賀 焱，王立國，3，魏 祎

（1.江西農(nóng)業(yè)大學(xué)，a.國土資源與環(huán)境學(xué)院；b.鄉(xiāng)村旅游發(fā)展研究中心，南昌 330045；2.南昌市鄉(xiāng)村旅游發(fā)展研究中心，南昌 330045；3.江西省鄱陽湖流域農(nóng)業(yè)資源與生態(tài)重點實驗室，南昌 330045）

鄉(xiāng)村旅游業(yè)作為一種新的經(jīng)濟增長點［1］，在近年來發(fā)展十分迅速，也成為助推鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要因素。江西省鄉(xiāng)村地區(qū)擁有豐富的生態(tài)旅游資源，擁有較多的鄉(xiāng)村旅游示范點，政府對于鄉(xiāng)村旅游業(yè)的發(fā)展十分重視。隨著鄉(xiāng)村旅游業(yè)的不斷開發(fā)，鄉(xiāng)村地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平明顯提高，而當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶也從中受益，生活水平明顯提高［1］。但是在鄉(xiāng)村地區(qū)大力開發(fā)旅游資源的同時，對于當(dāng)?shù)氐淖匀画h(huán)境也帶來了較大的擾動［2］，造成旅游發(fā)展與鄉(xiāng)村地區(qū)的生態(tài)資源環(huán)境的矛盾加?。?］。農(nóng)戶是鄉(xiāng)村旅游發(fā)展的受益者，也是促進鄉(xiāng)村生態(tài)環(huán)境與鄉(xiāng)村旅游可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵主體，因此，實施環(huán)境責(zé)任行為是其重要使命。

有關(guān)環(huán)境責(zé)任行為的研究，學(xué)者們越來越多地關(guān)注心理學(xué)的內(nèi)在影響作用［4］，越來越關(guān)注個體情感的作用，而情感作用在現(xiàn)有研究中多表現(xiàn)為地方依戀這一變量。Valizadeh等［5］在研究中發(fā)現(xiàn)農(nóng)民的地方依賴和地方認同能夠通過節(jié)水道德準(zhǔn)則對其節(jié)水意愿產(chǎn)生顯著影響。李文明等［6］在對旅游者親環(huán)境行為與地方依戀的研究中，發(fā)現(xiàn)游客的親環(huán)境行為由地方依戀的2個維度分別通過對于環(huán)境教育的感知與對自然產(chǎn)生的共情而產(chǎn)生正向且顯著的影響，突出了情感對行為的作用。段正梁等［7］在游客環(huán)境責(zé)任行為的研究中，將地方依戀作為調(diào)節(jié)變量，得出地方依戀在游客生態(tài)價值觀和內(nèi)部動機之間有著顯著的正向調(diào)節(jié)關(guān)系，其地方依戀越強，游客的生態(tài)價值觀念對環(huán)境責(zé)任行為的影響程度就越強。賈衍菊等［8］在旅游環(huán)境責(zé)任行為的研究中，將地方依戀作為中介變量，得出旅游者的該行為除了能夠直接受到其地方依戀正向且顯著的影響之外，并且還能由地方特征通過地方依戀這一中介變量實現(xiàn)對其正向且顯著的影響。除此之外，研究還發(fā)現(xiàn)環(huán)境責(zé)任行為可以受到人們自身各種感知等因素的影響。郭清卉等［9］在研究中將影響親環(huán)境行為的因素分為農(nóng)戶親環(huán)境行為所實施的自身規(guī)范、對環(huán)境產(chǎn)生的關(guān)心以及對于環(huán)境污染的一系列感知，且這些因素都對農(nóng)戶的親環(huán)境行為產(chǎn)生了顯著的正向影響。殷程強等［10］在研究景區(qū)游客親環(huán)境行為的影響因素中，得出游客的親環(huán)境行為能夠受到環(huán)境教育的感知，通過專業(yè)素質(zhì)這一中介變量而產(chǎn)生正向且顯著的影響。

縱觀國內(nèi)外有關(guān)環(huán)境責(zé)任行為的研究，學(xué)者們多是從旅游地游客情感作用與環(huán)境責(zé)任行為的關(guān)系進行研究，針對旅游地農(nóng)戶這一對象的研究少之又少。而隨著鄉(xiāng)村旅游在中國的迅速發(fā)展，對于旅游發(fā)展所帶來的一系列環(huán)境問題也日益突出，農(nóng)戶作為旅游地的主要居住者以及旅游業(yè)發(fā)展的受益者，參與旅游地環(huán)境保護對于鄉(xiāng)村旅游的可持續(xù)發(fā)展有重要意義。因此，針對地方依戀、感知等對農(nóng)戶采取環(huán)境責(zé)任行為的影響進行研究是十分重要的?；谏鲜龇治?，本研究選取江西省16個具有代表性的鄉(xiāng)村旅游地農(nóng)戶進行調(diào)查研究，并構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，研究地方依賴、地方認同、環(huán)境感知對環(huán)境責(zé)任行為的影響機理，為當(dāng)?shù)卣跋嚓P(guān)部門對于農(nóng)戶環(huán)境責(zé)任行為相關(guān)政策改革推廣提供參考。

1 研究假說與理論模型

1.1 地方依戀與環(huán)境感知

地方依戀（Place attachment）是在地理環(huán)境中用來描述人與地方的情感相聯(lián)結(jié)的重要概念［11］。地方依戀被定義為個體與其所在居住地的情感關(guān)聯(lián)以及心理認同［6］。關(guān)于地方依戀維度的劃分，國內(nèi)外現(xiàn)有研究中有多種劃分方式，William等［12］將其劃分為地方依賴、地方認同；王學(xué)婷等［13］在研究中將其劃分為情感依戀、地方認同、社交聯(lián)系以及地方依賴4個維度；Bricker等［14］在量表中則將其劃分為地方認同、社會認同與地方依賴。本研究借鑒William等［12］的劃分方法，也將旅游地農(nóng)戶的地方依戀劃分為上述2個維度。其中地方依賴強調(diào)農(nóng)戶對于當(dāng)?shù)芈糜螛I(yè)發(fā)展所帶來的功能性依賴，地方認同強調(diào)農(nóng)戶對于當(dāng)?shù)厍楦猩系恼J同。范鈞等［［15］在研究中發(fā)現(xiàn)旅游者的地方依賴能夠顯著正向影響地方認同；李文明等［6］在研究中發(fā)現(xiàn)觀鳥游客的地方依賴也能對地方認同產(chǎn)生顯著正向影響。

環(huán)境感知在研究中指旅游地農(nóng)戶對于當(dāng)?shù)丨h(huán)境狀況、有關(guān)環(huán)保政策措施及相關(guān)技術(shù)實施等的評價。李文明等［6］在研究中提出游客對于環(huán)境教育的感知程度能夠受到其地方依戀情感正向且顯著的影響。當(dāng)前只有較少學(xué)者研究了關(guān)于地方依戀對于感知的影響，而地方依賴與地方認同反映了農(nóng)戶對當(dāng)?shù)氐墓δ苄砸蕾嚺c情感上的認同，對于當(dāng)?shù)氐母星槁?lián)結(jié)更能使農(nóng)戶主動了解其環(huán)境保護的重要性和保護當(dāng)?shù)丨h(huán)境，會有“愛屋及烏”的作用［6］，即一定程度上對環(huán)境保護重要性的感知評價也有一定影響。因此，本研究提出假設(shè)H1、H2、H3。

假設(shè)H1：地方依賴對農(nóng)戶的地方認同有正向的顯著影響。

假設(shè)H2：地方認同對農(nóng)戶的環(huán)境感知有正向的顯著影響。

假設(shè)H3：地方依賴對農(nóng)戶的環(huán)境感知有正向的顯著影響。

1.2 地方依戀與環(huán)境責(zé)任行為

環(huán)境責(zé)任行為（Environmental responsibility behavior，ERB）是指個體或群體采取的有利于環(huán)境可持續(xù)發(fā)展的一切行為［8］以及減少對環(huán)境有負影響的行為［16］。環(huán)境責(zé)任行為在近年來被學(xué)者們廣泛關(guān)注，在現(xiàn)有研究中環(huán)境責(zé)任行為又稱親環(huán)境行為［17，18］、環(huán)境友好行為［19］等，這些概念的定義并沒有較為明確的區(qū)別，學(xué)者們多將這些表述通用。結(jié)合現(xiàn)有研究，本研究將農(nóng)戶環(huán)境責(zé)任行為定義為農(nóng)戶為補救環(huán)境問題而采取的一切行動。

羅文斌等［20］在研究中發(fā)現(xiàn)游客的環(huán)境責(zé)任行為受到地方依戀情感正向且顯著的影響；張婷等［21］在游客環(huán)境責(zé)任行為影響因素的研究中得出結(jié)論，認為環(huán)境責(zé)任行為受到游客地方依戀情感顯著的正向驅(qū)動作用；孔藝丹等［22］在游客環(huán)境責(zé)任行為影響機制的研究中得出游客的地方依戀越高，其環(huán)境責(zé)任行為越積極；祁瀟瀟等［23］在研究旅游者環(huán)境責(zé)任行為實施的影響因素中，得出行為的實施能夠受到地方依戀的2個維度即地方依賴與地方認同的顯著正向影響；吳俏［24］則在研究中得出旅游者的環(huán)境責(zé)任行為由地方依賴與地方認同通過滿意度而產(chǎn)生正向顯著的影響；李文明等［25］在研究游客親環(huán)境行為影響機理中發(fā)現(xiàn)，其該行為受到地方依戀2個維度正向且顯著的影響。因此，本研究提出假設(shè)H4、H5。

假設(shè)H4：農(nóng)戶的環(huán)境責(zé)任行為受到地方認同顯著且正向的影響。

假設(shè)H5：農(nóng)戶的環(huán)境責(zé)任行為受到地方依賴顯著且正向的影響。

1.3 環(huán)境感知與環(huán)境責(zé)任行為

張圓剛等［16］在對于旅游者環(huán)境責(zé)任行為的分析中發(fā)現(xiàn)，該行為受到游客感知價值的顯著正向影響；朱學(xué)同等［26］在研究鄉(xiāng)村旅游者的環(huán)境責(zé)任行為中得出結(jié)論，發(fā)現(xiàn)該行為受到對于游玩體驗感知價值的顯著正向影響；郭清卉等［9］在研究農(nóng)戶親環(huán)境行為中得出，其行為能夠受到環(huán)境污染感知正向且顯著的影響；周全等［27］在研究公眾親環(huán)境行為的影響因素中發(fā)現(xiàn)，該行為受到公眾對環(huán)境風(fēng)險感知的顯著影響，這一感知主要在公眾對媒介的使用與親環(huán)境行為影響中起到了中介作用。因此，本研究提出假設(shè)H6、H7、H8。

假設(shè)H6：環(huán)境感知對農(nóng)戶的環(huán)境責(zé)任行為有顯著的正向影響。

假設(shè)H7：環(huán)境感知在地方依賴與環(huán)境責(zé)任行為中起到中介作用。

假設(shè)H8：環(huán)境感知在地方認同與環(huán)境責(zé)任行為中起到中介作用。

1.4 理論模型

基于上述研究假設(shè)，本研究將農(nóng)戶的地方認同、地方依賴與環(huán)境感知作為自變量，以環(huán)境責(zé)任行為作為因變量，并嘗試將農(nóng)戶環(huán)境感知設(shè)置為中介變量，以此來考查環(huán)境感知在農(nóng)戶地方依戀和環(huán)境責(zé)任行為之間的中介效應(yīng)，并進一步考查農(nóng)戶地方依戀和環(huán)境感知對環(huán)境責(zé)任行為的影響機制。具體理論模型的構(gòu)建見圖1。

圖1 理論模型

2 研究設(shè)計

2.1 數(shù)據(jù)來源

研究數(shù)據(jù)來源于2020年12月對江西省16個具有代表性的鄉(xiāng)村旅游地農(nóng)戶的調(diào)查問卷。研究選取了宜春市袁州縣5個村落（楊家坪村、溫湯村、仙鞏村、潭下村、深塘村）、吉安市青原縣3個村落（山前村、滸崗村、彭家村）、南昌市青山湖區(qū)2個村落（前進村、上風(fēng)景村）、南昌市灣里區(qū)立新村、上饒市婺源縣5個村落（鶴西村、嚴(yán)田村、源頭村、嶺腳村、江灣村）。每戶由1位熟悉家庭情況的成員接受調(diào)查。問卷的調(diào)查內(nèi)容包括受訪者基本情況、受訪者環(huán)保認知、受訪者環(huán)境責(zé)任意愿及行為情況等。調(diào)查通過與農(nóng)戶交談來實現(xiàn)，問卷發(fā)放量600份，除去無效問卷，有效問卷共577份，有效回收率達96.2%，包括宜春市136份、吉安市145份、南昌市96份、上饒市200份。

2.2 變量測量

1）地方依戀。研究將這一變量劃分“地方認同”及“地方依賴”進行測量。其中“地方認同”維度的觀測變量設(shè)計為“我很認同這里”“我對當(dāng)?shù)氐南矚g程度勝過其他地方”“發(fā)展旅游提高了當(dāng)?shù)刂取保弧暗胤揭蕾嚒本S度的觀測變量設(shè)計為“旅游發(fā)展會促進基礎(chǔ)及服務(wù)設(shè)施建設(shè)”“旅游發(fā)展會為當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶增加就業(yè)機會”“當(dāng)?shù)芈糜伟l(fā)展會促進我需求的滿足”。

2）環(huán)境責(zé)任感知。在研究中，這一變量是指農(nóng)戶對于環(huán)境責(zé)任技術(shù)及政策的推廣而作出的評價。在問卷中“環(huán)境責(zé)任感知”的觀測變量設(shè)計為“良好的環(huán)境令我心情愉悅”“環(huán)境責(zé)任技術(shù)的推廣與實施令我感到欣慰”“有效的環(huán)境保護政策措施令我感到欣慰”。

3）環(huán)境責(zé)任行為。農(nóng)戶的環(huán)境責(zé)任行為是指農(nóng)戶為補救環(huán)境問題而采取的一切行動。在問卷中“環(huán)境責(zé)任行為”的觀測變量設(shè)計為“我會關(guān)心當(dāng)?shù)丨h(huán)境質(zhì)量變化問題”“我會關(guān)注旅游對當(dāng)?shù)丨h(huán)境的影響”“我會在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中有意識地減少污染”。

4）人口學(xué)變量。在人口學(xué)變量中設(shè)置性別（1=“男”，2=“女”）、年齡（1=“小于等于25歲”，2=“26～35歲”，3=“36～45歲”，4=“46～60歲”，5=“大于等于61歲”）、文化程度（1=“沒讀過書”，2=“小學(xué)”，3=“初中”，4=“高中或中?！?，5=“大專及以上”）、職業(yè)（1=“農(nóng)業(yè)”，2=“農(nóng)業(yè)為主兼旅游業(yè)”，3=“旅游業(yè)”，4=“旅游業(yè)為主兼農(nóng)業(yè)”，5=“其他”）、在本地居住時間（1=“小于1年”，2=“1～10年”，3=“11～20年”，4=“21～30年”，5=“大于30年”）、家庭年均總收入（1=“2萬元以下”，2=“2萬～5萬元”，3=“5萬～8萬元”，4=“8萬～10萬元”，5=“10萬元以上”）。

2.3 問卷設(shè)計

問卷的內(nèi)容設(shè)計為調(diào)查的意圖、受訪人的各方面基本情況（即性別、年齡、文化程度、職業(yè)、家庭年均總收入、在本地居住時間等）、各維度觀測變量的調(diào)查。其中觀測變量均采用李克特五級量表，“非常不同意”“不同意”“一般”“同意”“非常同意”，賦值分別為1～5分。具體描述結(jié)果見表1。

表1 變量的描述

3 數(shù)據(jù)分析與假設(shè)檢驗

3.1 描述性統(tǒng)計結(jié)果分析

利用SPSS23.0軟件對人口學(xué)變量進行頻率統(tǒng)計分析，結(jié)果顯示受訪者中男性占總?cè)藬?shù)的43.5%，女性占56.5%；年齡以46歲及以上的占比最大，總占比72.6%；文化程度以小學(xué)學(xué)歷為主，占比32.9%，高學(xué)歷占比較小；從事農(nóng)業(yè)以及農(nóng)業(yè)為主兼旅游業(yè)的占比最大，總占比63.9%，符合該研究調(diào)查農(nóng)戶的要求；居住時間以大于30年的為主，占比70%；家庭年均總收入在10萬元以上的最多，占比26.7%。

3.2 效度及信度檢驗

3.2.1 信度檢驗 利用SPSS23.0軟件對量表信度進行檢驗，運用Cronbach’s Alpha（α）對量表的12個題項進行效度檢驗，得到克隆巴赫Alpha系數(shù)為0.864，達到了通常規(guī)定的0.7以上的標(biāo)準(zhǔn)，因此問卷量表有良好的穩(wěn)定性以及一致性，并且表示量表整體的信度良好。

3.2.2 效度檢驗 首先，研究運用SPSS23.0軟件通過測量整體KMO值和Bartlett球形度檢驗量表的效度。測量結(jié)果得到量表整體KMO值達0.848，且Bartlett球形度檢驗的顯著性通過了1%水平的檢驗（表2），表明量表效度達到了較好的水平。且該量表中12個題項共被提取出4個公因子，其累計總方差解釋為72.141%，也符合通常規(guī)定60%以上的標(biāo)準(zhǔn)。

表2 探索性因子檢驗結(jié)果

其次，研究對量表也進行了聚斂效度的檢驗（表3）。利用AMOS23.0軟件輸出分析結(jié)果得出4個潛變量的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷（Std.）在0.558～0.929，都達到了臨界閾值為0.5的標(biāo)準(zhǔn)，并且P都小于0.001；4個潛變量的組合信度（CR）在0.748～0.859，都超過了0.7的臨界閾值，表明潛變量都具有較好的信度；4個 觀測 變 量的AVE在0.505～0.675，達到0.5的 標(biāo)準(zhǔn)，表明量表的聚斂效度具有較好水平。

表3 聚斂效度檢驗結(jié)果

最后，對量表的區(qū)分效度進行檢驗（表4）。根據(jù)現(xiàn)有研究可知若潛變量與其他潛變量之間相互關(guān)聯(lián)的系數(shù)均小于該潛變量AVE的平方根時，則達到了區(qū)分效度檢驗的標(biāo)準(zhǔn)，由此根據(jù)結(jié)果可知量表的區(qū)分效度理想。

表4 區(qū)分效度檢驗結(jié)果

3.3 模型擬合度檢驗

依據(jù)理論假設(shè)模型，研究利用AMOS23.0軟件來構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，顯著的路徑見圖2。

通過AMOS23.0軟件，利用最大似然估計法初步對該模型進行擬合，得到各指標(biāo)值包括CMIN/DF、GFI、AGFI、CFI、IFI、RMSEA都達到了標(biāo)準(zhǔn)，具體數(shù)值見表5，由此說明該模型整體擬合度良好，通過檢驗。

表5 模型擬合度檢驗

3.4 假設(shè)結(jié)果檢驗

在結(jié)構(gòu)方程模型中變量之間的路徑見圖2，標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)以及系數(shù)的顯著性檢驗見表6。模型估計結(jié)果可知地方依賴與環(huán)境感知能夠?qū)Νh(huán)境責(zé)任行為影響的路徑系數(shù)的P均在0.001的水平上顯著；地方依賴對農(nóng)戶的地方認同所產(chǎn)生的影響也在0.001的水平上顯著；地方依賴對環(huán)境感知影響的P在0.005的水平上顯著；地方認同對環(huán)境感知影響的P在0.001水平上顯著；僅存在地方認同對環(huán)境責(zé)任行為一條路徑是不顯著的。

表6 結(jié)構(gòu)方程擬合結(jié)果

圖2 結(jié)構(gòu)方程模型路徑系數(shù)及因子載荷

同時從輸出結(jié)果可知地方依賴、環(huán)境感知對農(nóng)戶環(huán)境責(zé)任行為影響的路徑系數(shù)分別為0.267、0.640，地方認同受到農(nóng)戶地方依賴影響的路徑系數(shù)是0.434，農(nóng)戶環(huán)境感知分別受到地方依賴、地方認同影響的路徑系數(shù)為0.146、0.341，均是正向影響，因此可知本研究的H1—H6假設(shè)中除了假設(shè)H4未得到驗證外其余都得到了驗證。

3.5 中介效應(yīng)檢驗

為驗證環(huán)境感知的中介效果，研究利用bootstrap對環(huán)境感知進行了中介效應(yīng)檢驗，檢驗結(jié)果見表7。首先，地方認同對農(nóng)戶環(huán)境責(zé)任行為的直接效應(yīng)不顯著，其P為0.842，但其間接效應(yīng)是顯著的，由表7中的95%置信水平可知，由地方認同→環(huán)境感知→環(huán)境責(zé)任行為路徑中，環(huán)境感知中介效應(yīng)檢驗的2種方法的置信區(qū)間不包含0（Bias-corrected上限值為0.054、下限值為0.238，Percentile上限值為0.055、下限值為0.238），由此可知，環(huán)境感知在此路徑中起到了完全中介效果，假設(shè)H8驗證通過。

表7 中介效應(yīng)檢驗

再者，通過bootstrap檢驗結(jié)果可知，地方依賴對農(nóng)戶的環(huán)境責(zé)任行為的直接效應(yīng)顯著，P為0.000，同時路徑地方依賴→環(huán)境感知→環(huán)境責(zé)任行為中，環(huán)境感知在95%置信水平下2種方法置信區(qū)間也均不包含0（Bias-corrected上限值為0.124、下限值為0.279，Percentile上限值為0.121、下限值為0.275），因此環(huán)境感知在這條路徑中起到了部分中介效果，假設(shè)H7驗證通過。

4 小結(jié)與建議

4.1 小結(jié)

1）鄉(xiāng)村旅游地農(nóng)戶地方依賴、地方認同、環(huán)境感知以及環(huán)境責(zé)任行為較高。其5級均值都高于3.5，這說明旅游地農(nóng)戶對于當(dāng)?shù)匾约奥糜螛I(yè)的發(fā)展都具有一定的依戀，也反映出鄉(xiāng)村旅游地環(huán)境保護的宣傳以及相應(yīng)措施對于促進農(nóng)戶實施環(huán)境責(zé)任行為也起到了一定的作用。

2）地方依賴對鄉(xiāng)村旅游地農(nóng)戶的地方認同有著正向的顯著影響。在現(xiàn)有的研究中學(xué)者們多認為，地方依賴強調(diào)個體對當(dāng)?shù)氐墓δ苄运a(chǎn)生的依賴，而地方認同則強調(diào)個體對于當(dāng)?shù)禺a(chǎn)生情感性的依賴。當(dāng)?shù)芈糜螛I(yè)的發(fā)展能夠滿足農(nóng)戶自身發(fā)展的功能性需求，從而使農(nóng)戶對當(dāng)?shù)禺a(chǎn)生了功能性的依賴，再由這種依賴影響農(nóng)戶對當(dāng)?shù)厍楦行缘恼J同，本研究結(jié)論亦然。

3）環(huán)境感知能夠?qū)r(nóng)戶環(huán)境責(zé)任行為直接產(chǎn)生顯著正向影響。鄉(xiāng)村旅游地依靠旅游業(yè)帶動產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展，而旅游的發(fā)展離不開良好生態(tài)環(huán)境的支撐，有關(guān)政府部門環(huán)保政策的出臺、環(huán)保技術(shù)的推廣對于當(dāng)?shù)丨h(huán)境保護起到了重要作用，維護良好的環(huán)境，維持旅游可持續(xù)發(fā)展，滿足農(nóng)戶對于旅游業(yè)發(fā)展所帶來利益的需求，得到農(nóng)戶的認可，從而能夠直接有利影響農(nóng)戶主動實施環(huán)境責(zé)任行為，農(nóng)戶自身主動參與環(huán)保中來，共同維護旅游地生態(tài)環(huán)境。

4）地方依賴能夠?qū)︵l(xiāng)村旅游地農(nóng)戶的環(huán)境責(zé)任行為產(chǎn)生直接的正向顯著影響，而且可以通過環(huán)境感知的中介效應(yīng)對環(huán)境責(zé)任行為產(chǎn)生間接的正向顯著影響。通過研究得出，因鄉(xiāng)村旅游業(yè)發(fā)展為當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶帶來了各種便利條件，而使得農(nóng)戶對當(dāng)?shù)禺a(chǎn)生依賴，而為了自身利益的保證，農(nóng)戶能夠主動參與旅游地環(huán)境保護的行動，維持旅游地環(huán)境，促進旅游業(yè)的可持續(xù)發(fā)展，地方依賴對農(nóng)戶實施環(huán)境責(zé)任行為產(chǎn)生了直接的影響；同時，農(nóng)戶對于當(dāng)?shù)芈糜伟l(fā)展的依賴也能夠提高農(nóng)戶對于當(dāng)?shù)丨h(huán)境保護政策措施、環(huán)保技術(shù)等的了解和支持，增強農(nóng)戶對于環(huán)境保護的正面感知評價；進而通過農(nóng)戶對環(huán)境保護技術(shù)、政策以及對于良好環(huán)境的認可，促進農(nóng)戶環(huán)境責(zé)任行為的主動實施。

5）地方認同不直接影響鄉(xiāng)村旅游地農(nóng)戶的環(huán)境責(zé)任行為，但可以通過環(huán)境感知的中介效應(yīng)對環(huán)境責(zé)任行為產(chǎn)生顯著正向影響。地方認同強調(diào)農(nóng)戶在情感上對于當(dāng)?shù)氐恼J可，而這種僅在情感上的認可，使得農(nóng)戶并沒有直接認識到自身要參與到當(dāng)?shù)丨h(huán)境的保護程度，但是對于地方的認同感可以使農(nóng)戶對當(dāng)?shù)厮瞥黾皩嵤┑挠欣诃h(huán)境的政策、技術(shù)以及相應(yīng)措施有積極的認識，認同感越強，對環(huán)境保護的感知程度越高，進而再通過感知對于行為的影響，促進農(nóng)戶環(huán)境責(zé)任行為的主動實施。

4.2 建議

基于上述結(jié)論，提出以下建議：首先，鄉(xiāng)村旅游地政府要完善落實相關(guān)環(huán)境保護政策，加大政策的宣傳力度，讓農(nóng)戶了解政策、監(jiān)督政策實施、參與政策實施；其次，鄉(xiāng)村旅游地政府應(yīng)重視地方依戀對農(nóng)戶的重要作用，相關(guān)旅游部門可以帶動農(nóng)戶參與旅游業(yè)，為其提供適合的工作，為農(nóng)戶參與旅游紀(jì)念品、餐飲、住宿等旅游相關(guān)產(chǎn)業(yè)經(jīng)營提供便利條件，使農(nóng)戶能夠得到旅游業(yè)發(fā)展所帶來的實際利益，由此增強農(nóng)戶對旅游地的地方依戀，促進農(nóng)戶主動實施環(huán)境責(zé)任行為，為環(huán)境保護和旅游業(yè)可持續(xù)發(fā)展提供力量，共同推動和響應(yīng)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略；最后，鄉(xiāng)村旅游地政府及相關(guān)部門要重視當(dāng)?shù)丨h(huán)境資源的保護，發(fā)揮帶頭作用，為鄉(xiāng)村旅游業(yè)的發(fā)展提供強有力的保障。