公共危機情態(tài)下社會信任對村民參與人居環(huán)境整治行為的影響
——基于山東省微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的實證分析

王春鑫

（湘潭大學公共管理學院，湖南 湘潭 411105）

一、引言

農(nóng)村人居環(huán)境整治是推進鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的第一場硬仗［1］，但目前我國農(nóng)村人居環(huán)境狀況不容樂觀。本文以山東省為例，從山東省的自然地理、經(jīng)濟發(fā)展、人口總量、社會狀況等基本情況來看，擁有轉(zhuǎn)型中國的現(xiàn)實特征，如東中西部發(fā)展不均衡、經(jīng)濟總量大但人均水平不高等，被視為當前轉(zhuǎn)型中國的一個經(jīng)典縮影［2］。本研究以公共危機為情態(tài)背景，以疫情防控為切入點，將村民參與人居環(huán)境整治行為作為關注點，以信任——合作理論為基礎框架，從社會信任的兩個維度——制度信任、人際信任出發(fā)，納入風險感知和參與意愿作為中介變量，構建多重中介的結構方程模型，選取山東省作為研究案例，實證探究社會信任對村民參與農(nóng)村人居環(huán)境整治行為響應的作用機理，并據(jù)此提出加強農(nóng)村人居環(huán)境整治的相關建議。

二、文獻綜述與研究假設

（一）研究假設

1.村民參與人居環(huán)境整治的意愿及行為響應。

本研究中村民參與意愿是指村民參與農(nóng)村人居環(huán)境整治的決策意愿。村民參與農(nóng)村人居環(huán)境整治更加強調(diào)過程參與，不僅僅是決策意愿參與。村民整治行為響應是指村民對于農(nóng)村人居環(huán)境整治中各個行為的響應水平。根據(jù)《農(nóng)村人居環(huán)境整治三年行動方案》，村民參與人居環(huán)境整治主要體現(xiàn)在廁所改造、生活垃圾處理、生活污水處理和村容村貌提升等方面。本研究提出四個題項內(nèi)容來衡量村民參與農(nóng)村人居環(huán)境整治的行為響應變量，分別是“廁所衛(wèi)生”“生活垃圾處理”“生活污水處理”和“村莊清潔和綠化”。

2.社會信任與參與意愿和行為響應。

信任-合作理論是村民參與農(nóng)村人居環(huán)境整治的重要理論基礎，村民的社會信任程度會影響其參與意愿和行為響應。在信任的測量上，盧曼將信任劃分成為人際信任與制度信任。人際信任以人與人之間的情感為紐帶，存在強弱差異，這種差異表現(xiàn)在對親人的信任強于對鄰居的信任；制度信任依賴于制度環(huán)境，如政治、法律等，對村干部的信任也可視為制度信任。已有研究指出，制度政策等可以直接或間接影響個體參與環(huán)境保護的動機和意愿［3，4］。楊衛(wèi)兵等通過研究發(fā)現(xiàn)，對政府比較信任的農(nóng)戶，其水環(huán)境治理支付意愿較強［5］。汪紅梅等研究發(fā)現(xiàn)，信任對農(nóng)戶參與環(huán)境治理意愿有顯著的積極作用，即信任水平越高，參與意愿越強［6］。趙連杰等認為人際信任對農(nóng)戶農(nóng)膜和秸稈處理行為均有顯著的促進作用［7］。姚志友等認為，可以通過信任采取合作策略，開展合作行為，促進鄉(xiāng)村環(huán)境治理［8］。鑒于以上考量，本研究提出如下假設：

H1：社會信任顯著正向影響村民參與人居環(huán)境整治意愿

H1a：制度信任顯著正向影響村民參與人居環(huán)境整治意愿

H1b：人際信任顯著正向影響村民參與人居環(huán)境整治意愿

H2：社會信任顯著正向影響村民人居環(huán)境整治行為響應

H2a：制度信任顯著正向影響村民人居環(huán)境整治行為響應

H2b：人際信任顯著正向影響村民人居環(huán)境整治行為響應

3.風險感知與參與意愿和行為響應。

風險感知是指村民對特定風險事件的主觀直接判斷。環(huán)境風險感知也被稱為環(huán)境風險認知，指公眾在面對客觀環(huán)境風險時的主觀判斷與直接感，高風險感知者采取較多應對行為［9］。朱慧對青年環(huán)境友好行為的影響因素的分析發(fā)現(xiàn)，環(huán)境風險感知對青年環(huán)境友好行為有積極的作用［10］。王丹丹基于全國性微觀數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境風險感知對公眾的環(huán)境友好行為產(chǎn)生顯著促進作用［11］。張郁研究發(fā)現(xiàn)，公眾的健康和環(huán)境風險感知識影響環(huán)境類鄰避設施沖突參與意向的主要因素［12］。魏東等研究表明，環(huán)境風險感知與環(huán)境治理參與意愿之間存在顯著的正向影響關系。Toma和Mathijs研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境風險感知是影響農(nóng)民參與意愿的最主要因素［13］。鑒于以上考量，本研究提出如下假設：

H3：風險感知顯著正向影響村民參與人居環(huán)境整治意愿

H4：風險感知顯著正向影響村民人居環(huán)境整治行為響應

4.社會信任與風險感知。

公共健康風險下，政府信任對公眾風險評估過程有顯著影響，公眾對政府的信任度越高，風險感知就越低［14］。唐林等研究表明，社會信任對農(nóng)戶的大病風險感知存在顯著負向影響，大病風險感知在社會資本和非正式預防性行為之間起著中介作用［15］。黃震等對風險感知的影響因素進行實證研究，結果表明，信任因素對風險感知呈顯著負向影響［16］。王文彬研究了信任對城市居民風險感知的影響，發(fā)現(xiàn)人際信任與制度信任均對風險感知有正向積極影響［17］。Slovic認為風險感知由情境與個體兩個因素共同決定，換句話說，“風險”對于不同人來說意味著不同的事物［18］。與此同時，風險感知受到不同公眾的情境因素感知的影響，如個人或群體信任感較強，在一些情境因素的影響下，仍可能導致高的環(huán)境風險感知［19］。本文亦是基于新冠肺炎疫情的情境下展開調(diào)查研究，鑒于以上考量，本研究提出如下假設：

H5：社會信任顯著正向影響村民的風險感知

H5a：制度信任顯著正向影響村民的風險感知

H5b：人際信任顯著正向影響村民的風險感知

5.村民參與人居環(huán)境整治的意愿與行為響應。

理性行為理論認為，個體行為由特定行為意愿所決定。王格玲等通過實證研究表明，農(nóng)戶的參與意愿和參與行為有較強的相關關系，但較高的合作意愿并不導致最終的參與行為，農(nóng)戶參與小型水利設施合作意愿和合作行為有顯著的差異［20］。董新宇等通過實證研究表明，公眾在環(huán)境決策中的參與行為受到參與意愿的有限正向影響，即公眾參與意愿處于較高水平，卻不能有效轉(zhuǎn)化為公眾的參與行為［21］。華春林等實證研究表明，農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)面源污染治理的參與意愿與最終參與行為不能等同，更加不能以意愿作為某種行為的判斷標準［22］。

鑒于以上考量，本研究提出如下假設：

H6：村民參與人居環(huán)境整治意愿顯著正向其整治行為響應。

H7：社會信任通過風險感知間接正向影響村民的行為響應

H7a：制度信任通過風險感知間接正向影響村民的行為響應

H7b：人際信任通過風險感知間接正向影響村民的行為響應

H8：社會信任通過參與意愿間接正向影響村民的行為響應

H8a：制度信任通過參與意愿間接正向影響村民的行為響應

H8b：人際信任通過參與意愿間接正向影響村民的行為響應

H9：社會信任通過風險感知和參與意愿遠程間接正向影響村民的行為響應

H9a：制度信任通過風險感知和參與意愿遠程間接正向影響村民的行為響應

H9b：人際信任通過風險感知和參與意愿遠程間接正向影響村民的行為響應

綜上所述，在本文的模型中，主要變量包括社會信任（制度信任和人際信任）、風險感知、參與意愿和行為響應。進而，提出概念模型如圖1所示。

圖1 研究模型

（二）量表開發(fā)

根據(jù)以上理論分析與研究假設，本研究設計了村民參與農(nóng)村人居環(huán)境整治行為響應測量量表，詳見表1。為了保證量表質(zhì)量和效果，量表開發(fā)充分參考已有研究中的成熟量表。通過歸納設計和小規(guī)模的預調(diào)研，最終確定調(diào)查量表及理論概念模型。該量表包含4個潛變量和12個觀測變量。潛變量包括制度信任（Institution Trust，簡寫為“ITA”）、人際信任（Interpersonal Trust，簡寫為“ITB”）、風險感知（Risk Perception，簡寫為“RP”） 和行為響應（Behavioral Responses，簡寫為“BR”），參與意愿（Participation Intention，簡寫為“PI”） 直接表示為觀測變量，觀測變量的指標賦值均采用李克特五級量表的形式予以表征，1代表“非常不贊同”，5代表“非常贊同”。

表1 村民參與農(nóng)村人居環(huán)境整治行為響應量表

三、數(shù)據(jù)收集與樣本描述

（一）數(shù)據(jù)收集

研究所用全部數(shù)據(jù)來自于問卷調(diào)查，采取實地調(diào)研與網(wǎng)絡問卷調(diào)查的方式。在正式發(fā)放問卷之前，2020年3月，進行了小樣本預調(diào)研，根據(jù)調(diào)研情況進行因子分析，對問卷部分詞語和版面樣式進行調(diào)整。調(diào)整完成后，本研究于同年4至5月進行。由于受疫情影響，數(shù)據(jù)收集主要采用網(wǎng)絡方式回收問卷，輔以隨機街訪。此次調(diào)研利用問卷網(wǎng)平臺，對答題設置進行一定的限制約束，過濾審核所收集到的數(shù)據(jù)，以山東省農(nóng)村村民為研究對象，剔除有異常值的問卷以確保數(shù)據(jù)質(zhì)量的可靠性與真實性。經(jīng)過以上程序，本研究最終回收685份有效問卷。

（二）樣本描述

根據(jù)有效調(diào)查問卷，運用SPSS17.0對樣本基本情況進行描述性統(tǒng)計分析，結果顯示：調(diào)查對象以具有一定文化水平的普通村民為主，女性占比54.01%略多于男性占比45.99%，性別比例較為合適；被調(diào)查者各年齡階段比例也較為適合；收入來源方面，以外出務工為主，也包括務農(nóng)和經(jīng)商的人群；家庭年收入各項占比較為均勻，其中2到4萬的居多；此次受訪者中，黨員占比10.80%?？傮w上調(diào)查結果較為符合現(xiàn)實分布特征，可以認為本次調(diào)查的樣本具有良好的代表性。受訪者的人口統(tǒng)計學特征詳見表2。

表2 樣本分布情況及基本特征（描述性統(tǒng)計）

四、模型擬合與分析

（一） 數(shù)據(jù)分析

1.信度檢驗。

本研究的信度分析采用Cronbach’α系數(shù)來檢驗村民樣本數(shù)據(jù)。具體研究中，指標的真實性需要通過信度系數(shù)來驗證，通常為0.7以上。通過SPSS17.0軟件對樣本調(diào)查數(shù)據(jù)進行可靠性分析，結果表明總體的Cronbach’α系數(shù)值為0.954，制度信任、人際信任、風險感知和行為響應的信度系數(shù)均在0.85以上，均超過了0.7的標準值，說明本量表具有很高的一致性與穩(wěn)定性。由此得出研究所收集使用的樣本數(shù)據(jù)的可信度較高。

2.效度檢驗。

效度反映測量工具能夠準確測出所需測量事物的真實程度，所以在進行效度檢驗時，需要通過內(nèi)容效度檢驗和結構效度檢驗。由于本文變量的各項指標體系均建立在學者們的研究基礎之上，本量表具備良好的內(nèi)容效度。結構效度需要采取定量分析方法對問卷數(shù)據(jù)的特質(zhì)進行檢驗，本文主要采用驗證性因子分析（CFA） 對問卷的有效性進行評測。利用Amos22.0進行驗證性因子分析，因子載荷值是結構效度檢驗的重要依據(jù)，該值越大，因子對原變量的解釋性就越強。結果表明，潛變量的因子荷載量的絕對值均在0.834-0.942之間，滿足參考區(qū)間［0.5，0.95］，由此說明數(shù)據(jù)具有良好的效度，滿足分析的基本條件。所有觀測變量的標準化因子載荷均在0.7以上，組合信度（CR） 值均在0.8以上。因此該測量模型的內(nèi)部一致性良好，每個潛變量的觀測變量能較為一致地測量相應潛變量。此外，為了表明個潛變量的聚合效度良好，本文采用平均變異量抽?。ˋVE）值進行測量，結果顯示AVE值均在0.6以上，說明該模型具有良好的聚合效度。因子載荷也表現(xiàn)出顯著狀態(tài)，說明本研究的模型也具有良好的內(nèi)在擬合度，詳見表3。此外，村民參與農(nóng)村人居環(huán)境整治行為模型中的誤差方差沒有出現(xiàn)負值，標準化系數(shù)的絕對值也未超過1，表明本研究模型沒有出現(xiàn)違規(guī)估計情況。

（二）模型分析與假設檢驗

1.模型初步構建與整體適配度檢驗。

本文建立了初始結構方程模型，重點驗證社會信任與村民參與人居環(huán)境整治意愿和行為之間的關系，并且不加入控制變量，對問卷數(shù)據(jù)信度和效度的檢驗質(zhì)量加以保證。如圖2所示，初始結構方程模型由4個潛變量（制度信任、人際信任、風險感知、行為響應）和1個觀測變量（參與意愿）構成，其中4個潛變量中又包含11個觀測變量；通過對模型擬合的相關參數(shù)進行估計，模型適配度檢驗雖然大部分指標基本達到理想水平，如擬合指數(shù)中RMSEA=0.068＜0.08，GFI=0.957＞0.90，CFI=0.984＞0.90，NFI=0.979＞0.90，IFI=0.984＞0.90 等。但是模型絕對擬合指數(shù)中，CMIN/DF=4.131＞3，因此該研究模型還需要進一步的調(diào)整修正。

圖2 初始結構方程模型

表3 村民參與農(nóng)村人居環(huán)境整治行為響應測量模型的驗證性因子分析

2.模型修正。

在基本達標的基礎上，為使本文整體模型適配度檢驗各項指標均達理想水平，得到最優(yōu)模型，本文對模型進行了三次修正，力圖使模型與實測數(shù)據(jù)適配度更高。根據(jù)AMOS22.0模型修正（Modification Indices） 輸出項M.I.值，最終增補e12與e14、e11與e12、e2與e3等三組共變關系。從修正后的模型擬合標準來看，模型與數(shù)據(jù)的擬合度水平已經(jīng)達到更高水平，詳見表4。因此綜合而言，該測量模型是準確有效的，可以用于假設檢驗。

3.研究假設檢驗與結果分析。

在理論模型的構建基礎上，本文的結構方程模型路徑為社會信任→風險感知→參與意愿→參與行為，運用AMOS22.0軟件得到修正后的結構方程模型各變量間的路徑系數(shù)，詳見表5。判斷假設成立與否，主要是依據(jù)路徑系數(shù)的方向（即系數(shù)正負）和顯著性水平（即P值）。P值大于0.05時，則表明該路徑的系數(shù)顯著，再依靠系數(shù)的正負得出假設關系是否成立。

由表5可以明顯看出，假設H1（H1a、H1b）、H2（H2a、H2b）、H3、H4、H5和 H6相關驗證成立，假設得到支持。風險感知、社會信任和參與意愿均對村民參與農(nóng)村人居環(huán)境整治行為響應有顯著的正向影響。村民參與農(nóng)村人居環(huán)境整治意愿對其行為響應的影響系數(shù)最大，其次為人際信任，再次為制度信任，影響最小的是風險感知。具體如下：

（1） 對于村民參與農(nóng)村人居環(huán)境整治的意愿，社會信任和風險感知都對其有顯著正向影響。社會信任的兩個維度對參與意愿具有較高的正向影響，制度信任的標準化路徑系數(shù)為0.314，人際信任的標準化路徑系數(shù)為0.435，所以假設H1a、H1b得到驗證，即村民的信任水平顯著正向影響其參與人居環(huán)境整治的意愿。村民對制度和人際的信任水平越高，信任水平越高，對村民參與人居環(huán)境整治意愿產(chǎn)生的正向影響越顯著。風險感知對參與意愿的影響系數(shù)為0.131，且在0.001水平上顯著，因此假設H3得到支持。這也說明村民的風險感知水平越高，其參與農(nóng)村人居環(huán)境整治的意愿也隨之提升。

表4 結構方程模型分析擬合指標值

表5 修正后的結構方程模型路徑檢驗結果

（2）對于村民在農(nóng)村人居環(huán)境整治行為響應中，風險感知、社會信任和參與意愿都對其有顯著正向影響。人際信任對行為響應的影響系數(shù)（0.273）大于制度信任（0.198），社會信任水平越高，越有利于促進村民在農(nóng)村人居環(huán)境整治中的行為響應程度，且人際信任的影響更大，假設H2a、H2b得到驗證。風險感知對行為響應具有正向影響，在0.01水平上顯著，假設H4成立，其路徑系數(shù)僅為0.073。這說明村民的風險感知對參與行為的影響雖然有一定影響，但較為有限。參與意愿對行為響應的路徑系數(shù)達到了0.431，假設H6得到驗證。這就說明了村民的參與意愿越強，參與行為的響應程度越大。

（3）對于村民在農(nóng)村人居環(huán)境整治中的風險感知中，社會信任對其有顯著正向影響，假設H5a、H5b得到證實，社會信任能夠正向促進村民的農(nóng)村人居環(huán)境中的風險感知。從社會信任兩個維度中具體來看，制度信任的路徑系數(shù)（0.462）明顯高于人際信任（0.211），顯著性水平也更高，相比于人際信任，制度信任對村民風險感知的正向影響更大。村民對風險感知能力的強弱，很大一部分取決于其社會信任的程度，包括制度信任和人際信任。在新冠肺炎疫情背景下，村民對社會信任的程度越強，尤其是制度信任，風險感知能力則越強，這與在公共健康風險下的研究高度契合。

4.模型中介效應檢驗。

根據(jù)研究假設，村民的社會信任可能通過6條路徑對其行為響應產(chǎn)生影響，即ITA→RP→BR，ITB→RP→BR，ITA→PI→BR，ITB→PI→BR，ITA→RP→PI→BR和ITB→RP→PI→BR，以下采用Bootstrap 法對6條路徑的中介效應是否存在進行檢驗，并對其中介效果進行相互比較。

根據(jù)表6可知，路徑ITB→PI→BR和ITA→RP→PI→BR在0.01水平上顯著，ITA→RP→BR，ITB→RP→BR，ITA→PI→BR 和ITB→RP→PI→BR等4條路徑在0.05的水平上顯著。此外，Bootstrap中介效應檢驗結果顯示，Bias-corrected方法的極值區(qū)間均不包含0，故可知6條路徑的中介效應均存在，即 H7a、H7b、H8a、H8b、H9a、H9b 得到驗證。以風險感知為中介，相對于人際信任，制度信任對行為響應的影響系數(shù)較高；以參與意愿為中介，想對于制度信任，人際信任對參與意愿的影響較大；以風險感知和參與意愿組成的鏈式中介中，相對于人際信任，制度信任更有利于促進村民的行為響應。社會信任兩個維度的間接效應中，人際信任對行為響應的間接效應大于制度信任的影響，說明單獨從間接效應來看，人際信任對行為響應的影響更大。

表6 中介效應檢驗

五、研究結論與建議

首先，村民行為響應的影響因素包括社會信任、風險感知以及參與意愿?；谟媱澬袨槔碚?，行為意愿是對個體實際行為最直接的影響因素，而從前文可知，社會信任（制度信任、人際信任）、風險感知、參與意愿是影響村民農(nóng)村人居環(huán)境整治行為響應的重要因素。政府及村干部的善意和公正程度越高、能力越強，村民對其也就越加信任，對國家政策等制度因素也會積極響應。若風險與個體生活緊密聯(lián)系，村民的風險感知較高，便會產(chǎn)生強烈的保護動機，參與較多的整治行為。

其次，社會信任和風險感知正向影響參與意愿和行為響應得到了驗證，即信任程度高和環(huán)境風險感知高的村民對農(nóng)村人居環(huán)境整治會有更高的參與意愿并采取更多的參與行為，其中風險感知的影響相對較弱。

再次，社會信任作對風險感知和參與意愿有著不同程度的影響。信任程度越高，越會增強村民的環(huán)境與健康的風險感知，即表現(xiàn)出更高信任程度者便會感知到更高的環(huán)境風險，且制度信任的影響高于人際信任。

最后，社會信任通過風險感知和參與意愿的中介作用影響村民的參與行為。社會信任程度的提高，與個體聯(lián)系緊密的環(huán)境風險感知升高，無疑使村民農(nóng)村人居環(huán)境整治的參與意愿增加，有效轉(zhuǎn)化為實際參與行動的概率增大。在中介效應檢驗中，單以參與意愿為中介，社會信任對行為響應的作用最大。

基于上述結論，可以得出以下政策啟發(fā)：

首先，多渠道開展宣教工作，積極提高村民的環(huán)境與健康意識。引導村民充分認識到環(huán)境風險的嚴重性和危害性，并讓其充分感知到衛(wèi)生條件不佳的人居環(huán)境是病菌的滋生地，改變村民的風險感知敏感度較低的現(xiàn)狀，努力提高村民參與農(nóng)村人居環(huán)境整治的意愿與行為響應水平。

其次，加強農(nóng)村地區(qū)環(huán)境監(jiān)管體系建設，補齊人居環(huán)境突出短板。優(yōu)良的制度信任有助于充分調(diào)動村民參與農(nóng)村人居環(huán)境整治的意愿，踐行整治的行為。在農(nóng)村地區(qū)構建科學高效的環(huán)境監(jiān)管體系，是提升村民制度信任水平的基礎，同時保障村民的環(huán)境權益。因此，在需要如期完成農(nóng)村人居環(huán)境整治行動目標和疫情防控常態(tài)化的背景下，應當制定并合理實施環(huán)境監(jiān)管的政策與規(guī)范，打造農(nóng)村地區(qū)規(guī)范公正的環(huán)境監(jiān)管制度體系。

最后，培育村民的公共性精神，營造積極參與環(huán)境整治的社會氛圍。環(huán)境的本質(zhì)是人們共同所有的公共物品，農(nóng)村人居環(huán)境整治行動體現(xiàn)和維護了公共利益。高程度的人際信任來源于人際互動與互惠，并能夠提升村民人居環(huán)境整治的參與意愿與行為響應。村莊作為村民共同的生活空間，培育村民共同體意識是農(nóng)村人居環(huán)境整治有序開展的基礎，需要把分散的村民重新凝聚在村莊共同體中。在農(nóng)村人居環(huán)境整治過程中，充分利用現(xiàn)代文化和鄉(xiāng)土文化，構建農(nóng)村環(huán)境命運共同體，引導村民自覺提升農(nóng)村人居環(huán)境整治參與意愿。