新疆W縣村民參與塑料污染源頭減量化治理意愿研究*

萬 翼，菊春燕，李 莉，魏 鵬

（新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)公共管理學(xué)院（法學(xué)院），烏魯木齊 830052）

0 引言

塑料作為一種重要的基礎(chǔ)材料而被廣泛運(yùn)用于人們生產(chǎn)生活之中。隨著我國社會、經(jīng)濟(jì)和科技的迅猛發(fā)展和城鄉(xiāng)一體化進(jìn)程不斷深化，村民的生活質(zhì)量不斷提高，對生活品質(zhì)的要求也顯著提高，繼而越來越多的塑料制品進(jìn)入市場[1,2]。由于不規(guī)范的生產(chǎn)、使用和處理方式在造成資源浪費(fèi)的同時會污染環(huán)境形成塑料污染，更甚會威脅村民的健康安全[3]。當(dāng)前我國塑料垃圾在生活垃圾總量占比中僅次于廚余垃圾，并持迅速增長之勢[4]。對于農(nóng)村而言，農(nóng)用塑料薄膜則是亟待解決地塑料污染之一。從歷年來的統(tǒng)計年鑒來看，該縣的主要產(chǎn)業(yè)為旅游業(yè)且第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值大于第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之和，但其農(nóng)用塑料薄膜的使用量卻從2000年的960 t急劇增長到2018年的8 785t，在近20年的時間內(nèi)增長近9倍，平均使用量每年增長近50%[5]。然而隨著經(jīng)濟(jì)社會的發(fā)展和人均收入的不斷增長，村民的消費(fèi)水平不斷提高，對塑料制品的消費(fèi)量也隨之不斷增加，有研究發(fā)現(xiàn)在2019年W縣的生活塑料垃圾在生活垃圾中的占比已達(dá)到16.6%[6]。鑒于我國塑料污染治理形勢的嚴(yán)峻性，國家在2020年頻頻制定實施塑料污染治理相關(guān)政策和法規(guī)，要求持續(xù)改善環(huán)境質(zhì)量，加強(qiáng)塑料污染治理，推行塑料廢棄物減量化、無害化，以確保資源化利用的最大化。因此，塑料廢棄物源頭減量不僅可以提高塑料廢棄物的循環(huán)利用率也可以降低塑料垃圾對環(huán)境的污染，是治理塑料污染的有效途徑。

現(xiàn)有相關(guān)研究均表明，村民在人居環(huán)境整治各個環(huán)節(jié)中均起到不可忽視的作用，而塑料污染治理則是其中的關(guān)鍵部分[7,8]。村民參與塑料污染源頭減量化治理，即指村民盡量避免購買一次性塑料制品、重復(fù)多次使用塑料制品以及村民對廢棄塑料制品循環(huán)回收再利用等。村民作為塑料污染源頭減量化治理的具體實施者，只有了解清楚制約村民參與源頭減塑意愿的因素才更有利于塑料污染治理工作的實施與推進(jìn)。我國在生態(tài)環(huán)境治理方面所出臺的多項政策法規(guī)中均對公眾參與機(jī)制做了相關(guān)說明，要求不斷加強(qiáng)公眾參與的力度與強(qiáng)度[9]。但在現(xiàn)實情況中大多地區(qū)并沒有依規(guī)實施公眾參與這一制度，使公眾參與流于書面、流于形式。新規(guī)多會打破村民已養(yǎng)成多年的生活習(xí)慣，由于缺乏村民的參與，致使在政策的制定和實施過程中忽視了村民內(nèi)心真正的訴求，繼而導(dǎo)致多數(shù)村民對于政策的了解程度不夠，對政策有抵抗心理[10]。繼而導(dǎo)致我國早先制定的塑料污染治理政策推進(jìn)較為緩慢，塑料垃圾出現(xiàn)不減反增的現(xiàn)象。

隨著我國生態(tài)文明建設(shè)的不斷推進(jìn)，已有部分學(xué)者對生活塑料污染治理進(jìn)行了一定研究。在諸多研究中，學(xué)界偏向于對塑料污染治理相關(guān)政策本身以及執(zhí)行過程進(jìn)行分析研究找出存在的問題[11]。王瑞波等學(xué)者將研究視角放在農(nóng)用薄膜減量化治理上[12]；Zhou和張文靜等學(xué)者則更專注于對塑料包裝廢棄物治理[13,14]。因此，總的看來當(dāng)前研究仍具有以下局限：①研究視角上，學(xué)者們對塑料污染治理的研究多停留在宏觀層面，多以各級行政部門為切入點(diǎn)，而在微觀視角上針對村民參與的研究相對缺乏。②研究方法上，當(dāng)前研究多使用定性分析，缺乏定量化的研究。③研究內(nèi)容上，現(xiàn)有研究多集中于塑料薄膜污染治理，而缺乏對農(nóng)村整體塑料污染（生產(chǎn)+生活）源頭減量化治理研究。④研究區(qū)域上，多集中在我國中東部等經(jīng)濟(jì)社會發(fā)達(dá)地區(qū)的農(nóng)村，而針對經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的西北地區(qū)的相關(guān)研究較少?；诖耍恼聫拇迕駞⑴c這一微觀視角出發(fā)，對計劃行為理論進(jìn)行拓展，以定量+定性的方法對新疆W縣的農(nóng)村塑料污染源頭治理進(jìn)行探究，以期為新疆農(nóng)村地區(qū)更好地推進(jìn)塑料垃圾污染治理政策提供相關(guān)理論依據(jù)。

1 研究設(shè)計與方法

1.1 理論背景及研究假設(shè)

計劃行為理論（Theory of Planned Behavior，TPB）是基于Fishbein和Ajzen于1975年共同提出的理性行為理論（Theory of Reasoned Action，TRA）而逐步優(yōu)化和完善起來的，用以更好地詮釋人的行為意愿。該理論主張隨著個體的態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制的變化，其行為意愿也會隨之發(fā)生相應(yīng)的轉(zhuǎn)變。其中，態(tài)度即村民在面對某一行為時所迸發(fā)出的正面或負(fù)面的情緒，積極的態(tài)度會鼓勵個體參與到這種行為，而消極的態(tài)度可能會阻礙其參與該行為。即村民對參與源頭減塑的態(tài)度愈積極則其越愿意參與其中。主觀規(guī)范即意為個人對施行某項行為的意愿會隨其所處周遭環(huán)境給其所造成的壓力而改變，這種壓力是由親屬、友人、街坊鄰里等周圍對自己比較重要的人所帶來的。即村民所感知到的社會壓力越大則其參與塑料污染源頭減量化治理的意愿越強(qiáng)烈。知覺行為控制即個人自身于某個行為意愿的控制，其對自身行為意愿的控制力度愈大，知覺行為控制越高。即村民對塑料污染源頭減量化治理的感知越簡單、越容易掌控則其參與的意愿越強(qiáng)烈[15]。同時，相關(guān)科研成果顯示，主觀規(guī)范和知覺行為控制會通過影響村民的態(tài)度從而間接對村民的意愿產(chǎn)生影響[16,17]。因此，基于計劃行為理論提出以下假設(shè)。

H1：村民的態(tài)度正向影響其參與塑料污染源頭減量化治理的意愿。

H2：村民的主觀規(guī)范正向影響其參與塑料污染源頭減量化治理的意愿。

H3：村民的知覺行為控制正向影響其參與塑料污染源頭減量化治理的意愿。

H4：村民的主觀規(guī)范正向影響其參與塑料污染源頭減量化治理的態(tài)度。

H5：村民的知覺行為控制正向影響其參與塑料污染源頭減量化治理的態(tài)度。

隨著研究的不斷深化，絕大多數(shù)的科研成果充分證明該理論能夠?qū)Υ迕駛€體的行為意愿進(jìn)行更好地闡釋說明與推測。然而，國內(nèi)外也有學(xué)者對該理論產(chǎn)生一定的質(zhì)疑，認(rèn)為個體的行為意愿不僅僅只受這三個方面因素的影響，還受其他因素的影響，應(yīng)根據(jù)研究的實際情況對計劃行為理論進(jìn)行具體分析并做出一定的修正，將相關(guān)可能制約個體行為意愿的影響因素添加到不同的研究中，以便更好地在不同領(lǐng)域的研究中對村民的行為意愿做出更精準(zhǔn)的探究與解釋。

基于此，學(xué)界也衍生出了許多的計劃行為理論擴(kuò)展模型，并取得了諸多研究成果。如Farhana Khan將回收便利程度以及道德規(guī)范等因素與計劃行為理論之中的3個變量相結(jié)合，架構(gòu)出新的理論分析框架對巴基斯坦消費(fèi)者處理塑料垃圾的行為意向進(jìn)行研究，并通過實證分析發(fā)現(xiàn)新增的變量對個體的參與意愿具有積極的正向影響[18]。Wang也在計劃行為理論框架的基礎(chǔ)上增加可能影響消費(fèi)者消費(fèi)可循環(huán)快遞包裝意愿的變量，以此對制約消費(fèi)者使用可循環(huán)再利用的廢棄快遞包裝的意向及行為的影響因素進(jìn)行定量分析后所得結(jié)果顯示：知覺行為控制、便利程度、主觀規(guī)范、道德規(guī)范和態(tài)度對不同年齡段的消費(fèi)者都具有正向且積極的影響作用[19]?；诖?，作出以下假設(shè)。

H6：回收便利性正向影響村民的參與塑料污染源頭減量化治理的意愿。

H7：村民的道德規(guī)范正向影響其參與塑料污染源頭減量化治理的意愿。

H8：村民的道德規(guī)范正向影響其參與塑料污染源頭減量化治理的態(tài)度。

通過對現(xiàn)有研究進(jìn)行梳理時發(fā)現(xiàn)，政府對某一項政策實施的宣傳工作也對個體的行為意愿具有一定的影響[20,21]，因此在研究的理論分析框架中加入“政策宣傳”這一變量，認(rèn)為政府對政策宣傳力度越大，宣傳范圍越廣，村民越愿意參與到塑料污染源頭減量化治理中去。基于此，作出以下假設(shè)。

H9：政府的政策宣傳正向影響村民參與塑料污染源頭減量化治理的意愿。

因此，基于TPB模型并結(jié)合其他學(xué)者在研究中所證實對村民行為意愿具有影響的因素，架構(gòu)出用于解釋制約W縣村民參與塑料污染源頭減量化治理意愿的影響因素的理論分析框架，如圖1所示。

圖1 理論分析框架

1.2 問卷設(shè)計與數(shù)據(jù)來源

1.2.1 問卷設(shè)計

該研究中涉及多個變量，在諸多變量中，除人口統(tǒng)計學(xué)特征的相關(guān)變量可以直接獲取外，其他變量均需要借助相應(yīng)的量表進(jìn)行衡量。以國內(nèi)外研究村民參與意愿所涉及的量表為參考制定出適用于該研究的量表（表1）。該問卷的前4個測量題項主要針對受訪群體的個體特征加以調(diào)查，如性別、年齡段、學(xué)歷狀況等。中間22個測量題項則是整個問卷的主體部分，主要針對影響村民參與塑料污染源頭減量化治理的因素進(jìn)行設(shè)計，一共包括6個變量。除態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制是結(jié)合理論本身所設(shè)置的變量外，還借鑒了Kumar[22]和劉文婧[23]等專家學(xué)者在進(jìn)行相關(guān)研究中所設(shè)置的題項，并根據(jù)研究實際確定最終的觀測變量。最后4個題項則著重對受訪對象對于參與塑料污染源頭減量化治理的意愿進(jìn)行相關(guān)題目設(shè)置。

表1 塑料污染源頭減量化治理中村民參與意愿的觀測題項

除第一部分外所有測量題目皆使用Likert-5階賦分法，1～5意為由非常不同意逐步遞增到非常同意。為確保問卷的合理性，在設(shè)計完成后通過問卷星向當(dāng)?shù)貜氖颅h(huán)保的社會組織工作人員、高校環(huán)保社團(tuán)的志愿者以及從事相關(guān)研究的專家老師發(fā)送問卷30份，在檢驗完后，在將問卷中所有因子載荷值低于0.5的觀測題項剔除的基礎(chǔ)上與從事該項研究的專家老師們共同對管測題項以及表達(dá)方式進(jìn)行修改并得到最終問卷。

1.2.2 數(shù)據(jù)來源

文中所涉及的數(shù)據(jù)均基于2020年在協(xié)助學(xué)校某課題組在W縣的隨機(jī)入戶調(diào)研的同時調(diào)研所得，為保證所得數(shù)據(jù)的精準(zhǔn)度和有效率，所有問卷均為面對面訪談的形式所做。該調(diào)查一共收回調(diào)查問卷525份，在問卷全部回收后，再次對問卷進(jìn)行審核，發(fā)現(xiàn)有的存在邏輯錯誤或是所有題目的選項一致等情況都視為無效問卷，最后獲得有效問卷506份，問卷的有效率高達(dá)96.38%。在有效的506份問卷中，受訪的男性和女性分別占47.22%和52.78%，比重較為平均；受訪者的年齡以中年群體為主，40以上的人群占57.58%；參與調(diào)查村民的平均文化素質(zhì)較低，83.6%的被調(diào)查者的文化水平在高中及以下；超過51%的村民的年收入超過8萬，收入普遍較高（表2）。

表2 樣本基本特征

2 結(jié)果與分析

2.1 問卷信效度檢驗

問卷共設(shè)計22道題目對可能制約村民參與塑料垃圾源頭減量化治理意愿的因素進(jìn)行測量。經(jīng)過SPSS26.0測算，所有題項整體的Cronbach's α為0.961，KMO為0.953，兩個值都超過0.9的標(biāo)準(zhǔn)值，說明這22個題目具有極強(qiáng)的一致性、可靠性和穩(wěn)定性。通過對量表內(nèi)所有測量題目依次進(jìn)行探索性因子分析后，各觀測題目的因子載荷值高于0.7，且所有變量的Cronbach's α值都超過0.8的標(biāo)準(zhǔn)，收斂效度（AVE）均大于0.5[24,25]；組合信度（CR）均大于0.8。各觀測題目的因子荷載值及信效度檢驗結(jié)果均陳列于表3。其次，運(yùn)用Amos 24.0對圖1中所假設(shè)的理論模型進(jìn)行檢驗，結(jié)果如表4，所得結(jié)果中所有關(guān)鍵性的指標(biāo)都達(dá)到參照圭臬，說明該結(jié)構(gòu)方程模型整體的適配度和擬合優(yōu)度較為理想，可以進(jìn)行模型測算。

表3 模型信度、效度檢驗

表4 模型適配度檢驗

2.2 假設(shè)檢驗結(jié)果分析

基于表5模型估算結(jié)果來看，村民的態(tài)度以及主觀規(guī)范均在P＜1%水平下對其參與塑料污染源頭減量化治理的意愿產(chǎn)生顯著的正向影響，影響系數(shù)分別為0.845和0.388，是對村民參與意愿影響最強(qiáng)的兩個因素，基于此，假設(shè)H1和H2被證實。村民的知覺行為控制在5%的水平上顯著影響其參與塑料污染源頭減量化治理的意愿，路徑系數(shù)為0.275，因此假設(shè)H3得到證實。其次，主觀規(guī)范、知覺行為控制和道德規(guī)范分別在1%和5%的水平上正向影響村民參與塑料污染源頭減量化治理的態(tài)度，進(jìn)而間接對村民的參與意愿產(chǎn)生影響，路徑系數(shù)分別為0.332、0.268和0.195，假設(shè)H4、H5和H8俱得以印證。村民的道德規(guī)范和其對政策宣傳的感知均在不同程度上正向顯著的影響其參與塑料污染源頭減量化治理的意愿，路徑系數(shù)分別為0.195和0.167，H7和H9得以驗證。而H6沒有被驗證，回收便利性反向影響村民的參與意愿，即村民民回收塑料廢棄物越困難其參與的意愿反而越強(qiáng)烈。綜上而知，對村民參與塑料污染源頭減量化治理意愿的影響由強(qiáng)到弱分別是態(tài)度＞主觀規(guī)范＞知覺行為控制＞道德規(guī)范＞政策宣傳感知。

表5 模型檢驗

2.3 討論

根據(jù)現(xiàn)有研究可知，2008年所頒布的“限塑令”政策忽略了公眾這一政策的實施主體之一，致使公眾的參與不足，也是造成該政策的實施效果欠佳的根本原因[26,27]。因此，從村民參與的角度出發(fā)進(jìn)行探究，通過定量研究識別出制約村民參與塑料污染源頭減量化治理的主要因素，為研究塑料污染治理提供新的研究視角。其次，在架構(gòu)分析制約村民參與意愿的影響因素的理論模型時，基于現(xiàn)有研究成果將計劃行為理論進(jìn)行相應(yīng)的擴(kuò)展補(bǔ)充，有望豐富計劃行為理論內(nèi)容的同時，也希望對村民參與塑料污染源頭減量化治理的意愿及其影響因素有更好的進(jìn)行闡釋。

實證結(jié)果表明，村民的態(tài)度和主觀規(guī)范對其參與塑料污染治理的意愿影響程度最強(qiáng)，這與Gao[28]和Raziuddin[29]等學(xué)者的研究成果高度吻合，表示W(wǎng)縣村民對塑料污染源頭減量化治理的態(tài)度是積極的。同時，村民容易受家人、鄰居、朋友等周圍人群的影響，來自與之生活息息相關(guān)的熟人間所產(chǎn)生的社會壓力能夠在較大程度上促進(jìn)村民的參與意愿。同時，村民的知覺行為控制正向顯著的影響其參與的意愿，指村民對自己“減塑”、“限塑”和“禁塑”行為控制能力的感知，認(rèn)為政策的實施不會破壞其日常生活，是在他們的可控制的范圍之內(nèi)[30]。其次，村民在了解清楚塑料垃圾對生態(tài)環(huán)境的破壞后，會加深其內(nèi)心的認(rèn)同感并激發(fā)其道德意識，村民強(qiáng)烈的道德意識會促使其更加愿意參與到塑料污染源頭減量化治理中去[31]。主觀規(guī)范、知覺行為控制和道德規(guī)范不僅能直接影響村民的參與意愿，還能借由影響村民的態(tài)度間接的影響村民的參與意愿[17,32]。各級政府的政策宣傳度對村民的參與意愿具有明顯的正向影響，表示隨著政策宣傳的廣度不斷擴(kuò)大和深入，村民的參與意愿也會隨著愈加強(qiáng)烈，這與曹星[33]和徐林[34]等相關(guān)的研究結(jié)果相契合。透過調(diào)研可知，雖然村民對于塑料污染源頭減量化治理的參與意愿很強(qiáng)，但在落實減塑行為方面卻顯得極為消極。主要表現(xiàn)在，居民對一次性塑料制品的消費(fèi)并沒有減少；其次，村民鮮少循環(huán)利用塑料制品而是直接丟棄；最后，對塑料制品進(jìn)行回收售賣的村民也是寥寥無幾[35,36]。

最后，研究還發(fā)現(xiàn)回收便利性未對村民的參與意愿產(chǎn)生任何影響，這與社會、經(jīng)濟(jì)和科技的飛速發(fā)展存在著必然的聯(lián)系。2017年自治區(qū)環(huán)保廳與其他相關(guān)部門共同對研究區(qū)域所在市各區(qū)縣廢棄物再生利用行業(yè)的整治有關(guān)，此次行動著重對“五廢行業(yè)”集散地進(jìn)行專項治理整改，關(guān)閉清退多家“五廢”再生利用公司，導(dǎo)致廢品收購站的數(shù)量銳減，廢棄品收購從業(yè)人員數(shù)量也急劇減少，村民售賣塑料廢棄物變得困難，進(jìn)而不愿意對可再生利用的塑料廢棄物進(jìn)行回收。同時，由于城鄉(xiāng)一體化進(jìn)程的不斷推進(jìn)，當(dāng)?shù)卮迕癯齽?wù)農(nóng)外還從事經(jīng)營性活動、外出務(wù)工等，繁忙的務(wù)農(nóng)和工作，致使村民沒有時間和精力對塑料廢棄物進(jìn)行回收。且由于塑料廢棄物的廉價性，導(dǎo)致大部分村民不愿意對其進(jìn)行回收再售賣而是直接丟棄，且對其產(chǎn)生抵抗心理[37,38]。除文中所涉及的因素會影響村民參與意愿外仍有其他心理層面或外部環(huán)境等相關(guān)因素能夠?qū)Υ迕竦膮⑴c意愿產(chǎn)生影響，有待今后進(jìn)一步研究補(bǔ)充與完善。

3 結(jié)論

文中基于現(xiàn)有研究對計劃行為理論進(jìn)行補(bǔ)充擴(kuò)展，并構(gòu)建出新的理論分析模型對W縣村民參與塑料污染源頭減量化治理意愿的影響因素進(jìn)行探究。隨后，結(jié)合結(jié)構(gòu)方程模型對理論分析模型進(jìn)行測算，結(jié)果如下。

（1）村民的態(tài)度、主觀規(guī)范和政策宣傳對村民參與塑料污染源頭減量化治理意愿的促進(jìn)作用最強(qiáng)；

（2）知覺行為控制和道德規(guī)范也對村民的參與意愿起積極且顯著的影響作用；

（3）主觀規(guī)范、知覺行為控制和道德規(guī)范不僅能直接影響村民的參與意愿，也能透過影響村民的態(tài)度間接對村民的參與意愿產(chǎn)生正向影響；

（4）回收便利性對村民的參與意愿產(chǎn)生負(fù)向影響，即對可循環(huán)利用塑料廢棄物的回收愈便利，村民的參與意愿反而愈低。

4 建議

目前，W縣的塑料污染治理尚處在起步階段，這一階段的首要工作就是對相關(guān)政策進(jìn)行宣傳教育。針對不同群體采取不同的方式和渠道對不同的內(nèi)容進(jìn)行有效宣傳，利用“傳統(tǒng)+新媒體”的模式，多位一體地對塑料污染治理進(jìn)行宣傳，以此培育村民的親環(huán)境行為并激發(fā)其參與意愿。

（1）通過宣傳教育使村民認(rèn)識到源頭“減塑”的必要性，從心底認(rèn)可、了解和掌握源頭“減塑”相關(guān)政策，以提高其參與的意愿。通過宣傳使村民認(rèn)識到參與源頭“減塑”所能帶來的正面效益，以及村民參與對塑料污染源頭減量化治理的重要性，以培育其個人道德規(guī)范，進(jìn)而促進(jìn)其參與的意愿。

（2）還應(yīng)加大對身邊積極參與源頭“減塑”的村民進(jìn)行表彰以及宣傳，以促使社會規(guī)范力量的形成。當(dāng)村民認(rèn)識到自己身邊的人都紛紛開始進(jìn)行“減塑”行為時，自當(dāng)不敢落于人后，亦或是迫于社會輿論壓力而不得不參與源頭“減塑”，進(jìn)而提升村民的參與意愿。

（3）各級政府與村民之間應(yīng)架構(gòu)起良好的對話機(jī)制，在環(huán)境政策制定和實施階段既能規(guī)范政府行為，保證了政府工作的公開性與透明度，又能讓村民切身參與其中，充分地表達(dá)其訴求與意見，使其對政策內(nèi)容有跟深入的理解。在政策執(zhí)行過程中讓村民充當(dāng)督察員，在行使權(quán)力前必先規(guī)范其自身行為，以此降低村民的對抗心理，提升其參與意愿。