生態(tài)認(rèn)知、關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對村民生活垃圾合作治理行為的影響：基于福建省501份村民問卷數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

林麗梅,何秀玲,韓雅清

(1.福建江夏學(xué)院公共事務(wù)學(xué)院，福建 福州 350108；2.福建農(nóng)林大學(xué)馬克思主義學(xué)院，福建 福州 350002；3.福建江夏學(xué)院金融學(xué)院，福建 福州 350108)

隨著農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的快速增長和村民生產(chǎn)生活方式的轉(zhuǎn)變，農(nóng)村生活垃圾排放量與日俱增，組成成分也趨于多樣化。生活垃圾排放失控，嚴(yán)重破壞了農(nóng)村原有的環(huán)境自凈系統(tǒng)，原本可以自然消納的生活污染物因超出環(huán)境自凈能力，而成為農(nóng)村環(huán)境污染的主要來源。2014年住房和城鄉(xiāng)建設(shè)部啟動農(nóng)村生活垃圾專項(xiàng)治理行動，提出要用5 a時間實(shí)現(xiàn)農(nóng)村生活垃圾處理率達(dá)到90%的目標(biāo)。然而，農(nóng)業(yè)農(nóng)村部的通報顯示，截至2018年底，全國還有近1/4 的農(nóng)村生活垃圾沒有得到收集和處理，“垃圾圍村”現(xiàn)象仍然存在[1]。黨的十九大報告指出，要“構(gòu)建政府為主導(dǎo)、企業(yè)為主體、社會組織和公眾共同參與的環(huán)境治理體系”，公眾參與成為影響生態(tài)環(huán)境治理成效的關(guān)鍵因素[2]。農(nóng)村生活垃圾治理本質(zhì)上是以一定場域?yàn)橹蔚男∫?guī)模公共物品的合作供給行為，具有集體行動屬性，需要集體成員共同參與才能取得成效[3]。因此，厘清村民參與生活垃圾合作治理的行為邏輯，對于提升農(nóng)村生態(tài)環(huán)境整治水平具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

針對農(nóng)村生活垃圾治理問題，已有文獻(xiàn)主要從理論和實(shí)證兩方面開展相關(guān)研究。理論方面，諸多學(xué)者聚焦于治理模式[4]、治理政策變遷[5]、治理體系構(gòu)建[6]、治理主體結(jié)構(gòu)[7]等問題，而基于上述問題的闡釋，學(xué)者們形成了對村民參與生活垃圾治理重要性的共識，并持續(xù)關(guān)注以村民為主體的生活垃圾協(xié)同治理模式的構(gòu)建。實(shí)證方面，當(dāng)前學(xué)者們主要圍繞村民參與生活垃圾合作治理的意愿、行為及其影響因素開展研究[8-10]。而概括村民合作治理意愿與行為影響因素的研究發(fā)現(xiàn)，除個體、家庭特征以及治理情境等因素[2，8-10]，生態(tài)認(rèn)知因素也備受關(guān)注。王學(xué)婷等[8]通過環(huán)境評價、環(huán)境意識和環(huán)境容忍度等具體指標(biāo)復(fù)合表征心理認(rèn)知因素，林麗梅等[2]將其劃分為行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制3個維度，崔亞飛等[9]則在此基礎(chǔ)上增加了習(xí)慣性啟發(fā)和行為意向維度。此外，不少學(xué)者將環(huán)保意識、責(zé)任認(rèn)知和環(huán)境價值觀等作為心理因素的單一表征，納入實(shí)證模型之中[10-12]。

綜上所述，當(dāng)前學(xué)者對于生態(tài)認(rèn)知影響因素主要依賴數(shù)據(jù)可得性和模型適配性進(jìn)行選擇，缺乏系統(tǒng)性和全面性。而采用復(fù)合方式表征生態(tài)認(rèn)知因素的研究，對其影響效應(yīng)的驗(yàn)證通常采用綜合取值方法，難以發(fā)現(xiàn)影響因素之間的結(jié)構(gòu)關(guān)系，并且可能出現(xiàn)偽相關(guān)問題。此外，對于在農(nóng)村公共產(chǎn)品供給集體行動中發(fā)揮重要作用的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)變量，村民生活垃圾合作治理行為研究較少涉及。鑒于此，筆者依據(jù)計(jì)劃行為理論，以行為態(tài)度、主觀規(guī)范表征生態(tài)認(rèn)知，同時將關(guān)系網(wǎng)絡(luò)作為核心變量，利用全國農(nóng)村固定觀察點(diǎn)501位村民的大樣本數(shù)據(jù)構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，驗(yàn)證兩者對村民生活垃圾合作治理行為的影響效應(yīng)，并通過多群組結(jié)構(gòu)方程模型分析核心變量在不同群體間的影響效應(yīng)差異，進(jìn)而針對農(nóng)村生態(tài)環(huán)境治理問題提出相應(yīng)的政策建議。

1 理論分析與研究假設(shè)

20世紀(jì)60年代開始，環(huán)境行為研究開始被環(huán)境心理學(xué)、環(huán)境教育學(xué)和環(huán)境社會學(xué)等領(lǐng)域的學(xué)者們所關(guān)注，學(xué)者們試圖建立新的人與環(huán)境的關(guān)系模式和社會價值觀范式，并在生態(tài)認(rèn)知對環(huán)境行為的影響作用方面達(dá)成共識，認(rèn)為生態(tài)認(rèn)知是有效識別和解釋村民環(huán)境行為規(guī)律的根本因素[4]。村民的生態(tài)認(rèn)知實(shí)質(zhì)上是其對農(nóng)村生態(tài)環(huán)境和社會環(huán)境的感知基礎(chǔ)上，形成的關(guān)于生產(chǎn)生活方式對農(nóng)村生態(tài)環(huán)境影響的心理認(rèn)知，包括對減少自然環(huán)境破壞必要性及其自身責(zé)任的態(tài)度認(rèn)知，以及在感知周邊重要人物相應(yīng)態(tài)度和行為基礎(chǔ)上為回避批評和融入社會而形成的主觀規(guī)范。計(jì)劃行為理論闡釋了生態(tài)認(rèn)知對環(huán)境行為影響機(jī)理的完整框架，通過權(quán)衡行為的潛在決定因素，認(rèn)為個體的環(huán)境行為往往由其行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制等生態(tài)認(rèn)知綜合決定[13]。由于生活垃圾治理行為屬日常的習(xí)慣性行為，不存在較明顯的客觀能力限制，村民對此通常具有較強(qiáng)的自主行為控制能力，因此筆者僅選取行為態(tài)度、主觀規(guī)范2個方面對生態(tài)認(rèn)知進(jìn)行表征。因此，該研究提出如下研究假設(shè)：假設(shè)1(H1)，村民行為態(tài)度正向影響其生活垃圾合作治理行為；假設(shè)2(H2)，村民主觀規(guī)范正向影響其生活垃圾合作治理行為。

農(nóng)村生活垃圾合作治理往往具有一定的外溢性，村民個體理性選擇與村莊集體理性選擇不一致導(dǎo)致的“搭便車”現(xiàn)象普遍存在。農(nóng)村地區(qū)相對封閉，且多呈“片狀”分布，每個封閉的“片狀”范圍即為一個具有復(fù)雜鄉(xiāng)土關(guān)系的小規(guī)模熟人社會，這個熟人社會形成的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)成為農(nóng)村社會公共產(chǎn)品供給中“搭便車者”邊緣化的重要工具[14]。關(guān)系網(wǎng)絡(luò)作為村莊非正式社會規(guī)范形成的重要載體，不僅能夠通過成員間的互動交流提高信任度，弱化集體行動中的“搭便車”心理，知識和信息資源共享還可弱化信息不對稱對村民參與積極性的不良影響。因此，提出如下研究假設(shè)：假設(shè)3(H3)，村民關(guān)系網(wǎng)絡(luò)正向影響其生活垃圾合作治理行為。

社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)理論認(rèn)為社會是由多個社會行動者及他們間的關(guān)系組成的集合，行動者關(guān)系要素包括文化、制度、組織等紐帶關(guān)系[15]。熟人社會關(guān)系是農(nóng)村社區(qū)治理的重要基礎(chǔ)，由于存在一定的封閉性，鄉(xiāng)村特有的關(guān)系紐帶及結(jié)構(gòu)在促使村民適應(yīng)鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展變化中發(fā)揮著不可替代的重要作用。在農(nóng)村生活垃圾治理事務(wù)中，村民關(guān)系網(wǎng)絡(luò)一方面通過關(guān)系網(wǎng)絡(luò)大小影響村民信息資源的獲取，并通過信息交流強(qiáng)化其態(tài)度認(rèn)知；另一方面，村民在決定是否實(shí)施合作治理行為時的主觀規(guī)范心理效應(yīng)來自其所感知到的社會規(guī)范、重要人群的行為方式，而這類規(guī)范的感知大部分來源于其所處關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的“同群效應(yīng)”。因此，提出如下研究假設(shè)：假設(shè)4(H4)，村民關(guān)系網(wǎng)絡(luò)正向影響其行為態(tài)度；假設(shè)5(H5)，村民關(guān)系網(wǎng)絡(luò)正向影響其主觀規(guī)范。

基于上述理論分析構(gòu)建理論研究模型，如圖1所示。村民行為態(tài)度和主觀規(guī)范等生態(tài)認(rèn)知影響其生活垃圾合作治理行為。村民的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)不僅影響其治理行為，而且對其生態(tài)認(rèn)知產(chǎn)生影響。因此，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對治理行為的影響效應(yīng)來源于直接效應(yīng)和通過生態(tài)認(rèn)知產(chǎn)生的間接效應(yīng)，生態(tài)認(rèn)知則在關(guān)系網(wǎng)絡(luò)-治理行為關(guān)系中起中介作用。

2 研究設(shè)計(jì)與樣本特征

2.1 數(shù)據(jù)來源與樣本特征

研究使用的數(shù)據(jù)來自課題組于2019年4—5月在福建省9個設(shè)區(qū)市開展的問卷調(diào)查，樣本的獲取遵循分層抽樣和隨機(jī)抽樣相結(jié)合的原則。首先，根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在每個設(shè)區(qū)市選取2個縣(市、區(qū))，再根據(jù)人口規(guī)模在每個縣(市、區(qū))分別選取2個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，進(jìn)而根據(jù)距離鎮(zhèn)中心距離分別在每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)選取3個村莊，最后在每個村莊隨機(jī)抽取4～5位村民。以接受過多次培訓(xùn)的研究生組建團(tuán)隊(duì)，開展村民一對一的問卷訪談，并由調(diào)查員根據(jù)村民的明確表述來填制問卷。共收集506份問卷，對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行缺失值、異常值處理后，最終獲得有效樣本數(shù)為501份，有效率為99.01%。樣本村民的基本情況統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 樣本描述性分析Table 1 Description of sample farmers

2.2 變量定義

將村民生活垃圾合作治理行為劃分為生活垃圾分類行為、生活垃圾定點(diǎn)傾倒行為和生活垃圾集中處理費(fèi)用支付行為，將3類行為進(jìn)行二分類變量處理，即有發(fā)生某項(xiàng)行為賦值1，未發(fā)生相應(yīng)行為賦值0。根據(jù)上文分析，生態(tài)認(rèn)知通過行為態(tài)度與主觀規(guī)范2個變量表征。其中，行為態(tài)度由村民參與生活垃圾合作治理的必要性和重要性2個變量表征，主觀規(guī)范則由家人支持感知與村民參與感知2個變量表征。關(guān)系網(wǎng)絡(luò)通過近2 a人情年均支出、村民交往頻率和村干部交往頻率加以表征。所有變量的賦值及統(tǒng)計(jì)描述見表2。

表2 變量賦值與統(tǒng)計(jì)描述Table 2 Definition of (key)variables and descriptive statistics

2.3 研究方法

由于生活垃圾合作治理行為、生態(tài)認(rèn)知等變量均具有多維、難以直接測量和可能存在主觀測量誤差等特征，該研究采用測量與分析整合為一的結(jié)構(gòu)方程模型方法。該方法可對難以直接觀測的潛變量進(jìn)行觀測和處理，還可估計(jì)測量過程中變量的測量誤差。測量模型為

X=∧Xξ+δ,

(1)

Y=∧Xη+ε。

(2)

式(1)～(2)中，2個測量模型依次反映的是外衍潛在變量(行為態(tài)度、主觀規(guī)范、關(guān)系網(wǎng)絡(luò))、內(nèi)衍潛在變量(治理行為)與其觀測變量(ξ、η)間的關(guān)系；∧X、∧Y分別為聯(lián)結(jié)X變量與ξ變量、Y變量與η變量的系數(shù)；δ和ε分別為X變量和Y變量的誤差。

結(jié)構(gòu)模型反映的是外衍潛在變量(行為態(tài)度、主觀規(guī)范、關(guān)系網(wǎng)絡(luò))和內(nèi)衍潛在變量(治理行為)的關(guān)系。模型方程為

η=Bη+Γξ+ζ。

(3)

式(3)中，B為η變量的回歸系數(shù)；Γ為ξ變量對變量η影響的回歸系數(shù)；ζ為η的誤差。

2.4 信度與效度分析

為確保研究結(jié)論的可信性和有效性，對量表進(jìn)行信度和效度檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。通過Cronbach的α值和組合信度檢驗(yàn)樣本數(shù)據(jù)的信度，問卷整體α值為0.795，治理行為、行為態(tài)度、主觀規(guī)范和關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的α值均在0.8以上，說明各項(xiàng)測量指標(biāo)的一致性良好。同時，各潛變量的組合信度值也都大于0.8，所有潛變量的抽取平方提煉方差值均高于評價標(biāo)準(zhǔn)0.5，說明模型具有良好的信度。此外，運(yùn)用SPSS 21.0軟件對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行因子分析，所得結(jié)果的KMO值為0.749，方差貢獻(xiàn)率為79.375%。綜合來看，模型數(shù)據(jù)適合進(jìn)行因子分析，表明模型具有較強(qiáng)的建構(gòu)效度[19]。

表3 信度與效度檢驗(yàn)分析結(jié)果Table 3 Reliability and validity test results of latent variable

3 實(shí)證結(jié)果與分析

3.1 模型適配度檢驗(yàn)及模型修正

模型估計(jì)所得擬合整體適配度檢驗(yàn)指標(biāo)見表4?？傮w看來，初步模型適配度尚可，模型與數(shù)據(jù)之間的擬合度可以接受，但X2/df和殘差均方根(RMR)未達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)，表明模型可進(jìn)一步優(yōu)化。根據(jù)模型路徑系數(shù)與修正指數(shù)，增加行為態(tài)度與主觀規(guī)范變量之間的殘差相關(guān)關(guān)系。修正后最終模型的X2/df和RMR分別由2.087、0.057減少為1.615、0.032，表明模型整體擬合狀況得到優(yōu)化。SEM各變量的回歸結(jié)果及模型路徑圖如圖2和表5所示，各變量間的影響效應(yīng)如表6所示。

表4 SEM整體適配度的評價指標(biāo)體系及擬合結(jié)果Table 4 Evaluation index system and fitness effects of Structural Equation Modeling

3.2 研究假設(shè)檢驗(yàn)

3.2.1行為態(tài)度對村民生活垃圾合作治理行為的影響

由表5所示的檢驗(yàn)結(jié)果可知，行為態(tài)度對村民生活垃圾合作治理行為的影響路徑在0.01水平通過了正向顯著性檢驗(yàn)。由表6可知，行為態(tài)度對治理行為的影響總效應(yīng)為0.332，強(qiáng)于主觀規(guī)范的影響效應(yīng)。

X2/df為卡方自由度比值；RMR為誤差均方根；RMSEA為近似誤差均方根；GFI為擬合優(yōu)度指數(shù)；AGFI為調(diào)整的擬合優(yōu)度指數(shù)；NFI為賦范擬合指數(shù)；RFI為相對擬合指數(shù)；CFI為比較擬合指數(shù)；PCFI為簡約比較擬合指數(shù)；PNFI為鑒于賦范擬合指數(shù)；AIC為赤池信息準(zhǔn)則；CAIC為一致性赤池信息準(zhǔn)則。AIC和CAIC的建議值為同時小于獨(dú)立模型值和飽和模型值。獨(dú)立模型AIC為110.0，CAIC為367.8；飽和模型AIC為1 273.8，CAIC為1 320.7。

進(jìn)一步觀察圖2所示的路徑圖發(fā)現(xiàn)，村民對其參與生活垃圾治理的必要性及功能認(rèn)知對行為態(tài)度的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.80和0.87，表明村民的生活垃圾治理態(tài)度主要來源于其對治理必要性及自身參與功能的心理認(rèn)知，對此加以引導(dǎo)將有助于提高村民合作治理的價值認(rèn)知。

3.2.2主觀規(guī)范對村民生活垃圾合作治理行為的影響

由表5所示的檢驗(yàn)結(jié)果可知，主觀規(guī)范對村民生活垃圾合作治理行為的影響路徑在0.05水平通過了正向顯著性檢驗(yàn)。由表6可知，主觀規(guī)范對治理行為的影響總效應(yīng)為0.142。與行為態(tài)度相比，主觀規(guī)范對治理行為的解釋力相對較弱。進(jìn)一步觀察圖2所示的路徑圖發(fā)現(xiàn)，主觀規(guī)范中村民參與感知和家人支持2個潛變量對其的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.94和0.74，表明相較于家人的意見，村民更關(guān)注其他村民的行為選擇，相似群體參照效應(yīng)影響其行為決策。鑒于此，可嘗試培育合作治理中的“積極分子”，并通過參照效應(yīng)引導(dǎo)村民提高參與水平。

3.2.3關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對村民生活垃圾合作治理行為的影響

由表5所示的檢驗(yàn)結(jié)果可知，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對村民生活垃圾治理行為的影響路徑在0.01水平通過了正向顯著性檢驗(yàn)，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對治理行為的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.255，表明關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對治理行為具有正向影響效應(yīng)。由表6可知，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)除對村民合作治理行為具有直接影響外，其還通過生態(tài)認(rèn)知對合作治理行為產(chǎn)生間接效應(yīng)，影響效應(yīng)為0.142。其中，通過行為態(tài)度和主觀規(guī)范產(chǎn)生的間接效應(yīng)分別為0.106和0.036，表明生態(tài)認(rèn)知對關(guān)系網(wǎng)絡(luò)-治理行為關(guān)系具有一定的中介效應(yīng)，且與主觀規(guī)范相比，行為態(tài)度的中介作用更強(qiáng)。進(jìn)一步觀察圖2所示測量模型的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中，人情支出、村民來往頻率、村干部來往頻率這3個觀察變量的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.85、0.80和0.76，說明人情支出水平與村民合作治理行為具有更緊密的同向共變關(guān)系，而與村干部的來往頻率對其合作治理行為的影響效應(yīng)相對較小。

表5 結(jié)構(gòu)方程模型回歸結(jié)果Table 5 Hypothesis test results of structural equation modeling (structural model)

表6 各變量間的影響效應(yīng)Table 6 Effects of farmers′ ecological cognition and relationship network on behavior of cooperative garbage management

3.2.4關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對村民行為態(tài)度的影響

由表5所示的檢驗(yàn)結(jié)果可知，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對行為態(tài)度的影響路徑在0.01水平通過了正向顯著性檢驗(yàn)。由表6可知，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對行為態(tài)度的影響總效應(yīng)為0.318，即關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對行為態(tài)度具有正向影響效應(yīng)。表明村民關(guān)系網(wǎng)絡(luò)水平越高，其關(guān)于生活垃圾治理的態(tài)度認(rèn)知越積極。這是因?yàn)殛P(guān)系網(wǎng)絡(luò)能在一定程度上傳導(dǎo)村民關(guān)于生活垃圾合作治理的理念，并將其逐步內(nèi)化為村民的基礎(chǔ)認(rèn)知和責(zé)任意識。

3.2.5關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對村民主觀規(guī)范的影響

由表5所示的檢驗(yàn)結(jié)果可知，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對主觀規(guī)范的影響路徑在0.01水平通過了正向顯著性檢驗(yàn)。由表6可知，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對主觀規(guī)范的影響總效應(yīng)為0.253，即關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對主觀規(guī)范具有正向影響效應(yīng)，但其對主觀規(guī)范的影響效應(yīng)較之行為態(tài)度稍弱。表明村民關(guān)系網(wǎng)絡(luò)水平越高，其主觀規(guī)范意識越強(qiáng)烈。這是因?yàn)檗r(nóng)村地區(qū)相對封閉，村民所處關(guān)系網(wǎng)絡(luò)是其主觀規(guī)范形成的重要載體，村民通過所在關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中相似和重要群體的信息資源共享、價值理念傳導(dǎo)或行為參照，逐步內(nèi)化形成主觀規(guī)范。

3.3 多群組的結(jié)構(gòu)方程檢驗(yàn)

當(dāng)前，關(guān)注環(huán)境行為的相關(guān)研究多將性別、年齡、受教育程度、收入等作為控制變量納入模型，結(jié)果顯示不同性別、年齡、受教育程度、收入水平的群體環(huán)境行為表現(xiàn)差異明顯[2,8,10-12]。聚焦村民環(huán)境行為的研究還顯示，不同村莊規(guī)模的村民群體也存在行為異質(zhì)性[14]。因此，探討不同群體的環(huán)境行為形成機(jī)理差異，對于制定相關(guān)政策具有現(xiàn)實(shí)意義。

以性別、年齡、受教育程度、收入和村莊規(guī)模作為調(diào)節(jié)變量，進(jìn)行多群組結(jié)構(gòu)方程分析，檢驗(yàn)相似模型在不同群組間的差異。通過對預(yù)設(shè)模型、協(xié)方差相等模型、方差相等模型、路徑系數(shù)相等模型和模型不變性5個模型的適配度進(jìn)行比較分析，最終選擇預(yù)設(shè)模型作為多群組分析模型。模型的GFI數(shù)值分別為0.943和0.912，高于0.90的標(biāo)準(zhǔn)值；CFI數(shù)值分別為0.923、0.954，高于0.95的理想值；RMSEA值為0.02和0.049，低于0.05的理想值。以上指標(biāo)說明，多群組分析模型可較好地匹配樣本數(shù)據(jù)，所得多群組分析結(jié)果見表7。

表7 多群組分析估計(jì)結(jié)果Table 7 Estimated results of the Multi-group analysis

表7顯示，從關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對行為態(tài)度的影響效果來分析，女性的影響較為顯著，而男性不顯著；受教育程度低的群體比受教育程度高的群體影響更顯著；低收入群體的影響顯著，而高收入群體不顯著。由此表明，對于男性、高收入村民和受教育程度高的群體，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對其行為態(tài)度的正向影響較不顯著。這類群體往往具有較強(qiáng)的自主意識和判斷能力，容易形成較為穩(wěn)定的行為態(tài)度，使得關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對其行為態(tài)度的影響作用較為有限。

從行為態(tài)度對治理行為的影響效果來分析，女性的影響比男性顯著，可能原因是由于“女主內(nèi)”的家庭分工模式，相對而言男性普遍較少直接從事生活垃圾治理活動。受教育程度較高的群體和高收入群體正向影響顯著，但低文化程度和低收入群體的影響不顯著。結(jié)合關(guān)系網(wǎng)絡(luò)-行為態(tài)度與行為態(tài)度-治理行為影響路徑可以發(fā)現(xiàn)，盡管對于受教育程度較低、低收入群體而言，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對行為態(tài)度具有顯著的正向影響，但這種正向影響效應(yīng)的延續(xù)和顯現(xiàn)并不明顯，表現(xiàn)為受教育程度較低、低收入群體雖然具有一定的態(tài)度認(rèn)知，但這種態(tài)度認(rèn)知并不一定能促使其付諸治理行動。

從關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對主觀規(guī)范的影響效果來分析，男性影響較為顯著，而女性不顯著；高年齡組的影響顯著，低年齡組不顯著；所處村莊規(guī)模較小的影響較為顯著，所處村莊規(guī)模較大的影響不顯著。分析原因，可能是因?yàn)樾∫?guī)模村莊更具有實(shí)現(xiàn)“公共池塘”有效治理的小集團(tuán)性質(zhì)，通過對集團(tuán)成員主觀規(guī)范的影響達(dá)成集體行動。而集團(tuán)成員中關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對男性影響更顯著的原因是“男主外”的傳統(tǒng)家庭分工，使得男性群體更加重視自身社交網(wǎng)中的輿論影響和社會規(guī)范。此外，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對低年齡組群體主觀規(guī)范的影響不顯著，原因是當(dāng)今互聯(lián)網(wǎng)時代下低年齡組獲取信息的渠道更為多樣，導(dǎo)致基于村莊地理范圍的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對其規(guī)范意識的形成約束性較弱。

從主觀規(guī)范對治理行為的影響效果來分析，女性的影響比男性更顯著；低年齡組的影響比高年齡組顯著；受教育程度較高村民的影響顯著，而受教育程度較低村民的影響不顯著。結(jié)合關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對主觀規(guī)范的影響路徑進(jìn)一步歸納發(fā)現(xiàn)，對于男性、低年齡組、受教育程度較高的村民，其關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對主觀規(guī)范的影響均不顯著，但主觀規(guī)范對治理行為的影響均較為顯著。對此，可能的解釋是，在農(nóng)村地區(qū)，男性、受教育程度較高和低年齡組群體往往相互交錯，即年輕群體往往具有較高的文化水平，文化水平較高的群體也多集中在男性村民，這類群體一般具有較豐富的社交網(wǎng)絡(luò)，村域內(nèi)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的“同群效應(yīng)”對其影響較為有限。

從關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對治理行為的影響效果來分析，男性的影響比女性更為顯著；高年齡組的影響比低年齡組更加顯著；高收入群體的影響顯著，而低收入群體的影響不顯著；村莊規(guī)模較小的影響顯著，規(guī)模較大的影響不顯著。由此說明，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對男性、高年齡組和高收入村民群體具有更強(qiáng)的潛在監(jiān)督與約束作用。村莊規(guī)模越小，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的影響效應(yīng)越顯著，原因是小規(guī)模村莊的村民所處社交網(wǎng)絡(luò)具有更強(qiáng)的同質(zhì)性，其所帶來的“同群效應(yīng)”更為明顯，村民會礙于“面子”或“群體壓力”而修正行為決策。

4 研究結(jié)論與政策啟示

4.1 研究結(jié)論

利用結(jié)構(gòu)方程模型，系統(tǒng)分析關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和生態(tài)認(rèn)知對村民參與村域生活垃圾合作治理行為的影響，并以村民的性別、年齡、受教育程度、收入和村莊規(guī)模作為調(diào)節(jié)變量，驗(yàn)證研究假設(shè)是否與不同群組匹配。所得主要結(jié)論如下：

(1)生態(tài)認(rèn)知對村民生活垃圾合作治理行為具有顯著正向影響；關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對村民合作治理行為不僅具有直接顯著正向影響，而且通過生態(tài)認(rèn)知對治理行為具有顯著正向的間接影響。

(2)對村民生活垃圾合作治理行為影響效應(yīng)最大的是關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，其次是行為態(tài)度，最小的是主觀規(guī)范；關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對行為態(tài)度的影響效應(yīng)大于其對主觀規(guī)范的影響；生態(tài)認(rèn)知在關(guān)系網(wǎng)絡(luò)與治理行為關(guān)系間的整體中介效應(yīng)一般，且相比而言，行為態(tài)度的中介作用略強(qiáng)于主觀規(guī)范。

(3)多群組分析結(jié)果表明，以性別為調(diào)節(jié)變量時，男性的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對其生態(tài)認(rèn)知和治理行為的影響更顯著，但較于女性村民，其生態(tài)認(rèn)知對治理行為的影響更不顯著。不同性別村民群體的治理行為形成機(jī)理存在一定差異，男性治理行為形成的高效路徑為關(guān)系網(wǎng)絡(luò)—主觀規(guī)范—治理行為，女性則為關(guān)系網(wǎng)絡(luò)—行為態(tài)度—治理行為。利用關(guān)系網(wǎng)絡(luò)提升女性村民對于治理行為的態(tài)度認(rèn)知和強(qiáng)化輿論效應(yīng)、同群效應(yīng)對男性村民的約束和引導(dǎo)作用對于優(yōu)化合作治理行為非常關(guān)鍵。以年齡為調(diào)節(jié)變量時，年輕群體的村域關(guān)系網(wǎng)絡(luò)未對其生態(tài)認(rèn)知和治理行為有顯著影響效應(yīng)，治理行為動機(jī)來源于內(nèi)化的態(tài)度認(rèn)知和主觀規(guī)范；對于年老群體而言，雖然關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對生態(tài)認(rèn)知的形成具有顯著影響，但也許受限于行為能力，生態(tài)認(rèn)知卻未能較好地轉(zhuǎn)化為治理行為。受教育程度和收入為調(diào)節(jié)變量的檢驗(yàn)結(jié)果揭示，受教育程度較低和低收入群體的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)能促使其提高對合作治理行為的正確認(rèn)知，但相比受教育程度較高和高收入群體，這種認(rèn)知較難轉(zhuǎn)化為治理行為。提高受教育程度和收入水平能有效促進(jìn)生態(tài)認(rèn)知轉(zhuǎn)化為實(shí)際的治理行為。以村莊規(guī)模為調(diào)節(jié)變量的分析結(jié)果顯示，較小規(guī)模村莊的村民關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對生態(tài)認(rèn)知和治理行為具有顯著正向影響。

4.2 政策啟示

(1)創(chuàng)新農(nóng)村人居環(huán)境整治宣傳教育措施，提升并內(nèi)化村民的生態(tài)認(rèn)知。政府部門應(yīng)基于條幅、廣播、口頭告知等傳統(tǒng)宣傳方式，探索創(chuàng)新農(nóng)村人居環(huán)境整治宣傳措施，實(shí)現(xiàn)潛移默化地提升村民對治理工作重要性以及“誰污染誰治理”等生態(tài)認(rèn)知?？山Y(jié)合傳統(tǒng)鄉(xiāng)風(fēng)文明建設(shè)為村民提供形式活潑的生活垃圾治理主題文化活動，將宣傳教育與鄉(xiāng)風(fēng)民風(fēng)建設(shè)相融合，提高村民對宣教內(nèi)容的接受程度，使其真正意識到治理效益和自我參與價值，樹立正確的生態(tài)理念，并將生態(tài)理念內(nèi)化于心，外化于行，使得合作治理行為不再是注重“面子”的理性行為決策，而是源自“里子”的潛意識自覺行為。

(2)加大力度培育和發(fā)展非正式組織，充分發(fā)揮關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的引導(dǎo)約束作用。政府部門應(yīng)加大力度鼓勵和支持非正式組織的培育和發(fā)展[16]，加強(qiáng)村民之間的網(wǎng)絡(luò)聯(lián)系和信任水平，促進(jìn)知識和信息在不同群體之間的共享，并注重發(fā)揮合作治理事務(wù)中“積極分子”的示范帶頭作用，強(qiáng)化“同群效應(yīng)”的正面影響。與此同時，以各類非正式組織為載體，通過某些約定俗成的規(guī)范和慣例對網(wǎng)絡(luò)內(nèi)村民形成無形的監(jiān)督和約束，以降低村民參與生活垃圾合作治理集體行動的搭便車心理，促成集體行動的實(shí)現(xiàn)。此外，還可借助非正式組織宣傳生態(tài)文明建設(shè)思想、鄉(xiāng)村人居環(huán)境整治和生活垃圾治理的益處，糾正村民對農(nóng)村環(huán)境治理的認(rèn)知偏差。

(3)完善村民參與與表達(dá)機(jī)制，提高村民參與積極性和能力。政府部門應(yīng)完善村民參與村域環(huán)境治理的機(jī)制建設(shè)，樹立村民權(quán)利主體意識，提高參與意識和參與能力。公共事務(wù)有效治理之道在于將個體利益和集體利益最大程度地融合，以調(diào)動“理性人”個體的參與積極性和主動性，因而，充分的利益表達(dá)和有效的利益實(shí)現(xiàn)是提升村民參與水平的基礎(chǔ)。由此，不斷完善利益表達(dá)渠道，制定“自下而上”和“自上而下”相結(jié)合的決策制度成為村民參與機(jī)制建設(shè)的首要任務(wù)。再者，面對村民參與能力不高的困境，應(yīng)注重加強(qiáng)對村民參與能力的培育，從思想根源上啟發(fā)村民積極主動參與生活垃圾治理，并在日常治理事務(wù)中，讓村民自己主動出主意、想辦法，行使民主權(quán)利[17]，并通過宣傳、示范、獎勵等方式，加大村民參與的資源投入，保證村民參與的物質(zhì)基礎(chǔ)。