王學婷，張俊飚，何可，童慶蒙

（華中農業(yè)大學經濟管理學院/湖北農村發(fā)展研究中心，湖北 武漢 430070）

生態(tài)環(huán)境福利是人類福利的重要組成部分。改善農村生態(tài)環(huán)境不僅有利于提升農民福祉水平，而且對農業(yè)農村綠色和可持續(xù)發(fā)展意義重大。但長期以來，由于發(fā)展理念上的偏差，引發(fā)了以高投入獲取高產出為導向的有失科學的生產行為，導致了日益加重的環(huán)境污染與生態(tài)破壞[1]，尤其以面源污染表現(xiàn)更甚，并由此嚴重影響到我國農業(yè)農村發(fā)展和農民生活福利水平[2]。數(shù)據顯示，2016年我國化肥用量達328.5 kg/hm2，遠高于120 kg/hm2的世界平均水平，是歐盟的2.6倍；在農藥使用方面，方法的不到位嚴重影響到使用效果，使平均利用率僅35%，遠低于歐盟等發(fā)達國家或地區(qū)50%～60%的水平。長期過量使用化肥、農藥等農業(yè)化學品生產資料以及隨意堆棄或焚燒作物秸稈和排放畜禽糞便等，造成了嚴重的環(huán)境污染并成為當前農業(yè)生態(tài)系統(tǒng)破壞的主要原因[3]。為此，樹立新型發(fā)展理念，轉換傳統(tǒng)發(fā)展方式，推進農業(yè)循環(huán)、綠色和可持續(xù)發(fā)展，已成為新發(fā)展理念下實現(xiàn)農業(yè)轉型發(fā)展的重大問題，并進入宏觀決策層的視野范圍。如2018年的中央“一號文件”就提出了“加強農村突出環(huán)境問題綜合治理，堅決摒棄損害甚至破壞生態(tài)環(huán)境的發(fā)展模式，切實推動農村生態(tài)環(huán)境根本好轉”的基本要求。

然而，目前我國農戶在生態(tài)環(huán)境保護中普遍表現(xiàn)為自覺性較弱，不當生產行為較多和對農業(yè)農村生態(tài)環(huán)境破壞較大的狀況。如在湖北省的化肥和農藥使用中，農戶選擇低于合理標準用量的比例僅為5.68%和3.36%[4]，即有95%左右的農戶在肥藥使用上，選擇了超量施用；在遼寧地區(qū)，選擇采用秸稈還田技術的農戶也僅占23.70%[5]。作為最基本的農業(yè)生產主體，農戶是農業(yè)生產資源的占有者和農業(yè)生產方式轉變的實施者，其在農業(yè)生產中的生態(tài)自覺性對農村生態(tài)環(huán)境狀況好壞產生直接影響。因此，在當前農村生態(tài)環(huán)境問題依舊嚴重的背景下，培養(yǎng)和提高農戶的生態(tài)自覺性是解決農村生態(tài)環(huán)境問題的重要途徑之一。理論分析也表明，農戶的生態(tài)自覺性培養(yǎng)不僅是增強農戶生態(tài)環(huán)保意識，誘發(fā)農業(yè)生態(tài)生產方式轉變的內在動力，而且是建設美麗鄉(xiāng)村的主要內容[6]。因此，如何提高農戶的生態(tài)自覺性成為值得關注和思考的重要問題。此外，隨著當前農村社會的發(fā)展和人口結構的不斷變化，農戶逐漸分化成老一代和新生代兩類不同的群體[7]，且兩代農民處于生命周期的不同階段，在生活時代背景、個人成長經歷、資源稟賦、社會網絡、利益訴求與價值觀等方面存在較大差異[8]，信任、規(guī)范對其生態(tài)自覺性的影響也可能存在差異。那么，在農業(yè)生產中，當前我國農戶的生態(tài)自覺性究竟如何？有哪些因素影響著農戶的生態(tài)自覺性？這些影響是否存在代際差異？對這些問題給出理論詮釋和科學回答，無疑對糾正農戶生態(tài)行為偏差，破解農村環(huán)境治理難題具有重要的理論價值與實踐意義。

回顧已有文獻發(fā)現(xiàn)，直接對農戶生態(tài)自覺性的研究非常少。其中，在理論方面，部分學者對生態(tài)自覺性的科學內涵[9]、基本特征[10]、實現(xiàn)途徑[11]及其與生態(tài)文明的關系[12]等方面進行了論述，并提出將農村環(huán)保宣傳、生態(tài)文化建設與農業(yè)生產方式轉變相結合，以增強生態(tài)自覺性的思路。在實證方面，對農戶生態(tài)自覺性進行實證研究的文獻更是稀少。既有研究多分析農戶生態(tài)行為的影響因素及其對生態(tài)環(huán)境的負外部性，并得出了農戶生態(tài)行為不僅受家庭基本特征、土地產權制度等影響[13]；還受農戶自身素質、政府生態(tài)監(jiān)管、社會網絡和參與的作用[14]。

梳理文獻發(fā)現(xiàn)，關于社會信任、群體規(guī)范對農戶生態(tài)自覺性的影響研究甚少，且在現(xiàn)有針對農戶生態(tài)行為研究的少量文獻中，大多僅關注到農戶基本特征等對農戶生態(tài)行為的影響，而對信任、規(guī)范尤其是將社會信任、群體規(guī)范與農戶生態(tài)自覺性置于同一框架下的研究更是關注甚少。與此同時，由于不同代際農民在生活背景與經歷等方面存在差異性，其在農業(yè)生產中的生態(tài)自覺性表現(xiàn)及影響因素亦不盡相同，然而現(xiàn)有文獻未考慮到這種影響的代際差異。因此，本文在構建農戶生態(tài)自覺性理論分析框架的基礎上，考察社會信任、群體規(guī)范對農戶生態(tài)自覺性的影響，并進一步探討農戶生態(tài)自覺性影響因素的代際差異，進而為提升農戶生態(tài)自覺性，推動農村生態(tài)環(huán)境問題解決提供理論依據。

1 概念界定與理論分析

1.1 概念界定

于冰[12]認為“生態(tài)自覺性”是通過對生態(tài)問題的反省，以更深刻領悟和把握生態(tài)與人類發(fā)展的關系，并由此內化為人們的心理與行為習慣。具體而言，包括兩個方面[12]：對生態(tài)定位的自覺，即正確認識和評價生態(tài)在人與自然關系中的地位或作用；人的行為方式的自覺，即準確把握和判斷自身的行為方式。在農業(yè)生產中，農戶的生態(tài)自覺性則表現(xiàn)為通過反思不合理的農業(yè)生產方式，來正確理解農業(yè)發(fā)展與生態(tài)環(huán)境保護的關系，進而可以轉化為內生的自覺性和主動性。為科學地衡量農戶的生態(tài)自覺性，在既有研究的基礎上，本文用生態(tài)價值認知、生態(tài)環(huán)保態(tài)度和生態(tài)行為傾向3個指標來表征生態(tài)自覺性[9-10,15-16]。

1.2 理論分析

1.2.1 社會信任對農戶生態(tài)自覺性的影響 關于社會信任對農戶生態(tài)自覺性的影響，最具代表性的理論是源于20世紀80年代的“社會資本理論”（social capital theory）。Putnam[17]認為社會資本能夠通過協(xié)調的行動形成更高水平的信任、規(guī)范與網絡。其中，社會信任是社會資本的重要表征，具有明顯的外部性特征，信任水平越高，參與合作的可能性越大[18]。農戶的社會信任是指農戶在一定村域內與他人長期交往形成的信任關系，可分為特殊信任和一般信任，前者主要指對家人或親戚等關系較為親近的人的信任，后者主要指對村干部等關系較遠的人的信任[19]。

已有不少理論研究證實了信任對個體實施環(huán)境保護行為的積極影響[20-21]。事實上，農戶的生態(tài)自覺性是農戶在農業(yè)生產過程中表現(xiàn)出的對生態(tài)環(huán)境保護的主動性，其本質是農戶個體行為實施的自覺性，這種自覺性會受到農戶社會信任關系的影響。那么，社會信任是如何影響農戶生態(tài)自覺性的呢？一方面，科爾曼[22]認為，社會信任能夠降低管理成本，增加人們的自發(fā)社會行為（例如自覺保護生態(tài)環(huán)境），形成服從組織權威的正確方式。在農業(yè)生產中，農戶對其他社區(qū)成員的信任，在一定程度上導致農戶更愿意付出信用或依靠他人的建議而采取生態(tài)保護行為[19]，同時，農戶這種自覺的生態(tài)保護行為是建立在節(jié)約一定信息成本基礎上的自發(fā)環(huán)保行為。另一方面，社區(qū)成員間的信任有助于建立合作機制，信任水平越高，合作的交易成本越低[23]。因此，為了共同維護村域生態(tài)環(huán)境，農戶間的社會信任有助于農戶開展合作，形成互惠利他的心理，并在此基礎上，共同且自愿實施生態(tài)保護行為。因此，本文認為農戶對家人、親友、村民、村干部等的社會信任水平越高，依靠其建議而采取行動的可能性越大，受其生態(tài)環(huán)保建議的影響，農戶會逐漸形成自覺的生態(tài)環(huán)保意識和態(tài)度。

1.2.2 群體規(guī)范對農戶生態(tài)自覺性的影響 Crawford和Ostrom[24]認為，群體規(guī)范是制度的一種，是建立在一組個體對“適宜”和“不適宜”共同認識基礎上的一種結果，是群體成員所公認的且需要共同遵守的行為準則，其形成受模仿、暗示、順從等心理因素的制約。North[25]認為其主要包括正式規(guī)范和非正式規(guī)范兩大維度，其中，正式規(guī)范主要指憲法、法令和產權等正式或明文規(guī)定的準則，非正式規(guī)范則主要指在群體中經過長期發(fā)展自然形成的某種約定俗成的道德、禁忌、習慣、傳統(tǒng)和行為規(guī)則等默契標準。

農戶在一定的村域范圍內長期生活，從事農業(yè)生產，與其他農戶聚居形成群體。在農戶群體中，同樣存在類似的行為規(guī)范，不僅包括政府的法律、制度等正式規(guī)范，同時也存在著某些長期約定俗成的村規(guī)民約等非正式規(guī)范。理論研究表明，環(huán)保法規(guī)等正式規(guī)范對農戶環(huán)境保護行為產生影響[26]，原因在于，正式規(guī)范作為一種明文規(guī)定的正式制度，具有約束和平衡功能，對群體內成員產生一定的強制約束力，迫使個體順從它、遵守它，不遵守規(guī)范可能面臨懲罰[27]。在農戶生產過程中，這種強制約束最初表現(xiàn)為一種外在壓迫力，但隨著時間的推移，農戶的意識、態(tài)度和行為習慣會慢慢發(fā)生轉變，會逐漸樹立生態(tài)環(huán)保的意識，最終在農業(yè)生產中形成生態(tài)自覺性。

同時，鄉(xiāng)村習俗、社區(qū)文化、價值觀念等非正式規(guī)范也會對農戶的環(huán)境行為產生影響[28]。原因在于，一方面，非正式規(guī)范是社區(qū)成員在無數(shù)次博弈中所形成的以聲譽機制為基礎的約束規(guī)范[24]，當農戶擁有的信譽與聲望效用越高，其違反社會規(guī)范的成本就越高，因而其遵守規(guī)范、自覺踐行生態(tài)保護行為的激勵越強[29]。因此，在“熟人社會”[30]農村，這種以聲譽機制為基礎的非正式規(guī)范會對個體行為形成較強的規(guī)制作用，進而促使農戶自覺踐行生態(tài)環(huán)保行為。另一方面，村域內形成的非正式規(guī)范，實際是一種內在的約束機制，可規(guī)訓和塑造農村社會秩序，進而有效抑制“損人不利己”的生態(tài)破壞行為[31]。共同遵守村莊內形成的非正式規(guī)范，往往是村莊內多數(shù)農戶的意見，當村莊內多數(shù)農戶均做到自覺保護生態(tài)環(huán)境時，受自我從眾意識和其他農戶生態(tài)行為的雙重影響，農戶會自覺與他人行為保持一致，在農業(yè)生產過程中逐漸形成生態(tài)環(huán)保的意識和態(tài)度，進而表現(xiàn)出生態(tài)自覺性。

1.2.3 群體規(guī)范在社會信任與農戶生態(tài)自覺性關系中的中介效應 Crawford和Ostrom[24]認為群體內所形成的規(guī)范是理性個人在相互理解偏好和選擇行為基礎上的一種均衡結果?？梢?，一個社區(qū)的社會信任水平越高，越容易形成某種社區(qū)普遍認可的約束規(guī)范，從而進一步影響社區(qū)內成員的意識、態(tài)度和行為[32]。在農業(yè)生產中，出于對村莊內其他主體的信任，農戶容易形成“你能保護生態(tài)環(huán)境，我也就會保護生態(tài)環(huán)境”的普遍心理，當這種普遍心理被打破時，人們將對破壞生態(tài)環(huán)境者予以譴責。因此認為，群體規(guī)范是建立在一定社會信任水平基礎上的約束，在社會信任對農戶生態(tài)自覺性影響中發(fā)揮中介作用，有助于驅動群體內個體實施生態(tài)保護行為。

基于上述分析，本文理論分析框架如圖1 所示。

圖1 理論分析框架Fig. 1 Theoretical analysis framework

2 研究方法

2.1 數(shù)據來源

本文所用數(shù)據均來源于課題組2017年7—9月在湖北省武漢、隨州、荊州、黃岡、天門5市進行的農戶問卷調查。課題組根據各地區(qū)農業(yè)生產狀況，選取武漢市新洲區(qū)、隨州市曾都區(qū)、荊州市監(jiān)利縣和沙市區(qū)、黃岡市浠水縣與天門市，共5市16鎮(zhèn)33村作為樣本調查區(qū)域。課題組通過隨機抽樣方法進行樣本抽樣，首先從所選取的縣（市、區(qū)）中分別隨機選取2～4個鄉(xiāng)鎮(zhèn)；其次，從抽取的鄉(xiāng)鎮(zhèn)中分別隨機抽取1～3個樣本村；最后，從每個樣本村中，按照一定比例隨機抽取相應數(shù)量的樣本農戶。該調查共抽取1 116個農戶，每戶原則上由1位成年人接受問卷調查。

調查內容包括村莊基礎設施與生活情況、農戶家庭基本情況、農戶生產技術采用情況、農戶社會互動與環(huán)境認知情況等。為保證樣本的有效性，調查前對調研人員進行了數(shù)次培訓。經后期統(tǒng)計與整理，剔除關鍵信息缺失和前后矛盾的樣本，最終共得到有效問卷1 093份，有效率達97.94%，其中武漢191份，隨州216份，荊州255份，黃岡215份，天門216份，樣本特征統(tǒng)計見表1。

2.2 變量測量

1）生態(tài)自覺性。本文被解釋變量為農戶的生態(tài)自覺性，根據前文分析，用生態(tài)價值認知、生態(tài)環(huán)保態(tài)度和生態(tài)行為傾向對其進行表征。

生態(tài)價值認知：為更真實具體的測量農戶的生態(tài)價值認知狀況，問卷設計了有關生態(tài)生產的5類表述，分別為“水渠灌溉可以減少水滲漏，進而節(jié)省水資源”、“長期秸稈還田有利于提高土壤肥力”、“農膜回收利用有助于減少環(huán)境污染”、“過量施用化肥會導致土壤性狀惡化”和“農藥使用過量會污染地下水”，針對以上每種表述，農戶均有完全不同意、不太同意、一般、比較同意、完全同意5種選項，依次賦值為1～5。借鑒蔡起華等[19]的做法，用5種表述得分均值，四舍五入后取整作為農戶的生態(tài)價值認知狀況得分，從1到5分別表示生態(tài)價值認知從非常低到非常高。

表 1 樣本基本情況Table 1 Basis statistics of samples

生態(tài)環(huán)保態(tài)度：具體通過問項“為了保護生態(tài)環(huán)境，村民應該采用生態(tài)生產方式，您認同此說法嗎？”來測量，其選項包括完全不認同、不太認同、一般、比較認同、完全認同，依次賦值為1～5，作為農戶生態(tài)環(huán)保態(tài)度得分。

生態(tài)行為傾向：根據農業(yè)部“一控兩減三基本”[33]的農村污染治理目標，問卷設計了其中5種生態(tài)生產行為，分別從化肥減施、農藥減施、農膜回收、秸稈利用和節(jié)水灌溉5個方面詢問農戶是否做到，其選項包括做到和未做到，分別賦值為1和0，借鑒蔡穎萍等[15]的方法，用5種表述得分總和作為農戶生態(tài)行為傾向得分，從1到5分別表示生態(tài)行為傾向從非常不明顯到非常明顯。

2）社會信任與群體規(guī)范。本文核心解釋變量為社會信任和群體規(guī)范，借鑒蔡起華等[19]的研究，將社會信任分為一般信任和特殊信任；并根據前文分析，用正式規(guī)范和非正式規(guī)范兩個維度表征群體規(guī)范變量。其中，一般信任和特殊信任，正式規(guī)范和非正式規(guī)范均采用李克特5級量表進行賦分，完全不同意至完全同意分別賦值為1至5。

3）控制變量。有研究表明，農戶的生態(tài)行為還受性別等個體特征[13]、技術培訓和預期成本收益等社會經濟特征[15]的影響。為控制其它可能影響農戶生態(tài)自覺性的因素，引入性別、年齡、受教育年限、家庭年收入、技術培訓、生產成本和預期收益作為控制變量，以探討社會信任、群體規(guī)范對農戶生態(tài)自覺性的影響。

上述4類變量的具體測量與描述性統(tǒng)計結果見表2。

表 2 變量測量與描述性統(tǒng)計Table 2 Measurement and descriptive statistics of variables

2.3 模型選取

實證模型中的社會信任、群體規(guī)范（解釋變量）與農戶的生態(tài)自覺性（被解釋變量）均包含多個指標，因而本文采用適合處理多原因多結果問題的結構方程模型（structural equation modeling，SEM）。與傳統(tǒng)的回歸分析方法相比，此模型主要有兩大優(yōu)勢：第一，可同時處理多個因變量的問題；第二，模型允許變量含有誤差項，并將這種測量誤差納入模型，提高估計結果的準確性[34]。本文設定SEM的具體形式為：

式（1）和式（2）為測量方程，反映潛變量和觀測變量之間的關系，其中X為外生潛變量的觀測變量向量，Y為內生潛變量的觀測變量向量；ξ為外生潛變量，包括一般信任和特殊信任，正式規(guī)范和非正式規(guī)范，η為內生潛變量，表示農戶的生態(tài)自覺性；λ為關聯(lián)系數(shù)矩陣，φ、ε均為殘差項。式（3）為結構方程，其中，β和γ為路徑系數(shù)，β表示內生潛變量間的關系，γ表示外生潛變量對內生潛變量的影響，ζ為結構方程的誤差項。

3 結果與分析

3.1 變量描述性統(tǒng)計分析

從被解釋變量來看，受訪農戶的生態(tài)價值認知、生態(tài)環(huán)保態(tài)度、生態(tài)行為傾向的平均得分依次為3.291、3.538和2.244（表2），表明農戶的生態(tài)價值認知較高，生態(tài)環(huán)保態(tài)度較積極，生態(tài)行為傾向較不明顯。從核心解釋變量來看，農戶的一般信任和

特殊信任均值分別為3.319和4.246，正式規(guī)范和非正式規(guī)范均值分別為4.234和3.909，表明農戶的一般信任和特殊信任水平均較高，正式規(guī)范和非正式規(guī)范也較強。從控制變量來看，分別有74.70%和84.80%的農戶在實施生態(tài)行為時，會考慮到生產成本和預期收益的影響，農戶都是理性的，其行為決策往往會考慮成本收益的影響。

3.2 模型的檢驗

3.2.1 信度與效度檢驗 為確保研究結果的有效性和可靠性，本文運用SPSS22.0軟件分別對量表的信度和效度進行了檢驗。信度分析結果顯示，所有潛變量的 Cronbach’s α信度系數(shù)為0.813，且單個潛變量的Cronbach’s α信度系數(shù)也均在0.7以上，表明量表具有較好的信度[35]。為進一步驗證問卷整體結構的合理性，對潛變量進行了因子分析，結果表明，所有潛變量的各觀測變量標準因子載荷系數(shù)最小為0.615（大于0.5），表明變量的測量有較好的收斂效度。同時，各潛變量的KMO（Kaiser-Meyer-Olkin）值最小為0.697，且Bartlett’s檢驗的卡方值最小為1 193.373，在0.1%的顯著性水平下顯著，表明問卷結構效度較好，適合做因子分析。信度和效度檢驗的具體結果見表3。

表3 信度和效度檢驗結果Table 3 Results of reliability and validity tests

3.2.2 整體適配度檢驗 模型整體適配度是檢驗理論模型構建是否科學的重要依據[34]。在樣本數(shù)據符合模型構建要求的基礎上，運用AMOS21.0軟件對模型進行擬合，分別從絕對擬合指標和相對擬合指標兩個層面對模型整體適配度進行檢驗。表4結果顯示，模型各項指標值均在建議值范圍內，符合適配標準，表明模型整體適配度較好。

3.3 農戶生態(tài)自覺性的影響因素分析

非標準化估計結果顯示，一般信任和特殊信任、正式規(guī)范和非正式規(guī)范4個潛變量對農戶生態(tài)自覺性的影響分別在5%、5%、0.1%和0.1%的置信水平下顯著，且方向均為正，影響的路徑系數(shù)依次為0.062、0.064、0.147和 0.173（表 5）。此外，群體規(guī)范在社會信任對農戶生態(tài)自覺性的影響中產生中介作用，一般信任、特殊信任對正式規(guī)范和非正式規(guī)范的影響均在0.1%的置信水平下顯著，且方向均為正，影響的路徑系數(shù)依次為0.094、0.011、1.413和0.699（表5）。這一結果驗證了前文的理論分析，表明社會信任、群體規(guī)范對農戶生態(tài)自覺性產生正向影響，且群體規(guī)范在這一影響路徑中發(fā)揮中介作用。此外，這一結論與楊柳等[36]得出的農戶社會信任對其參與小農水供給行為有顯著正向影響的研究結論一致。

表4 模型整體適配度檢驗結果Table 4 Results of model overall f tness test

標準化估計結果顯示，群體規(guī)范對農戶生態(tài)自覺性影響的標準化路徑系數(shù)均高于社會信任各潛變量的這一系數(shù)。具體而言，群體規(guī)范中正式規(guī)范和非正式規(guī)范的標準化路徑系數(shù)分別為0.136和0.160，而社會信任中一般信任和特殊信任的標準化路徑系數(shù)分別為0.059和0.035（表5）。這表明相比社會信任，群體規(guī)范對農戶生態(tài)自覺性的影響更大。

進一步分析發(fā)現(xiàn)，社會信任變量中，特殊信任對農戶生態(tài)自覺性影響的標準化路徑系數(shù)為0.071，高于一般信任的這一路徑系數(shù)（0.059），表明特殊信任對農戶生態(tài)自覺性的影響要大于一般信任。統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn)，樣本農戶的特殊信任水平整體上高于一般信任水平，他們對家人、親戚和朋友的信任均值分別為4.679、4.128和3.932，而對鄰居、村干部和基層組織的信任均值分別為3.799、3.155和3.004（表2），他們對前者的信任水平更高?？赡艿慕忉屖牵M孝通[30]認為，中國農村社會是差序格局社會，處于其中的個體會依據關系親疏遠近由內而外形成層層社會關系，而不同關系采用不同的互動法則，表現(xiàn)出的行為特征也存在差異。對農戶而言，不同親疏關系產生不同的信任感和認可度，越是關系親近的人，農戶對其信任度越高，當家人或親友建議自身采用生態(tài)生產方式，以保護生態(tài)環(huán)境時，出于較強的信任感，農戶往往選擇接受他們的建議和認可他們的行為，這種信任和認可會增強農戶的生態(tài)環(huán)保意識，且逐步形成生態(tài)環(huán)保態(tài)度，最終提高農戶生態(tài)自覺性。

表5 社會信任、群體規(guī)范對農戶生態(tài)自覺性影響的SEM估計結果Table 5 SEM estimates of the impacts of social trust and group norms on farmers’ ecological consciousness

群體規(guī)范變量中，非正式規(guī)范對農戶生態(tài)自覺性影響的標準化路徑系數(shù)為0.160，高于正式規(guī)范的這一路徑系數(shù)（0.136），表明非正式規(guī)范對農戶生態(tài)自覺性的影響遠大于正式規(guī)范?？赡艿慕忉尀椋诒徽{查地區(qū)中，除武漢外，其他樣本區(qū)的市場化程度并不高，正式規(guī)范對農戶的影響有限。此外，樣本受訪者以中老年人居多，由于其長期生活在農村，接觸外界信息的機會相對較少，而與村莊內其它村民接觸更頻繁，受村莊內村規(guī)民約等聲譽機制為基礎的非正式規(guī)范影響較大。因此，如果村莊內其他農戶均自覺采用生態(tài)生產行為，受此聲譽機制的影響，農戶違反該行為規(guī)范的成本較高，進而自覺踐行生態(tài)保護行為的可能性越大，最終在農業(yè)生產中表現(xiàn)出較高的生態(tài)自覺性。

從群體規(guī)范的中介作用來看，非正式規(guī)范在社會信任對農戶生態(tài)自覺性影響中的中介作用更大，即一般信任和特殊信任對非正式規(guī)范的影響分別大于二者對正式規(guī)范的影響，其路徑系數(shù)依次為0.137、0.985、0.058和0.804（表5）?？赡艿慕忉尀椋揭?guī)范作為一種明文規(guī)定的正式制度，其最重要的特征之一是約束和平衡，對群體內成員產生一定的強制約束力，是所有成員必須遵守的規(guī)范，因此其受外界因素（例如社區(qū)內成員間的信任水平）的影響相對較小。而非正式規(guī)范是群體內經過長期發(fā)展自然形成的某種約定俗成的默契標準，社區(qū)內信任水平越高，越容易形成某種大家普遍認可的約束規(guī)范，進而影響社區(qū)內成員的意識、態(tài)度和行為。

此外，從控制變量的影響來看，性別、受教育程度、技術培訓和預期收益均顯著影響農戶的生態(tài)自覺性，且分別在0.1%、5%、0.1%和1%的置信水平下顯著。具體而言，相比女性，男性農戶的生態(tài)自覺性高出0.164個單位（表5）。這一結論與史恒通等[14]有關性別對農戶生態(tài)治理行為影響的結論一致。可能的解釋為，在當前農村，男性多外出務工，眼界相對開闊，且更具有嘗試和冒險精神，因而更傾向于采用生態(tài)生產方式，具有較高的生態(tài)自覺性。受教育年限每提高1年，農戶的生態(tài)自覺性將提高0.065個單位（表5）。該結論與何可等[21]關于文化程度對農戶環(huán)境治理意愿影響的結論一致?？赡艿脑蚴牵r戶受教育水平越高，越可能認識到生態(tài)生產行為對減少土壤、大氣等污染的好處。當農戶認知到生態(tài)保護的益處后，會自覺形成生態(tài)環(huán)保的意識和態(tài)度，進而表現(xiàn)出較高的生態(tài)自覺性。相比未參加過技術培訓的農戶而言，參加過技術培訓的農戶生態(tài)自覺性將提高0.119個單位（表5）?？赡艿慕忉尀椋夹g培訓不僅可以為農戶采用生態(tài)生產方式提供技術支撐，而且可以提高農戶的生態(tài)環(huán)保認知水平，有助于農戶形成生態(tài)環(huán)保意識和態(tài)度，進而表現(xiàn)出較高的生態(tài)自覺性。相比未考慮預期收益的農戶而言，考慮技術采用預期收益的農戶，其生態(tài)自覺性降低0.089個單位（表5）。可能的原因在于，采用生態(tài)生產方式可能會導致農業(yè)生產成本增加，但其收益在短期內很難實現(xiàn)較大幅度增加，而農戶是理性的，在農業(yè)生產中，往往追求農業(yè)收益最大化，因此，當考慮到預期收益時，其自覺踐行生態(tài)行為的可能性降低。

3.4 社會信任、群體規(guī)范對農戶生態(tài)自覺性影響的代際差異分析

多群組SEM分析的目的在于探究適配于整體的模型是否適配于不同的樣本群體，即評估研究者提出的假設模型在不同樣本間是否具有參數(shù)不變性[34]。為此，本文以農戶代際差異為調節(jié)變量對模型進行擬合，以驗證模型的適配情況，并探索社會信任、群體規(guī)范對農戶生態(tài)自覺性的影響在不同代際農戶中的特點。學術界通常以20世紀80年代劃分新老兩代農民，因此本文參考楊志海等[8]的研究，將1980年及以后出生的農民界定為新生代農民，1980年之前出生的農民劃分為老一代農民。調查數(shù)據顯示，受訪者中，新生代農民159人，占14.55%，老一代農民934人，占85.45%。分析過程中，通過相關參數(shù)設置，對各類相關模型的適配度進行比較，最終確定預設模型為最適配的路徑模型，用于本文的多群組分析。從模型適配標準來看，CFI值介于0.914～0.933之間，均大于0.9的標準值；RMSEA值介于0.047～0.062之間，均小于0.08的適配臨界值。

由表6估計結果可知，社會信任、群體規(guī)范對農戶生態(tài)自覺性影響的估計結果總體基本保持穩(wěn)定，但因農戶代際差異的存在而呈現(xiàn)以下特點：

1）社會信任對農戶生態(tài)自覺性的影響在老一代農民群體中表現(xiàn)更為明顯?？赡艿慕忉尀?，農戶的社會信任反映其在一定村域內對長期交往對象的信任程度，相比老一代農民而言，新生代農民因普遍接受了義務教育，受教育程度有所提高，為獲得更高的家庭收入，往往在大部分農閑時間選擇外出務工，因而與村莊內其它農戶的接觸和交流減少，對自身所在農村及農民的熟悉度和信任感較低，因而其社會信任水平較低，進而對其生態(tài)自覺性影響較弱。調查結果顯示，老一代農民的社會信任水平均值為3.689，而新生代農民的信任水平均值僅為3.551（表2）。這一結果與李濤等[37]得出的居民年齡越大，其社會信任水平越高的結論一致。

表6 社會信任、群體規(guī)范對農戶生態(tài)自覺性影響的代際差異估計結果Table 6 Intergenerational difference estimates of the effects of social trust and group norms on farmers’ ecological consciousness

2）群體規(guī)范對農戶生態(tài)自覺性的影響在老一代和新生代農民中表現(xiàn)均較明顯。區(qū)別在于，第一，正式規(guī)范對新生代農民生態(tài)自覺性的影響更大，可能的解釋為，網絡信息技術快速發(fā)展的背景下，相比老一代農民，新生代農民獲取信息的渠道更多，更容易獲取大量且較新的信息，對國家相關政策的了解更多且更及時。在農業(yè)生產中，鑒于新生代農民受教育程度相對較高，對政府農業(yè)生態(tài)生產的相關政策和環(huán)保法規(guī)較為了解，也更清楚生態(tài)保護的益處，更大可能自覺按政策規(guī)定行事，因而正式規(guī)范對其生態(tài)自覺性的影響更大。第二，非正式規(guī)范對老一代農民生態(tài)自覺性的影響則更大。老一代農民長期在村莊內生產勞作和生活，與村莊內其它村民接觸更頻繁，受村內風俗習慣、村規(guī)民約等影響較大，在模仿、暗示、順從等心理因素的制約下，為實現(xiàn)保護村莊生態(tài)環(huán)境的共同目標，會自覺與其它農戶行為保持一致。如果村莊內其它農戶均自覺采用生態(tài)生產行為，農戶自身會受到其他農戶的影響，在農業(yè)生產過程中，逐漸形成生態(tài)環(huán)保的意識和態(tài)度，最終形成生態(tài)自覺性。

3）群體規(guī)范在社會信任對農戶生態(tài)自覺性影響中的中介作用，在老一代和新生代農民中存在差異。具體而言，針對老一代農民，非正式規(guī)范的中介作用更大，即特殊信任和一般信任對老一代農民非正式規(guī)范的影響分別大于二者對新生代農民非正式規(guī)范的影響，其路徑系數(shù)依次為0.031、0.125、0.029和0.081（表6）。這一結論與前文老一代農民的社會信任水平較高，且其生態(tài)自覺性受非正式規(guī)范的影響較大的結論一致。

4 結論與啟示

4.1 結論

推動農村生態(tài)環(huán)境根本好轉是實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要目標，而實現(xiàn)這一目標的重要一環(huán)在于培養(yǎng)農戶的生態(tài)自覺性。研究表明，農戶的自覺性整體較弱，受到社會信任和群體規(guī)范的影響，且特殊信任的影響大于一般信任，非正式規(guī)范的影響大于正式規(guī)范，且群體規(guī)范在信任對農戶生態(tài)自覺性的影響中發(fā)揮重要中介作用。此外，針對不同代際農民，信任、規(guī)范對其生態(tài)自覺性的影響存在差異。老一代農民的生態(tài)自覺性更多受到社會信任和非正式規(guī)范的影響，而新生代農民的生態(tài)自覺性更多受到正式規(guī)范的影響。

進一步分析表明，根植于中國農村社會的差序格局導致農戶的社會信任水平存在差異，進而影響農戶的生態(tài)自覺性，現(xiàn)階段，在以粗放農業(yè)增長方式為主的農村地區(qū)，如何培育信任以推動農業(yè)增長和生態(tài)環(huán)境保護并實現(xiàn)二者雙贏值得我們重視；同時，在市場化程度普遍不高的農村地區(qū)，除正式規(guī)范對農戶行為的約束外，以聲譽機制為代表的非正式規(guī)范更是影響農戶生態(tài)保護行為的重要因素，這也為今后要更加重視并強化農戶聲譽效用在推動其參與社區(qū)生態(tài)保護中的重要作用提供依據。

4.2 啟示

1）構建高度信任的農村社區(qū)環(huán)境。政府可通過開展集體學習、組織相關農業(yè)生產技術培訓等形式，加強農戶與農戶、村干部等的溝通和交流，以此培育足夠信任的社區(qū)環(huán)境，不斷提升信任水平，從而引導農戶自覺樹立生態(tài)環(huán)保意識，明確生態(tài)環(huán)保態(tài)度，最終提高農戶在農業(yè)生產中的生態(tài)自覺性。

2）充分發(fā)揮非正式規(guī)范對老一代農民農業(yè)生產行為的制約作用。在當前“老人農業(yè)”時代背景下，農業(yè)勞動力老齡化趨勢明顯，老一代農民成為當前農業(yè)生產的“主力軍”，鑒于其受村規(guī)民約等非正式規(guī)范的影響較大，因此，應充分發(fā)揮非正式規(guī)范對其農業(yè)生產行為的規(guī)制作用，在鄉(xiāng)村生態(tài)治理與保護中，積極引導村莊內形成與之協(xié)調的村規(guī)民約、風俗習慣等非正式規(guī)范，強化農戶的聲譽效用和社會責任意識，以充分發(fā)揮聲譽機制在推動其農業(yè)生態(tài)生產過程中的內驅力作用，最終引導其形成良好的生態(tài)自覺性。

3）完善并細化農村環(huán)保法律法規(guī)。未來農業(yè)的發(fā)展，必然離不開新型職業(yè)農民這一主體，而新生代農民的生態(tài)自覺性更多受正式規(guī)范的影響，因此，政府在充分發(fā)揮群體規(guī)范對其生產行為的引導作用時，尤其需重視正式規(guī)范對其行為的約束功能，完善并細化環(huán)境法律法規(guī)，針對不同損害環(huán)境的農業(yè)生產行為，應制定詳細的懲罰規(guī)則，遵循“對號入座”原則，確保規(guī)則的可實施性。