農(nóng)民參與農(nóng)村環(huán)境治理意愿的影響因素研究

0 引言

隨著我國農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟社會水平的飛速發(fā)展，鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略中的“生態(tài)宜居”理念被放在了區(qū)域發(fā)展的重要位置。黨的二十大報告提出要全面推進鄉(xiāng)村振興，堅定不移走生態(tài)良好的文明發(fā)展道路，為農(nóng)村的綠色發(fā)展和環(huán)境治理指明了前進的方向。2024年中央一號文件強調(diào)，要深人實施農(nóng)村人居環(huán)境整治提升行動。生態(tài)文明成為我國當前發(fā)展階段的主旋律。近年來，我國農(nóng)村在污水治理、生活垃圾治理等方面取得了顯著成效，但仍有不少環(huán)境問題亟待治理[1]。

農(nóng)民作為農(nóng)村生產(chǎn)生活的主體，同時也是美麗鄉(xiāng)村建設(shè)的關(guān)鍵一環(huán)，其參與農(nóng)村環(huán)境治理的意愿對于提升我國農(nóng)村人居環(huán)境質(zhì)量，建設(shè)和維護美麗鄉(xiāng)村至關(guān)重要。然而，當前研究表明，目前我國農(nóng)民參與環(huán)境治理的主體性不足[2]。農(nóng)村環(huán)境治理主體眾多，在傳統(tǒng)治理模式下，政府部門參與過多，其他主體參與較少[3]。同時，雖然許多農(nóng)民在政府以及村集體的帶領(lǐng)下，對于環(huán)境保護有了一定的認識，但是對于環(huán)境治理的參與意愿有待提高[4-5]。

研究基于前人研究基礎(chǔ)上，構(gòu)建了研究模型，提出了研究假設(shè)，通過探究農(nóng)民在農(nóng)村環(huán)境治理中參與意愿的影響因素，分析社會規(guī)范、結(jié)果期待、行為控制等變量與農(nóng)民參與環(huán)境治理的意愿之間的關(guān)系。根據(jù)山東省日照市莒縣農(nóng)民環(huán)境治理參與意愿影響因素的實證分析結(jié)果，給出相應(yīng)的建議，以期提高農(nóng)民在農(nóng)村環(huán)境治理中的參與意愿，推動農(nóng)民在環(huán)境治理中角色的轉(zhuǎn)變，更好地推進農(nóng)村環(huán)境治理。

1研究假設(shè)

關(guān)于農(nóng)民參與農(nóng)村環(huán)境治理的意愿，國內(nèi)學(xué)者們在以往的研究中大多以宏觀視角來探究農(nóng)村環(huán)境治理問題，強調(diào)政府主導(dǎo)治理行動，農(nóng)民處于被動地位。蔣培提出農(nóng)村環(huán)境“內(nèi)發(fā)性治理\"的概念，強調(diào)只有充分發(fā)揮農(nóng)民在環(huán)境治理中的主體性作用，才能在保護環(huán)境的同時滿足農(nóng)民的需要。

關(guān)于如何激發(fā)農(nóng)民參與環(huán)境治理“內(nèi)發(fā)性”的問題，首先要找到能夠顯著影響農(nóng)民參與環(huán)境治理意愿的要素。自鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略提出以來，我國學(xué)者對此進行了較為豐富的研究。

近年來，相關(guān)研究驗證了社會規(guī)范和態(tài)度的關(guān)系。周健等提出，社會規(guī)范指個體感知的周邊人群對某行為的態(tài)度，周邊人群對此行為認可度越高，個體實施該行為的意愿就越強。謝娟等[8]研究發(fā)現(xiàn)，社會規(guī)范蘊含群體共識，可改變讀者的感知與態(tài)度。程慧的研究顯示，社會規(guī)范與個體對社交媒體的態(tài)度顯著相關(guān)。阮榮彬等[10]的研究結(jié)果表明，社會規(guī)范作為企業(yè)制度體系中的關(guān)鍵制度要素，多路徑影響企業(yè)管理者的價值觀與態(tài)度。

相關(guān)研究驗證了結(jié)果期待對于態(tài)度的影響。王季等[\"發(fā)現(xiàn)，在現(xiàn)有研究結(jié)論范疇內(nèi)，影響學(xué)術(shù)創(chuàng)業(yè)態(tài)度的核心要素集中于結(jié)果預(yù)期、預(yù)期結(jié)果感知效用兩方面。谷麗等1研究表明，行為態(tài)度的塑造受信念強度及預(yù)期結(jié)果評估的雙重作用，二者共同驅(qū)動行為態(tài)度的生成。徐袆飛等13的實證結(jié)果表明，期望結(jié)果作為重要因素，與個體主觀的行為傾向態(tài)度密切相關(guān)，對行為傾向態(tài)度產(chǎn)生顯著影響。鄧靈麗等[14]研究發(fā)現(xiàn)，期望績效和努力期望緊密相連，二者共同對使用態(tài)度施加影響。

相關(guān)研究驗證了態(tài)度對參與意愿的影響。張冬詠等1通過實證研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶針對耕地面源污染治理的態(tài)度，是影響其參與意愿的關(guān)鍵正向因素。楊娛等的研究結(jié)果表明，農(nóng)戶對于人居環(huán)境整治的態(tài)度至關(guān)重要，正向態(tài)度能夠顯著提升農(nóng)戶參與整治的積極性。陳明睿等發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶參與農(nóng)渠修建的意愿緊密關(guān)聯(lián)其態(tài)度。正向的態(tài)度會顯著促進農(nóng)戶投身農(nóng)渠修建的參與意愿。

相關(guān)研究驗證了行為控制對參與意愿的影響。趙新民等18發(fā)現(xiàn)，行為控制作為關(guān)鍵要素，對農(nóng)民參與意愿有著突出作用。賈亞娟等[9研究結(jié)果表明，行為控制作為關(guān)鍵變量，與農(nóng)村居民生活垃圾分類意愿呈顯著正相關(guān)。肖新成等2研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，行為控制是影響農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)面源污染調(diào)控意愿的關(guān)鍵因素，且呈顯著正向關(guān)系，能有效提升農(nóng)戶的參與意愿。

上述研究驗證了社會規(guī)范、結(jié)果期待、態(tài)度、行為控制、參與意愿之間的關(guān)系，參考以往研究結(jié)論，研究提出如下假設(shè)：

：社會規(guī)范顯著影響農(nóng)民參與環(huán)境治理的態(tài)度。

：結(jié)果期待顯著影響農(nóng)民參與環(huán)境治理的態(tài)度。

：農(nóng)民參與環(huán)境治理的態(tài)度顯著影響農(nóng)民參與環(huán)境治理的意愿

：行為控制顯著影響農(nóng)民參與環(huán)境治理的意愿。

研究構(gòu)建的農(nóng)民參與農(nóng)村環(huán)境治理意愿的理論模型，如圖1所示。

2 研究設(shè)計

2.1 研究對象

研究選取線上調(diào)查方式，針對山東省日照市莒縣農(nóng)民群體開展正式調(diào)研活動。為保證調(diào)查回收資料的有效性，問卷中設(shè)置過濾性問題，排除不符合要求的被調(diào)查者。2024年9月10日—9月21日實施正式調(diào)查，共收集213份有效問卷。研究被調(diào)查者基本信息如表1所示。

2.2 變量說明

研究選擇農(nóng)民參與農(nóng)村環(huán)境治理的意愿和態(tài)度作為因變量，選取態(tài)度、行為控制這兩個變量，作為影響農(nóng)民參與意愿的自變量；選取社會規(guī)范、結(jié)果期待作為影響態(tài)度的自變量。各量表均使用季克特五點計分方法。

2.2.1 社會規(guī)范

社會規(guī)范指個體感知的周邊人群對某行為的態(tài)度，一般來說，周邊人群認可度越高，個體實施該行為的意愿越強[7]。也就是說村莊或社區(qū)內(nèi)，整體對參與環(huán)境治理持積極態(tài)度，會影響其中的個體，使其更容易產(chǎn)生積極態(tài)度?！?1= 非常不同意”到“ 5= 非常同意”，得分越高表明農(nóng)民對于環(huán)境治理的態(tài)度受社會規(guī)范的影響越大。研究結(jié)果顯示，社會規(guī)范的克隆巴赫系數(shù)為0.712。

2.2.2 結(jié)果期待

結(jié)果期待指個體認定某特定行為必然引發(fā)確定結(jié)果，是其從事意向行為的衍生結(jié)果[21]。農(nóng)民對參與環(huán)境治理的結(jié)果期待，一方面體現(xiàn)在參與環(huán)境治理后會出現(xiàn)的結(jié)果；另一方面體現(xiàn)在這些既定結(jié)果于農(nóng)民而言具有的價值與重要程度，如改善居住環(huán)境、提升農(nóng)民收益等?！?1= 非常不同意”到 5= 非常同意”，得分越高表明農(nóng)民對于環(huán)境治理的態(tài)度受結(jié)果期待的影響越大。研究結(jié)果顯示，結(jié)果期待的克隆巴赫系數(shù)為0.878。

2.2.3 態(tài)度

態(tài)度隸屬心理學(xué)概念，指個體對特定事物、行為、思想所給予的認知評判。態(tài)度通常涵蓋認知、情感與行為表現(xiàn)3個維度，反映個體的主觀傾向[22]。農(nóng)民對環(huán)境治理的態(tài)度主要指農(nóng)民對環(huán)境治理的認知、責(zé)任感?！?1= 非常不同意”到“ 5= 非常同意”，得分越高表明參與意愿受態(tài)度的影響越大。研究結(jié)果顯示，態(tài)度的克隆巴赫系數(shù)為0.822。

2.2.4 行為控制

行為控制反映個體既往經(jīng)驗及預(yù)期阻礙狀況[23]。當農(nóng)民感知自身掌控的資源豐富、機會充裕，且預(yù)計面臨阻礙較少時，其行為控制水平隨之提升，也就更愿意參與環(huán)境治理行動。“ 1= 非常不同意”到“ 5= 非常同意”，得分越高表明參與意愿受行為控制的影響越大。研究結(jié)果顯示，行為控制的克隆巴赫系數(shù)為0.871。

2.2.5 參與意愿

參與意愿是指個體對執(zhí)行特定行為所做出的主觀概率評判。作為預(yù)判個體能否切實付諸行動的首要且直觀依據(jù)，參與意愿的強弱程度，能夠直觀且有效地預(yù)示個體后續(xù)是否將切實付諸行動[23]農(nóng)民參與環(huán)境治理意愿決定了后續(xù)參與環(huán)境治理行動的可能性?！?1= 非常不同意”到“ 5= 非常同意”，得分越高表明農(nóng)民越愿意參與環(huán)境治理。研究結(jié)果顯示，參與意愿的克隆巴赫系數(shù)為0.918。

3 結(jié)果與分析

3.1 信效度分析

3.1.1 信度與效度檢驗

由表2可知，研究中涉及的社會規(guī)范、結(jié)果期待、態(tài)度、行為控制與參與意愿這5個潛變量，其因子負荷量分布于 ，組成信度（CR）處于0.852＼～0.949，平均方差提取值（AVE）涵蓋 。綜合上述指標，充分顯示這5個潛變量均具有較高的信度和效度。

3.1.2 區(qū)別效度檢驗

依據(jù)FORNELL和LACKE24所提準則，若潛變量的平均方差提取值 （A V E） 開根號后數(shù)值大于其對應(yīng)變量的相關(guān)系數(shù)，即表明該潛變量具備區(qū)別效度。表3中，對角線加粗的數(shù)值分別是社會規(guī)范、結(jié)果期待、態(tài)度、行為控制以及參與意愿各自AVE的平方根，而對角線左下方的數(shù)值則用于指代這些變量彼此間的相關(guān)系數(shù)。經(jīng)比對，各潛變量的 A V E 平方根均高于對角線左下方的相關(guān)系數(shù)，由此可判定，研究涵蓋的社會規(guī)范、結(jié)果期待、態(tài)度、行為控制以及參與意愿等潛變量，均具有良好的區(qū)別效度。

3.2 假設(shè)檢驗

如表4所示，社會規(guī)范對農(nóng)民參與環(huán)境治理的態(tài)度呈現(xiàn)顯著影響，結(jié)果期待同樣顯著作用于該態(tài)度。此外，農(nóng)民參與環(huán)境治理的態(tài)度對農(nóng)民參與環(huán)境治理的意愿、行為控制對農(nóng)民參與環(huán)境治理的意愿均有顯著影響，以上影響均達到統(tǒng)計學(xué)顯著水平中 ?；诖藢嵶C結(jié)果，可知假設(shè)1、假設(shè)2、假設(shè)3和假設(shè)4均成立。

4結(jié)論與建議

4.1結(jié)論

研究探討了農(nóng)民對環(huán)境治理的態(tài)度和參與意愿的影響因素，對于提高農(nóng)民環(huán)保意識、引導(dǎo)農(nóng)民積極參與農(nóng)村環(huán)境治理行動有重要意義。主要研究結(jié)論如下。

4.1.1社會規(guī)范和結(jié)果期待對農(nóng)民在環(huán)境治理方面的態(tài)度呈現(xiàn)顯著影響

社會規(guī)范和結(jié)果期待對農(nóng)民對環(huán)境治理的態(tài)度呈現(xiàn)顯著影響，表明農(nóng)民越遵守社會規(guī)范、對環(huán)境治理的結(jié)果期待越高，態(tài)度越肯定。為提升農(nóng)民對環(huán)境治理的積極態(tài)度，應(yīng)當相應(yīng)提升農(nóng)民的社會規(guī)范和結(jié)果期待。例如，樹立榜樣示范，建立村規(guī)民約等來強化社會規(guī)范；通過實際案例和數(shù)據(jù)向農(nóng)民展示參與環(huán)境治理的直接和間接效益，來提升農(nóng)民對于參與環(huán)境治理結(jié)果期待。

4.1.2農(nóng)民對環(huán)境治理的態(tài)度和行為控制會顯著 影響農(nóng)民參與環(huán)境治理的意愿

農(nóng)民對環(huán)境治理的態(tài)度和行為控制顯著影響農(nóng)民參與環(huán)境治理的意愿，表明農(nóng)民對環(huán)境治理的態(tài)度越肯定、行為控制水平越高，參與環(huán)境治理的意愿就越高。為使農(nóng)民更加積極地參與環(huán)境治理活動，應(yīng)當培養(yǎng)農(nóng)民參與環(huán)境治理的積極態(tài)度，提升農(nóng)民的行為控制水平。

4.2 政策建議

基于上述研究結(jié)果，為進一步增強農(nóng)民對環(huán)境治理的積極態(tài)度，提升其參與農(nóng)村環(huán)境治理的活躍度，助力美麗鄉(xiāng)村建設(shè)，相關(guān)機構(gòu)可從社會規(guī)范、結(jié)果期待、態(tài)度及行為控制等方面著手推進。

4.2.1 強化社會規(guī)范

從社區(qū)互動層面出發(fā)，以村為單位組織農(nóng)民成立環(huán)?；ブ〗M，以此強化社區(qū)間聯(lián)系。小組內(nèi)成員相互監(jiān)督，確保環(huán)境治理行為符合規(guī)范，同時互相交流學(xué)習(xí)環(huán)境治理經(jīng)驗，推動共同進步。在輿論引導(dǎo)維度，建議在農(nóng)村搭建環(huán)保榮譽體系，對在環(huán)境治理領(lǐng)域表現(xiàn)優(yōu)異的農(nóng)民個體或家庭進行評選和公開表彰，以此激勵更多農(nóng)民遵循環(huán)境治理的社會規(guī)范，營造有利于農(nóng)村環(huán)境治理的良好輿論氛圍。

4.2.2 提升結(jié)果期待

為提升經(jīng)濟效益，政府與農(nóng)業(yè)科研機構(gòu)可于農(nóng)村協(xié)同構(gòu)建生態(tài)農(nóng)業(yè)示范園，推進生態(tài)農(nóng)業(yè)示范項目。通過示范園，直觀呈現(xiàn)生態(tài)農(nóng)業(yè)模式下的高效生產(chǎn)過程及憑借綠色、優(yōu)質(zhì)屬性所產(chǎn)生的高附加值產(chǎn)品，為農(nóng)民提供可供借鑒的經(jīng)濟發(fā)展模式。在環(huán)境信息公開方面，定期于農(nóng)村社區(qū)公布環(huán)境質(zhì)量監(jiān)測數(shù)據(jù)，同時對比環(huán)境治理前后的數(shù)據(jù)變化，讓農(nóng)民能夠直觀感受到環(huán)境治理對生活質(zhì)量的改善，進而增強其對環(huán)境治理的認同度與參與熱情。

4.2.3 引導(dǎo)態(tài)度

通過文化活動進行深度滲透，定期于農(nóng)村舉辦環(huán)保文化節(jié)等環(huán)保主題文化活動。借由這些活動，不斷強化社會對環(huán)境治理的共同價值認知，促使農(nóng)民在文化氛圍中形成并深化對環(huán)境治理的積極態(tài)度。開展綠色價值觀教育，將環(huán)境教育納人農(nóng)村學(xué)校課程體系，培養(yǎng)學(xué)生對環(huán)境保護的正確認知與責(zé)任感，為農(nóng)村環(huán)境治理奠定長遠的思想基礎(chǔ)。

4.2.4 優(yōu)化行為控制

在資源供給方面，設(shè)立專項補貼資金，助力農(nóng)民購置環(huán)保設(shè)備物資；針對農(nóng)民生態(tài)農(nóng)業(yè)項目，協(xié)調(diào)金融機構(gòu)提供利率、額度、期限優(yōu)惠的小額貸款，同時組織專家下鄉(xiāng)開展污染防治、生態(tài)修復(fù)等技術(shù)培訓(xùn)。在環(huán)境營造方面，大力推進基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，鋪設(shè)污水管網(wǎng)、建設(shè)處理設(shè)施，完善垃圾收運處置體系，確保污水與垃圾得到妥善處理。

參考文獻：

[1]王賓，于法穩(wěn).“十四五”時期推進農(nóng)村人居環(huán)境整治提升的戰(zhàn)略任務(wù)[J].改革，2021（3）：111-120.

[2]梁滿艷，李婷.鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略背景下農(nóng)民參與環(huán)境治理的優(yōu)化路徑研究：基于協(xié)商民主視角的思考[J].行政科學(xué)論壇，2021，8（6）：26-32.

[3]李小玲，劉華濤.多層次視角下農(nóng)村人居環(huán)境整治現(xiàn)狀及問題分析[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟，2023（12） ：54-57.

[4]黃云凌.農(nóng)村人居環(huán)境整治中的村民參與度研究：基于社區(qū)能力視角[J].農(nóng)村經(jīng)濟，2020（9）：123-129.

[5]李詠梅.農(nóng)村生態(tài)環(huán)境治理中的公眾參與度探析[J].農(nóng)村經(jīng)濟，2015（12）：94-99.

[6]蔣培.農(nóng)村環(huán)境內(nèi)發(fā)性治理的社會機制研究[J].南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2019，19（4） ： 49-57，157.

[7]周健，杜紅梅.養(yǎng)殖戶糞污資源化利用行為效果提升的組態(tài)路徑研究[J」.干旱區(qū)資源與環(huán)境，2024，38（2）：51-61.

[8]謝娟，王錚.命令性社會規(guī)范對社交媒體虛假信息糾正效果的影響研究[J].圖書情報工作，2024，68（7）：102-112.

[9]程慧.數(shù)字技術(shù)背景下大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意向影響因素分析：基于計劃行為理論和技術(shù)接受模型[J].科技管理研究，2023，43（18）：195-202.

[10]阮榮彬，陳莞.基于ISM框架的企業(yè)科技向善影響因素分析[J].科技進步與對策，2022，39（23） ：108-118.

[11]王季，耿健男，肖宇佳.從意愿到行為：基于計劃行為理論的學(xué)術(shù)創(chuàng)業(yè)行為整合模型[J].外國經(jīng)濟與管理，2020，42（7）：64-81.

[12]谷麗，任立強，洪晨，等.知識產(chǎn)權(quán)服務(wù)中合作創(chuàng)新行為的產(chǎn)生機理研究[J].科學(xué)學(xué)研究，2018，36（10）：1870-1878.

[13]徐祎飛，李彩香，姜香美.計劃行為理論（TPB）在志愿服務(wù)行為研究中的應(yīng)用[J].人力資源管理，2012（11）：102-104.

[14]鄧靈麗，覃聰.高職學(xué)生使用在線學(xué)習(xí)平臺的影響因素研究：基于UTAUT模型的分析[J].電腦知識與技術(shù)，2021，17（12）：10-13.

[15]張冬詠，林陽.耕地面源污染治理的農(nóng)戶參與意愿研究[J/OL].河南農(nóng)業(yè)大學(xué)報，1-13.（2024-09-03）[2024-10-20].https：//doi.0rg/10.16445/j.cnki.1000-2340.20240903.001.

[16]楊娛，王政，王文娟，等.提高農(nóng)戶參與農(nóng)村人居環(huán)境整治積極性的研究：基于天津市涉農(nóng)地區(qū)調(diào)查數(shù)據(jù)的分析[J.價格理論與實踐，2022（6）：113-116，194.

[17]陳明睿，陳英，謝保鵬，等.計劃行為理論視角下農(nóng)戶參與農(nóng)渠修建的意愿及其影響因素研究[J].干旱區(qū)資源與環(huán)境，2024，38（9）：67-75.

[18]趙新民，姜蔚，程文明.基于計劃行為理論的農(nóng)村居民參與人居環(huán)境治理意愿研究：以新疆為例[J].生態(tài)與農(nóng)村環(huán)境學(xué)報，2021，37（4）：439-447.

[19]賈亞娟，葉凌云，趙敏娟.村莊制度對農(nóng)村居民生活垃圾分類治理行為的影響研究：基于計劃行為理論的分析[J].生態(tài)經(jīng)濟，2023，39（9）：199-205.

[20]肖新成，何丙輝，倪九派，等，三峽生態(tài)屏障區(qū)農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)面源污染調(diào)控的意愿和行為分析[J].西南大學(xué)學(xué)報（自然科學(xué)版），2015，37（5） ： 136-145.

[21]BETZ N E，VOYTENK K.Efficacy and outcome expectations influence career exploration and decidedness [J].Career Development Quarterly， 1997，46（2）：179-189.

[22]MOORE G C，BENBASAT I.Developmentof an instrument to measure the perceptions of adopting an information technology innovation[J]. InformationSystemsResearch，1991，2（3）：192-222.

[23]AJZEN I.The theory of planned behavior [J].Organizational Behavior and Human Decision Processes，1991，50（2）：179-211.

[24]FORNELL C，LARCKER D F.Evaluating structural equation models with unobservable variablesand measurement error[J].Journal ofMarketingResearch，1981，18（1）：39-50.