比较模型M1 和M2 的整体拟合系数，确定有无共同方法偏差。由表6 可知，比较模型M1和M2 的整体拟合系数：CFI 和TLI 拟合系数差异都为0.02 且未超过0.1，RMSEA 和SRMR 拟合系数差异分别为0.01 和0.00 且未超过0.05，符合标准要求，其他拟合系数也未有明显变化，说明加入共同方法因子后的验证性因子分析模型M2 与模型M1 相比拟合结果并未有明显改善。因此，本研究测量过程中不存在显著的共同方法偏差问题。

表6 模型M1和M2的拟合系数比较

4.4 结构方程模型与路径分析结果

在验证性因子分析的基础上，本研究又运用结构方程模型对垃圾分类行为进行统计分析，模型的估计采用极大似然估计方法，具体分析结果见图3 和表7。

表7 结构方程检验结果

图3 结构方程模型的分析结果

4.4.1 “意愿—行为”影响路径检验与分析

图3 的模型分析结果显示，垃圾分类意愿与垃圾分类行为的路径系数为0.164，P值小于0.001，说明垃圾分类意愿对垃圾分类行为有直接正向的影响，假设H1得到验证。因此，居民的垃圾分类意愿是行为的驱动力之一，“意愿—行为”的影响路径得到验证。表7 检验结果显示，在影响路径假设中，假设H1a、H1b、H1c 的P值均小于0.01，这些假设都得到验证。“态度→意愿→垃圾分类行为”“主观规范→意愿→垃圾分类行为”以及“感知行为控制→意愿→垃圾分类行为”作用路径成立，三个变量对居民垃圾分类意愿的影响程度为态度（0.166）＞感知行为控制（0.141）＞主观规范（0.139），其中，态度是城市居民垃圾分类意愿的最强预测因子（0.166）。这表明城市居民对垃圾分类的义务性、必要性认知水平越高，情感层面的正反馈越多，其垃圾分类意愿就越强烈，就越有可能进行垃圾分类的行为，因此，对垃圾分类持正面积极的评价是提高居民垃圾分类意愿水平的前提和关键。另外，感知行为控制也是影响居民垃圾分类意愿的突出影响变量，即居民进行垃圾分类的资源禀赋以及对资源无障碍应用的能力是影响居民垃圾分类意愿和行为的重要因素。因此，加强居民对垃圾分类的认知水平，并通过单位组织、社会公益组织以及社区中的关键群体影响干预[61]，利用该群体具备的资源禀赋、社会资本和行动优势，组织化动员“全民参与”的邻里氛围，培育居民对于垃圾分类的积极情感，引导居民的主观规范。

4.4.2 “习惯—行为”影响路径检验与分析

图3 显示了垃圾分类习惯与垃圾分类行为的路径系数为0.683，P值小于0.001，说明垃圾分类习惯对垃圾分类行为有直接正向的影响，该结论支持假设H2，“习惯—行为”的影响路径得到验证。居民的垃圾分类行为经由意愿和习惯双路径驱动，垃圾分类习惯是行为的主要驱动力（0.683），其作用程度远大于意愿的驱动力（0.164）。这表明城市居民垃圾分类习惯的培养对垃圾分类行为具有直接强烈的驱动作用。基于“意愿—行为”影响路径，城市居民可能因为缺乏意志力或者自我控制能力而难以坚持垃圾分类，然而，基于“习惯—行为”影响路径，由于习惯的非意愿中介机制让个体在拒绝诱惑选项时花费更少的努力（时间、精力或者经济成本），因此，一旦形成了垃圾分类的选择习惯，即便垃圾混收混装等行为更容易，居民也会自觉实施更有益于社会发展和环境保护的垃圾分类行为。因此，培养城市居民垃圾分类的习惯才是建立城市垃圾分类治理长效机制的关键。

4.5 城市居民垃圾分类行为转化中情境变量的调节效用检验

为了进一步探讨情境变量在垃圾分类行为转化过程中的调节效应，本文采用多群组分析的方法来检验理论模型在不同群组之间的适配性。将人口统计特征、环境因素和政策因素作为群组变量，纳入图2 结构方程模型，以检验在不同群组变量的作用下，结构方程模型的路径系数是否相同。为找出最适配的路径模型，本文对基准模型、方差相等模型、协方差相同模型、路径系数相同模型和不变性模型五个模型进行结果适配度分析，发现基准模型拟合情况最好，故选择基准模型为多群组分析模型。对调查数据进行情境变量多群组分析，得出多群组模型的CMIN/DF 值均在0～3 范围内，CFI 值、IFI 值、TFI 值和GFI 值等均高于标准值0.90，RMSEA 值均小于标准值0.05，以上指标说明模型适配度良好，可以进行多群组分析。多群组分析的具体估计结果见表8。

表8 多群组模型的差异化路径系数估计

4.5.1 人口统计特征变量调节效用检验

由表8 可知，已婚群组、低学历群组、行政事业单位工作群组、月收入低群组（8 000 元及以下）、年龄低（0～40 周岁）群组、男性群组和女性群组对居民垃圾分类“意愿—行为”转化调节作用对应的P值都小于0.01，说明在0.01 水平下显著，人口统计特征变量对垃圾分类“意愿—行为”转化具有显著调节效应。具体而言，相比于未婚居民，已婚居民一般会选择在特定社区买房安居，生活地点、生活方式都比较稳定，出于对自身长期居住环境维护和子女成长环境保障考虑，其意愿向行为转化率更高。相比于高学历群体，低学历群体的垃圾分类意愿与行为的一致性更高。然而，已有的多数研究都显示，居民受教育程度对垃圾分类意愿有显著正向影响[62]，受教育程度高的居民有较高意愿，但行为转化率较低，意愿的形成反映了居民“有没有心”进行垃圾分类，行为的转化则反映了居民“有没有能力”进行垃圾分类。因此，学历高的居民“有心无力”的现象值得关注和思考。行政事业单位工作群体对于居民垃圾分类意愿向行为的转化具有显著调节作用，然而，与非行政事业单位的路径系数0.183 相比，行政事业单位工作群体在垃圾分类意愿和行为一致性的路径系数为0.166，这可能是因为在本次问卷调查中，对从事环境保护相关工作和非从事环境保护相关工作的居民进行了区分。在校学生、私企或外企员工等其他五个职业选项被默认为非从事环境保护相关工作群体，有207 位被调查居民从事与环保相关工作，占总被调查者的20.14%，对统计分析的影响较大。这部分被调查者工作和环保密切相关，由于相对较高的资源问题感知、环境保护意识和环保责任意识，垃圾分类意愿向行为转化水平更高。相较于月收入高（8 001 元及以上）的群体，月收入低（8 000 元及以下）的群体垃圾分类意愿与行为的一致性更高。垃圾分类会给低收入人群带来一些收入，比如对可回收垃圾分类后再售出可以增加其收入，现实收益对于低收入人群行为转化驱动力更大。年龄低的群体（0～40 周岁）的垃圾分类意愿与行为一致性相较于年龄高的群体（40 周岁以上）更高，中青年居民更频繁地接触大众传媒，由此获取的环保信息资源更丰富，有益于引导和塑造年轻公民环保价值观和促进环保行为。女性群体的路径系数（0.175）比男性群体的路径系数（0.155）大，垃圾分类意愿与行为的一致性更高，中国女性群体承担了更多的家庭日常事务，能够花更多的时间和精力去了解生活垃圾分类的标准与办法，从而有效促进了女性垃圾分类意愿向行为的转化。

居民婚姻状况、学历、职业、收入、年龄、性别对居民垃圾分类“习惯—行为”转化调节作用对应的P值都小于0.001，说明在0.001 水平下显著，人口统计特征变量对居民垃圾分类“习惯—行为”转化具有显著调节效应。具体而言，相较于已婚群体（0.666），未婚群体（0.744）对垃圾分类习惯向行为转化的调节作用更强。相比于高学历群体（0.645），低学历群体（0.691）对垃圾分类习惯向行为转化的调节作用更强。相较于非行政事业单位群体（0.597），行政事业单位群体（0.687）对垃圾分类习惯向行为转化的调节作用更强。相较于月低收入的群体（0.669），高收入的群体（0.825）对垃圾分类习惯向行为转化的调节作用更强。年龄高的群体（40 周岁以上）（0.69）对垃圾分类习惯向行为转化的调节作用强于年龄低的群体（0～40周岁）（0.681）更高。相对于女性群体（0.661），男性群体（0.708）对垃圾分类习惯向行为转化的调节作用更强。忽略路径系数相差不大的性别群组、学历群组和年龄群组，由此可知，垃圾分类“习惯—行为”转化率高的人物群体画像为：未婚、行政事业单位、高收入的群体。政策制定者应积极引导该部分“习惯—行为”路径中行为转化率高的群体，培养其良好的垃圾分类习惯，根据习惯形成机制[63]，针对该部分群体，可以通过强制性政策建立“情境线索—行为反应”的固定连结，并以合理的奖励、引导以及监督保障其垃圾分类行为高频重复。

4.5.2 环境因素变量调节效用检验

由表8 可知，住所附近分类回收设施便利的小区居民群组、分类垃圾清运高效的小区居民群组、接受过公共宣传普及的小区居民群组、公共标识完善的小区居民群组、分类效果公示反馈及时的小区居民群组对居民垃圾分类“意愿—行为”转化调节作用对应的P值都小于0.001，说明在0.001 水平下显著，环境因素对垃圾分类“意愿—行为”转化具有显著调节效应。具体而言，分类回收设施便利和分类垃圾清运高效对于居民垃圾分类行为转化是一种必不可少的“助力”。在现实生活中，由于公共建成环境不完善，多数居民在进行垃圾分类行为决策时，陷入“力不从心”的困境，而放弃垃圾分类行为实施，如果外部环境给予一定“助力”，降低居民进行垃圾分类行为可能导致的个体实施成本损失，将大力提升居民垃圾分类意愿向行为转化。垃圾分类的公共宣传普及、公共标识完善和分类效果公示及时反馈能为居民提供有效利用的要素资源，增加垃圾分类基本知识或一般知识，增强实施垃圾分类的技能以及加强居民垃圾分类的行为卷入度，为居民垃圾分类行为转化提供有效保障。

分类回收设施是否完善、分类清运是否高效以及公共宣传、标识、分类效果公示反馈是否及时对居民垃圾分类“习惯—行为”转化调节作用对应的P值都小于0.001，说明在0.001 水平下显著，环境因素对居民垃圾分类“习惯—行为”转化具有显著调节效应。其中，住所附近分类回收设施不完善、分类清运不高效、公共宣传不普及、公共标识不完善以及公共效果公示反馈不及时群组对于“习惯—行为”转化的调节作用更强，这是由于目标在习惯形成中的重要作用机制[64]。确定了养成垃圾分类习惯并在特定环境中反复追求这个目标的居民，不完善的环境因素对于在这一目标追求范式下不断重复垃圾分类行为的居民影响力更大，他们更迫切想要改变当下不利环境状况的动力将促进垃圾分类的行为转化；未养成垃圾分类习惯的居民并没有理解垃圾分类行为的价值，完善的基础设施和公共服务能减少他们在低认知重复过程中的努力程度，引导他们在不启动意志力、自控力以及政策威慑力情况下，促进习惯向行为的转化。

4.5.3 政策因素变量调节效用检验

由表8 可知，“撤桶并点，定时定点”政策对居民垃圾分类“意愿—行为”转化调节作用对应的P值都小于0.01，说明在0.01 水平下显著，政策因素对垃圾分类“意愿—行为”转化具有显著调节效应；“撤桶并点，定时定点”政策对居民垃圾分类“习惯—行为”转化调节作用对应的P值都小于0.001，说明在0.001 水平下显著，政策因素对居民垃圾分类“习惯—行为”转化具有显著调节效应。根据路径系数，相较于所在社区未实施“撤桶并点，定时定点”强制性垃圾分类政策的居民，所在社区实施“撤桶并点，定时定点”政策对居民“意愿—行为”和“习惯—行为”转化强度更高。“撤桶并点，定时定点”政策是强制性政策工具在基层的实施，表明政府权威性政策工具作为规制手段能有效促进居民垃圾分类行为。长远来看，实施“撤桶并点，定时定点”政策有效保证了日常垃圾分类投放行为发生情境线索的稳定性，长此以往居民便会在规定的情境线索中自觉执行垃圾分类行为。对于所在社区实施“撤桶并点，定时定点”政策的居民，通过表2 中题设SIT7～SIT9，结合探索性访谈，进一步探究长沙所在社区公共建成环境设施能否满足该政策实施的要求，以平均数标准测算发现在现实情况中，实行该政策的社区86.84%的集中投放点达到政策要求的建设规模和设置规范，由此可知，长沙20 个社区与政策实施配套措施建设较为完善，这也是该政策实施效果的保障。

综上分析，人口统计特征、环境因素（分类回收设施是否便利、分类垃圾清运是否高效、公共宣传是否普及、公共标识是否完善、分类效果公示反馈是否及时）和政策因素（是否实施“撤桶并点，定时定点”政策）均对垃圾分类行为的转化具有显著的调节作用，该结论支持假设H3、H4 和H5。

5 结论与政策启示

5.1 结论

本文基于长沙市7 个行政单元（区、县）20 个社区1 028 份居民调查数据，采用结构方程模型实证城市居民生活垃圾分类行为影响机理模型，探究城市居民垃圾分类行为发生机制和行为转化的内在机制，得出以下主要结论。

（1）从影响机制来看，居民垃圾分类行为是双路径驱动的结果，垃圾分类行为可以同时由“意愿—行为”和“习惯—行为”两条路径触发，习惯性驱动起主导作用，是行为转化的重要影响路径。自主性驱动和习惯性驱动对于城市居民垃圾分类行为影响存在动力差异和路径差异：习惯对垃圾分类行为具有直接强烈的驱动作用；计划行为理论对自主性驱动具有较强的解释力，自主性驱动存在“态度→意愿→垃圾分类行为”“主观规范→意愿→垃圾分类行为”以及“感知行为控制→意愿→垃圾分类行为”三条作用路径，相比较而言，“态度→意愿→垃圾分类行为”路径的驱动力最强，行为转化率最高。

（2）从情境变量的调节效用分析来看，廓清了城市居民垃圾分类行为转化在居民个体、公共建成环境和政策背景差异化调节下的异质性。人口统计特征、环境因素、政策因素对城市居民垃圾分类对意愿向行为转化、习惯向行为转化都具有显著的调节作用。

5.2 政策启示

基于上述分析，本文得到以下政策启示。

（1）重视居民垃圾分类习惯向行为的转化。习惯性驱动是城市居民垃圾分类行为的重要驱动路径，地方政府在政策设计时要重视引领居民塑造良好的垃圾分类行为习惯。①要削弱居民对于垃圾不进行分类旧习惯的路径依赖。由于中国垃圾混收混装的历史较长，以往不分类的习惯对于垃圾分类新习惯建立具有阻碍作用，因此，在居民习惯“破旧立新”的阶段，政策制定者在完善公共基础设施和优化公共宣传教育减少垃圾分类行为的实施成本基础上，通过实施“撤桶并点，定时定点”强制性政策保障居民垃圾分类行为的高频重复，并以奖励补贴政策、监管政策以及引导政策来塑造居民习惯性行为。②政府要全面考虑习惯驱动居民垃圾分类行为的可持续力。自我控制是行为可持续的内在动力，可通过“助推”策略对居民进行干涉，主要包括两个方面：一方面，关注习惯向行为转化率高的群体，积极推行“关键群体—全体居民”的扩散式动员干预；另一方面，选择助推策略，可建立“第二级助推”和“第三级助推”来促进居民垃圾分类习惯的持续驱动力[65]。比如，政府将“培养居民垃圾分类习惯”任务下沉到社区，设置默认选项，默认进行了垃圾分类才能进行物业管理费用和税费的缴纳；社区还可向月收入较低群体或者家庭妇女免费发放有宣传和警示标语“特型”垃圾袋，助推居民习惯。

（2）有效促进居民垃圾分类意愿向行为的转化。①政府组织社区和相关单位利用公共媒介大力进行垃圾分类的宣传，使居民知晓垃圾分类标准要求以及其科学性、必要性，树立居民积极的垃圾分类态度。鼓励行政事业单位和社区开展“垃圾分类知识宣传、培训和科普”等活动；根据当地的特征和需求，组织教育部门编制垃圾分类知识普及读本等相关读物并实现教育全覆盖；要求社区积极开展相关志愿者活动或者利用社区官方App 等进行垃圾分类知识宣传，丰富社区居民垃圾分类信息获取渠道。②完善基础设施建设和优化服务管理体系，在公共空间合理建构垃圾分类回收基础设施，为居民垃圾分类行为提供到位的管理服务，使居民“既有心也有力”进行垃圾分类。③强制性引导关键群体、社区干部、党员或者环保意识较强的居民率先进行垃圾分类行为，充分利用社会舆论带动周边群众，形成垃圾分类的良好风气，在人际规范影响下，结合内在引导监督和外在激励强化，将垃圾分类行为内化为居民的自主行为。