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(xué)公共管理學(xué)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(guān)注點，以信任——合作理論為基礎(chǔ)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(fēng)險感知和參與意愿作為中介變量，構(gòu)建多重中介的結(jié)構(gòu)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(yīng)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(guān)建議。

二、文獻綜述與研究假設(shè)

（一）研究假設(shè)

1.村民參與人居環(huán)境整治的意愿及行為響應(yīng)。

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(yīng)是指村民對于農(nóng)村人居環(huán)境整治中各個行為的響應(yīng)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(yīng)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(yīng)。

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(chǔ)，村民的社會信任程度會影響其參與意愿和行為響應(yīng)。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(shè)：

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(yīng)

H2a：制度信任顯著正向影響村民人居環(huán)境整治行為響應(yīng)

H2b：人際信任顯著正向影響村民人居環(huán)境整治行為響應(yīng)

3.風(fēng)險感知與參與意愿和行為響應(yīng)。

風(fēng)險感知是指村民對特定風(fēng)險事件的主觀直接判斷。環(huán)境風(fēng)險感知也被稱為環(huán)境風(fēng)險認知，指公眾在面對客觀環(huán)境風(fēng)險時的主觀判斷與直接感，高風(fēng)險感知者采取較多應(yīng)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(fēng)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(fēng)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(fēng)險感知識影響環(huán)境類鄰避設(shè)施沖突參與意向的主要因素［12］。魏東等研究表明，環(huán)境風(fēng)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(guān)系。Toma和Mathijs研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境風(fēng)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(shè)：

H3：風(fēng)險感知顯著正向影響村民參與人居環(huán)境整治意愿

H4：風(fēng)險感知顯著正向影響村民人居環(huán)境整治行為響應(yīng)

4.社會信任與風(fēng)險感知。

公共健康風(fēng)險下，政府信任對公眾風(fēng)險評估過程有顯著影響，公眾對政府的信任度越高，風(fēng)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(fēng)險感知存在顯著負向影響，大病風(fēng)險感知在社會資本和非正式預(yù)防性行為之間起著中介作用［15］。黃震等對風(fēng)險感知的影響因素進行實證研究，結(jié)果表明，信任因素對風(fēng)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(fēng)險感知的影響，發(fā)現(xiàn)人際信任與制度信任均對風(fēng)險感知有正向積極影響［17］。Slovic認為風(fēng)險感知由情境與個體兩個因素共同決定，換句話說，“風(fēng)險”對于不同人來說意味著不同的事物［18］。與此同時，風(fēng)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(dǎo)致高的環(huán)境風(fēng)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(shè)：

H5：社會信任顯著正向影響村民的風(fēng)險感知

H5a：制度信任顯著正向影響村民的風(fēng)險感知

H5b：人際信任顯著正向影響村民的風(fēng)險感知

5.村民參與人居環(huán)境整治的意愿與行為響應(yīng)。

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(guān)關(guān)系，但較高的合作意愿并不導(dǎo)致最終的參與行為，農(nóng)戶參與小型水利設(shè)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(shè)：

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(yīng)。

H7：社會信任通過風(fēng)險感知間接正向影響村民的行為響應(yīng)

H7a：制度信任通過風(fēng)險感知間接正向影響村民的行為響應(yīng)

H7b：人際信任通過風(fēng)險感知間接正向影響村民的行為響應(yīng)

H8：社會信任通過參與意愿間接正向影響村民的行為響應(yīng)

H8a：制度信任通過參與意愿間接正向影響村民的行為響應(yīng)

H8b：人際信任通過參與意愿間接正向影響村民的行為響應(yīng)

H9：社會信任通過風(fēng)險感知和參與意愿遠程間接正向影響村民的行為響應(yīng)

H9a：制度信任通過風(fēng)險感知和參與意愿遠程間接正向影響村民的行為響應(yīng)

H9b：人際信任通過風(fēng)險感知和參與意愿遠程間接正向影響村民的行為響應(yīng)

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(fēng)險感知、參與意愿和行為響應(yīng)。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(shè)，本研究設(shè)計了村民參與農(nóng)村人居環(huán)境整治行為響應(yīng)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(shè)計和小規(guī)模的預(yù)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(fēng)險感知（Risk Perception，簡寫為“RP”） 和行為響應(yīng)（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(yīng)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(luò)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(yù)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(luò)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(shè)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(jié)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(wù)工為主，也包括務(wù)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(jié)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(xué)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(jié)果表明總體的Cronbach’α系數(shù)值為0.954，制度信任、人際信任、風(fēng)險感知和行為響應(yīng)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(jié)構(gòu)效度檢驗。由于本文變量的各項指標體系均建立在學(xué)者們的研究基礎(chǔ)之上，本量表具備良好的內(nèi)容效度。結(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)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(jié)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(yīng)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取（AVE）值進行測量，結(jié)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(shè)檢驗

1.模型初步構(gòu)建與整體適配度檢驗。

本文建立了初始結(jié)構(gòu)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(guān)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(jié)構(gòu)方程模型由4個潛變量（制度信任、人際信任、風(fēng)險感知、行為響應(yīng)）和1個觀測變量（參與意愿）構(gòu)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(guān)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(jié)構(gòu)方程模型

表3 村民參與農(nóng)村人居環(huán)境整治行為響應(yīng)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(chǔ)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(guān)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(shè)檢驗。

3.研究假設(shè)檢驗與結(jié)果分析。

在理論模型的構(gòu)建基礎(chǔ)上，本文的結(jié)構(gòu)方程模型路徑為社會信任→風(fēng)險感知→參與意愿→參與行為，運用AMOS22.0軟件得到修正后的結(jié)構(gòu)方程模型各變量間的路徑系數(shù)，詳見表5。判斷假設(shè)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(shè)關(guān)系是否成立。

由表5可以明顯看出，假設(shè)H1（H1a、H1b）、H2（H2a、H2b）、H3、H4、H5和 H6相關(guān)驗證成立，假設(shè)得到支持。風(fēng)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(yīng)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(yīng)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(fēng)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(fēng)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(shè)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(fēng)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(shè)H3得到支持。這也說明村民的風(fēng)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(jié)構(gòu)方程模型分析擬合指標值

表5 修正后的結(jié)構(gòu)方程模型路徑檢驗結(jié)果

（2）對于村民在農(nóng)村人居環(huán)境整治行為響應(yīng)中，風(fēng)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(yīng)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(yīng)程度，且人際信任的影響更大，假設(shè)H2a、H2b得到驗證。風(fēng)險感知對行為響應(yīng)具有正向影響，在0.01水平上顯著，假設(shè)H4成立，其路徑系數(shù)僅為0.073。這說明村民的風(fēng)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(yīng)的路徑系數(shù)達到了0.431，假設(shè)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(yīng)程度越大。

（3）對于村民在農(nóng)村人居環(huán)境整治中的風(fēng)險感知中，社會信任對其有顯著正向影響，假設(shè)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(fēng)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(fēng)險感知的正向影響更大。村民對風(fēng)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(fēng)險感知能力則越強，這與在公共健康風(fēng)險下的研究高度契合。

4.模型中介效應(yīng)檢驗。

根據(jù)研究假設(shè)，村民的社會信任可能通過6條路徑對其行為響應(yīng)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(yīng)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(yīng)檢驗結(jié)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(yīng)均存在，即 H7a、H7b、H8a、H8b、H9a、H9b 得到驗證。以風(fēng)險感知為中介，相對于人際信任，制度信任對行為響應(yīng)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(fēng)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(yīng)。社會信任兩個維度的間接效應(yīng)中，人際信任對行為響應(yīng)的間接效應(yīng)大于制度信任的影響，說明單獨從間接效應(yīng)來看，人際信任對行為響應(yīng)的影響更大。

表6 中介效應(yīng)檢驗

五、研究結(jié)論與建議

首先，村民行為響應(yīng)的影響因素包括社會信任、風(fēng)險感知以及參與意愿。基于計劃行為理論，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(fēng)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(yīng)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(yīng)。若風(fēng)險與個體生活緊密聯(lián)系，村民的風(fēng)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(fēng)險感知正向影響參與意愿和行為響應(yīng)得到了驗證，即信任程度高和環(huán)境風(fēng)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(fēng)險感知的影響相對較弱。

再次，社會信任作對風(fēng)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(fēng)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(fēng)險，且制度信任的影響高于人際信任。

最后，社會信任通過風(fēng)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(fēng)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(yīng)檢驗中，單以參與意愿為中介，社會信任對行為響應(yīng)的作用最大。

基于上述結(jié)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(dǎo)村民充分認識到環(huán)境風(fēng)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(fēng)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(yīng)水平。

其次，加強農(nóng)村地區(qū)環(huán)境監(jiān)管體系建設(shè)，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(gòu)建科學(xué)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(chǔ)，同時保障村民的環(huán)境權(quán)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(yīng)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(yīng)。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(chǔ)，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(gòu)建農(nóng)村環(huán)境命運共同體，引導(dǎo)村民自覺提升農(nóng)村人居環(huán)境整治參與意愿。