居民廚余垃圾單獨(dú)收集意愿影響因素分析*
——基于整合的計劃行為理論和規(guī)范激活理論模型

白曉龍，李 鋒，孫 姜，畢卓穎

（1.南通科技職業(yè)學(xué)院環(huán)境與生物工程學(xué)院，江蘇 南通 226007；2.南通大學(xué)化學(xué)化工學(xué)院，江蘇 南通 226019）

1 引言

近年來，隨著生活水平的不斷提高，居民生活垃圾產(chǎn)生量不斷增加。據(jù)生態(tài)環(huán)境部《全國大、中城市固體廢物污染環(huán)境防治年報》統(tǒng)計表明，2014—2020 年我國大、中城市居民生活垃圾產(chǎn)生量由1.614 88×108t 增長至2.356 02×108t，年增長率達(dá)到近8%，給城市固體廢物污染防治帶來巨大壓力和挑戰(zhàn)。在當(dāng)前推行的居民生活垃圾分類體系中，廚余垃圾是重要的組成部分，占生活垃圾產(chǎn)生量的50%～60%［1］，其成分中含有的豐富有機(jī)質(zhì)，在高溫環(huán)境中易腐敗發(fā)臭，在垃圾清運(yùn)過程中易產(chǎn)生大量滲濾液和惡臭氣體，污染周邊居民的居住環(huán)境。從垃圾分類實施和環(huán)境污染控制的角度來看，對廚余垃圾進(jìn)行單獨(dú)收集和清運(yùn)非常有必要，然而在具體實施過程中效果不明顯，究其原因，主要是受居民廚余垃圾單獨(dú)收集意愿的養(yǎng)成、收集設(shè)備與配套政策、后續(xù)清運(yùn)體系及處理處置設(shè)施的配套等方面影響。其中，居民對廚余垃圾的單獨(dú)收集處于整個廚余垃圾處理處置的前端，其單獨(dú)收集意愿對整個垃圾分類工作的推進(jìn)和人居環(huán)境的美化至關(guān)重要。

廚余垃圾單獨(dú)收集是實施垃圾分類工作的重要組成部分，也是社區(qū)人居環(huán)境治理的重要一環(huán)，涉及政府行為、居民社會行為等［2］。當(dāng)前針對居民參與環(huán)境治理社會行為的影響因素研究主要涉及居民社會特征、居民心理學(xué)特征以及外部環(huán)境特征等。如李蘇婉等［3］從垃圾分類視角研究了高校學(xué)生親環(huán)境行為，發(fā)現(xiàn)除了社會行為外，性別因素、學(xué)歷層次對學(xué)生參與垃圾分類的行為有較顯著的影響。陳健等［4］研究發(fā)現(xiàn)居民的垃圾分類行為受政府宣傳力度、政府滿意度等影響顯著。

生活垃圾分類仍然是社會民生熱點(diǎn)問題，其中廚余垃圾單獨(dú)收集是垃圾分類的重要環(huán)節(jié)。目前，涉及垃圾分類行為的研究較多，主要集中在城鎮(zhèn)及農(nóng)村居民垃圾分類意愿與行為等方面，而針對居民廚余垃圾單獨(dú)收集意愿行為的研究則相對較少。在影響居民垃圾分類意愿研究理論分析方面單獨(dú)采用計劃行為理論（TPB）或規(guī)范激活理論（NAM）開展研究的較多，而將二者有機(jī)結(jié)合進(jìn)行綜合分析的較少?；诖耍狙芯恳杂媱澬袨槔碚摵鸵?guī)范激活理論相結(jié)合，采用結(jié)構(gòu)方程模型對居民廚余垃圾單獨(dú)收集意愿開展綜合分析。將結(jié)果認(rèn)知與個人規(guī)范融入個人意愿行為的研究分析，是對居民廚余垃圾單獨(dú)收集意愿分析的有效補(bǔ)充，從內(nèi)因?qū)用嫔钊胪诰蛴绊懢用駨N余垃圾單獨(dú)收集意愿的影響因素，輔以政府行為等外在影響因素的分析，能夠為城鎮(zhèn)生活垃圾分類收集的開展提供有效的對策建議，同時也可為區(qū)域垃圾分類工作的深入開展提供依據(jù)。

2 理論分析與研究假設(shè)

2.1 理論分析

計劃行為理論是社會心理學(xué)研究方面的經(jīng)典理論，主要考察主觀規(guī)范（SN）、行為態(tài)度（BA）、知覺行為控制（PBC）等要素對個人行動意愿和行為的影響情況，諸如他人社會行為對個人的影響情況、個人自身對特性事物的社會認(rèn)知以及來自外部環(huán)境、社會因素對個人行為意愿的影響等。當(dāng)前，計劃行為理論在居民垃圾分類意愿研究領(lǐng)域應(yīng)用較為廣泛。如王曉楠［5］從計劃行為理論角度發(fā)現(xiàn)居民的主觀規(guī)范和感知行為控制等心理學(xué)因素對其參與垃圾分類有著顯著的正向影響。Zhang等［6］通過584 個調(diào)研樣本分析發(fā)現(xiàn)態(tài)度、知覺行為控制和分類知識與居民的分類意愿顯著相關(guān)，其中態(tài)度的直接影響最大。

規(guī)范激活理論認(rèn)為個體對結(jié)果的認(rèn)知和個體的社會責(zé)任意識是個人規(guī)范形成的重要因素，進(jìn)而影響其親社會行為的意愿。規(guī)范激活理論在西方國家的親環(huán)境行為研究中被廣泛應(yīng)用［7-9］，我國學(xué)者近年來也開展了相關(guān)的研究工作，如張曉杰等［10］認(rèn)為規(guī)范激活理論對公眾的環(huán)保行為預(yù)測非常有效，其對中國公眾環(huán)保行為的解釋、預(yù)測和干預(yù)具有很好的適用性且操作簡單易行；郭清卉等[11]研究了基于拓展的規(guī)范激活理論框架下個人規(guī)范對農(nóng)戶親環(huán)境行為的影響，認(rèn)為個人規(guī)范對農(nóng)戶親環(huán)境行為正向影響最大，結(jié)果意識對個人規(guī)范產(chǎn)生的直接正向影響最大。張郁等[12]研究發(fā)現(xiàn)居民對不進(jìn)行垃圾分類所產(chǎn)生后果的認(rèn)知和自我責(zé)任將直接影響其個人規(guī)范，并認(rèn)為要加大亂丟垃圾所產(chǎn)生嚴(yán)重后果的宣傳，不斷提升居民垃圾分類意識和責(zé)任感，從而提升居民個體規(guī)范。

計劃行為理論和規(guī)范激活理論是當(dāng)前對環(huán)境行為研究領(lǐng)域的兩大經(jīng)典理論，分別從利己和利他兩個視角開展相關(guān)研究工作。有研究已經(jīng)證實，將計劃行為理論和規(guī)范激活理論有機(jī)結(jié)合用于環(huán)境行為研究工作可大幅提升其適用性［13］。王麗麗等［14］結(jié)合規(guī)范激活理論和計劃行為理論分析了城市居民參與環(huán)境治理行為的影響因素，發(fā)現(xiàn)行為態(tài)度的正向影響最大，主觀規(guī)范次之，其次是個體規(guī)范，而主觀規(guī)范通過個體規(guī)范和感知行為控制產(chǎn)生間接正向影響，結(jié)果認(rèn)知對行為態(tài)度和主觀規(guī)范有正向影響。

基于上述理論分析，在計劃行為理論框架下，結(jié)合規(guī)范激活理論中結(jié)果認(rèn)知（RC）和個人規(guī)范（PN）兩個變量，同時引入個人認(rèn)知（PC）和政府行為（GB）兩個變量，構(gòu)建基于整合的計劃行為理論和規(guī)范激活理論框架下的居民廚余垃圾單獨(dú)收集意愿（WCS）影響因素模型，如圖1 所示。

圖1 居民廚余垃圾單獨(dú)收集意愿影響因素模型Figure 1 Influencing factors model of residents’willingness to collect kitchen waste separately

2.2 研究假設(shè)

眾多研究者采用計劃行為理論對影響居民行為意愿因素進(jìn)行了假設(shè)分析并得出系列結(jié)論，如謝凱寧等［15］在研究農(nóng)民對生活垃圾集中處理的支付意愿時發(fā)現(xiàn)，主觀規(guī)范、態(tài)度、感知行為控制對農(nóng)村居民生活垃圾集中處理支付意愿同樣有著顯著影響，同時將居民對環(huán)境的個人認(rèn)知作為一個影響變量同樣有正向顯著性。尹昕等［16］和唐凱麗等［17］應(yīng)用計劃行為理論研究居民垃圾分類和廚余垃圾回收的意愿行為時均將政府政策宣傳教育行為作為變量進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)政府的政策宣傳行為均能正向影響居民意愿行為的實施。

基于此，筆者認(rèn)為居民對廚余垃圾單獨(dú)收集有積極的行為態(tài)度有利于提升其單獨(dú)收集意愿；周圍家人、朋友及鄰居或社區(qū)活動等行為活動有利于居民個體形成單獨(dú)收集意愿，從而使其主觀上產(chǎn)生能動性，具有正向影響；居民個體自我能力條件的達(dá)成、時間成本的核算及對周邊配套設(shè)施的滿意度等都將有利于其參與廚余垃圾的單獨(dú)收集；一般來講居民對廚余垃圾和垃圾分類基本知識的了解程度有利于其行為態(tài)度的改變，從而提升其參與廚余垃圾的單獨(dú)收集意愿；政府的政策宣傳教育等行為促進(jìn)居民對廚余垃圾單獨(dú)收集形成積極的認(rèn)識，從而促進(jìn)其參與廚余垃圾單獨(dú)收集。因此，提出以下假設(shè)。

H1：居民廚余垃圾單獨(dú)收集行為態(tài)度（BA）正向影響居民廚余垃圾單獨(dú)收集意愿（WCS）；

H2：居民廚余垃圾單獨(dú)收集主觀規(guī)范（SN）正向影響居民廚余垃圾單獨(dú)收集意愿（WCS）；

H3：居民廚余垃圾單獨(dú)收集知覺行為控制（PBC）正向影響居民廚余垃圾單獨(dú)收集意愿（WCS）；

H4：居民廚余垃圾單獨(dú)收集個人認(rèn)知（PC）正向影響居民對廚余垃圾單獨(dú)收集的個人規(guī)范（PN）；

H5：居民廚余垃圾單獨(dú)收集政府行為（GB）正向影響居民廚余垃圾單獨(dú)收集意愿（WCS）；

H6：居民對廚余垃圾單獨(dú)收集的個人認(rèn)知（PC）正向影響居民參與廚余垃圾單獨(dú)收集的行為態(tài)度（BA）。

在居民意愿行為的研究過程中激活行為理論往往與計劃行為理論聯(lián)合應(yīng)用，汪振雙等［18］在研究居民參與建筑VOCs 減排的行為意向時發(fā)現(xiàn)個人規(guī)范對居民建筑VOCs 減排的行為意向有顯著影響，結(jié)果認(rèn)知對行為態(tài)度和個人規(guī)范有顯著正向影響，主觀規(guī)范正向顯著影響個人規(guī)范，同時個人規(guī)范和行為態(tài)度是結(jié)果認(rèn)知影響居民個人行為意向的中介因素；萬欣等［19］在研究公眾參與垃圾焚燒發(fā)電項目意愿的影響因素中發(fā)現(xiàn)，涉及道德因素的個人規(guī)范能顯著促進(jìn)公眾的參與意愿。申靜等［20］研究農(nóng)戶對生活垃圾源頭分類處理的行為發(fā)現(xiàn)主觀規(guī)范可通過個人規(guī)范、行為態(tài)度和知覺行為控制間接影響農(nóng)戶生活垃圾分類意向，結(jié)果意識對行為態(tài)度和主觀規(guī)范有正向影響，主觀規(guī)范對個人規(guī)范也產(chǎn)生正向影響。

由此可見，居民如對廚余垃圾單獨(dú)收集可能帶來環(huán)境美化、節(jié)約資源及減輕環(huán)衛(wèi)人員負(fù)擔(dān)等結(jié)果有較好的認(rèn)知，則會使其自身個人規(guī)范得以產(chǎn)生，影響其行為態(tài)度，從而促進(jìn)其對廚余垃圾開展單獨(dú)收集，同時居民受周圍親朋好友等人員行動及社區(qū)行為影響的主觀規(guī)范亦會影響其個人規(guī)范，從而增強(qiáng)其廚余垃圾單獨(dú)收集意愿。所以提出如下假設(shè)。

H7：居民廚余垃圾單獨(dú)收集結(jié)果認(rèn)知（RC）正向影響居民參與廚余垃圾單獨(dú)收集的行為態(tài)度（BA）；

H8：居民廚余垃圾單獨(dú)收集結(jié)果認(rèn)知（RC）正向影響居民參與廚余垃圾單獨(dú)收集的個人規(guī)范（PN）；

H9：居民廚余垃圾單獨(dú)收集個人規(guī)范（PN）正向影響居民廚余垃圾單獨(dú)收集意愿（WCS）；

H10：居民廚余垃圾單獨(dú)收集主觀規(guī)范（SN）正向影響居民參與廚余垃圾單獨(dú)收集的個人規(guī)范（PN）。

基于上述假設(shè)和相關(guān)研究者的結(jié)論，在計劃行為理論和規(guī)范激活理論整合的框架下，對可能出現(xiàn)的中介效應(yīng)提出如下假設(shè)。

H11：居民廚余垃圾單獨(dú)收集結(jié)果認(rèn)知（RC）通過其個人規(guī)范（PN）對居民廚余垃圾單獨(dú)收集意愿（WCS）產(chǎn)生正向影響；

H12：居民廚余垃圾單獨(dú)收集結(jié)果認(rèn)知（RC）通過其行為態(tài)度（BA）對居民廚余垃圾單獨(dú)收集意愿（WCS）產(chǎn)生正向影響；

H13：居民廚余垃圾單獨(dú)收集個人認(rèn)知（PC）通過其個人規(guī)范（PN）對居民廚余垃圾單獨(dú)收集意愿（WCS）產(chǎn)生正向影響；

H14：居民廚余垃圾單獨(dú)收集個人認(rèn)知（PC）通過其行為態(tài)度（BA）對居民廚余垃圾單獨(dú)收集意愿（WCS）產(chǎn)生正向影響；

H15：居民廚余垃圾單獨(dú)收集主觀規(guī)范（SN）通過其個人規(guī)范（PN）對居民廚余垃圾單獨(dú)收集意愿（WCS）產(chǎn)生正向影響。

3 數(shù)據(jù)來源與樣本特征

依據(jù)居民廚余垃圾單獨(dú)收集意愿模型，采用問卷方式測定，通過閱讀相關(guān)研究者資料結(jié)合本區(qū)域特點(diǎn)設(shè)計問卷量表，設(shè)置了5 個描述性變量，包括性別、年齡層次、學(xué)歷層次、職業(yè)以及收入層次等，設(shè)置了8 個潛在變量包含24 個觀察變量。本問卷采用線上線下混合收集模式，以南通市崇川區(qū)為收集主體，共收集問卷745 份，其描述性變量基本特征如表1 所示。

表1 描述性變量基本特征Table 1 Basic characteristics of descriptive variables

4 數(shù)據(jù)分析與結(jié)果討論

4.1 信度檢驗與效度分析

對問卷總體及各潛變量開展KMO 和Bartlett 球形檢驗。問卷總體KMO 檢驗為0.953，Bartlett 球形檢驗近似卡方15 823.455，自由度276，顯著性均小于0.001（P=0.000）。各潛變量結(jié)果如表2 所示，由表2 可知，除了單獨(dú)收集意愿KMO 取樣適切性量數(shù)為0.698 以外，其余各潛變量KMO 取樣適切性量數(shù)均大于0.7，Bartlett 球形檢驗顯著性均小于0.001，表現(xiàn)出較好的效果，因此可以對本研究問卷開展因子分析。

采用SPSS 26.0 對調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行信度檢驗，檢測顯示居民廚余垃圾單獨(dú)收集意愿調(diào)研問卷整體Cronbach’s 系數(shù)（α）值為0.962，其各潛變量信度檢驗結(jié)果如表3 所示。根據(jù)有關(guān)文獻(xiàn)研究可知單獨(dú)收集意愿（WCS）和個人規(guī)范（PN）兩個變量處于非常理想水平，其余幾個變量均為十分可信水平，整個調(diào)研問卷信度檢驗結(jié)果較好。

表3 信度檢驗Table 3 Reliability test

采用Amos 24.0 對居民廚余垃圾單獨(dú)收集意愿調(diào)研問卷開展效度分析，結(jié)果如表4 所示。所有觀測變量的因子載荷（λ）均大于0.7，各潛變量平均方差萃取量（AVE）均大于0.5，組合信度（CR）均大于0.7，說明本次調(diào)研具有較好的信度和效度。

4.2 模型擬合分析

采用Amos 軟件用最大似然估計法對結(jié)構(gòu)方程模型開展擬合性檢驗，如表5 所示，模型的卡方自由度比值（CMIN/DF=3.285）和漸進(jìn)殘差均方和平方根（RMSEA=0.055）兩個指標(biāo)值屬于良好水平，其余各指標(biāo)均表現(xiàn)理想，說明結(jié)構(gòu)方程模型的整體擬合度表現(xiàn)較好，模型適配性滿足要求，可以開展進(jìn)一步分析。

表5 模型擬合Table 5 Model fitting

4.3 路徑分析與假設(shè)檢驗

采用結(jié)構(gòu)方程模型對居民廚余垃圾單獨(dú)收集意愿模型路徑及假設(shè)進(jìn)行了分析檢驗，如表6所示。

表6 結(jié)構(gòu)方程模型路徑系數(shù)及假設(shè)檢驗Table 6 Path coefficient of structural equation model and hypothesis test

1）行為態(tài)度可顯著正向影響居民對廚余垃圾的單獨(dú)收集意愿，所以假設(shè)路徑H1 是成立的，這也說明當(dāng)居民對廚余垃圾單獨(dú)收集行為認(rèn)可，并認(rèn)為這是一種非常有必要的行為習(xí)慣時，居民會對廚余垃圾的單獨(dú)收集產(chǎn)生主動意愿，因此加強(qiáng)對居民行為態(tài)度的培養(yǎng)和引導(dǎo)就非常有必要。

2）主觀規(guī)范對居民廚余垃圾的單獨(dú)收集意愿直接影響不顯著，但對居民個人規(guī)范有顯著正向影響，因此假設(shè)H2 不成立，假設(shè)H10 成立。這說明在本次調(diào)研中周圍重要的人的言行等對調(diào)研對象廚余垃圾單獨(dú)收集意愿影響較小，但其對居民個人將廚余垃圾單獨(dú)收集的社會責(zé)任規(guī)范意識的養(yǎng)成有積極作用。

3）知覺行為控制對居民廚余垃圾的單獨(dú)收集意愿直接影響顯著，所以假設(shè)H3 成立，說明居民參與廚余垃圾單獨(dú)收集的時間成本、辨識能力及所在社區(qū)硬件設(shè)施的配套等都將有利于其單獨(dú)收集意愿的養(yǎng)成。

4）個人認(rèn)知正向影響居民對廚余垃圾單獨(dú)收集的個人規(guī)范和行為態(tài)度，因此假設(shè)H4 和H6 成立。說明居民在正確了解垃圾分類政策并能對廚余垃圾有所了解的前提下，其對廚余垃圾單獨(dú)收集的社會責(zé)任規(guī)范意識和行為態(tài)度養(yǎng)成有明顯的促進(jìn)作用。

5）政府行為能顯著正向影響居民對廚余垃圾單獨(dú)收集意愿，所以假設(shè)H5 成立，說明在日常生活中政府部門要加大垃圾分類宣傳力度，進(jìn)一步普及廚余垃圾基本知識，建立健全獎懲機(jī)制，做好廚余垃圾單獨(dú)收集工作，這將大幅提升居民單獨(dú)收集的積極性。

6）結(jié)果認(rèn)知對居民廚余垃圾單獨(dú)收集的行為態(tài)度和個人規(guī)范產(chǎn)生正向顯著性影響，所以假設(shè)H7 和H8 成立。說明居民對廚余垃圾單獨(dú)收集后的利好認(rèn)識將促進(jìn)其個人社會規(guī)范的產(chǎn)生并同時影響其對廚余垃圾單獨(dú)收集的態(tài)度，所以在日常生活中通常需要結(jié)果驅(qū)動，使居民認(rèn)知發(fā)生改變，進(jìn)而促進(jìn)其意識和態(tài)度轉(zhuǎn)變。

7）個人規(guī)范正向顯著影響居民廚余垃圾單獨(dú)收集意愿，所以假設(shè)H9 成立。這說明居民在認(rèn)識到將廚余垃圾單獨(dú)收集是一種社會責(zé)任意識后，其個人自我規(guī)范意識已經(jīng)形成，從而促進(jìn)其單獨(dú)收集意愿的提升。

4.4 中介效應(yīng)分析

根據(jù)居民廚余垃圾單獨(dú)收集意愿模型和研究假設(shè)，采用Bootstrap 法對研究模型中的結(jié)果認(rèn)知、個人認(rèn)知、個人規(guī)范、行為態(tài)度、主觀規(guī)范和單獨(dú)收集意愿之間的中介效應(yīng)和假設(shè)路徑進(jìn)行分析檢驗。對樣本設(shè)置5 000 次抽樣的偏差矯正置信區(qū)間和百分位置信區(qū)間均為95%，得到5 條假設(shè)中介效應(yīng)路徑，相關(guān)結(jié)果數(shù)據(jù)分析如表7 所示。根據(jù)相關(guān)研究表明，Bootstrap 法偏差矯正置信區(qū)間和百分位置信區(qū)間內(nèi)不包括0，則說明存在中介效應(yīng)。因此，由表7 可以發(fā)現(xiàn)：

表7 中介效應(yīng)分析與假設(shè)檢驗Table 7 Intermediary effect analysis and hypothesis test

1）假設(shè)路徑15 中偏差矯正置信區(qū)間和百分位置信區(qū)間內(nèi)不包括0，說明主觀規(guī)范可通過個人規(guī)范對居民廚余垃圾單獨(dú)收集意愿產(chǎn)生正向顯著性影響，假設(shè)H15 成立；根據(jù)表6 可知主觀規(guī)范對居民單獨(dú)收集意愿的正向影響不顯著，則說明個人規(guī)范在主觀規(guī)范對居民單獨(dú)收集意愿的影響中發(fā)揮完全中介效應(yīng)，也就是居民主觀規(guī)范只有通過其個人規(guī)范才能影響其單獨(dú)收集意愿。

2）假設(shè)路徑11、12 和14 中偏差矯正置信區(qū)間和百分位置信區(qū)間內(nèi)均不包括0，說明結(jié)果認(rèn)知可通過個人規(guī)范和行為態(tài)度對居民廚余垃圾單獨(dú)收集意愿產(chǎn)生正向顯著性影響，個人認(rèn)知可通過行為態(tài)度對居民廚余垃圾單獨(dú)收集意愿產(chǎn)生正向顯著性影響。因此，假設(shè)H11、H12 和H14 均成立。由表6 可知結(jié)果認(rèn)知和個人認(rèn)知對個人規(guī)范和行為態(tài)度均有正向顯著性影響，則說明行為態(tài)度在結(jié)果認(rèn)知和個人認(rèn)知對單獨(dú)收集意愿的影響中發(fā)揮部分中介效應(yīng)，個人規(guī)范在結(jié)果認(rèn)知對單獨(dú)收集意愿的影響中發(fā)揮部分中介效應(yīng)。

3）假設(shè)路徑13 中偏差矯正置信區(qū)間和百分位置信區(qū)間內(nèi)均包括0，說明個人認(rèn)知通過個人規(guī)范對居民廚余垃圾單獨(dú)收集意愿產(chǎn)生正向影響不顯著，假設(shè)H13 不成立，個人規(guī)范在個人認(rèn)知對單獨(dú)收集意愿的影響之間沒有中介效應(yīng)。

4.5 標(biāo)準(zhǔn)化總效應(yīng)分析

采用Amos 分析了居民廚余垃圾單獨(dú)收集意愿模型中各路徑的標(biāo)準(zhǔn)化總效應(yīng)，如表8 所示。由表8 可以發(fā)現(xiàn)，個人規(guī)范對單獨(dú)收集意愿的影響最大，其次是結(jié)果認(rèn)知、知覺行為控制、行為態(tài)度、政府行為和個人認(rèn)知。說明居民對廚余垃圾單獨(dú)收集的自我要求越高，對單獨(dú)收集這一事件的自我意識越強(qiáng)烈，其對廚余垃圾單獨(dú)收集的意愿也就越高。另外居民對廚余垃圾單獨(dú)收集的結(jié)果認(rèn)知對其個人規(guī)范的影響系數(shù)達(dá)到0.663，對行為態(tài)度的影響系數(shù)達(dá)到0.512，說明居民對廚余垃圾單獨(dú)收集可能帶來環(huán)境美化、資源節(jié)約及減輕環(huán)衛(wèi)人員負(fù)擔(dān)等結(jié)果有較好的認(rèn)知將會較大地影響其個人規(guī)范的產(chǎn)生，同時其還能積極影響居民的行為態(tài)度，使其在廚余垃圾單獨(dú)收集方面形成良好的個人行為態(tài)度，從而促進(jìn)單獨(dú)收集意愿的產(chǎn)生。居民的個人認(rèn)知（對環(huán)境保護(hù)、垃圾分類等的認(rèn)知）也會影響其行為態(tài)度，而其周邊重要人員的言行等的主觀規(guī)范則會影響其對自我要求的提高，進(jìn)而形成個人規(guī)范。

表8 標(biāo)準(zhǔn)化總效應(yīng)Table 8 Standardized total effects

5 結(jié)論與建議

5.1 研究結(jié)論

1）行為態(tài)度、知覺行為控制、政府行為和個人規(guī)范等4 個因素對居民廚余垃圾單獨(dú)收集意愿有顯著性正向影響，其中以個人規(guī)范的影響最大（標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.522，P＜0.001），知覺行為控制和行為態(tài)度次之，政府行為的影響最?。?biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.157，P＜0.05）。

2）從各因素對居民廚余垃圾單獨(dú)收集意愿的總效應(yīng)來看，個人規(guī)范的影響最大，其次是結(jié)果認(rèn)知（標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.446，P＜0.001）；居民廚余垃圾單獨(dú)收集的結(jié)果認(rèn)知對其個人規(guī)范產(chǎn)生（標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.663，P＜0.001）和行為態(tài)度的形成（標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.512，P＜0.001）正向影響較大，個人認(rèn)知對行為態(tài)度（標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.437，P＜0.001）的形成同樣有重要影響；通過中介效應(yīng)檢驗發(fā)現(xiàn)，行為態(tài)度在結(jié)果認(rèn)知和個人認(rèn)知對單獨(dú)收集意愿的影響中發(fā)揮部分中介效應(yīng)，個人規(guī)范在結(jié)果認(rèn)知對單獨(dú)收集意愿的影響中發(fā)揮部分中介效應(yīng)。

3）主觀規(guī)范對廚余垃圾單獨(dú)收集意愿影響不顯著（標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為-0.007，P＞0.05），但可以通過個人規(guī)范間接影響居民廚余垃圾收集意愿（標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.125，P＜0.001），個人規(guī)范在主觀規(guī)范對居民單獨(dú)收集意愿的影響中發(fā)揮完全中介效應(yīng)。

5.2 對策建議

1）城市環(huán)境保護(hù)部門和城市管理部門應(yīng)聯(lián)合地方高校、科研院所定期面向居民社區(qū)開展環(huán)境保護(hù)和城市環(huán)境綜合整治宣傳培訓(xùn)，尤其是開展垃圾分類和廚余垃圾處理處置宣講活動，使居民深刻認(rèn)識廚余垃圾單獨(dú)收集的益處，提升其個人認(rèn)知水平和對廚余垃圾單獨(dú)收集的結(jié)果認(rèn)知，從而養(yǎng)成良好的行為態(tài)度和個人規(guī)范。

2）加大居民區(qū)垃圾分類收集設(shè)施配套，建立健全居民垃圾分類獎懲制度。目前調(diào)研區(qū)域內(nèi)僅有部分居民區(qū)設(shè)有可回收垃圾收集裝置，而廚余垃圾單獨(dú)收集設(shè)施設(shè)備極少，這極大地影響居民對廚余垃圾單獨(dú)收集的意愿，也不利于居民主觀規(guī)范和個人規(guī)范的形成；同時，當(dāng)前針對廚余垃圾單獨(dú)收集的獎懲制度還不完善或處于空白狀態(tài)，不能有效調(diào)動居民分類收集的積極性。

3）在義務(wù)教育階段灌輸垃圾分類理念，將垃圾分類知識帶進(jìn)課堂、帶回家，通過家校協(xié)同開展垃圾分類工作，營造人人參與的良好社會氛圍。

4）垃圾分類是一項公益事業(yè)，需要政府在人、財、物等方面持續(xù)投入。從調(diào)研情況來看，地方政府嘗試借助社會資本推進(jìn)垃圾分類工作，但是由于工人成本的不斷提升和居民的無序投放，導(dǎo)致運(yùn)營成本不斷增加而頻頻破產(chǎn)。因此，這一工作的推進(jìn)需要政府部門持續(xù)跟進(jìn)。