郭利京，黃振英，仇煥廣

(1.中國人民大學(xué) 農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學(xué)院，北京 100872；2.安徽財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，安徽 蚌埠 233030)

隨著農(nóng)村居民收入水平的提高和消費結(jié)構(gòu)的改善，我國農(nóng)村生活垃圾產(chǎn)生量快速增加。當(dāng)前全國農(nóng)村人均年生活垃圾產(chǎn)生量(390 kg)幾乎與一些發(fā)達(dá)國家不相上下[1]。然而，我國農(nóng)村生活垃圾處理設(shè)施缺乏、收集方式落后，垃圾隨意丟棄或堆積現(xiàn)象十分普遍，不但有礙農(nóng)村景觀和增加疾病傳播隱患，同時也破壞了生態(tài)環(huán)境和水資源[2]。農(nóng)戶是農(nóng)村生產(chǎn)生活的主體，也是農(nóng)村生活垃圾的主要制造者，理應(yīng)成為農(nóng)村地區(qū)生活垃圾環(huán)境污染治理的重要參與者。于是，引導(dǎo)和激勵農(nóng)戶在日常生產(chǎn)生活中自覺實施垃圾減量化、定點傾倒、分類處置等無害化處理行為，是改變當(dāng)前農(nóng)村生活垃圾環(huán)境污染，促進(jìn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村可持續(xù)發(fā)展的重要途徑。因此，對農(nóng)戶生活垃圾無害化處理行為(harmless-handling behavior)及其動力機制的研究成為農(nóng)村生活垃圾處理領(lǐng)域的重要議題。

農(nóng)戶生活垃圾無害化處理行為指，農(nóng)戶在日常生產(chǎn)生活中自覺實施垃圾減量化、定點傾倒、分類處理、循環(huán)利用等行為，減少垃圾環(huán)境污染的一系列行為[3]。多數(shù)文獻(xiàn)認(rèn)為，經(jīng)濟主體實施無害化處理行為的主要原因有以下兩種：一認(rèn)為是個人的價值觀、世界觀等心理因素的體現(xiàn)，與其性別、職業(yè)、受教育年限等個體特征密切相關(guān)[4-5]；二認(rèn)為是經(jīng)濟人特性的表現(xiàn)，是其在權(quán)衡收益與成本后作出的理性選擇[6-7]。與以上觀點不同，本文認(rèn)為農(nóng)村生活垃圾無害化處理行為，具有益社會性(beneficial society)和合作行為(cooperative behavior)的特征，僅從個體特征與經(jīng)濟人特性的視角研究農(nóng)戶無害化處理行為的動力機制是不全面的。因此，本研究以社會規(guī)范激活理論(social norm governance theory)為基礎(chǔ)，從益社會性和合作行為的視角，構(gòu)建無害化處理行為的動力機制模型，研究農(nóng)戶生活垃圾無害化處理行為的動力機制，為從源頭上治理農(nóng)村生活垃圾環(huán)境污染問題提供理論與政策建議。

一、問題提出

農(nóng)戶生活垃圾無害化處理行為是指，在日常生產(chǎn)生活中農(nóng)戶自覺實施垃圾減量化、定點傾倒、分類處理、循環(huán)利用等行為，減少垃圾環(huán)境污染的一系列行為。已有文獻(xiàn)認(rèn)為，經(jīng)濟主體實施無害化處理行為的原因有二：第一種觀點認(rèn)為，無害化處理行為是個人的價值觀、世界觀等心理因素的體現(xiàn)，與經(jīng)濟主體的性別、職業(yè)、受教育年限等個人特征密切相關(guān)[8-9]；第二種觀點認(rèn)為，經(jīng)濟主體是否實施無害化處理行為，是在權(quán)衡收益與成本后作出的理性選擇[10-11]，是其經(jīng)濟人特性的表現(xiàn)。

然而，農(nóng)村生活垃圾無害化處理行為有利于整個農(nóng)村地區(qū)生態(tài)環(huán)境的改善，對社會其他主體的生產(chǎn)生活產(chǎn)生了有益影響，而該行為實施的成本(花費的時間、精力等)卻由農(nóng)戶自己承擔(dān)。因此，農(nóng)戶生活垃圾無害化處理行為是一種犧牲自我，惠及農(nóng)村地區(qū)和他人的益社會性(beneficial society)行為[12]。此外，農(nóng)村生活垃圾無害化處理是需要眾多主體(農(nóng)戶、村集體、縣鄉(xiāng)政府等)通力合作才能應(yīng)對的公共問題，其問題的最終解決有賴于多方共同合作[13]。那么，農(nóng)戶對他人是否同樣會實施無害化處理的行為預(yù)期是其生活垃圾無害化處理中不可忽視的影響因素[14]。

由于農(nóng)村生活垃圾無害化處理的益社會性(beneficial society)和合作行為(cooperative behavior)特征，本文認(rèn)為僅從個體特征與經(jīng)濟人特性的傳統(tǒng)視角對該行為動力機制的研究是不完整的。農(nóng)戶在農(nóng)村生活垃圾處理中實施益社會性的環(huán)境保護(hù)規(guī)范，以及對同伴參與合作的行為期望等因素也是研究無害化處理行為動力機制的重要因素。因此，本研究以社會規(guī)范激活理論(social norm governance theory)為基礎(chǔ)，從益社會性和合作行為的視角，構(gòu)建無害化處理行為的動力機制模型，研究農(nóng)戶生活垃圾無害化處理行為的動力機制，為從源頭上治理農(nóng)村生活垃圾環(huán)境污染問題提供理論與政策建議。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

(一)社會規(guī)范激活理論與農(nóng)戶無害化處理行為

社會規(guī)范激活理論(social norm governance theory)是解釋無害化處理行為(pro-environmental behavior)動力機制的一種常用分析框架。社會規(guī)范是指經(jīng)濟主體所理解的行為準(zhǔn)則，在無法律強制的情景下能夠起到行為導(dǎo)向或約束的作用。Peters等人[15]研究發(fā)現(xiàn)，影響經(jīng)濟主體無害化處理行為最直接的因素是經(jīng)濟主體所認(rèn)知的環(huán)境保護(hù)規(guī)范(environmental protection responsibility)，而這種益社會性的環(huán)境保護(hù)規(guī)范是由危害認(rèn)知(hazard perception)和責(zé)任歸屬(Attribution of responsibility)所激發(fā)的。危害認(rèn)知是指農(nóng)戶對不實施生活垃圾無害化處理行為導(dǎo)致的環(huán)境污染問題的了解程度；責(zé)任歸屬是指農(nóng)戶對生活垃圾環(huán)境污染問題權(quán)責(zé)主體的認(rèn)知。以上概念呈現(xiàn)遞進(jìn)的關(guān)系：危害認(rèn)知影響責(zé)任歸屬，責(zé)任歸屬激發(fā)環(huán)境保護(hù)規(guī)范，環(huán)境保護(hù)規(guī)范直接激勵經(jīng)濟主體參與益社會性的無害化處理行為[16]。

社會規(guī)范激活理論背后隱含的假設(shè)是，經(jīng)濟主體內(nèi)心是厭惡生活垃圾“環(huán)境污染”或偏愛“潔凈環(huán)境”的，只要通過外界干預(yù)激發(fā)其內(nèi)心親環(huán)境的行為規(guī)范或準(zhǔn)則，就可以引導(dǎo)他們主動實施生活垃圾無害化處理行為[17]。生活垃圾分類處理、定點傾倒等行為也是一種益社會性的無害化處理行為，社會規(guī)范激活理論為農(nóng)戶生活垃圾無害化處理行為的動力機制提供了一種新的解釋。

雖然多數(shù)文獻(xiàn)運用上述遞進(jìn)關(guān)系對經(jīng)濟主體無害化處理行為的動力機制進(jìn)行了分析，但有學(xué)者發(fā)現(xiàn)危害認(rèn)知同樣能夠直接激起環(huán)境保護(hù)規(guī)范[18]。例如彭遠(yuǎn)春等[19]、Reese等[20]關(guān)于環(huán)境保護(hù)行為的實證研究均發(fā)現(xiàn)危害認(rèn)知和責(zé)任歸屬能激起經(jīng)濟主體的環(huán)境規(guī)范認(rèn)知，進(jìn)而促使其實施無害化處理行為。因此，本研究引入改進(jìn)后的模型(圖1)，檢驗其對農(nóng)戶生活垃圾無害化處理行為的影響。 基于以上分析本研究提出以下假設(shè)：

H1：環(huán)境保護(hù)規(guī)范正向影響農(nóng)戶生活垃圾無害化處理行為；

H2：農(nóng)戶對生活垃圾環(huán)境污染問題的責(zé)任歸屬正向影響其環(huán)境保護(hù)規(guī)范；

H3：農(nóng)戶對生活垃圾環(huán)境污染問題的危害認(rèn)知正向影響其責(zé)任歸屬；

H4：農(nóng)戶對生活垃圾環(huán)境污染問題的危害認(rèn)知正向影響其環(huán)境保護(hù)規(guī)范。

圖1 社會規(guī)范激活理論

(二)行為期望的強化作用

行為期望(behavior expectation)是激勵經(jīng)濟主體參與合作行為的關(guān)鍵因素[21]。Ostrom[22]認(rèn)為經(jīng)濟主體對他人的信任也是一種社會資本，是激勵其實施無害化處理行為的基石。農(nóng)村生活垃圾無害化處理涉及農(nóng)戶、村集體、縣鄉(xiāng)政府等眾多主體，需要多方協(xié)作才能取得實質(zhì)成效。因此，農(nóng)戶對其他主體是否參與合作的行為期望也將影響其參與生活垃圾無害化處理的積極性。

劉長江等[23]對行為期望激發(fā)合作行為的原理進(jìn)行了的解釋，認(rèn)為經(jīng)濟主體是否參與合作行為是由其認(rèn)知的合作行為效果決定的。而合作行為效果包括群體行為效果(group efficacy)和個體行為效果(personal efficacy)。前者是指個體對群體參與環(huán)境保護(hù)效果大小的評價；后者是指經(jīng)濟個體關(guān)于自身行為對解決環(huán)境保護(hù)問題效果大小的評價。在農(nóng)村生活垃圾處理中，農(nóng)戶對其他主體參與的行為期望越高(相信他人)，則對自身參與生活垃圾無害化處理效果的評價就越高(相信自己)，從而其參與生活垃圾無害化處理的愿望就更強烈[24]。因此，當(dāng)農(nóng)戶對其他主體的行為期望較高時，其對生活垃圾環(huán)境污染的危害認(rèn)知和責(zé)任歸屬更易于轉(zhuǎn)化為實施無害化處理行為的環(huán)境保護(hù)規(guī)范，即行為期望在上述激勵關(guān)系中起著正向調(diào)節(jié)作用。依據(jù)以上分析，提出以下假設(shè)：

H5：農(nóng)戶對其他主體的行為期望在危害認(rèn)知與環(huán)境保護(hù)規(guī)范之間起正向調(diào)節(jié)作用；

H6：農(nóng)戶對其他主體的行為期望在責(zé)任歸屬與環(huán)境保護(hù)規(guī)范之間起正向調(diào)節(jié)作用。

三、模型構(gòu)建與變量測量

(一)模型構(gòu)建

由于本研究涉及農(nóng)戶農(nóng)村生活垃圾環(huán)境污染問題的危害認(rèn)知、責(zé)任歸屬，以及環(huán)境保護(hù)規(guī)范、無害化處理行為等潛變量，具有主觀性、直接測量困難和難以避免測量誤差等特征。而結(jié)構(gòu)方程模型(structural equation modeling，SEM)可以為潛變量的測量提供直接的觀測和處理，并能夠?qū)y量誤差納入模型分析。因此，本文應(yīng)用SEM模型研究農(nóng)戶生活垃圾無害化處理行為的動力機制。該模型結(jié)構(gòu)如下：

η=Bη+Γξ+ζ

(1)

X=Λxξ+σ

(2)

Y=Λyη+ε

(3)

方程(1)為結(jié)構(gòu)模型，η、ξ分別為內(nèi)生潛變量和外生潛變量，η通過B、Γ系數(shù)矩陣和誤差向量ζ把內(nèi)生潛變量和外生潛變量聯(lián)系起來。方程(2)和(3)為測量模型，X、Y分別為外生潛變量ξ和內(nèi)生潛變量η的可測變量，Λx、Λy分別為外生潛變量、內(nèi)生潛變量與可測變量的關(guān)聯(lián)系數(shù)矩陣，δ和ε分別是觀測變量X和Y的測量誤差。通過測量模型，潛變量η、ξ可以由可測變量X、Y來反映?；谝陨戏治?，構(gòu)建農(nóng)戶生活垃圾無害化處理行為的結(jié)構(gòu)方程路徑圖如圖2所示。

圖2 結(jié)構(gòu)方程模型路徑圖

(二)變量測量

本文應(yīng)用Likert-5分法分別對結(jié)構(gòu)方程模型中的危害認(rèn)知、責(zé)任歸屬、環(huán)境保護(hù)規(guī)范、行為期望等各潛變量進(jìn)行測量(1=完全不同意，2=不同意，3=一般，4=同意，5=完全同意)。

為了反映農(nóng)戶生活垃圾無害化處理行為水平的高低，本文借鑒Lugaresi等[25]的研究，將農(nóng)戶生活垃圾無害化處理行為分為低無害化處理行為和高無害化處理行為兩個維度。低無害化處理行為指生活垃圾無害化處理的一般性行為(如對生活垃圾危害認(rèn)知、分類、定點傾倒等)，使用3個問項測量：我了解生活垃圾危害及分類的知識(X11)、我能做到生活垃圾合理分類(X12)、我能做到生活垃圾定點傾倒(X13)；高無害化處理行為指農(nóng)戶積極參與生活垃圾無害化處理的行為(如志愿服務(wù)、捐建生活垃圾處理設(shè)施等活動)，使用4個問項測量：我會提醒鄰居生活垃圾合理分類及定點傾倒問題(X21)、我愿意參與生活垃圾危害的宣傳活動(X22)、我愿意參加美化村莊的生活垃圾收集活動(X23)、我愿意維護(hù)或捐建村莊生活垃圾收集處理設(shè)施(X24)。

農(nóng)戶對農(nóng)村生活垃圾環(huán)境污染問題的危害認(rèn)知借鑒Chen[26]的研究，采用4個問項測量：垃圾隨意丟棄有礙村容村貌(X31)、垃圾隨意丟棄污染耕地土壤(X32)、垃圾隨意丟棄污染河流及湖泊(X33)、垃圾隨意丟棄傳播疾病(X34)；責(zé)任歸屬基于Sihvonen等[27]的研究，使用3個問項測量：每個農(nóng)戶對生活垃圾環(huán)境污染問題負(fù)有責(zé)任(X41)、村集體對生活垃圾環(huán)境治理負(fù)有責(zé)任(X42)、縣鄉(xiāng)政府對村莊垃圾環(huán)境污染治理負(fù)有責(zé)任(X43)；環(huán)境保護(hù)規(guī)范使用Kowalczyk等[28]研究中的4個問項測量：我應(yīng)該維護(hù)村莊的干凈整潔(X51)、我有義務(wù)參與生活垃圾分類處理及定點傾倒(X52)、每個村民都有義務(wù)參與生活垃圾分類處理及定點傾倒(X53)、村民生產(chǎn)生活中應(yīng)該減少生活垃圾排放量(X54)；對其他主體合作行為的期望借鑒Kumar等[29]的研究，使用3個問項測量：我相信每個村民會遵守垃圾分類及定點傾倒(X61)、我相信村集體會妥善安排垃圾收集工作(X62)、我相信縣鄉(xiāng)政府能做好生活垃圾后期處理問題(X63)。

四、數(shù)據(jù)來源與實證檢驗

(一)數(shù)據(jù)來源

調(diào)查在江蘇省進(jìn)行。因為該省已經(jīng)建立了覆蓋所有自然村的生活垃圾收運體系和長效管護(hù)機制，在全國農(nóng)村生活垃圾處理中具有先導(dǎo)性；此外，江蘇省蘇北、蘇中、蘇南三大區(qū)域間經(jīng)濟社會發(fā)展具有明顯的差異，在全國具有代表性。因此，本研究選取江蘇省農(nóng)戶作為實證分析的對象，組織入戶實地調(diào)查，以驗證農(nóng)戶生活垃圾無害化處理結(jié)構(gòu)方程模型如圖2所示。

為了使樣本選擇具有科學(xué)性和不失一般性，農(nóng)戶調(diào)查樣本選擇采用分層隨機抽樣的方法。首先，依據(jù)經(jīng)濟發(fā)展水平選擇蘇北、蘇中、蘇南代表性的6個縣市：東?？h、阜寧縣、寶應(yīng)縣、海安縣、南京溧水區(qū)、常熟市；其次，在每個縣抽取3個鄉(xiāng)鎮(zhèn)、每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)抽取4個自然村、每個村隨機選擇15個農(nóng)戶，鄉(xiāng)鎮(zhèn)、村級樣本均根據(jù)人均收入進(jìn)行等距隨機抽取。

本研究調(diào)查對象包括村莊和農(nóng)戶兩個層面。調(diào)查內(nèi)容包括村莊特征、農(nóng)戶特征及測量變量等。村級問卷由村干部回答，主要包括村莊的經(jīng)濟、社會、人口、交通地理等條件；農(nóng)戶問卷包括農(nóng)戶個人特征、家庭特征、生活垃圾分類及傾倒等

表1 測量變量與驗證性因子分析

注：**表示p < 0.01。

社會經(jīng)濟特征。本次調(diào)查時間是2017年1月，由經(jīng)過培訓(xùn)的調(diào)查人員對樣本農(nóng)戶進(jìn)行入戶調(diào)查，總共發(fā)放問卷1080戶，有效問卷1028戶，有效率為95.19%。

(二)實證檢驗

在判斷結(jié)構(gòu)方程模型是可識別的基礎(chǔ)上，對調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行信度和效度檢驗，并使用SPSS20.0軟件，應(yīng)用層級回歸方法檢驗環(huán)境保護(hù)規(guī)范對農(nóng)戶生活垃圾無害化處理行為的影響以及行為期望變量在模型中的調(diào)節(jié)作用，并對前文提出的假設(shè)進(jìn)行驗證。

1.信度與效度檢驗

(1)信度檢驗。信度是指調(diào)查結(jié)果的一致性和可靠性，反映的是變量測量方法的質(zhì)量。本文采用Cronbach′s α系數(shù)作為測量信度的指標(biāo)。當(dāng)α系數(shù)值大于或等于0.7表示所對應(yīng)的信度較高。由表1可見，本研究6個測量變量的組合信度(CR)均高于0.7的基本要求，平均方差抽取值(AVE)，均大于0.5的閾值。因此，本研究變量的測量工具具有良好的信度。

(2)效度檢驗。效度是指測量方法或手段能夠準(zhǔn)確反映測量變量的程度。本研究調(diào)查問卷的潛變量和測量變量設(shè)定是在文獻(xiàn)綜述、相關(guān)理論、專家審查、預(yù)調(diào)查等綜合考慮的基礎(chǔ)上實施的，保證了問卷的維度和題項能夠包含影響農(nóng)戶農(nóng)村生活垃圾無害化處理行為的主要因素。驗證性因子分析中，單個因子賦值要超過0.6，才能說明模型具有比較好的效度[30]。表1顯示，除了責(zé)任歸屬外，測量問項的標(biāo)準(zhǔn)化因子負(fù)荷均大于0.6的基本要求，且在p<0.01水平上顯著，說明模型具有良好的效度。因此，綜合來看，本研究選用的測量模型信度和效度良好。

2.模型擬合與假設(shè)檢驗

針對江蘇6縣市1028個農(nóng)戶樣本數(shù)據(jù)的結(jié)構(gòu)方程模型SEM分析顯示：模型整體擬合指標(biāo)χ2=287.513(p<0.001)，均方根殘余指數(shù)RMR為0.029，近似誤差均方根RMSEA為0.047，均小于0.08的基本要求；調(diào)整擬合優(yōu)度指數(shù)AGFI為0.931，規(guī)范擬合指數(shù)NFI為0.923，增量擬合指數(shù)IFI為0.946，比較擬合指數(shù)CFI為0.948，均大于一般適配值0.9；自由度比χ2/df為2.254，介于1～3之間，表明模型簡約度良好。因此，檢驗結(jié)果表明結(jié)構(gòu)模型與樣本數(shù)據(jù)具有較好的匹配度。

策略系數(shù)的估計結(jié)果見圖3。農(nóng)戶認(rèn)知的環(huán)境保護(hù)規(guī)范對其農(nóng)村生活垃圾處理中的低無害化處理行為和高無害化處理行為均有顯著的正向影響(β1=0.624，p<0.05；β2=0.541，p<0.05)，假設(shè)1得到驗證；農(nóng)戶對農(nóng)村生活垃圾環(huán)境污染問題的責(zé)任歸屬對其認(rèn)知的環(huán)境保護(hù)規(guī)范具有顯著的正向影響(β3=0.748，p<0.05)，

注：**表示p<0.05，R2表示復(fù)平方相關(guān)系數(shù)圖3 假設(shè)模型檢驗結(jié)果

假設(shè)2得到驗證；農(nóng)戶對農(nóng)村生活垃圾環(huán)境污染的危害認(rèn)知對其責(zé)任歸屬也具有顯著的正向影響(β4=0.529，p<0.05)，假設(shè)3得到驗證；然而，危害認(rèn)知與環(huán)境保護(hù)規(guī)范之間的策略系數(shù)統(tǒng)計上不顯著，假設(shè)4被拒絕。實證結(jié)果表明，模型解釋了農(nóng)戶樣本低無害化處理行為45%的方差，高無害化處理行為33%的方差。

以上實證結(jié)果說明，本研究提出的農(nóng)戶農(nóng)村生活垃圾無害化處理行為動力機制模型與調(diào)查數(shù)據(jù)匹配度較好，研究假設(shè)多數(shù)獲得了實證結(jié)果的支持。

3.行為期望調(diào)節(jié)作用檢驗

由于危害認(rèn)知對環(huán)境保護(hù)規(guī)范的影響作用在實證分析中未能獲得支持，因此本文僅檢驗行為期望在責(zé)任歸屬與環(huán)境保護(hù)規(guī)范之間的調(diào)節(jié)作用。因變量為環(huán)境保護(hù)規(guī)范，自變量依次引入責(zé)任歸屬、行為期望以及二者的交互項，調(diào)節(jié)作用是否存在可以通過觀察交互項系數(shù)來檢驗。

實證結(jié)果(表2)表明，責(zé)任歸屬、行為期望及其交互項對環(huán)境保護(hù)規(guī)范均具有顯著的正向影響(β5=0.437，p<0.05；β6=0.241， p<0.05；β7=0.136，p<0.05)，說明在行為期望高的情況下，農(nóng)戶對生活垃圾環(huán)境污染問題的責(zé)任歸屬對其認(rèn)知的環(huán)境保護(hù)規(guī)范激勵作用更強，假設(shè)5得到驗證。圖4描述了不同行為期望水平下，農(nóng)戶責(zé)任歸屬與其環(huán)境保護(hù)規(guī)范之間關(guān)系。

表2 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗結(jié)果

注：**表示p<0.05；交互項=責(zé)任歸屬*行為期望。

圖4 行為期望調(diào)節(jié)作用

從圖4中可以看出，高行為期望農(nóng)戶具有更高的環(huán)境保護(hù)規(guī)范認(rèn)知，表明行為期望在責(zé)任歸屬激勵環(huán)境保護(hù)規(guī)范過程中起到了正向調(diào)節(jié)的作用，假設(shè)6得到驗證。

五、結(jié)論與政策建議

基于農(nóng)村生活垃圾無害化處理行為的益社會性與合作行為特征，應(yīng)用社會規(guī)范激活理論，利用江蘇省6縣市1028個農(nóng)戶的實地調(diào)查數(shù)據(jù)，對農(nóng)戶農(nóng)村生活垃圾無害化處理行為的動力機制進(jìn)行了實證研究，得出以下結(jié)論：

第一，農(nóng)戶所認(rèn)知的環(huán)境保護(hù)規(guī)范對其農(nóng)村生活垃圾無害化處理行為具有顯著的正向影響，且環(huán)境保護(hù)規(guī)范是由農(nóng)戶對農(nóng)村生活垃圾環(huán)境污染問題的責(zé)任歸屬激發(fā)的，責(zé)任歸屬又受農(nóng)戶生活垃圾環(huán)境危害認(rèn)知的直接影響。該結(jié)論證實社會規(guī)范激活理論對農(nóng)戶生活垃圾無害化處理行為決策具有良好的解釋力。

第二，在對其他主體合作行為期望高的情況下，農(nóng)戶生活垃圾處理的責(zé)任歸屬更易于轉(zhuǎn)化為對環(huán)境保護(hù)規(guī)范的認(rèn)知，因此，其生活垃圾處理中更易于做出無害化處理的決策。可見，對其他主體合作行為的期望是影響農(nóng)戶生活垃圾無害化處理行為的重要因素，而這一因素往往被已有文獻(xiàn)忽略。

本文研究結(jié)果表明農(nóng)戶在生活垃圾處理中萌發(fā)的環(huán)境保護(hù)規(guī)范和對其他主體的合作行為期望，是激勵農(nóng)戶參與生活垃圾無害化處理行為的重要動力。因此，政府及公共部門除了宣傳教育和行政懲罰外，還可以通過危害認(rèn)知、合作氛圍營造等措施，激發(fā)農(nóng)戶生活垃圾無害化處理的責(zé)任感。除了向農(nóng)戶進(jìn)行環(huán)境保護(hù)知識宣傳，政府及公共部門還應(yīng)該向農(nóng)戶強調(diào)不當(dāng)生活垃圾處理行為對環(huán)境、身心健康的危害，讓其了解自身行為對生態(tài)環(huán)境保護(hù)和公共健康的責(zé)任和意義。通過宣揚村集體、縣鄉(xiāng)城府及其它農(nóng)戶的積極參與行為，營造合作治理農(nóng)村生活垃圾環(huán)境污染問題的氛圍，使農(nóng)戶認(rèn)識到大家都在為解決生活垃圾環(huán)境污染問題而努力。進(jìn)而激勵農(nóng)戶主動參與農(nóng)村生活垃圾無害化處理。

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