社会信任、群体规范对农户生态自觉性的影响

王学婷，张俊飚，何可，童庆蒙

（华中农业大学经济管理学院/湖北农村发展研究中心，湖北 武汉 430070）

生态环境福利是人类福利的重要组成部分。改善农村生态环境不仅有利于提升农民福祉水平，而且对农业农村绿色和可持续发展意义重大。但长期以来，由于发展理念上的偏差，引发了以高投入获取高产出为导向的有失科学的生产行为，导致了日益加重的环境污染与生态破坏[1]，尤其以面源污染表现更甚，并由此严重影响到我国农业农村发展和农民生活福利水平[2]。数据显示，2016年我国化肥用量达328.5 kg/hm2，远高于120 kg/hm2的世界平均水平，是欧盟的2.6倍；在农药使用方面，方法的不到位严重影响到使用效果，使平均利用率仅35%，远低于欧盟等发达国家或地区50%～60%的水平。长期过量使用化肥、农药等农业化学品生产资料以及随意堆弃或焚烧作物秸秆和排放畜禽粪便等，造成了严重的环境污染并成为当前农业生态系统破坏的主要原因[3]。为此，树立新型发展理念，转换传统发展方式，推进农业循环、绿色和可持续发展，已成为新发展理念下实现农业转型发展的重大问题，并进入宏观决策层的视野范围。如2018年的中央“一号文件”就提出了“加强农村突出环境问题综合治理，坚决摒弃损害甚至破坏生态环境的发展模式，切实推动农村生态环境根本好转”的基本要求。

然而，目前我国农户在生态环境保护中普遍表现为自觉性较弱，不当生产行为较多和对农业农村生态环境破坏较大的状况。如在湖北省的化肥和农药使用中，农户选择低于合理标准用量的比例仅为5.68%和3.36%[4]，即有95%左右的农户在肥药使用上，选择了超量施用；在辽宁地区，选择采用秸秆还田技术的农户也仅占23.70%[5]。作为最基本的农业生产主体，农户是农业生产资源的占有者和农业生产方式转变的实施者，其在农业生产中的生态自觉性对农村生态环境状况好坏产生直接影响。因此，在当前农村生态环境问题依旧严重的背景下，培养和提高农户的生态自觉性是解决农村生态环境问题的重要途径之一。理论分析也表明，农户的生态自觉性培养不仅是增强农户生态环保意识，诱发农业生态生产方式转变的内在动力，而且是建设美丽乡村的主要内容[6]。因此，如何提高农户的生态自觉性成为值得关注和思考的重要问题。此外，随着当前农村社会的发展和人口结构的不断变化，农户逐渐分化成老一代和新生代两类不同的群体[7]，且两代农民处于生命周期的不同阶段，在生活时代背景、个人成长经历、资源禀赋、社会网络、利益诉求与价值观等方面存在较大差异[8]，信任、规范对其生态自觉性的影响也可能存在差异。那么，在农业生产中，当前我国农户的生态自觉性究竟如何？有哪些因素影响着农户的生态自觉性？这些影响是否存在代际差异？对这些问题给出理论诠释和科学回答，无疑对纠正农户生态行为偏差，破解农村环境治理难题具有重要的理论价值与实践意义。

回顾已有文献发现，直接对农户生态自觉性的研究非常少。其中，在理论方面，部分学者对生态自觉性的科学内涵[9]、基本特征[10]、实现途径[11]及其与生态文明的关系[12]等方面进行了论述，并提出将农村环保宣传、生态文化建设与农业生产方式转变相结合，以增强生态自觉性的思路。在实证方面，对农户生态自觉性进行实证研究的文献更是稀少。既有研究多分析农户生态行为的影响因素及其对生态环境的负外部性，并得出了农户生态行为不仅受家庭基本特征、土地产权制度等影响[13]；还受农户自身素质、政府生态监管、社会网络和参与的作用[14]。

梳理文献发现，关于社会信任、群体规范对农户生态自觉性的影响研究甚少，且在现有针对农户生态行为研究的少量文献中，大多仅关注到农户基本特征等对农户生态行为的影响，而对信任、规范尤其是将社会信任、群体规范与农户生态自觉性置于同一框架下的研究更是关注甚少。与此同时，由于不同代际农民在生活背景与经历等方面存在差异性，其在农业生产中的生态自觉性表现及影响因素亦不尽相同，然而现有文献未考虑到这种影响的代际差异。因此，本文在构建农户生态自觉性理论分析框架的基础上，考察社会信任、群体规范对农户生态自觉性的影响，并进一步探讨农户生态自觉性影响因素的代际差异，进而为提升农户生态自觉性，推动农村生态环境问题解决提供理论依据。

1 概念界定与理论分析

1.1 概念界定

于冰[12]认为“生态自觉性”是通过对生态问题的反省，以更深刻领悟和把握生态与人类发展的关系，并由此内化为人们的心理与行为习惯。具体而言，包括两个方面[12]：对生态定位的自觉，即正确认识和评价生态在人与自然关系中的地位或作用；人的行为方式的自觉，即准确把握和判断自身的行为方式。在农业生产中，农户的生态自觉性则表现为通过反思不合理的农业生产方式，来正确理解农业发展与生态环境保护的关系，进而可以转化为内生的自觉性和主动性。为科学地衡量农户的生态自觉性，在既有研究的基础上，本文用生态价值认知、生态环保态度和生态行为倾向3个指标来表征生态自觉性[9-10,15-16]。

1.2 理论分析

1.2.1 社会信任对农户生态自觉性的影响 关于社会信任对农户生态自觉性的影响，最具代表性的理论是源于20世纪80年代的“社会资本理论”（social capital theory）。Putnam[17]认为社会资本能够通过协调的行动形成更高水平的信任、规范与网络。其中，社会信任是社会资本的重要表征，具有明显的外部性特征，信任水平越高，参与合作的可能性越大[18]。农户的社会信任是指农户在一定村域内与他人长期交往形成的信任关系，可分为特殊信任和一般信任，前者主要指对家人或亲戚等关系较为亲近的人的信任，后者主要指对村干部等关系较远的人的信任[19]。

已有不少理论研究证实了信任对个体实施环境保护行为的积极影响[20-21]。事实上，农户的生态自觉性是农户在农业生产过程中表现出的对生态环境保护的主动性，其本质是农户个体行为实施的自觉性，这种自觉性会受到农户社会信任关系的影响。那么，社会信任是如何影响农户生态自觉性的呢？一方面，科尔曼[22]认为，社会信任能够降低管理成本，增加人们的自发社会行为（例如自觉保护生态环境），形成服从组织权威的正确方式。在农业生产中，农户对其他社区成员的信任，在一定程度上导致农户更愿意付出信用或依靠他人的建议而采取生态保护行为[19]，同时，农户这种自觉的生态保护行为是建立在节约一定信息成本基础上的自发环保行为。另一方面，社区成员间的信任有助于建立合作机制，信任水平越高，合作的交易成本越低[23]。因此，为了共同维护村域生态环境，农户间的社会信任有助于农户开展合作，形成互惠利他的心理，并在此基础上，共同且自愿实施生态保护行为。因此，本文认为农户对家人、亲友、村民、村干部等的社会信任水平越高，依靠其建议而采取行动的可能性越大，受其生态环保建议的影响，农户会逐渐形成自觉的生态环保意识和态度。

1.2.2 群体规范对农户生态自觉性的影响 Crawford和Ostrom[24]认为，群体规范是制度的一种，是建立在一组个体对“适宜”和“不适宜”共同认识基础上的一种结果，是群体成员所公认的且需要共同遵守的行为准则，其形成受模仿、暗示、顺从等心理因素的制约。North[25]认为其主要包括正式规范和非正式规范两大维度，其中，正式规范主要指宪法、法令和产权等正式或明文规定的准则，非正式规范则主要指在群体中经过长期发展自然形成的某种约定俗成的道德、禁忌、习惯、传统和行为规则等默契标准。

农户在一定的村域范围内长期生活，从事农业生产，与其他农户聚居形成群体。在农户群体中，同样存在类似的行为规范，不仅包括政府的法律、制度等正式规范，同时也存在着某些长期约定俗成的村规民约等非正式规范。理论研究表明，环保法规等正式规范对农户环境保护行为产生影响[26]，原因在于，正式规范作为一种明文规定的正式制度，具有约束和平衡功能，对群体内成员产生一定的强制约束力，迫使个体顺从它、遵守它，不遵守规范可能面临惩罚[27]。在农户生产过程中，这种强制约束最初表现为一种外在压迫力，但随着时间的推移，农户的意识、态度和行为习惯会慢慢发生转变，会逐渐树立生态环保的意识，最终在农业生产中形成生态自觉性。

同时，乡村习俗、社区文化、价值观念等非正式规范也会对农户的环境行为产生影响[28]。原因在于，一方面，非正式规范是社区成员在无数次博弈中所形成的以声誉机制为基础的约束规范[24]，当农户拥有的信誉与声望效用越高，其违反社会规范的成本就越高，因而其遵守规范、自觉践行生态保护行为的激励越强[29]。因此，在“熟人社会”[30]农村，这种以声誉机制为基础的非正式规范会对个体行为形成较强的规制作用，进而促使农户自觉践行生态环保行为。另一方面，村域内形成的非正式规范，实际是一种内在的约束机制，可规训和塑造农村社会秩序，进而有效抑制“损人不利己”的生态破坏行为[31]。共同遵守村庄内形成的非正式规范，往往是村庄内多数农户的意见，当村庄内多数农户均做到自觉保护生态环境时，受自我从众意识和其他农户生态行为的双重影响，农户会自觉与他人行为保持一致，在农业生产过程中逐渐形成生态环保的意识和态度，进而表现出生态自觉性。

1.2.3 群体规范在社会信任与农户生态自觉性关系中的中介效应 Crawford和Ostrom[24]认为群体内所形成的规范是理性个人在相互理解偏好和选择行为基础上的一种均衡结果。可见，一个社区的社会信任水平越高，越容易形成某种社区普遍认可的约束规范，从而进一步影响社区内成员的意识、态度和行为[32]。在农业生产中，出于对村庄内其他主体的信任，农户容易形成“你能保护生态环境，我也就会保护生态环境”的普遍心理，当这种普遍心理被打破时，人们将对破坏生态环境者予以谴责。因此认为，群体规范是建立在一定社会信任水平基础上的约束，在社会信任对农户生态自觉性影响中发挥中介作用，有助于驱动群体内个体实施生态保护行为。

基于上述分析，本文理论分析框架如图1 所示。

图1 理论分析框架Fig. 1 Theoretical analysis framework

2 研究方法

2.1 数据来源

本文所用数据均来源于课题组2017年7—9月在湖北省武汉、随州、荆州、黄冈、天门5市进行的农户问卷调查。课题组根据各地区农业生产状况，选取武汉市新洲区、随州市曾都区、荆州市监利县和沙市区、黄冈市浠水县与天门市，共5市16镇33村作为样本调查区域。课题组通过随机抽样方法进行样本抽样，首先从所选取的县（市、区）中分别随机选取2～4个乡镇；其次，从抽取的乡镇中分别随机抽取1～3个样本村；最后，从每个样本村中，按照一定比例随机抽取相应数量的样本农户。该调查共抽取1 116个农户，每户原则上由1位成年人接受问卷调查。

调查内容包括村庄基础设施与生活情况、农户家庭基本情况、农户生产技术采用情况、农户社会互动与环境认知情况等。为保证样本的有效性，调查前对调研人员进行了数次培训。经后期统计与整理，剔除关键信息缺失和前后矛盾的样本，最终共得到有效问卷1 093份，有效率达97.94%，其中武汉191份，随州216份，荆州255份，黄冈215份，天门216份，样本特征统计见表1。

2.2 变量测量

1）生态自觉性。本文被解释变量为农户的生态自觉性，根据前文分析，用生态价值认知、生态环保态度和生态行为倾向对其进行表征。

生态价值认知：为更真实具体的测量农户的生态价值认知状况，问卷设计了有关生态生产的5类表述，分别为“水渠灌溉可以减少水渗漏，进而节省水资源”、“长期秸秆还田有利于提高土壤肥力”、“农膜回收利用有助于减少环境污染”、“过量施用化肥会导致土壤性状恶化”和“农药使用过量会污染地下水”，针对以上每种表述，农户均有完全不同意、不太同意、一般、比较同意、完全同意5种选项，依次赋值为1～5。借鉴蔡起华等[19]的做法，用5种表述得分均值，四舍五入后取整作为农户的生态价值认知状况得分，从1到5分别表示生态价值认知从非常低到非常高。

表 1 样本基本情况Table 1 Basis statistics of samples

生态环保态度：具体通过问项“为了保护生态环境，村民应该采用生态生产方式，您认同此说法吗？”来测量，其选项包括完全不认同、不太认同、一般、比较认同、完全认同，依次赋值为1～5，作为农户生态环保态度得分。

生态行为倾向：根据农业部“一控两减三基本”[33]的农村污染治理目标，问卷设计了其中5种生态生产行为，分别从化肥减施、农药减施、农膜回收、秸秆利用和节水灌溉5个方面询问农户是否做到，其选项包括做到和未做到，分别赋值为1和0，借鉴蔡颖萍等[15]的方法，用5种表述得分总和作为农户生态行为倾向得分，从1到5分别表示生态行为倾向从非常不明显到非常明显。

2）社会信任与群体规范。本文核心解释变量为社会信任和群体规范，借鉴蔡起华等[19]的研究，将社会信任分为一般信任和特殊信任；并根据前文分析，用正式规范和非正式规范两个维度表征群体规范变量。其中，一般信任和特殊信任，正式规范和非正式规范均采用李克特5级量表进行赋分，完全不同意至完全同意分别赋值为1至5。

3）控制变量。有研究表明，农户的生态行为还受性别等个体特征[13]、技术培训和预期成本收益等社会经济特征[15]的影响。为控制其它可能影响农户生态自觉性的因素，引入性别、年龄、受教育年限、家庭年收入、技术培训、生产成本和预期收益作为控制变量，以探讨社会信任、群体规范对农户生态自觉性的影响。

上述4类变量的具体测量与描述性统计结果见表2。

表 2 变量测量与描述性统计Table 2 Measurement and descriptive statistics of variables

2.3 模型选取

实证模型中的社会信任、群体规范（解释变量）与农户的生态自觉性（被解释变量）均包含多个指标，因而本文采用适合处理多原因多结果问题的结构方程模型（structural equation modeling，SEM）。与传统的回归分析方法相比，此模型主要有两大优势：第一，可同时处理多个因变量的问题；第二，模型允许变量含有误差项，并将这种测量误差纳入模型，提高估计结果的准确性[34]。本文设定SEM的具体形式为：

式（1）和式（2）为测量方程，反映潜变量和观测变量之间的关系，其中X为外生潜变量的观测变量向量，Y为内生潜变量的观测变量向量；ξ为外生潜变量，包括一般信任和特殊信任，正式规范和非正式规范，η为内生潜变量，表示农户的生态自觉性；λ为关联系数矩阵，φ、ε均为残差项。式（3）为结构方程，其中，β和γ为路径系数，β表示内生潜变量间的关系，γ表示外生潜变量对内生潜变量的影响，ζ为结构方程的误差项。

3 结果与分析

3.1 变量描述性统计分析

从被解释变量来看，受访农户的生态价值认知、生态环保态度、生态行为倾向的平均得分依次为3.291、3.538和2.244（表2），表明农户的生态价值认知较高，生态环保态度较积极，生态行为倾向较不明显。从核心解释变量来看，农户的一般信任和

特殊信任均值分别为3.319和4.246，正式规范和非正式规范均值分别为4.234和3.909，表明农户的一般信任和特殊信任水平均较高，正式规范和非正式规范也较强。从控制变量来看，分别有74.70%和84.80%的农户在实施生态行为时，会考虑到生产成本和预期收益的影响，农户都是理性的，其行为决策往往会考虑成本收益的影响。

3.2 模型的检验

3.2.1 信度与效度检验 为确保研究结果的有效性和可靠性，本文运用SPSS22.0软件分别对量表的信度和效度进行了检验。信度分析结果显示，所有潜变量的 Cronbach’s α信度系数为0.813，且单个潜变量的Cronbach’s α信度系数也均在0.7以上，表明量表具有较好的信度[35]。为进一步验证问卷整体结构的合理性，对潜变量进行了因子分析，结果表明，所有潜变量的各观测变量标准因子载荷系数最小为0.615（大于0.5），表明变量的测量有较好的收敛效度。同时，各潜变量的KMO（Kaiser-Meyer-Olkin）值最小为0.697，且Bartlett’s检验的卡方值最小为1 193.373，在0.1%的显著性水平下显著，表明问卷结构效度较好，适合做因子分析。信度和效度检验的具体结果见表3。

表3 信度和效度检验结果Table 3 Results of reliability and validity tests

3.2.2 整体适配度检验 模型整体适配度是检验理论模型构建是否科学的重要依据[34]。在样本数据符合模型构建要求的基础上，运用AMOS21.0软件对模型进行拟合，分别从绝对拟合指标和相对拟合指标两个层面对模型整体适配度进行检验。表4结果显示，模型各项指标值均在建议值范围内，符合适配标准，表明模型整体适配度较好。

3.3 农户生态自觉性的影响因素分析

非标准化估计结果显示，一般信任和特殊信任、正式规范和非正式规范4个潜变量对农户生态自觉性的影响分别在5%、5%、0.1%和0.1%的置信水平下显著，且方向均为正，影响的路径系数依次为0.062、0.064、0.147和 0.173（表 5）。此外，群体规范在社会信任对农户生态自觉性的影响中产生中介作用，一般信任、特殊信任对正式规范和非正式规范的影响均在0.1%的置信水平下显著，且方向均为正，影响的路径系数依次为0.094、0.011、1.413和0.699（表5）。这一结果验证了前文的理论分析，表明社会信任、群体规范对农户生态自觉性产生正向影响，且群体规范在这一影响路径中发挥中介作用。此外，这一结论与杨柳等[36]得出的农户社会信任对其参与小农水供给行为有显著正向影响的研究结论一致。

表4 模型整体适配度检验结果Table 4 Results of model overall f tness test

标准化估计结果显示，群体规范对农户生态自觉性影响的标准化路径系数均高于社会信任各潜变量的这一系数。具体而言，群体规范中正式规范和非正式规范的标准化路径系数分别为0.136和0.160，而社会信任中一般信任和特殊信任的标准化路径系数分别为0.059和0.035（表5）。这表明相比社会信任，群体规范对农户生态自觉性的影响更大。

进一步分析发现，社会信任变量中，特殊信任对农户生态自觉性影响的标准化路径系数为0.071，高于一般信任的这一路径系数（0.059），表明特殊信任对农户生态自觉性的影响要大于一般信任。统计分析发现，样本农户的特殊信任水平整体上高于一般信任水平，他们对家人、亲戚和朋友的信任均值分别为4.679、4.128和3.932，而对邻居、村干部和基层组织的信任均值分别为3.799、3.155和3.004（表2），他们对前者的信任水平更高。可能的解释是，费孝通[30]认为，中国农村社会是差序格局社会，处于其中的个体会依据关系亲疏远近由内而外形成层层社会关系，而不同关系采用不同的互动法则，表现出的行为特征也存在差异。对农户而言，不同亲疏关系产生不同的信任感和认可度，越是关系亲近的人，农户对其信任度越高，当家人或亲友建议自身采用生态生产方式，以保护生态环境时，出于较强的信任感，农户往往选择接受他们的建议和认可他们的行为，这种信任和认可会增强农户的生态环保意识，且逐步形成生态环保态度，最终提高农户生态自觉性。

表5 社会信任、群体规范对农户生态自觉性影响的SEM估计结果Table 5 SEM estimates of the impacts of social trust and group norms on farmers’ ecological consciousness

群体规范变量中，非正式规范对农户生态自觉性影响的标准化路径系数为0.160，高于正式规范的这一路径系数（0.136），表明非正式规范对农户生态自觉性的影响远大于正式规范。可能的解释为，在被调查地区中，除武汉外，其他样本区的市场化程度并不高，正式规范对农户的影响有限。此外，样本受访者以中老年人居多，由于其长期生活在农村，接触外界信息的机会相对较少，而与村庄内其它村民接触更频繁，受村庄内村规民约等声誉机制为基础的非正式规范影响较大。因此，如果村庄内其他农户均自觉采用生态生产行为，受此声誉机制的影响，农户违反该行为规范的成本较高，进而自觉践行生态保护行为的可能性越大，最终在农业生产中表现出较高的生态自觉性。

从群体规范的中介作用来看，非正式规范在社会信任对农户生态自觉性影响中的中介作用更大，即一般信任和特殊信任对非正式规范的影响分别大于二者对正式规范的影响，其路径系数依次为0.137、0.985、0.058和0.804（表5）。可能的解释为，正式规范作为一种明文规定的正式制度，其最重要的特征之一是约束和平衡，对群体内成员产生一定的强制约束力，是所有成员必须遵守的规范，因此其受外界因素（例如社区内成员间的信任水平）的影响相对较小。而非正式规范是群体内经过长期发展自然形成的某种约定俗成的默契标准，社区内信任水平越高，越容易形成某种大家普遍认可的约束规范，进而影响社区内成员的意识、态度和行为。

此外，从控制变量的影响来看，性别、受教育程度、技术培训和预期收益均显著影响农户的生态自觉性，且分别在0.1%、5%、0.1%和1%的置信水平下显著。具体而言，相比女性，男性农户的生态自觉性高出0.164个单位（表5）。这一结论与史恒通等[14]有关性别对农户生态治理行为影响的结论一致。可能的解释为，在当前农村，男性多外出务工，眼界相对开阔，且更具有尝试和冒险精神，因而更倾向于采用生态生产方式，具有较高的生态自觉性。受教育年限每提高1年，农户的生态自觉性将提高0.065个单位（表5）。该结论与何可等[21]关于文化程度对农户环境治理意愿影响的结论一致。可能的原因是，农户受教育水平越高，越可能认识到生态生产行为对减少土壤、大气等污染的好处。当农户认知到生态保护的益处后，会自觉形成生态环保的意识和态度，进而表现出较高的生态自觉性。相比未参加过技术培训的农户而言，参加过技术培训的农户生态自觉性将提高0.119个单位（表5）。可能的解释为，技术培训不仅可以为农户采用生态生产方式提供技术支撑，而且可以提高农户的生态环保认知水平，有助于农户形成生态环保意识和态度，进而表现出较高的生态自觉性。相比未考虑预期收益的农户而言，考虑技术采用预期收益的农户，其生态自觉性降低0.089个单位（表5）。可能的原因在于，采用生态生产方式可能会导致农业生产成本增加，但其收益在短期内很难实现较大幅度增加，而农户是理性的，在农业生产中，往往追求农业收益最大化，因此，当考虑到预期收益时，其自觉践行生态行为的可能性降低。

3.4 社会信任、群体规范对农户生态自觉性影响的代际差异分析

多群组SEM分析的目的在于探究适配于整体的模型是否适配于不同的样本群体，即评估研究者提出的假设模型在不同样本间是否具有参数不变性[34]。为此，本文以农户代际差异为调节变量对模型进行拟合，以验证模型的适配情况，并探索社会信任、群体规范对农户生态自觉性的影响在不同代际农户中的特点。学术界通常以20世纪80年代划分新老两代农民，因此本文参考杨志海等[8]的研究，将1980年及以后出生的农民界定为新生代农民，1980年之前出生的农民划分为老一代农民。调查数据显示，受访者中，新生代农民159人，占14.55%，老一代农民934人，占85.45%。分析过程中，通过相关参数设置，对各类相关模型的适配度进行比较，最终确定预设模型为最适配的路径模型，用于本文的多群组分析。从模型适配标准来看，CFI值介于0.914～0.933之间，均大于0.9的标准值；RMSEA值介于0.047～0.062之间，均小于0.08的适配临界值。

由表6估计结果可知，社会信任、群体规范对农户生态自觉性影响的估计结果总体基本保持稳定，但因农户代际差异的存在而呈现以下特点：

1）社会信任对农户生态自觉性的影响在老一代农民群体中表现更为明显。可能的解释为，农户的社会信任反映其在一定村域内对长期交往对象的信任程度，相比老一代农民而言，新生代农民因普遍接受了义务教育，受教育程度有所提高，为获得更高的家庭收入，往往在大部分农闲时间选择外出务工，因而与村庄内其它农户的接触和交流减少，对自身所在农村及农民的熟悉度和信任感较低，因而其社会信任水平较低，进而对其生态自觉性影响较弱。调查结果显示，老一代农民的社会信任水平均值为3.689，而新生代农民的信任水平均值仅为3.551（表2）。这一结果与李涛等[37]得出的居民年龄越大，其社会信任水平越高的结论一致。

表6 社会信任、群体规范对农户生态自觉性影响的代际差异估计结果Table 6 Intergenerational difference estimates of the effects of social trust and group norms on farmers’ ecological consciousness

2）群体规范对农户生态自觉性的影响在老一代和新生代农民中表现均较明显。区别在于，第一，正式规范对新生代农民生态自觉性的影响更大，可能的解释为，网络信息技术快速发展的背景下，相比老一代农民，新生代农民获取信息的渠道更多，更容易获取大量且较新的信息，对国家相关政策的了解更多且更及时。在农业生产中，鉴于新生代农民受教育程度相对较高，对政府农业生态生产的相关政策和环保法规较为了解，也更清楚生态保护的益处，更大可能自觉按政策规定行事，因而正式规范对其生态自觉性的影响更大。第二，非正式规范对老一代农民生态自觉性的影响则更大。老一代农民长期在村庄内生产劳作和生活，与村庄内其它村民接触更频繁，受村内风俗习惯、村规民约等影响较大，在模仿、暗示、顺从等心理因素的制约下，为实现保护村庄生态环境的共同目标，会自觉与其它农户行为保持一致。如果村庄内其它农户均自觉采用生态生产行为，农户自身会受到其他农户的影响，在农业生产过程中，逐渐形成生态环保的意识和态度，最终形成生态自觉性。

3）群体规范在社会信任对农户生态自觉性影响中的中介作用，在老一代和新生代农民中存在差异。具体而言，针对老一代农民，非正式规范的中介作用更大，即特殊信任和一般信任对老一代农民非正式规范的影响分别大于二者对新生代农民非正式规范的影响，其路径系数依次为0.031、0.125、0.029和0.081（表6）。这一结论与前文老一代农民的社会信任水平较高，且其生态自觉性受非正式规范的影响较大的结论一致。

4 结论与启示

4.1 结论

推动农村生态环境根本好转是实现乡村振兴战略的重要目标，而实现这一目标的重要一环在于培养农户的生态自觉性。研究表明，农户的自觉性整体较弱，受到社会信任和群体规范的影响，且特殊信任的影响大于一般信任，非正式规范的影响大于正式规范，且群体规范在信任对农户生态自觉性的影响中发挥重要中介作用。此外，针对不同代际农民，信任、规范对其生态自觉性的影响存在差异。老一代农民的生态自觉性更多受到社会信任和非正式规范的影响，而新生代农民的生态自觉性更多受到正式规范的影响。

进一步分析表明，根植于中国农村社会的差序格局导致农户的社会信任水平存在差异，进而影响农户的生态自觉性，现阶段，在以粗放农业增长方式为主的农村地区，如何培育信任以推动农业增长和生态环境保护并实现二者双赢值得我们重视；同时，在市场化程度普遍不高的农村地区，除正式规范对农户行为的约束外，以声誉机制为代表的非正式规范更是影响农户生态保护行为的重要因素，这也为今后要更加重视并强化农户声誉效用在推动其参与社区生态保护中的重要作用提供依据。

4.2 启示

1）构建高度信任的农村社区环境。政府可通过开展集体学习、组织相关农业生产技术培训等形式，加强农户与农户、村干部等的沟通和交流，以此培育足够信任的社区环境，不断提升信任水平，从而引导农户自觉树立生态环保意识，明确生态环保态度，最终提高农户在农业生产中的生态自觉性。

2）充分发挥非正式规范对老一代农民农业生产行为的制约作用。在当前“老人农业”时代背景下，农业劳动力老龄化趋势明显，老一代农民成为当前农业生产的“主力军”，鉴于其受村规民约等非正式规范的影响较大，因此，应充分发挥非正式规范对其农业生产行为的规制作用，在乡村生态治理与保护中，积极引导村庄内形成与之协调的村规民约、风俗习惯等非正式规范，强化农户的声誉效用和社会责任意识，以充分发挥声誉机制在推动其农业生态生产过程中的内驱力作用，最终引导其形成良好的生态自觉性。

3）完善并细化农村环保法律法规。未来农业的发展，必然离不开新型职业农民这一主体，而新生代农民的生态自觉性更多受正式规范的影响，因此，政府在充分发挥群体规范对其生产行为的引导作用时，尤其需重视正式规范对其行为的约束功能，完善并细化环境法律法规，针对不同损害环境的农业生产行为，应制定详细的惩罚规则，遵循“对号入座”原则，确保规则的可实施性。