Pollution Perception, Village Identity and Household Waste Disposal Behavior——An Empirical Analysis Based on 2 508 Household Survey Data in Hunan Province
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摘要:
农户生活垃圾污染治理直接关系农村环境治理整体成效。采用湖南省农户调查数据和有序Logit模型研究污染感知、村庄认同对农户生活垃圾处理行为的影响效应与影响机制，发现：污染感知对农户生活垃圾处理行为具有显著的正向影响；村庄认同对农户生活垃圾处理行为的直接影响不显著，但其通过制度信任这一中介机制间接促进村民生活垃圾处理行为；村庄认同在污染感知影响农户生活垃圾处理行为中发挥了显著的正向调节作用。增强农户对生活垃圾污染及其危害的感知和认识，培育与强化农户村庄认同感，增强村干部的公信力和依法行政能力是切实推进农户生活垃圾处理行为规范化和环保化，实现生态宜居目标可行的优化路径。
Abstract:Household garbage pollution control is directly related to the overall effect of rural environmental control. The survey data of rural households in Hunan Province and the ordered Logit model were used to study the effects and mechanisms of pollution perception and village identity on peasant household waste treatment behaviors. It was found that: pollution perception has a significant positive effect on rural households' waste disposal behavior. The direct effect of village identity on farmers' household waste disposal behavior is not significant, but it indirectly promotes villagers' household waste disposal behavior through the intermediary mechanism of institutional trust. Village identity played a significant positive adjustment role in pollution perceptions influencing farmers' household waste disposal behavior. Therefore, we propose policy suggestions to enhance farmers' perception and awareness of household waste pollution and its harmfulness, cultivate and strengthen farmers' village identity, and enhance the credibility and legal administrative ability of village cadres, in order to effectively promote the normalization and environmental protection of farmers' household waste disposal behavior and achieve the goal of ecological livability.
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一. 问题提出
近年来，随着农村居民生活水平的提高和消费需求的增加，农村生活垃圾污染与日俱增，成为我国农村环境的主要污染源之一。据统计，2021年我国农村居民平均每人每天产生的垃圾量约为0.86千克，并且每年以9%左右的速度增长①。按照2022年底全国农村人口4.91亿计算，全国农村年生活垃圾排放量将近1.54亿吨。量大、面广、成分复杂的生活垃圾污染一度成为困扰我国农村环境治理的顽疾。党的十八大以来，以习近平同志为核心的党中央高度重视农村人居环境整治工作，将改善农村人居环境作为推进“三农”可持续发展、落实乡村振兴战略和提升农村居民幸福感的一项重要任务。继2014年中华人民共和国住房和城乡建设部牵头启动农村生活垃圾五年专项治理行动以来，中央一号文件连续八年聚焦农村人居环境整治问题。2018年2月，中共中央办公厅、国务院办公厅印发《农村人居环境整治三年行动方案》，把推进农村生活垃圾治理列为六大重点任务之首，提出对垃圾山、垃圾围村、垃圾围坝、工业污染“上山下乡”开展重点整治。2021年12月，中共中央办公厅、国务院办公厅进一步印发了《农村人居环境整治提升五年行动方案(2021—2025年)》，再次将全面提升农村生活垃圾治理水平列为三大重点任务之一。然而，据国家七部委《关于印发“十四五”土壤、地下水和农村生态环境保护规划的通知》，截至2021年底，仍有三分之二的行政村未达到人居环境整治要求，约四分之三的行政村人居环境治理成效不明显。我国农村生活垃圾污染治理依然任重而道远。在此背景下，基于参与者行为视角系统探究农村居民生活垃圾处理行为及其影响因素与影响机制，一方面对于从根本上破解农村生活垃圾污染难题、构建农村生活垃圾治理长效机制具有重要的现实意义，另一方面也能为全面贯彻落实乡村振兴战略提供重要的参考依据。
农民参与是实现农村生活垃圾有效治理的重要基础和前提[1]。学者们从不同层面探讨了农户生活垃圾治理行为背后的动因。基于外部视角的研究认为，优化环境政策干预和加强环保宣传动员[2-3]、强化农户环境治理参与行为的监督和惩戒[4]、实现正式制度与非正式制度的互补与替代[5]、制定和完善环境治理村规民约和相关的制度规范[6]等, 都有利于促进农户生活垃圾处理行为规范化和环保化。基于内部视角的研究主要借助计划行为理论和认知理论探讨社会资本中的关系网络[7]、社会互动[8]、人际信任与制度信任[9]、社会规范[10]等因素，以及污染感知[11]、环保认知和榜样效应[12]、村庄认同和归属感[13]等因素对农户生活垃圾治理行为的影响。
已有研究为本文提供了重要的参考和支撑。通过梳理不难发现，已有研究虽然关注了污染感知、村庄认同等因素对农户生活垃圾处理行为的影响，但涉及各因素之间内在作用机制及其逻辑机理的研究还有待完善，特别是系统探讨污染感知、村庄认同与制度信任对农户生活垃圾处理行为的交互影响效应及其影响机理与作用路径的研究鲜有出现。鉴于此，本文将污染感知、村庄认同、制度信任纳入统一的分析框架，探讨三者对农户生活垃圾处理行为的影响效应、影响机制与内在作用逻辑，在此基础上，利用湖南省2 508户农户的调查数据进行实证检验，以期为破解农村生活垃圾污染问题提供参考。
二. 理论分析与研究假说
一 污染感知对农户生活垃圾处理行为的影响
环境心理学理论认为，人的行为活动既受到环境的影响，同时又会根据自身的需要和状态对环境作出回应[14-15]。环境污染心理感知是个体实施环境行为的心理基础，可以通过个体对外在环境污染感知后的判断与评价作用于个体环境行为[11]。当个体身处农村垃圾污染不同现实情境时会产生不同的心理感知和评价，这会对其垃圾治理行为产生影响[16-17]。环境污染驱动假说认为，公众感知和体验到环境污染越严重，其环境意识觉醒和环境改善意愿就越强烈，进而采取各种环保行为来减少环境污染的可能性就越大[18]，即公众环境污染感知与其环境治理行为之间存在相关关系。上述理论也得到了相关实证研究的支持。王玉君和韩冬临发现公众环境污染感知对其环保行为具有显著的正向影响[19]。王学婷等基于湖北省的调查数据研究发现，对环境容忍程度越低的农村居民参与生活垃圾合作治理的可能性越大[3]。贾亚娟和赵敏娟基于陕西省的调查数据研究表明，农户生活垃圾污染感知将显著促进农户垃圾分类水平提高[11]。Zhou et al.基于我国的样本研究发现，污染风险的事实感知、损失感知、原因感知和反应行为能力感知都能显著促进公众的亲环境行为[20]。此外，Marquart-Pyatt基于跨国数据的研究也发现，在污染相对严重的国家，民众对环境保护的意愿和行为支持都表现得更为强烈[21]。基于此，提出假说1：
H1 污染感知对农户生活垃圾处理行为具有显著的正向影响。
二 村庄认同对农户生活垃圾处理行为的影响
1 直接影响与调节机制
村庄认同是指个体在心理上对于村庄的一种积极的情感集合体，包括态度、价值观、思想、信仰、意义和行为倾向等[22]。它表现为个体对村庄的归属、依恋和作为“局内人”的感知以及个人因村庄而产生的情感满足与偏好等[23]，本质上是个体在与地方互动过程中形成的一种主观肯定态度和身份归属。受儒家思想和农耕文明影响，中国农民历来就有着浓厚的乡土情结，“安土重迁”“叶落归根”等传统观念反映出农民的村庄认同结构包含了“居住环境”及其相联系的行为决策。村庄认同是影响农民环境污染治理评价、自身环境治理决策和行为的重要因素之一[24]。积极的村庄认同感能够预测农民对所在村庄环境治理的支持态度，形成推动农民爱护环境、保护环境的内生动力，进而激发农民的亲环境行为[25-26]。研究表明，村庄认同有利于农户对村庄环境治理形成稳定的未来预期，进而从长远利益出发主动承担起村庄环境治理的义务和责任[27]。对村庄的认同感越高的农户，其与村庄的情感联结也越密切，对村庄环境治理动态也格外关注，不仅会积极响应村庄环境整治行动，而且会主动学习和积累有利于村庄环境改善的技术与方法，进而使得农户对村庄的认同感外化为参与人居环境治理的行为[28]。李芬妮等研究表明，村庄认同不仅对农户参与人居环境整治具有显著的正向作用，而且会增强外出务工在农户参与人居环境整治上的正向作用[13]。王学婷等研究发现，农户对地方的依恋会显著提高其参与环境治理的概率[24]。基于此，提出假说2：
H2 村庄认同对农户生活垃圾处理行为具有显著的正向影响。
生活垃圾污染感知会使农村垃圾治理行为主体作出“优势反应”，进而表现为一种内驱力[29]，而村庄认同能够增强这种内驱力，有效驱动村民环境道德素养提升、环境保护意识增强与亲环境行为发生。就农村生活垃圾治理而言，村庄认同感越高的农户，面临生活垃圾污染的事实感知、改善垃圾污染的意愿将更为强烈，进而参与垃圾治理的意愿和行动也将更为迫切[30]，即村庄认同在污染感知促进农户生活垃圾处理行为中发挥了正向调节作用。基于此，提出假说3：
H3 村庄认同能够增强污染感知对农户生活垃圾处理行为的正向作用。
2 制度信任的中介机制
制度信任是指社会生活中个人、组织或群体对现有社会制度(包括正式制度与非正式制度)的肯定和认可[31]。正式制度是指有意识创造出来并通过国家正式确立的各类成文规则，一般以法律、法规、条例、规章等形式表现并通过权利、法律来强制保证。非正式制度是指人们在长期社会交往中逐步形成并得到社会认可的约束性规则，包括价值观念、风俗习惯、文化传统、道德伦理、意识形态等。在农村地区，非正式制度具有更强的传染延续性，约束力往往比正式制度更加明显[32]。社会认知理论认为，个体行为受主观认知和外在环境的共同影响。个体对村庄的认同感以及对村庄环境治理外在制度的信任都会对其环境治理行为决策产生影响。从集体行动角度来看，个体的村庄认同感越高，其认可并遵守村庄垃圾治理各项规章制度的可能性也越大，对村干部动员、分配、调度垃圾治理工作的理解度、认可度与支持度也越大，进而表现出对村庄环境治理集体行动的积极拥护和主动参与。从成本收益角度来看，具有村庄认同感的个体，更容易形成一种稳定的心理预期：即从村庄环境改善所获得的收益(包括健康、舒适感以及对村庄环境改善后获得的自豪感和荣誉感等)要大于因环境污染给其带来的损失(包括疾病、受到的批评、惩罚以及心情的失落等)[4]，这将促使其对村庄环境治理各项制度规范的信任、认同和遵守，即形成制度信任。制度信任进一步通过促进信息共享[33]、促进合作达成[34]、形成一种“软约束”，塑造农村环境治理秩序，有效地抑制农村环境治理中“搭便车”等机会主义行为发生[35, 9]，进而提高农户环境治理参与意愿与行为。基于此，提出研究假说4和假说5：
H4 村庄认同能够显著增强农户对村庄垃圾治理的制度信任。
H5 村庄认同通过制度信任的中介作用，显著促进村民生活垃圾处理行为。
三. 数据来源与样本特征
一 数据来源
湖南省地处中国中部、长江中游，大部分区域位于洞庭湖以南，下辖长沙市、株洲市、湘潭市、常德市、衡阳市、邵阳市、岳阳市、张家界市、益阳市、郴州市、永州市、怀化市、娄底市和湘西土家族苗族自治州共14个地州市。2014年以来，湖南省人民政府分别印发了《湖南省改善农村人居环境建设美丽乡村工作意见》(湘政办发〔2014〕1号)、《湖南省政府购买改善农村人居环境服务管理暂行办法》(湘建村〔2016〕19号)、《湖南省农村人居环境整治三年行动实施方案(2018—2020年)》《湖南省农村人居环境整治提升五年行动实施意见(2021—2025年)》等系列文件，各地在人居环境推进工作过程中形成了一批典型经验，2018—2020年连续三年获得国务院表彰，2019年在中央农村工作会议上作典型发言，具有较好的代表性。
本文数据来自课题组2021年7—11月在湖南省14个地州市43个县103个乡镇275个村展开的调研，样本实现了全省14个地州市全覆盖。本次调研采取分层随机抽样的方式进行，首先在每个地州市随机选择3—4个县，然后在每个县随机选择2—3个乡镇，再在每个乡镇随机选择2—3个村，最后在每个村随机选择10户农户进行调研。调研采取调查员与受访农户“一对一”访谈的形式展开，问卷内容涉及农户家庭基本情况、农户农业生产基本情况、农户环境污染认知情况、农户参与村庄事务基本情况、农户对于村庄的认同情况以及农户生活垃圾处理情况等。为了保证调研质量，所有调查员均在前期接受过相关培训。本次调查收集问卷共计2 612份，剔除由于主要信息缺失等原因所造成的无效问卷以后，得到有效问卷2 508份，问卷有效率为96.02%。
二 样本特征
表 1显示了有效问卷样本农户的基本信息统计。从受访者性别来看，受访农户以男性为主，占比为66.26%；女性占比仅为33.74%。据《中国统计年鉴2021》，湖南省乡村人口性别比为108.87。②受访农户男性多于女性一定程度上与湖南省乡村地区男多女少的现象相符合。从受访者年龄来看，40岁以下的受访者仅占27.99%，50岁及以上的受访者占比达46.29%。从教育水平来看，受访农户受教育程度为初中及以下的占比62.4%，高中和中专水平仅占25.36%。受访群体总体文化程度偏低与湖南省官方统计的农村教育发展现实水平基本相符。较低的教育水平可能会影响农户人居环境治理的认知水平。从家庭赡养比来看，受访农户家庭赡养比在0.25及以下的仅占21.45%，赡养比在0.51—0.75的占比高达33.81%，表明农村地区老年人和未成年人较多，农户家庭大部分有着相对较重的赡养负担。这与湖南省当前农村现实情况较为符合。湖南是我国省际人口流动中稳定的“净流出活跃地区”，农村地区大量青壮年劳动力外流，留守在家的成年人以中老年人为主。从受访农户务农情况来看，受访农户中从事农业生产的家庭占比为54.47%，不从事农业生产的农户占比为45.53%。由于农业生产收益低且不稳定，农民非农就业和就近转移成为必然。由此可知，本文所选取的研究样本基本符合湖南省农村的现实状况，具有较好的代表性。
表 1 样本基本信息统计变量 分类 频数(个) 比例(%) 性别 男 1 662 66.26 女 846 33.74 年龄 ＜40 702 27.99 40—49 645 25.72 50—59 627 25.00 ≥60 534 21.29 教育水平 文盲或者半文盲 255 10.17 小学 443 17.66 初中 867 34.57 高中或中专 636 25.36 大专及以上 307 12.24 赡养比 ≤0.25 538 21.45 0.26—0.50 980 39.08 0.51—0.75 848 33.81 0.76—1 142 5.66 务农情况 从事农业生产 1 366 54.47 不从事农业生产 1 142 45.53 四. 模型选择与变量说明
一 模型选择
由于本文因变量属于有序类别变量，该类别变量在统计上属于离散变量，因此采用有序logit模型进行估计。有序logit模型可以从潜变量模型中推导出来，假设潜变量y*由式(1)决定：
y∗=xβ+ε,ε∣x∼N(0,1) (1) 其中，x为解释变量组成的向量，不包括截距项，在本文中表示由污染感知、村庄认同以及其他控制变量组成的可能影响农民生活垃圾处理行为的系列变量；β为系数矩阵；ε为随机扰动项，其分布函数形式为：
p(ε＜x′β/x)=F(x′β)=exp(x′β)1−exp(x′β) (2) 其中, p表示农民生活垃圾处理行为发生的概率，F表示分布函数，式(1)的选择规则为：
yi={1,y∗⩽r12,r2＜y∗⩽r3⋯j,rj⩽y∗ (3) 其中，r1＜r2＜r3＜…＜rj为待估参数；yi为潜变量的次序变量，即本文的被解释变量农户生活垃圾处理行为。根据本文对农户生活垃圾处理行为的定义，可以将农户生活垃圾处理行为的潜变量表征为：
y∗i=kpikei=f(1,2,⋯,j)+εi (4) 其中，kip、kie分别代表农户生活垃圾处理实际行为选择的变量和期望选择的变量。由于有序logit模型系数矩阵β的估计系数并不代表解释变量对被解释变量影响的概率大小，故进一步采用式(5)得到yi=1，2，…，j的概率：
p(yi=1∣x)=p(y∗⩽r1∣x)=p(x′β+ε⩽r1∣x)==Φ(r1−x′β)exp[r1−f(1,2,⋯,j)]1+exp[r1−f(1,2,⋯,j)]p(yi=2∣x)=p(r1⩽y∗⩽r2∣x)==Φ(r2−x′β)−Φ(r1−x′β)=exp[r2−f(1,2,⋯,j)]1+exp[r2−f(1,2,⋯,j)]−exp[r1−f(1,2,⋯,j)]1+exp[rj−f(1,2,⋯,j)]p(yi=j∣x)=1−Φ(rj−x′β)=1−exp[rj−f(1,2,⋯,j)]1+exp[rj−f(1,2,⋯,j)] (5) 二 变量设置及其描述性统计
1 被解释变量
农户生活垃圾处理行为。在原始调查问卷中所对应的题目为“您家的生活固体垃圾一般是如何处理的？”受访农户的可选答案包括：“随意丢弃”“自家掩埋处理”“自家焚烧处理”“收集起来放到村庄垃圾收集点或公共垃圾箱”共四个选项。对此四个选项依次赋值1—4，数值越高表示农户生活垃圾处理行为越规范。需要说明的是，由于土壤对于大部分垃圾是无从消化的，掩埋处理方式中垃圾自身及其残留着的细菌、病毒依然存在，某些垃圾甚至还会造成土质的破坏和地下水资源污染，潜藏着巨大危害。相对而言，焚烧尽管会造成空气污染，但也会大大降低垃圾的体积，高温焚毁也会对垃圾中携带的细菌和病毒起到一定的消杀作用，一定程度上降低对环境的危害。因此，比较而言，焚烧处理相对掩埋处理要规范一些。
2 解释变量
污染感知。污染感知主要表现为当地农户对于其村域内部环境污染情况的主观认知。参照王玉君和韩冬临[36]的研究，在原始调查问卷中设置了“您认为您村的环境污染情况如何？”受访农户的可选答案包括：“比较轻微”“一般”“较为严重”三个选项。对三个选项分别赋值1、2和3，数值越高表示农户对于其村域环境污染的感知程度越深。
村庄认同。村庄认同主要表现为个体对特定村庄在心理情感层面上所产生的归属感与依恋感[37]，本文采用综合指标来衡量。在调查问卷中设置了“如果条件允许，您愿意到城镇居住吗？”受访农户的可选答案包括：“愿意”“不愿意”“说不清”三个选项。由于“说不清”这一选项具有模糊性，因此对选项“愿意”和“不愿意”分别赋值为1和3，“说不清”介于“愿意”与“不愿意”之间，赋值为2，数值越高表示农户对于村庄的认同程度越高。
制度信任。制度信任包括正式制度信任与非正式制度信任两个方面。干部信任是正式制度信任的重要表现形式，因此本文采用干部信任来衡量正式制度信任[9]。问卷中设置了“您认为本村村干部依法办事的情况如何？”选项有“从来不依法办事(完全不信任)”“少部分时候依法办事(有点信任)”“大部分时候依法办事(比较信任)”“任何时候都依法办事(完全信任)”共四个，依次赋值为1—4，数字越大表示村民的干部信任度越高。村规民约是村庄为维护本村自治而制定的用于约束村民行为的一种典型的非正式制度。参照聂峥嵘等[6]等大多数学者的研究，采用个体对村庄村规民约的认同和信任来表征非正式制度信任。问卷中设置了“您是否认同本村的村规民约并积极参与村里文明户、文明家庭等评选活动？”回答“是”设置为1，表示农户对村庄非正式制度具有信任；回答“否”设置为0，表示农户对村庄非正式制度不信任。
3 控制变量
已有研究发现，个人及其家庭特征等对农户生活垃圾处理行为具有重要影响[13, 28]。本文借鉴已有研究结果，将受访农户个体特征与家庭特征、宣传动员、政策实施、乡贤带动、环保意识等设置为农户生活垃圾处理行为影响因素模型的控制变量。其中，受访农户的个体特征主要包括：受访农户的性别、年龄、受教育年限等；农户家庭特征主要包括：家庭务农情况及其赡养负担等。控制变量定义及其描述性统计见表 2。
表 2 变量定义及描述性统计变量名称 变量定义及赋值 均值 标准差 被解释变量 生活垃圾
处理行为随意丢弃=1，自家掩埋=2，自家焚烧=3，收集起来放到垃圾收集点或公共垃圾箱=4 3.692 2 0.719 0 核心解释变量 污染感知 您认为您村的环境污染情况如何？比较轻微=1，一般=2，比较严重=3 2.353 3 0.746 5 村庄认同 如果条件允许是否愿意离开村庄到城镇居住？愿意=1，说不清楚=2，不愿意=3 1.788 6 0.898 4 非正式制度信任 您家是否认同村庄的村规明约并积极参与村里的文明户、文明家庭等评选活动(德治)？是=1，否=0 0.615 2 0.486 6 正式制度信任 您认为本村村干部依法办事的情况如何？从来不依法办事(完全不信任)=1，少部分时候依法办事(有点信任)=2，大部分时候依法办事(比较信任)=3，任何时候都依法办事(完全信任)=4 3.312 2 0.690 8 控制变量 宣传动员 您是否接受了所在村庄或地方政府的环境保护宣传教育？是=1，否=0 0.580 5 0.493 5 政策实施 您村或所在政府是否全面推动开展了农村人居环境整治？是=1，否=0 0.861 2 0.345 8 乡贤带动 您觉得所在村庄环境治理中“乡贤能人”发挥的带动作用如何？不太好=1，一般=2，比较好=3 2.514 3 0.682 7 环保意识 您觉得所在村庄村民的环境保护意识如何？不太好=1，一般=2，比较好=3 2.456 5 0.674 4 赡养负担 家庭老人和小孩占总人口的比重 0.463 6 0.242 1 从事农业 家庭是否从事农业？是=1，否=0 0.544 7 0.498 1 年龄 受访者年龄(岁) 47.429 8 15.154 0 性别 受访者性别。男=1，女=0 0.662 6 0.472 8 受教育年限 受访者受教育年限(年) 9.286 8 3.603 8 检验替代变量 文化认同 您对所在村庄文化习俗是否认同？很不认同=1，不太认同=2，一般=3，比较认同=4，非常认同=5 4.347 3 0.681 2 五. 实证分析
一 基准回归分析
为了探究污染认知、村庄认同与农户生活垃圾处理行为之间的关系，本文采用有序logit模型估计了污染认知、村庄认同对农户生活垃圾处理行为的影响，基准回归结果见表 3。表 3中模型1至模型4分别汇报了逐步引入解释变量、控制变量对农户生活垃圾处理行为的影响因素模型的回归结果。模型1中仅包括污染感知变量，模型的Pseudo R2值为0.015 7。模型2在模型1的基础上引入村庄认同变量，其Pseudo R2值上升到0.016 9，同时伪对数似然值(Log Pseudo-likelihood)有所提升，说明引入村庄认同变量之后，模型的解释力有所增强。模型3在模型2的基础上进一步引入了所有控制变量，此时模型的Pseudo R2值上升到0.197 0，伪对数似然值进一步提升，表明模型的解释力大幅增强。模型4中的解释变量和控制变量与模型3相同，不同的是被解释变量设置为0—1变量，农户在生活垃圾处理中，选择将垃圾收集起来放到垃圾收集点或公共垃圾箱设置为1, 选择自家掩埋/自家焚烧/随意丢弃设置为0，采用logit模型得到的回归结果，作为稳健性检验。模型1至模型4的估计结果显示，解释变量以及控制变量的显著性及其符号均保持一致，说明回归估计结果基本稳健。由于模型4的Pseudo R2值明显小于模型3，且伪对数似然值小于模型3，表明模型3具有更强的解释力。下文主要就模型3的结果进行分析。
表 3 基准回归结果模型1 模型2 模型3 模型4 污染感知 0.479 3*** 0.478 2*** 0.316 5*** 0.274 5*** (0.064 8) (0.065 0) (0.071 1) (0.071 9) 村庄认同 0.053 7 0.048 0 0.002 1 (0.102 9) (0.110 5) (0.111 3) 非正式制度信任 0.277 4** 0.183 4** (0.112 8) (0.090 8) 正式制度信任 0.187 1** 0.175 8** (0.091 9) (0.087 9) 宣传动员 0.634 2*** 0.650 9*** (0.126 2) (0. 127 0) 政策实施 0.931 4*** 0.936 0*** (0.135 5) (0.140 4) 乡贤带动 0.114 3 0.105 0 (0.086 1) (0.085 4) 环保意识 0.153 6 0.207 8 (0.096 2) (0.184 7) 赡养负担 -0.232 5 -0.242 4 (0.222 6) (0.220 6) 从事农业 0.159 4 0.100 2 (0.109 5) (0.110 6) 年龄 0.010 9** 0.011 4** (0.004 7) (0.004 9) 性别 -0.102 0 -0.116 2 (0.116 5) (0.117 1) 受教育年限 0.045 3** 0.048 1** (0.018 6) (0.019 2) _cons -2.514 1*** (0.467 8) cut1_cons -2.198 4*** -2.176 5*** 0.563 8 (0.184 1) (0.184 2) (0.475 8) cut2_cons -1.384 5*** -1.362 6*** 1.421 7*** (0.163 2) (0.165 3) (0.462 0) cut3_cons -0.340 6** -0.318 6** 2.558 9*** (0.152 7) (0.155 6) (0.466 0) Pseudo-likelihood -1 664.823 7 -1 664.685 4 -1 044.316 7 -1 089.462 9 Pseudo R2 0.015 7 0.016 9 0.197 0 0.113 4 N 2 508 2 508 2 508 2 508 注：*、* *、* * *分别表示参数估计值在10%、5%、1%的水平上显著, 后表同。 1 核心解释变量的影响
表 3中模型3和模型4的结果显示，污染感知变量的估计系数均为正，并且在1%的统计水平上显著，表明农户的环境污染感知在推动农户生活垃圾处理行为规范化方面发挥了积极作用。假说1得到了验证。由于有序logit模型的估计系数不能直接反应边际效应，为此进一步计算估计系数的OR(Odds Ratio)值。③可知，当村民污染感知提升1个等级时，农户生活垃圾处理行为提高1个或1个以上等级的可能性将增加37.23%。村庄认同变量的估计系数虽然为正，但未通过显著性检验，表明村庄认同对农户生活垃圾处理行为没有直接的促进作用。这与唐林等[4]的研究具有相似性，而与李芬妮等[13]的研究结果相反，假说2没有得到验证。可能的原因，一方面虽然理论上村庄认同有利于促进村民生活垃圾治理行为，但也是有条件的。由于村庄认同一定程度上也反映了农户对村庄资源禀赋、基础设施或服务等基本生活需要的需求[38]，因此村庄认同有可能因为地方资源禀赋以及基础设施和服务等条件的不同而存在差异，进而表现出对农户环境治理行为影响的差异。另一方面，虽然直接影响不显著，但村庄认同有可能通过其他中介渠道如社会信任、感知压力、制度信任、环境教育感知等对农户环境治理参与行为产生间接影响[32, 39]。下文将进一步加以验证。制度信任(包括非正式制度信任和正式制度信任)均在5%的统计水平上正向显著，表明农户对所在村庄的制度信任在推动农户生活垃圾处理行为规范化方面发挥了积极作用。进一步比较其OR值可知，相较于对村庄非正式制度不信任的农户，对村庄非正式制度信任的农户，生活垃圾处理行为提高1个或1个以上等级的可能性将增加31.97%。而当农户对村庄制度信任提升1个等级时，生活垃圾处理行为提高1个或1个以上等级的可能性将增加20.57%。
2 控制变量的影响
宣传动员和政策实施变量均在1%的统计水平上正向显著，表明农户所在村庄或政府开展的环境保护宣传教育活动和农村人居环境整治行动在推动农户生活垃圾处理行为规范化方面均具有重要作用。环境意识的估计系数为正，但没有通过统计水平检验，可能是由于样本所在地区村民受教育水平普遍偏低，其环保认知和环保意识也普遍偏低，导致在促进农户生活垃圾处理行为规范化方面的作用有限。乡贤带动在模型3中也未通过显著性检验，表明乡贤的示范性在生活垃圾处理行为方面并没有得到有效体现。此外，就受访农户的个体特征与家庭特征而言，农户的年龄和受教育年限均在5%的统计水平上正向显著，表明随着农户年龄的增长和教育水平的提高，其生活垃圾处理行为规范化的可能性增大。而农户的性别、家庭务农情况及其赡养负担则未通过显著性检验。
二 稳健性检验
上述结果是否稳健，还需要进一步进行检验。本文采用如下三个方法进行。
1 压缩样本
考虑到老年人的污染感知和村庄认同可能与其他成人存在差异，并且这种差异可能会影响到农户生活垃圾处理行为[4]，因此剔除年龄60周岁以上的老年人样本后，重新进行有序logit回归，结果如表 4中模型5所示。
表 4 稳健性检验结果模型5(压缩样本) 模型6(winsorize方法) 模型7(替换自变量) 污染感知 0.351 0*** 0.304 6*** 0.428 5*** (0.081 4) (0.070 9) (0.103 1) 村庄认同 0.048 1 0.032 1 (0.121 4) (0.109 4) 文化认同 0.056 1 (0.125 7) 非正式制度信任 0.411 6*** 0.263 3** 0.426 5** (0.126 4) (0.113 7) (0.168 1) 正式制度信任 0.198 6* 0.190 2** 0.236 1* (0.104 5) (0.096 6) (0.141 4) 宣传动员 0.621 5*** 0.625 2*** 0.455 2** (0.142 9) (0.126 7) (0.182 2) 政策实施 0.953 6*** 0.941 9** 0.530 4** (0.150 3) (0.133 8) (0.247 5) 乡贤带动 0.098 0 0.110 0 0.308 1** (0.094 7) (0.086 7) (0.138 5) 环保意识 0.071 6 0.157 9 0.035 3 (0.098 7) (0.095 1) (0.139 9) 赡养负担 -0.470 4 -0.365 9 -0.098 4 (0.264 3) (0.241 5) (0.317 7) 从事农业 0.152 2 0.139 8 0.044 6 (0.121 7) (0.109 1) (0.162 3) 年龄 0.011 8** 0.012 8* (0.004 9) (0.007 5) 性别 0.004 8 -0.103 7 -0.033 8 (0.127 3) (0.115 9) (0.175 3) 受教育年限 0.016 4 0.047 9* 0.030 8* (0.018 3) (0.020 3) (0.016 5) cut1_cons -0.213 4 1.396 0*** 0.329 9 (0.452 5) (0.484 0) (0.823 2) cut2_cons 0.574 5 2.538 2*** 1.375 8* (0.442 8) (0.489 1) (0.811 3) cut3_cons 1.709 8*** —— 2.408 9*** (0.440 6) (0.806 1) Pseudo-likelihood -1 223.451 7 -1 410.005 2 -727.788 9 Pseudo R2 0.089 8 0.189 0 0.169 7 N 1 974 2 508 2 508 2 winsorize方法
考虑到微观调研时，农户可能因各种原因礼貌性“高报”或策略性“低报”其真实想法，从而使得调查样本出现奇异值。为了消除奇异值对回归结果的不利影响，本文采用常用的winsorize方法进行稳健性检验，即对样本首尾5% 的特异值进行平滑处理后重新回归[37]，结果如表 4中模型6所示。
3 替换自变量
采用文化认同变量替代村庄认同变量，问卷中设置有“您对所在村庄文化与习俗是否认同？”根据选项对“很不认同”“不太认同”“一般”“比较认同”“非常认同”依次赋值为1—5。将文化认同变量替代村庄认同变量纳入模型后重新进行有序logit回归，结果如表 4中模型7所示。
从表 4中模型5至模型7的估计结果可知，无论是采用压缩样本、winsorize方法还是替代原来自变量，核心解释变量污染感知和村庄认同对农户生活垃圾处理行为的影响方向及其显著性均未发生变化。同时，绝大部分控制变量的系数正负方向及其显著性也与表 3保持一致。因此，本文基准回归结果是稳健的。
三 边际效应分析
上述研究表明，污染感知、宣传动员、政策实施、制度信任、环保意识、干部信任、年龄和受教育年限等均对农户生活垃圾处理行为产生了显著影响。为此，进一步分析上述显著变量的边际效应，我们采用Williams[40]对平均边际效应的定义和计算方法，以表 3中模型3为基础估计了显著变量对农户生活垃圾处理行为影响的平均边际效应，结果如表 5所示。污染感知对随意丢弃、自家掩埋、自家焚烧等生活垃圾处理行为均具有负效应，但是能够显著提高农户集中规范处理生活垃圾的概率。具体而言，污染感知每提高1个等级，农户集中规范处理生活垃圾的概率将平均提升4.31%；与不具有非正式制度信任的农户相比，具有非正式制度信任的农户集中规范处理生活垃圾的概率将提升3.78%；而对村庄正式制度存在完全信任的农户，其集中规范处理生活垃圾的概率将提升2.55%。环保宣传动员对随意丢弃、自家掩埋、自家焚烧等生活垃圾处理行为均具有显著的负向效应，同时使得农户集中规范处理生活垃圾的概率提升了8.64%。全面推进实施了人居环境整治的村庄的农户，其集中规范处理生活垃圾的概率将大幅提升12.69%，表明2018年初在全国范围内实施的农村人居环境整治三年行动方案取得了一定成效。从个体特征来看，年龄和教育对随意丢弃、自家掩埋、自家焚烧等生活垃圾处理行为均具有负效应，但年龄和受教育年限的增加会显著提升农户集中规范处理生活垃圾的概率。具体而言，农户年龄每增加1岁或受教育程度每增加1年，概率将分别提升1.49%、0.62%。
表 5 显著变量的平均边际效应分析变量 P(Y=1) P(Y=2) P(Y=3) P(Y=4) 污染感知 -0.010 8*** -0.010 6*** -0.021 7*** 0.043 1*** (0.002 9) (0.002 5) (0.055 0) (0.009 5) 非正式制度 -0.009 5** -0.009 3** -0.019 0** 0.037 8** (0.004 1) (0.003 9) (0.007 6) (0.015 4) 正式制度 -0.006 3** -0.006 3** -0.012 8** 0.025 5** (0.003 2) (0.003 1) (0.006 3) (0.012 5) 宣传动员 -0.021 7*** -0.021 2*** -0.043 5*** 0.086 4*** (0.004 8) (0.004 4) (0.008 7) (0.017 0) 政策实施 -0.031 8*** -0.031 2*** -0.063 9*** 0.126 9*** (0.005 3) (0.005 2) (0.009 3) (0.017 9) 年龄 -0.000 4** -0.000 4** -0.000 7** 0.014 9** (0.000 2) (0.000 2) (0.000 3) (0.000 6) 受教育年限 -0.001 5** -0.001 6** -0.003 1** 0.006 2** (0.000 7) (0.000 6) (0.001 3) (0.002 5) 六. 进一步讨论
一 村庄认同的调节效应
为了进一步探究村庄认同在污染感知影响农户生活垃圾处理行为中的作用，本文构建了污染感知与村庄认同的交互项，并将之纳入模型重新进行估计，结果如表 6中模型8所示。不难发现，污染感知与村庄认同的交互项在10%的统计水平上正向显著，表明村庄认同在污染感知影响农户生活垃圾处理行为中发挥了显著的正向调节作用，即农户的村庄认同越强，农户污染感知对其生活垃圾处理行为的正向促进效应越大。假说3得到了验证。此外，纳入交叉项之后，污染感知对农户生活垃圾处理行为的影响依然正向显著，但是估计系数较表 3、表 4进一步减小。同时，村庄认同对农户生活垃圾处理行为的影响由此前的正向不显著转变为正向显著，村庄认同与污染感知对农户生活垃圾处理行为的影响表现为一种互补关系，而非替代关系，两者相互促进、相互补充。
表 6 调节效应与中介效应检验类型 模型8(调节效应) 模型9(中介效应) 模型10(中介效应) 因变量 垃圾处理行为 非正式制度 正式制度 污染感知 0.188 1* (0.098 6) 村庄认同 0.652 8** 0.159 0* 0.192 3** (0.330 5) (0.082 4) (0.076 9) 污染感知×村庄认同 0.276 7*(0.142 4) 其他变量 控制 控制 控制 _cons 0.418 6*** (0.056 0) cut1_cons 0.245 7 -4.295 2*** (0.501 7) (0.183 9) cut2_cons 1.105 8** -2.041 6*** (0.490 3) (0.071 8) cut3_cons 2.244 6*** 0.367 7*** (0.493 7) (0.053 7) Pseudo-likelihood -1 542.353 1 -1 870.329 3 -1 795.028 9 Pseudo R2 0.158 1 0.132 6 0.169 9 N 2 508 2 508 2 508 二 村庄认同影响的内在作用机制：制度信任的中介作用
表 3中模型3的结果显示，村庄认同对于农户生活垃圾处理行为并没有直接影响，因此需要进一步讨论村庄认同是否会通过制度信任(包括非正式制度信任和正式制度信任)间接地影响农户生活垃圾处理行为。由表 3中模型3的结果可知，非正式制度信任和正式制度信任对农户生活垃圾处理行为均具有显著的正向影响。因此，下一步只需要考察村庄认同对中介变量(非正式制度信任和正式制度信任)是否存在显著影响，估计结果如表 6中模型9、模型10所示。非正式制度信任和正式制度信任的估计系数分别在10%和5%的统计水平上正向显著，说明村庄认同能够显著增强农户对村庄垃圾治理的制度信任。制度信任在村庄认同和农户生活垃圾处理行为之间起着完全中介作用，即村庄认同感越强的农户在日常生活中对村庄生活垃圾治理的制度信任也越强，从而促使其对生活垃圾进行集中规范处理。假说4和假说5得到了验证。
七. 结论与政策启示
本文利用湖南省14个地州市2 508份农户的微观调查数据，构建有序Logit模型，实证检验了污染感知、村庄认同对农户生活垃圾处理行为的影响效应与影响机制，主要得到两点研究结论。
第一，污染感知显著正向影响农户生活垃圾处理行为。研究结果表明，污染感知对农户生活垃圾处理行为有显著促进作用。这说明能够清晰感知环境污染、认识环境问题的农户，规范处理生活垃圾的可能性更大，主动参与生活垃圾治理的积极性更高。这主要体现在认知与行为的关联上，当农户能够清晰地感知到环境污染的存在和危害时，他们更有可能采取行动来改变现状。这种感知促使他们认识到不当处理垃圾的负面后果，如土地退化、水质恶化和空气污染，从而激发改变行为的动机。污染感知还能够提高农户的自我效能感，即他们具备对自己采取有效行动减少污染的信心。当农户认为自己的行为可以产生正面影响时，他们更有可能采取规范的垃圾处理方式，并主动参与到垃圾治理活动中去。在此基础上，进一步研究发现，农户的环境教育水平与污染感知之间存在密切关系，具有一定环境知识背景的农户，更容易识别生活垃圾处理过程中的不当行为，并采取改进措施。这说明提升农户的环境教育水平不仅能够增强其污染感知，还能在一定程度上直接推动其规范处理生活垃圾的行为。此外，农村文化建设和环境监管也对农户的垃圾处理行为产生了影响，具有强烈集体责任感和良好公共卫生习惯的村落，农户的生活垃圾处理情况更为理想。这表明加强农村文化建设和环境监管，能有效激发农户的内在动力，促进其采取更为科学和环保的垃圾处理行为。
第二，村庄认同对农户生活垃圾处理行为的直接影响不显著，但仍可通过其他途径对农户生活垃圾处理行为产生积极影响。研究结果表明，村庄认同能够正向调节污染感知对农户生活垃圾处理行为的积极效应，说明污染感知对农户生活垃圾处理行为的正向促进作用可因农户环境污染感知的增强而得到强化，即村庄认同进一步强化了污染感知对农户生活垃圾处理行为的正向作用。研究还发现，村庄认同也通过制度信任间接影响农户生活垃圾处理行为，制度信任在村庄认同影响农户生活垃圾处理行为中发挥着重要的中介作用。
基于上述结论，得到三点重要的政策启示。
第一，多手段、多途径强化农户村庄环境污染感知，提高农户对生活垃圾污染及其危害的认识，普及生活垃圾治理价值，激发农户参与农村生活垃圾治理的内生动力，将是培养农户良好的生活垃圾处置习惯、规范农户生活垃圾处理行为以及促进农户参与乡村环境治理集体行动的有效途径。因此，应建立环境污染治理奖励和惩罚机制，如实行分类回收奖励制度和限制性措施，对于积极参与垃圾分类的家庭或个人，给予积分奖励，积分可以兑换生活必需品或其他服务，如农资、油盐等；对于违反规定者施以罚款或限制其参与村里的公共事务或禁止其享受某些村民福利。同时，加强农村生活垃圾处理设施建设，确保每个村庄都有足够的资源来妥善处理垃圾，避免环境污染。
第二，结合目前正在实施的乡村振兴战略，有效挖掘村庄特有的历史文化、道德伦理、节庆民俗等，唤醒村民的乡土情结和家园意识，从而培育并增强村民对村庄的归属、喜爱、依恋与认同感。引入本土文化元素，开展与环保主题相关的文化活动，如环境保护主题的村晚、文艺演出、摄影展览等，让村民在活动参与中增强对村庄的归属感和自豪感。树立一批环境卫生的模范户，通过他们的示范作用影响和带动周围的村民，形成良好的社会风尚。全面加强村干部队伍建设，提升村干部综合素养和能力水平。加强政策法规教育，使村干部熟练掌握相关环保法律法规，提升依法行政能力。发挥村干部在垃圾分类和减量示范作用，使其赢得村民的信任和尊敬。设立村民监督小组，监督村干部在垃圾污染治理方面的工作，既提高了透明度，也增强了公信力。
第三，进一步完善农村生活垃圾治理政策措施，结合当地实际情况，研究制定适用的垃圾分类、收集、运输、处理和减量的政策措施。明确各方责任，包括政府、村委会、村民以及可能的第三方参与者。通过村民大会或其他形式的民主协商，制定和完善村规民约，确保村规民约具有实际操作性、针对性和可执行性，涵盖垃圾治理的具体实施细则。通过村规民约、道德规范等进一步明确并规范村民参与生活垃圾治理的范围、渠道、程序和步骤，明晰村民生活垃圾治理权责，建立健全村民参与生活垃圾治理的信息交流、监督评价、激励约束、意见反馈等各项机制，从而增强村民对生活垃圾治理的制度感知和制度信任，进一步调动村民参与生活垃圾治理的积极性和主动性。
① 数据来源于《中国城乡建设统计年鉴(2022)》，中华人民共和国住房和城乡建设部网站，https://www.mohurd.gov.cn/dynamic/document/file，访问日期：2023年12月15日。
②乡村性别比：以女性为100，男性对女性的比例。
③OR=exp(ˆβ)，其中ˆβ为估计系数，此处即OR=e0.316 5=1.372 3。
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表 1 样本基本信息统计
变量 分类 频数(个) 比例(%) 性别 男 1 662 66.26 女 846 33.74 年龄 ＜40 702 27.99 40—49 645 25.72 50—59 627 25.00 ≥60 534 21.29 教育水平 文盲或者半文盲 255 10.17 小学 443 17.66 初中 867 34.57 高中或中专 636 25.36 大专及以上 307 12.24 赡养比 ≤0.25 538 21.45 0.26—0.50 980 39.08 0.51—0.75 848 33.81 0.76—1 142 5.66 务农情况 从事农业生产 1 366 54.47 不从事农业生产 1 142 45.53 
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表 2 变量定义及描述性统计
变量名称 变量定义及赋值 均值 标准差 被解释变量 生活垃圾
处理行为随意丢弃=1，自家掩埋=2，自家焚烧=3，收集起来放到垃圾收集点或公共垃圾箱=4 3.692 2 0.719 0 核心解释变量 污染感知 您认为您村的环境污染情况如何？比较轻微=1，一般=2，比较严重=3 2.353 3 0.746 5 村庄认同 如果条件允许是否愿意离开村庄到城镇居住？愿意=1，说不清楚=2，不愿意=3 1.788 6 0.898 4 非正式制度信任 您家是否认同村庄的村规明约并积极参与村里的文明户、文明家庭等评选活动(德治)？是=1，否=0 0.615 2 0.486 6 正式制度信任 您认为本村村干部依法办事的情况如何？从来不依法办事(完全不信任)=1，少部分时候依法办事(有点信任)=2，大部分时候依法办事(比较信任)=3，任何时候都依法办事(完全信任)=4 3.312 2 0.690 8 控制变量 宣传动员 您是否接受了所在村庄或地方政府的环境保护宣传教育？是=1，否=0 0.580 5 0.493 5 政策实施 您村或所在政府是否全面推动开展了农村人居环境整治？是=1，否=0 0.861 2 0.345 8 乡贤带动 您觉得所在村庄环境治理中“乡贤能人”发挥的带动作用如何？不太好=1，一般=2，比较好=3 2.514 3 0.682 7 环保意识 您觉得所在村庄村民的环境保护意识如何？不太好=1，一般=2，比较好=3 2.456 5 0.674 4 赡养负担 家庭老人和小孩占总人口的比重 0.463 6 0.242 1 从事农业 家庭是否从事农业？是=1，否=0 0.544 7 0.498 1 年龄 受访者年龄(岁) 47.429 8 15.154 0 性别 受访者性别。男=1，女=0 0.662 6 0.472 8 受教育年限 受访者受教育年限(年) 9.286 8 3.603 8 检验替代变量 文化认同 您对所在村庄文化习俗是否认同？很不认同=1，不太认同=2，一般=3，比较认同=4，非常认同=5 4.347 3 0.681 2
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表 3 基准回归结果
模型1 模型2 模型3 模型4 污染感知 0.479 3*** 0.478 2*** 0.316 5*** 0.274 5*** (0.064 8) (0.065 0) (0.071 1) (0.071 9) 村庄认同 0.053 7 0.048 0 0.002 1 (0.102 9) (0.110 5) (0.111 3) 非正式制度信任 0.277 4** 0.183 4** (0.112 8) (0.090 8) 正式制度信任 0.187 1** 0.175 8** (0.091 9) (0.087 9) 宣传动员 0.634 2*** 0.650 9*** (0.126 2) (0. 127 0) 政策实施 0.931 4*** 0.936 0*** (0.135 5) (0.140 4) 乡贤带动 0.114 3 0.105 0 (0.086 1) (0.085 4) 环保意识 0.153 6 0.207 8 (0.096 2) (0.184 7) 赡养负担 -0.232 5 -0.242 4 (0.222 6) (0.220 6) 从事农业 0.159 4 0.100 2 (0.109 5) (0.110 6) 年龄 0.010 9** 0.011 4** (0.004 7) (0.004 9) 性别 -0.102 0 -0.116 2 (0.116 5) (0.117 1) 受教育年限 0.045 3** 0.048 1** (0.018 6) (0.019 2) _cons -2.514 1*** (0.467 8) cut1_cons -2.198 4*** -2.176 5*** 0.563 8 (0.184 1) (0.184 2) (0.475 8) cut2_cons -1.384 5*** -1.362 6*** 1.421 7*** (0.163 2) (0.165 3) (0.462 0) cut3_cons -0.340 6** -0.318 6** 2.558 9*** (0.152 7) (0.155 6) (0.466 0) Pseudo-likelihood -1 664.823 7 -1 664.685 4 -1 044.316 7 -1 089.462 9 Pseudo R2 0.015 7 0.016 9 0.197 0 0.113 4 N 2 508 2 508 2 508 2 508 注：*、* *、* * *分别表示参数估计值在10%、5%、1%的水平上显著, 后表同。
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表 4 稳健性检验结果
模型5(压缩样本) 模型6(winsorize方法) 模型7(替换自变量) 污染感知 0.351 0*** 0.304 6*** 0.428 5*** (0.081 4) (0.070 9) (0.103 1) 村庄认同 0.048 1 0.032 1 (0.121 4) (0.109 4) 文化认同 0.056 1 (0.125 7) 非正式制度信任 0.411 6*** 0.263 3** 0.426 5** (0.126 4) (0.113 7) (0.168 1) 正式制度信任 0.198 6* 0.190 2** 0.236 1* (0.104 5) (0.096 6) (0.141 4) 宣传动员 0.621 5*** 0.625 2*** 0.455 2** (0.142 9) (0.126 7) (0.182 2) 政策实施 0.953 6*** 0.941 9** 0.530 4** (0.150 3) (0.133 8) (0.247 5) 乡贤带动 0.098 0 0.110 0 0.308 1** (0.094 7) (0.086 7) (0.138 5) 环保意识 0.071 6 0.157 9 0.035 3 (0.098 7) (0.095 1) (0.139 9) 赡养负担 -0.470 4 -0.365 9 -0.098 4 (0.264 3) (0.241 5) (0.317 7) 从事农业 0.152 2 0.139 8 0.044 6 (0.121 7) (0.109 1) (0.162 3) 年龄 0.011 8** 0.012 8* (0.004 9) (0.007 5) 性别 0.004 8 -0.103 7 -0.033 8 (0.127 3) (0.115 9) (0.175 3) 受教育年限 0.016 4 0.047 9* 0.030 8* (0.018 3) (0.020 3) (0.016 5) cut1_cons -0.213 4 1.396 0*** 0.329 9 (0.452 5) (0.484 0) (0.823 2) cut2_cons 0.574 5 2.538 2*** 1.375 8* (0.442 8) (0.489 1) (0.811 3) cut3_cons 1.709 8*** —— 2.408 9*** (0.440 6) (0.806 1) Pseudo-likelihood -1 223.451 7 -1 410.005 2 -727.788 9 Pseudo R2 0.089 8 0.189 0 0.169 7 N 1 974 2 508 2 508
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表 5 显著变量的平均边际效应分析
变量 P(Y=1) P(Y=2) P(Y=3) P(Y=4) 污染感知 -0.010 8*** -0.010 6*** -0.021 7*** 0.043 1*** (0.002 9) (0.002 5) (0.055 0) (0.009 5) 非正式制度 -0.009 5** -0.009 3** -0.019 0** 0.037 8** (0.004 1) (0.003 9) (0.007 6) (0.015 4) 正式制度 -0.006 3** -0.006 3** -0.012 8** 0.025 5** (0.003 2) (0.003 1) (0.006 3) (0.012 5) 宣传动员 -0.021 7*** -0.021 2*** -0.043 5*** 0.086 4*** (0.004 8) (0.004 4) (0.008 7) (0.017 0) 政策实施 -0.031 8*** -0.031 2*** -0.063 9*** 0.126 9*** (0.005 3) (0.005 2) (0.009 3) (0.017 9) 年龄 -0.000 4** -0.000 4** -0.000 7** 0.014 9** (0.000 2) (0.000 2) (0.000 3) (0.000 6) 受教育年限 -0.001 5** -0.001 6** -0.003 1** 0.006 2** (0.000 7) (0.000 6) (0.001 3) (0.002 5)
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表 6 调节效应与中介效应检验
类型 模型8(调节效应) 模型9(中介效应) 模型10(中介效应) 因变量 垃圾处理行为 非正式制度 正式制度 污染感知 0.188 1* (0.098 6) 村庄认同 0.652 8** 0.159 0* 0.192 3** (0.330 5) (0.082 4) (0.076 9) 污染感知×村庄认同 0.276 7*(0.142 4) 其他变量 控制 控制 控制 _cons 0.418 6*** (0.056 0) cut1_cons 0.245 7 -4.295 2*** (0.501 7) (0.183 9) cut2_cons 1.105 8** -2.041 6*** (0.490 3) (0.071 8) cut3_cons 2.244 6*** 0.367 7*** (0.493 7) (0.053 7) Pseudo-likelihood -1 542.353 1 -1 870.329 3 -1 795.028 9 Pseudo R2 0.158 1 0.132 6 0.169 9 N 2 508 2 508 2 508
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[1] 赵新民, 姜蔚, 程文明. 基于计划行为理论的农村居民参与人居环境治理意愿研究: 以新疆为例[J]. 生态与农村环境学报, 2021, 37(4): 439-447. [2] 唐林, 罗小锋, 张俊飚. 环境政策与农户环境行为: 行政约束抑或是经济激励[J]. 中国人口·资源与环境, 2021, 31(6): 147-157. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-ZGRZ202106015.htm [3] 王学婷, 张俊飚, 何可, 等. 农村居民生活垃圾合作治理参与行为研究: 基于心理感知和环境干预的分析[J]. 长江流域资源与环境, 2019, 28(2): 459-468. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-CJLY201902022.htm [4] 唐林, 罗小锋, 张俊飚. 社会监督、群体认同与农户生活垃圾集中处理行为——基于面子观念的中介和调节作用[J]. 中国农村观察, 2019(2): 18-33. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-ZNCG201902002.htm [5] 李芬妮, 张俊飚, 何可. 替代与互补: 农民绿色生产中的非正式制度与正式制度[J]. 华中科技大学学报(社会科学版), 2019, 33(6): 51-60. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-HZLS201906008.htm [6] 聂峥嵘, 罗小锋, 唐林, 等. 社会监督、村规民约与农民生活垃圾集中处理参与行为——基于湖北省的调查数据[J]. 长江流域资源与环境, 2021, 30(9): 2264-2276. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-CJLY202109020.htm [7] 李全鹏, 温轩. 农村生活垃圾问题的多重结构: 基于环境社会学两大范式的解析[J]. 学习与探索, 2020(2): 36-42. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-XXTS202002006.htm [8] 左孝凡, 康孟媛, 陆继霞. 社会互动、互联网使用对农村居民生活垃圾分类意愿的影响[J]. 资源科学, 2022, 44(1): 47-58. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-ZRZY202201004.htm [9] 何可, 张俊飚, 张露, 等. 人际信任、制度信任与农民环境治理参与意愿——以农业废弃物资源化为例[J]. 管理世界, 2015, 14 (5): 75-88. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-GLSJ201505010.htm [10] 郭清卉, 李世平, 李昊. 描述性和命令性社会规范对农户亲环境行为的影响[J]. 中国农业大学学报, 2022, 27(1): 235-247. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-NYDX202201021.htm [11] 贾亚娟, 赵敏娟. 生活垃圾污染感知、社会资本对农户垃圾分类水平的影响: 基于陕西1 374份农户调查数据[J]. 资源科学, 2020, 42(12): 2370-2381. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-ZRZY202012009.htm [12] 黄蕊, 李桦, 杨扬, 等. 环境认知、榜样效应对半干旱区居民亲环境行为影响研究[J]. 干旱区资源与环境, 2018, 32(12): 1-6. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-GHZH201812001.htm [13] 李芬妮, 张俊飚, 何可. 农户外出务工、村庄认同对其参与人居环境整治的影响[J]. 中国人口·资源与环境, 2020, 30(12): 185-192. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-ZGRZ202012020.htm [14] 王建明. 资源节约意识对资源节约行为的影响: 中国文化背景下一个交互效应和调节效应模型[J]. 管理世界, 2013(8): 77-90. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-GLSJ201308010.htm [15] 葛万达, 盛光华. 环境影响评价的公众参与特征及影响因素研究[J]. 干旱区资源与环境, 2020, 34(8): 43-51. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-GHZH202008006.htm [16] TOMA L, MATHIJS E. Environmental risk perception, environmental concern and propensity to participate in organic farming programmes[J]. Journal of environmental management, 2007, 83(2): 145-157.
[17] KHANAL Y, DEVKOTA B P. Farmers' responsibilization in payment for environmental services: lessons from community forestry in Nepal[J]. Forest policy and economics, 2020(118): 1-9.
[18] CHEN Y Y. Practice of environmentally significant behaviors in rural China: from being motivated by economic gains to being motivated by environmental considerations[J]. Behavioral sciences, 2017, 7(3): 59.
[19] 王玉君, 韩冬临. 经济发展、环境污染与公众环保行为——基于中国CGSS2013数据的多层分析[J]. 中国人民大学学报, 2016, 30(2): 79-92. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-ZRDX201602011.htm [20] ZHOU Z F, LIU J H, ZENG H X. How does soil pollution risk perception affect farmers' pro-environmental behavior? The role of income level[J]. Journal of environmental management, 2020(270): 110-126.
[21] MARQUART-PYATT S T. Concern for the environment among general publics: a cross-national study[J]. Society & natural resources, 2007, 20(10): 883-898.
[22] BRICKER K S, KERSTETTER D L. Level of specialization and place attachment: an exploratory study of whitewater recreationists[J]. Leisure sciences, 2000(22): 233-257.
[23] DROSELTIS O, VIGNOLES V L. Towards an integrative model of place identification: dimensionality and predictors of intrapersonal level place preferences[J]. Journal of environmental psychology, 2010(30): 23-34.
[24] 王学婷, 张俊飚, 童庆蒙. 地方依恋有助于提高农户村庄环境治理参与意愿吗?——基于湖北省调查数据的分析[J]. 中国人口·资源与环境, 2020, 30(4): 136-148. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-ZGRZ202004015.htm [25] HERNÁNDEZ B, HIDALGO M C, SALAZAR-LAPLACE M E, et al. Place attachment and place identity in natives and non-natives science direct[J]. Journal of environmental psychology, 2007, 27(4): 310-319.
[26] CARRUS G, BONAIUTO M, BONNES M. Environmental concern, regional identity, and support for protected areas in Italy[J]. Environment and behavior, 2005, 37 (2): 237-257.
[27] MOULAY A, UJANG N, MAULAN S, et al. Understanding the process of parks' attachment: interrelation between place attachment, behavioural tendencies, and the use of public place[J]. City culture & society, 2018, 14: 28-36.
[28] CHEN N, LARRY D, TRACEY F. Residents' place attachment and word-of-mouthbehaviours: a tale of two cities[J]. Journal of hospitality & tourism management, 2018(36): 1-11.
[29] ZAJONC R B. Social facilitation[J]. Science, 1965, 149(3681): 269-274.
[30] 徐越倩, 吴丹阳, 陈宁. 地方满意度、地方依恋与社区公民行为关系研究——基于浙江省湖州市长兴县6个移民村的调查[J]. 地域研究与开发, 2021, 40(3): 175-180. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-DYYY202103030.htm [31] 王建民. 转型时期中国社会的关系维持——从"熟人信任"到"制度信任"[J]. 甘肃社会科学, 2005(6): 165-168. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-GSSH200506046.htm [32] 胡珺, 宋献中, 王红建. 非正式制度、家乡认同与企业环境治理[J]. 管理世界, 2017(3): 76-94. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-GLSJ201703007.htm [33] HARRING N. Understanding the effects of corruption and political trust on willingness to makeeconomic sacrifices for environmental protection in a cross-national perspective[J]. Social science quarterly, 2013, 94(3): 660-671.
[34] COOK K S. Networks, norms, and trust: the social psychology of social capital[J]. Social psychology quarterly, 2005, 68(1): 4-14.
[35] HARTMANN E, HERB S. Opportunism risk in service triads: a social capital perspective[J]. International journal of physical distribution and logistics management, 2014, 44(3): 242-256.
[36] 王玉君, 韩冬临. 空气质量、环境污染感知与地方政府环境治理评价[J]. 中国软科学, 2019(8): 41-51. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-ZGRK201908004.htm [37] 李芬妮, 张俊飚, 何可, 等. 归属感对农户参与村域环境治理的影响分析——基于湖北省1007个农户调研数据[J]. 长江流域资源与环境, 2020, 29(4): 1027-1039. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-CJLY202004023.htm [38] ANTON C E, LAWRENCE C. Home is where the heart is: the effect of place of residence on place attachment and community participation[J]. Journal of environmental psychology, 2014, 40: 451-461.
[39] 李文明, 殷程强, 唐文跃, 等. 观鸟旅游游客地方依恋与亲环境行为——以自然共情与环境教育感知为中介变量[J]. 经济地理, 2019, 39(1): 215-224. https://www.cnki.com.cn/Article/CJFDTOTAL-JJDL201901026.htm [40] WILLIAMS R. Using the margins command to estimate and interpret adjusted predictions and marginal effects[J]. Stata journal, 2012, 12(2): 308-319.
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期刊类型引用(2)
1. 吴柳芬，梁嘉宸. 环境治理成效感知对农村人居环境满意度的影响机制研究——基于中国乡村振兴综合调查（CRRS）数据. 南宁师范大学学报(哲学社会科学版). 2025(02): 29-41 . 
百度学术
2. 闫海鹰，李繁荣. 农村生活垃圾第三方治理：理论逻辑、现实困境与发展路径. 农林经济管理学报. 2024(06): 760-767 . 百度学术
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