地方依戀對(duì)保護(hù)區(qū)周邊農(nóng)戶生態(tài)保護(hù)行為的影響

中圖分類號(hào) F326.2；X36 文獻(xiàn)標(biāo)志碼A 文章編號(hào)1002-2104（2025）04-0190-10 DOI:10.12062/cpre.20241130

保護(hù)區(qū)周邊農(nóng)戶是生物多樣性保護(hù)的重要主體，農(nóng)戶行為直接影響到生物多樣性保護(hù)效果[1-2]。根據(jù)生態(tài)環(huán)境部發(fā)布的《2023中國(guó)生態(tài)環(huán)境狀況公報(bào)》：截至2023年，中國(guó)建立各級(jí)各類保護(hù)地約占陸域國(guó)土面積的 18% O2014年保護(hù)區(qū)總?cè)丝谝殉^(guò)1260萬(wàn)人，125個(gè)國(guó)家級(jí)自然保護(hù)區(qū)的核心區(qū)總?cè)丝诩s32萬(wàn)人[3]。由于保護(hù)區(qū)大多分布在基礎(chǔ)設(shè)施差、經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)的偏遠(yuǎn)山區(qū)，周邊農(nóng)戶的日常生計(jì)和收入直接依賴當(dāng)?shù)氐淖匀毁Y源[4-5]。據(jù)中國(guó)第四次大熊貓調(diào)查數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，大熊貓棲息地內(nèi)及周邊社區(qū)農(nóng)戶農(nóng)林業(yè)收入仍占家庭總收入的 56.32%^[6] 。農(nóng)戶積極的保護(hù)行為對(duì)自然資源的合理利用、生態(tài)環(huán)境的保護(hù)至關(guān)重要，而其消極的保護(hù)行為會(huì)對(duì)保護(hù)區(qū)野生動(dòng)植物造成嚴(yán)重威脅。農(nóng)戶既是周邊社區(qū)的重要行為主體和基本決策單位，也是自然資源的利用者和生態(tài)保護(hù)的執(zhí)行者，其保護(hù)態(tài)度和行為是影響保護(hù)成效的關(guān)鍵因素。事實(shí)上，地方依戀等社會(huì)情感聯(lián)結(jié)在現(xiàn)代生態(tài)環(huán)境治理中起著不可忽視的作用[8-10]。在鄉(xiāng)土中國(guó)，“安土重遷”“落葉歸根”等文風(fēng)習(xí)尚塑造了農(nóng)戶對(duì)村莊的強(qiáng)烈依戀感[8]。出于“村莊成員\"的身份認(rèn)同和歸屬感，地方依戀較高的農(nóng)戶會(huì)將村莊可持續(xù)發(fā)展的集體目標(biāo)視作個(gè)體行動(dòng)目標(biāo)，更愿意為生態(tài)保護(hù)投人更多精力[9?？傮w來(lái)看，實(shí)證檢驗(yàn)地方依戀對(duì)保護(hù)區(qū)周邊農(nóng)戶生態(tài)保護(hù)行為的影響有益于維持保護(hù)區(qū)人與自然和諧共生并永續(xù)發(fā)展。

1文獻(xiàn)回顧與研究假說(shuō)

1.1文獻(xiàn)回顧

地方依戀一詞最早由Shumaker等[11]于1983年提出，反映人與特定地方互動(dòng)作用形成的情感聯(lián)結(jié)，這種情感聯(lián)結(jié)會(huì)影響人的行為決策。在地方依戀測(cè)度的研究中，量表法被廣泛應(yīng)用[12]。在維度劃分上，有二維劃分：地方依賴和地方認(rèn)同維度13；三維劃分：地方認(rèn)同、地方依賴和社會(huì)紐帶[14]；四維劃分：地方認(rèn)同、情感依戀、社交聯(lián)系和地方依賴15；五維劃分：地方熟悉性、地方認(rèn)同、地方歸屬感、地方根基和地方依賴16；多維劃分：總體依戀、外部評(píng)價(jià)、承諾感、熟悉性的感知，以及與個(gè)人過(guò)去的連貫性等[17]。本研究借鑒Chen等[15]、王學(xué)婷等[8]的維度劃分方法綜合評(píng)估農(nóng)戶地方依戀，其中情感型依戀包括地方認(rèn)同和情感依戀，物理型依戀包括社交聯(lián)系和地方依賴。地方認(rèn)同反映農(nóng)戶對(duì)村莊特有歷史文化、傳統(tǒng)習(xí)俗和價(jià)值觀念的心理認(rèn)同；情感依戀反映農(nóng)戶對(duì)村莊的喜愛(ài)和眷戀；社交聯(lián)系反映與親人、朋友、村干部等的交流以及基于共同歷史、興趣的聯(lián)系；地方依賴反映村莊滿足農(nóng)戶物質(zhì)需求而產(chǎn)生的功能性依賴[8.15]

地方依戀是生態(tài)保護(hù)的關(guān)鍵內(nèi)在驅(qū)動(dòng)力[8]。過(guò)去學(xué)者們關(guān)注農(nóng)戶偏好、生計(jì)資本、政策環(huán)境等因素對(duì)農(nóng)戶生態(tài)保護(hù)行為的影響[18-19]。最近研究表明，地方依戀等與個(gè)體情感、認(rèn)知與文化相關(guān)的因素在引導(dǎo)個(gè)體參與生態(tài)保護(hù)中發(fā)揮了重要作用。如社區(qū)居民的依戀感激發(fā)了其與社區(qū)環(huán)境的良性互動(dòng)[20-21]；游客的依戀情感促進(jìn)了其對(duì)旅游地的親環(huán)境行為[22-23]；高管的家鄉(xiāng)認(rèn)同增加了其對(duì)家鄉(xiāng)的環(huán)境治理投資[10]。顯然，地方依戀正成為生態(tài)保護(hù)的關(guān)鍵線索。受幾千年傳統(tǒng)儒家思想和宗族文化的影響，中國(guó)農(nóng)民的“鄉(xiāng)土情結(jié)”非常深厚。但遺憾的是，鮮有研究探討此種特殊心理因素如何影響中國(guó)自然保護(hù)區(qū)周邊社區(qū)農(nóng)戶開(kāi)展生態(tài)保護(hù)。此外，地方依戀是改善當(dāng)?shù)鼐用竦谋Ｗo(hù)態(tài)度[24]、增強(qiáng)其與居住地聯(lián)系[25]的關(guān)鍵因素之一。作為計(jì)劃行為理論的核心內(nèi)容，行為態(tài)度對(duì)實(shí)際行為的正向影響已達(dá)成基本共識(shí)；而個(gè)體與特定地方的聯(lián)系越強(qiáng)，更傾向?qū)ζ涞谋Ｗo(hù)計(jì)劃的推廣落實(shí)[26]。因此，保護(hù)態(tài)度和保護(hù)區(qū)聯(lián)系可能在地方依戀對(duì)保護(hù)區(qū)農(nóng)戶個(gè)體生態(tài)保護(hù)行為的影響中發(fā)揮重要的中介作用。特別地，針對(duì)不同社會(huì)信任水平、非農(nóng)收人比重的農(nóng)戶，其與地方接觸的廣度和深度有較大差異，導(dǎo)致其地方依戀的程度亦有差別，那么地方依戀對(duì)其生態(tài)保護(hù)行為的影響可能存在異質(zhì)性。但目前尚未有文章對(duì)上述影響機(jī)制和異質(zhì)性進(jìn)行深人分析與檢驗(yàn)。

綜上，為彌補(bǔ)已有文獻(xiàn)的不足，本研究主要從3個(gè)方面做出探索：第一，在研究視角上，立足鄉(xiāng)土中國(guó)和人地關(guān)系，探討地方依戀對(duì)農(nóng)戶生態(tài)保護(hù)行為的影響，嘗試實(shí)現(xiàn)“減少自然資源利用”和“促進(jìn)自然環(huán)境保護(hù)”雙重目標(biāo)。第二，在研究?jī)?nèi)容上，從保護(hù)態(tài)度和保護(hù)區(qū)聯(lián)系兩方面實(shí)證檢驗(yàn)影響機(jī)制，從社會(huì)信任水平和非農(nóng)收入比重兩個(gè)維度進(jìn)行異質(zhì)性分析，解構(gòu)二者的內(nèi)在關(guān)系。第三，在研究方法上，一是引入“是否為村內(nèi)大姓”“居住年限”作為地方依戀的工具變量以消除潛在的內(nèi)生性問(wèn)題；二是既有研究中的結(jié)構(gòu)方程模型不適合處理顯變量，因此作者采用加人工具變量的Tobit、Probit模型實(shí)證檢驗(yàn)地方依戀對(duì)保護(hù)區(qū)農(nóng)戶生產(chǎn)決策行為、環(huán)境責(zé)任行為的影響。

1. 2 研究假設(shè)

針對(duì)地方依戀對(duì)農(nóng)戶生態(tài)保護(hù)行為的影響，最具代表性的理論是“環(huán)境心理學(xué)理論\"8]。諸多研究表明，地方依戀對(duì)個(gè)體生態(tài)保護(hù)行為具有積極影響[22-23]。保護(hù)區(qū)大多分布在偏遠(yuǎn)山區(qū)，周邊社區(qū)農(nóng)戶通常因血緣、婚姻、鄰居和村莊環(huán)境等紐帶達(dá)成共識(shí)5。根植于“熟人社會(huì)”的農(nóng)村地區(qū)，其“鄉(xiāng)音鄉(xiāng)情\"包含更多特殊的情感因素[8]。作為保護(hù)區(qū)農(nóng)戶與村莊的情感紐帶，地方依戀會(huì)外化為參與生態(tài)保護(hù)的行為機(jī)制[27]，主要表現(xiàn)為：一是地方依戀會(huì)減少保護(hù)區(qū)農(nóng)戶以犧牲生態(tài)環(huán)境為代價(jià)的生產(chǎn)決策行為。“理性人”假設(shè)強(qiáng)調(diào)個(gè)體是自利的，其自標(biāo)是追求利潤(rùn)最大化，這意味著受益于某些資源的農(nóng)戶可能會(huì)增加資源利用強(qiáng)度[28]。但環(huán)境心理學(xué)者Kyle等[14]也發(fā)現(xiàn)，地方依戀可以帶來(lái)對(duì)環(huán)境保護(hù)更多的關(guān)注與投入。地方依戀程度較強(qiáng)的農(nóng)戶因擁有對(duì)村莊的長(zhǎng)遠(yuǎn)期待，更傾向于將集體利益置于個(gè)人利益之上。出于村莊的情感表達(dá)，地方依戀將會(huì)減少農(nóng)戶以犧牲環(huán)境為代價(jià)的短視想法與利己行為[8]。二是地方依戀會(huì)促使保護(hù)區(qū)農(nóng)戶采取有益于生態(tài)環(huán)境的行動(dòng)。隨著時(shí)間推移，農(nóng)戶在與村莊互動(dòng)的過(guò)程中對(duì)其產(chǎn)生深刻的情感聯(lián)結(jié)。當(dāng)此情感形成后，農(nóng)戶在日常生活、生產(chǎn)中更易產(chǎn)生環(huán)境友好行為，并且地方依戀程度與社區(qū)環(huán)境保護(hù)參與度的預(yù)測(cè)情況呈正相關(guān)[12]。基于上述分析，提出研究假設(shè)H1。

H1：地方依戀對(duì)保護(hù)區(qū)周邊農(nóng)戶有損生態(tài)保護(hù)的生產(chǎn)決策行為有顯著負(fù)向影響，對(duì)其環(huán)境責(zé)任行為有顯著正向影響。

計(jì)劃行為理論中，態(tài)度是影響個(gè)體行為意向和實(shí)際行為的關(guān)鍵因素。進(jìn)一步地，對(duì)某地持有更積極保護(hù)態(tài)度的個(gè)體，往往表現(xiàn)出更強(qiáng)的保護(hù)意向，即更愿意參與到該地的生態(tài)保護(hù)實(shí)際行動(dòng)當(dāng)中[29]。而地方依戀因其重要的社區(qū)情感定位會(huì)引起個(gè)體的地方依賴感產(chǎn)生與社會(huì)責(zé)任感被激發(fā)，使個(gè)體認(rèn)為居住地是自我認(rèn)同的組成部分，從而正向影響農(nóng)戶的保護(hù)態(tài)度[12.30]。Walker等[31]學(xué)者實(shí)證分析得出，農(nóng)戶會(huì)出于對(duì)地方的認(rèn)同和欣賞而對(duì)保護(hù)計(jì)劃持支持態(tài)度。據(jù)此，提出研究假設(shè)H2。

H2：保護(hù)態(tài)度在地方依戀對(duì)保護(hù)區(qū)農(nóng)戶生態(tài)保護(hù)行為的影響中起到中介作用。

保護(hù)區(qū)聯(lián)系表現(xiàn)為積極參與保護(hù)區(qū)的管理與決策。保護(hù)區(qū)聯(lián)系能通過(guò)農(nóng)戶與保護(hù)區(qū)人員彼此間較高的信任水平、較高的信息傳播信任度等激勵(lì)保護(hù)區(qū)農(nóng)戶個(gè)體產(chǎn)生生態(tài)保護(hù)行為[32]。保護(hù)區(qū)聯(lián)系越強(qiáng)，越能提高農(nóng)戶對(duì)保護(hù)工作的感知程度，使得農(nóng)戶更傾向于協(xié)助生態(tài)保護(hù)計(jì)劃的推廣落實(shí)，還能有效抑制農(nóng)戶進(jìn)行非法狩獵、采礦行為[29]。而對(duì)保護(hù)區(qū)村莊有更強(qiáng)依戀情感的農(nóng)戶個(gè)體往往能與當(dāng)?shù)乇Ｗo(hù)人員保持更緊密的聯(lián)系，因此農(nóng)戶的地方歸屬感能促使農(nóng)戶與保護(hù)區(qū)人員彼此愿意形成長(zhǎng)期穩(wěn)定的良好關(guān)系[8]。據(jù)此，提出研究假設(shè)H3。

H3：保護(hù)區(qū)聯(lián)系在地方依戀對(duì)保護(hù)區(qū)農(nóng)戶生態(tài)保護(hù)行為的影響中起到中介作用。

2 研究方法與說(shuō)明

2.1 數(shù)據(jù)說(shuō)明

研究區(qū)域選擇四川省和陜西省共15個(gè)大熊貓自然保護(hù)區(qū)，研究數(shù)據(jù)來(lái)自課題組2020年9月至2021年4月的實(shí)地調(diào)研。本研究根據(jù)《全國(guó)大熊貓自然保護(hù)區(qū)名錄》將調(diào)研范圍劃定為野生大熊貓種群高密度地區(qū)一一四川省和陜西省。四川省現(xiàn)有大熊貓自然保護(hù)區(qū)46個(gè)，陜西省現(xiàn)有大熊貓自然保護(hù)區(qū)16個(gè)，根據(jù) 20% 的抽樣標(biāo)準(zhǔn)，抽取四川省10個(gè)自然保護(hù)區(qū)和陜西省5個(gè)自然保護(hù)區(qū)進(jìn)行調(diào)研。

調(diào)研前，調(diào)研人員均接受了研究方法和數(shù)據(jù)收集的系統(tǒng)培訓(xùn)。調(diào)研過(guò)程中，調(diào)研人員采用農(nóng)村快速評(píng)估方法（rapidruralappraisal，RRA）農(nóng)戶一對(duì)一訪問(wèn)以及與村干部座談等方式獲得一手調(diào)研數(shù)據(jù)。農(nóng)戶樣本抽樣過(guò)程遵循隨機(jī)抽樣原則，采取多階段整群抽樣的方法。首先，依據(jù)保護(hù)區(qū)級(jí)別和地理位置，在四川省和陜西省分別選取了10個(gè)自然保護(hù)區(qū)和5個(gè)自然保護(hù)區(qū)。其次，在每個(gè)樣本保護(hù)區(qū)周邊抽取4個(gè)村莊。村莊的選取采用立意抽樣中的異質(zhì)抽樣法。即在每個(gè)樣本保護(hù)區(qū)內(nèi)分別選擇較富裕的一個(gè)村和較貧困的一個(gè)村進(jìn)行調(diào)查；對(duì)保護(hù)區(qū)外作相同處理。最后，在行政村干部和相關(guān)管理人員協(xié)助下，每個(gè)村莊隨機(jī)選取10\\~15戶農(nóng)戶進(jìn)行調(diào)研。共計(jì)調(diào)研15個(gè)大熊貓自然保護(hù)區(qū)、56個(gè)村莊，獲取695份有效問(wèn)卷，問(wèn)卷有效率 96.3% 。調(diào)研過(guò)程中長(zhǎng)期居住本地的戶主是訪問(wèn)的主要對(duì)象，戶主不在的情況下調(diào)研人員對(duì)其配偶或18歲以上的成年子女進(jìn)行調(diào)查。調(diào)研結(jié)束后，調(diào)研人員交叉檢查3遍以上確保調(diào)研數(shù)據(jù)質(zhì)量。

2.2變量說(shuō)明

2.2.1被解釋變量

農(nóng)戶的保護(hù)行為對(duì)生態(tài)環(huán)境和生物多樣性保護(hù)影響的邏輯框架如圖1所示。保護(hù)區(qū)農(nóng)戶同時(shí)兼任自然資源利用者和生態(tài)保護(hù)執(zhí)行者兩種角色，其行為直接影響保護(hù)成效[1]。而保護(hù)成效的提高，取決于降低以犧牲自然資源為代價(jià)的生產(chǎn)決策，以及采取以改善生態(tài)環(huán)境為目標(biāo)的保護(hù)行動(dòng)[5.33]。因此作者將農(nóng)戶行為分為兩大行為：生產(chǎn)決策行為（薪材采集量、野生植物采集量和農(nóng)藥化肥施用量）環(huán)境責(zé)任行為（是否定點(diǎn)處理生活垃圾和生活廢水；是否會(huì)勸說(shuō)他人采取對(duì)環(huán)境有利行為；是否阻正或舉報(bào)過(guò)保護(hù)區(qū)內(nèi)的非法狩獵、非法采礦、非法采伐等非法行為）。作為大熊貓保護(hù)區(qū)周邊社區(qū)農(nóng)戶的主要資源利用方式，薪材采集和野生植物采集或直接、或間接地對(duì)生態(tài)環(huán)境保護(hù)造成一定影響。譬如薪材采集通常被認(rèn)為是環(huán)境退化或毀林的重要指標(biāo)。保護(hù)區(qū)藥用和經(jīng)濟(jì)野生植物被過(guò)度、盲目挖采，保護(hù)野生植物已是亟待解決的問(wèn)題2。保護(hù)區(qū)周邊農(nóng)戶主要的自然資源利用方式還包括墾荒耕種°，而農(nóng)藥化肥是不可或缺的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素。既有研究表明，農(nóng)藥化肥大量施用致使種植區(qū)域遭受農(nóng)業(yè)面源污染和物種生存不安全等威脅[34]。

2.2.2核心解釋變量

本研究通過(guò)四維量表（地方認(rèn)同、情感依戀、社交聯(lián)系、地方依賴)評(píng)估農(nóng)戶的地方依戀水平。具體測(cè)量指標(biāo)體系分為4個(gè)一級(jí)指標(biāo)和10個(gè)二級(jí)指標(biāo)，每個(gè)指標(biāo)從“不同意\"到“非常同意\"分別賦值為1\\~5，并運(yùn)用熵值法對(duì)以上10個(gè)指標(biāo)進(jìn)行賦值。權(quán)重結(jié)果見(jiàn)表1。由表1可知，樣本農(nóng)戶的地方依戀程度較高，其中地方認(rèn)同和情感依戀的均值分別為4.182和4.111，社交聯(lián)系和地方依賴的均值分別為3.820和4.115，農(nóng)戶對(duì)村莊的情感型依戀程度高于其物理型依戀。這表明，隨著鄉(xiāng)村社會(huì)的不斷變遷，相比于物質(zhì)需求上的依賴，農(nóng)戶更需要情感上的眷戀和歸屬。

2.2.3控制變量

參照段偉等5的研究，模型加入農(nóng)戶個(gè)體基本特征、家庭基本特征、家庭資源情況、家庭生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)情況進(jìn)行控制。其中農(nóng)戶個(gè)體基本特征包括年齡、性別、受教育年限、健康程度。家庭基本特征包括居住地位置、居住地到鎮(zhèn)中心的距離、勞動(dòng)力數(shù)量及外出務(wù)工人員數(shù)量。家庭資源情況包括耕地面積和林地面積。家庭生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)狀況通過(guò)調(diào)查農(nóng)戶在種植業(yè)、林業(yè)、養(yǎng)殖業(yè)等方面的生產(chǎn)行為進(jìn)行表征，并基于此計(jì)算農(nóng)戶過(guò)去一年全年的收人情況。

2.2.4中介變量

本研究第一個(gè)中介變量為生態(tài)保護(hù)態(tài)度，反映農(nóng)戶對(duì)生態(tài)保護(hù)的認(rèn)知與評(píng)價(jià)2，題項(xiàng)以“生態(tài)保護(hù)同經(jīng)濟(jì)發(fā)展相比是否更重要？”進(jìn)行表征。第二個(gè)中介變量為保護(hù)區(qū)聯(lián)系，用農(nóng)戶每年接觸保護(hù)區(qū)管理人員的次數(shù)表示。

本研究所選取的變量具體含義及描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表2。

2.3模型選擇

2.3.1基準(zhǔn)模型選擇

內(nèi)生變量識(shí)別。估計(jì)地方依戀對(duì)農(nóng)戶保護(hù)行為的影響面臨的最大挑戰(zhàn)是互為因果問(wèn)題，即農(nóng)戶參與村莊環(huán)境保護(hù)也會(huì)帶來(lái)村莊生態(tài)環(huán)境的改善，進(jìn)而通過(guò)生態(tài)宜居增進(jìn)農(nóng)戶對(duì)村莊的依戀程度[8]。

作者借鑒朱文玨等[35]、袁微[36]處理Tobit模型、Probit模型內(nèi)生性問(wèn)題的做法，使用是否為村莊大姓和居住年限作為工具變量對(duì)模型估計(jì)結(jié)果進(jìn)行修正，從而得到一致無(wú)偏估計(jì)。使用此工具變量的原因有二：其一，村莊大姓和居住年限能夠表達(dá)農(nóng)戶的家庭宗族力量，其與農(nóng)戶地方依戀程度緊密相連[12]。姓氏是村莊大姓、居住年限越長(zhǎng)的農(nóng)戶與村莊關(guān)系群體，包括親戚、鄰居和村支書等往來(lái)更密切，由此形成更強(qiáng)的社交聯(lián)系與家鄉(xiāng)依戀感。其二，是否為村莊大姓、居住年限與農(nóng)戶的保護(hù)行為沒(méi)有直接關(guān)聯(lián)。是否為村莊大姓取決于農(nóng)戶宗族力量、居住年限取決于農(nóng)戶居住偏好決策，而農(nóng)戶保護(hù)行為主要受到經(jīng)濟(jì)、社會(huì)心理、政策等因素的影響。因此，選取的工具變量與農(nóng)戶保護(hù)行為無(wú)關(guān)。

模型選擇。薪材采集、野生植物采集、農(nóng)藥化肥施用等行為都存在零值觀察數(shù)據(jù)，即因變量受限于截尾數(shù)據(jù)不再滿足正態(tài)分布假定，用普通最小二乘法估計(jì)會(huì)導(dǎo)致偏誤，因此作者采用加入工具變量的Tobit模型分析地方依戀對(duì)上述生產(chǎn)決策行為的影響。定點(diǎn)排污、生態(tài)宣傳、阻止/舉報(bào)非法行為等因變量為二元離散變量，故采用加入工具變量的 Probit 模型分析地方依戀對(duì)上述環(huán)境責(zé)任行為的影響。

為了驗(yàn)證上述理論假設(shè)，作者將實(shí)證模型設(shè)定如下：

B_i=α₀+α₁P_i+α₂X_i+μ_i

式中： B_i 表示農(nóng)戶 i 保護(hù)行為的一系列指標(biāo)，包括生產(chǎn)決策行為和環(huán)境責(zé)任行為； P_i 表示農(nóng)戶 i 的地方依戀； X_i 為控制變量： ?_;μi 為隨機(jī)干擾項(xiàng)； α₀ 為常數(shù)項(xiàng)； α₁ 和 α₂ 為待估參數(shù)。

2.3.2 中介效應(yīng)

為了深入理解地方依戀在農(nóng)戶生態(tài)保護(hù)方面的內(nèi)在作用機(jī)理，本研究將通過(guò)生態(tài)保護(hù)態(tài)度及保護(hù)區(qū)聯(lián)系兩個(gè)中介變量進(jìn)行機(jī)制分析。具體模型如下：

式中 :A_i 為農(nóng)戶的生態(tài)保護(hù)態(tài)度， C_i 為農(nóng)戶與保護(hù)區(qū)的聯(lián)系， φ，δ，γ，σ 為待估參數(shù) ?，μ_i 為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

3實(shí)證結(jié)果與分析

3.1 基準(zhǔn)模型結(jié)果

表3的回歸結(jié)果表示地方依戀對(duì)保護(hù)區(qū)農(nóng)戶生態(tài)保護(hù)行為的總效應(yīng)。“地方依戀”的外生性假設(shè)可以通過(guò)觀察Wald外生性檢驗(yàn)得到驗(yàn)證。表3中的薪材采集、野生植物采集和農(nóng)藥化肥施用的估計(jì)結(jié)果表明，卡方值均在1% 的統(tǒng)計(jì)水平上顯著；定點(diǎn)排污、生態(tài)宣傳的估計(jì)結(jié)果表明，卡方值均在 1% 的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，即“地方依戀”是內(nèi)生變量。兩個(gè)工具變量均在 1% 的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明不是弱工具變量。

由總體樣本回歸結(jié)果可知，在生產(chǎn)決策方面，地方依戀對(duì)農(nóng)戶薪材采集、野生植物采集和農(nóng)藥化肥施用產(chǎn)生顯著負(fù)向影響。而在環(huán)境保護(hù)方面，地方依戀對(duì)農(nóng)戶定點(diǎn)排污、生態(tài)宣傳產(chǎn)生顯著正向影響。主要原因是農(nóng)戶對(duì)鄉(xiāng)村的依戀是一種積極的情感紐帶或聯(lián)系，一方面農(nóng)戶會(huì)減少以犧牲自然資源為代價(jià)的生產(chǎn)決策行為14，另一方面農(nóng)戶在日常生活、生產(chǎn)中更易產(chǎn)生環(huán)境友好行為。此外，地方依戀在一定程度上對(duì)農(nóng)戶阻止/舉報(bào)非法行為有正向影響，但該影響在統(tǒng)計(jì)水平上不顯著?？赡艿慕忉屖窃谧匀槐Ｗo(hù)區(qū)中對(duì)于非法狩獵、非法采集等違法行為管控嚴(yán)格，故此類行為很少發(fā)生。

就其他控制變量而言，年齡對(duì)農(nóng)戶的野生植物采集行為和定點(diǎn)排污行為有顯著負(fù)向影響；受教育水平對(duì)農(nóng)戶的生態(tài)宣傳行為有顯著的正向影響；健康程度對(duì)農(nóng)戶的薪材采集、野生植物采集、定點(diǎn)排污和生態(tài)宣傳行為均有顯著的負(fù)向影響；居住地位置對(duì)農(nóng)戶的薪材采集有顯著的負(fù)向影響，對(duì)農(nóng)戶的環(huán)境責(zé)任行為均有顯著的正向影響，這表明居住在保護(hù)區(qū)外的農(nóng)戶通常選擇回報(bào)率較高的工作，而不是依賴于利用自然資源；外出務(wù)工人數(shù)對(duì)農(nóng)戶的薪材采集行為有顯著的負(fù)向影響，可能是因?yàn)閯趧?dòng)力外出務(wù)工導(dǎo)致家庭內(nèi)部資源利用等傳統(tǒng)的勞動(dòng)分工模式被打破。

3.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本研究將采取兩種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)?？紤]到熵值法計(jì)算指標(biāo)權(quán)重時(shí)未考慮變量之間的相關(guān)性，因此在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中使用主成分分析法來(lái)確定地方依戀子指標(biāo)的權(quán)重，并重新擬合回歸模型。第二，考慮到大部分老年人居住年限長(zhǎng)導(dǎo)致其地方依戀心理更為強(qiáng)烈，為檢驗(yàn)回歸結(jié)果是否會(huì)受此類特殊樣本影響，剔除老一代戶主（60歲以上)進(jìn)一步回歸，結(jié)果見(jiàn)表4。穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果與基準(zhǔn)模型結(jié)果一致，表明基準(zhǔn)模型實(shí)證結(jié)果較為穩(wěn)健。

3.3 異質(zhì)性分析

為了探究不同非農(nóng)收入比重、不同社會(huì)信任水平的保護(hù)區(qū)農(nóng)戶在地方依戀影響其生態(tài)保護(hù)行為中的差異，本研究將進(jìn)一步做如下異質(zhì)性檢驗(yàn)。

3.3.1非農(nóng)收入比重

依據(jù)非農(nóng)收入比重是否高于全樣本非農(nóng)收入比重的均值，本研究將保護(hù)區(qū)農(nóng)戶分為非農(nóng)收入比重較高組和非農(nóng)收入比重較低組。由表5可知，地方依戀對(duì)兩組農(nóng)戶生態(tài)保護(hù)行為的影響存在明顯差異。在生產(chǎn)決策方面，地方依戀對(duì)非農(nóng)收人比重較高組農(nóng)戶的薪材采集、農(nóng)藥化肥施用、野生植物采集影響顯著為負(fù)，對(duì)非農(nóng)收入比重較低組影響均不顯著，說(shuō)明兩組農(nóng)戶生產(chǎn)決策行為的負(fù)向影響存在顯著差異。這是因?yàn)榉寝r(nóng)收入比重較低的農(nóng)戶收入來(lái)源單一，自然資源依賴程度高，地方依戀對(duì)非農(nóng)收人比重較高農(nóng)戶的生產(chǎn)決策行為影響更大。在環(huán)境責(zé)任行為方面，地方依戀對(duì)兩組農(nóng)戶的定點(diǎn)排污行為、阻止/舉報(bào)非法行為的影響沒(méi)有明顯差異。非農(nóng)收入比重較高的農(nóng)戶，地方依戀對(duì)生態(tài)宣傳行為的正向影響更顯著，可能是因?yàn)檫@類農(nóng)戶對(duì)自然資源的依賴性較低，更愿意主動(dòng)倡導(dǎo)并傳播生態(tài)環(huán)境保護(hù)理念。

3.3.2社會(huì)信任水平

依據(jù)社會(huì)信任水平是否高于全樣本社會(huì)信任水平的均值，本研究將保護(hù)區(qū)農(nóng)戶分為社會(huì)信任較高組和社會(huì)信任較低組。由表5可知，地方依戀對(duì)兩組農(nóng)戶生態(tài)保護(hù)行為的影響具有異質(zhì)性。在生產(chǎn)決策方面，地方依戀對(duì)社會(huì)信任較高組農(nóng)戶的農(nóng)藥化肥施用、薪材采集、野生植物采集的影響顯著為負(fù)；而對(duì)社會(huì)信任較低組的影響均不顯著。可能的解釋是，自然資源與環(huán)境屬于公共物品，在中國(guó)人情社會(huì)背景下，社區(qū)社會(huì)信任較高的農(nóng)戶，因與鄰里、村干部維系穩(wěn)定互惠關(guān)系，更易推動(dòng)保護(hù)區(qū)自然資源治理中的集體行動(dòng)，表現(xiàn)為信息共享、行為協(xié)作與相互約束。在環(huán)境責(zé)任行為方面，地方依戀對(duì)兩組農(nóng)戶的定點(diǎn)排污行為、阻止/舉報(bào)非法行為的影響沒(méi)有明顯差異。

3.4中介效應(yīng)分析

本研究運(yùn)用Sobel、Bootstrap中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，進(jìn)一步實(shí)證分析了保護(hù)態(tài)度、保護(hù)區(qū)聯(lián)系在地方依戀與農(nóng)戶生態(tài)保護(hù)行為之間的中介效應(yīng)。在表6中，系數(shù)值分別表示地方依戀對(duì)中介變量、中介變量對(duì)農(nóng)戶生態(tài)保護(hù)行為的影響。中介效應(yīng)系數(shù)則表示地方依戀通過(guò)中介變量對(duì)農(nóng)戶生態(tài)保護(hù)行為產(chǎn)生的影響。

3.4.1保護(hù)態(tài)度的中介效應(yīng)

地方依戀對(duì)保護(hù)態(tài)度的估計(jì)系數(shù)顯著為正，表明農(nóng)戶的地方依戀對(duì)其保護(hù)態(tài)度有積極作用；保護(hù)態(tài)度對(duì)薪材采集、野生植物采集和農(nóng)藥化肥施用的影響均在 5% 統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)；對(duì)定點(diǎn)排污、生態(tài)宣傳的影響分別在1%5% 統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正。這表明隨著農(nóng)戶地方依戀的加深，其保護(hù)態(tài)度也不斷改善，進(jìn)而減少資源利用并促進(jìn)其環(huán)境責(zé)任行為的實(shí)施，研究假設(shè)H2成立。

3.4.2保護(hù)區(qū)聯(lián)系的中介效應(yīng)

地方依戀對(duì)保護(hù)區(qū)聯(lián)系的估計(jì)系數(shù)顯著為正，表明農(nóng)戶的地方依戀正向促進(jìn)其與保護(hù)區(qū)的聯(lián)系；保護(hù)區(qū)聯(lián)系對(duì)薪材采集、野生植物采集和農(nóng)藥化肥施用的影響分別在 1%1% 和 5% 統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)；對(duì)定點(diǎn)排污行為的影響在 1% 統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正。而生態(tài)宣傳未通過(guò)檢驗(yàn)的原因可能是，現(xiàn)階段生態(tài)宣傳以政府推動(dòng)為主，農(nóng)戶的主體性有待發(fā)揮。結(jié)果表明，隨著農(nóng)戶地方依戀的加深，其保護(hù)區(qū)聯(lián)系也不斷提高，從而促進(jìn)其參與生態(tài)保護(hù)的行為，研究假設(shè)H3成立。

4結(jié)論與討論

4.1結(jié)論

本研究構(gòu)建了“地方依戀一保護(hù)態(tài)度/保護(hù)區(qū)聯(lián)系一生態(tài)保護(hù)行為”的理論分析框架；選取四川省、陜西省15個(gè)自然保護(hù)區(qū)周邊695戶農(nóng)戶的調(diào)研數(shù)據(jù)，并運(yùn)用加入工具變量的Tobit、Probit模型實(shí)證評(píng)估了地方依戀對(duì)保護(hù)區(qū)農(nóng)戶生態(tài)保護(hù)行為的影響，得出如下結(jié)論。

（1)地方依戀影響著保護(hù)區(qū)周邊社區(qū)農(nóng)戶的保護(hù)行為。地方依戀對(duì)保護(hù)區(qū)周邊社區(qū)農(nóng)戶的薪材采集、野生植物采集和農(nóng)藥化肥施用行為有顯著負(fù)向影響；對(duì)其定點(diǎn)排污和生態(tài)宣傳行為有顯著正向影響；對(duì)其阻止/舉報(bào)非法行為雖無(wú)顯著影響，但估計(jì)系數(shù)仍為正。故地方依戀能促使農(nóng)戶減少以犧牲自然資源為代價(jià)的生產(chǎn)決策，激勵(lì)農(nóng)戶產(chǎn)生以保護(hù)生態(tài)環(huán)境為目標(biāo)的環(huán)境責(zé)任行為。

(2)地方依戀通過(guò)改善保護(hù)態(tài)度、加強(qiáng)保護(hù)區(qū)聯(lián)系促進(jìn)農(nóng)戶生態(tài)保護(hù)。農(nóng)戶積極的保護(hù)態(tài)度以及同保護(hù)區(qū)聯(lián)系密切有助于促進(jìn)其生態(tài)保護(hù)行為，而地方依戀程度高的農(nóng)戶由于更積極的保護(hù)態(tài)度以及同保護(hù)區(qū)聯(lián)系更密切，從而顯著促進(jìn)其生態(tài)保護(hù)行為的實(shí)施。

(3)地方依戀對(duì)不同非農(nóng)收入比重、不同社會(huì)信任水平農(nóng)戶生產(chǎn)決策行為的影響存在異質(zhì)性，非農(nóng)收入比重較高或社會(huì)信任水平較高的農(nóng)戶群體，地方依戀會(huì)顯著降低其薪材采集量、野生植物采集量和農(nóng)藥化肥施用量。而地方依戀對(duì)定點(diǎn)排污、阻正/舉報(bào)非法行為的影響效果在不同農(nóng)戶群體中均沒(méi)有明顯差異。

4.2政策建議

基于以上研究結(jié)論，本研究提出如下政策建議。

（1)保護(hù)區(qū)管理部門應(yīng)該培育和鞏固農(nóng)戶的地方依戀感。推進(jìn)鄉(xiāng)情傳播、家鄉(xiāng)文化(語(yǔ)言、飲食等)宣傳和情感引導(dǎo)，合理開(kāi)展民俗節(jié)慶與“鄉(xiāng)村文化節(jié)\"等集體文娛活動(dòng)；發(fā)揮文化振興在生態(tài)建設(shè)中的協(xié)同作用，將村莊傳統(tǒng)特色文化與環(huán)保文化、生態(tài)價(jià)值觀有機(jī)結(jié)合，提高農(nóng)民的自豪感、認(rèn)同感和情感依戀。

(2)保護(hù)區(qū)管理部門應(yīng)該通過(guò)多種方式提高農(nóng)戶的社會(huì)信任。健全農(nóng)戶訴求回應(yīng)機(jī)制，建立健全利益協(xié)調(diào)機(jī)制和監(jiān)督管理機(jī)制，提高信息公開(kāi)透明度，增強(qiáng)農(nóng)戶的獲得感。構(gòu)建“我有我享我參與\"的村莊生態(tài)治理的軟硬件環(huán)境，完善生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制和野生動(dòng)物致害補(bǔ)償機(jī)制，增強(qiáng)農(nóng)戶的信任感。

(3)保護(hù)區(qū)管理部門應(yīng)該通過(guò)各種措施提高農(nóng)戶的非農(nóng)收入比重。對(duì)于有一定發(fā)展條件的周邊社區(qū)農(nóng)戶，因地制宜建立健全非農(nóng)創(chuàng)業(yè)幫扶機(jī)制，在不影響自然保護(hù)區(qū)生態(tài)系統(tǒng)的同時(shí)，引導(dǎo)并協(xié)助其發(fā)展特色農(nóng)林綠色產(chǎn)業(yè)（如建立地理標(biāo)志產(chǎn)品、開(kāi)發(fā)生態(tài)旅游等)；對(duì)于相對(duì)貧困的周邊社區(qū)農(nóng)戶，提供生態(tài)環(huán)保崗位（如守林護(hù)林員、環(huán)境解說(shuō)員等)和生態(tài)旅游服務(wù)崗位(如售票員、保潔員、司機(jī)等），設(shè)立專門的生態(tài)保護(hù)激勵(lì)基金給予物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)，提高農(nóng)戶的非農(nóng)收入比重，降低農(nóng)戶對(duì)自然資源的直接依賴。

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Impact of place attachment on ecological protection behaviors of rural households surrounding China'snational naturereserves

DUANWei，HE Ziqing，SHEN Jinyu (CollegeofEconomicsManagement，SouthChinaAgriculturalUniversityGuangzhouGuangdong5O642，China)

AbstractRuralhouseholdssuroundingChina'snationalnaturereservesarecrucialstakeholdersinbodiversityconservationUnderstandingteinfluencngfactorsofteirecologicalprotectionbhaviorsisofgreatsigificanetotfectivenessofsuchoeatio. However，fewsdieshaveanalyzedteeterogeneiyofhouseholds'ologicalcoservationbehaviorsfromtheperspetieofplaceat tachment.Thisstudyselected 695ruralhouseholdssurrouding15naturereserves inSichuanandShanxiprovincesastheresearch objects.Byestablsngteoreticalalysisframeworkof“plceaachmentprotectioaide/linkagetonaturese'saflogicalprotectionbehaviors，thisstudyfurtherusedtheTobitandProbitmodelswithinstrumentalvariablestoanalyzetheipactof placeattachmentontheecological protectionbehaviorsof householdssurounding thenaturereserves.Theresultsshowedthat: （204號(hào) ① Placeattachmenthadasignificantnegativeimpactontebehaviorsoffirewoodcollection，wildplantcollctionandtheseofmicalfertlizersandpsticidesbyruralhouseoldssuroundingthenatureresees.Itadasignicantpositieimpactonthiresigat edsewagedischargeadologicalpublicityehaviorsuthdnosignificantimpactontheirpreventig/reportingillgalactivityb haviors.Therefore，placeatachmentcouldencourageruralhouseholdstoduceproductiondecisionsattheexpenseofnaturalrsources and motivatethem toengage in environmentallresponsiblebehaviors aimedat protecting theecological environment. ② Place attachmentstrengtendfrersonseationatiudesadlinkagtotenatureresee'ss，tuspsiielyfectigtological protection behaviors. ③ There was heterogeneity in the impact of place atachment on the production decision-making behaviors of ruralhouseholdswithdirentonagiculualincomeproportiosanddifeentvelsofsocialtrustAmonggoupswithhigroo tionof non-agriculturalincomeorahigherlevelofsocialtrust，placeatachmentsignificantlyeducedtheirfrewoodcolectio，wild plantcolection，ndtheuseofcemicalferilirsandpstiides.Howeer，timpactoflacetchmentondsignatedwagedischargeandpreventig/reportingilegalbehaviorsshowednosignificantdiferencesacrossdifrentgroups.Basedonteaofidings， this study recommends: ① reserve management departments should give play to the collaborative role of cultural revitalization in ecologicalconstructionndimproveruralouseholdspridedentityndemotialatachmenttotheirometowntoughultualpublicity and emotional guidance，so as to stimulate their enthusiasm for ecological protection. ②It is necessary to establish and improve the interestcoordinationmchanismaswellastesupervisionandmanagementmechanism，improvethcologicalcompensatiocnism and wildlife damage compensation mechanism，thereby increasing the rural households'level of social trust. ③ To promote the ecologicalprotectionbehaviorsof teseruralhouseholds，teirproportioofo-agriculturalincomeshouldbeincreased，andtirdependenceonnaturalresourcesshouldbereducedthrough mechanisms toassistnon-agricultural entrepreneurship，thedevelopmentof greenindustrs，teprosifovioetalproteiiiosdthablstofologcalproteticids. Key words place atachment; nature reserve; ecological protection behavior; rural household

（責(zé)任編輯：田 紅)