生态知识对林区农户生态保护行为影响的实证研究——生态情感与责任意识的中间作用

(北京林业大学 经济管理学院,北京 100083)

生态知识对林区农户生态保护行为影响的实证研究
——生态情感与责任意识的中间作用

冯 潇,薛永基,刘欣禺

(北京林业大学 经济管理学院,北京 100083)

在林区,生态知识、生态情感和生态责任意识等因素均对林农户的生态保护行为产生影响。基于山西省、河南省等地林区农户调查数据,采用结构方程模型方法对生态知识影响林区农户生态保护行为的路径进行了实证研究。结果表明:生态知识不能直接影响林农的生态保护行为,而生态情感和责任意识对林农的生态行为具有积极的正向影响;生态情感和责任意识在林农的生态知识和生态保护行为间起到了中间作用。据此，提出林区农户生态保护管理的方格模型。

生态知识;生态保护;生态情感;责任意识;林区农户

随着我国集体林权制度改革的完成,林农不再是单纯的林木生产者和消耗者,而是逐渐成为生态环境保护的主体。林农的生产行为与生态环境保护息息相关,林农对生态环境的影响主要表现在生态破坏和生态保护两方面。前者体现在生态公益林丧失、林木滥伐、生态多样性减少等方面[1];后者主要体现在诸如造林育林、生物多样性保护、森林水源涵养等方面[2]。作为林业生产的基本单位,林农的生态行为将直接反映到生态环境中,并严重影响到林业的可持续发展。

从目前有关林农对生态保护行为的研究成果来看,多数研究集中在林农的认知和行为等方面[3]。环境行为的影响因素及其发生机制也常常在研究者的探讨之列[4,5]。近年来,有关农民的生态保护行为的研究逐年增多,生态知识对农民行为的影响被研究者广泛关注。对政府来说,利用当地农民的生态知识来观测生态问题具有低成本、低难度等优势[6]，因此越来越多的学者与政府官员寄希望于通过生态知识教育来引导农民进行生态保护,但实际政策效果并不明显。

陈秋红[7]通过对呼伦贝尔牧民的生态意识进行实证研究后提出,将生态问题简单归因于“缺乏生态保护意识”的观点是片面的,诸如加强对林农的生态保护知识宣传等相应对策存在局限性;周玲强等[8]认为,环保行为意愿会受到行为效能因素和情感因素的影响;周锦等[9]研究发现,农村居民的生态意识和切实的生态保护行为之间存在较大差距;谭丽荣等[10]发现农民存在“知行脱节”现象,有一定生态知识的农民不一定有正确的生态行为。农民对生态保护的经验积累与相关生态环境知识的沉淀并没有直接转化为生态保护的行动力,因此对林农缺乏生态保护知识的指责是片面的。要激发林农的生态保护行为,关键在于将林农在生产生活中学得的生态环境知识转化为实际行动。

基于此,本文通过对江西、浙江等地林区林农的问卷调查结果进行定量研究,采用实证分析方法验证生态知识对林区农户生态保护行为的影响。同时,本文对林农的生态情感与责任意识在其中所起到的中间作用进行了深入探讨。

1 理论分析与假设的提出

1.1 生态情感、责任意识与林农的生态保护行为

生态情感曾被定义为人对自然物体的情感反映[11]。Maloney等[12]认为,生态情感和生态行为之间存在正相关关系;Hines等[13]证实了环境情感和环境行为间的相关关系;贺爱忠[14]通过实证研究证实了绿色情感显著地正向影响绿色行为。生态情感是林农与自然环境之间天然的情感联结,体现了林农在面对生态问题时的心理反应。这些情感体验来源于林农长期的生产生活实践经验,是林农与自然相互博弈的结果。生产生活实践激发了林农的生态情感,生态情感转而促使林农将生态思想逐步转化为现实行为。在生态保护行为的形成过程中,生态情感对林区的生态保护具有重要的现实意义。

生态责任意识是指林农在面对和解决生态问题过程中对自己所承担责任的认识[15]。多数农民已认识到生态意识与生态环境问题的因果联系,但对生态责任主体的认识仍较模糊[16]。大部分农民并未认识到自身才是农村环境建设的主体,反而将环境保护与治理的责任归咎于政府、村委会或其他组织。直接研究生态责任意识对生态保护行为的影响不多,但却不乏有关道德责任感[13]、环境道德责任感[17]、环境责任感[18]等相近概念对环境/生态保护行为影响的研究。贺爱忠等[14]在研究零售企业绿色行为时提出社会责任意识对环境保护行为有显著的正向影响。由此,本文提出以下假设:H1——生态情感与林区农户生态保护行为具有正相关关系;H2——责任意识与林区林农的生态保护行为具有正相关关系。

1.2 生态知识与林农的生态保护行为

生态知识有助于形成生态情感和培育生态保护意志[19]。Dispoto[20]认为,环境知识可解释环境行为;贺爱忠[14]认为,环境知识能直接影响环境保护行为;张宏等[21]在研究保护区的生态保护时发现,缺乏环境知识感知会影响生态保护意愿和行为。林区生态知识是指林农对林业生产及创业过程中有关环境状况和环境保护相关基本知识的了解。农民对生态环境的了解往往局限于与自身生产与生活密切相关的范围内,如水体富营养化、温室效应、白色污染等[22]。林农根植于林区这一大的生态环境中,他们对生态保护的觉醒和认知往往起源于对一些生态知识的吸收,因此生态知识是触发林农生态保护行为的“开关”。此外,Schahn、Holzer[23]曾提出环境知识研究具有抽象与具体之分,并指出抽象知识可能对生态行为无影响,而对具体知识有影响。本研究中的生态知识采用了具体知识,具体指林农在其生活生产活动中经常接触到的包括对“白色污染、生物多样性、有机食品”等知识的了解。由此,本文提出生态知识与林农生态保护行为之间关系的假设为:H3——生态知识与林区林农的生态保护行为具有正相关关系。

1.3 本文视角

总结以往有关生态保护行为的研究发现,生态情感和生态责任意识往往被归类于生态意识或生态认知的范畴,很难获得独立的关注。环境知识是否对环境行为存在直接作用在理论界一直存在争议,有研究证实环境知识不足以直接诱发环境行为和实际实施[24],生态知识直接促成生态保护行为发生的逻辑略显牵强。林农作为林区生产的主体,他们的生态认知程度与行为决策直接关系到林区环境保护程度的高低。人们只有对生态环境产生情感认同,生态认知才能转化为主体行为规范。随着生态知识的累积,林农对生态环境的情感随之发生变化。因此,本研究逻辑可表述为:生态知识是形成生态情感的重要环节,是激发生态责任意识的关键因素,也是人们采取生态行动的认识基础。据此,提出以下假设:H4——生态知识与生态情感具有正相关关系;H5——生态知识与责任意识具有正相关关系。根据本文的研究逻辑和以上五个研究假设,本文构建的概念模型见图1。

图1 概念模型

2 研究方法

2.1 数据来源

本文数据主要采集自江西、福建、浙江、四川、广西、广东等多个实施林权改革的省份。通过对林农样本的随机选择,采取上门访问和问卷填写的形式,共发放问卷980份,回收有效数据样本882份,其中符合本文研究使用需求的有效数据为192份。

在符合本研究使用需求的有效数据中,男性占71.4%,女性占28.6%;超过1/2样本对象的年龄在41—50岁区间段,基本呈正态分布;初中及以下学历占比达到51.6%,受教育程度偏低;家庭年收入在1—6万元区间的占比达到59.8%,家庭从事林业生产较多;林地面积在10hm2以下、11—30hm2的林农占比分别为44.3%、22.8%。调查研究样本基本可满足后续研究的需要，样本描述性统计信息见表1。

表1 样本的描述统计信息

2.2 研究测量

本文研究涉及四个变量,即生态知识、生态情感、责任意识和生态保护行为，通过Likert7级量表对以上变量进行了测量。本文量表设计是基于国内外相关研究的成熟量表,并结合我国林区林农的实际情况进行了修改。其中,生态知识部分主要参考了王建明[25]等研究,具体由“白色污染、生物多样性、有机食品”三个典型概念体现。生态情感部分主要参考Schwepker、Cornwell[26]、戴志利[15]等研究,具体由“乱倒垃圾、河水污染、山林被毁”等林区常见生态破坏现象的情感表现测量。生态责任部分主要参考Berkowitz、Daniels[27]、Johnson[28]等的研究,具体测量项目为:人人都有义务保护生态环境、我愿意为保护生态环境做贡献。在生态保护行为部分,主要参考了Schwepker、Cornwell[27],Pickett、Kangun、Grove[29],Straughan、Roberts[30]等的研究,具体测量项目为:我在生产生活中尽量使用有利于生态环境的产品、我在生产中会有意识地生产有利于生态环境的产品、我在生产中会考虑节水和节电。

3 实证分析

3.1 信度和效度分析

本文采用的量表是基于国内外现有成熟的量表,理应具有良好的信度和效度。通过对本文量表信度和效度的再检验,根据Cronbach′s alpha系数法,量表的信度为0.855,各变量的Cronbach′s Alpha值见表2,均高于0.8,可认定问卷可靠性较高,问卷内部具有一致性。同时,运用因子分析法可得到各题项的因子载荷均大于0.7,量表的效度良好,数据符合后续结构方程模型分析的需要。因素分析结果见表2。

表2 林农创业相关变量因素分析

图2 结构方程模型路径

3.2 结构方程模型(SEM)检验

本文主要探讨林区林农的生态知识、生态责任意识、生态情感、生态保护行为四个变量之间的复杂关系,因此选择的结构方程模型(SEM)见图2,并采用SPSS19.0软件和AMOS17.0软件对量表数据进行了结构方程模型拟合。通过拟合与修正,得到模型结果见表3。模型的整体拟合优度指数为:GFI=0.926、NFI=0.938、IFI=0.955、CFI=0.954。根据吴明隆的观点:GFI值、NFI值、IFI值、CFI值越接近1,表示模型适合度越好,一般取值大于0.9,因此认为本文中的模型与样本的拟合效果较好。由分析结果可知,H1、H2、H4、H5均得到了证实,而H3未能通过检验。通过结构方程模型可得:生态情感与生态保护行为之间具有正向关系;责任意识与生态保护行为之间具有正向关系;生态知识与生态情感之间具有正向关系;生态知识与责任意识之间具有正向关系;而林农所具有的生态知识与其生态保护行为之间不存在直接相关关系。由此可见,生态知识对林农生态保护行为的影响是间接的,生态情感和责任意识起到了中间作用。

表3 结构方程模型相关路径检验指标

注:*表示P<0.1, **表示P<0.05, ***表示P<0.01。

3.3 中间作用分析

中介效应检验分析:本文主要参考了近年得到广泛认可的由Zhao等[31]提出的中介效应分析体系,并按照Bootstrap的方法进行中介检验。该检验程序合理有效,且被国内外学者广泛参照,在各类顶级期刊上均有较多的引用[32],分析过程见图3。首先,确定中介路径是否存在,即检验a*b是否显著。当a*b显著时,表明中介路径存在,可再检验c′。若c′不显著,则存在唯一中介变量；若c′显著,则存在遗漏的中介变量;若a*b不显著,则表明中介路径不存在。在本文中,自变量为X代表生态常识,因变量Y代表生态行为,中介变量M1表示生态责任意识,M2表示生态情感，a表示X影响M，b表示控制自变量后M对Y的影响，c表示X影响Y。运用SPSS19.0软件中PROCESS插件运算检验生态情感和生态责任意识的中介效应,得到中介效应估计值见表4。

图3 Zhao等提出的中介效应分析体系

表4 中介效应检验分析结果

从两组中介效应检验结果可见:在检验责任意识M1时,BootLLCI=-0.0277、BootULCI=0.0712、a*b不显著。同时,进一步检验c′后发现,LLCI=-0.1303、ULCI=0.0959,c′也不显著。因此,生态责任意识在生态常识和生态行为中没有起到中介作用。在检验生态情感M2时BootLLCI=-0.0355、BootULCI=0.1370、a*b显著;进一步检验c′后发现,LLCI=-0.1943、ULCI=0.0334、c′不显著。因此,生态情感在林农生态常识和生态保护行为中起到了唯一的中介效应。

调节效应检验分析:中介效应和调节效应均属于中间效应,中介效应更侧重于自变量通过中介变量以影响因变量的机制,而调节效应则主要关注调节变量影响自变量和因变量的方向与强弱[33]。中介变量和调节变量都属于第三者,当一个模型包含的变量多于3个时,则可能同时包含中介变量和调节变量[34]。因此,本文进一步对生态责任意识做调节效应分析(图4)。简单调节模型为:Y=f(X,M)+e、Y=aX+bM+cXM+e。以上模型也可表述为:Y=aX+bM+e、Y=bM+(a+cM)X+eR。式中,X代表生态常识,Y代表林农户生态行为,M表示生态责任意识,a、b、c分别表示回归类型系数。

图4 调节效应检验和分析模型

表5 调节效应模型回归结果

表6 调节效应模型系数和显著性分析结果

4 结论与讨论

通过实证分析可知,在H1、H2、H3、H4、H5五个假设中,有四个假设通过了检验,而H3没有通过检验,表明生态知识有助于林农的生态保护行为,但它不能直接对林农的生态保护行为产生影响,需要生态情感和责任意识的中间效应产生作用。这两者可促使林农对生态保护行为的形成。本文的研究结论可归纳为:①生态知识与林农生态保护行为之间存在关联,但生态知识不能直接影响林农的生态保护行为;②生态知识影响林农的生态保护行为且存在中间变量,即生态情感与责任意识。其中,生态情感具有中介效应,生态责任意识具有调节效应。本文研究了生态常识通过生态情感和生态责任意识对林农的生态保护行为发生作用具有两条路径,这两条路径可同时发生作用,也可独立发生作用。

图5 林区农户生态保护管理方格模型

通过以上研究发现,环境知识不足以直接诱发林农的生态保护行为。作为距离生态环境最近的人群,林农对与自身生产和生活密切相关的生态知识不乏了解,但是生态保护行为并不会因为林农具有的生态知识积累就自发形成,它还需要通过生态情感和责任意识的培养来促使林农完成行为转变。从知识到行为需要一个转化过程,生态知识的积累激发了林农的生态情感和责任意识,而这两者又促成了生态保护行为。因此,政府可从生态情感培育和生态责任意识塑造两个维度来激发林农的生态保护行为,管理林区生态环境。基于以上研究和讨论,本文提出了针对林区农户的生态保护管理模型见图5。

本文提出的林农户生态保护行为概念模型(图2)具有可行性,通过结构方程模型的搭建和中间作用分析,将生态情感和生态责任意识在林农户生态行为中所起到的作用明确化,为我国林区生态环境保护和激发林农主动进行生态保护行为提供了新思路。在未来研究中,可进一步区分林农类型,将林农的人口统计特征与生态保护行为分析结合起来,使结论更具有针对性。此外,在后续研究中,可进一步对林农户生态保护行为的外生影响因素进行探析和完善。

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AnEmpiricalStudyonImpactofEcologicalKnowledgeonEcologicalProtectionBehaviorofForestFarmers——BasedonMiddleRoleofEcologicalEmotionandSenseofResponsibility

FENG Xiao,XUE Yong-ji,LIU Xin-yu
(College of Economics and Management,Beijing Forestry University,Beijing 100083,China)

In forest zone,factors like ecological knowledge,ecological emotion and ecological consciousness of responsibility had influence on the ecological protection behavior of the forest farmers.Based on the data collected from Shanxi Province,Henan Province and structural equation modeling method,this paper tested the path ecological knowledge affecting forest farmers ecological protection behavior in forest zone with empirical methods.The empirical test showed,ecological knowledge could not be directly affect forest farmers behavior of ecological protection,and ecological emotion and sense of responsibility had positive effects on forest farmers forest ecological behavior.Ecological emotion and sense of responsibility played intermediate roles between the ecological knowledge and ecological protection of forest farmers.Based on the above,a grid model for ecological protection management to forest farmers was put forward.

ecological knowledge;ecological protection;ecological emotion;sense of responsibility;forest farmer

10.3969/j.issn.1005-8141.2017.03.005

X37

A

1005-8141(2017)03-0284-05

2017-01-13；

2017-02-21

北京市社会科学界联合会青年社科人才资助项目“北京城郊农户创业孵化体系构建研究”(编号2015SKL024);国家社会科学基金项目“林区农户生态创业机理与培育路径研究”(编号:13CGL089)。

冯潇(1993-),女,四川省南充人,硕士研究生,从事农林业创新创业研究。

薛永基(1981-),男,河南省夏邑人,副教授,从事农林业创新创业、农林产品营销研究。