農(nóng)戶固體廢棄物排放行為影響因素研究——基于山東省農(nóng)戶調(diào)查的實證

農(nóng)戶固體廢棄物排放行為影響因素研究
——基于山東省農(nóng)戶調(diào)查的實證

王瑞梅張旭吟張希玲吳天真

[摘要]農(nóng)村固體廢棄物的排放，不僅對大氣、水以及土壤環(huán)境產(chǎn)生嚴重破壞，而且也會間接損害人體健康。文章以農(nóng)戶固體廢棄物排放行為為切入點，探討我國農(nóng)村固體廢棄物排放行為的影響因素。在充分了解農(nóng)戶固體廢棄物排放行為的相關(guān)理論的基礎(chǔ)上，基于計劃行為理論(TPB)，構(gòu)建了農(nóng)戶固體廢棄物排放行為的概念模型，并以山東省農(nóng)戶調(diào)查為實證，運用結(jié)構(gòu)方程模型，對模型的相關(guān)假設(shè)進行了檢驗。研究發(fā)現(xiàn)：調(diào)查地區(qū)農(nóng)戶固體廢棄物排放行為受到農(nóng)戶固體廢棄物行為意愿的直接影響，而農(nóng)戶固體廢棄物排放行為意愿主要受農(nóng)戶固體廢棄物排放行為態(tài)度的影響，較少受到外部因素的影響。

[關(guān)鍵詞]固體廢棄物排放； 排放行為； 農(nóng)戶行為

[收稿日期]2014-04-10

[基金項目]國家十二五科技支撐項目(2014BAL07B05)； 國家自然科學(xué)

[作者簡介]王瑞梅，中國農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，郵編：100083；

張旭吟，中國農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院博士研究生；

張希玲，中國農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院副教授；

吳天真，中國農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院博士研究生。

一、引言

農(nóng)村固體廢棄物的主要來源包括：農(nóng)田和果園的殘留物，如秸桿等；牲畜和家禽糞便以及欄圈用的鋪墊物；農(nóng)產(chǎn)品加工廢棄物；人類糞尿以及生活廢棄物。[1-2]我國農(nóng)村固體廢棄物人均每年產(chǎn)生0.4噸，其特征為：數(shù)量大，成分多，面積廣和治理難[3]。我國的地膜用量和覆蓋面積已居世界首位，2003年地膜用量超過60萬噸。全國地膜用量不斷攀升，回收率僅在10%左右，地膜亂丟亂棄現(xiàn)象普遍，地膜覆蓋正在由“白色革命”演變?yōu)椤鞍咨廴尽盵4-5]。對環(huán)境影響較大的大中型集約化畜禽養(yǎng)殖場，80%分布在農(nóng)村中，畜禽糞便的污染也是目前農(nóng)村亟待解決的問題[6]。由于農(nóng)村固體廢棄物的問題日益嚴重，國內(nèi)外學(xué)者對其給予了較多的關(guān)注。固體廢棄物處理的市場結(jié)構(gòu)與成本之間的關(guān)系[7]，是農(nóng)村固體廢棄物管理基礎(chǔ)。由于農(nóng)村居民長期形成的生活習(xí)慣，再加上資金投入不足、固體廢棄物存放基礎(chǔ)設(shè)施不健全等原因，致使農(nóng)村固體廢棄物處理成為難題[8]。在資源和經(jīng)費不足的情況下處理農(nóng)村固體廢棄物，需要多方面的技術(shù)和管理配合完成[9]。

國內(nèi)外學(xué)者在對農(nóng)戶固體廢棄物排放行為的研究中，涉及多種研究方法，主要包括基于博弈模型及計量模型的理論研究和基于問卷數(shù)據(jù)收集的實證研究兩大類，本研究在前任理論研究和實證分析的基礎(chǔ)上，基于TPB理論構(gòu)建農(nóng)戶固體廢棄物排放行為研究的概念模型，并以山東省36個村莊的農(nóng)戶入戶調(diào)查數(shù)據(jù)為例，展開實證研究，探討改善我國農(nóng)村固體廢棄物處理管理的有效措施。

二、研究模型與假設(shè)

Talor與Todd在對環(huán)境行為的相關(guān)研究中，基于計劃行為理論并結(jié)合前人的研究，首先提出了一套整合性環(huán)境行為模式，用于分析家庭生活垃圾減量行為，結(jié)果證實TPB理論可有效地解釋該環(huán)境行為。本研究就是在此概念模型的基礎(chǔ)上，結(jié)合文獻研究及實際調(diào)研結(jié)果，探討農(nóng)戶固體廢棄物排放行為對農(nóng)村污染的影響，初步構(gòu)建我國農(nóng)戶固體廢棄物排放行為研究的概念模型如圖1所示。

由圖1可見，在初步設(shè)定的農(nóng)戶固體廢棄物排放行為研究概念模型中，包含農(nóng)戶固體廢棄物排放的行為態(tài)度(Attitude，AT)、農(nóng)戶固體廢棄物排放的主觀規(guī)范(Subjective Norm，SN)、農(nóng)戶固體廢棄物排放的知覺行為控制(Perceived Behavioral Control，PBC)、農(nóng)戶固體廢棄物排放的行為意愿(Behavior Intention，BI)、農(nóng)戶固體廢棄物排放的固體廢棄物排放行為(Behavior，B)、農(nóng)戶感知污染(Perceived Pollution，PP)等6個變量。

圖1　農(nóng)戶固體廢棄物排放行為的概念模型

(一)農(nóng)戶固體廢棄物排放的行為態(tài)度

態(tài)度是指個人對該項行為所抱持的正面或負面的感覺。具體來講，是指農(nóng)戶對固體廢棄物排放所持的正面或負面的感覺。本文采用5個觀測變量描述農(nóng)戶固體廢棄物排放的行為態(tài)度，每個觀測變量的變量名(AT1、AT2、AT3、AT3、AT5)和含義如表1所示。

(二)農(nóng)戶固體廢棄物排放的主觀規(guī)范

主觀規(guī)范是指個人對于是否采取某項特定行為所感受到的社會壓力，即受到的來自他人的影響，在文獻的整理中，發(fā)現(xiàn)有部分的學(xué)者將“主觀規(guī)范”變量又細分為個人規(guī)范、行為規(guī)范及社會規(guī)范三種。而其中個人規(guī)范部分，認為很難將其與行為意向作清楚的區(qū)分，所以并未將個人規(guī)范納入理論的考慮中[10]；至于行為規(guī)范主要是指由父母、朋友等所形成的重要參考對象的影響；社會規(guī)范則是來自于其他參考對象的影響。具體來講，是指農(nóng)戶排放固體廢棄物所受到的來自他人的影響，可以是家人、朋友、鄰居、其他社會團體等。本文采用3個觀測變量描述農(nóng)戶固體廢棄物排放的行為規(guī)范，每個觀測變量的變量名(SN1、SN2、SN3)和含義如表1所示。。

關(guān)于農(nóng)戶固體廢棄物排放行為態(tài)度與主觀規(guī)范的假設(shè)如下：

H1：農(nóng)戶對固體廢棄物排放行為的“態(tài)度”對“主觀規(guī)范”有顯著正向的影響。

(三)農(nóng)戶固體廢棄物排放的知覺行為控制

知覺行為控制是指反映個人過去的行為經(jīng)驗和預(yù)期的阻礙對個人做出該行為時所產(chǎn)生的影響。是指農(nóng)戶過去固體廢棄物排放行為或者固體廢棄物排放所受到的管制對農(nóng)戶固體廢棄物排放行為的影響。采用4個觀測變量描述農(nóng)戶固體廢棄物排放的知覺行為控制，每個觀測變量的變量名(PBC1、PBC2、PBC3、PBC4)和含義如表1所示。

關(guān)于農(nóng)戶固體廢棄物排放主觀規(guī)范與知覺行為控制的假設(shè)如下：

H2：農(nóng)戶對固體廢棄物排放行為的“主觀規(guī)范”對“知覺行為控制”有顯著正向的影響。

(四)農(nóng)戶固體廢棄物排放的行為意愿

行為意愿是指個人對于采取某項特定行為的主觀機率的判定，它反映了個人對于某一項特定行為的采行意愿。農(nóng)戶固體廢棄物排放行為意愿是指農(nóng)戶排放固體廢棄物的主觀意愿。采用3個觀測變量描述農(nóng)戶固體廢棄物排放的行為意愿，每個觀測變量的變量名(BI1、BI2、BI3)和含義如表1所示。

關(guān)于農(nóng)戶固體廢棄物排放行為意愿的假設(shè)如下：

H3：農(nóng)戶對固體廢棄物排放行為的“態(tài)度”對“排放行為意愿”有顯著正向的影響。

H4：農(nóng)戶對固體廢棄物排放行為的“主觀規(guī)范”對“排放行為意愿”有顯著正向的影響。

H5：農(nóng)戶對固體廢棄物排放行為的“知覺行為控制”對“排放行為意愿”有顯著正向的影響。

(五)農(nóng)戶固體廢棄物排放行為

行為是個人實際采取行動的作為。農(nóng)戶對固體廢棄物的排放行為是指農(nóng)戶是否排放固體廢棄物、排放的頻率等。本文采用2個觀測變量描述農(nóng)戶固體廢棄物排放的排放行為，每個觀測變量的變量名(B1、B2)和含義如表1所示。

表1　農(nóng)戶固體廢棄物排放的行為態(tài)度觀測問題描述

關(guān)于農(nóng)村固體廢棄物排放行為“排放行為”的相關(guān)假設(shè)如下：

H6：農(nóng)戶對固體廢棄物排放行為的“排放行為意愿”對“排放行為”有顯著正向的影響。

(六)農(nóng)戶感知污染

農(nóng)戶感知污染是指農(nóng)戶從自己的視角，感知的對居住地或農(nóng)田的固體廢棄物污染狀況的主觀評價。采用4個觀測變量描述農(nóng)戶固體廢棄物排放的知覺行為控制，每個觀測變量的變量名(PP1、PP2、PP3、PP4)和含義如表1所示。

H7：農(nóng)戶對固體廢棄物排放行為的“排放行為”對“農(nóng)戶感知污染”有顯著正向的影響。

各觀測變量的變量名及其觀測問題如表1所示。

三、實證分析

(一)問卷設(shè)計和數(shù)據(jù)收集

調(diào)查問卷是本文數(shù)據(jù)收集的主要手段和實證方法的基礎(chǔ)，主要是根據(jù)文獻綜述和前文做的研究框架與研究假設(shè)，形成操作化良好的問卷。本研究所設(shè)計的變量包括固體廢棄物排放的態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制、排放行為意愿、排放行為和感知污染。本文的基本假設(shè)為農(nóng)戶固體廢棄物排放行為意愿決定排放行為，進而影響農(nóng)戶感知污染。對上文各個變量進行定義和測量，量化方法采用李克特5級量表，從非常同意到非常不同意進行衡量(完全不同意、不同意、不確定、同意、完全同意)。問卷設(shè)計與數(shù)據(jù)收集由以下3個階段逐次完成。

1.文獻研究和確定調(diào)查對象

搜集相關(guān)文獻，尋找與測量變量相關(guān)的測量量表以及問卷的問項，根據(jù)所得對量表進行修改，使調(diào)查內(nèi)容與所研究的內(nèi)容更加科學(xué)，更加符合實際情況。本文問卷所調(diào)查的對象主要為基層農(nóng)戶。最后咨詢相關(guān)專家對有問題、有爭議的調(diào)查內(nèi)容進行修改，設(shè)計出預(yù)調(diào)查問卷。

2.預(yù)調(diào)查

展開預(yù)調(diào)查的調(diào)查員為中國農(nóng)業(yè)大學(xué)本科生，調(diào)研工作開始之前經(jīng)過統(tǒng)一培訓(xùn)，做到對問卷涉及內(nèi)容熟悉理解，能為被調(diào)查者解答問卷可能出現(xiàn)的各類問題。預(yù)調(diào)研于2013年暑期7月中旬展開，為期1周，調(diào)查共發(fā)放100份問卷，收回82份。

3.設(shè)計最終問卷，進行數(shù)據(jù)收集

在預(yù)調(diào)研的基礎(chǔ)上，對出現(xiàn)的一些基本問題，適當(dāng)增加和刪減指標，對問卷進行完善，確定正式問卷。確定的正式問卷包括被調(diào)查者的基本信息和表1中所示的21個問項。

本文分析所用數(shù)據(jù)，均于2013年9月至10月期間在山東省各地區(qū)隨機調(diào)查所得，調(diào)查對象為該地區(qū)36個基層村莊農(nóng)戶，涉及安丘市輝渠鄉(xiāng)山前村，濱州市濱城區(qū)西集鄉(xiāng)羊山村，濱州市沾化縣黃升鄉(xiāng)李家村，德州市東陵縣丁塢鄉(xiāng)北小宋村，東營市廣饒縣李鶴鄉(xiāng)段家村，菏澤市成武縣寶峰村田樓村，濟南市歷城區(qū)小水坡村，濟寧市嘉祥縣王莊鄉(xiāng)蔡家村，聊城市臨清縣松林鎮(zhèn)后丁村，臨沂市郯城縣勝利鄉(xiāng)南劉宅子村，青島市膠南縣靈山衛(wèi)鄉(xiāng)黃石圈村等。調(diào)查由通過統(tǒng)一培訓(xùn)的調(diào)查員，采用隨機入戶調(diào)查的方式進行，共計發(fā)放問卷400份，收回382份，剔除信息缺失無效的問卷，共收回有效問卷347份，有效問卷回收率89.25%。

(二)數(shù)據(jù)分析

為了進一步分析影響農(nóng)村固體廢棄物排放的因素，在概念模型設(shè)定的基礎(chǔ)上，利用結(jié)構(gòu)方程模型來驗證7個假設(shè)，為了檢驗假設(shè)的觀測變量是否從屬于設(shè)定的因子，首先進行探索性因子分析，從獲得真實數(shù)據(jù)的關(guān)系中檢測觀測變量是否屬于已定義的變量。由于KMO檢驗用于衡量變量間的偏相關(guān)性，檢驗系數(shù)KMO值取在于0~1之間。一般認為，KMO值越接近1，意味著變量間的偏相關(guān)性越強，對其進行因子分析的效果也就越好。在實際研究中，認為KMO值>0.7時，進行因子分析的效果較好，而當(dāng)該值<0.5時，認為不適合進行因子分析。本文對調(diào)查數(shù)據(jù)進行KMO和Bartlett球形檢驗，其檢驗的結(jié)果如表2所示。

表2　KMO and Bartlett’s檢驗

KMO的值為0.815，大于0.7，Sig.的值為0.000，檢驗結(jié)果顯著。KMO檢驗結(jié)果大于0.8，說明本研究所設(shè)計的問卷結(jié)構(gòu)進行因子分析的效果預(yù)期較好，可以進行因子分析。利用SPSS16.0對各潛變量及其觀測變量進行因子分析，分析所得的各觀測變量的因子載荷和信度檢驗結(jié)果如表3所示。

表3　信度與因子分析結(jié)果

從表3所示探索性因子分析的結(jié)果來看，除觀測變量AT1的因子載荷值小于0.5外，其余各值均大于0.5，與表1所示假設(shè)基本吻合，且各潛變量的Cronbach’s a值都大于0.7，說明研究問卷中所設(shè)計的觀測變量可以很好地代表各潛變量，研究設(shè)計較為合理。為了進一步驗證模型假設(shè)的合理性，本研究進一步采用驗證性因子分析(CFA)來檢驗各因子是否從屬于設(shè)定的潛變量，即各個潛變量與實際觀測變量的擬合程度，采用SPSS16.0對所得問卷數(shù)據(jù)進行驗證性因子，分析結(jié)果如表4所示。

從表4所示CFA檢驗結(jié)果來看，大部分因子的得分都大于0.5，認為各因子的與各潛變量擬合程度較好，各觀測變量基本可以代替各潛變量說明問題，問卷結(jié)構(gòu)設(shè)計合理。其中因子AT3的因子得分低于0.5，在此，剔除AT3項因子，而探索性因子分析(EFA)中的AT1的值雖然較小，但在驗證性因子分析(CFA)中該因子得分為0.53，大于0.5，因此可以保留AT1項。從以上分析結(jié)果與討論，結(jié)合問卷內(nèi)容，重新構(gòu)建本研究的基本模型，并重新對模型的信度、效度及CFA進行檢驗。

表4　CFA檢驗結(jié)果

為了確保刪除指標后的各變量以及整個問卷的信度和效度，本研究對修正后的模型重新進行信度和效度檢驗，如表5所示，修正后的模型的各量表的Cronbach’s a系數(shù)和總體的Cronbach’s a系數(shù)值都超過了0.5，說明調(diào)整后的各變量及整個問卷可信。

表5　各變量的KMO和Bartlett球形檢驗結(jié)果

(三)模型擬合與評價

本研究采用AMOS16.0軟件對修正后的概念模型進行參數(shù)估計和模型修正。本研究采用的參數(shù)估計方法為極大似然法(Maximum Likelihood)。參數(shù)估計的結(jié)果如表6所示。從擬合指標的結(jié)果看，擬合優(yōu)度指標GFI值與比較擬合指標CFI值都大于0.9，近似均方根誤差RMSEA接近0.5，卡方值自由度比(X2/df)為1.942(<3)明顯達到簡效擬合度標準，說明SEM整體模型擬合度良好。

(四)結(jié)果分析與解釋

通過上述的分析，由表6參數(shù)估計的結(jié)果可知，假設(shè)H1、假設(shè)H2和假設(shè)H3，檢驗系數(shù)P值都小于0.001，標準化后的路徑系數(shù)分別為0.539、0.410和0.571，且通過了P<0.001的顯著性檢驗，即認為支持以上三個原假設(shè)，說明農(nóng)戶固體廢棄物的排放行為“態(tài)度”對“主觀規(guī)范”(假設(shè)H1)和“排放行為意愿”(假設(shè)H3)有顯著正向的影響，且農(nóng)戶廢棄物排放行為“主觀規(guī)范”對“知覺行為控制”(假設(shè)H2)有顯著正向的影響。

表6　參數(shù)估計表

χ2=1.942, GFI=0.919, RMSEA=0.053, CFI=0.942

參數(shù)估計結(jié)果說明，一方面，農(nóng)戶對排放固體廢棄物所持的正向或負向的態(tài)度將會直接影響農(nóng)戶的排放行為意愿，從治理的角度來說，若要減少農(nóng)戶的固體廢棄物排放量，應(yīng)從改變農(nóng)戶對該行為的態(tài)度著手，通過一定的宣傳教育等手段，向農(nóng)戶傳達固體廢棄物排放的危害，從根本上轉(zhuǎn)變農(nóng)戶對“亂扔亂排”行為的認識；另一方面，農(nóng)戶的行為“態(tài)度”對農(nóng)戶行為的“主觀規(guī)范”(假設(shè)H1)有顯著正向的影響，且“主觀規(guī)范”對“知覺行為控制”有顯著正向的影響，可以看出農(nóng)戶的行為“態(tài)度”在對農(nóng)戶的“主觀規(guī)范”有直接影響的同時，也對農(nóng)戶的“知覺行為控制”(假設(shè)H2)有間接的影響，說明在農(nóng)戶固體廢棄物排放行為的研究中，農(nóng)戶“態(tài)度”起著決定性的作用，只要能夠改變農(nóng)戶對固體廢棄物排放的行為“態(tài)度”就能從根本上改變農(nóng)戶的“行為意愿”“主觀規(guī)范”與“知覺行為控制”，進而改變農(nóng)戶“排放行為”。

假設(shè)H4和假設(shè)H5，參數(shù)估計的檢驗P值都遠遠大于0.05，未通過P<0.05的顯著性檢驗，即認為拒絕以上兩個原假設(shè)，認為農(nóng)戶固體廢棄物的排放行為“主觀規(guī)范”“知覺行為控制”對“排放行為意愿”無顯著的影響。研究結(jié)果表明，一方面，調(diào)查地區(qū)農(nóng)戶行為意愿并未受到家人、朋友、鄰居及其他社會團隊對固體廢棄物的排放行為態(tài)度的影響，結(jié)合實地調(diào)查的情況，可以理解為在大多數(shù)農(nóng)戶看來，農(nóng)村固體廢棄物隨意丟棄、排放是十分常見的現(xiàn)象，農(nóng)戶對此種行為所持有的觀念基本是一致的，所以在他們看來，固體廢棄排放行為不存在是否受到他人影響的問題，只是一種普遍存在的習(xí)慣；另一方面，農(nóng)戶行為意愿與行為實施過程所受到的管制并無關(guān)系，之所以出現(xiàn)這種情況，是因為調(diào)查地區(qū)農(nóng)戶固體廢棄物管理基本處于“無管理”狀態(tài)，不存在是否受政府監(jiān)管影響的問題，農(nóng)戶尚未形成需對固體廢棄物進行合理處置的觀念。從政府管制的角度來看，當(dāng)務(wù)之急應(yīng)是培養(yǎng)農(nóng)戶對固體廢棄物合理處理的觀念，端正農(nóng)戶對固體廢棄物排放行為的態(tài)度。

假設(shè)H6，參數(shù)估計的檢驗系數(shù)P值小于0.001，標準化后的路徑系數(shù)為0.883，認為通過了P<0.001的顯著性檢驗，即原假設(shè)成立，認為農(nóng)戶固體廢棄物排放“行為意愿”對農(nóng)戶“排放行為”有顯著正向影響，說明當(dāng)有某種誘因，如政策環(huán)境發(fā)生改變時，有效改善農(nóng)戶的固體廢棄物排放“行為意愿”時，可以增強農(nóng)戶進行固體廢棄物排放行為控制的可能性。

假設(shè)H7，農(nóng)戶固體廢棄物的排放行為“排放行為”對“農(nóng)戶感知污染”有顯著正向的影響，檢驗系數(shù)P值為0.090，標準化后的路徑系數(shù)為0.111，即未通過P<0.05的顯著性檢驗，拒絕原假設(shè)，說明農(nóng)戶的實際排放行為與農(nóng)戶所感知的污染之間還存在認知上的差異。一方面，農(nóng)戶在不存在固體廢棄物排放行為的情況下，也可能對農(nóng)村地區(qū)環(huán)境狀況不滿意，對固體廢棄物污染感知強烈，農(nóng)戶會認為是其他人的排放行為導(dǎo)致的污染；另一方面，農(nóng)戶在存在固體廢棄物排放行為的情況下，由于其對污染的感知能力有限或?qū)ξ廴镜娜棠统潭容^高，即便污染普遍存在，在農(nóng)戶的認知中認為也是可以接受的，污染并不存在。

研究假設(shè)的檢驗結(jié)果，具體如表7所示。

表7　研究假設(shè)檢驗結(jié)果

四、研究結(jié)論與政策建議

(一)主要研究結(jié)論

本文在對行為理論研究基礎(chǔ)上，從農(nóng)戶個體的角度，分析了影響農(nóng)戶固體廢棄物排放行為的因素，構(gòu)建了農(nóng)戶固體廢棄物排放行為研究的概念模型，并以山東省農(nóng)戶入戶調(diào)查的結(jié)果為例，展開實證研究，研究結(jié)果表明：

第一，調(diào)查地區(qū)農(nóng)戶固體廢棄物排放“行為意愿”受到農(nóng)戶對固體廢棄物排放行為“態(tài)度”的影響，并未收到農(nóng)戶“主觀規(guī)范”和“知覺行為控制”的影響，說明一方面“態(tài)度”對于改善農(nóng)戶“行為意愿”起著決定性的作用，農(nóng)村固體廢棄物管控政策的制定應(yīng)首先立足于轉(zhuǎn)變農(nóng)戶“態(tài)度”；另一方面說明調(diào)查地區(qū)農(nóng)戶尚未形成需對固體廢棄物進行合理處置的觀念，該地區(qū)農(nóng)戶固體廢棄物排放的行為決策只是習(xí)慣性行為，并未受到外在環(huán)境的影響。第二，農(nóng)戶固體廢棄物排放“行為意愿”對農(nóng)戶“排放行為”有顯著正向影響，這一研究結(jié)論，一方面契合TPB模型中的基本研究假設(shè)，也是學(xué)者對“行為意愿”進行研究的出發(fā)點，通過“行為意愿”來研究“行為”。第三，農(nóng)戶固體廢棄物“排放行為”對農(nóng)戶“感知污染”無顯著影響，說明調(diào)查地區(qū)農(nóng)戶的實際排放行為與農(nóng)戶所感知的污染之間還存在認知上的差異，農(nóng)戶傾向于認為是他人的排放行為造成的污染，且由于對污染感知能力有限，對污染視而不見。

(二)政策建議

從以上分析的結(jié)果可以看出，政府規(guī)制的關(guān)鍵在于修正農(nóng)戶對固體廢棄物排放行為所持有的“態(tài)度”，基于這個出發(fā)點，本文提出以下政策建議。

1.設(shè)立農(nóng)村固體廢棄物集中處理點

農(nóng)村固體廢棄物集中處理點的設(shè)立，關(guān)鍵的作用在于向農(nóng)戶傳遞農(nóng)村固體廢棄物處置問題已經(jīng)引起管理部門的關(guān)注，政府正著力于解決該問題，喚起農(nóng)戶對農(nóng)村固體廢棄物進行合理處置的基本觀念，修正農(nóng)戶對農(nóng)村固體廢棄物處置的態(tài)度；此外，基于問卷調(diào)查的結(jié)果，農(nóng)戶傾向于能有村民自主成立管理小組負責(zé)農(nóng)村固體廢棄物集中處理點的日常運營管理，避免政府的委任管理。

2.宣傳教育工作亟待加強

修正農(nóng)戶對固體廢棄物排放行為所持有的“態(tài)度”，除了需要從實務(wù)的角度，設(shè)立農(nóng)戶固體廢棄物集中處理點外，還需配合宣傳、教育等手段，向農(nóng)民普及固體廢棄物隨意放置的危害和固體廢棄物的分類處理技術(shù)，以減少農(nóng)戶固體廢棄物的排放行為。

3.強調(diào)市場作用

農(nóng)村固體廢棄物處理工作最終不能僅僅依靠政府的政策，農(nóng)村固體廢棄物集中處理點的建立只是該項工作的起點，要做到全國范圍內(nèi)的農(nóng)村固體廢棄物的統(tǒng)一處置，需借助市場的力量，引導(dǎo)農(nóng)村固體廢棄物回收處理產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，建立專業(yè)的回收處理機構(gòu)，建立市場化的集回收、處理、再制造、再銷售與一體的產(chǎn)業(yè)鏈條，才有可能真正解決農(nóng)村固體廢棄物回收處理的問題。

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Impact Factors on Rural Solid Wastes Behavior

——An Empirical Study from Shandong Province

Wang RuimeiZhang XuyinZhang XilingWu Tianzhen

AbstractThe solid wastes have significant influence on environmental pollutions and health hazards. This study was analyzing pollution behavior for rural Chinese to establish a structural equation model on behavior of rural solid wastes pollution, by understanding relative theories on Planned Behavior, and to be applied on an empirical study in SHANDONG province. It was found six results by testing hypotheses: (1)Attitude (AT) has positive influence on Subjective Norm (SN) and Behavior Intention (BI). (2) Subjective Norm (SN) has positive influence on Perceived Behavioral Control (PBC). (3) Behavior Intention (BI) has positive influence on Pollution Behavior (B). (4) Pollution Behavior (B) has positive influence on Perceived Pollution (PP). (5) Subjective Norm (SN) and Perceived Behavioral Control (PBC) have no significant, positive influence on Perceived Behavioral Control (PBC).

Key wordsRural household behavior; Solid waste pollution; Pollution behavior

(責(zé)任編輯：常英)