社會資本對農戶環境友好行為意愿的影響研究
——基于福建、安徽、陜西三省的調研數據

毛馨敏， 卞莉莉

(福建農林大學 公管學院，福建 福州 350002)

一、引言

隨著農村經濟的飛速發展，農村生態環境問題日益凸顯，農村生態環境治理成為當務之急。黨的十九大報告指出要攻堅克難，進一步實現生態文明發展的新跨越，繼續建設社會主義新農村，打造綠水青山就是金山銀山的美麗鄉村。建設美麗鄉村的重要理念是生態宜居，良好生態環境是農村最大優勢和寶貴財富。公眾參與作為一種新的農村環境治理機制得到越來越多的關注，農戶作為農村環境治理的主體，在農村生態環境治理中極為重要。在此背景下，對農戶環境行為的研究更具有現實意義。

環境友好行為通常是指個人主動參與、付諸行動來解決和防范生態環境問題的行為，一般包括參與環境保護的宣傳活動，愿意通過捐助參與環境保護、參與環境保護的政策制定[1-3]。根據眾多學者的研究發現，在探討環境友好行為意愿的內在機理時，大多從“個人層面”來討論，如環境風險感知[4]、環境知識[5]、環境認知[6]等。而農村環境治理是需要許多個體共同參與才能解決的公共問題。所以，對農戶環境友好行為的研究，除了考慮個體因素之外，還應考慮到人與人之間關系互動“關系層面”因素的影響。而社會資本理論則可以提供了一個理想的視角。社會資本理論的核心觀點認為，社會資本主要由信任、規范和網絡三個維度組成，指個體之間的聯系并內嵌于社會中的資源，有助于人們為了共同利益進行協調與合作[7]。本文以Putnam的社會資本理論作為概念框架，從以下三個層面即社會信任、社會網絡、群體規范與農戶環境友好行為意愿之間的理論關系，通過追蹤福建、安徽、陜西三省農村環境調查數據，利用結構方程模型實證檢驗了上述三個層面社會資本的核心要素對農戶環境友好行為的兩個不同層次的環境友好行為意愿，即環境維護和環境促進意愿的影響,并從根本上提出適行的政策建議。

二、理論分析與研究假說

本文以Putnam的社會資本理論作為概念框架，Putnam認為社會資本之間較好的輪回可以形成“社會均衡”，并且在持續的進化發展中產生更高水平的信任、規范與組織。并在他自己的著作中指出，社會資本中至關重要不能缺少的要素就是信任，例如在一個整體中，相互信任程度越大，那么他們在一起進行合作的可能性越高。與此同時，社會規范和關系網絡是由信任產生的。而模式、社會化和懲罰都是來約束社會規范的。基于Putnam的社會資本理論此篇文章認為:影響農戶環境友好行為意愿的是社會信任、社會網絡、群體規范三個重要的社會資本。

(一)社會信任對農戶環境友好行為意愿的影響

在信任維度上，Lewman認為，需將社會信任劃分為人際信任與制度信任，且人際信任、制度信任的對象和產生機制的差異性較大，不可模糊地統一對待[8]。Brunie認為社會成員之間的信任態度是整體社會系統的重要資源，讓個體在面臨需要解決的公共問題時相互協助從而降低行動的交易成本[9]。Coleman認為增加人們自發性的社會行為，能夠降低管理成本[10]。制度信任是指個體在人和人交際過程中受到的法律法規等制度的約束[11]。部分學者在研究環境領域時發現社會信任會對個體環保行為意愿產生影響。例如Petzold and Ratter指出了那些信任其他人會參與合作的人會更積極主動地參與到環境保護活動中[12]。Harland認為，在面對環境問題中，個人對其他人的行為的信任度，對其行為決策有直接影響[13]。根據以上的分析，提出以下假說：

假說H1:社會信任對其環境維護行為意愿有顯著影響

假說H2:社會信任對其環境促進行為意愿有顯著影響

(二)社會網絡對農戶環境友好行為意愿的影響

社會網絡重點是重視人們之間的互動和聯系，個體在做決策時不是孤立的，他所在的社會網絡會影響著他的決策[14]。中國農戶之間存在著繁雜的社會網絡關系，所以一定程度上影響著他們的生產活動[15]。農村是個“鄉土本位”的社會，社會網絡是社會資本得以存在的基礎環境。每個網絡層面中夾雜著豐富或異質性的信息資源，通過其關系獲取信息資源，并依靠傳播、引導與效仿等方式從而助推自身行為決策[11]。根據以上的分析，提出以下假說：

假說H3:社會網絡對其環境維護行為意愿有顯著影響

假說H4:社會網絡對其環境促進行為意愿有顯著影響

(三)群體規范對農戶環境友好行為意愿的影響

群體規范是通過周圍社會環境的評價對個體信仰和評估結構的形成產生潛移默化的影響作用[16]。就群體規范論述及表征而言，其范疇寬泛且較復雜，包括行為準則、風俗習慣、道德倫理和價值標準等[17-18]。而在農村地區，諸多學者研究發現道德倫理處于群體規范的核心且發揮重要作用，如不遵守規定的村民要承擔失去和睦的鄰里關系、個人面子及名譽聲望等懲罰[19]。根據以上的分析，提出以下假說：

假說H5:群體規范對其環境維護行為意愿有顯著影響

假說H6:群體規范對其環境促進行為意愿有顯著影響

根據以上的分析，本文假設模型如圖 1 所示。

圖1 研究模型

三、數據來源、變量定義與研究方法

(一)數據來源與樣本特征

本文研究數據來源于2017年7月—2018年7月對福建省、安徽省、陜西省3省農戶參與環境污染整治的問卷調查。選取這三個地方展開調研的原因一方面是因為，三地方位于東、中、西部，首先三地的風土人情和社會經濟水平都具有一定的代表性，其次三地之間的距離較遠，一定程度上防止了空間的內生性；另一方面，選取這三個最早一批開展農村環境整治的省份，農村環境治理體系和完善程度有差別，可以有效區分樣本的變異度。其中，福建省中選取福州市的閩清、寧德的古田、三明的沙縣、南平的延平和武夷山、龍巖的新羅和永定共7個縣區；安徽省中選取合肥市的長豐和肥東、阜陽的阜南和界首共4個縣區；陜西省中選取西安的臨潼、延安的寶塔、榆林的靖邊共3個縣區，一共調查了14個縣，每個縣區選取4～5個鄉鎮(共34個鄉鎮)，每個鄉鎮選取2～6個村(共102個村)；為了確保調查結果的真實性，問卷采取面對面的方式進行調查。內容涉及個體特征、家庭特征、農戶對環境的心理感知和參與生活垃圾分類處理的情況等。問卷共回收529份，除去無效問卷，最終獲得509份有效問卷。

分析發現，樣本具有以下特征：①調查對象主要以男性為主，占比51.67%。②中老年人居多。樣本多數處于46～65歲，占54.02%；36～45歲63人，占12.38%；35歲以下49人，占9.63%。原因是當前農村大量青壯年勞動力外流，大多數老年人多在家務農或照顧小孩，與農村現實情況較為符合。③受教育程度普遍較低。文化程度為初中及以下者占89.2%。受訪者受教育程度普遍較低。④調查對象少部分為黨員。黨員比例僅占10.41%。⑤調查對象大部分為中下等收入水平。所調查的農戶年收入在10萬元以下的占78.58%；10～20萬元收入的占15.53%；20萬元以上的僅占5.89%。樣本基本情況見表1。

表1 農戶個體特征及基本情況描述

(二)變量描述性統計

綜合已有研究[20-21]及實地調研的情況，本文選取變量表征方式詳細說明如下：選取“村里的人是可以相信的”[22]、“相信政府是為群眾服務的”[22]、“不在家鑰匙請鄰居保管”[23]這三個變量來表征社會信任；“生活中也會關注環境的相關信息”、“每逢村干部選舉我會積極參加”[24]，這兩個變量表征社會網絡；“如果別人不保護環境，我會采取行動”[25]、“我會按照村里的規定扔垃圾”[26],這兩個變量表征群體規范。“是否愿意花時間了解環境的相關信息”、“是否愿意對生活垃圾進行分類處理”[21]來表征環境維護行為意愿；“是否愿意參與環境宣傳活動當中”、“是否愿意向政府提出環境治理意見”[27]。本文采用李克特5分法對結構方程模型中的社會信任、社會網絡、群體規范三個潛變量進行測量(1=完全不同意，2=較不同意，3=一般，4=較同意，5=非常同意)；對于環境行為意愿，本文借鑒李秋成[20]等的研究，將農戶的環境行為意愿分為環境維護行為意愿和環境促進行為意愿兩個潛變量進行測量(1=是，0=否)。據此，對社會資本和環境行為意愿的變量說明及統計見表2。

表2 農戶社會資本、環境行為意愿的變量說明及統計

(三)研究方法

1.研究方法的選取

社會資本、環境行為意愿屬于主觀認知, 所以具有主觀測量誤差的特點。結構方程模型(structural equation modeling, SEM)可為處理難以觀測主觀潛變量，同時還能分析變量的誤差，是將測量與分析融為一體的計量研究[28]。所以, 本文運用結構方程模型將社會資本對環境行為意愿的影響效應進行分析。

2.模型設定

建立測量各潛變量之間因果關系的模型，模型分為以下三種形式：

η=βη+Γξ+ζ

(1)

y=Λyη+ε

(2)

x=Λxξ+δ

(3)

方程(1)是總的結構方程模型，表示內生潛變量η和外源變量ξ之間的關系，模型中的β和Γ是系數矩陣，ζ為殘差項。方程(2)和方程(3)是測量模型，表示可觀測變量y、x與內生潛變量η和外生潛變量ξ之間的關系，Λy和Λx則表示回歸權數，ε和δ表示測量誤差。

四、數據結果與分析

(一)社會資本及環境行為意愿的信度和效度檢驗

為增強文章的可信性和有效性，本文進行了驗證性因子分析及信度和效度的檢驗，結果為表3所示。信度是指問卷的可信程度，根據測量問卷的整體Cronbach’sα的值為0.537。同時，各潛變量的組合信度的值0.541～0.645。可知本文內部結構性較好，具有良好的可信度。效度是指測量方法能準確反映測量變量的程度。本文運用spss17.0軟件對樣本數據因子分析，所得結果的KMO值為0.603。總體來看，模型適合做因子分析。綜合來看，模型數據適合做因子分析，即表明模型具有較強的建構強度。

表3 測量變量與驗證性因子分析結果

注：**表示p<0.01。

(二)模型擬合和檢驗假設

由結構方程模型擬合的整體適配度檢驗指標可知(表4), 初步擬合的χ2為 135.138, 但是CMIN/DF、RMR、GFI、NFI、RFI、CFI、PCFI、AIC指標都不符合評價標準。根據模型路徑系數與修正指數修正后,模型的χ2顯著變小為60.492, 各適配度評價指標均符合評價標準。結構方程模型所得的回歸結果及路徑如圖2所示。

表4 結構方程的評價體系及擬合結果

(三)社會資本對環境行為意愿的影響效應檢驗結果分析

通過比較標準化路徑系數本文發現，不同層次社會資本對環境行為意愿的影響具有明顯的差異性(見表5)。具體而言，在環境維護行為意愿中，社會資本中的“社會網絡”影響最強(β3=0.543)，其次為“群體規范”(β5=0.477)和“社會信任”(β1=0.250)，說明在環境維護行為意愿中，農戶受到社會網絡的影響最強，其次對他人的信任程度和群體意見的壓力也會對其環境維護行為意愿產生影響。在環境促進行為意愿中，社會資本中的“群體規范”影響最強(β6=0.278)，其次為“社會信任”(β2=0.199)和“社會網絡”(β4=0.112)，說明在環境促進行為意愿中，農戶會受到群體規范的影響最強，其次是對他人的信任度和接觸的人際關系及信息網絡也會對其環境促進行為意愿產生影響。具體假設模型標準化路徑系數的結果為圖2所示。

表5 社會資本對環境行為意愿的結構方程模型回歸

注：*、**和***分別表示通過10%、5%和1%的顯著性水平。

圖2 假設模型檢驗結果

根據圖2的結果可以看出，社會信任對環境維護行為意愿的路徑系數為0.25，在1%的顯著水平上正向影響農戶參與環境治理意愿，假設1得到了驗證，且社會信任每增加一個標準差，會使農戶參與環境維護意愿增加0.25個標準差；社會信任對環境促進行為意愿的路徑系數為0.20，在5%的顯著水平上正向影響農戶參與環境治理意愿，假設2得到了驗證，且社會信任每增加一個標準差，會使農戶參與環境促進意愿增加0.199個標準差。可能的解釋：首先，來自鄰居親戚和政府的信任度在一定程度上為農戶參與環境治理提供了良好的保障，進而提高農戶的參與環境治理意愿。在經濟比較不發達山地區，農戶與鄰居和親朋好友長期的“串門”、與鄰居的“抬頭不見低頭見”等交流形成了比較強烈的情感認同，信任程度越高則越能降低行動成本，農戶更愿意參與到農村環境治理中。其次，農村環境是具有公共屬性的物品，一定程度上需要政府的扶持政策，若農戶對政府的信任程度越高就越有利于對農村環境治理的內心認同，增強農戶對未來環境治理美好前景的信心，從而提高農戶參與環境治理的意愿。

社會網絡對環境維護行為意愿的路徑系數為0.54，在1%的顯著水平上正向影響農戶參與環境治理意愿，假設3得到了驗證，且社會網絡每增加一個標準差，會使農戶參與環境維護意愿增加0.543個標準差；社會網絡對環境促進行為意愿的路徑系數為0.11，在5%的顯著水平上正向影響農戶參與環境治理意愿，假設4得到了驗證，且社會網絡每增加一個標準差，會使農戶參與環境促進意愿增加0.112個標準差。可能的解釋：首先，農戶積極參與村委會組織的活動，使得農戶主人翁意識和歸屬感更強，更愿意參與到環境治理中。其次，農戶主動通過網絡渠道獲取資源，往往眼界更為開闊，主動關心環境相關信息的農戶更愿意參與農村環境治理的意愿。

群體規范對環境維護行為意愿的路徑系數為0.48，在1%的顯著水平上正向影響農戶參與環境治理意愿，假設5得到了驗證，且群體規范每增加一個標準差，會使農戶參與環境維護意愿增加0.477個標準差；群體規范對環境促進行為意愿的路徑系數為0.28，在5%的顯著水平上正向影響農戶參與環境治理意愿，假設6得到了驗證，且群體規范每增加一個標準差，會使農戶參與環境促進意愿增加0.278個標準差。群體規范作為一種非正式制度規范，在當今農村社會中，血緣和地緣形成的傳統規范等道德倫理能較好約束和引導農民參與社會活動，尤其是農村環境更多具有公共屬性，如果不參與集體活動約束力越強，那么對公共領域的自治約束力就較大，進而更有助于增強農戶環境治理參與意識。

綜上所述，社會資本對環境行為意愿的路徑系數越顯著，且方向是正相關，則說明農戶的社會資本儲量對環境行為意愿有較強的正向影響，社會資本儲量越豐富，農戶越愿意參與到農村環境治理中。

五、結論

本文基于福建、安徽、陜西3省的農村環境調查數據，利用結構方程模型分析了社會資本對農戶環境友好行為意愿的影響因素進行了深入研究。首先，社會信任、社會網絡、群體規范對農戶環境維護意愿均有顯著正向影響，其影響程度為：社會網絡>群體規范>社會信任。其次，社會信任、社會網絡對農戶環境促進意愿有顯著的正向影響，其影響程度為群體規范>社會信任>社會網絡。

六、對策建議

通過以上實證分析來看，社會資本通過社會信任、社會網絡、群體規范影響著農戶參與環境治理的意愿。目前，隨著農村勞動力的外流，農村社會資本受到一定程度的影響，如何合理運用農村現有的社會資本提高農戶參與環境治理的意愿，推動農戶參與農村環境治理，從而促進“美麗鄉村”的目標實現，本文提出以下的政策建議：

(1)加強農村合作組織建設，增進農戶的人際信任。發動村民積極參與農村合作組織，建立起農戶之間互惠合作功能，促使農戶與農戶之間形成良好的信任機制。同時，彰顯農村合作組織的模范功能，在遵守村規民約、村落習俗等起到領導作用，還可以通過提高對家鄉的歸屬感和認同感提高農戶之間的凝聚力，更好地發揮群體規范制約作用，進而減少環境治理過程中交易成本。

(2)考慮環境治理中農戶的利益需求，提高農戶的制度信任。良好的法律制度與政策環境是農戶參與環境治理的保障，政府在考慮環境治理問題同時也要充分考慮農戶的利益需求。從政策層面建立起系統的環境保障體系，制定合理的環境補貼標準，明晰環境治理補償對象和補償途徑，進一步提高農戶的制度信任及調動其參與環境治理的意愿。

(3)加強對農村環境治理的宣傳，提高農戶保護農村環境的意識，充分發揮媒體互聯網的監督作用，強化農村道德約束作用的發揮。農村作為具有鄉土氣息的熟人社會，注重講“情”、“禮”，更多的是以鄉規民約為代表的鄉間約定[29]，所以要充分發揮村委會的帶頭作用，帶頭遵守村規民約等，更好的發揮群體規范的制約作用。

(4)構建多層次環境治理信息渠道，拓寬農戶的關系網絡。結合農村合作組織、村委會等載體，利用網絡、電視和廣播、新聞發布會等多種途徑構建多層次環境治理信息渠道，尤其是通過環境治理的集體活動，增進農民的交往并形成情感交流與經營互動，拓寬林農關系網絡;而農戶要善于利用關系網絡渠道獲取資源，從而提高參與環境治理的意愿。