粮食主产区农户参与农村人居环境整治意愿心理驱动因素分析.pdf

第4 8卷 第8期西 南 师 范 大 学 学 报(自然科学版)2 0 2 3年8月V o l.4 8 N o.8 J o u r n a l o f S o u t h w e s tC h i n aN o r m a lU n i v e r s i t y(N a t u r a l S c i e n c eE d i t i o n)A u g.2 0 2 3D O I:1 0.1 3 7 1 8/j.c n k i.x s x b.2 0 2 3.0 8.0 0 8粮食主产区农户参与农村人居环境整治意愿心理驱动因素分析胡晨成郑州航空工业管理学院 马克思主义学院,郑州4 5 0 0 4 6摘要:农户参与人居环境整治的意愿是农村人居环境持续改善的关键动力.文章从农户心理因素视角出发,利用粮食主产区河南省舞钢市农村3 6 7户调查数据,运用结构方程模型(S EM)实证分析了农户心理因素对农村人居环境整治参与意愿的影响,检验了价值感知的中介效应和社会信任的调节效应.心理因素的生态认知、环境责任感、自我效能感、环境态度对农户参与农村人居环境整治意愿的影响均有统计学意义;价值感知在心理因素与农户参与意愿上有中介效应;社会信任在心理因素与农户参与意愿上有调节效应.地方政府应采取提升农户心理因素、增强农户环境价值感知、促进农户社会信任等方面措施,激发农户参与农村人居环境整治意愿.关 键 词:农村人居环境整治;心理因素;农户参与愿意;粮食主产区;河南省舞钢市中图分类号:F 3 2 8;B 8 4 9 文献标志码:A 文章编号:1 0 0 0 5 4 7 1(2 0 2 3)0 8 0 0 6 3 0 8A n a l y s i so nt h eP s y c h o l o g i c a lD r i v i n gF a c t o r so f t h eF a r m e r s W i l l i n g n e s s t oP a r t i c i p a t e i nt h e I m p r o v e m e n to fR u r a lL i v i n gE n v i r o n m e n t i nM a i nG r a i nP r o d u c i n gA r e aHUC h e n c h e n gS c h o o l o fM a r x i s m,Z h e n g z h o uU n i v e r s i t yo fA e r o n a u t i c s,Z h e n g z h o u4 5 0 0 4 6,C h i n aA b s t r a c t:T h ew i l l i n g n e s so ff a r m e r st op a r t i c i p a t ei nt h ei m p r o v e m e n to fh u m a ns e t t l e m e n t si st h ek e yd r i v i n g f o r c e f o r t h e s u s t a i n a b l e i m p r o v e m e n t o f r u r a l h u m a ns e t t l e m e n t s.F r o mt h ep e r s p e c t i v eo f f a r m e r s p s y c h o l o g i c a l f a c t o r s,u s i n g t h e s u r v e yd a t ao f 3 6 7r u r a l h o u s e h o l d s i nWu g a n gC i t y,H e n a nP r o v i n c e,t h em a i ng r a i np r o d u c i n ga r e a,t h ep a p e re m p i r i c a l l ya n a l y z e st h e i m p a c to f f a r m e r s p s y c h o l o g i c a l f a c t o r so nt h e i rw i l l i n g n e s st op a r t i c i p a t ei nr u r a lr e s i d e n t i a le n v i r o n m e n tr e n o v a t i o nb yu s i n gs t r u c t u r a le q u a t i o nm o d e l(S EM),a n dt e s t st h ei n t e r m e d i a r ye f f e c to fv a l u ep e r c e p t i o na n dt h er e g u l a t o r ye f f e c to fs o c i a lt r u s t.T h ee c o l o g i c a lc o g n i t i o n,e n v i r o n m e n t a lr e s p o n s i b i l i t y,s e l f-e f f i c a c ya n de n v i r o n m e n t a la t t i t u d eo fp s y c h o l o g i c a l f a c t o r sh a v eas i g n i f i c a n tp o s i t i v e i m p a c to nt h ew i l l i n g n e s so f f a r m e r s t op a r t i c i p a t e i nr u r a lr e s i d e n t i a l e n v i r o n m e n t r e n o v a t i o n;V a l u ep e r c e p t i o nh a s i n t e r m e d i a r ye f f e c t b e t w e e np s y c h o l o g i c a l f a c t o r sa n df a r m e r s p a r t i c i p a t i o n i n t e n t i o n;S o c i a l t r u s th a s am o d e r a t i n ge f f e c tb e t w e e np s y c h o l o g i c a l f a c t o r s a n d收稿日期:2 0 2 3 0 3 2 7基金项目:国家社会科学基金项目(2 1 X D J 0 0 1).作者简介:胡晨成,博士,讲师,主义从事农村基层治理的研究.f a r m e r s p a r t i c i p a t i o n i n t e n t i o n.L o c a l g o v e r n m e n t s h o u l d t a k em e a s u r e s t oe n h a n c e f a r m e r s p s y c h o l o g i c a lf a c t o r s,e n h a n c e f a r m e r s p e r c e p t i o no fe n v i r o n m e n t a lv a l u e,a n dp r o m o t ef a r m e r s s o c i a l t r u s t,s oa st os t i m u l a t e f a r m e r s w i l l i n g n e s s t op a r t i c i p a t e i nr u r a l r e s i d e n t i a l e n v i r o n m e n t r e n o v a t i o n.K e yw o r d s:i m p r o v e m e n t o f r u r a l l i v i n ge n v i r o n m e n t;p s y c h o l o g i c a l f a c t o r s;f a r m e r s w i l l i n g n e s s t op a r t i c-i p a t e;m a i ng r a i np r o d u c i n ga r e a;Wu g a n gC i t yo fH e n a nP r o v i n c e人居环境是人们利用自然、改造自然以满足生存需要的场所1.加强农村人居环境建设,实现乡村生态振兴是乡村振兴战略的目标之一.党的二十大报告提出:“提升环境基础设施建设水平,推进城乡人居环境整治.”农户是农村人居环境整治的主要参与者和受益者.河南作为农业大省,“三农”问题是最大“省情”.因此,探讨河南省农户农村人居环境整治参与意愿(以下简称参与意愿)对改善和提升农村人居环境整治成效、破解“三农”问题具有重要意义.纵观现有文献,学者们围绕农村人居环境整治取得了丰富的研究成果.首先,在保障农村人居环境整治活动开展方面,文献2 认为法律法规等正式制度的建立是农村人居环境整治顺利开展的重要保障;文献3 认为制定科学的规划、广泛筹措资金可以促进农村人居环境整治的开展.其次,在实证研究区域选择方面,文献4 以南疆为实证区域分析了农村人居环境整治的成效与不足;文献5 以重庆市巴南区为例探讨了农村人居环境整治的绩效.再次,在农户参与意愿方面,文献6 认为主观规范、行为态度与知觉控制行为对农户参与意愿有重要影响;文献7 认为户主的村干部经历、外出务工经历以及制度等因素对参与意愿影响较大.综上所述,现有研究成果对本文具有重要借鉴意义,但仍有可拓展之处.一是缺乏从微观农户心理层面研究参与意愿;二是农村人居环境整治是具有正外部性的公共事务,不同参与者之间存在利益博弈,如果忽视社会信任因素,可能会使农户参与意愿研究结果出现偏差;三是现有相关实证研究多集中在西部地区,河南作为农业大省,农村人口多,农村人居环境整治任务重,但农户参与意愿的相关研究较少.基于此,在已有文献基础上,本文采用河南省舞钢市农户调研数据,以微观农户心理因素为切入点,从生态认知、环境责任感、自我效能感、环境态度4个方面出发,探究心理因素对农户参与意愿的直接影响及通过价值感知对农户参与意愿的间接影响,并对社会信任在心理因素与农户参与意愿关系中的调节效应进行检验,剖析农户参与意愿的影响机制,以期为河南省制定农村人居环境整治政策,提升农村人居环境整治成效提供参考.1 理论分析与研究假设1.1 农户参与意愿的心理驱动因素分析目标行为理论将个体的心理系统视为一种复杂的自组织系统,心理目标作为该系统的动力性变量,支配着心理系统的自组织过程,推动个体对自身多重心理因素进行自组织重构,形成新的有序的心理结构,进而影响个体的行为决策选择8.本文基于目标行为理论,将农户心理因素划分为生态认知、环境责任感、自我效能感、环境态度4个方面,探究其对参与意愿的影响.生态认知是农户在村庄生态环境变化的基础上形成的人为活动对人居环境影响的心理认知9.生态认知的提升有利于农户认识到不合理的生产、生活行为给村庄人居环境带来的负面影响,激发其参与农村人居环境整治的积极性,提高参与意愿.环境责任感是个体在认可环境带来利益的基础上采取积极的措施改善环境问题的责任意识1 0.环境责任感的提升可以激发农户主动采取行动解决环境问题,提高参与意愿.自我效能感是个体在参与某项活动前,就自身能力能否达成活动目标的一种评估认知1 1.自我效能感的提升可以增强农户参与人居环境整治的自信心,提高参与意愿.环境态度是个体实施某项环境行为时的一种自我评价,是参与意愿的一种倾向性表达1 2.农户对农村人居环境整治的积极态度可以提高参与意愿.基于以上分析,提出假设:H 1 1:农户生态认知对参与意愿的影响有统计学意义;H 1 2:农户环境责任感对参与意愿的影响有统计学意义;H 1 3:农户自我效能感对参与意愿的影响有统计学意义;46西南师范大学学报(自然科学版)h t t p:/x b b j b.s w u.e d u.c n 第4 8卷H 1 4:农户环境态度对参与意愿的影响显著相关.1.2 价值感知的中介效应价值感知是个体在现有掌握的知识体系基础上,为满足自身需要而对付出与收益间的衡量1 3,体现了个体对环境的主观感知和效用评价.感知作为重要的前因变量,在解释个体行为意愿方面发挥着重要作用1 4.农村人居环境整治的外部性决定了农户在参与过程中保留着追求经济利益的理性经济人本质.因此,提升环境价值感知,有助于农户认识到改善环境就是发展生产力、好环境带来宜居宜业等长期效益,强化心理因素对农户参与意愿的影响.基于以上分析,提出假设:H 2 1:农户价值感知在生态认知与参与意愿之间起中介作用;H 2 2:农户价值感知在环境责任感与参与意愿之间起中介作用;H 2 3:农户价值感知在自我效能感与参与意愿之间起中介作用;H 2 4:农户价值感知在环境态度与参与意愿之间起中介作用.1.3 社会信任的调节效应社会信任是社会文化规范和社会制度的产物1 5,是成员社会心态的重要内容,是一种普遍信任,有利于增强彼此之间的互动交流,在一定程度上会影响个体决策1 6.文献1 7 的人际信任调节效应模型表明信任会调节其他因素对结果变量的影响.农村人居环境整治具有明显外部性,参与主体存在利益博弈,致使利益相关者之间存在相互猜疑,这种猜疑可能会干扰心理因素对决策行为的影响.当农户社会信任度较高时,有利于就人居环境重要性形成共识,提高农户心理因素认知,提高参与意愿.基于以上分析,提出假设:H 3 1:农户社会信任在生态认知与参与意愿之间起调节作用;H 3 2:农户社会信任在环境责任感与参与意愿之间起调节作用;H 3 3:农户社会信任在自我效能感与参与意愿之间起调节作用;H 3 4:农户社会信任在环境态度与参与意愿之间起调节作用.基于以上理论分析,构建农户心理因素与参与意愿理论分析框架图(图1).图1 理论分析框架2 数据来源与研究方法2.1 数据来源本文数据来自于课题组2 0 2 2年1-3月对河南省舞钢市农户的实地抽样.2 0 2 1年1 2月,河南省印发 关于开展农村人居环境集中整治行动的通知,舞钢市推行以治理“六乱”(乱堆乱放、乱倒乱扔、乱搭乱建)、开展“六清”(清垃圾、清污水、清塘沟、清违建、清杂物、清残垣断壁)为重点的农村人居环境整治,取得了一定的成效,却仍然存在群众的参与意愿不强、积极性不高的情形.舞钢市是地形有平原、山地、岗56第8期 胡晨成:粮食主产区农户参与农村人居环境整治意愿心理驱动因素分析地、丘陵等多种类型的新兴农业县市,在河南省具有典型代表性.调查以分层抽样与随机抽样、地形地貌与经济发展水平相结合的原则,选取尚店镇、尹集镇、庙街乡、八台镇、枣林镇共计5个乡镇,每个乡镇随机抽取8个村,每村随机抽取1 0户,共发放问卷4 0 0份,回收4 0 0份,回收率1 0 0%;有效问卷3 6 7份,有效率9 1.7 5%.从调查农户的基本特征看,女性1 9 8人,占比5 3.9 5%,男性1 6 9人,占比4 6.0 5%;年龄4 0岁以上有3 1 5人,占比8 5.8 3%,4 0岁以下(含4 0岁)5 2人,占比1 4.1 7%,村庄青壮年男性多外出务工,女性留守在家照顾老人孩子.有村干部或党员共计1 0 9人,占比2 9.7 0%,非村干部或党员是2 5 8人,占比7 0.3 0%;初中及以下文化程度有3 0 4人,占比8 2.8 3%,初中以上文化程度有6 3人,占比1 7.1 7%,整体文化程度不高.目前仍然务农的有3 1 9人,占比8 6.9 2%;将土地流转出去,不在务农的有4 8人,占比1 3.0 8%.因此样本农户特征符合当地实际情况,调研对象具有代表性.2.2 变量设置为保证变量测量结果的准确性,文中以潜变量形式对生态认知、环境责任感、自我效能感、环境态度、价值感知、社会信任、参与意愿进行测量.其中,生态认知参见文献9,从环境污染感知、环境保护意识、环境治理意义维度进行测量;环境责任感参见文献1 0,从责任意识、行为感知、行为担当维度进行测量;自我效能感参见文献1 0,从活动难易程度、参与机会、参与能力维度进行测量;环境态度参见文献1 8,从参与积极性、活动支持、活动重要性维度进行测量;价值感知参见文献1 3,从经济价值、生态价值、健康价值维度进行测量;社会信任参见文献1 6,从村干部信任、邻居信任、环境政策信任维度进行测量;参与意愿参见文献7,从计划参与、准备参与、愿意参与维度进行测量.本文采用L i k e r t五级量表形式测量问题项(表1).表1 变量名称、定义、赋值潜变量观测变量赋值生态认知(E C)环境责任感(E R)自我效能感(S S E)环境态度(E A)价值感知(V P)社会信任(S T)参与意愿(WP)您了解当前村上环境问题的严重性(E C 1)您了解如何在生产生活中保护人居环境(E C 2)您了解人居环境整治对村子发展的重要性(E C 3)保护人居环境是政府的事,与您无关(E R 1)您的行为会对人居环境产生影响(E R 2)您会因为没有参与人居环境保护感到惭愧(E R 3)人居环境整治对您来说容易(S S E 1)您有机会参与人居环境整治(S S E 2)您有能力参与人居环境整治(S S E 3)您参与人居环境整治的积极性高(E A 1)您支持人居环境整治(E A 2)您认为开展人居环境整治很有必要(E A 3)您认为人居环境整治有利于村子经济发展(V P 1)您认为人居环境整治有利于环境改善(V P 2)您认为人居环境整治可以减少新冠病毒等疾病传播(V P 3)您信任村干部(S T 1)您信任邻居(S T 2)您信任环保政策(S T 3)您计划参与人居环境整治(WP 1)您准备参与人居环境整治(WP 2)您愿意参与人居环境整治(WP 3)“完全不同意”等于1,“不同意”等于2,“一般同意”等于3,“同意”等于4,“完全同意”等于52.3 研究方法结构方程模型(S t r u c t u r a lE q u a t i o nM o d e l,S EM)可针对多个因变量做分析,同时处理观测变量、潜在变量、干扰变量或误差变量,为研究难以直接测量的变量间关系提供了科学的分析工具.农户参与意愿相66西南师范大学学报(自然科学版)h t t p:/x b b j b.s w u.e d u.c n 第4 8卷关变量均属于模糊性概念,需要一些具体指标来间接反映,结构方程模型很好地契合了研究的需要.因此选用S EM对相关因素进行分析.其表达式由3个矩阵方程构成1 0,1 3:=+(1)X=+(2)Y=Y+(3)(1)式为结构方程模型,分别代表内生、外生潜变量对应的系数矩阵,代表残差项构成的向量;(2)式和(3)式为测量模型,Y分别代表外生潜变量、内生潜变量的因子载荷矩阵,为残差项.3 实证结果与分析3.1 数据检验3.1.1 信度和效度检验在S E M模型应用前,为保障问卷数据的有效性和可靠性,使用S P S S 2 5.0对量表进行信度与效度检验(表2).信度检验中,每个潜变量C r o n b a c hs值在0.7 0 8 0.8 7 6间,均大于阈值0.7;KMO值在0.7 6 9 0.9 0 0间,均大于阈值0.5;P值均小于0.0 0 5.表明数据具有较好的信度和效度.表2 效度、信度检验潜变量测量题项信度检验C r o n b a c hs效度检验KMOp生态认知(E C)E C 1,E C 2,E C 30.7 2 40.8 3 20.0 0 0环境责任感(E R)E R 1,E R 2,E R 30.7 9 40.9 0 00.0 0 0环境态度(E A)E A 1,E A 2,E A 30.8 6 20.8 1 50.0 0 0自我效能感(S S E)S S E 1,S S E 2,S S E 30.7 7 40.7 6 90.0 0 0价值感知(V P)V P 1,V P 2,V P 30.8 7 60.8 0 30.0 0 0社会信任(S T)S T 1,S T 2,S T 30.7 0 80.8 4 70.0 0 0参与意愿(WP)WP 1,WP 2,WP 30.7 8 60.7 9 50.0 0 03.1.2 模型适配度检验依据理论假设,运用AMO S 2 5.0软件引入农户心理因素与参与意愿构建结构方程模型,验证生态认知、环境责任感、自我效能感、环境态度对农户参与意愿的直接影响;将价值感知引入模型,构建结构方程模型,分析价值感知在农户心理因素与参与意愿间的中介效应.对模型与模型的适配度进行检验(表3),模型与模型的I F I和G F I等指标均符合检验标准,并且引入价值感知的模型适配度检验指标优于模型,说明结构模型适配度良好,能够进行模型检验.表3 模型适配度检验检验指标CM I NG F IA G F IN F IC F IRME S A标准0.9 0 00.9 0 00.9 0 00.9 0 00.0 8 0结构方程模型2.4 4 20.9 1 90.9 0 40.9 2 10.9 5 00.0 6 5结构方程模型2.5 4 20.9 3 80.9 3 20.9 3 30.9 5 90.0 6 2拟合结果理想理想理想理想理想理想3.2 模型假说检验与分析3.2.1 农户心理因素对农村人居环境整治参与意愿的直接影响由模型标准化路径系数(表4)可知,生态认知对农户参与意愿影响的路径系数为0.7 5 1,在p0.0 5水平有统计学意义,H 1 1得到验证.表明农户人居环境的生态认知越高,对人居环境重要性、污染状况认知越深刻,参与意愿越高;环境责任感对农户参与意愿影响的路径系数为0.5 1 9,在p0.0 5水平有统计学意义,H 1 2得到验证.表明农户环境责任感越强,对村里环境保护、修复的责任心越强,参与意愿越高;自我效能感对农户参与意愿影响的路径系数为0.4 5 4,在p0.0 1水平极有统计学意义,H 1 3得到验证.表明农户人居环境整治的自我效能感越高,参与的机会就越多,能力就越强,参与意愿越强;环境态度对农户参与意愿影响的路径系数为0.8 0 2,在p0.1水平有统计学意义,H 1 4得到验证.表明农户的人居环76第8期 胡晨成:粮食主产区农户参与农村人居环境整治意愿心理驱动因素分析境整治态度越积极,便越认可开展人居环境整治有必要,越支持此项活动,参与意愿越高.表4 结构方程模型估计结果影响路径结构方程模型路径系数P检验结果结构方程模型路径系数P检验结果生态认知参与意愿0.7 5 1*0.0 1 6成立0.4 9 7*0.0 3 7成立环境责任感参与意愿0.5 1 9*0.0 3 7成立0.4 3 5*0.0 1 2成立自我效能感参与意愿0.4 5 4*0.0 0 0成立0.3 6 2*0.0 0 0成立环境态度参与意愿0.8 0 2*0.0 5 6成立0.6 9 8*0.0 6 1成立生态认知价值感知0.7 9 5*0.0 0 2成立环境责任感价值感知0.4 6 4*0.0 6 4成立自我效能感价值感知0.4 1 1*0.0 0 8成立环境态度价值感知0.3 0 1*0.0 1 6成立价值感知参与意愿 0.4 8 6*0.0 0 5成立 注:*表示在p0.0 5水平有统计学意义,*表示在p0.0 1水平极有统计学意义.3.2.2 价值感知的中介效应由模型标准化路径系数(表4)可知,引入价值感知后,心理因素对农户参与意愿的影响的检验结果与模型基本一致,再次验证了H 1 1,H 1 2,H 1 3,H 1 4成立.并且,生态认知对价值感知影响的路径系数为0.7 9 5,在p0.0 1水平极有统计学意义;环境责任感对价值感知影响的路径系数为0.4 6 4,在p0.1水平有统计学意义;自我效能感对价值感知影响的路径系数为0.4 1 1,在p0.0 1水平极有统计学意义;环境态度对价值感知影响的路径系数为0.3 0 1,在p0.0 5水平有统计学意义;价值感知对农户参与意愿影响的路径系数为0.4 8 6,在p0.0 1水平极有统计学意义.因此,可进一步对价值感知的中介作用进行检验.本文采用B o o t s t r a p方法1 9检验价值感知在心理因素与农户参与意愿间的中介效应,通过9 5%的置信区间内是否包含“0”值对中介效应进行判断(表5).价值感知在生态认知、环境责任感、自我效能感、环境态度影响农户参与意愿中的中介效应的标准化系数分别为0.0 3 6,0.2 2 8,0.2 1 0,0.1 1 8,置信区间均不包含“0”,表明价值感知的中介效应存在,H 2 1,H 2 2,H 2 3,H 2 4均得到验证,证明价值感知在提高农户参与意愿中具有中枢作用.表5 价值感知的中介效应检验效应类型路径关系影响估计值影响区间间接效应生态认知价值感知参与意愿0.3 0 60.5 1 0,1.7 5 0环境责任感价值感知参与意愿0.2 2 80.0 6 3,0.2 5 1自我效能感价值感知参与意愿0.2 1 00.0 5 9,1.4 6 0环境态度价值感知参与意愿0.1 1 80.1 5 8,1.1 0 93.2.3 社会信任的调节效应本文采用分层回归法检验社会信任的调节作用.首先对连续变量社会信任进行中心化处理,减少多重共线性.将农户参与意愿作为因变量,逐步在回归方程中引入控制变量(模型1)、自变量和调节变量(模型2)、自变量与调节变量的交互项(模型3),依据自变量与调节变量的交互项系数的显著相关性判断调节变量是否具有调节作用.分别将心理因素的4个方面作为自变量,社会信任作为调节变量,依次进行分层回归分析(表6).生态认知、环境责任感、自我效能感、环境态度与社会信任的交互项系数均显著相关.分析证实社会信任在心理因素对农户参与意愿的影响过程中发挥调节作用,假设H 3 1,H 3 2,H 3 3,H 3 4得到验证.为了更直观地体现社会信任的调节效应,参考文献2 0 的研究建议,以社会信任的均值加减一个标准差用以绘制交互效应图(图2).从图中2可以看出,当农户社会信任水平较高时,心理因素对农户参与意愿的影响较强,当农户社会信任水平较低时,心理因素对农户参与意愿的影响相对较弱,进一步支持了假设H 3 1,H 3 2,H 3 3,H 3 4.86西南师范大学学报(自然科学版)h t t p:/x b b j b.s w u.e d u.c n 第4 8卷图2 社会信任的调节效应图表6 社会信任调节效应检验结果变量生态认知模型1模型2模型3环境责任感模型1模型2模型3自我效能感模型1模型2模型3环境态度模型1模型2模型3性别0.1 1 2*0.0 9 7*0.0 9 7*0.1 1 2*0.0 6 7 0.0 6 6 0.1 1 2*0.0 6 3 0.0 6 2 0.1 1 2*0.0 6 3 0.0 6 2 年龄0.0 3 3-0.0 3 10.3 1 20.0 3 30.0 2 50.0 1 60.0 3 30.0 5 80.0 5 50.0 3 00.0 2 30.0 3 4教育程度0.1 7 9*0.1 8 7*0.1 8 6*0.1 7 9*0.1 8 2*0.1 8 1*0.1 7 9*0.1 7 3*0.1 6 9*0.1 7 9*0.1 5 4*0.1 5 4*生态认知0.4 0 3*0.3 0 1*环境责任感0.4 9 2*0.3 8 9*自我效能感0.4 9 3*0.4 0 1*环境态度 0.5 5 6*0.5 4 0*社会信任 0.3 9 4*0.2 9 4*0.2 6 3*0.1 6 2*0.2 4 5*0.2 2 9*0.2 3 3*0.1 3 9*生态认知社会信任0.1 1 6*环境责任感社会信任0.1 2 7*自我效能感社会信任0.1 8 5*环境态度社会信任0.1 4 0*R 20.0 5 40.3 1 20.5 1 00.0 5 40.3 7 90.4 7 80.0 5 40.4 0 00.4 0 50.0 5 40.4 1 20.5 4 4 R 20.2 6 80.2 0 00.0 3 30.0 2 10.3 5 40.3 0 70.3 6 70.3 0 1F6.8 4 8*1 1.1 4 9*1 4.1 2 8*6.8 4 8*9.1 8 7*1 3.4 2 7*6.8 4 8*1 1.9 6 5*1 7.3 3 1*6.8 4 8*1 4.1 5 9*1 6.8 2 7*注:*表示在p0.0 5水平有统计学意义,*表示在p0.0 1水平极有统计学意义.4 结论与讨论4.1 结论本文聚焦粮食主产区河南省农村人居环境整治问题,构建了“心理因素 农户参与意愿”理论分析框架,基于舞钢市实地调研数据并运用结构方程模型,分析了心理因素对农户参与意愿的影响;在此基础上,采用B o o t s t r a p法进一步验证了价值感知在心理因素与农户参与意愿之间的中介效应;同时,对社会信任在心理因素影响农户参与意愿关系中的调节作用进行了检验.主要结论如下:1)从农户参与意愿的直接影响路径结果看,心理因素的4个方面对农户参与意愿的影响均有统计学意96第8期 胡晨成:粮食主产区农户参与农村人居环境整治意愿心理驱动因素分析义,影响路径由大到小依次为环境态度、生态认知、环境责任感、自我效能感.因此,提高农户心理因素认知,可以提高参与意愿.2)从农户参与意愿的间接影响路径结果看,价值感知在心理因素的4个方面与农户参与意愿关系中均存在中介效应,且其影响呈显著相关性.因此,提升农户对农村人居环境的价值感知是提高参与意愿的核心路径.3)从社会信任调节效应看,社会信任对心理因素的4个方面与农户参与意愿关系的调节效应的影响有统计学意义.因此,提升农户社会信任水平可以提高参与意愿.4.2 讨论本研究揭示了心理因素对粮食主产区河南省舞钢市农户参与农村人居环境整治意愿的影响机制,进一步分析了心理因素对参与意愿路径的影响,认为心理因素4个方面对参与意愿的影响存在差异.然而,参与意愿既受心理因素影响较大,亦受国家政策、乡村规划、农村产业发展等因素影响,未来深入研究农户人居环境整治参与意愿的影响机制与路径,为促进粮食主产区乡村振兴提供参考.参考文献:1 吴良镛.人居环境科学导论 M.北京:中国建筑工业出版社,2 0 0 6:3 8-3 9.2 刘鹏,崔彩贤.新时代农村人居环境治理法治保障研究 J.西北农林科技大学学报(社会科学版),2 0 2 0,2 0(5):1 0 2-1 0 9.3 于法稳,侯效敏,郝信波.新时代农村人居环境整治的现状与对策 J.郑州大学学报(哲学社会科学版),2 0 1 8,5 1(3):6 4-6 8.4 王富忠,胡燕.乡村振兴战略背景下南疆地区农村人居环境整治研究 J.农业经济,2 0 2 1(1 1):4 3-4 5.5 鄂施璇.韧性视角下农村人居环境整治绩效评估 J.资源开发与市场,2 0 2 1,3 7(9):1 0 5 3-1 0 5 8.6 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,2 0 2 1,3 7(4):4 3 9-4 4 7.7 孙前路.西藏农户参与农村人居环境整治意愿的影响因素研究 J.生态与农村环境学报,2 0 1 9,3 5(8):9 7 6-9 8 5.8 韩晴,黄速建,肖宇佳,等.“硬创业”还是“软创业”?基于多重心理因素的学术创业形式选择组态分析 J.外国经济与管理,2 0 2 3,4 5(1):1 3 7-1 5 2.9 林丽梅,何秀玲,韩雅清.生态认知、关系网络对村民生活垃圾合作治理行为的影响:基于福建省5 0 1份村民问卷数据的实证分析 J.生态与农村环境学报,2 0 2 1,3 7(1 0):1 3 0 1-1 3 0 9.1 0杜建国,段声丽.环境责任感对消费者绿色购买行为的影响 绿色自我效能感和绿色感知价值的链式多重中介效应 J.南京工业大学学报(社会科学版),2 0 2 2,2 1(3):4 8-6 0.1 1李长安,郭俊辉,陈倩倩,等.生活垃圾分类回收中居民的差异化参与机制研究 基于杭城试点与非试点社区的对比 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