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【论文】农村居民参与垃圾治理环境行为的影响因素及作用机制

内容摘要:垃圾污染是当前我国农村环境治理需要解决的重点难题。论文对农村居民参与垃圾治理环境行为的影响因素及作用机制进行了实证分析,研究发现:(1)环境态度是环境认知与环境行为的非完全中介变量,其中介过程受到调节;(2)环境认知经过环境态度对环境行为的中介效应受到内控观的调节,内控观不仅调节直接效应,同时调节中介效应的后半路径;(3)当内控观在均值水平时,环境认知经过环境态度以及直接对环境行为的调节效应占总效应的29.95%。因此,环境认知、态度和内控观在影响农村居民参与垃圾治理环境行为上是一个有调节的中介效应,不仅环境认知、态度对环境行为有正向影响,环境内控观也对环境行为产生了重要影响。

关键词:农村居民,垃圾治理,环境认知,环境态度,环境内控观

基金项目:国家社会科学基金规划一般项目“中国环境治理中的政府责任和公众参与机制研究”(15BGL146

改革开放以来,我国农村经济得到快速发展,但农村环境保护形势日益严峻,环境污染问题已成为我国促进乡村振兴的重要制约因素。当前,农村环境治理主要取决于“软硬”两个条件[1]:“硬件”条件是指环保投入的多寡,环保设施的完善程度等;“软件”条件是指人的环境行为、环境意识、环境态度等;要彻底解决农村环境问题,“硬件”和“软件”二者不可偏废,缺一不可。近年来,我国对农村环境治理的基础设施投入力度日益加大,环境保护的“硬件”日益完善。但要从根源上解决农村环境问题,仍需要从改变农村居民日常生活行为和生活方式切入,不断增强农村居民的环境认知、环境态度和环境行为能力。遗憾的是,有关农村居民环境行为的影响因素,以及农村居民环境认知、态度、行为等因素间的决定关系和作用机制并没有得到充分的揭示和验证。本文选择垃圾治理这一农村环境治理的重点领域,通过问卷调研方式,研究环境认知、环境态度以及环境内控观等因素通过怎样的机制来影响农村居民参与垃圾治理的环境行为。研究结论可以进一步揭示农村居民的环境行为影响因素及各因素之间的传导路径,为提升农村居民环境行为能力,增强农村环境治理的内生动力提供参考。

1 文献回顾

有关环境行为概念,至今仍没有一致公认的定义。现有文献所述环境行为主要包括积极的环境行为[2]、生态管理[3]、生态行为[4]、具有环境意义的行为[5]以及Poortinga[6]提出的“环境行为”等。按由易到难可将环境行为划分为三个层次[7],最容易实现的环境行为是“私人领域的环境行为”,包括生态管理和财务行动等;其次是说服行为,最难实现的是公共领域的环境行为,主要包括政治行动与法律行动等。虽然以上命名和解释相比较有所不同,但都体现了环境主体愿意、并积极主动参与环境保护行动,以促进环境改善和避免环境问题发生。本文将具有环境意义的行为、负责的环境行为等具有相同意义的名词,定义为环境行为。在研究实践中,直接观察人们的环境行为较为困难,即使可以被直接观察,也耗时耗力,其操作性受到限制。因而,在现实研究中,人们常常用自我报告(self-reported)的行为或行为意向来替代真实的行为[8-9]。环境行为意向可以预测环境行为,两者之间存在着高度的相关性[10],这使得这种替代成为可能。进一步改善环境行为的首要问题就是要确定影响个体实施环境行为的各种影响因素及其作用机制,在众多影响因素中,环境认知、环境态度、环境内控观、环境价值观、环境敏感度、环境责任感、情景变量、生活经验变量和社会人口统计变量等是重点研究对象。

诸多学者的研究结果显示,环境态度是预测环境行为的重要因素,其与环境行为之间存在密切联系。学者们基于“态度影响行为”的心理学理论提出了一系列的研究框架,其中具有代表性的就是Ajzen[10]提出的计划行为理论,该理论认为行为意向的产生触发了环境行为的发生,而行为态度是行为意向形成一个重要影响因素,由此可见,积极的行为态度可以产生积极的行为意向,从而触发积极的环境行为。因此,环境态度是环境行为的一个重要影响因素。Guagnano[11]提出的ABC理论也有类似观点,他们认为环境态度是影响环境行为的因素之一,它在与外部条件相互作用下产生了环境行为。但也有研究发现,环境态度与环境行为间的关联并不强[12]

关于环境态度与环境认知关系的研究,不同的学者有不同的见解。Hines[13]认为环境认知和行为之间存在正相关,特别是对环境问题和环境行动的认知,与各种环境行为的相关性更强。赵群等[14]亦有类似的发现,其指出环境认知是个人环保行为的显著性影响因素。Synodinos[15]的研究发现,与传统“认知一态度一行为”框架中的知识通过态度影响环境行为不同,环境知识会直接作用环境行为。但也有学者认为,环境认知转化为环境行为之间存在一定落差[16]

控制观也是影响环境行为的重要变量。控制观是指环境主体对其实施的行为是否会改变现状的自我认知[13]。控制观一般可以分为内控观和外控观,持有内控观的人认为自己的行为决定着特定的行为结果,持有外控观的人认为个人的行为结果不是自己所能决定的。控制观的概念被心理学研究者引入到环境行为的研究中,其认为内控观对环境行为的触发至关重要,只有充分理解和承认个体在解决环境问题上的价值,个人才会积极采取各种环境行为。Schwepker & Cornwell[17]通过研究消费者购买环保包装产品的行为发现,内控观与消费者的绿色消费行为呈正相关。Hines[13]发现,持有内控观的人对自己是否可以影响环境持积极态度。Bodur & Sarigollu[18]的研究发现,持有内控观的人往往相信自己可以影响环境,对个人可以改善环境持积极态度。

具体到农村居民的环境行为研究领域,主要沿着影响环境行为的诸多因素展开。田翠琴等[19]研究了农民日常生活行为对环境的影响,发现环境态度对环境行为存在正向预测作用。葛安琪[20]发现,具有较高环境意识的村民采取积极环境行为的可能越大,在一定程度上验证了“意识影响行为”的理论。徐杨[21]借助ABC理论,得到文化水平、是否为村干部、非农工作经历、是否参与垃圾治理规划讨论、是否为党员、生活垃圾治理重要性认知程度、生活垃圾治理费用收支满意度等显著影响环境行为的因素。但也有学者发现,农村居民的环境意识与环境行为并不同步[22]

综合来看,现有研究大都发现环境态度、环境认知、环境内控观对环境行为有影响,是环境行为发生的重要影响因素。当然,除了以上几个因素外,环境价值观、环境敏感度等也会对环境行为产生影响[23-24]。现有研究一般沿着“环境认知一环境态度一环境行为”这一成熟的理论框架展开,多关注于环境行为影响因素的判定,对于因果路径的分析也多停留在检验路径回归系数是否显著的层面,对于这些因素通过何种传导机制来影响环境行为的研究并不多,这导致对环境行为的解释仍然模糊。事实上,这些因素对环境行为的影响并非只是单一的,最终影响环境行为的往往是多个变量的复合作用,这些变量之间存在着不同的路径关系,在传导机制上发挥着中介或者调节作用,被称为中介变量或者调节变量,在明确了中介变量和调节变量后,可以对变量之间的作用机制作深入细致的分析[25]。基于此,本研究以农村居民参与垃圾治理的环境行为及影响因素为研究对象,以传统的认知、态度、行为理论模型为基础,将环境内控观引入这一理论模型,主要探讨如下几个问题:一是传统认知、态度、行为理论模型在农村居民的环境行为这一问题上,各种路径关系是否依然成立;二是环境内控观是否对环境行为产生显著影响;三是环境内控观通过什么路径影响环境行为。基于以上研究问题,本文提出以下两个假设:

假设1:环境态度是环境认知与环境行为之间的中介变量;

假设2:环境内控观是环境认知与环境行为之间的调节变量。

2 方法与数据

2.1 问卷设计

本文结合农村居民的生活实际与参与环境行为的特征,有针对性地编制了农村居民参与垃圾治理的环境行为调查问卷。经过前期对初始问卷征求专家意见以及试点调研,选择了一些符合农村生活实际的研究变量,经过反复修正、预调研最终形成。正式问卷包括四个部分:第一部分基本信息,包括被调研村民的性别、年龄、教育程度、收入情况等9个题项;第二部分是垃圾产生和治理基本情况,包括村民家庭垃圾产生量、垃圾处理的主要方式等15个题项;第三部分是村民参与垃圾治理的认知、态度、行为和内控观调查,其中,认知调查包括对垃圾分类回收的目的与意义、农村垃圾治理问题的主要措施、改善本村垃圾治理的办法、熟识农村垃圾处理的相关政策等认知程度4个题项;态度调查包括对个人参与本村垃圾治理的态度、对垃圾处理收费的态度、对垃圾处理设施设置的态度、对垃圾处理中个人与政府责任关系的态度4个题项;行为调查包括对个人处理生活垃圾的直接行为、说服他人进行垃圾分类的行为、制止他人乱扔垃圾的行为、参与集体垃圾治理活动的行为、对本村垃圾设施及清洁员进行监督的行为5个题项;环境内控观调查包括对个人有能力提出有益建议、相信自己的建议会引起政府重视、相信自己的行动能改变本村垃圾治理现状3个题项;第四部分为开放问题,问卷中的第三部分,即村民参与垃圾治理的认知、态度、行为及内控观均采用李克特7级量表计分法。

2.2 样本采集

问卷发放对象涉及广东省内的广州市、中山市、佛山市、湛江市、韶关市5个地市的农村居民,问卷调查时间在20176月至20183月。问卷以书面形式为主,由调研人员面对面随机发放,现场解答被调研对象填写问卷中遇到的问题,以保证问卷质量。本文调研共完成问卷304份,其中,有效问卷298份。在调研样本中,男性占58.2%,女性占41.8%;年龄为19岁(含)以下占比7.8%2029岁占比20.97%303923.98%4049岁占比25.64%5059岁占比17.35%60岁以上占比4.26%;月收入在2 0015 000元的居多,占比为51.8%,居住时间在20年以上的占比达到了45.4%,普通群众占比达到61.7%。本研究使用SPSS 20.0进行统计分析。

2.3 信度与效度检验

问卷的信度又称可靠性,是指测量结果的稳定性。可靠性大,表明测验的稳定性高,反之,则测验的稳定性低。一般认为,如果克朗巴哈Alpha值大于0.9,说明量表的内在信度很高;克朗巴哈Alpha值在0.80.9,说明内在信度是可以接受的;克朗巴哈Alpha值在0.70.8,则说明量表设计存在一定问题,但仍有一定参考价值;如果克朗巴哈Alpha值小于0.7,则说明量表设计存在较大问题,应考虑重新设计。本研究运用SPSS 20.0的信度分析功能,计算出Cronbach's Alpha=0.872,表明本次调查问卷具有较高信度。

效度指量表的有效性,即测量工具在多大程度上反映了研究者想要测量概念的真实含义。本文主要对内容效度和建构效度进行检验。KMO值和Bartlett's球形检验卡方值是建构效度常用的判定指标。本文问卷全部数据和均值因子的KMO数值分别达到了0.8820.781Bartlett's球形检验显著性水平为0.000,拒绝Bartlett's球形检验零假设,表明本调查问卷建构效度良好。

3 结果与分析

3.1 描述性分析结果

问卷的描述性分析结果显示,表示平时会注意关注环境事件的受访村民接近60%,说明大部分村民意识到了环境问题的重要性。通过手机获取新闻的受访村民比例达到了43.97%,还有25%20.6%的受访村民获得新闻的渠道是电视和网络,这显示出我国农村居民获取时事新闻的渠道已由过去的依靠广播和电视,逐步转变为依靠手机端。相当一部分的受访村民仍然对本村垃圾治理不太满意,尽管认为本村垃圾问题有所改善的受访村民比例达到了41.2%,但仍有27.5%的受访村民认为本村垃圾治理问题没有获得实质性改善,甚至是有所恶化,说明现阶段垃圾治理工作仍有不小提升空间。有28.3%的村民认为村里垃圾站的设置并不合理,分别有33.7%42.3%的村民表示村内垃圾收集站和垃圾桶的设置地点没有征求村民意见,这说明农村居民参与垃圾治理过的程度仍需进一步提升。另外,有超过一半的受访村民对村里垃圾治理的基础设施建设不满意,表明解决农村垃圾治理问题仍需要重视基础设施建设。

3.2 中介效应的检验

环境态度是环境行为体系中的重要组成部分[26],其与环境行为有着较强的正向关系,并且在环境认知和环境行为中发挥着中介作用[7]。本文首先对农村垃圾治理中,村民的环境态度是否仍然为环境认知和环境行为间的中介变量进行检验,检验过程采用温忠麟和叶宝娟[27]提出的中介效应检验程序。自变量环境认知(X)、中介变量环境态度(W)和因变量环境行为(Y)之间的关系可用图1来表示,其中β1、β2、β3为回归方程常数,e1e2e3为回归方程误差。

 

 1 中介变量示意图

根据检验流程,如果以下两个条件成立,则表示中介效应显著:一是自变量显著影响因变量;二是在因果链中的任一个变量,当它前面的变量(包括自变量)被控制后,可以显著影响它的后继变量,这就符合Baron & Kenny[28]定义的(部分)中介过程。如果进一步要求在控制中介变量后,自变量对因变量的影响不显著,那就成为Judd & Kenny[29]所定义的完全中介过程。本文的中介变量只有一个,如果中介效应显著,则:(1)系数C显著(即H0C=0的假设被拒绝);(2)系数A显著(即H0A=0的假设被拒绝),且系数B显著(即H0B=0的假设被拒绝)。另外,完全中介过程还要加上系数C′不显著。

首先,检验自变量X和因变量Y之间是否显著(模型1Y=β1+CX+e1),检验结果显示回归系数C在置信区间内都远大于零,即系数C显著(H0C=0的假设被拒绝),自变量X和因变量Y关系显著。其次,检验是否为完全中介过程,做WX的回归分析(模型2W=β2+AX+e2),由表1可知回归系数A显著。最后,做YXW的回归分析(模型3Y=β3+CX+BW+e3),可以得出系数C′>0显著(即H0C=0的假设被拒绝),系数B0显著(即H0B=0的假设被拒绝)。另外,系数均为正值说明认知和态度都对行为具有正相关性,且此模型为非完全中介过程。至此,本文提出的在农村垃圾治理中,村民环境态度是环境认知与环境行为之间中介变量的假说得到验证。

        表1 中介过程检验模型结果

模型类别

非标准化系数

标准系数

t

sig.

B

标准误差

Beta

 

 

模型1(因变量:行为Y

常量

1.458

0.200

 

7.273

0.000

认知X

0.745

0.042

0.719

17.765

0.000

模型2(因变量:态度W

常量

2.087

0.200

 

10.461

0.000

认知X

0.631

0.042

0.660

15.103

0.000

模型3(因变量:行为Y

常量

0.660

0.217

 

3.034

0.003

认知X

0.504

0.052

0.486

9.741

0.000

态度W

0.382

0.054

0.352

7.059

0.00

3.3 调节效应的检验

环境态度是中介变量这一假说获得验证,但中介过程为非完全中介过程,说明可能还存在其他因素的影响。事实上,在心理学研究中,中介和调节效应往往对行为产生复合影响,即中介变量和调节变量同时存在。例如:如果自变量X通过第三个变量W来影响因变量Y,此时W被称作中介变量;如果自变量X与因变量Y的关系受到第三个变量U的作用,此时U被称作调节变量,影响XY之间关系的方向(正向或负向)和强弱。调节效应分析就是研究X何时影响Y,或者何时影响较大。如果一个模型包含的变量多于3个,可能同时包含中介变量和调节变量,这些变量在模型中的位置和作用不同会产生不同的模型,这类模型叫作有调节的中介模型,这说明自变量通过中介变量对因变量产生影响,而中介过程受到调节变量的调节[27]

在本文中,环境内控观被假设为调节变量,则这一过程如图2所示。首先,认知通过态度对行为产生影响,此时,态度是认知对行为影响的中介变量;其次,假设内控观影响着认知对行为的作用,此时内控观是这一过程的调节变量;最后,调节变量可以通过不同路径对结果产生影响,例如,内控观在认知对态度影响的这一过程中发挥了调节作用,此时的调节效应为a1+a3U;内控观还可以对态度影响行为这一过程产生调节影响,此时的调节效应为b1+b2U;当然,内控观还可以同时作用认知对态度、态度对行为影响的两个过程,此时的调节效应为(a1+a3U)(b1+b2U)。无论内控观对认识—态度路径的调节,还是内控观对态度—行为路径的调节,其都是对间接过程的调节,称之为间接效应调节。如果内控观在认识一行为这一过程中发挥了调节作用(其调节效应为c+c2U),则称为直接效应调节。

 

2 调节变量对中介过程和直接效应的调节

根据温忠麟[27]提出的有调节的中介模型的层次检验流程方法(图3)。依次做检验如下:步骤一,检验回归方程(1)的系数c1c3是否显著。检验c3用于判断在未考虑中介效应时,直接效应是否受到调节。对系数c1的检验有助于对模型进行解释,即使c1不显著,也不会对后续分析有影响。步骤二,检验(a1+a3u)(b1+b2u)是否与U有关。其过程是先检验方程(2)中的a1a3是否显著,然后再对方程(3)中b1b2的显著性进行检验。如果:a10b20(调节后半路径),或a30b10(调节前半路径),或a30b20(调节前后路径),以上三组中至少有一组成立,则中介效应受到调节,此时将不显著的系数固定为零,并重新估计其他系数。

 

3 有调节的中介模型层次检验流程[27]

Y=c0+c1X+c2U+c3UX+e1  (1

W=a0+a1X+a2U+a3UX+e2  (2

Y=c0+c1X+c2U+c3UX+b1W+b2UW  (3

2模型1显示系数c3P0.05c3通过显著性检验,故可认定直接效应受到调节变量的调节作用,可以建立有调节的中介模型,直接调节效应为c1+c3U=0.197+0.060U。系数c1c1=0.197t=1.715P=0.087)的结果不显著,不能排除c1=0的可能(即H0c1=0不能被拒绝)。但由于c1对将来解释模型有用,即使c1不显著,也可以继续后面的分析。第二步是检验(a1+a3u)(b1+b2u)是否与U有关。做依次检验,先检验方程(2)中的a1a3是否显著,再检验方程(3)中的b1b2是否显著。如果a10b20(调节后半路径),或者a30b10(调节前半路径),或者a30b10(调节前后路径),至少有一组成立,则中介效应受到调节。表2模型2显示,系数a1a1=0.72t=5.27p0.05)、a2a2=0.311t=2.597P=0.01)显著,a3a3=-0.037t=-1.413P=0.159)不显著;模型3结果表明,b1b1=0.294t=6.363P0.05),b2b2=0.071t=3.409P=0.001)显著,则可以得出a10b20,即调节变量调节中介效应后半路径,这表明依次检验显著,中介效应受到调节,本文提出的环境内控观是环境认知与环境行为之间调节变量的假设也获得验证。

2 调节效应检验过程相关系数

类别

非标准化系数

标准系数

t

sig.

B

标准误差

Beta

 

 

模型1(因变量:行为Y

常量

1.794

0.468

 

3.833

0.000

认知X

0.197

0.115

0.190

1.715

0.087

心态U

0.175

0.101

0.188

1.740

0.083

UX

0.060

0.022

0.495

2.718

0.007

模型2(因变量;态度W

常量

1.063

0.556

 

1.911

0.057

认知X

0.720

0.137

0.754

5.270

0.000

心态U

0.311

0.120

0.362

2.597

0.010

UX

-0.037

0.026

-0.332

-1.413

0.159

模型3(因变量:Y

常量

1.482

0.442

 

3.352

0.001

X

-0.014

0.113

-0.014

-0.126

0.900

U

0.084

0.096

0.090

0.878

0.381

W

0.294

0.046

0.271

6.363

0.000

UW

0.071

0.021

0.584

3.409

0.001

根据检验流程图,当依次检验结果显著时,则系数乘积的区间检验和中介效应差异检验也应当显著。本文做中介效应最大值与最小值之差是否显著,来验证上述依次检验的可信度。如果中介效应差异检验也显著,那上述检验结果是可信的。在做中介效应差异检验时,首先对调节变量U进行单变量的t检验,均值为4.67,标准差为1.58,均值的标准误为0.092

由于中介效应(a1+a3u)(b1+b2u)是U的二次函数,则在计算出系数估计值后,可以在U值正常区间(均值上下两个标准差)内计算二次函数的最大值和最小值,使用Bootstrap法检验它们的差异。中介效应函数(0.720-0.037U)(0.294+0.071U)为开口向下的二次抛物线,可知其对称轴为11.8,取U的均值上下两个标准差可得取值范围是3.0896.248,由U的取值区间与对称轴比较可得取值区间整体在对称轴的左侧,所以最大值与最小值之差是显著的,即中介效应受到调节。中介效应差异检验显著,所以可得上述依次检验的结果可靠。实际上,当依次检验的结果显著时,这已说明中介效应受到调节,本文通过实际的数据校验检验了这一结论的有效性。

由依次检验得知a1b2显著,a3b1不显著,便可得到调节变量控制的是中介效应的后半路径(图4);由于a3b2不显著,可直接令a3=0。间接调整关系表达式为:

 a1+a3U)(b1+b2U=a1b1+a1b2U=0.720×0.294-0.72×0.071U  (4

 

4 农村居民参与垃圾治理行为的有调节中介作用模型

结合直接效应的影响,得到认知(X)经过态度(W)对行为(Y)中介效应的总表达式为:

0.720×0.294-0.72×0.071U+0.197+0.060U=0.409+0.009U  (5

由于有调节的中介效应的依次检验结果显著,则可以研究调节变量在实际影响中的调节力度。取U的均值以及均值上下一个标准差对应的中介效应值来分析,即取U分别等于3.0924.6696.248代入式(5)可得结果分别为0.4360.4500.464。由各变量之间的相关性即协方差表3可知自变量对因变量的总效应为1.503,这就得到上述U取值对应的中介效应对总效应的占比分别为29.01%29.95%30.88%

       3 各变量之间的相关性及协方差

变量

类别

认知X

态度W

行为Y

内控观U

认知X

Pearson相关系数

1

0.660**

0.719**

0.535**

协方差

2.017

1.272

1.503

1.200

态度W

Pearson相关系数

0.660**

1

0.673**

0.481**

协方差

1.272

1.839

1.344

1.030

行为Y

Pearson相关系数

0.719**

0.673**

1

0.714**

协方差

1.503

1.344

2.167

1.660

内控观U

Pearson相关系数

0.535**

0.481**

0.714**

1

协方差

1.200

1.030

1.660

2.494

上述统计结果说明,认知(X)经过态度(W)对行为(Y)的中介效应受到内控观(U)的调节,内控观不仅调节直接效应,同时调节中介效应的后半路径。当内控观在均值水平时(U=4.669),认知(X)经过态度(W)以及直接对行为(Y)的调节效应占总效应的29.95%,当内控观加强时,相应的调节效应在总效应的占比增加,反之则降低。这说明当认知经过中介变量态度影响行为的影响力达到一定稳定水平时,可以通过增强内控观来作用于提高环境行为。注:上角标**表示在0.01水平(双侧)上显著相关。

4 结论与启示

良好的生态环境是农村最大优势和宝贵财富。农村环境综合整治是推进生态文明建设、实施乡村振兴战略的重要内容,更是改善农村人居环境,提升农村居民生活质量的重要手段。随着农村环境综合整治的深入推进,农村居民在农村环境治理中扮演的角色也将更加重要。本文以农村居民的环境行为为研究对象,分析了农村居民在参与垃圾治理中的环境态度、环境认知、环境内控观等因素对环境行为的影响与作用机制。研究发现:(1)依然有27.5%的农村居民认为本村垃圾问题没有得到改善,甚至是恶化;有相当一部分受访村民对本村垃圾治理基础设施建设不满意,说明当前农村垃圾治理任务依然艰巨。(2)研究验证了环境态度是环境认知与环境行为之间的中介变量,这与先前大多数研究结论相同。(3)但环境态度是非完全中介变量,说明其中介过程受到调节;环境认知经过环境态度对环境行为的中介效应受到环境内控观的调节,内控观不仅调节直接效应,同时调节中介效应的后半路径。(4)当环境内控观在均值水平时,环境认知经过环境态度以及直接对环境行为的调节效应占总效应的29.95%

本文研究结果揭示了环境认知、环境态度和环境内控观在影响农村居民参与垃圾治理环境行为上的作用机制,即是一个有调节的中介效应,不仅环境认知、环境态度对环境行为有正向影响,环境内控观也对环境行为产生了重要影响。这启示我们,要激发广大农村居民参与垃圾治理的环境行为,不仅需要环境教育、环境知识、环境技能等单方面的宣传灌输,更需要从心理学视角关注影响环境行为的其他因素,以及这些因素之间的传导机制,如通过普及解决环境问题的相关技能,提高农村居民参与环境治理的自信心,让其充分理解个人行为对环境的影响,承认在解决环境问题上的个人价值,增强环境内控观,从根本上促进其积极投身于各种环境行为。

参考文献:

[1]宋言奇.发达地区农民环境意识调查分析——以苏州市714个样本为例[J].中国农村经济,20101):53-62.

 [2]Gatersleben B, Steg L, Vlek C. Measurement and determinants of environmentally significant consumer behavior[J]. Environment and Behavior, 2002, 343: 335-362.

 [3]Sia A P, Hungerford H R, Tomera A N. Selected predictors of responsible environmental behavior: An analysis[J]. The Journal of Environmental Education, 1986, 172: 31-40.

[4]Kaiser F G, Wolfing S, Fuhrer U. Environmental attitude and ecological behavior[J]. Journal of Environmental Psychology, 1999, 191: 1-19.

[5]Stern P C. Toward a coherent theory of environmentally significant behavior[J]. Journal of Social Issues, 2000, 563: 407-424.

 [6]Poortinga W, Steg L, Vlek C. Values, environmental concern, and environmental behavior a study into household energy use[J]. Environment and Behavior, 2004, 361: 70-93.

[7]孙岩.居民环境行为及其影响因素研究[D].大连:大连理工大学,2006.

[8]Tarrant M A, Cordell H K. The effect of respondent characteristics on general environmental attitude-behavior correspondence[J]. Environment and Behavior, 1997, 295: 618-637.

[9]Wels V K, Ponting C A, Peattie K. Behavior and climate change: Consumer perceptions of responsibility[J]. Journal of Marketing Management, 2011, 277-8: 808-833.

[10]Ajzen I. The theory of planned behavior[J]. Organizational Behavior and Human Decision Processes, 1991, 502: 179-211.

[11]Guagnano G A, Stern P C, Dietz T. Influences on attitude-behavior relationships: A natural experiment with curbside recycling[J]. Environment and Behavior, 1995, 27: 699-718.

[12]Scott D, Willits F K. Environmental attitude and behavior: A Pennsylvania survey[J]. Environment and Behavior, 1994, 262: 239-260.

[13]Hines J M, Hungerford H R, Tomera A N. Analysis and synthesis of research on responsible environmental behavior: A meta-analysis[J]. Journal of Environmental Education, 1987, 182: 1-8.

[14]赵群,曹丽丽,严强.城市居民的环境态度对其环保行为影响的实证研究[J].生态经济,20158):159-162.

[15]Synodinos N E. Environmental attitudes and knowledge: A comparison of marketing and business students with other groups[J]. Journal of Business Research, 1990, 202: 161-170.

[16]Sivek D J, Hungerford H. Predictors of responsible behavior in members of three Wisconsin conservation organizations[J]. The Journal of Environmental Education, 1990, 212: 35-40.

 [17]Schwepker C H Jr, Cornwell T B. An examination of ecologically concerned consumers and their intention to purchase ecologically packaged products[J]. Journal of Public Policy and Marketing. 1991, 102: 77-101.

[18]Bodur M, Sarigollu E. Environmental sensitivity in a developing country consumer classification and implications[J]. Environment and Behavior, 2005, 374: 487-510.

[19]田翠琴,赵志林,赵乃诗.农民生活型环境行为对农村环境的影响[J].生态经济,20112):179-184.

[20]葛安琪.农村居民的水环境意识与行为——基于浙江省长兴县的研究[D].杭州:浙江大学,2016.

 [21]徐杨.罗田县农户参与农村生活垃圾治理研究[D].南宁:广西大学,2016.

 [22]赵瑞琴,周晓黎,李静.农村环境及农民环境意识的影响因素研究——基于河北省697份调查问卷的分析[J].安徽农业科学,201116):9797-9800.

 [23]Tanner C, Kast S W. Promoting sustainable consumption: Determinants of green purchases by Swiss consumers[J]. Psychology and Marketing, 2010, 2010: 883-902.

 [24]许世璋.我们真能教育出可解决环境问题的公民吗?——论环境教育与环境行动[J].台湾中等教育,20012):52-75.

 [25]叶宝娟,温忠麟.有中介的调节模型检验方法:甄别和整合[J].心理学报,20139):1050-1060.

 [26]王民.环境意识及测评方法研究[M].北京:中国环境科学出版社,1999.

 [27]温忠麟,叶宝娟.有调节的中介模型检验方法:竞争还是替补[J].心理学报,20145):714-726.

 [28]Baron R M, Kenny D A. The moderator-mediator variable distinction in social psychological research: Conceptual, strategic, and statistical considerations[J]. Journal of Personality and Social Psychology, 1986, 516: 1 173-1 182.

 [29]Judd C M, Kenny D A. Process analysis: Estimating mediation in treatment evaluations[J]. Evaluation Review, 1981, 55: 602-619.

 第一作者简介:吴大磊(1984—),男,河南周口人,博士,副研究员,研究方向为环境经济与政策。E-mailwu_dalei@163.com

作者系广东省社会科学院环境与发展研究所 吴大磊  赵细康  石宝雅 林盛华 )