王學(xué)婷，張俊飚，何可，童慶蒙

（華中農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院/湖北農(nóng)村發(fā)展研究中心，湖北 武漢 430070）

生態(tài)環(huán)境福利是人類福利的重要組成部分。改善農(nóng)村生態(tài)環(huán)境不僅有利于提升農(nóng)民福祉水平，而且對農(nóng)業(yè)農(nóng)村綠色和可持續(xù)發(fā)展意義重大。但長期以來，由于發(fā)展理念上的偏差，引發(fā)了以高投入獲取高產(chǎn)出為導(dǎo)向的有失科學(xué)的生產(chǎn)行為，導(dǎo)致了日益加重的環(huán)境污染與生態(tài)破壞[1]，尤其以面源污染表現(xiàn)更甚，并由此嚴(yán)重影響到我國農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展和農(nóng)民生活福利水平[2]。數(shù)據(jù)顯示，2016年我國化肥用量達(dá)328.5 kg/hm2，遠(yuǎn)高于120 kg/hm2的世界平均水平，是歐盟的2.6倍；在農(nóng)藥使用方面，方法的不到位嚴(yán)重影響到使用效果，使平均利用率僅35%，遠(yuǎn)低于歐盟等發(fā)達(dá)國家或地區(qū)50%～60%的水平。長期過量使用化肥、農(nóng)藥等農(nóng)業(yè)化學(xué)品生產(chǎn)資料以及隨意堆棄或焚燒作物秸稈和排放畜禽糞便等，造成了嚴(yán)重的環(huán)境污染并成為當(dāng)前農(nóng)業(yè)生態(tài)系統(tǒng)破壞的主要原因[3]。為此，樹立新型發(fā)展理念，轉(zhuǎn)換傳統(tǒng)發(fā)展方式，推進(jìn)農(nóng)業(yè)循環(huán)、綠色和可持續(xù)發(fā)展，已成為新發(fā)展理念下實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展的重大問題，并進(jìn)入宏觀決策層的視野范圍。如2018年的中央“一號文件”就提出了“加強(qiáng)農(nóng)村突出環(huán)境問題綜合治理，堅決摒棄損害甚至破壞生態(tài)環(huán)境的發(fā)展模式，切實(shí)推動農(nóng)村生態(tài)環(huán)境根本好轉(zhuǎn)”的基本要求。

然而，目前我國農(nóng)戶在生態(tài)環(huán)境保護(hù)中普遍表現(xiàn)為自覺性較弱，不當(dāng)生產(chǎn)行為較多和對農(nóng)業(yè)農(nóng)村生態(tài)環(huán)境破壞較大的狀況。如在湖北省的化肥和農(nóng)藥使用中，農(nóng)戶選擇低于合理標(biāo)準(zhǔn)用量的比例僅為5.68%和3.36%[4]，即有95%左右的農(nóng)戶在肥藥使用上，選擇了超量施用；在遼寧地區(qū)，選擇采用秸稈還田技術(shù)的農(nóng)戶也僅占23.70%[5]。作為最基本的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體，農(nóng)戶是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源的占有者和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變的實(shí)施者，其在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的生態(tài)自覺性對農(nóng)村生態(tài)環(huán)境狀況好壞產(chǎn)生直接影響。因此，在當(dāng)前農(nóng)村生態(tài)環(huán)境問題依舊嚴(yán)重的背景下，培養(yǎng)和提高農(nóng)戶的生態(tài)自覺性是解決農(nóng)村生態(tài)環(huán)境問題的重要途徑之一。理論分析也表明，農(nóng)戶的生態(tài)自覺性培養(yǎng)不僅是增強(qiáng)農(nóng)戶生態(tài)環(huán)保意識，誘發(fā)農(nóng)業(yè)生態(tài)生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變的內(nèi)在動力，而且是建設(shè)美麗鄉(xiāng)村的主要內(nèi)容[6]。因此，如何提高農(nóng)戶的生態(tài)自覺性成為值得關(guān)注和思考的重要問題。此外，隨著當(dāng)前農(nóng)村社會的發(fā)展和人口結(jié)構(gòu)的不斷變化，農(nóng)戶逐漸分化成老一代和新生代兩類不同的群體[7]，且兩代農(nóng)民處于生命周期的不同階段，在生活時代背景、個人成長經(jīng)歷、資源稟賦、社會網(wǎng)絡(luò)、利益訴求與價值觀等方面存在較大差異[8]，信任、規(guī)范對其生態(tài)自覺性的影響也可能存在差異。那么，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，當(dāng)前我國農(nóng)戶的生態(tài)自覺性究竟如何？有哪些因素影響著農(nóng)戶的生態(tài)自覺性？這些影響是否存在代際差異？對這些問題給出理論詮釋和科學(xué)回答，無疑對糾正農(nóng)戶生態(tài)行為偏差，破解農(nóng)村環(huán)境治理難題具有重要的理論價值與實(shí)踐意義。

回顧已有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，直接對農(nóng)戶生態(tài)自覺性的研究非常少。其中，在理論方面，部分學(xué)者對生態(tài)自覺性的科學(xué)內(nèi)涵[9]、基本特征[10]、實(shí)現(xiàn)途徑[11]及其與生態(tài)文明的關(guān)系[12]等方面進(jìn)行了論述，并提出將農(nóng)村環(huán)保宣傳、生態(tài)文化建設(shè)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變相結(jié)合，以增強(qiáng)生態(tài)自覺性的思路。在實(shí)證方面，對農(nóng)戶生態(tài)自覺性進(jìn)行實(shí)證研究的文獻(xiàn)更是稀少。既有研究多分析農(nóng)戶生態(tài)行為的影響因素及其對生態(tài)環(huán)境的負(fù)外部性，并得出了農(nóng)戶生態(tài)行為不僅受家庭基本特征、土地產(chǎn)權(quán)制度等影響[13]；還受農(nóng)戶自身素質(zhì)、政府生態(tài)監(jiān)管、社會網(wǎng)絡(luò)和參與的作用[14]。

梳理文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，關(guān)于社會信任、群體規(guī)范對農(nóng)戶生態(tài)自覺性的影響研究甚少，且在現(xiàn)有針對農(nóng)戶生態(tài)行為研究的少量文獻(xiàn)中，大多僅關(guān)注到農(nóng)戶基本特征等對農(nóng)戶生態(tài)行為的影響，而對信任、規(guī)范尤其是將社會信任、群體規(guī)范與農(nóng)戶生態(tài)自覺性置于同一框架下的研究更是關(guān)注甚少。與此同時，由于不同代際農(nóng)民在生活背景與經(jīng)歷等方面存在差異性，其在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的生態(tài)自覺性表現(xiàn)及影響因素亦不盡相同，然而現(xiàn)有文獻(xiàn)未考慮到這種影響的代際差異。因此，本文在構(gòu)建農(nóng)戶生態(tài)自覺性理論分析框架的基礎(chǔ)上，考察社會信任、群體規(guī)范對農(nóng)戶生態(tài)自覺性的影響，并進(jìn)一步探討農(nóng)戶生態(tài)自覺性影響因素的代際差異，進(jìn)而為提升農(nóng)戶生態(tài)自覺性，推動農(nóng)村生態(tài)環(huán)境問題解決提供理論依據(jù)。

1 概念界定與理論分析

1.1 概念界定

于冰[12]認(rèn)為“生態(tài)自覺性”是通過對生態(tài)問題的反省，以更深刻領(lǐng)悟和把握生態(tài)與人類發(fā)展的關(guān)系，并由此內(nèi)化為人們的心理與行為習(xí)慣。具體而言，包括兩個方面[12]：對生態(tài)定位的自覺，即正確認(rèn)識和評價生態(tài)在人與自然關(guān)系中的地位或作用；人的行為方式的自覺，即準(zhǔn)確把握和判斷自身的行為方式。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，農(nóng)戶的生態(tài)自覺性則表現(xiàn)為通過反思不合理的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式，來正確理解農(nóng)業(yè)發(fā)展與生態(tài)環(huán)境保護(hù)的關(guān)系，進(jìn)而可以轉(zhuǎn)化為內(nèi)生的自覺性和主動性。為科學(xué)地衡量農(nóng)戶的生態(tài)自覺性，在既有研究的基礎(chǔ)上，本文用生態(tài)價值認(rèn)知、生態(tài)環(huán)保態(tài)度和生態(tài)行為傾向3個指標(biāo)來表征生態(tài)自覺性[9-10,15-16]。

1.2 理論分析

1.2.1 社會信任對農(nóng)戶生態(tài)自覺性的影響 關(guān)于社會信任對農(nóng)戶生態(tài)自覺性的影響，最具代表性的理論是源于20世紀(jì)80年代的“社會資本理論”（social capital theory）。Putnam[17]認(rèn)為社會資本能夠通過協(xié)調(diào)的行動形成更高水平的信任、規(guī)范與網(wǎng)絡(luò)。其中，社會信任是社會資本的重要表征，具有明顯的外部性特征，信任水平越高，參與合作的可能性越大[18]。農(nóng)戶的社會信任是指農(nóng)戶在一定村域內(nèi)與他人長期交往形成的信任關(guān)系，可分為特殊信任和一般信任，前者主要指對家人或親戚等關(guān)系較為親近的人的信任，后者主要指對村干部等關(guān)系較遠(yuǎn)的人的信任[19]。

已有不少理論研究證實(shí)了信任對個體實(shí)施環(huán)境保護(hù)行為的積極影響[20-21]。事實(shí)上，農(nóng)戶的生態(tài)自覺性是農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中表現(xiàn)出的對生態(tài)環(huán)境保護(hù)的主動性，其本質(zhì)是農(nóng)戶個體行為實(shí)施的自覺性，這種自覺性會受到農(nóng)戶社會信任關(guān)系的影響。那么，社會信任是如何影響農(nóng)戶生態(tài)自覺性的呢？一方面，科爾曼[22]認(rèn)為，社會信任能夠降低管理成本，增加人們的自發(fā)社會行為（例如自覺保護(hù)生態(tài)環(huán)境），形成服從組織權(quán)威的正確方式。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，農(nóng)戶對其他社區(qū)成員的信任，在一定程度上導(dǎo)致農(nóng)戶更愿意付出信用或依靠他人的建議而采取生態(tài)保護(hù)行為[19]，同時，農(nóng)戶這種自覺的生態(tài)保護(hù)行為是建立在節(jié)約一定信息成本基礎(chǔ)上的自發(fā)環(huán)保行為。另一方面，社區(qū)成員間的信任有助于建立合作機(jī)制，信任水平越高，合作的交易成本越低[23]。因此，為了共同維護(hù)村域生態(tài)環(huán)境，農(nóng)戶間的社會信任有助于農(nóng)戶開展合作，形成互惠利他的心理，并在此基礎(chǔ)上，共同且自愿實(shí)施生態(tài)保護(hù)行為。因此，本文認(rèn)為農(nóng)戶對家人、親友、村民、村干部等的社會信任水平越高，依靠其建議而采取行動的可能性越大，受其生態(tài)環(huán)保建議的影響，農(nóng)戶會逐漸形成自覺的生態(tài)環(huán)保意識和態(tài)度。

1.2.2 群體規(guī)范對農(nóng)戶生態(tài)自覺性的影響 Crawford和Ostrom[24]認(rèn)為，群體規(guī)范是制度的一種，是建立在一組個體對“適宜”和“不適宜”共同認(rèn)識基礎(chǔ)上的一種結(jié)果，是群體成員所公認(rèn)的且需要共同遵守的行為準(zhǔn)則，其形成受模仿、暗示、順從等心理因素的制約。North[25]認(rèn)為其主要包括正式規(guī)范和非正式規(guī)范兩大維度，其中，正式規(guī)范主要指憲法、法令和產(chǎn)權(quán)等正式或明文規(guī)定的準(zhǔn)則，非正式規(guī)范則主要指在群體中經(jīng)過長期發(fā)展自然形成的某種約定俗成的道德、禁忌、習(xí)慣、傳統(tǒng)和行為規(guī)則等默契標(biāo)準(zhǔn)。

農(nóng)戶在一定的村域范圍內(nèi)長期生活，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，與其他農(nóng)戶聚居形成群體。在農(nóng)戶群體中，同樣存在類似的行為規(guī)范，不僅包括政府的法律、制度等正式規(guī)范，同時也存在著某些長期約定俗成的村規(guī)民約等非正式規(guī)范。理論研究表明，環(huán)保法規(guī)等正式規(guī)范對農(nóng)戶環(huán)境保護(hù)行為產(chǎn)生影響[26]，原因在于，正式規(guī)范作為一種明文規(guī)定的正式制度，具有約束和平衡功能，對群體內(nèi)成員產(chǎn)生一定的強(qiáng)制約束力，迫使個體順從它、遵守它，不遵守規(guī)范可能面臨懲罰[27]。在農(nóng)戶生產(chǎn)過程中，這種強(qiáng)制約束最初表現(xiàn)為一種外在壓迫力，但隨著時間的推移，農(nóng)戶的意識、態(tài)度和行為習(xí)慣會慢慢發(fā)生轉(zhuǎn)變，會逐漸樹立生態(tài)環(huán)保的意識，最終在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中形成生態(tài)自覺性。

同時，鄉(xiāng)村習(xí)俗、社區(qū)文化、價值觀念等非正式規(guī)范也會對農(nóng)戶的環(huán)境行為產(chǎn)生影響[28]。原因在于，一方面，非正式規(guī)范是社區(qū)成員在無數(shù)次博弈中所形成的以聲譽(yù)機(jī)制為基礎(chǔ)的約束規(guī)范[24]，當(dāng)農(nóng)戶擁有的信譽(yù)與聲望效用越高，其違反社會規(guī)范的成本就越高，因而其遵守規(guī)范、自覺踐行生態(tài)保護(hù)行為的激勵越強(qiáng)[29]。因此，在“熟人社會”[30]農(nóng)村，這種以聲譽(yù)機(jī)制為基礎(chǔ)的非正式規(guī)范會對個體行為形成較強(qiáng)的規(guī)制作用，進(jìn)而促使農(nóng)戶自覺踐行生態(tài)環(huán)保行為。另一方面，村域內(nèi)形成的非正式規(guī)范，實(shí)際是一種內(nèi)在的約束機(jī)制，可規(guī)訓(xùn)和塑造農(nóng)村社會秩序，進(jìn)而有效抑制“損人不利己”的生態(tài)破壞行為[31]。共同遵守村莊內(nèi)形成的非正式規(guī)范，往往是村莊內(nèi)多數(shù)農(nóng)戶的意見，當(dāng)村莊內(nèi)多數(shù)農(nóng)戶均做到自覺保護(hù)生態(tài)環(huán)境時，受自我從眾意識和其他農(nóng)戶生態(tài)行為的雙重影響，農(nóng)戶會自覺與他人行為保持一致，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中逐漸形成生態(tài)環(huán)保的意識和態(tài)度，進(jìn)而表現(xiàn)出生態(tài)自覺性。

1.2.3 群體規(guī)范在社會信任與農(nóng)戶生態(tài)自覺性關(guān)系中的中介效應(yīng) Crawford和Ostrom[24]認(rèn)為群體內(nèi)所形成的規(guī)范是理性個人在相互理解偏好和選擇行為基礎(chǔ)上的一種均衡結(jié)果?？梢?，一個社區(qū)的社會信任水平越高，越容易形成某種社區(qū)普遍認(rèn)可的約束規(guī)范，從而進(jìn)一步影響社區(qū)內(nèi)成員的意識、態(tài)度和行為[32]。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，出于對村莊內(nèi)其他主體的信任，農(nóng)戶容易形成“你能保護(hù)生態(tài)環(huán)境，我也就會保護(hù)生態(tài)環(huán)境”的普遍心理，當(dāng)這種普遍心理被打破時，人們將對破壞生態(tài)環(huán)境者予以譴責(zé)。因此認(rèn)為，群體規(guī)范是建立在一定社會信任水平基礎(chǔ)上的約束，在社會信任對農(nóng)戶生態(tài)自覺性影響中發(fā)揮中介作用，有助于驅(qū)動群體內(nèi)個體實(shí)施生態(tài)保護(hù)行為。

基于上述分析，本文理論分析框架如圖1 所示。

圖1 理論分析框架Fig. 1 Theoretical analysis framework

2 研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)均來源于課題組2017年7—9月在湖北省武漢、隨州、荊州、黃岡、天門5市進(jìn)行的農(nóng)戶問卷調(diào)查。課題組根據(jù)各地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)狀況，選取武漢市新洲區(qū)、隨州市曾都區(qū)、荊州市監(jiān)利縣和沙市區(qū)、黃岡市浠水縣與天門市，共5市16鎮(zhèn)33村作為樣本調(diào)查區(qū)域。課題組通過隨機(jī)抽樣方法進(jìn)行樣本抽樣，首先從所選取的縣（市、區(qū)）中分別隨機(jī)選取2～4個鄉(xiāng)鎮(zhèn)；其次，從抽取的鄉(xiāng)鎮(zhèn)中分別隨機(jī)抽取1～3個樣本村；最后，從每個樣本村中，按照一定比例隨機(jī)抽取相應(yīng)數(shù)量的樣本農(nóng)戶。該調(diào)查共抽取1 116個農(nóng)戶，每戶原則上由1位成年人接受問卷調(diào)查。

調(diào)查內(nèi)容包括村莊基礎(chǔ)設(shè)施與生活情況、農(nóng)戶家庭基本情況、農(nóng)戶生產(chǎn)技術(shù)采用情況、農(nóng)戶社會互動與環(huán)境認(rèn)知情況等。為保證樣本的有效性，調(diào)查前對調(diào)研人員進(jìn)行了數(shù)次培訓(xùn)。經(jīng)后期統(tǒng)計與整理，剔除關(guān)鍵信息缺失和前后矛盾的樣本，最終共得到有效問卷1 093份，有效率達(dá)97.94%，其中武漢191份，隨州216份，荊州255份，黃岡215份，天門216份，樣本特征統(tǒng)計見表1。

2.2 變量測量

1）生態(tài)自覺性。本文被解釋變量為農(nóng)戶的生態(tài)自覺性，根據(jù)前文分析，用生態(tài)價值認(rèn)知、生態(tài)環(huán)保態(tài)度和生態(tài)行為傾向?qū)ζ溥M(jìn)行表征。

生態(tài)價值認(rèn)知：為更真實(shí)具體的測量農(nóng)戶的生態(tài)價值認(rèn)知狀況，問卷設(shè)計了有關(guān)生態(tài)生產(chǎn)的5類表述，分別為“水渠灌溉可以減少水滲漏，進(jìn)而節(jié)省水資源”、“長期秸稈還田有利于提高土壤肥力”、“農(nóng)膜回收利用有助于減少環(huán)境污染”、“過量施用化肥會導(dǎo)致土壤性狀惡化”和“農(nóng)藥使用過量會污染地下水”，針對以上每種表述，農(nóng)戶均有完全不同意、不太同意、一般、比較同意、完全同意5種選項，依次賦值為1～5。借鑒蔡起華等[19]的做法，用5種表述得分均值，四舍五入后取整作為農(nóng)戶的生態(tài)價值認(rèn)知狀況得分，從1到5分別表示生態(tài)價值認(rèn)知從非常低到非常高。

表 1 樣本基本情況Table 1 Basis statistics of samples

生態(tài)環(huán)保態(tài)度：具體通過問項“為了保護(hù)生態(tài)環(huán)境，村民應(yīng)該采用生態(tài)生產(chǎn)方式，您認(rèn)同此說法嗎？”來測量，其選項包括完全不認(rèn)同、不太認(rèn)同、一般、比較認(rèn)同、完全認(rèn)同，依次賦值為1～5，作為農(nóng)戶生態(tài)環(huán)保態(tài)度得分。

生態(tài)行為傾向：根據(jù)農(nóng)業(yè)部“一控兩減三基本”[33]的農(nóng)村污染治理目標(biāo)，問卷設(shè)計了其中5種生態(tài)生產(chǎn)行為，分別從化肥減施、農(nóng)藥減施、農(nóng)膜回收、秸稈利用和節(jié)水灌溉5個方面詢問農(nóng)戶是否做到，其選項包括做到和未做到，分別賦值為1和0，借鑒蔡穎萍等[15]的方法，用5種表述得分總和作為農(nóng)戶生態(tài)行為傾向得分，從1到5分別表示生態(tài)行為傾向從非常不明顯到非常明顯。

2）社會信任與群體規(guī)范。本文核心解釋變量為社會信任和群體規(guī)范，借鑒蔡起華等[19]的研究，將社會信任分為一般信任和特殊信任；并根據(jù)前文分析，用正式規(guī)范和非正式規(guī)范兩個維度表征群體規(guī)范變量。其中，一般信任和特殊信任，正式規(guī)范和非正式規(guī)范均采用李克特5級量表進(jìn)行賦分，完全不同意至完全同意分別賦值為1至5。

3）控制變量。有研究表明，農(nóng)戶的生態(tài)行為還受性別等個體特征[13]、技術(shù)培訓(xùn)和預(yù)期成本收益等社會經(jīng)濟(jì)特征[15]的影響。為控制其它可能影響農(nóng)戶生態(tài)自覺性的因素，引入性別、年齡、受教育年限、家庭年收入、技術(shù)培訓(xùn)、生產(chǎn)成本和預(yù)期收益作為控制變量，以探討社會信任、群體規(guī)范對農(nóng)戶生態(tài)自覺性的影響。

上述4類變量的具體測量與描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。

表 2 變量測量與描述性統(tǒng)計Table 2 Measurement and descriptive statistics of variables

2.3 模型選取

實(shí)證模型中的社會信任、群體規(guī)范（解釋變量）與農(nóng)戶的生態(tài)自覺性（被解釋變量）均包含多個指標(biāo)，因而本文采用適合處理多原因多結(jié)果問題的結(jié)構(gòu)方程模型（structural equation modeling，SEM）。與傳統(tǒng)的回歸分析方法相比，此模型主要有兩大優(yōu)勢：第一，可同時處理多個因變量的問題；第二，模型允許變量含有誤差項，并將這種測量誤差納入模型，提高估計結(jié)果的準(zhǔn)確性[34]。本文設(shè)定SEM的具體形式為：

式（1）和式（2）為測量方程，反映潛變量和觀測變量之間的關(guān)系，其中X為外生潛變量的觀測變量向量，Y為內(nèi)生潛變量的觀測變量向量；ξ為外生潛變量，包括一般信任和特殊信任，正式規(guī)范和非正式規(guī)范，η為內(nèi)生潛變量，表示農(nóng)戶的生態(tài)自覺性；λ為關(guān)聯(lián)系數(shù)矩陣，φ、ε均為殘差項。式（3）為結(jié)構(gòu)方程，其中，β和γ為路徑系數(shù)，β表示內(nèi)生潛變量間的關(guān)系，γ表示外生潛變量對內(nèi)生潛變量的影響，ζ為結(jié)構(gòu)方程的誤差項。

3 結(jié)果與分析

3.1 變量描述性統(tǒng)計分析

從被解釋變量來看，受訪農(nóng)戶的生態(tài)價值認(rèn)知、生態(tài)環(huán)保態(tài)度、生態(tài)行為傾向的平均得分依次為3.291、3.538和2.244（表2），表明農(nóng)戶的生態(tài)價值認(rèn)知較高，生態(tài)環(huán)保態(tài)度較積極，生態(tài)行為傾向較不明顯。從核心解釋變量來看，農(nóng)戶的一般信任和

特殊信任均值分別為3.319和4.246，正式規(guī)范和非正式規(guī)范均值分別為4.234和3.909，表明農(nóng)戶的一般信任和特殊信任水平均較高，正式規(guī)范和非正式規(guī)范也較強(qiáng)。從控制變量來看，分別有74.70%和84.80%的農(nóng)戶在實(shí)施生態(tài)行為時，會考慮到生產(chǎn)成本和預(yù)期收益的影響，農(nóng)戶都是理性的，其行為決策往往會考慮成本收益的影響。

3.2 模型的檢驗(yàn)

3.2.1 信度與效度檢驗(yàn) 為確保研究結(jié)果的有效性和可靠性，本文運(yùn)用SPSS22.0軟件分別對量表的信度和效度進(jìn)行了檢驗(yàn)。信度分析結(jié)果顯示，所有潛變量的 Cronbach’s α信度系數(shù)為0.813，且單個潛變量的Cronbach’s α信度系數(shù)也均在0.7以上，表明量表具有較好的信度[35]。為進(jìn)一步驗(yàn)證問卷整體結(jié)構(gòu)的合理性，對潛變量進(jìn)行了因子分析，結(jié)果表明，所有潛變量的各觀測變量標(biāo)準(zhǔn)因子載荷系數(shù)最小為0.615（大于0.5），表明變量的測量有較好的收斂效度。同時，各潛變量的KMO（Kaiser-Meyer-Olkin）值最小為0.697，且Bartlett’s檢驗(yàn)的卡方值最小為1 193.373，在0.1%的顯著性水平下顯著，表明問卷結(jié)構(gòu)效度較好，適合做因子分析。信度和效度檢驗(yàn)的具體結(jié)果見表3。

表3 信度和效度檢驗(yàn)結(jié)果Table 3 Results of reliability and validity tests

3.2.2 整體適配度檢驗(yàn) 模型整體適配度是檢驗(yàn)理論模型構(gòu)建是否科學(xué)的重要依據(jù)[34]。在樣本數(shù)據(jù)符合模型構(gòu)建要求的基礎(chǔ)上，運(yùn)用AMOS21.0軟件對模型進(jìn)行擬合，分別從絕對擬合指標(biāo)和相對擬合指標(biāo)兩個層面對模型整體適配度進(jìn)行檢驗(yàn)。表4結(jié)果顯示，模型各項指標(biāo)值均在建議值范圍內(nèi)，符合適配標(biāo)準(zhǔn)，表明模型整體適配度較好。

3.3 農(nóng)戶生態(tài)自覺性的影響因素分析

非標(biāo)準(zhǔn)化估計結(jié)果顯示，一般信任和特殊信任、正式規(guī)范和非正式規(guī)范4個潛變量對農(nóng)戶生態(tài)自覺性的影響分別在5%、5%、0.1%和0.1%的置信水平下顯著，且方向均為正，影響的路徑系數(shù)依次為0.062、0.064、0.147和 0.173（表 5）。此外，群體規(guī)范在社會信任對農(nóng)戶生態(tài)自覺性的影響中產(chǎn)生中介作用，一般信任、特殊信任對正式規(guī)范和非正式規(guī)范的影響均在0.1%的置信水平下顯著，且方向均為正，影響的路徑系數(shù)依次為0.094、0.011、1.413和0.699（表5）。這一結(jié)果驗(yàn)證了前文的理論分析，表明社會信任、群體規(guī)范對農(nóng)戶生態(tài)自覺性產(chǎn)生正向影響，且群體規(guī)范在這一影響路徑中發(fā)揮中介作用。此外，這一結(jié)論與楊柳等[36]得出的農(nóng)戶社會信任對其參與小農(nóng)水供給行為有顯著正向影響的研究結(jié)論一致。

表4 模型整體適配度檢驗(yàn)結(jié)果Table 4 Results of model overall f tness test

標(biāo)準(zhǔn)化估計結(jié)果顯示，群體規(guī)范對農(nóng)戶生態(tài)自覺性影響的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)均高于社會信任各潛變量的這一系數(shù)。具體而言，群體規(guī)范中正式規(guī)范和非正式規(guī)范的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.136和0.160，而社會信任中一般信任和特殊信任的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)分別為0.059和0.035（表5）。這表明相比社會信任，群體規(guī)范對農(nóng)戶生態(tài)自覺性的影響更大。

進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，社會信任變量中，特殊信任對農(nóng)戶生態(tài)自覺性影響的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.071，高于一般信任的這一路徑系數(shù)（0.059），表明特殊信任對農(nóng)戶生態(tài)自覺性的影響要大于一般信任。統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn)，樣本農(nóng)戶的特殊信任水平整體上高于一般信任水平，他們對家人、親戚和朋友的信任均值分別為4.679、4.128和3.932，而對鄰居、村干部和基層組織的信任均值分別為3.799、3.155和3.004（表2），他們對前者的信任水平更高?？赡艿慕忉屖?，費(fèi)孝通[30]認(rèn)為，中國農(nóng)村社會是差序格局社會，處于其中的個體會依據(jù)關(guān)系親疏遠(yuǎn)近由內(nèi)而外形成層層社會關(guān)系，而不同關(guān)系采用不同的互動法則，表現(xiàn)出的行為特征也存在差異。對農(nóng)戶而言，不同親疏關(guān)系產(chǎn)生不同的信任感和認(rèn)可度，越是關(guān)系親近的人，農(nóng)戶對其信任度越高，當(dāng)家人或親友建議自身采用生態(tài)生產(chǎn)方式，以保護(hù)生態(tài)環(huán)境時，出于較強(qiáng)的信任感，農(nóng)戶往往選擇接受他們的建議和認(rèn)可他們的行為，這種信任和認(rèn)可會增強(qiáng)農(nóng)戶的生態(tài)環(huán)保意識，且逐步形成生態(tài)環(huán)保態(tài)度，最終提高農(nóng)戶生態(tài)自覺性。

表5 社會信任、群體規(guī)范對農(nóng)戶生態(tài)自覺性影響的SEM估計結(jié)果Table 5 SEM estimates of the impacts of social trust and group norms on farmers’ ecological consciousness

群體規(guī)范變量中，非正式規(guī)范對農(nóng)戶生態(tài)自覺性影響的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.160，高于正式規(guī)范的這一路徑系數(shù)（0.136），表明非正式規(guī)范對農(nóng)戶生態(tài)自覺性的影響遠(yuǎn)大于正式規(guī)范?？赡艿慕忉尀?，在被調(diào)查地區(qū)中，除武漢外，其他樣本區(qū)的市場化程度并不高，正式規(guī)范對農(nóng)戶的影響有限。此外，樣本受訪者以中老年人居多，由于其長期生活在農(nóng)村，接觸外界信息的機(jī)會相對較少，而與村莊內(nèi)其它村民接觸更頻繁，受村莊內(nèi)村規(guī)民約等聲譽(yù)機(jī)制為基礎(chǔ)的非正式規(guī)范影響較大。因此，如果村莊內(nèi)其他農(nóng)戶均自覺采用生態(tài)生產(chǎn)行為，受此聲譽(yù)機(jī)制的影響，農(nóng)戶違反該行為規(guī)范的成本較高，進(jìn)而自覺踐行生態(tài)保護(hù)行為的可能性越大，最終在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中表現(xiàn)出較高的生態(tài)自覺性。

從群體規(guī)范的中介作用來看，非正式規(guī)范在社會信任對農(nóng)戶生態(tài)自覺性影響中的中介作用更大，即一般信任和特殊信任對非正式規(guī)范的影響分別大于二者對正式規(guī)范的影響，其路徑系數(shù)依次為0.137、0.985、0.058和0.804（表5）?？赡艿慕忉尀?，正式規(guī)范作為一種明文規(guī)定的正式制度，其最重要的特征之一是約束和平衡，對群體內(nèi)成員產(chǎn)生一定的強(qiáng)制約束力，是所有成員必須遵守的規(guī)范，因此其受外界因素（例如社區(qū)內(nèi)成員間的信任水平）的影響相對較小。而非正式規(guī)范是群體內(nèi)經(jīng)過長期發(fā)展自然形成的某種約定俗成的默契標(biāo)準(zhǔn)，社區(qū)內(nèi)信任水平越高，越容易形成某種大家普遍認(rèn)可的約束規(guī)范，進(jìn)而影響社區(qū)內(nèi)成員的意識、態(tài)度和行為。

此外，從控制變量的影響來看，性別、受教育程度、技術(shù)培訓(xùn)和預(yù)期收益均顯著影響農(nóng)戶的生態(tài)自覺性，且分別在0.1%、5%、0.1%和1%的置信水平下顯著。具體而言，相比女性，男性農(nóng)戶的生態(tài)自覺性高出0.164個單位（表5）。這一結(jié)論與史恒通等[14]有關(guān)性別對農(nóng)戶生態(tài)治理行為影響的結(jié)論一致?？赡艿慕忉尀?，在當(dāng)前農(nóng)村，男性多外出務(wù)工，眼界相對開闊，且更具有嘗試和冒險精神，因而更傾向于采用生態(tài)生產(chǎn)方式，具有較高的生態(tài)自覺性。受教育年限每提高1年，農(nóng)戶的生態(tài)自覺性將提高0.065個單位（表5）。該結(jié)論與何可等[21]關(guān)于文化程度對農(nóng)戶環(huán)境治理意愿影響的結(jié)論一致。可能的原因是，農(nóng)戶受教育水平越高，越可能認(rèn)識到生態(tài)生產(chǎn)行為對減少土壤、大氣等污染的好處。當(dāng)農(nóng)戶認(rèn)知到生態(tài)保護(hù)的益處后，會自覺形成生態(tài)環(huán)保的意識和態(tài)度，進(jìn)而表現(xiàn)出較高的生態(tài)自覺性。相比未參加過技術(shù)培訓(xùn)的農(nóng)戶而言，參加過技術(shù)培訓(xùn)的農(nóng)戶生態(tài)自覺性將提高0.119個單位（表5）?？赡艿慕忉尀?，技術(shù)培訓(xùn)不僅可以為農(nóng)戶采用生態(tài)生產(chǎn)方式提供技術(shù)支撐，而且可以提高農(nóng)戶的生態(tài)環(huán)保認(rèn)知水平，有助于農(nóng)戶形成生態(tài)環(huán)保意識和態(tài)度，進(jìn)而表現(xiàn)出較高的生態(tài)自覺性。相比未考慮預(yù)期收益的農(nóng)戶而言，考慮技術(shù)采用預(yù)期收益的農(nóng)戶，其生態(tài)自覺性降低0.089個單位（表5）?？赡艿脑蛟谟冢捎蒙鷳B(tài)生產(chǎn)方式可能會導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本增加，但其收益在短期內(nèi)很難實(shí)現(xiàn)較大幅度增加，而農(nóng)戶是理性的，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，往往追求農(nóng)業(yè)收益最大化，因此，當(dāng)考慮到預(yù)期收益時，其自覺踐行生態(tài)行為的可能性降低。

3.4 社會信任、群體規(guī)范對農(nóng)戶生態(tài)自覺性影響的代際差異分析

多群組SEM分析的目的在于探究適配于整體的模型是否適配于不同的樣本群體，即評估研究者提出的假設(shè)模型在不同樣本間是否具有參數(shù)不變性[34]。為此，本文以農(nóng)戶代際差異為調(diào)節(jié)變量對模型進(jìn)行擬合，以驗(yàn)證模型的適配情況，并探索社會信任、群體規(guī)范對農(nóng)戶生態(tài)自覺性的影響在不同代際農(nóng)戶中的特點(diǎn)。學(xué)術(shù)界通常以20世紀(jì)80年代劃分新老兩代農(nóng)民，因此本文參考楊志海等[8]的研究，將1980年及以后出生的農(nóng)民界定為新生代農(nóng)民，1980年之前出生的農(nóng)民劃分為老一代農(nóng)民。調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，受訪者中，新生代農(nóng)民159人，占14.55%，老一代農(nóng)民934人，占85.45%。分析過程中，通過相關(guān)參數(shù)設(shè)置，對各類相關(guān)模型的適配度進(jìn)行比較，最終確定預(yù)設(shè)模型為最適配的路徑模型，用于本文的多群組分析。從模型適配標(biāo)準(zhǔn)來看，CFI值介于0.914～0.933之間，均大于0.9的標(biāo)準(zhǔn)值；RMSEA值介于0.047～0.062之間，均小于0.08的適配臨界值。

由表6估計結(jié)果可知，社會信任、群體規(guī)范對農(nóng)戶生態(tài)自覺性影響的估計結(jié)果總體基本保持穩(wěn)定，但因農(nóng)戶代際差異的存在而呈現(xiàn)以下特點(diǎn)：

1）社會信任對農(nóng)戶生態(tài)自覺性的影響在老一代農(nóng)民群體中表現(xiàn)更為明顯?？赡艿慕忉尀?，農(nóng)戶的社會信任反映其在一定村域內(nèi)對長期交往對象的信任程度，相比老一代農(nóng)民而言，新生代農(nóng)民因普遍接受了義務(wù)教育，受教育程度有所提高，為獲得更高的家庭收入，往往在大部分農(nóng)閑時間選擇外出務(wù)工，因而與村莊內(nèi)其它農(nóng)戶的接觸和交流減少，對自身所在農(nóng)村及農(nóng)民的熟悉度和信任感較低，因而其社會信任水平較低，進(jìn)而對其生態(tài)自覺性影響較弱。調(diào)查結(jié)果顯示，老一代農(nóng)民的社會信任水平均值為3.689，而新生代農(nóng)民的信任水平均值僅為3.551（表2）。這一結(jié)果與李濤等[37]得出的居民年齡越大，其社會信任水平越高的結(jié)論一致。

表6 社會信任、群體規(guī)范對農(nóng)戶生態(tài)自覺性影響的代際差異估計結(jié)果Table 6 Intergenerational difference estimates of the effects of social trust and group norms on farmers’ ecological consciousness

2）群體規(guī)范對農(nóng)戶生態(tài)自覺性的影響在老一代和新生代農(nóng)民中表現(xiàn)均較明顯。區(qū)別在于，第一，正式規(guī)范對新生代農(nóng)民生態(tài)自覺性的影響更大，可能的解釋為，網(wǎng)絡(luò)信息技術(shù)快速發(fā)展的背景下，相比老一代農(nóng)民，新生代農(nóng)民獲取信息的渠道更多，更容易獲取大量且較新的信息，對國家相關(guān)政策的了解更多且更及時。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中，鑒于新生代農(nóng)民受教育程度相對較高，對政府農(nóng)業(yè)生態(tài)生產(chǎn)的相關(guān)政策和環(huán)保法規(guī)較為了解，也更清楚生態(tài)保護(hù)的益處，更大可能自覺按政策規(guī)定行事，因而正式規(guī)范對其生態(tài)自覺性的影響更大。第二，非正式規(guī)范對老一代農(nóng)民生態(tài)自覺性的影響則更大。老一代農(nóng)民長期在村莊內(nèi)生產(chǎn)勞作和生活，與村莊內(nèi)其它村民接觸更頻繁，受村內(nèi)風(fēng)俗習(xí)慣、村規(guī)民約等影響較大，在模仿、暗示、順從等心理因素的制約下，為實(shí)現(xiàn)保護(hù)村莊生態(tài)環(huán)境的共同目標(biāo)，會自覺與其它農(nóng)戶行為保持一致。如果村莊內(nèi)其它農(nóng)戶均自覺采用生態(tài)生產(chǎn)行為，農(nóng)戶自身會受到其他農(nóng)戶的影響，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中，逐漸形成生態(tài)環(huán)保的意識和態(tài)度，最終形成生態(tài)自覺性。

3）群體規(guī)范在社會信任對農(nóng)戶生態(tài)自覺性影響中的中介作用，在老一代和新生代農(nóng)民中存在差異。具體而言，針對老一代農(nóng)民，非正式規(guī)范的中介作用更大，即特殊信任和一般信任對老一代農(nóng)民非正式規(guī)范的影響分別大于二者對新生代農(nóng)民非正式規(guī)范的影響，其路徑系數(shù)依次為0.031、0.125、0.029和0.081（表6）。這一結(jié)論與前文老一代農(nóng)民的社會信任水平較高，且其生態(tài)自覺性受非正式規(guī)范的影響較大的結(jié)論一致。

4 結(jié)論與啟示

4.1 結(jié)論

推動農(nóng)村生態(tài)環(huán)境根本好轉(zhuǎn)是實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要目標(biāo)，而實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)的重要一環(huán)在于培養(yǎng)農(nóng)戶的生態(tài)自覺性。研究表明，農(nóng)戶的自覺性整體較弱，受到社會信任和群體規(guī)范的影響，且特殊信任的影響大于一般信任，非正式規(guī)范的影響大于正式規(guī)范，且群體規(guī)范在信任對農(nóng)戶生態(tài)自覺性的影響中發(fā)揮重要中介作用。此外，針對不同代際農(nóng)民，信任、規(guī)范對其生態(tài)自覺性的影響存在差異。老一代農(nóng)民的生態(tài)自覺性更多受到社會信任和非正式規(guī)范的影響，而新生代農(nóng)民的生態(tài)自覺性更多受到正式規(guī)范的影響。

進(jìn)一步分析表明，根植于中國農(nóng)村社會的差序格局導(dǎo)致農(nóng)戶的社會信任水平存在差異，進(jìn)而影響農(nóng)戶的生態(tài)自覺性，現(xiàn)階段，在以粗放農(nóng)業(yè)增長方式為主的農(nóng)村地區(qū)，如何培育信任以推動農(nóng)業(yè)增長和生態(tài)環(huán)境保護(hù)并實(shí)現(xiàn)二者雙贏值得我們重視；同時，在市場化程度普遍不高的農(nóng)村地區(qū)，除正式規(guī)范對農(nóng)戶行為的約束外，以聲譽(yù)機(jī)制為代表的非正式規(guī)范更是影響農(nóng)戶生態(tài)保護(hù)行為的重要因素，這也為今后要更加重視并強(qiáng)化農(nóng)戶聲譽(yù)效用在推動其參與社區(qū)生態(tài)保護(hù)中的重要作用提供依據(jù)。

4.2 啟示

1）構(gòu)建高度信任的農(nóng)村社區(qū)環(huán)境。政府可通過開展集體學(xué)習(xí)、組織相關(guān)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)培訓(xùn)等形式，加強(qiáng)農(nóng)戶與農(nóng)戶、村干部等的溝通和交流，以此培育足夠信任的社區(qū)環(huán)境，不斷提升信任水平，從而引導(dǎo)農(nóng)戶自覺樹立生態(tài)環(huán)保意識，明確生態(tài)環(huán)保態(tài)度，最終提高農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的生態(tài)自覺性。

2）充分發(fā)揮非正式規(guī)范對老一代農(nóng)民農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為的制約作用。在當(dāng)前“老人農(nóng)業(yè)”時代背景下，農(nóng)業(yè)勞動力老齡化趨勢明顯，老一代農(nóng)民成為當(dāng)前農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的“主力軍”，鑒于其受村規(guī)民約等非正式規(guī)范的影響較大，因此，應(yīng)充分發(fā)揮非正式規(guī)范對其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為的規(guī)制作用，在鄉(xiāng)村生態(tài)治理與保護(hù)中，積極引導(dǎo)村莊內(nèi)形成與之協(xié)調(diào)的村規(guī)民約、風(fēng)俗習(xí)慣等非正式規(guī)范，強(qiáng)化農(nóng)戶的聲譽(yù)效用和社會責(zé)任意識，以充分發(fā)揮聲譽(yù)機(jī)制在推動其農(nóng)業(yè)生態(tài)生產(chǎn)過程中的內(nèi)驅(qū)力作用，最終引導(dǎo)其形成良好的生態(tài)自覺性。

3）完善并細(xì)化農(nóng)村環(huán)保法律法規(guī)。未來農(nóng)業(yè)的發(fā)展，必然離不開新型職業(yè)農(nóng)民這一主體，而新生代農(nóng)民的生態(tài)自覺性更多受正式規(guī)范的影響，因此，政府在充分發(fā)揮群體規(guī)范對其生產(chǎn)行為的引導(dǎo)作用時，尤其需重視正式規(guī)范對其行為的約束功能，完善并細(xì)化環(huán)境法律法規(guī)，針對不同損害環(huán)境的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)行為，應(yīng)制定詳細(xì)的懲罰規(guī)則，遵循“對號入座”原則，確保規(guī)則的可實(shí)施性。