林麗梅，劉振濱，黃森慰，鄭逸芳

(福建農(nóng)林大學(xué)公共管理學(xué)院，福建 福州 350002)

農(nóng)村生活垃圾集中處理的農(nóng)戶認(rèn)知與行為響應(yīng)：以治理情境為調(diào)節(jié)變量

林麗梅，劉振濱，黃森慰，鄭逸芳①

(福建農(nóng)林大學(xué)公共管理學(xué)院，福建 福州 350002)

農(nóng)戶既是農(nóng)村生活垃圾污染的制造者和受害者，同時(shí)也是污染治理的主要受益者，這一多重身份使得研究農(nóng)戶參與生活垃圾集中處理的行為機(jī)理具有重要意義?；诟＝ㄊ?70位農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，利用層次回歸模型分析農(nóng)村生活垃圾集中處理中農(nóng)戶心理認(rèn)知與其行為響應(yīng)的關(guān)系，并引入治理情境作為調(diào)節(jié)變量，分析治理情境對(duì)農(nóng)戶的心理認(rèn)知-處理行為關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。研究結(jié)果表明：(1)農(nóng)村生活垃圾處理中農(nóng)戶的行為態(tài)度對(duì)其垃圾分類、處理費(fèi)支付以及定點(diǎn)傾倒行為均具有顯著的正向影響，而主觀規(guī)范僅對(duì)垃圾處理費(fèi)支付與定點(diǎn)傾倒等集體性質(zhì)行為具有顯著正向影響。(2)治理情境因素中的生活垃圾處理設(shè)施清理頻率在農(nóng)戶心理認(rèn)知與3類處理行為之間均起到正向調(diào)節(jié)作用，農(nóng)戶住房到垃圾處理設(shè)施距離對(duì)處理費(fèi)支付行為和定點(diǎn)傾倒行為具有顯著負(fù)向調(diào)節(jié)作用，而對(duì)垃圾分類行為具有顯著正向調(diào)節(jié)作用。生活垃圾收集設(shè)施數(shù)量對(duì)處理費(fèi)支付行為和定點(diǎn)傾倒行為具有正向調(diào)節(jié)作用，對(duì)生活垃圾分類行為不具有調(diào)節(jié)作用。

農(nóng)村生活垃圾；集中處理；行為態(tài)度；主觀規(guī)范；治理情境

隨著農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)和農(nóng)民生產(chǎn)生活方式的轉(zhuǎn)變,農(nóng)村生活垃圾排放量與日俱增,組成成分日趨多樣化[1-4]。原本可以自然消納的生活污染物因超出環(huán)境自凈能力而成為農(nóng)村環(huán)境污染的主要來源[2]。近年來,各地農(nóng)村在持續(xù)的試驗(yàn)、推廣過程中逐步形成“村收集、鎮(zhèn)轉(zhuǎn)運(yùn)、縣處理”或“戶分類、村收集、鎮(zhèn)轉(zhuǎn)運(yùn)、縣(市、區(qū))處理”的農(nóng)村生活垃圾處理模式。政府在農(nóng)村環(huán)境治理中具有不可替代的作用,但農(nóng)村生活垃圾的分散性、范圍廣和隨意性等固有特征容易導(dǎo)致完全由政府主導(dǎo)治理，陷入成本高昂、效率低下等困境。農(nóng)戶的積極配合成為推進(jìn)農(nóng)村生活垃圾治理進(jìn)程不可或缺的必要環(huán)節(jié)。農(nóng)戶既是生活垃圾污染的制造者和受害者,同時(shí)也是垃圾治理的主要受益者,如何引導(dǎo)其積極參與生活垃圾集中處理已成為一個(gè)亟待解決的現(xiàn)實(shí)問題。

針對(duì)農(nóng)村生活垃圾治理問題,學(xué)界從不同角度進(jìn)行了分析和探討。有學(xué)者從加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施供給[3]、強(qiáng)化處理技術(shù)利用[4]、構(gòu)建和完善污染防治法律體系以及加強(qiáng)宣傳教育等方面[5]開展農(nóng)村生活垃圾污染防治研究，提出應(yīng)構(gòu)建政府、村民自治組織與村民三位一體合作的治理模式[6]。另有一些學(xué)者基于實(shí)證層面對(duì)農(nóng)村生活垃圾治理的影響因素進(jìn)行了討論,分析認(rèn)為政府管理、村域社會(huì)資本和個(gè)體特征等因素均對(duì)村莊生活垃圾治理有正向影響[7]。以農(nóng)戶生活垃圾定點(diǎn)傾倒行為為對(duì)象的研究證實(shí)農(nóng)戶是否按規(guī)定定點(diǎn)傾倒垃圾,不僅取決于農(nóng)戶自身因素,而且與當(dāng)?shù)氐纳鐣?huì)環(huán)境和地理環(huán)境因素密切相關(guān)[8]。另有學(xué)者利用調(diào)研數(shù)據(jù)分析農(nóng)村生活垃圾集中處理中農(nóng)戶支付行為與支付意愿悖離的影響因素,結(jié)果顯示農(nóng)戶健康狀況、農(nóng)戶年家庭人均純收入、籌資額度高低的認(rèn)知以及生活垃圾集中處理對(duì)環(huán)境改善效果的認(rèn)知、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)等因素是導(dǎo)致農(nóng)戶支付意愿與行為不一致的顯著影響因素[9]。關(guān)注農(nóng)戶固體廢棄物排放行為的研究還指出農(nóng)戶態(tài)度以及包括政府行為在內(nèi)的一些外部約束條件是農(nóng)戶固體廢棄物排放行為的顯著影響因素[10]。在農(nóng)戶生活垃圾處理行為的實(shí)證研究中,多數(shù)研究?jī)H限于以某一項(xiàng)具體行為為研究對(duì)象,研究范圍較窄。而在涉及生活垃圾處理行為影響因素的研究中,僅零星考慮認(rèn)知或情境因素,未能系統(tǒng)地進(jìn)行因素類別歸納和對(duì)治理情境調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行驗(yàn)證。對(duì)此,不同于當(dāng)前學(xué)術(shù)界主要集中于農(nóng)村生活垃圾污染治理中的政府功能以及治理模式創(chuàng)新的研究特點(diǎn),筆者以微觀農(nóng)戶主體為研究對(duì)象,根據(jù)農(nóng)村生活垃圾治理中農(nóng)戶參與的特點(diǎn),將農(nóng)戶的生活垃圾處理行為細(xì)化為垃圾分類、垃圾集中處理費(fèi)支付以及垃圾定點(diǎn)傾倒3類行為，分析農(nóng)戶心理認(rèn)知與其處理行為響應(yīng)的作用關(guān)系,同時(shí)以生活垃圾集中處理的情境因素為調(diào)節(jié)變量,觀察其在認(rèn)知與行為之間的調(diào)節(jié)效應(yīng),以期充實(shí)農(nóng)戶農(nóng)村生活垃圾處理行為的理論與實(shí)證研究。

1 理論分析及研究假設(shè)

1.1 理論分析

計(jì)劃行為理論(theory of planned behavior,TPB)認(rèn)為人的行為是經(jīng)過深思熟慮計(jì)劃后的結(jié)果。它提供了一個(gè)分析認(rèn)知影響行為的完整框架,包括行為態(tài)度(attitude toward the behavior)、主觀規(guī)范(subjective norms)和控制認(rèn)知(perceived behavioral control),并認(rèn)為其他因素只能通過這3者來間接地影響行為[11]。TPB被眾多環(huán)境行為研究文獻(xiàn)采用,如運(yùn)用于研究澳大利亞農(nóng)戶的水環(huán)境保護(hù)行為傾向[12],還被用于構(gòu)建城市居民節(jié)能行為以及城市居民生活垃圾源頭分類行為理論模型[13-14]以及探討農(nóng)戶環(huán)境意識(shí)、環(huán)保意愿、環(huán)境保護(hù)措施采納3個(gè)因素的作用關(guān)系[15]。TPB理論較好地支撐了這些研究的開展,但該理論的主要缺陷是未將外部因素引入模型,而是統(tǒng)一假設(shè)農(nóng)戶所面臨的外部環(huán)境一致且穩(wěn)定,并且忽略了農(nóng)戶的異質(zhì)性。GUAGNANO等[16]于1995年提出了預(yù)測(cè)環(huán)境行為的ABC理論,指出環(huán)境行為(B)是個(gè)人的環(huán)境態(tài)度變量(A)和外部條件(C)相互作用的結(jié)果。而 HINES等[17]應(yīng)用元分析(meta analysis)整合了128篇有關(guān)環(huán)境行為的研究文獻(xiàn),提出了一個(gè)負(fù)責(zé)任的環(huán)境行為概念模型,認(rèn)為個(gè)性變量、行動(dòng)技能、行動(dòng)策略知識(shí)和環(huán)境問題知識(shí)4個(gè)變量對(duì)環(huán)境行為具有顯著影響;該模型還提出由于個(gè)性變量和情境因素都是動(dòng)態(tài)變化的,兩者的交互作用會(huì)增加預(yù)測(cè)環(huán)境行為的難度,但會(huì)使預(yù)測(cè)更為準(zhǔn)確?？梢?ABC理論和負(fù)環(huán)境行為模型都認(rèn)為在認(rèn)知基礎(chǔ)上外部情境因素也是影響環(huán)境行為的重要因素。筆者將3種理論模型結(jié)合應(yīng)用,基于農(nóng)戶異質(zhì)性假設(shè),以農(nóng)村生活垃圾集中處理情境特征為調(diào)節(jié)變量討論農(nóng)戶參與認(rèn)知與行為響應(yīng)的內(nèi)在機(jī)理與差異，據(jù)此構(gòu)建理論研究模型，如圖1所示。

1.2 研究假設(shè)

1.2.1 農(nóng)戶認(rèn)知

(1)行為態(tài)度。有研究證明態(tài)度對(duì)行為有顯著影響[18-19]。針對(duì)美國(guó)不同地區(qū)農(nóng)戶的實(shí)證研究得出,積極的環(huán)境態(tài)度能夠提升農(nóng)戶的環(huán)境友好行為參與度[20]。國(guó)內(nèi)也有實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶對(duì)環(huán)保的認(rèn)知程度與農(nóng)戶特征有關(guān),是響應(yīng)農(nóng)戶行為的關(guān)鍵因素[21]。農(nóng)戶行為態(tài)度對(duì)農(nóng)戶參與農(nóng)業(yè)面源污染調(diào)控意愿具有顯著正向影響[22]。亦有研究發(fā)現(xiàn)在行為科學(xué)層面,農(nóng)戶對(duì)于排放固體廢棄物的態(tài)度是影響農(nóng)戶排放廢棄物行為最顯著的因素[17]。近年來,農(nóng)村生活垃圾造成的空氣污染、土壤污染和水污染越來越被農(nóng)戶所感知,但在不同農(nóng)戶之間存在污染感知和治理認(rèn)知的差異,農(nóng)戶對(duì)進(jìn)行生活垃圾集中處理的必要性認(rèn)知越強(qiáng)烈,行為響應(yīng)的可能性就越大;反之,則越低。再者,農(nóng)戶對(duì)自身參與對(duì)生活垃圾處理的重要性認(rèn)識(shí)也是決定農(nóng)戶生活垃圾處理行為決策的深層次因素,農(nóng)戶認(rèn)為自身參與越重要,則其行為響應(yīng)的可能性也就越大。據(jù)此,筆者提出的假設(shè)(H1a)為:農(nóng)戶行為態(tài)度對(duì)農(nóng)村生活垃圾處理行為響應(yīng)有顯著正向影響。

圖1 理論研究模型Fig.1 Theoretical research model

(2)主觀規(guī)范。主觀規(guī)范指農(nóng)戶為了迎合家人、村民以及政府等所屬群體的希望而表現(xiàn)出對(duì)農(nóng)村生活垃圾集中處理行為方向的判斷,即農(nóng)戶響應(yīng)生活垃圾處理行為時(shí)所感受到的外部壓力。AJZEN[11]認(rèn)為,行為有時(shí)受環(huán)境壓力的影響大于個(gè)體態(tài)度的影響。以往研究表明,主觀規(guī)范是行為意向的重要預(yù)測(cè)指標(biāo),是影響農(nóng)戶固定廢棄物排放行為意向的直接因素[17]。同時(shí)有實(shí)證研究指出雖然農(nóng)戶已經(jīng)充分認(rèn)識(shí)到農(nóng)村生活環(huán)境的重要性,但農(nóng)戶普遍存在依賴思想和觀望情緒,主動(dòng)采取行動(dòng)參與不夠[23]。由于農(nóng)村是一個(gè)典型的熟人社會(huì),觀念相對(duì)保守且面子意識(shí)強(qiáng)烈,農(nóng)戶間存在較強(qiáng)的行為參照群體效應(yīng)和從眾效應(yīng)。生活垃圾處理又是一項(xiàng)村級(jí)公共事務(wù),其公共性進(jìn)一步增強(qiáng)了主觀規(guī)范對(duì)農(nóng)戶參與行為的約束。在農(nóng)村,農(nóng)戶生活垃圾處理行為的響應(yīng)主要受到來自親朋鄰里和政府等農(nóng)村社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的影響。因此,主觀規(guī)范對(duì)農(nóng)戶行為的研究假設(shè)(H1b)為：農(nóng)戶主觀規(guī)范對(duì)農(nóng)村生活垃圾處理行為具有顯著正向影響。

1.2.2 治理情境的調(diào)節(jié)作用

村莊生活垃圾處理特征等外部因素是導(dǎo)致農(nóng)戶認(rèn)知向?qū)嶋H行為轉(zhuǎn)化的關(guān)鍵,而這些外部環(huán)境因素分析結(jié)果所得到的政策啟示往往更具可操作性,這也是筆者的主要研究動(dòng)機(jī)。已有研究表明,公用收集設(shè)施中垃圾的清理頻率和垃圾收集設(shè)施供給數(shù)量等對(duì)農(nóng)戶環(huán)保行為具有顯著影響[24]。農(nóng)村生活環(huán)境基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和區(qū)域集體行動(dòng)是刺激農(nóng)戶行為響應(yīng)的外部因素[23]。同時(shí),研究還證實(shí)生態(tài)補(bǔ)償政策對(duì)養(yǎng)殖戶環(huán)境友好行為具有調(diào)節(jié)作用[25]。實(shí)證數(shù)據(jù)表明一些外部約束條件也在較重要的影響層級(jí)上對(duì)農(nóng)戶固體廢棄物排放行為有影響[17]。此外,學(xué)者還提出是否建立村廢棄物集中處理設(shè)施對(duì)農(nóng)戶生產(chǎn)性廢棄物資源處理方式具有顯著正向影響[26]。村莊公共物品的管理維護(hù)工作是比前期投資建設(shè)工作更為重要的工作內(nèi)容,是確保該公共物品供給效率的關(guān)鍵[27]。清理頻率是農(nóng)戶認(rèn)知與行為響應(yīng)的關(guān)鍵影響因素,若生活垃圾清理不及時(shí),將集中并放大生活垃圾污染的嚴(yán)重性。相反,生活垃圾集中清理頻率高,能夠讓農(nóng)戶產(chǎn)生清潔及時(shí)的直觀感受,從而提高其進(jìn)行生活垃圾處理的積極性。生活垃圾處理是一項(xiàng)頻繁的日常生活事務(wù),便利性是其重要評(píng)價(jià)指標(biāo),農(nóng)戶住房到生活垃圾集中收集設(shè)施的距離成為影響農(nóng)戶行為決策的主要調(diào)節(jié)因素,較近距離帶來的便利性有助于促使農(nóng)戶產(chǎn)生積極的生活垃圾處理行為。鄰避效應(yīng)固然是生活垃圾處理設(shè)施建設(shè)中的重要現(xiàn)象,但這在地域遼闊的農(nóng)村地區(qū)還不是主要問題,農(nóng)戶的行為決策更多地是從便利性角度加以考慮。因此,理論分析顯示,農(nóng)戶住房至生活垃圾集中處理設(shè)施的距離對(duì)農(nóng)戶認(rèn)知與生活垃圾處理行為關(guān)系具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用。再者,農(nóng)村生活垃圾處理設(shè)施數(shù)量是生活垃圾治理服務(wù)質(zhì)量的直觀因素,也是影響認(rèn)知與行為響應(yīng)的直接因素。綜上,針對(duì)治理情境因素調(diào)節(jié)作用的研究假設(shè)如下：農(nóng)村生活垃圾清理頻率正向調(diào)節(jié)農(nóng)戶認(rèn)知與生活垃圾處理行為之間的關(guān)系(H2a);住房至生活垃圾處理設(shè)施距離負(fù)向調(diào)節(jié)農(nóng)戶認(rèn)知與生活垃圾處理行為之間的關(guān)系(H2b);農(nóng)村生活垃圾處理設(shè)施數(shù)量正向調(diào)節(jié)農(nóng)戶認(rèn)知與生活垃圾處理行為之間的關(guān)系(H2c)。

2 變量選取與模型構(gòu)建

2.1 數(shù)據(jù)來源與樣本統(tǒng)計(jì)描述

研究所采用的數(shù)據(jù)來自課題組于2015年4—7月對(duì)福建南平地區(qū)農(nóng)戶的抽樣調(diào)查,調(diào)研區(qū)域主要涵蓋南平市延平區(qū)、邵武市、建陽區(qū)、建甌市及武夷山市5個(gè)主要飲用水水源地周邊農(nóng)村環(huán)境整治的縣(市、區(qū))。2012年起,該研究區(qū)域正逐步推進(jìn)環(huán)境綜合整治,形成“戶分類、村收集、鄉(xiāng)轉(zhuǎn)運(yùn)、縣(市、區(qū))處理”的政府主導(dǎo)型垃圾處理模式。同時(shí)充分遵循村民自治原則,由村民小組聘請(qǐng)保潔員負(fù)責(zé)村莊公共區(qū)域的衛(wèi)生保潔和垃圾收集工作,鄉(xiāng)鎮(zhèn)主要負(fù)責(zé)建設(shè)垃圾壓縮轉(zhuǎn)運(yùn)站或購置壓縮式垃圾車,開展生活垃圾清運(yùn)工作。農(nóng)戶樣本的選取采用了分層逐級(jí)抽樣和隨機(jī)抽樣相結(jié)合的辦法,由于山區(qū)農(nóng)村偏僻或鄰近程度是導(dǎo)致生活垃圾治理情境差異化的重要因素,故選擇以村莊至縣城的距離為抽樣依據(jù)。在每個(gè)縣(市、區(qū))按照經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平隨機(jī)選取3個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn),依據(jù)鄉(xiāng)鎮(zhèn)的村莊布局隨機(jī)選取3個(gè)距離縣城較遠(yuǎn)、中等以及較近的村莊,再在每個(gè)抽樣的行政村中隨機(jī)選取6～7個(gè)農(nóng)戶進(jìn)行問卷調(diào)查和訪談。調(diào)研共收集問卷284份,剔除無效問卷后得到最終問卷數(shù)量為270份,有效率為95.01%。由表1可知，樣本農(nóng)戶中,男性多于女性,年齡集中在40～59歲,小學(xué)和初中文化程度者居多,家庭人均年收入以1萬～1.5萬為主,大部分家庭人口在4～6人之間,村干部占比為6.46%。

表1 樣本農(nóng)戶基本特征描述

Table 1 Basic characteristics of sample farmers

項(xiàng)目統(tǒng)計(jì)指標(biāo)比例/%性別男64.96女35.04年齡30歲以下3.9830～39歲20.0540～49歲33.8950～59歲29.6060歲以上12.48受教育水平小學(xué)及以下62.22初中27.41高中、中?；蚋呗?.15大專及以上2.22村干部是6.46否93.54家庭人均年收入<500011.48≤5000～1000032.59>10000～1500020.74>15000～2000018.15>2000017.04家庭常住人口數(shù)3人及以下18.524～5人56.306～8人24.818人以上0.37

2.2 變量選取與模型構(gòu)建

變量說明與描述性統(tǒng)計(jì)見表2。

(1)因變量。農(nóng)村生活垃圾集中處理的農(nóng)戶行為分為生活垃圾分類行為、生活垃圾集中處理費(fèi)用支付行為以及生活垃圾定點(diǎn)傾倒3類。根據(jù)調(diào)研數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì),樣本農(nóng)戶中有進(jìn)行生活垃圾分類的農(nóng)戶比例為28.5%,有支付生活垃圾處理費(fèi)用的農(nóng)戶比例為61.9%,多數(shù)農(nóng)戶選擇將生活垃圾傾倒至指定垃圾收集點(diǎn),占比為81.9%。將3類行為均進(jìn)行二分類變量處理,即有發(fā)生某項(xiàng)行為賦值1,未發(fā)生相應(yīng)行為賦值0。

(2)自變量。農(nóng)戶對(duì)生活垃圾處理的認(rèn)知包括行為態(tài)度和主觀規(guī)范2個(gè)方面,其中行為態(tài)度通過“進(jìn)行生活垃圾集中處理的必要性”和“農(nóng)戶參與生活垃圾處理對(duì)提升治理水平是否有作用”2個(gè)問題加以考察,設(shè)置二分類答題選項(xiàng),肯定回答賦值1,否定回答賦值0。主觀規(guī)范由家人、村民以及政府3類群體對(duì)農(nóng)戶生活垃圾處理行為形成的壓力加以考察。農(nóng)戶認(rèn)同相應(yīng)主體對(duì)其行為發(fā)生形成壓力賦值1,未形成壓力賦值0。最后通過加權(quán)平均法測(cè)算綜合得分,并將其作為自變量進(jìn)行模型測(cè)算。

(3)調(diào)節(jié)變量。從生活垃圾清理頻率、住房到生活垃圾處理設(shè)施距離以及生活垃圾處理設(shè)施數(shù)量3個(gè)方面表征治理情境調(diào)節(jié)變量。其中,清理頻率和農(nóng)戶住房到垃圾收集設(shè)施距離由農(nóng)戶根據(jù)實(shí)際情況進(jìn)行回答。垃圾收集設(shè)施數(shù)量的考察根據(jù)農(nóng)戶對(duì)當(dāng)前設(shè)施數(shù)量的滿意度進(jìn)行二分類變量處理,滿意賦值1,不滿意賦值0。

(4)控制變量。該研究主要從個(gè)人、家庭以及村組織層面選取控制變量。在農(nóng)戶個(gè)人層面設(shè)置4個(gè)變量,分別是性別、年齡、受教育程度和收入水平;家庭層面,主要將家庭人均生活垃圾產(chǎn)生量放入模型,由農(nóng)戶對(duì)家庭實(shí)際的人均生活垃圾日產(chǎn)生量進(jìn)行估計(jì)所得;村組織層面,由農(nóng)戶對(duì)村委會(huì)組織開展生活垃圾處理的積極性評(píng)價(jià)進(jìn)行表征,并設(shè)置二分類變量,認(rèn)為村委會(huì)組織動(dòng)員工作積極賦值為1,認(rèn)為其不積極賦值0。

2.3 模型構(gòu)建

由于農(nóng)戶的生活垃圾處理行為均為二分類變量,選用二元Logistic回歸方法分析農(nóng)戶心理認(rèn)知、治理情境對(duì)農(nóng)戶生活垃圾處理行為的影響。此外,待檢驗(yàn)的研究假設(shè)還涉及調(diào)節(jié)變量的作用,對(duì)于這些假設(shè),按照調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)的普遍做法,采用多層次回歸方程方法進(jìn)行檢驗(yàn)?；貧w模型如下:

g1j=α0j+α1jv1+α2jv2+α3jv3+α4jv4+α5jv5+α6jv6+ε1j，

(1)

g2j=β0j+β1ja+β2js+β3jv1+β4jv2+β5jv3+β6jv4+β7jv5+β8jv6+ε2j，

(2)

g3j=χ0j+χ1ja+χ2js+χ3jf+χ4jd+χ5jn+χ6jv1+χ7jv2+χ8jv3+χ9jv4+χ10jv5+χ11jv6+ε3j，

(3)

g4j=δ0j+δ1ja+δ2js+δ3jf+δ4jd+δ5jn+δ6jpf+δ7jpd+δ8jpn+δ9jv1+δ10jv2+δ11jv3+δ12jv4+δ13jv5+δ14jv6+ε4j。

(4)

式(1)～(4)中，a、s和p分別為農(nóng)戶態(tài)度、主觀規(guī)范和認(rèn)知綜合得分;f、d和n分別為生活垃圾清理頻率、家到生活垃圾處理設(shè)施的距離、生活垃圾收集設(shè)施數(shù)量;v1、v2、v3、v4、v5和v6分別為性別、年齡、受教育程度、收入水平、人均垃圾日產(chǎn)量和村委積極性這6個(gè)控制變量；j=1,2,3分別表示生活垃圾分類行為、生活垃圾處理費(fèi)支付行為以及生活垃圾定點(diǎn)投放行為3類處理行為；α、β、x和δ分別為4個(gè)模型的常數(shù)項(xiàng)及相應(yīng)變量的回歸系數(shù)。模型(1)～(4)分別用于檢驗(yàn)控制變量、農(nóng)戶認(rèn)知、治理情境對(duì)農(nóng)戶行為的影響以及治理情境對(duì)農(nóng)戶行為的調(diào)節(jié)作用。

表2 變量說明與描述性統(tǒng)計(jì)

Table 2 Variable declaration and descriptive statistics

變量類別 變量名稱 變量說明 最大值最小值均值標(biāo)準(zhǔn)差被解釋變量生活垃圾分類行為有分類=1,沒有分類=0100.2850.452生活垃圾處理費(fèi)支付行為有支付=1,沒有支付=0100.6190.487生活垃圾定點(diǎn)投放行為有投入=1,沒有投放=0100.8190.386解釋變量 行為態(tài)度進(jìn)行生活垃圾集中處理的必要性有必要=1,沒必要=0010.6960.461農(nóng)戶參與對(duì)提升治理水平的作用有用=1,沒用=0010.7850.411 主觀規(guī)范家人希望我參與處理同意=1,不同意=0010.5360.672村民希望我參與處理同意=1,不同意=0010.6230.771政府希望我參與處理同意=1,不同意=0010.7560.690 情境特征垃圾清理頻率實(shí)際每周清理次數(shù)174.1301.502家到垃圾收集設(shè)施距離被訪者的估計(jì)距離(m)05000223548垃圾收集設(shè)施數(shù)量能滿足=1,不能滿足=0010.7890.409控制變量性別男=1,女=0010.7700.460年齡實(shí)際年齡(歲)196946.57810.770受教育水平實(shí)際受教育年限(a)0183.2963.470個(gè)人收入2014年總收入水平(萬元)0452.7954.188人均生活垃圾產(chǎn)生量人均生活垃圾產(chǎn)生量(kg)0.151.50.7180.325村委會(huì)開展垃圾處理積極性積極=1,不積極=0010.6720.487

3 模型結(jié)果分析

利用Stata 12.0軟件分別對(duì)農(nóng)戶的生活垃圾分類、處理費(fèi)支付與傾倒行為進(jìn)行分層回歸檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。其中,模型1為控制變量對(duì)因變量的回歸結(jié)果,模型2為增加農(nóng)戶心理認(rèn)知之后的回歸結(jié)果,模型3為將農(nóng)戶心理認(rèn)知與治理情境分別回歸的結(jié)果,模型4為增加農(nóng)戶認(rèn)知與治理情境交互項(xiàng)的回歸結(jié)果。值得說明的是,為細(xì)致分析各類治理情境對(duì)農(nóng)戶處理行為的調(diào)節(jié)效應(yīng),根據(jù)加權(quán)平均法計(jì)算農(nóng)戶行為態(tài)度與主觀規(guī)范的認(rèn)知綜合得分,并將其與各治理情境進(jìn)行交互項(xiàng)設(shè)置。同時(shí),為了避免加入交互項(xiàng)可能帶來的多重共線性問題,對(duì)調(diào)節(jié)變量進(jìn)行“對(duì)中”處理,即用原變量值減去其平均數(shù)來對(duì)其進(jìn)行中心化處理。

表3表明,農(nóng)戶行為態(tài)度對(duì)其生活垃圾處理行為具有顯著的正向預(yù)測(cè)作用,H1a研究假設(shè)得到驗(yàn)證,農(nóng)戶主觀規(guī)范對(duì)其生活垃圾分類行為沒有顯著影響,對(duì)垃圾處理費(fèi)支付行為和定點(diǎn)投放行為具有顯著正向影響,H1b假設(shè)部分得到驗(yàn)證。這是因?yàn)樯罾幚碣M(fèi)支付和定點(diǎn)傾倒行為是典型的農(nóng)村公共事務(wù)集體行為,熟人社會(huì)中,來自村民及政府的壓力是農(nóng)戶行為決策的重要影響因素。而生活垃圾分類行為在當(dāng)前農(nóng)村暫且未成為政策引導(dǎo)的重點(diǎn),也未成為村民間相互監(jiān)督的行為,更多是農(nóng)戶及其家庭自發(fā)行為,因而主觀規(guī)范未對(duì)其產(chǎn)生顯著影響。

由模型3和模型4的檢驗(yàn)結(jié)果可知,首先,治理情境因素中清理頻率對(duì)農(nóng)戶認(rèn)知與生活垃圾處理行為之間的作用關(guān)系起著正向調(diào)節(jié)作用,故研究假設(shè)H2a得到驗(yàn)證。其次,農(nóng)戶住房到垃圾處理設(shè)施距離對(duì)處理費(fèi)支付行為和定點(diǎn)傾倒行為具有顯著負(fù)向調(diào)節(jié)作用,而對(duì)垃圾分類行為具有顯著正向調(diào)節(jié)作用,研究假設(shè)H2b部分得到驗(yàn)證。可能原因是較遠(yuǎn)距離的設(shè)施安排導(dǎo)致的不便利性會(huì)促成農(nóng)戶選擇將對(duì)生活環(huán)境產(chǎn)生較大影響的有害或不便處理的生活垃圾進(jìn)行投放,而將其他如廚余等較好處理或消解的生活垃圾就地、就近處理。從而形成設(shè)施距離與垃圾分類行為的正向顯著影響。再者,生活垃圾收集設(shè)施數(shù)量對(duì)處理費(fèi)支付行為和定點(diǎn)傾倒行為具有正向調(diào)節(jié)作用,但對(duì)生活垃圾分類行為不具有調(diào)節(jié)作用,故研究假設(shè)H2c部分得到驗(yàn)證。

表3 農(nóng)戶生活垃圾集中處理行為回歸結(jié)果

Table 3 Regression of farmers′ behavior in disposal of domestic refuse

變量名稱 生活垃圾分類行為生活垃圾處理費(fèi)支付行為生活垃圾定點(diǎn)傾倒行為模型1模型2模型3模型4模型1模型2模型3模型4模型1模型2模型3模型4v1-0.493***-0.391***-0.416***-0.421***0.038 0.117***0.115***0.120***-0.214**-0.158-0.080**-0.066*v20.002**0.0010.0010.0010.011**0.0100.0120.0100.001**0.0010.0020.001v220.006**0.0030.0280.0300.005**0.0170.0090.0030.004**0.0190.0080.002v30.002-0.0040.044-0.0030.025***0.115*0.110*0.0880.012*0.0050.0630.026v4-0.000-0.000*-0.000*-0.000*-0.000-0.000-0.000-0.0000.0000.0000.0000.000v5-0.007-0.286-0.030-0.2060.149***0.089***0.800**0.801**0.081***0.601**0.495**0.460*v6-0.008-0.350-0.116-0.0140.303***0.179***0.192***0.192***0.209***0.162***0.750***0.746***a0.183***0.202**0.176***0.169***0.172***0.173***0.154***0.855**0.118***s0.9060.0990.9180.196***0.191***0.179***0.076***0.047*0.050*f0.020*0.005*0.410***0.039***0.026**0.221*d0.001**0.001**-0.000**-0.001**-0.000***-0.002***n0.832*-0.6560.140**0.127*0.364***0.357***p×f0.130*0.032**0.065**p×d0.018*-0.005**-0.009***p×n0.0000.000*0.001**C0.257*-0.0290.024-0.413-0.643***-0.920***-0.920***-0.803***0.1040.0450.2400.194R20.3210.4230.4360.4470.3680.5630.5920.5970.3610.4400.5830.603R2調(diào)整值0.3050.4000.4050.4100.3540.5460.5690.5700.3460.4120.5600.576F值20.71***17.42***14.07***11.99***25.57***30.25***26.42***22.21***24.72***18.39***25.47***22.48***

*、**和***分別表示10%、5%和1%顯著水平。v1、v2、v3、v4、v5和v6分別為性別、年齡、受教育水平、收入水平、人均垃圾日產(chǎn)量以及村委積極性;a、s和p分別表示農(nóng)戶態(tài)度、主觀規(guī)范和認(rèn)知綜合值;f、d和n分別表示生活垃圾清理頻率、家到垃圾處理設(shè)施的距離和垃圾收集設(shè)施數(shù)量;p×f、p×d以及p×n分別表示認(rèn)知綜合值與治理情境因素的交互項(xiàng)；C為回歸模型的常數(shù)項(xiàng)。

控制變量中,性別在所有分層回歸模型中均影響顯著,對(duì)垃圾分類和定點(diǎn)傾倒行為具有顯著負(fù)向影響,與垃圾處理費(fèi)支付行為呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。這與TINDALL等[28]和DAVIDSON等[29]的研究結(jié)論相一致,即女性在日常生活中具有較高水平的環(huán)境友好行為參與度(如回收廢物、買有機(jī)物品和物質(zhì)再利用等),但缺乏參加公共環(huán)境行動(dòng)的積極性。年齡及年齡的平方對(duì)農(nóng)戶生活垃圾處理行為具有顯著正向影響,這說明在農(nóng)村農(nóng)戶年齡與其生活垃圾處理行為呈“U”型曲線變動(dòng)趨勢(shì),即農(nóng)村地區(qū)年輕群體和老年群體表現(xiàn)出積極的生活垃圾處理行為,中年群體相對(duì)較少進(jìn)行生活垃圾處理行為。但在加入認(rèn)知與治理情境變量之后,年齡變量未表現(xiàn)出顯著影響,表明年齡對(duì)其行為的影響作用相對(duì)有限,這與劉瑩等[8]及許增巍等[9]的研究結(jié)論較為相似。收入水平僅對(duì)生活垃圾分類行為具有顯著負(fù)向影響,表現(xiàn)為低收入農(nóng)戶具有較為積極的分類行為,這主要是因?yàn)榧彝ト司杖胨捷^低的農(nóng)戶一般保留有收集可回收利用廢物的習(xí)慣。農(nóng)戶收入水平對(duì)其垃圾定點(diǎn)傾倒行為不具有顯著影響與劉瑩等[8]的研究結(jié)論一致,這可能是因?yàn)樯罾幚硇袨楸憩F(xiàn)積極與否不需要太多的經(jīng)濟(jì)支撐,生活垃圾處理費(fèi)用的支付額度也相對(duì)較低,調(diào)研區(qū)域內(nèi)多數(shù)村莊生活垃圾處理費(fèi)支付水平為每年每戶60元,不會(huì)產(chǎn)生較大的經(jīng)濟(jì)壓力。人均生活垃圾日產(chǎn)生量對(duì)農(nóng)戶處理行為均具有顯著正向影響,表明家庭生活垃圾產(chǎn)生量越多,農(nóng)戶越傾向于表現(xiàn)出積極的處理行為。村委會(huì)開展生活垃圾處理組織動(dòng)員的積極性對(duì)農(nóng)戶生活垃圾處理費(fèi)支付行為及定點(diǎn)傾倒行為具有顯著的正向影響。村委會(huì)在農(nóng)村公共物品供給中扮演重要角色,是農(nóng)村生活垃圾集中處理的最直接和最基層的執(zhí)行組織。因此,村委會(huì)的積極動(dòng)員是農(nóng)戶積極行為發(fā)生的重要因素;而分類行為并不在當(dāng)前措施實(shí)施的范圍內(nèi),故不具有顯著影響。

4 結(jié)論與討論

4.1 研究結(jié)論

農(nóng)戶的行為態(tài)度對(duì)3類農(nóng)村生活垃圾處理行為均具有顯著的正向影響,農(nóng)戶的主觀規(guī)范對(duì)其垃圾處理費(fèi)支付行為與定點(diǎn)傾倒等具有集體性質(zhì)的行為具有顯著正向影響。生活垃圾處理設(shè)施清理頻率在農(nóng)戶心理認(rèn)知與處理行為之間起到正向調(diào)節(jié)作用,即清理頻率越高,則農(nóng)戶心理認(rèn)知向處理行為的轉(zhuǎn)化的可能性越大。農(nóng)戶住房到垃圾處理設(shè)施距離對(duì)處理費(fèi)支付行為和定點(diǎn)傾倒行為具有顯著負(fù)向調(diào)節(jié)作用,而對(duì)垃圾分類行為具有顯著正向調(diào)節(jié)作用。生活垃圾收集設(shè)施數(shù)量對(duì)處理費(fèi)支付行為和定點(diǎn)傾倒行為具有正向調(diào)節(jié)作用,但對(duì)生活垃圾分類行為不具有調(diào)節(jié)作用。

4.2 政策啟示

(1)應(yīng)加強(qiáng)農(nóng)村生活垃圾集中處理基礎(chǔ)設(shè)施供給,包括改善偏遠(yuǎn)農(nóng)村地區(qū)的交通條件,完善村莊生活垃圾收集設(shè)施的規(guī)劃布局,提高垃圾收集設(shè)施數(shù)量和清運(yùn)服務(wù)質(zhì)量,這不僅可以有效提高農(nóng)戶垃圾分類和定點(diǎn)傾倒行為的可能性,同時(shí)通過讓農(nóng)戶享受優(yōu)質(zhì)的生活垃圾處理服務(wù)來有效提升其支付意愿及行為。

(2)完善鄉(xiāng)規(guī)民約,強(qiáng)化非正式制度的約束力量。生活垃圾處理行為是一項(xiàng)極為日常且頻繁的生活事項(xiàng),可以通過潛移默化的影響形成理想的習(xí)慣狀態(tài)。鄉(xiāng)規(guī)民約不具有強(qiáng)制性,卻在農(nóng)村熟人社會(huì)中具有強(qiáng)大的內(nèi)在約束力,應(yīng)充分認(rèn)識(shí)和利用這一特點(diǎn)提高農(nóng)戶參與治理的積極性。

(3)針對(duì)重點(diǎn)人群積極開展環(huán)保宣傳教育,提高農(nóng)戶環(huán)保與參與意識(shí)。當(dāng)前農(nóng)戶對(duì)自身污染者意識(shí)和污染者付費(fèi)意識(shí)相對(duì)淡薄,視政府治理行為為理所應(yīng)當(dāng),普遍存在以政府為完全責(zé)任主體的錯(cuò)誤認(rèn)知。鑒于女性群體和中青年群體等在生活垃圾處理中的消極行為表現(xiàn),應(yīng)將其作為環(huán)保宣傳教育的重點(diǎn)對(duì)象。因此,政策著力點(diǎn)在于全面且重點(diǎn)突出地運(yùn)用正式或非正式的宣傳教育措施以強(qiáng)化農(nóng)戶的環(huán)保意識(shí)、參與意識(shí)和污染者付費(fèi)意識(shí)。

(4)提高村委會(huì)的組織動(dòng)員積極性。要加大村委會(huì)在農(nóng)村生活垃圾處理中的積極作為,包括設(shè)施管理維護(hù)、保潔制度落實(shí)、相關(guān)的宣傳教育以及村民參與的組織動(dòng)員等。

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(責(zé)任編輯： 許 素)

Cognition and Behavioral Responses of Farmers to Centralized Disposal of Rural Domestic Refuse： With Governance Situation Set as Regulatory Variable.

LINLi-mei,LIUZhen-bin,HUANGSen-wei,ZHENGYi-fang

(School of Public Administration, Fujian Agriculture and Forestry University， Fuzhou 350002， China)

Farmers are not only the makers, but also the victims of rural domestic refuse pollution, as well as the main beneficiaries of governance of the pollution. So, it is important and meaningful to farmers multiple in status to study behavioral mechanism of the farmers participating in centralized disposal of rural domestic refuse. Therefore, analysis was done of the survey data of 270 farmer households in Fujian Province, using the Hierarchical Regression Model for relationship between psychological cognition and behaviors of the farmers involved in centralized disposal of rural domestic refuse, and with governance situation introduced as regulatory variable, analysis was further done of effect of governance situation regulating the relationship between psychological cognition and disposal behaviors of the farmers. Results show: (1) Attitude of the farmers towards centralized disposal of rural domestic refuse has a significantly positive effect on the farmers’ behaviors in sorting refuse, paying for refuse disposal and dumping at assigned sites; while subjective standardization does only on the latter 2 items; (2) Among the factors of governance situation, cleaning frequency of domestic refuse disposal facilities has a positive effect on farmers′ psychological cognition and refuse disposal behaviors, while the distance between the farmers houses and the refuse treatment facilities has a significantly negative effect on payment of refuse disposal fees and dumping at a designated site, but a positive one on sorting of refuse. In addition, the number of domestic refuse collection facilities has a positive regulatory effect on payment of refuse disposal fees and dumping at designated sites, but no regulatory effect on sorting of domestic refuse.

rural domestic refuse disposal; behavioral attitude; subjective standardization; governance situation

2016-05-05

國(guó)家科技軟科學(xué)項(xiàng)目(2014GXS4D115);福建省社科規(guī)劃青年博士論文項(xiàng)目(FJ2016C201);福建農(nóng)林大學(xué)優(yōu)秀博士學(xué)位論文資助基金項(xiàng)目(YB2015008)

X705

A

1673-4831(2017)02-0127-08

10.11934/j.issn.1673-4831.2017.02.005

林麗梅(1987—),女,福建仙游人,博士生,研究方向?yàn)橘Y源與環(huán)境管理。E-mail: lin-limei07@126.com

① 通信作者E-mail: zyf7151@126.com