社會規范策略對居民垃圾分類的助推效應：一個田野實驗

□ 凌卯亮 徐 林

一、引言

作為我國政府近年來全力推行的一項環境政策，居民生活垃圾分類是解決“垃圾圍城”困境的關鍵舉措，也是實現國家“碳減排”目標的重要途徑。為推動居民廣泛參與垃圾分類，現行政策往往依賴宣傳勸導或訴諸經濟激勵(1)徐林、凌卯亮：《居民垃圾分類行為干預政策的溢出效應分析——一個田野準實驗研究》，《浙江社會科學》，2019年第11期。。一方面，深入社區的宣傳運動是政府推行垃圾分類的主要手段；這類策略通過強調垃圾分類有助于保護生態環境和促進公共利益，意圖增強個體責任意識。另一方面，越來越多的地方政府選擇與回收企業合作，通過“積分兌換商品”等經濟獎勵誘導居民參與垃圾分類。雖然相關政策已經實施多年，但效果并不理想。統計顯示，即使在全國首批試行垃圾分類政策的重點城市，生活垃圾平均回收率僅為30.4%(2)發改委：《46個重點城市生活垃圾平均回收利用率達30.4%》，光明網，https://m.gmw.cn/baijia/2020-12/16/1301948629.html。。

基于2021年3月至2022年3月在浙江省Q市130個居民小區開展的一項大型田野實驗，本研究旨在評估社會規范策略對居民垃圾分類的助推效應。已有文獻多關注社會規范策略能否改善目標行為，對策略效果的異質性與持續性研究較少。本研究進一步考察了個體與情境因素對策略效果的潛在影響，并追蹤了干預停止后的持續效果，以期形成對政策效益的系統性評價。這一研究不僅在理論上深化了對社會規范策略作用機制和適用條件的理解，也為實踐部門應用該策略引導居民環保實踐提供了科學依據。

二、文獻回顧與研究假設

(一)社會規范與居民垃圾分類

社會規范對人類行為的影響是社會科學領域一個經久不衰的議題。目前針對社會規范尚無統一定義。如公共管理研究通常將社會規范界定為“社群成員普遍接受和認可的、能夠在缺乏法律強制力時引導或約束個體的行為準則”(10)Ostrom E., “Collective Action and the Evolution of Social Norms”, Journal of Economic Perspectives, vol.14, no.3 (July 2000), pp.137-158.，而行為科學則將其簡化為“大多數人的言行”(11)Farrow K., Grolleau G. and Ibanez L., “Social Norms and Pro-environmental Behavior: A Review of the Evidence”, Ecological Economics, vol.140, no.5 (May2017), pp.1-13.。研究者進一步區分了描述型(Descriptive Norms)和指令型(Injunctive Norms)兩類規范(12)Schultz W. P., Nolan J. M., Cialdini R. B., et al., “The Constructive, Destructive, and Reconstructive Power of Social Norms”, Psychological Science, vol.18, no.5 (May 2007), pp.429-434.。前者表明社群成員實施某類行為的普遍程度(如大多數居民都在實施垃圾分類)；后者指涉社群成員對該行為的認可程度(如人們普遍認為垃圾分類很重要)。既有文獻表明，當同時披露兩類信息時，社會規范策略的效果往往更強(13)Schultz W. P., Khazian A. M. and Zaleski A. C., “Using Normative Social Influence to Promote Conservation among Hotel Guests”, Social Influence, vol.3, no.1 (February 2008), pp.4-23；Schultz W. P., Nolan J. M., Cialdini R.B., et al., “The Constructive, Destructive, and Reconstructive Power of Social Norms”, Psychological Science, vol.18, no.5 (May 2007), pp.429-434.。針對人們為何從眾，一般有以下三類解釋：(1)意圖借鑒大多數人的行為提高自身決策的準確性；(2)獲得社會認可或規避社會譴責；(3)滿足社會歸屬的基本心理需求(14)Abrahamse W. and Steg L., “Social Influence Approaches to Encourage Resource Conservation: A Meta-analysis”, Global Environmental Change, vol.23, no.6 (July 2013), pp.1773-1785；Farrow K., Grolleau G. and Ibanez L., “Social Norms and Pro-environmental Behavior: A Review of the Evidence”, Ecological Economics, vol.140, no.5 (May2017), pp.1-13；Cialdini R. B. and Goldstein N. J., “Social Influence: Compliance and Conformity”, Annual Review of Psychology, vol.55, no.7 (July 2004), pp.591-621.。

目前僅有少量文獻檢驗了社會規范策略對垃圾分類行為的影響，且相關研究主要來自歐美國家。例如，基于法國某大學學生樣本的實驗數據，Dupre與Meineri發現在若干信息策略中，僅社會規范反饋能夠顯著提升被試的垃圾分類行為(15)Dupre M. and Meineri S., “Increasing Recycling through Displaying Feedback and Social Comparative Feedback”, Journal of Environmental Psychology, vol.48, no.7 (July 2016), pp.101-107.。Schultz等學者針對美國加州普通住戶的田野實驗亦有類似的發現(16)Mertens S. N. and Schultz W. P., “Referent Group Specificity: Optimizing Normative Feedback to Increase Residential Recycling”, Journal of Environmental Psychology, vol.73, no.1 (January 2021), pp.1-10；Schultz W. P., “Changing Behavior with Normative Feedback Interventions: A Field Experiment on Curbside Recycling”, Basic and Applied Social Psychology, vol.21, no.6 (June 1999), pp.25-36.。國內學者尚未對該策略的實際效果展開研究。盡管如此，社會規范對我國居民垃圾分類的強大影響已在多類文獻中有所體現。例如，社區層面的個案研究揭示了社會規范等非正式制度對社區垃圾分類治理績效具有重要的影響(17)Xu D. Y., Lin Z. Y., Gordon M. P. R., et al., “Perceived Key Elements of a Successful Residential Food Waste Sorting Program in Urban Apartments: Stakeholder Views”, Journal of Cleaner Production, vol.134, no.10 (October 2016), pp.362-370.。針對我國居民垃圾分類影響因素的問卷調查也表明，家人、鄰居、朋友等重要參照群體的行為與期望是決定個體分類行為水平的關鍵因素(18)徐林、凌卯亮、盧昱杰：《城市居民垃圾分類的影響因素研究》，《公共管理學報》，2017年第1期。。

由此有假設1：社會規范策略對居民垃圾分類具有積極影響，即披露社會規范信息能夠提升受眾的垃圾分類行為水平。

(二)社會規范策略的異質性效果

由此有假設2a：居民環保偏好對社會規范策略的效果具有負向調節作用，即該策略在環保偏好強的人群中作用更弱。

社會規范策略利用了在地化社會機制的力量，其效果可能受到微觀社會情境的影響。作為衡量社會結構和社群凝聚力的重要指標，社會資本反映了組織成員之間緊密聯系的狀態與特征，以社會網絡、互惠規范和人際信任為具體表現(26)Cho S. and Kang H., “Putting Behavior into Context: Exploring the Contours of Social Capital Influences on Environmental Behavior”, Environment and Behavior, vol.49, no.3 (April 2017), pp.283-313.。社會資本或可正向調節社會規范策略的實施效果。具體而言，組織成員之間的人際網絡越密集、人與人之間越熟絡，社會規范策略的效果可能更強。這是因為社會規范策略暗示同儕壓力(Peer Pressure)，而同儕壓力在熟人之間往往更加明顯(27)Grimalda G., Pondorfer A. and Tracer D., “Social Image Concerns Promote Cooperation More Than Altruistic Punishment”, Nature Communications, vol.7, no.8 (August 2016), pp.1-6.。此外社會認同理論指出，當社群成員越認同集體價值和共享目標時，他們對社會歸屬的心理訴求越強(28)Xu L., Chu X. J. and Ling M. L., “Influence of Role Models on Public Participation in Household Waste Separation: An Examination of Local Contextual Moderators”, Sustainable Production and Consumption, vol.27, no.5 (May 2021), pp.1934-1943.。這也可能提高受眾對社會規范策略的響應程度。元分析研究也表明，相比于酒店旅客這一陌生人群體，社會規范策略對環保行為的影響在學生、同事等組織認同度高的群體中更強(29)Abrahamse W. and Steg L., “Social Influence Approaches to Encourage Resource Conservation: A Meta-analysis”, Global Environmental Change, vol.23, no.6 (July 2013), pp.1773-1785.。

由此有假設2b：社會資本對社會規范策略的效果具有正向調節作用，即該策略在社會資本水平高的人群中作用更強。

(三)社會規范策略的持續效果

當前研究聚焦社會規范策略在實施過程中的影響，忽視了干預停止后的持續效果(Long-lasting Effect)(30)Sanders M., Snijders V. and Hallsworth M., “Behavioural Science and Policy: Where Are We Now and Where Are We Going?”， Behavioural Public Policy, vol.2, no.2 (March 2018), pp.144-167.。如果該策略的積極效果在干預停止后依然持續，那么以干預期內受眾的行為改善程度作為評價標準將會低估策略的凈收益。相反，假若干預停止后受眾行為滑落至初始水平以下，那么該策略的凈收益將會被高估(31)Nisa C. F., Bélanger J. J., Schumpe B. M., et al., “Meta-analysis of Randomised Controlled Trials Testing Behavioural Interventions to Promote Household Action on Climate Change”, Nature Communications, vol.10, no.8 (August 2019), pp.1-13；Sanders M., Snijders V. and Hallsworth M., “Behavioural Science and Policy: Where Are We Now and Where Are We Going?”， Behavioural Public Policy, vol.2, no.2 (March 2018), pp.144-167.。因此，考察社會規范策略的持續效果對全面評估政策效益具有重要意義。

一般而言，行為政策可通過三類途徑產生持續影響(32)Frey E. and Rogers T., “Persistence: How Treatment Effects Persist after Interventions Stop”, Policy Insights from the Behavioral and Brain Sciences, vol.1, no.10 (October 2014), pp.172-179.。其一，政策干預引導受眾不斷實施目標行為，幫助他們養成行為習慣。其二，政策干預具有心理效應，改變了受眾原有的信念和對目標行為的理解。其三，政策促使受眾增加了有助于實現預期目標的資本投入。如節能政策引導受眾購買了更多節能產品，因此在干預停止后，家庭能耗依然能維持在較低水平。目前針對社會規范策略持續效果的研究集中在家庭節能領域。例如，Allcott和Rogers(33)Allcott H. and Rogers T., “The Short-run and Long-run Effects of Behavioral Interventions: Experimental Evidence from Energy Conservation”, American Economic Review, vol.104, no.10 (October 2014), pp.3003-3037.利用OPOWER公司在美國開展的節能實驗，評估了社會規范策略在運行兩年后對家庭節能的持續影響。結果表明該策略的效果具有一定的持久性：當干預終止后，干預效果以每年10%～20%的速度衰減。

垃圾分類主要依靠居民的日常行為改善，無法通過家庭資本投入路徑實現(34)Mertens S. N. and Schultz W. P., “Referent Group Specificity: Optimizing Normative Feedback to Increase Residential Recycling”, Journal of Environmental Psychology, vol.73, no.1 (January 2021),pp.1-10.。盡管如此，社會規范策略仍可通過行為慣習或心理激活兩類路徑對垃圾分類產生持續影響。例如，在規范策略的反復刺激下，居民自發養成了對生活垃圾的分類回收習慣。又如，強調他人對公益行為的遵從和認可有助于激活個體利他動機(35)Steg L., Bolderdijk J. W., Keizer K., et al., “An Integrated Framework for Encouraging Pro-Environmental Behaviour: The Role of Values, Situational Factors and Goals”, Journal of Environmental Psychology, vol.38, no.1 (January 2014), pp.104-115.，或提高個體在公共物品供給過程中的集體效能感(36)Jugert P., Greenaway K. H., Barth M., et al., “Collective Efficacy Increases Pro-environmental Intentions through Increasing Self-efficacy”, Journal of Environmental Psychology, vol.48, no.8 (August 2016), pp.12-23.。這些動機的增強可以促使受眾在干預停止后依然參與目標行為。需要注意的是，個體行為慣習化是一個長期的過程，一旦實現能夠帶來較強的持續效果。相反，動機激活盡管容易實現卻是一個短暫的心理現象，持久性相對不高(37)Allcott H. and Rogers T., “The Short-run and Long-run Effects of Behavioral Interventions: Experimental Evidence from Energy Conservation”, American Economic Review, vol.104, no.10 (October 2014), pp.3003-3037.。

綜上有假設3：社會規范策略對垃圾分類行為具有持續效果，即該策略的積極影響不會隨著干預停止而消失。

三、實驗設計

(一)實驗流程

為深入推進垃圾分類工作，浙江省Q市于2021年5月起在主城區47個城市社區418個居民小區引入H公司的垃圾分類回收項目，意圖推廣家庭垃圾“干濕”分類。該項目通過“積分兌換商品”的小額經濟獎勵手段鼓勵居民分類回收干垃圾(包括廢紙、包裝盒、塑料、金屬、廢紡織物等)。居民可通過手機APP、微信、回收熱線等方式向H公司提交回收訂單，也可前往社區干垃圾回收點投擲垃圾。H公司服務人員按重量給予居民“環保金”，并將積分計入家庭賬戶。“環保金”可在社區超市兌換生活必需品。

課題組與當地政府和回收企業合作，將實驗內嵌于回收項目中。實驗流程如圖1所示，主要包括抽選樣本、實驗前測、隨機分配和實驗干預四個步驟。其中，隨機分配與干預是實驗法的核心：通過將樣本隨機分入處理組與對照組，并對處理組施加干預，能夠實現“除干預以外其他相關因素在組間無顯著差異”的條件，從而保證對干預效果的準確推斷(38)羅俊、汪丁丁、葉航、陳葉烽：《走向真實世界的實驗經濟學——田野實驗研究綜述》，《經濟學(季刊)》，2015年第3期。。

具體而言，課題組于回收項目正式啟動前兩個月遴選實驗樣本。針對418個擬推行回收項目的居民小區，首先剔除散戶小區、城中村和待拆遷小區(39)散戶小區人數過少不利于隨機抽樣。城中村和待拆遷小區住戶流動性高，不利于實驗過程中樣本維護。，以及除回收項目外居民能通過公共分類垃圾箱、廢品回收商等途徑回收干垃圾的小區。然后按照50%比例對剩余小區進行隨機抽樣，共抽取130個小區。對每個小區，按照15%比例對所有獨戶、自住的家庭進行隨機抽樣，共抽取8161戶家庭。針對這些家庭，課題組招募實驗員上門發放問卷，調查家庭基本信息與戶主特征。7195戶家庭有效填寫了前測問卷。

回收項目正式啟動一個月后，課題組按照“最小最大t統計量算法”(Min-max T Statistic Algorithm)，結合觀測的家庭基本信息和5月份干垃圾回收量，將7195戶家庭隨機分配到三個干預組和一個對照組。對照組家庭不接受任何干預(N=1798)。干預組家庭在6月份至10月份每個月接受一次干預。干預以家庭垃圾分類紙質報告單(以下簡稱“報告單”)的形式發送。三個干預組分別接受垃圾分類的社會規范信息(N=1799；以下簡稱“規范組”)、環保信息(強調垃圾分類對環境保護的貢獻；N=1799)和利他信息(強調垃圾分類對他人福利的貢獻；N=1799)。環保與利他信息干預是當前垃圾分類宣傳勸導的常用手段。它們與本文主要內容無關，僅在成本效益分析中有所涉及。

圖1 田野實驗設計

報告單由實驗員上門發放。為保護居民隱私、避免報告單發放對參照組家庭產生“溢出”，實驗員將報告單通過門縫塞入居民家中。由于初期實驗員人數不足，干預組有22%的居民被分配到7月份接受第一次干預。為規避因被試知曉實驗意圖或具體設置導致的霍桑效應，課題組采用雙盲設計，不向實驗員和居民透露研究目的和實驗分組。參照既有文獻(40)Allcott H., “Social Norms and Energy Conservation”, Journal of Public Economics, vol.95, no.9 (March 2011), pp.1082-1095；Bonan J., Cattaneo C., D’ Adda G., et al., “The Interaction of Descriptive and Injunctive Social Norms in Promoting Energy Conservation”, Nature Energy, vol.5, no.11 (November 2020), pp.900-909.，實驗采取“選擇退出”機制以避免樣本自選擇偏誤(Self-selection Bias)。換言之，所有分配到干預組的家庭被默認接受干預，課題組僅對主動要求退出實驗的家庭停止干預。在干預實施期間，規范組有14戶家庭主動退出實驗。與既有文獻一致，后續分析保留這些退出家庭，以維護隨機分配實現的組間基準平衡。

(二)干預設計

圖2展示了規范組家庭接受的報告單。效仿既有研究(41)Allcott H., “Social Norms and Energy Conservation”, Journal of Public Economics, vol.95, no.9 (March 2011), pp.1082-1095；Bonan J., Cattaneo C., D’ Adda G., et al., “The Interaction of Descriptive and Injunctive Social Norms in Promoting Energy Conservation”, Nature Energy, vol.5, no.11 (November 2020), pp.900-909.，報告單通過比較方式凸顯社會規范。具體而言，報告單匯報了上個月目標家庭的干垃圾回收量，并將其與同一小區內人數相似的其他家庭的回收量進行對比，從而暗示個體行為與社會規范之間的差距。具體的比較標準有兩類：一是相似家庭的平均垃圾回收量，二是相似家庭中回收量最高的前20%家庭(“領頭羊”)的平均回收量。這些信息揭示了垃圾分類的描述型社會規范，即社群大多數成員的垃圾分類水平。

過往研究指出，描述型規范信息雖然能夠助推表現較差的人群提高行為水平，但也可能導致表現較好的人群因從眾降低行為水平(42)Schultz W. P., Nolan J. M., Cialdini R. B., et al., “The Constructive, Destructive, and Reconstructive Power of Social Norms”, Psychological Science, vol.18, no.5 (May 2007), pp.429-434.。為避免這一“回旋鏢”效應(Boomerang Effect)造成的負面影響，報告單進一步納入指令型規范信息：對回收量低于平均水平的家庭反饋“請加油”和哭臉符號，對回收量高于領頭羊的家庭反饋“非常好”和兩個大拇指符號，對回收量介于兩者之間的家庭反饋“好”和一個大拇指符號。研究表明，這類信息能夠傳遞社群成員對目標行為的認可，有助于規避描述型規范信息的“回旋鏢”效應，進而增強社會規范策略的效果(43)Schultz W. P., Khazian A. M. and Zaleski A. C., “Using Normative Social Influence to Promote Conservation among Hotel Guests”, Social Influence, vol.3, no.1 (February 2008), pp.4-23.。

圖2 基于社會規范的家庭垃圾分類報告單

(三)數據與測量

現有文獻在測量個體垃圾分類行為時，主要通過問卷手段統計受訪者的自我匯報水平(44)Varotto A. and Spagnolli A., “Psychological Strategies to Promote Household Recycling. A Systematic Review with Meta-Analysis of Validated Field Interventions”, Journal of Environmental Psychology, vol.51, no.3 (March 2017), pp.168-188.。然而，自我匯報數據因 “社會期許”效應導致的測量誤差已被廣泛證實。本文的一大數據優勢是能夠借助回收項目對小區住戶垃圾回收量的實際觀測，實現對家庭垃圾分類行為的精準測量。課題組從回收公司獲取了每戶實驗家庭自2021年5月(項目正式啟動)至2022年3月這11個月的每個月干垃圾回收重量(千克)，據此計算了每戶家庭每個月的日均垃圾回收重量(45)回收項目在國慶、端午、中秋等假期的第一天以及春節假期內停止運營，同時也會定期展開系統維護。居民在這些時間無法參與回收項目。計算日均回收量時已將這些天數剔除。。報告單于2021年11月至2022年3月期間停止發放(圖1)，這5個月的數據用于追蹤社會規范策略的持續效果。之所以選擇在22年3月結束觀測是因為Q市于該月底出現新冠疫情，地方政府對小區居民實施了居家管控，回收項目也被迫停運。

實驗前測問卷統計了家庭基本信息，具體包括常住人口、18歲以下人口數、60歲以上人口數以及家庭月收入水平(1=小于5000元，6=大于等于25000元)。此外，問卷測量了戶主的環保偏好和社會資本感知，將其作為家庭層面的代理變量。對于環保偏好，參照既有研究(46)Agrawal A., Chhatre A. and Gerber E. R., “Motivational Crowding in Sustainable Development Interventions”, American Political Science Review, vol.109, no.3 (August 2015), pp.470-487；Ling M. L. and Xu L., “How and When Financial Incentives Crowd out Pro-environmental Motivation: A Longitudinal Quasi-experimental Study”, Journal of Environmental Psychology, vol.78, no.10 (October 2021),pp.1-10.，詢問受訪者在無法獲得任何經濟報酬并且還要花費額外的休息時間和精力時，是否愿意參與環境保護活動。受訪者基于李克特五點量表對該題賦值(1=不愿意，5=愿意)。對于社會資本，借鑒Cho和Kang(47)Cho S. and Kang H., “Putting Behavior into Context: Exploring the Contours of Social Capital Influences on Environmental Behavior”, Environment and Behavior, vol.49, no.3 (April 2017), pp.283-313.，通過7道題目評估了受訪者與鄰居的人際關系(如“我和鄰居經常相互串門聊天”)、對互惠規范的認同(如“萬一左鄰右舍遇到困難，大家會幫助他們渡過難關”)和對小區其他居民的信任程度。受訪者基于李克特五點量表對題目賦值(1=非常不同意，5=非常同意)。該題組的克朗巴哈α系數為0.89，表明測量信度良好。用題項得分均值測量個體層面的社會資本感知水平。

由于社會資本往往與地方經濟和人口特征緊密相關，課題組進一步收集了各實驗小區的房價、類型、總人數和人口構成數據(流動、女性和老年人口占比)，并在檢驗社會資本的調節作用時控制這些小區特征。小區特征具體操作化為虛擬變量：對小區類型，回遷安置房取1，普通商品房取0；對其他特征，按照小區層面的均值進行二分，高于均值取1，低于或等于均值取0。

在基本特征上，實驗家庭每日垃圾回收量均值為0.2千克；常住人口以3至4人為主(50%)；月收入水平集中在5000至10000元(42%)。表1展示了各類基準特征的樣本均值和組間平衡性檢驗結果。規范組與對照組在各觀測特征上均不具有顯著差異，表明隨機分配實現了良好的組間基準平衡。

表1 實驗被試的基準特征

四、策略效果分析

(一)分析方法

利用2021年5月至2022年3月期間規范組與對照組家庭的每月日均垃圾分類數據，依次檢視了社會規范策略的平均、異質和動態干預效應。平均效應分析分別估算了社會助推策略在干預實施期和停止期的總體效果，形成對假設1和假設3的檢驗。異質效應分析檢視了個體偏好與社會資本對策略效果的調節作用。盡管假設2僅預設了兩類因素對干預期策略效果的影響，異質效應分析也檢驗了它們對策略持續效果的作用。動態效應分析進一步探索了策略效果在研究期內的演變過程，意圖揭示干預效應的歷時性變化趨勢。

在分析方法上，由于較多被試僅偶爾參與垃圾分類，家庭日均垃圾回收重量存在大量零值，非零數值也呈現明顯正偏(圖3)，因此傳統的最小二乘回歸技術并不適用。對于這類“半連續變量”(Semicontinuous Variable)，既有研究推薦使用兩部分模型(Two-part Model；TPM)，對數據是否為零和數值具體大小這兩種數據產生過程分別進行擬合(48)Neelon B., O′malley A. J. and Smith V. A., “Modeling Zero-modified Count and Semicontinuous Data in Health Services Research Part 1: Background and Overview”, Statistics in Medicine, vol.35, no.26 (June 2016), pp.5070-5093.。參照Smith等學者提出的邊際化兩部分模型(Marginalized TPM)(49)Smith V. A., Neelon B., Preisser J. S., et al., “A Marginalized Two-part Model for Semicontinuous Data”, Statistics in Medicine, vol.33, no.28 (July 2014), pp.4891-4903.，數據分析模型構建如下：

logit(πij)=x′β1

(1)

(2)

方程(1)使用Logit函數擬合了家庭i在月份j參加垃圾分類的發生比π；π等于家庭參與垃圾分類的概率與不參與垃圾分類的概率之比。基于(1)式對發生比的估計結果，方程(2)進一步擬合了平均每戶家庭的垃圾回收量E(Yij)。x′β為自變量及其估計系數。自變量在兩個方程中保持一致，具體設定因檢驗目的不同而不同。由于兩個方程采用了廣義線性模型，變量系數的指數反映了該變量的乘數效應：當自變量變動1個單位時，因變量隨之變化的倍數。后文均匯報指數化系數估計結果；估計量大于1表示自變量的積極作用，小于1則體現了該變量的消極影響(50)限于篇幅，全文僅報告核心估計量，完整回歸結果可向作者索取。。

圖3 家庭垃圾回收量分布

(二)平均干預效應分析

在平均干預效應分析中，采用方程(3)展示的雙重差分設計識別社會規范策略的效果：

x′β=α+τTTij+τDDj+γSNi+δTTijSNi+δDDjSNi+mj+hi+εij

(3)

Tij是干預期的虛擬變量。由于規范組家庭接受第一次報告單的時間不同(78%：2021年6月；2022%：21年7月)，干預期的初始月份并不唯一。為了保證雙重差分法對干預效果的可識別，借鑒Bonan等學者的做法(51)Bonan J., Cattaneo C., D’ Adda G., et al., “The Interaction of Descriptive and Injunctive Social Norms in Promoting Energy Conservation”, Nature Energy, vol.5, no.11 (November 2020), pp. 900-909.，按照78∶22的比例將兩類初始月份隨機分配給對照組家庭(52)針對干預漸進推廣的交錯設計，雙重差分法的傳統分析策略是構建單一虛擬變量指代特定時點某一樣本是否接受干預。新近文獻指出這類策略不僅比較了干預組與對照組之間的差異，也比較了后接受干預人群與先接受干預人群之間的差別，這可能導致干預效果的有偏估計。本文采用Bonan等的分析策略，保證干預組始終與對照組比較。Baker A., Larcker D. and Wang C., “How Much Should We Trust Staggered Difference-in-Differences Estimates”, Journal of Financial Economics, vol.144,no.1,(January 2022), pp.4891-4903；Goodman-Bacon A., “Difference-in-Differences with Variation in Treatment Timing”, Journal of Econometrics, vol.225, no.2 (June 2021), pp.254-277.。Dj為干預停止期的虛擬變量。干預停止期對所有被試唯一，為2021年11月至2022年3月。SNi表示規范組的虛擬變量。τT至γ表示相應的系數。δT和δD是雙重差分估計量，分別估計了社會規范策略在干預期內和干預停止后的效果。方程進一步控制月份固定效應mj。此外，盡管隨機分配已經保證兩組基準平衡，方程也納入基本家庭特征hi(常住人口、18歲以下和60歲以上人口數以及收入水平)，以提高估計精度(53)這里不采用家庭固定效應是因為，在非線性方程中納入個體固定效應會剔除研究期內因變量取值不變的樣本(即從未參與垃圾分類的家庭)，這會破壞隨機分配實現的組間基準平衡。。α和εit分別表示截距和殘差項。回歸采用家庭層面的聚類穩健標準誤，以解決同一家庭時序數據的自相關問題。在回歸分析前對回收數據的非零數值進行99%分位縮尾處理，以規避異常值對估計的影響(54)Schultz W. P., Messina A., Tronu G., et al., “Personalized Normative Feedback and the Moderating Role of Personal Norms: A Field Experiment to Reduce Residential Water Consumption”, Environment and Behavior, vol.8, no.5 (October 2016), pp.686-710.。

圖4匯報了平均干預效應的估計量。干預期內，社會規范策略提高了垃圾分類發生比，幅度達到29%。因此與假設1一致，實施該策略能夠促進家庭參與垃圾分類。干預停止后，規范組的垃圾分類發生比依然高于對照組。這一結果與假設3一致，表明社會規范策略具有持續影響。然而，該策略對平均回收量的影響系數均不顯著。換言之，社會規范策略提高了被試參與垃圾分類的可能，但并不影響他們的平均回收量。這或許是因為家庭日常垃圾產量本身有限，使得社會規范策略對該指標的積極效果無法顯現。

圖4 社會規范策略對居民垃圾分類的平均干預效應

(三)異質性干預效應分析

異質性干預效應分析分別考察了個體偏好和社會資本對社會規范策略效果的影響。參照Allcott的檢驗方法(55)Allcott H., “Social Norms and Energy Conservation”, Journal of Public Economics, vol.95, no.9 (March 2011), pp.1082-1095.，將待檢驗的調節變量Mi及其與x′β中各變量的交互項一同納入方程(3)。三重交互項MiTijSNi的系數估計了Mi對干預期內策略效果的影響；MiDjSNi的系數則估算了Mi對策略持續效果的作用。在檢驗社會資本的調節效應時，回歸方程也控制了居民小區的經濟與人口特征。表2匯總了三重交互項的估計系數。

表2 三重交互項系數匯總

結果表明，社會規范策略對垃圾分類參與的效果受到個體偏好與社會資本的調節，而該策略對回收量的作用不受兩類因素影響。具體而言，在干預期內，個體偏好對策略效果具有負面影響，這與假設2a一致。然而與假設2b相反，社會資本對策略效果產生了負面的調節作用。此外，社會規范策略的持續性效果也受到環保偏好的負向影響。圖5展示了針對顯著交互項的邊際效應分析結果。無論在干預實施期還是停止期，社會規范策略僅對環保偏好弱的人群產生積極影響。類似的，該策略在干預期僅對社會資本水平低的人群產生積極作用。

圖5 社會規范策略對垃圾分類參與的邊際效應

(四)動態干預效應分析

動態干預效應分析估計了社會規范策略在干預實施期與停止期內每個月的具體效果。遵循“事件研究法”(Event Study)的檢驗思路，將方程(3)中干預期虛擬變量Tij拆解成五個虛擬變量，用于識別干預期內的第一到第五個月(56)對于干預期起點為21年6月的被試，6—10月為干預期的第一至第五個月；對于干預期起點為21年7月的被試，7—10月為干預期的第一至第四個月。。類似的，將Dj拆分為五個虛擬變量，用于識別干預停止后第一到第五個月。這些虛擬變量與SNi的交互項的系數估算了社會規范策略的月效應(57)Allcott H., “Social Norms and Energy Conservation”, Journal of Public Economics, vol.95, no.9 (March 2011), pp.1082-1095；Allcott H. and Rogers T., “The Short-run and Long-run Effects of Behavioral Interventions: Experimental Evidence from Energy Conservation”, American Economic Review, vol.104, no.10 (October 2014), pp.3003-3037.。

圖6展示了動態效應檢驗結果。干預期內，社會規范策略對垃圾分類參與的影響在前2個月最強，效應量達到38%～44%。第3個月策略效果下滑，爾后一直維持在20%左右。干預停止后，策略效果以20%左右的水平持續了三個月。對于垃圾回收量，社會規范策略的效果在每個月均不顯著，效應量本身也相對平穩。

圖6 社會規范策略效果的歷時性變化

五、成本效益分析

政策評估不僅要考察政策取得的實際效果，也需要衡量運營成本。基于實驗數據，我們進一步估算社會規范策略的成本收益，并將其與傳統的宣傳與激勵手段進行對比。

雖然社會規范策略并未顯著影響家庭平均回收量，但其通過提高垃圾分類發生比，助推了更多家庭實施垃圾回收，因此在一定程度上提升了家庭垃圾的回收總量。為測算這一收益，首先基于方程(3)，采用Puhani的方法(58)Puhani P. A., “The Treatment Effect, the Cross Difference, and the Interaction Term in Nonlinear ‘Difference-in-differences’ Models”, Economics Letters, vol.115, no.12 (December 2012), pp.85-87.，估計出該策略在干預期增加了5.6/100戶家庭參與垃圾分類(p<0.001)，在干預停止期增加了4/100戶家庭參與垃圾分類(p=0.013)。然后基于對照組家庭在干預期與干預停止期的日均回收量數值，計算出1799戶規范組家庭在干預期多回收了4720.8千克干垃圾，在干預停止期多回收了2928.8千克干垃圾。策略實施成本包括報告單制作、印刷和發放，共花費10984.6元。可得干預期社會規范策略的成本效益系數為2.3元/千克(即增加1千克垃圾回收量需要花費2.3元)；納入干預停止后的持續效果，成本效益系數為1.4元/千克。

實驗中另有兩個干預組接受了環保和利他信息宣傳，相關報告單的發放頻率與形式與社會規范干預完全一致。兩類干預對家庭垃圾分類均無顯著影響(59)同樣利用方程(3)展示的雙重差分設計評估兩類干預的效果。環保信息策略在干預期對垃圾分類參與和平均回收量的影響分別為1.112(p=0.140)和0.980(p=0.844)，干預停止后的持續效果為1.120(p=0.128)和1.098(p=0.386)。利他信息策略在干預期對垃圾分類參與和平均回收量的影響分別為1.120(p=0.107)和0.989(p=0.285)，干預停止后的持續效果為1.086(p=0.257)和1.021(p=0.847)。。采用相同方法估算出環保與利他信息策略在干預期的成本效益系數分別為5.4元/千克與5.0元/千克；綜合干預實施期和停止期，兩類干預的成本效益系數分別為2.9元/千克與3.1元/千克。經濟激勵以Q市回收項目為例。當地政府購買H公司項目的成本為26.7元/戶·月。該項目共覆蓋16.67萬戶家庭，在實驗干預期的平均回收量為9.5千克/戶·月，成本效益系數為2.8元/千克(60)我們也計算了H項目在實驗開展的130個小區中的成本效益。剔除實驗家庭因實驗干預多增加的垃圾回收量后，H項目在實驗干預期的平均回收量為9.4千克/戶·月，成本效益系數仍為2.8元/千克。。由于激勵項目在實驗期內沒有停止，無法測算累加持續效果后的成本收益系數。

對比發現，社會規范策略的成本效益最優，經濟激勵次之，環保與利他信息宣傳最差。以實驗干預期為例，在實現同等效益的情況下，使用社會規范策略花費的成本比經濟激勵低18%，比環保信息策略低57%，比利他信息策略低54%。因此相比傳統垃圾分類政策，社會規范策略具有明顯的成本優勢。

六、結論與討論

基于浙江省Q市近3600戶家庭的田野實驗數據，本文確證了社會規范策略對我國居民垃圾分類具有積極的助推效應。在干預期內，規范組家庭參與垃圾分類的發生比提升了29%。動態效應分析進一步辨識了策略效果的拐點。社會規范策略的積極影響在干預實施的前兩個月最為明顯，效應量達到40%左右，此后策略效果下滑至20%水平。這一結果意味著注意力分配可能也是規范策略發揮作用的一個機制。具體而言，社會規范策略不僅為受眾提供了有關目標行為的社會規范信息，同時也將受眾的注意力吸引到目標行為上(61)Allcott H. and Rogers T.,“The Short-run and Long-run Effects of Behavioral Interventions: Experimental Evidence from Energy Conservation”, American Economic Review, vol.104,no.10 (October 2014), pp.3003-3037.，促使他們實施垃圾分類。然而隨著干預的反復刺激，受眾對干預的敏感性會因心理適應過程不斷降低，注意力也會發生轉移(62)Rankin C. H., Abrams T., Barry R. T., et al., “Habituation Revisited: An Updated and Revised Description of the Behavioral Characteristics of Habituation”, Neurobiology of Learning and Memory, vol.92, no.2 (September 2009), pp.135-138.。因此，受眾對政策干預的響應程度歷時減弱。

然而與預設相反，規范策略的積極效果在社會資本水平較低時更為明顯。這可能是因為當社會資本水平較高時，社群成員之間的人際互動頻繁，受眾已經知曉其他成員的垃圾分類水平和他們對這一行為的認可。因此提供類似的社會規范信息無法產生額外效益。Bergquist等學者進一步指出，集體主義強的人群對環保等公共事務的內化程度更高，已經形成了較強的先驗信念，而個體主義強的人群則對環保事務的先驗信念較弱(64)Bergquist M., Nilsson A. and Schultz W. P., “A Meta-analysis of Field-experiments Using Social Norms to Promote Pro-environmental Behaviors”, Global Environmental Change, vol.59, no.11 (November 2019)，pp.1-18.。因此可以推斷，社會資本水平低的人群環保信念弱，對社會規范策略的反應程度更強。

研究還發現，社會規范策略對垃圾分類具有持續影響。當干預停止后，規范組的垃圾分類參與水平依然高于對照組。動態效應分析顯示，這一效果在干預停止后的三個月內持續。因此，個體垃圾分類習慣仍未形成，政策干預對規范意識、集體效能感等心理動機的激活效應可能是導致策略持續性效果的主要原因。進一步的，助推策略的持續效果在環保偏好弱的人群中最為明顯，這暗示了政策干預的心理激活主要針對這類人群發生。最后，成本效益分析表明社會規范策略相對于傳統垃圾分類政策成本更低、效率更高。

實驗結果的政策含義在于：(1)社會規范策略通過利用人類的社群屬性與從眾心理助推個體行為改善。這類策略的設計簡單(僅披露其他社群成員對垃圾分類的遵從與認可)，且相比傳統垃圾分類政策效率更高。因此，垃圾管理部門應積極運用社會規范策略，或將規范元素納入政策設計中。

(2)由于環保偏好弱或社會資本水平低的人群自愿參與環保實踐的傾向更低(65)Cho S. and Kang H., “Putting Behavior into Context: Exploring the Contours of Social Capital Influences on Environmental Behavior”, Environment and Behavior, vol.49, no.3(April 2017), pp.283-313；Ling M. L. and Xu L., “Relationships between Personal Values, Micro-contextual Factors and Residents’ Pro-environmental Behaviors: An Explorative Study”, Resources, Conservation and Recycling, vol.156, no.1 (January 2020), pp.1-10.，他們是政策應當重點干預的對象。雖然塑造個體內在環保偏好和培育社群社會資本應是社會各界共同努力的方向，但實現這些目標難以一蹴而就，往往需要長期的政策引領(66)Jachimowicz J. M., Hauser O. P., O’Brien J. D., et al., “The Critical Role of Second-order Normative Beliefs in Predicting Energy Conservation”, Nature Human Behaviour, vol.2, no.10 (October 2018), pp.757-764.。如何促使這類人群參與環保事務仍是當前政策實踐的“洼地”。本文的重要意義在于揭示了社會規范策略對這類人群具有即時、強大的影響。

(3)政策評估應完整考察政策在實施期和停止后的效果，以形成對政策凈收益的準確評價。例如，本文發現社會規范策略通過激活規范意識等心理動機對目標行為產生了持續影響，進一步提高了政策效益。然而，由于本文干預期相對較短，無法幫助受眾形成長久的行為慣習，故策略效果的持久性仍然不高。實踐部門在政策推廣過程中應重視對個體慣習的培養，這有助于優化政策的成本效益。

綜上，本研究對三類文獻具有邊際貢獻。首先，為學界提供了首篇評估社會規范策略對我國居民垃圾分類影響的文獻，彌補了國內垃圾分類文獻對行為助推政策的研究不足，相關結論也為實踐部門應用該策略提供了有意義的政策思路。其次，實驗結果表明，由于社會規范策略主要通過個體自動化思維系統產生影響，其效果在先驗信念較弱的人群中最明顯。此外，心理激活與注意力分配機制進一步塑造了策略效果的持續性和動態變化特征。這些發現有助于明晰社會規范策略的作用機理與適用條件，對行為助推政策的理論發展具有參考價值。最后，基層治理研究往往關注社會機制的功能，相對忽視了如何利用社會機制實現治理目標。新近文獻指出，政府通過動員社區關鍵行動者并發揮其人際影響力，能夠有效推動普通居民參與垃圾分類等基層事務(67)王詩宗、徐暢：《社會機制在城市垃圾分類政策執行中的作用研究》，《中國行政管理》，2020年第5期；顧麗梅、李歡歡：《行政動員與多元參與：生活垃圾分類參與式治理的實現路徑——基于上海的實踐》，《公共管理學報》，2021年第2期。。本研究則揭示了巧妙運用社會規范機制有助于提升基層治理水平。利用個體天然的從眾動機，通過向居民暗示社區大多數成員對目標行為的遵從和認可(而不必展開實質性勸導)，可以激發他們的行動意愿，進而撬動廣泛的公眾參與。

本研究的局限在于，實驗基于浙江省居民樣本，研究結論是否對我國其他地區居民同樣適用有待后續考察。個體服從社會規范是一個受到多方因素影響的復雜過程。除本文檢驗的環保偏好與社會資本外，如行為本身特征、規范參照組類型等因素對社會規范策略效果的影響值得未來研究關注。此外，本文聚焦社會規范策略本身的效果，該策略與其他政策的組合效果也是一個有趣的議題。□