高校親環(huán)境行為的影響因素研究
——基于大學(xué)生垃圾分類意愿視角

李蘇婉，楊加猛 ，仇夢嫄，董戰(zhàn)峰

（1.南京林業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇南京 210037；2.生態(tài)環(huán)境部環(huán)境規(guī)劃院，北京 100012）

引言

2021 年全國兩會提出，要深入貫徹創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享的新發(fā)展理念。其中，綠色發(fā)展的基礎(chǔ)是生態(tài)環(huán)境，而公眾親環(huán)境行為的培育是實(shí)現(xiàn)生態(tài)環(huán)境治理中社會有效響應(yīng)的前提。親環(huán)境行為一般被稱為環(huán)保行為或環(huán)境友好行為，是人們以保護(hù)環(huán)境或者阻止環(huán)境惡化為行為意圖所表現(xiàn)出的人為活動[1]，包括個體參加環(huán)保組織、支持或接受公共政策等公領(lǐng)域親環(huán)境行為[2]和綠色消費(fèi)、分類回收、綠色出行等私領(lǐng)域親環(huán)境行為[3]。垃圾分類是一種私領(lǐng)域的親環(huán)境行為，通過回收利用大量有用資源，使垃圾運(yùn)輸和處理成本顯著降低，有利于垃圾的綜合治理。目前，我國約有2/3 的城市陷入“垃圾圍城”的困境[4]，這不僅影響城市的景觀，也對城鎮(zhèn)居民的身體健康造成危害。為此，我國先后在北京、上海、廣州、深圳和南京等8 座城市實(shí)施了垃圾分類的試點(diǎn)工作，但是由于生活垃圾管理落后，可回收垃圾和不可回收垃圾劃分的界限不明等原因[5]，導(dǎo)致后續(xù)的垃圾收集、運(yùn)輸和處理困難，城市生活垃圾問題尚未得到有效解決。《南京市生活垃圾管理條例》于2020 年11 月正式實(shí)施，標(biāo)志著南京的城市生活垃圾分類進(jìn)入“強(qiáng)制”時代。作為國內(nèi)高等教育最為發(fā)達(dá)的城市之一，南京市2019 年在校大學(xué)生（含研究生和本?？粕┻_(dá)87.79萬人，占南京市常住人口的10.33%[6]，大學(xué)生日常生活產(chǎn)生的垃圾已成為城市生活垃圾的重要組成部分[7]。

計劃行為理論（Theory of Planned Behavior,TPB）作為傳統(tǒng)的親環(huán)境理論之一，在心理學(xué)、社會學(xué)和管理學(xué)等各種領(lǐng)域被廣泛驗(yàn)證，是研究居民垃圾分類行為的經(jīng)典理論。事實(shí)上，認(rèn)知是行為的基礎(chǔ)，公眾的親環(huán)境意愿決定了其親環(huán)境行為。因此，垃圾分類工作需從“事后治理”模式轉(zhuǎn)變?yōu)椤扒岸斯芾怼蹦Ｊ絒4]。關(guān)于垃圾分類意愿的影響因素，主要涉及三個方面：一是心理因素，包括認(rèn)知因素和情感因素[8]，如環(huán)境認(rèn)知[9]、行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制[10]、生態(tài)情感[11]、環(huán)境關(guān)心[12]、環(huán)境價值觀[13]等；二是外部情景因素，如城市空間媒體[14]、經(jīng)濟(jì)激勵政策[15]、垃圾分類設(shè)施與服務(wù)體系[16]等；三是人口學(xué)因素，如性別、年齡、受教育程度、是否為黨員或村干部[9]、家庭人口數(shù)[12]等。但是對于各種人口學(xué)因素對垃圾分類意愿的影響程度，學(xué)者們未達(dá)成共識[17]。從已有研究來看，學(xué)者們針對垃圾分類意愿及影響因素的研究多以城市居民和農(nóng)戶為對象，針對大學(xué)生群體的研究較少，而且此類研究中對計劃行為理論的使用較為普遍，但鮮有對前因變量的探討。同時，計劃行為理論在個體行為預(yù)測方面解釋不足，需要加入其他潛變量增強(qiáng)其預(yù)測效果[18]。為此，本文將計劃行為理論與“知—信—行”模式相結(jié)合，引入環(huán)境認(rèn)知等前因變量，建立大學(xué)生垃圾分類意愿機(jī)理模型，以南京市大學(xué)生為研究對象，運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型，探討影響大學(xué)生垃圾分類意愿的因素及重要程度，以及性別、設(shè)施與服務(wù)體系等存在的差異性影響，為促進(jìn)大學(xué)生群體的親環(huán)境行為，推動垃圾分類在高校的實(shí)施提供信息參考。

1 研究設(shè)計與研究方法

1.1 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

根據(jù)計劃行為理論，人的行為是由行為意愿決定的，而行為意愿受行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制的共同影響[19]。其中，行為態(tài)度是指個人對是否實(shí)施某種行為所產(chǎn)生的積極或者消極的想法，主觀規(guī)范是指個人對是否實(shí)施某種行為時所感受到的社會壓力，知覺行為控制是指個體對實(shí)施某種行為難易程度的感知。

（1）大學(xué)生環(huán)境認(rèn)知對其行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制的影響。行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制的產(chǎn)生都來源于行為主體對所執(zhí)行行為的信念感知。本文中的環(huán)境認(rèn)知是指大學(xué)生對學(xué)校環(huán)境信息的獲得和理解，包括大學(xué)生對學(xué)校環(huán)境、個體與學(xué)校環(huán)境之間的關(guān)系、學(xué)校環(huán)境保護(hù)情況這三個方面的認(rèn)知[20]?！爸拧小蹦Ｊ秸J(rèn)為，個體行為的改變是一個動態(tài)的過程，在個體掌握了知識的基礎(chǔ)上對知識進(jìn)行積極的思考進(jìn)而上升為信念最終才有可能去影響行為[21]。據(jù)此，本文假設(shè)：

H1：大學(xué)生的環(huán)境認(rèn)知對其行為態(tài)度有顯著的正向影響。

H2：大學(xué)生的環(huán)境認(rèn)知對其主觀規(guī)范有顯著的正向影響。

H3：大學(xué)生的環(huán)境認(rèn)知對其知覺行為控制有顯著的正向影響。

（2）大學(xué)生行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制與其垃圾分類意愿。垃圾分類意愿是指大學(xué)生是否愿意對日常生活中產(chǎn)生的垃圾進(jìn)行分類。就大學(xué)生對垃圾分類持有的態(tài)度而言，當(dāng)態(tài)度為積極時，表明其愿意實(shí)施垃圾分類，反之則為不愿意。主觀規(guī)范上，大學(xué)生在決定是否實(shí)施垃圾分類時，其周圍的親友、同學(xué)和學(xué)校對實(shí)施垃圾分類越支持，其垃圾分類意愿會越強(qiáng)烈。知覺行為控制上，表現(xiàn)為大學(xué)生感知自己在時間、精力等方面參與垃圾分類的容易或困難的程度。據(jù)此，本文假設(shè)：

H4：大學(xué)生的行為態(tài)度對其垃圾分類意愿有顯著的正向影響。

H5：大學(xué)生的主觀規(guī)范對其垃圾分類意愿有顯著的正向影響。

H6：大學(xué)生的知覺行為控制對其垃圾分類意愿有顯著的正向影響。

（3）性別的群組差異。學(xué)者們普遍認(rèn)為，造成個體參與垃圾分類差異的重要原因是人口特征差異，比如性別、年齡和受教育程度[9]等?？紤]到大學(xué)生群體的年齡差異不明顯，教育水平也基本一致，因此本文對年齡與受教育程度的差異不做探討，但考慮到女性相比男性可能更傾向于實(shí)施垃圾分類[22]，故而作出以下假設(shè)：

H7：性別在垃圾分類意愿的理論模型中具有顯著差異。

（4）設(shè)施與服務(wù)體系的群組差異。有學(xué)者認(rèn)為，計劃行為理論在個體行為預(yù)測方面解釋度不足是因?yàn)楹鲆暳饲榫耙蛩兀缋诸愒O(shè)施與服務(wù)體系[16]。在不同的垃圾分類場所，是否有足夠的垃圾分類桶等設(shè)施、分類后的垃圾是否及時清運(yùn)等方面存在的差異，可能對大學(xué)生的垃圾分類意愿產(chǎn)生影響。據(jù)此，本文假設(shè)：

H8：不同的設(shè)施與服務(wù)體系在垃圾分類意愿的理論模型中具有顯著差異。

綜上，本文在計劃行為理論與“知—信—行”模式的基礎(chǔ)上，引入環(huán)境認(rèn)知變量（圖1），一定程度上彌補(bǔ)了計劃行為理論缺少前因變量的不足，也使理論模型更加貼近大學(xué)生垃圾分類意愿的影響機(jī)理，從而為高校通過提升大學(xué)生的環(huán)境認(rèn)知水平繼而提高其垃圾分類意愿提供了理論依據(jù)。

圖1 大學(xué)生垃圾分類意愿的影響機(jī)理模型

1.2 問卷設(shè)計與數(shù)據(jù)收集

1.2.1 問卷設(shè)計

本文采用問卷調(diào)查法搜集數(shù)據(jù)，共設(shè)計27 個題項。問卷包含三個部分：第一部分是影響大學(xué)生垃圾分類意愿的6 個核心變量，包括18 個題項。其中，環(huán)境認(rèn)知、行為態(tài)度、主觀規(guī)范、設(shè)施與服務(wù)體系依次參考了郭清卉等[20]、溫光耀等[23]、盧志堅等[24]和廖茂林[25]設(shè)計的量表；知覺行為控制和垃圾分類意愿借鑒了石世英等[26]的研究，并根據(jù)樣本區(qū)域大學(xué)生的實(shí)際生活情景進(jìn)行了修正。量表均采用李克特五級量表，由低到高表示從“非常不認(rèn)同”到“非常認(rèn)同”的變化。第二部分是垃圾分類實(shí)施現(xiàn)狀調(diào)查，包括3 個題項，旨在分析大學(xué)生對垃圾分類的了解程度，以及促進(jìn)和阻礙其垃圾分類行為的原因。第三部分是人口統(tǒng)計學(xué)信息，包括被調(diào)查者的性別、民族、籍貫、年齡、學(xué)歷和專業(yè)等6 個題項。

1.2.2 數(shù)據(jù)收集

2021 年5 月11—18 日，本文研究組前往南京市仙林大學(xué)城進(jìn)行實(shí)地調(diào)研。繼北京、上海之后，南京被稱為“國內(nèi)高校第三城”，其中仙林大學(xué)城位于南京市棲霞區(qū)中部，截至2018 年底，其高等教育總資源約占江蘇省的15%，是江蘇省乃至中國重要的高等教育集聚區(qū)之一。調(diào)查采用分層隨機(jī)抽樣方法，選取大學(xué)城中5 所高校：南京信息職業(yè)技術(shù)學(xué)院、南京森林警察學(xué)院、南京財經(jīng)大學(xué)、南京師范大學(xué)和南京大學(xué)，5 所樣本高校均在校園內(nèi)人流量較多的區(qū)域張貼了垃圾分類宣傳語，并在宿舍區(qū)和教學(xué)區(qū)配備了垃圾分類桶，但在垃圾桶類型和數(shù)量上存在一定差別。例如，南京大學(xué)、南京森林警察學(xué)院和南京信息職業(yè)技術(shù)學(xué)院配備了4 種不同類型的垃圾分類桶，而南京師范大學(xué)和南京財經(jīng)大學(xué)僅配備了兩種基本的垃圾分類桶（表1）。調(diào)查發(fā)現(xiàn)，5 所高校普遍缺乏實(shí)施垃圾分類的相關(guān)規(guī)章制度及相應(yīng)的監(jiān)督管理，線下也較少開展講座、課外實(shí)踐和主題宣傳等相關(guān)教育活動。線下問卷調(diào)查共發(fā)放問卷1188 份，剔除無效問卷后回收有效問卷872 份，問卷有效率為73.40%。樣本的性別構(gòu)成中（表2），女生（53.21%）稍高于男生（46.79%）；專業(yè)構(gòu)成中，文科類（56.08%）略高于理工科類（43.92%）。

表1 調(diào)研樣本高校分布

表2 樣本的描述性統(tǒng)計

1.3 研究方法

本文的解釋變量（環(huán)境認(rèn)知、行為態(tài)度等）和被解釋變量（垃圾分類意愿）均包括多個指標(biāo)。傳統(tǒng)的統(tǒng)計方法如多元回歸分析、Probit 模型、Logistic 模型等，無法處理好潛變量及其指標(biāo)。為此，本文采用結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行實(shí)證分析，不僅能克服上述不足，還能解釋各個潛變量之間的路徑關(guān)系，并且允許被解釋變量和解釋變量含有測量誤差。該模型分為測量方程和結(jié)構(gòu)方程兩部分：

公式（1）為測量方程，描述潛變量與其顯變量之間的關(guān)系。其中X是外生潛變量ξ的顯變量；Y是內(nèi)生潛變量η的顯變量；Λx和Λy分別表示顯變量在對應(yīng)潛變量上的負(fù)荷矩陣；δ和ε分別表示外生顯變量和內(nèi)生顯變量的誤差項。公式（2）為結(jié)構(gòu)方程，描述潛變量之間的關(guān)系。其中，B表示內(nèi)生潛變量之間的相互關(guān)系；Γ表示外生潛變量對內(nèi)生潛變量的影響；ζ是結(jié)構(gòu)方程的殘差項。

2 結(jié)果與分析

2.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

本文采用Harman 單因子檢驗(yàn)法檢驗(yàn)潛在的共同方法偏差，將參與假設(shè)檢驗(yàn)的全部題項進(jìn)行探索性因子分析（EFA）。結(jié)果表明，未旋轉(zhuǎn)前該量表的第一個因子方差解釋率為45.851%（小于50%）[27]，故本文不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

2.2 量表的信效度檢驗(yàn)

運(yùn)用SPSS26.0 的可靠性分析，對問卷量表中潛變量的信度進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)所有變量的Cronbach’s Alpha 均在0.7 以上（表3），說明問卷整體信度較好，數(shù)據(jù)可靠。運(yùn)用SPSS26.0 的探索性因子分析進(jìn)行結(jié)構(gòu)效度驗(yàn)證：樣本數(shù)據(jù)的KMO 值為0.930，Bartlett 球形檢驗(yàn)P值為0.000（小于0.001），表明本文的數(shù)據(jù)適合做因子分析；采用正交旋轉(zhuǎn)的主成分分析方法，提取出6 個主因子（表4），說明該問卷具有較好的結(jié)構(gòu)效度。各觀測變量的因子載荷均在0.5 以上，組合信度（CR）均在0.7 以上，表明每個觀測變量很好地反映了其對應(yīng)每一個潛變量。除主觀規(guī)范的平均方差抽取量接近0.5 之外，其余5 個潛變量的平均方差抽取量均大于0.5，說明該問卷具有良好的收斂效度。

表3 量表的信效度檢驗(yàn)

表4 正交旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣

2.3 結(jié)構(gòu)方程模型的適配度檢驗(yàn)

本文根據(jù)絕對適配度指數(shù)、相對適配度指數(shù)、簡約適配度指數(shù)，選取12 個指標(biāo)評價模型的適配度。運(yùn)用AMOS24.0 對原始結(jié)構(gòu)方程模型的適配度進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)合擬合結(jié)果對模型修正指數(shù)（Modification Indices，MI）進(jìn)行調(diào)整，發(fā)現(xiàn)主觀規(guī)范的殘差項與知覺行為控制的殘差項之間的MI 值最高（77.776）。對模型再次進(jìn)行檢驗(yàn)，顯示其卡方自由度比（χ2/df）為5.711（＞5），因此繼續(xù)運(yùn)用MI 進(jìn)行調(diào)整，發(fā)現(xiàn)指標(biāo)SN1 的殘差項與行為態(tài)度的殘差項之間的MI 值最高（66.412）?，F(xiàn)實(shí)中，周圍親友的支持和帶動，對大學(xué)生的垃圾分類態(tài)度和習(xí)慣養(yǎng)成具有促進(jìn)作用。因此，綜合模型分析結(jié)果和現(xiàn)實(shí)情況，增加這兩條殘差變量之間的相關(guān)路徑，調(diào)整后的卡方自由度比（χ2/df）為4.858（＜5），均方根殘差（RMR）為0.028（＜0.05）；近似誤差均方根（RMSEA）為0.067（＜0.08）；擬合優(yōu)度指數(shù)（GFI）為0.940，調(diào)整后的擬合優(yōu)度指數(shù)（AGFI）為0.912，規(guī)范擬合指數(shù)（NFI）為0.941，均大于理想值0.9，且其余擬合指標(biāo)也均達(dá)到理想值（表5），模型總體擬合度較好[27]，結(jié)果可接受。

表5 模型的適配度檢驗(yàn)

2.4 結(jié)構(gòu)方程模型的路徑檢驗(yàn)

選取最大似然估計法對影響路徑進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示：環(huán)境認(rèn)知對行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制影響的路徑系數(shù)分別為0.824、0.732 和0.645，且在p＜0.001 水平上顯著，假設(shè)H1、H2 和H3 均成立；行為態(tài)度、知覺行為控制對垃圾分類意愿影響的路徑系數(shù)為0.343 和0.504，并在p＜0.001 水平上顯著，假設(shè)H4 和H6 成立；主觀規(guī)范對垃圾分類意愿沒有顯著影響，假設(shè)H5 不成立，見表6。

表6 路徑系數(shù)檢驗(yàn)

2.5 差異性檢驗(yàn)

參考高校綜合實(shí)力將調(diào)研高校分為三種類型：高職院校（南京信息職業(yè)技術(shù)學(xué)院）、一般院校（南京森林警察學(xué)院和南京財經(jīng)大學(xué)）和重點(diǎn)高校（南京師范大學(xué)和南京大學(xué)）。采用單因素方差分析法（ANOVA 分析法）比較高職院校（269 份）、一般院校（264 份）和重點(diǎn)高校（339 份）在各個潛變量上的差異。分析結(jié)果表明不同類型的高校在6 個潛變量上均存在顯著差異（p＜0.001）。之后運(yùn)用多重比較檢驗(yàn)（LSD 方法）對不同類型高校的垃圾分類意愿進(jìn)行對比發(fā)現(xiàn)，高職院校學(xué)生的垃圾分類意愿水平＞一般高校學(xué)生的垃圾分類意愿水平＞重點(diǎn)高校學(xué)生的垃圾分類意愿水平（表7）。

表7 不同類型高校在各個潛變量上的單因素方差分析

2.6 多群組分析

2.6.1 性別

首先，進(jìn)行測量模型的恒等性檢驗(yàn)。將872 份樣本數(shù)據(jù)按性別分為男生組（408 份）和女生組（464份），運(yùn)用多群組驗(yàn)證性因素分析（CFA）檢驗(yàn)該模型是否可以運(yùn)用在具有相同特性的不同群體[28]。將有參數(shù)限制的模型的限制條件設(shè)定為因子負(fù)荷量相等，分析無參數(shù)限制模型和有參數(shù)模型的差異性，結(jié)果顯示：非限制性模型（χ2/df=3.021，RMSEA=0.048，CFI=0.951，NFI=0.929，IFI=0.951）與限制性模型（χ2/df=2.933，RMSEA=0047，CFI=0.950，NFI=0.927，

IFI=0.951）的擬合度較好，且兩個模型之間的卡方差異量沒有達(dá)到顯著性水平[?χ2(10)=14.875，p=0.137 ＞0.05]，說明模型整體未有顯著差異，測量模型具有不變性，適用于男女生群體中。

其次，進(jìn)行結(jié)構(gòu)模型的恒等性檢驗(yàn)。通過限制結(jié)構(gòu)模型的路徑系數(shù)使該模型成為嵌套模型，并與基準(zhǔn)模型進(jìn)行比較，檢驗(yàn)兩個模型之間卡方值的差異量。結(jié)果顯示：基準(zhǔn)模型（χ2/df=3.021，RMSEA=0.048，CFI=0.951，NFI=0.929，IFI=0.950）與嵌套模型（χ2/df=3.048，RMSEA=0.049，CFI=0.941，NFI=0.915，IFI=0.941）的擬合度較好，兩個模型之間的卡方差異值達(dá)到了顯著性水平[?χ2(31)=98.913，P=0.000＜0.05）]，說明男生組和女生組在該模型結(jié)構(gòu)路徑上存在顯著的差異。進(jìn)一步，利用AMOS24.0 輸出中的“Critical ratios for differences”進(jìn)行事后檢定，結(jié)果表明：“知覺行為控制→垃圾分類意愿”和“主觀規(guī)范→垃圾分類意愿”的路徑系數(shù)差異值臨界比大于1.96（表8），說明男、女生在這兩條路徑上存在顯著差異，假設(shè)H7 成立。進(jìn)一步對比路徑系數(shù)發(fā)現(xiàn)，男生組主觀規(guī)范對垃圾分類意愿的影響作用顯著低于女生組（β男生組=-1.780，β女生組=0.249）；而男生組知覺行為控制對垃圾分類意愿的影響作用顯著高于女生組（β男生組=0.801，β女生組=0.329），見表9。

表8 性別的事后檢定

表9 性別的多群組分析

2.6.2 設(shè)施與服務(wù)體系

首先將樣本進(jìn)行分類處理，將每一個樣本在“垃圾分類設(shè)施與服務(wù)體系”變量上各項得分進(jìn)行加總，作為該樣本在此變量上的取值。將取值按從小到大進(jìn)行排序，前25% 的樣本為設(shè)施與服務(wù)體系先進(jìn)組（218份），后25%的樣本為設(shè)施與服務(wù)體系落后組（218）份[25]；其次基于CFA 檢驗(yàn)該模型是否可以運(yùn)用在具有相同特性的不同群體。將有參數(shù)限制的模型的限制條件設(shè)定為因子負(fù)荷量相等，分析無參數(shù)限制模型和有參數(shù)模型的差異性。結(jié)果顯示兩個模型的卡方差異量達(dá)到顯著性水平[（?χ2(10)=47.927，p=0.000 ＜0.05）]，說明測量模型不具有不變性，不適用于設(shè)施先進(jìn)與設(shè)施落后兩個群體中，因此H8 不成立，即設(shè)施與服務(wù)體系對大學(xué)生垃圾分類意愿的影響不存在顯著差異?？赡艿脑蚴悄壳鞍咐貐^(qū)高校的垃圾分類設(shè)施與服務(wù)體系基本上大同小異，例如，各樣本高校大都是僅在教學(xué)樓、圖書館等公共場所放置了兩種或四種基本的垃圾分類桶，相關(guān)的配套服務(wù)尚不完善，普遍存在垃圾分類設(shè)施數(shù)量不充足、終端的分類收運(yùn)體系不完善、分類效率不高等問題。

3 結(jié)論與建議

通過對南京仙林大學(xué)城高校大學(xué)生的實(shí)證研究，得出以下結(jié)論：

（1）大學(xué)生的垃圾分類意愿受到環(huán)境認(rèn)知、行為態(tài)度和知覺行為控制這3 個變量的共同影響，其中環(huán)境認(rèn)知會通過行為態(tài)度、知覺行為控制形成一個傳導(dǎo)機(jī)制，間接影響其垃圾分類意愿。而大學(xué)生的環(huán)境認(rèn)知程度目前還有較大提升空間，參與垃圾分類的意愿較低，整體呈現(xiàn)出“知行皆難”的特征。

（2）大學(xué)生的行為態(tài)度、知覺行為控制對其垃圾分類意愿有顯著的正向影響，其中影響最大的是知覺行為控制，其次是行為態(tài)度。大學(xué)生的主觀規(guī)范對其垃圾分類意愿的影響不顯著，但是以性別進(jìn)行劃分發(fā)現(xiàn)，女生的主觀規(guī)范對其垃圾分類意愿有顯著影響，而男生的主觀規(guī)范對其垃圾分類意愿無顯著影響。

（3）不同類型的高校在6 個潛變量上均存在顯著差異，其中高職院校學(xué)生的垃圾分類意愿水平＞一般院校學(xué)生的垃圾分類意愿水平＞重點(diǎn)高校的垃圾分類意愿水平。經(jīng)過進(jìn)一步的非結(jié)構(gòu)化訪談，發(fā)現(xiàn)主要原因在于多數(shù)學(xué)生認(rèn)為后續(xù)的垃圾分類處理并未很好實(shí)行垃圾分類的政策，這在一定程度上破壞了他們垃圾分類的勞動成果，因此降低了他們垃圾分類的意愿。

（4）性別對于大學(xué)生的垃圾分類意愿具有調(diào)節(jié)作用。其中，女生更容易受到主觀規(guī)范的影響，而男生更容易受到知覺行為控制的影響。設(shè)施與服務(wù)體系在各影響因素與大學(xué)生垃圾分類意愿的關(guān)系上沒有顯著差異。

據(jù)此，為提高大學(xué)生垃圾分類意愿，培育其親環(huán)境行為，本文提出以下建議：

（1）高校及全社會的垃圾分類工作是一項長期且復(fù)雜的系統(tǒng)工程，需要在公眾親環(huán)境意識的培育上加大力度。高校應(yīng)貼近當(dāng)代大學(xué)生的特點(diǎn)，采取該群體接受度高的線上線下融合方式，線上渠道可以通過微博、微信、抖音等社交軟件，普及有關(guān)垃圾分類的相關(guān)知識；線下渠道應(yīng)加強(qiáng)開展相關(guān)講座、課程、課外實(shí)踐和主題宣傳等生態(tài)文明教育活動，培養(yǎng)大學(xué)生對環(huán)境保護(hù)的責(zé)任感和認(rèn)知力，增強(qiáng)其行為態(tài)度與知覺行為控制能力，促進(jìn)垃圾分類習(xí)慣的形成。

（2）針對大學(xué)生群體中男生和女生的差異，建議采取更為精準(zhǔn)化的親環(huán)境行為培育措施。例如，對女生而言，充分利用高校的多渠道網(wǎng)絡(luò)，通過環(huán)境意識較高的同學(xué)、親朋好友及社會人士的引領(lǐng)示范，強(qiáng)化垃圾分類的效能感，增強(qiáng)其參與垃圾分類的主觀規(guī)范；對男生而言，應(yīng)優(yōu)先提高其感知垃圾分類的行為控制能力，通過開展垃圾分類活動提高其垃圾識別的準(zhǔn)確性和投放率，督促其實(shí)施生活垃圾分類。

（3）隨著大學(xué)生群體親環(huán)境意識的不斷提升，以及全社會垃圾分類工作的有序推進(jìn)，垃圾分類的設(shè)施與服務(wù)體系也應(yīng)加快完善，以提升垃圾分類工作的配套能力，更好地發(fā)揮硬環(huán)境對軟意識的引導(dǎo)帶動效應(yīng)。對于高校而言，建議合理布置校園內(nèi)垃圾分類桶的位置和數(shù)量，在條件成熟時逐步實(shí)行撤桶并點(diǎn)加督導(dǎo)員值班制度，定期檢查垃圾分類桶上的標(biāo)識是否清晰等。同時健全相關(guān)管理制度，完善后勤部門職責(zé)分工，加快提高后續(xù)全過程分類收運(yùn)的效率，防止多種垃圾混雜破壞學(xué)生垃圾分類成果，以提升大學(xué)生進(jìn)行垃圾分類的前置意愿。