(北京林業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,北京 100083)

生態(tài)知識(shí)對林區(qū)農(nóng)戶生態(tài)保護(hù)行為影響的實(shí)證研究
——生態(tài)情感與責(zé)任意識(shí)的中間作用

馮 瀟,薛永基,劉欣禺

(北京林業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,北京 100083)

在林區(qū),生態(tài)知識(shí)、生態(tài)情感和生態(tài)責(zé)任意識(shí)等因素均對林農(nóng)戶的生態(tài)保護(hù)行為產(chǎn)生影響。基于山西省、河南省等地林區(qū)農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù),采用結(jié)構(gòu)方程模型方法對生態(tài)知識(shí)影響林區(qū)農(nóng)戶生態(tài)保護(hù)行為的路徑進(jìn)行了實(shí)證研究。結(jié)果表明:生態(tài)知識(shí)不能直接影響林農(nóng)的生態(tài)保護(hù)行為,而生態(tài)情感和責(zé)任意識(shí)對林農(nóng)的生態(tài)行為具有積極的正向影響;生態(tài)情感和責(zé)任意識(shí)在林農(nóng)的生態(tài)知識(shí)和生態(tài)保護(hù)行為間起到了中間作用。據(jù)此，提出林區(qū)農(nóng)戶生態(tài)保護(hù)管理的方格模型。

生態(tài)知識(shí);生態(tài)保護(hù);生態(tài)情感;責(zé)任意識(shí);林區(qū)農(nóng)戶

隨著我國集體林權(quán)制度改革的完成,林農(nóng)不再是單純的林木生產(chǎn)者和消耗者,而是逐漸成為生態(tài)環(huán)境保護(hù)的主體。林農(nóng)的生產(chǎn)行為與生態(tài)環(huán)境保護(hù)息息相關(guān),林農(nóng)對生態(tài)環(huán)境的影響主要表現(xiàn)在生態(tài)破壞和生態(tài)保護(hù)兩方面。前者體現(xiàn)在生態(tài)公益林喪失、林木濫伐、生態(tài)多樣性減少等方面[1];后者主要體現(xiàn)在諸如造林育林、生物多樣性保護(hù)、森林水源涵養(yǎng)等方面[2]。作為林業(yè)生產(chǎn)的基本單位,林農(nóng)的生態(tài)行為將直接反映到生態(tài)環(huán)境中,并嚴(yán)重影響到林業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。

從目前有關(guān)林農(nóng)對生態(tài)保護(hù)行為的研究成果來看,多數(shù)研究集中在林農(nóng)的認(rèn)知和行為等方面[3]。環(huán)境行為的影響因素及其發(fā)生機(jī)制也常常在研究者的探討之列[4,5]。近年來,有關(guān)農(nóng)民的生態(tài)保護(hù)行為的研究逐年增多,生態(tài)知識(shí)對農(nóng)民行為的影響被研究者廣泛關(guān)注。對政府來說,利用當(dāng)?shù)剞r(nóng)民的生態(tài)知識(shí)來觀測生態(tài)問題具有低成本、低難度等優(yōu)勢[6]，因此越來越多的學(xué)者與政府官員寄希望于通過生態(tài)知識(shí)教育來引導(dǎo)農(nóng)民進(jìn)行生態(tài)保護(hù),但實(shí)際政策效果并不明顯。

陳秋紅[7]通過對呼倫貝爾牧民的生態(tài)意識(shí)進(jìn)行實(shí)證研究后提出,將生態(tài)問題簡單歸因于“缺乏生態(tài)保護(hù)意識(shí)”的觀點(diǎn)是片面的,諸如加強(qiáng)對林農(nóng)的生態(tài)保護(hù)知識(shí)宣傳等相應(yīng)對策存在局限性;周玲強(qiáng)等[8]認(rèn)為,環(huán)保行為意愿會(huì)受到行為效能因素和情感因素的影響;周錦等[9]研究發(fā)現(xiàn),農(nóng)村居民的生態(tài)意識(shí)和切實(shí)的生態(tài)保護(hù)行為之間存在較大差距;譚麗榮等[10]發(fā)現(xiàn)農(nóng)民存在“知行脫節(jié)”現(xiàn)象,有一定生態(tài)知識(shí)的農(nóng)民不一定有正確的生態(tài)行為。農(nóng)民對生態(tài)保護(hù)的經(jīng)驗(yàn)積累與相關(guān)生態(tài)環(huán)境知識(shí)的沉淀并沒有直接轉(zhuǎn)化為生態(tài)保護(hù)的行動(dòng)力,因此對林農(nóng)缺乏生態(tài)保護(hù)知識(shí)的指責(zé)是片面的。要激發(fā)林農(nóng)的生態(tài)保護(hù)行為,關(guān)鍵在于將林農(nóng)在生產(chǎn)生活中學(xué)得的生態(tài)環(huán)境知識(shí)轉(zhuǎn)化為實(shí)際行動(dòng)。

基于此,本文通過對江西、浙江等地林區(qū)林農(nóng)的問卷調(diào)查結(jié)果進(jìn)行定量研究,采用實(shí)證分析方法驗(yàn)證生態(tài)知識(shí)對林區(qū)農(nóng)戶生態(tài)保護(hù)行為的影響。同時(shí),本文對林農(nóng)的生態(tài)情感與責(zé)任意識(shí)在其中所起到的中間作用進(jìn)行了深入探討。

1 理論分析與假設(shè)的提出

1.1 生態(tài)情感、責(zé)任意識(shí)與林農(nóng)的生態(tài)保護(hù)行為

生態(tài)情感曾被定義為人對自然物體的情感反映[11]。Maloney等[12]認(rèn)為,生態(tài)情感和生態(tài)行為之間存在正相關(guān)關(guān)系;Hines等[13]證實(shí)了環(huán)境情感和環(huán)境行為間的相關(guān)關(guān)系;賀愛忠[14]通過實(shí)證研究證實(shí)了綠色情感顯著地正向影響綠色行為。生態(tài)情感是林農(nóng)與自然環(huán)境之間天然的情感聯(lián)結(jié),體現(xiàn)了林農(nóng)在面對生態(tài)問題時(shí)的心理反應(yīng)。這些情感體驗(yàn)來源于林農(nóng)長期的生產(chǎn)生活實(shí)踐經(jīng)驗(yàn),是林農(nóng)與自然相互博弈的結(jié)果。生產(chǎn)生活實(shí)踐激發(fā)了林農(nóng)的生態(tài)情感,生態(tài)情感轉(zhuǎn)而促使林農(nóng)將生態(tài)思想逐步轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)行為。在生態(tài)保護(hù)行為的形成過程中,生態(tài)情感對林區(qū)的生態(tài)保護(hù)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

生態(tài)責(zé)任意識(shí)是指林農(nóng)在面對和解決生態(tài)問題過程中對自己所承擔(dān)責(zé)任的認(rèn)識(shí)[15]。多數(shù)農(nóng)民已認(rèn)識(shí)到生態(tài)意識(shí)與生態(tài)環(huán)境問題的因果聯(lián)系,但對生態(tài)責(zé)任主體的認(rèn)識(shí)仍較模糊[16]。大部分農(nóng)民并未認(rèn)識(shí)到自身才是農(nóng)村環(huán)境建設(shè)的主體,反而將環(huán)境保護(hù)與治理的責(zé)任歸咎于政府、村委會(huì)或其他組織。直接研究生態(tài)責(zé)任意識(shí)對生態(tài)保護(hù)行為的影響不多,但卻不乏有關(guān)道德責(zé)任感[13]、環(huán)境道德責(zé)任感[17]、環(huán)境責(zé)任感[18]等相近概念對環(huán)境/生態(tài)保護(hù)行為影響的研究。賀愛忠等[14]在研究零售企業(yè)綠色行為時(shí)提出社會(huì)責(zé)任意識(shí)對環(huán)境保護(hù)行為有顯著的正向影響。由此,本文提出以下假設(shè):H1——生態(tài)情感與林區(qū)農(nóng)戶生態(tài)保護(hù)行為具有正相關(guān)關(guān)系;H2——責(zé)任意識(shí)與林區(qū)林農(nóng)的生態(tài)保護(hù)行為具有正相關(guān)關(guān)系。

1.2 生態(tài)知識(shí)與林農(nóng)的生態(tài)保護(hù)行為

生態(tài)知識(shí)有助于形成生態(tài)情感和培育生態(tài)保護(hù)意志[19]。Dispoto[20]認(rèn)為,環(huán)境知識(shí)可解釋環(huán)境行為;賀愛忠[14]認(rèn)為,環(huán)境知識(shí)能直接影響環(huán)境保護(hù)行為;張宏等[21]在研究保護(hù)區(qū)的生態(tài)保護(hù)時(shí)發(fā)現(xiàn),缺乏環(huán)境知識(shí)感知會(huì)影響生態(tài)保護(hù)意愿和行為。林區(qū)生態(tài)知識(shí)是指林農(nóng)對林業(yè)生產(chǎn)及創(chuàng)業(yè)過程中有關(guān)環(huán)境狀況和環(huán)境保護(hù)相關(guān)基本知識(shí)的了解。農(nóng)民對生態(tài)環(huán)境的了解往往局限于與自身生產(chǎn)與生活密切相關(guān)的范圍內(nèi),如水體富營養(yǎng)化、溫室效應(yīng)、白色污染等[22]。林農(nóng)根植于林區(qū)這一大的生態(tài)環(huán)境中,他們對生態(tài)保護(hù)的覺醒和認(rèn)知往往起源于對一些生態(tài)知識(shí)的吸收,因此生態(tài)知識(shí)是觸發(fā)林農(nóng)生態(tài)保護(hù)行為的“開關(guān)”。此外,Schahn、Holzer[23]曾提出環(huán)境知識(shí)研究具有抽象與具體之分,并指出抽象知識(shí)可能對生態(tài)行為無影響,而對具體知識(shí)有影響。本研究中的生態(tài)知識(shí)采用了具體知識(shí),具體指林農(nóng)在其生活生產(chǎn)活動(dòng)中經(jīng)常接觸到的包括對“白色污染、生物多樣性、有機(jī)食品”等知識(shí)的了解。由此,本文提出生態(tài)知識(shí)與林農(nóng)生態(tài)保護(hù)行為之間關(guān)系的假設(shè)為:H3——生態(tài)知識(shí)與林區(qū)林農(nóng)的生態(tài)保護(hù)行為具有正相關(guān)關(guān)系。

1.3 本文視角

總結(jié)以往有關(guān)生態(tài)保護(hù)行為的研究發(fā)現(xiàn),生態(tài)情感和生態(tài)責(zé)任意識(shí)往往被歸類于生態(tài)意識(shí)或生態(tài)認(rèn)知的范疇,很難獲得獨(dú)立的關(guān)注。環(huán)境知識(shí)是否對環(huán)境行為存在直接作用在理論界一直存在爭議,有研究證實(shí)環(huán)境知識(shí)不足以直接誘發(fā)環(huán)境行為和實(shí)際實(shí)施[24],生態(tài)知識(shí)直接促成生態(tài)保護(hù)行為發(fā)生的邏輯略顯牽強(qiáng)。林農(nóng)作為林區(qū)生產(chǎn)的主體,他們的生態(tài)認(rèn)知程度與行為決策直接關(guān)系到林區(qū)環(huán)境保護(hù)程度的高低。人們只有對生態(tài)環(huán)境產(chǎn)生情感認(rèn)同,生態(tài)認(rèn)知才能轉(zhuǎn)化為主體行為規(guī)范。隨著生態(tài)知識(shí)的累積,林農(nóng)對生態(tài)環(huán)境的情感隨之發(fā)生變化。因此,本研究邏輯可表述為:生態(tài)知識(shí)是形成生態(tài)情感的重要環(huán)節(jié),是激發(fā)生態(tài)責(zé)任意識(shí)的關(guān)鍵因素,也是人們采取生態(tài)行動(dòng)的認(rèn)識(shí)基礎(chǔ)。據(jù)此,提出以下假設(shè):H4——生態(tài)知識(shí)與生態(tài)情感具有正相關(guān)關(guān)系;H5——生態(tài)知識(shí)與責(zé)任意識(shí)具有正相關(guān)關(guān)系。根據(jù)本文的研究邏輯和以上五個(gè)研究假設(shè),本文構(gòu)建的概念模型見圖1。

圖1 概念模型

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)主要采集自江西、福建、浙江、四川、廣西、廣東等多個(gè)實(shí)施林權(quán)改革的省份。通過對林農(nóng)樣本的隨機(jī)選擇,采取上門訪問和問卷填寫的形式,共發(fā)放問卷980份,回收有效數(shù)據(jù)樣本882份,其中符合本文研究使用需求的有效數(shù)據(jù)為192份。

在符合本研究使用需求的有效數(shù)據(jù)中,男性占71.4%,女性占28.6%;超過1/2樣本對象的年齡在41—50歲區(qū)間段,基本呈正態(tài)分布;初中及以下學(xué)歷占比達(dá)到51.6%,受教育程度偏低;家庭年收入在1—6萬元區(qū)間的占比達(dá)到59.8%,家庭從事林業(yè)生產(chǎn)較多;林地面積在10hm2以下、11—30hm2的林農(nóng)占比分別為44.3%、22.8%。調(diào)查研究樣本基本可滿足后續(xù)研究的需要，樣本描述性統(tǒng)計(jì)信息見表1。

表1 樣本的描述統(tǒng)計(jì)信息

2.2 研究測量

本文研究涉及四個(gè)變量,即生態(tài)知識(shí)、生態(tài)情感、責(zé)任意識(shí)和生態(tài)保護(hù)行為，通過Likert7級(jí)量表對以上變量進(jìn)行了測量。本文量表設(shè)計(jì)是基于國內(nèi)外相關(guān)研究的成熟量表,并結(jié)合我國林區(qū)林農(nóng)的實(shí)際情況進(jìn)行了修改。其中,生態(tài)知識(shí)部分主要參考了王建明[25]等研究,具體由“白色污染、生物多樣性、有機(jī)食品”三個(gè)典型概念體現(xiàn)。生態(tài)情感部分主要參考Schwepker、Cornwell[26]、戴志利[15]等研究,具體由“亂倒垃圾、河水污染、山林被毀”等林區(qū)常見生態(tài)破壞現(xiàn)象的情感表現(xiàn)測量。生態(tài)責(zé)任部分主要參考Berkowitz、Daniels[27]、Johnson[28]等的研究,具體測量項(xiàng)目為:人人都有義務(wù)保護(hù)生態(tài)環(huán)境、我愿意為保護(hù)生態(tài)環(huán)境做貢獻(xiàn)。在生態(tài)保護(hù)行為部分,主要參考了Schwepker、Cornwell[27],Pickett、Kangun、Grove[29],Straughan、Roberts[30]等的研究,具體測量項(xiàng)目為:我在生產(chǎn)生活中盡量使用有利于生態(tài)環(huán)境的產(chǎn)品、我在生產(chǎn)中會(huì)有意識(shí)地生產(chǎn)有利于生態(tài)環(huán)境的產(chǎn)品、我在生產(chǎn)中會(huì)考慮節(jié)水和節(jié)電。

3 實(shí)證分析

3.1 信度和效度分析

本文采用的量表是基于國內(nèi)外現(xiàn)有成熟的量表,理應(yīng)具有良好的信度和效度。通過對本文量表信度和效度的再檢驗(yàn),根據(jù)Cronbach′s alpha系數(shù)法,量表的信度為0.855,各變量的Cronbach′s Alpha值見表2,均高于0.8,可認(rèn)定問卷可靠性較高,問卷內(nèi)部具有一致性。同時(shí),運(yùn)用因子分析法可得到各題項(xiàng)的因子載荷均大于0.7,量表的效度良好,數(shù)據(jù)符合后續(xù)結(jié)構(gòu)方程模型分析的需要。因素分析結(jié)果見表2。

表2 林農(nóng)創(chuàng)業(yè)相關(guān)變量因素分析

圖2 結(jié)構(gòu)方程模型路徑

3.2 結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)檢驗(yàn)

本文主要探討林區(qū)林農(nóng)的生態(tài)知識(shí)、生態(tài)責(zé)任意識(shí)、生態(tài)情感、生態(tài)保護(hù)行為四個(gè)變量之間的復(fù)雜關(guān)系,因此選擇的結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)見圖2,并采用SPSS19.0軟件和AMOS17.0軟件對量表數(shù)據(jù)進(jìn)行了結(jié)構(gòu)方程模型擬合。通過擬合與修正,得到模型結(jié)果見表3。模型的整體擬合優(yōu)度指數(shù)為:GFI=0.926、NFI=0.938、IFI=0.955、CFI=0.954。根據(jù)吳明隆的觀點(diǎn):GFI值、NFI值、IFI值、CFI值越接近1,表示模型適合度越好,一般取值大于0.9,因此認(rèn)為本文中的模型與樣本的擬合效果較好。由分析結(jié)果可知,H1、H2、H4、H5均得到了證實(shí),而H3未能通過檢驗(yàn)。通過結(jié)構(gòu)方程模型可得:生態(tài)情感與生態(tài)保護(hù)行為之間具有正向關(guān)系;責(zé)任意識(shí)與生態(tài)保護(hù)行為之間具有正向關(guān)系;生態(tài)知識(shí)與生態(tài)情感之間具有正向關(guān)系;生態(tài)知識(shí)與責(zé)任意識(shí)之間具有正向關(guān)系;而林農(nóng)所具有的生態(tài)知識(shí)與其生態(tài)保護(hù)行為之間不存在直接相關(guān)關(guān)系。由此可見,生態(tài)知識(shí)對林農(nóng)生態(tài)保護(hù)行為的影響是間接的,生態(tài)情感和責(zé)任意識(shí)起到了中間作用。

表3 結(jié)構(gòu)方程模型相關(guān)路徑檢驗(yàn)指標(biāo)

注:*表示P<0.1, **表示P<0.05, ***表示P<0.01。

3.3 中間作用分析

中介效應(yīng)檢驗(yàn)分析:本文主要參考了近年得到廣泛認(rèn)可的由Zhao等[31]提出的中介效應(yīng)分析體系,并按照Bootstrap的方法進(jìn)行中介檢驗(yàn)。該檢驗(yàn)程序合理有效,且被國內(nèi)外學(xué)者廣泛參照,在各類頂級(jí)期刊上均有較多的引用[32],分析過程見圖3。首先,確定中介路徑是否存在,即檢驗(yàn)a*b是否顯著。當(dāng)a*b顯著時(shí),表明中介路徑存在,可再檢驗(yàn)c′。若c′不顯著,則存在唯一中介變量；若c′顯著,則存在遺漏的中介變量;若a*b不顯著,則表明中介路徑不存在。在本文中,自變量為X代表生態(tài)常識(shí),因變量Y代表生態(tài)行為,中介變量M1表示生態(tài)責(zé)任意識(shí),M2表示生態(tài)情感，a表示X影響M，b表示控制自變量后M對Y的影響，c表示X影響Y。運(yùn)用SPSS19.0軟件中PROCESS插件運(yùn)算檢驗(yàn)生態(tài)情感和生態(tài)責(zé)任意識(shí)的中介效應(yīng),得到中介效應(yīng)估計(jì)值見表4。

圖3 Zhao等提出的中介效應(yīng)分析體系

表4 中介效應(yīng)檢驗(yàn)分析結(jié)果

從兩組中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果可見:在檢驗(yàn)責(zé)任意識(shí)M1時(shí),BootLLCI=-0.0277、BootULCI=0.0712、a*b不顯著。同時(shí),進(jìn)一步檢驗(yàn)c′后發(fā)現(xiàn),LLCI=-0.1303、ULCI=0.0959,c′也不顯著。因此,生態(tài)責(zé)任意識(shí)在生態(tài)常識(shí)和生態(tài)行為中沒有起到中介作用。在檢驗(yàn)生態(tài)情感M2時(shí)BootLLCI=-0.0355、BootULCI=0.1370、a*b顯著;進(jìn)一步檢驗(yàn)c′后發(fā)現(xiàn),LLCI=-0.1943、ULCI=0.0334、c′不顯著。因此,生態(tài)情感在林農(nóng)生態(tài)常識(shí)和生態(tài)保護(hù)行為中起到了唯一的中介效應(yīng)。

調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)分析:中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)均屬于中間效應(yīng),中介效應(yīng)更側(cè)重于自變量通過中介變量以影響因變量的機(jī)制,而調(diào)節(jié)效應(yīng)則主要關(guān)注調(diào)節(jié)變量影響自變量和因變量的方向與強(qiáng)弱[33]。中介變量和調(diào)節(jié)變量都屬于第三者,當(dāng)一個(gè)模型包含的變量多于3個(gè)時(shí),則可能同時(shí)包含中介變量和調(diào)節(jié)變量[34]。因此,本文進(jìn)一步對生態(tài)責(zé)任意識(shí)做調(diào)節(jié)效應(yīng)分析(圖4)。簡單調(diào)節(jié)模型為:Y=f(X,M)+e、Y=aX+bM+cXM+e。以上模型也可表述為:Y=aX+bM+e、Y=bM+(a+cM)X+eR。式中,X代表生態(tài)常識(shí),Y代表林農(nóng)戶生態(tài)行為,M表示生態(tài)責(zé)任意識(shí),a、b、c分別表示回歸類型系數(shù)。

圖4 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)和分析模型

表5 調(diào)節(jié)效應(yīng)模型回歸結(jié)果

表6 調(diào)節(jié)效應(yīng)模型系數(shù)和顯著性分析結(jié)果

4 結(jié)論與討論

通過實(shí)證分析可知,在H1、H2、H3、H4、H5五個(gè)假設(shè)中,有四個(gè)假設(shè)通過了檢驗(yàn),而H3沒有通過檢驗(yàn),表明生態(tài)知識(shí)有助于林農(nóng)的生態(tài)保護(hù)行為,但它不能直接對林農(nóng)的生態(tài)保護(hù)行為產(chǎn)生影響,需要生態(tài)情感和責(zé)任意識(shí)的中間效應(yīng)產(chǎn)生作用。這兩者可促使林農(nóng)對生態(tài)保護(hù)行為的形成。本文的研究結(jié)論可歸納為:①生態(tài)知識(shí)與林農(nóng)生態(tài)保護(hù)行為之間存在關(guān)聯(lián),但生態(tài)知識(shí)不能直接影響林農(nóng)的生態(tài)保護(hù)行為;②生態(tài)知識(shí)影響林農(nóng)的生態(tài)保護(hù)行為且存在中間變量,即生態(tài)情感與責(zé)任意識(shí)。其中,生態(tài)情感具有中介效應(yīng),生態(tài)責(zé)任意識(shí)具有調(diào)節(jié)效應(yīng)。本文研究了生態(tài)常識(shí)通過生態(tài)情感和生態(tài)責(zé)任意識(shí)對林農(nóng)的生態(tài)保護(hù)行為發(fā)生作用具有兩條路徑,這兩條路徑可同時(shí)發(fā)生作用,也可獨(dú)立發(fā)生作用。

圖5 林區(qū)農(nóng)戶生態(tài)保護(hù)管理方格模型

通過以上研究發(fā)現(xiàn),環(huán)境知識(shí)不足以直接誘發(fā)林農(nóng)的生態(tài)保護(hù)行為。作為距離生態(tài)環(huán)境最近的人群,林農(nóng)對與自身生產(chǎn)和生活密切相關(guān)的生態(tài)知識(shí)不乏了解,但是生態(tài)保護(hù)行為并不會(huì)因?yàn)榱洲r(nóng)具有的生態(tài)知識(shí)積累就自發(fā)形成,它還需要通過生態(tài)情感和責(zé)任意識(shí)的培養(yǎng)來促使林農(nóng)完成行為轉(zhuǎn)變。從知識(shí)到行為需要一個(gè)轉(zhuǎn)化過程,生態(tài)知識(shí)的積累激發(fā)了林農(nóng)的生態(tài)情感和責(zé)任意識(shí),而這兩者又促成了生態(tài)保護(hù)行為。因此,政府可從生態(tài)情感培育和生態(tài)責(zé)任意識(shí)塑造兩個(gè)維度來激發(fā)林農(nóng)的生態(tài)保護(hù)行為,管理林區(qū)生態(tài)環(huán)境?；谝陨涎芯亢陀懻?本文提出了針對林區(qū)農(nóng)戶的生態(tài)保護(hù)管理模型見圖5。

本文提出的林農(nóng)戶生態(tài)保護(hù)行為概念模型(圖2)具有可行性,通過結(jié)構(gòu)方程模型的搭建和中間作用分析,將生態(tài)情感和生態(tài)責(zé)任意識(shí)在林農(nóng)戶生態(tài)行為中所起到的作用明確化,為我國林區(qū)生態(tài)環(huán)境保護(hù)和激發(fā)林農(nóng)主動(dòng)進(jìn)行生態(tài)保護(hù)行為提供了新思路。在未來研究中,可進(jìn)一步區(qū)分林農(nóng)類型,將林農(nóng)的人口統(tǒng)計(jì)特征與生態(tài)保護(hù)行為分析結(jié)合起來,使結(jié)論更具有針對性。此外,在后續(xù)研究中,可進(jìn)一步對林農(nóng)戶生態(tài)保護(hù)行為的外生影響因素進(jìn)行探析和完善。

[1]趙繪宇.林權(quán)改革的生態(tài)風(fēng)險(xiǎn)及應(yīng)對策略[J].法學(xué),2009,60(12)∶129-137.

[2]張穎,宋維明.基于農(nóng)戶調(diào)查的林權(quán)改革政策對生態(tài)環(huán)境影響的評價(jià)分析[J].北京林業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào),2012,34(3)∶124-129.

[3]趙麗平,邱雯,王雅鵬,等.農(nóng)戶生態(tài)養(yǎng)殖認(rèn)知及其行為的不一致性分析——以水禽養(yǎng)殖戶為例[J].華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版),2015,(6)∶44-50.

[4]Dolnicar S,Leisch F.Selective Marketing for Environmentally Sustainable Tourism[J].Tourism Management,2008,29(4)∶672-680.

[5]Perkins H E,Brown P R.Environmental Values and the So-called True Eco-tourist[J].Journal of Travel Research,2012,51(6)∶793-803.

[6]Kong T M,Marsh S E,Rooven AFV,etal.Assessing Rrangeland Condition in the Kalahari Duneveld Through Local Ecological Knowledge of Livestock Farmers and Remotely Sensed Data[J].Journal of Arid Environments,2015,(113)∶77-86.

[7]陳秋紅.呼倫貝爾草原地區(qū)牧民生態(tài)意識(shí)調(diào)查[J].中國生態(tài)農(nóng)業(yè)學(xué)報(bào),2009,17(6)∶1265-1272.

[8]周玲強(qiáng),李秋成,朱琳.行為效能、人地情感與旅游者環(huán)境負(fù)責(zé)行為意愿：一個(gè)基于計(jì)劃行為理論的改進(jìn)模型[J].浙江大學(xué)學(xué)報(bào)(人文社會(huì)科學(xué)版),2014,44(2)∶88-98.

[9]周錦,孫杭生.江蘇省農(nóng)民的環(huán)境意識(shí)調(diào)查與分析[J].中國農(nóng)村觀察,2009,(3)∶47-52.

[10]譚麗榮,劉志剛.山東省農(nóng)村地區(qū)居民環(huán)境意識(shí)調(diào)查分析[J].環(huán)境保護(hù),2008,(4)∶47-51.

[11]Rosenberg M J,Hovland C I.Cognitive,Affective and Behavioral Components of Attitudes[M].New Haven：Yale University Press,1960∶1-14.

[12]Maloney M P,Ward M P.Ecology：Let′s Hear From the People,An Objective Scale for the Measurement of Ecological Attitudes and Knowledge[J].American Psychologist,1973,28(7)∶583-586.

[13]Hines J M,Hungerford H R,Tomeraan AM.Analysis and Synthesis of Research on Responsible Environmental Behavior[J].Journal of Environmental Education,1987,18(2)∶1-8.

[14]賀愛忠,杜靜,陳美麗.零售企業(yè)綠色認(rèn)知和綠色情感對綠色行為的影響機(jī)理[J].中國軟科學(xué),2013,(4)∶117-127.

[15]戴志利.農(nóng)村居民生態(tài)意識(shí)和健康意識(shí)與生態(tài)消費(fèi)關(guān)系的實(shí)證研究[D].長沙：湖南大學(xué)碩士學(xué)位論文,2010∶17-26.

[16]劉德宏.農(nóng)民的環(huán)保意識(shí)與村莊環(huán)境整治[J].中共云南省委黨校學(xué)報(bào),2009,10(4)∶152-154.

[17]Stern P C.New Environmental Theories：Toward a Coherent Theory of Environmentally Significant Behavior [J].Journal of Social Issues,2000,56(3)∶407-424.

[18]Kaiser F G,Scheuthle H.Two Challenges to a Mortal Extension of the Theory of Planned Behavior.Moral Norms and Just World Beliefs in Conservationism[J].Personality & Individual Differences,2003,35(5)∶1033-1048.

[19]劉海霞,宋秀葵.生態(tài)意識(shí)：生態(tài)文明建設(shè)的動(dòng)力系統(tǒng)[J].山東青年政治學(xué)院學(xué)報(bào),2014,30(1)∶51-55.

[20]Dispoto R G.Interrelationships Among Measures of Environmental Activity,Emotionality and Knowledge[J].Educational and Psychological Measurement,1977,37(2)∶451-459.

[21]張宏,黃震方,方葉林,等.濕地自然保護(hù)區(qū)旅游者環(huán)境教育感知研究——以鹽城丹頂鶴、麋鹿國家自然保護(hù)區(qū)為例[J].生態(tài)學(xué)報(bào),2015,35(23)∶7899-7911.

[22]鄭鳳嬌.湖南省農(nóng)民生態(tài)意識(shí)現(xiàn)狀調(diào)查分析[J].湖南人文科技學(xué)院學(xué)報(bào),2013,(6)∶66-69.

[23]Schahn J,Holzer E.Studies of Individual Environmental ConcernThe Role of Knowledge,Gender,and Background Variables[J].Environment & Behavior,1990,22(6)∶767-786.

[24]余曉婷,吳小根, 張玉玲,等.游客環(huán)境責(zé)任行為驅(qū)動(dòng)因素研究——以臺(tái)灣為例[J].旅游學(xué)刊,2015,30(7)∶49-59.

[25]王建明.消費(fèi)者資源節(jié)約與環(huán)境保護(hù)行為及其影響機(jī)理[M].北京：中國社會(huì)科學(xué)出版社,2010∶102.

[26]Schwepker J T.Charles H.Comwell TB.An Examination of Ecologically Concerned Consumers and Their Intention to Purchase Ecologically Packaged Products[J].Journal of Public Policy & Marketing,1991,10(2)∶77-101.

[27]Berkowitz L,Daniels L R.Affecting the Salience of the Social Responsibility Norm：Effects of Past Help on the Response to Dependency Relationships[J].Journal Abnormal and Social Psychology,1964,68(3)∶275-281.

[28]Johnson,Scott D,Johnson,Denise M.Eco-attitudes and Eco-behaviors in the New German States：A 1992 Prspective,in Polonsky,M J and Mintu-Wimsatt A T.Environmental Marketing：Strategies,Practice,Theory,and Research[M].New York：The Haworth Press,1995.

[29]Pickett G M,Kangun N,Grove S J.An Examination of the Conserving Consumer：Implications for Public Policy Formation in Promoting Conservation Behavior[M].New York：The Haworth Press,1995∶77-99.

[30]Straughan RD,Roberts JA.Environmental Segmentation Alternatives：A Look at Green Consumer Behavior in the New Millennium[J].Journal of Consumer Marketing,1999,16(6)∶558-575.

[31]Zhao X,Lynch J G,Chen Q.Reconsidering Baron and Kenny：Myths and Truths about Mediation Analysis[J].Social Science Electronic Publishing,2010,37(2)∶197-206.

[32]陳瑞,鄭毓煌,劉文靜.中介效應(yīng)分析：原理、程序、Bootstrap方法及其應(yīng)用[J].營銷科學(xué)學(xué)報(bào),2013,9(4)∶120-135.

[33]溫忠麟,侯杰泰,張雷.調(diào)節(jié)效應(yīng)與中介效應(yīng)的比較和應(yīng)用[J].心理學(xué)報(bào),2005,37(2)∶268-274.

[34]溫忠麟,葉寶娟.中介效應(yīng)分析：方法和模型發(fā)展[J].心理科學(xué)進(jìn)展,2014,22(5)∶731-745.

AnEmpiricalStudyonImpactofEcologicalKnowledgeonEcologicalProtectionBehaviorofForestFarmers——BasedonMiddleRoleofEcologicalEmotionandSenseofResponsibility

FENG Xiao,XUE Yong-ji,LIU Xin-yu
(College of Economics and Management,Beijing Forestry University,Beijing 100083,China)

In forest zone,factors like ecological knowledge,ecological emotion and ecological consciousness of responsibility had influence on the ecological protection behavior of the forest farmers.Based on the data collected from Shanxi Province,Henan Province and structural equation modeling method,this paper tested the path ecological knowledge affecting forest farmers ecological protection behavior in forest zone with empirical methods.The empirical test showed,ecological knowledge could not be directly affect forest farmers behavior of ecological protection,and ecological emotion and sense of responsibility had positive effects on forest farmers forest ecological behavior.Ecological emotion and sense of responsibility played intermediate roles between the ecological knowledge and ecological protection of forest farmers.Based on the above,a grid model for ecological protection management to forest farmers was put forward.

ecological knowledge;ecological protection;ecological emotion;sense of responsibility;forest farmer

10.3969/j.issn.1005-8141.2017.03.005

X37

A

1005-8141(2017)03-0284-05

2017-01-13；

2017-02-21

北京市社會(huì)科學(xué)界聯(lián)合會(huì)青年社科人才資助項(xiàng)目“北京城郊農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)孵化體系構(gòu)建研究”(編號(hào)2015SKL024);國家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“林區(qū)農(nóng)戶生態(tài)創(chuàng)業(yè)機(jī)理與培育路徑研究”(編號(hào):13CGL089)。

馮瀟(1993-),女,四川省南充人,碩士研究生,從事農(nóng)林業(yè)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)研究。

薛永基(1981-),男,河南省夏邑人,副教授,從事農(nóng)林業(yè)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)、農(nóng)林產(chǎn)品營銷研究。