乡村旅游企业社区参与、环境关心与环境行为

刘德光 董 琳

1 引 言

随着新农村建设和乡村整形战略的提出，乡村旅游得到进一步发展。农家乐是乡村旅游的重要构成，是我国乡村旅游业发展的产品之一，是当地居民向城市游客提供的一种回归自然、放松身心和愉悦精神的休闲旅游。农家乐一般由农、林、牧、副、渔中的一种或者多种业态形式与旅游相结合形成的新型旅游模式。农家乐大体上可以划分为景区依托型和休闲娱乐型两类。由于农家乐是乡村旅游的一种，因此也体现出乡村旅游所具有的低成本和乡村整形等特征。在疫情当前和较快速的生活节奏下，农家乐无疑是一种较受欢迎的休闲旅游形式，促使农家乐得到进一步发展。

乡村旅游客观上带动了农村基础设施建设，提供就业和创业机会(徐虹和王彩彩 2018［16］），提高农民收入（杨学儒和杨萍 2017［17］），乡村旅游以自然风光和地方人文特色为基础吸引游客，但是同时也带来了重大的生态环境挑战，特别是农家乐的污染排放物成为生态环境污染的重要来源，如不能及时治理环境问题，必然会影响乡村旅游的可持续发展（邓谋优 2017［18］）。在生态文明发展和乡村旅游可持续发展的思想指导下，农家乐的生态环境问题受到广大学者的关注。例如，袁海峰提出农家乐发展应该从生态环境等方面进行研究和改进（袁海峰 2014［1］），王茸仙认为应加强对农家乐的生态环境保护宣传（王茸仙 2009［2］），李堆淑等研究发现乡村旅游开发不当带来较为严重的乡村生态破坏和环境污染问题（李堆淑和卢豪 2019［3］）。如果不能及时有效地解决农家乐的污染排放问题势必影响乡村旅游业的整体发展。

农家乐的生态污染问题不仅与游客有关，更与农家乐的环境行为有密切的关系。如新闻报道，2013年安徽省黄山市汤口镇出现农家乐随处倒脏水的事件、2018年广东省潮汕市为治理农家乐环境提出的农家乐环境污染被清拆政策等，因此，文章认为乡村旅游的生态环境不仅与游客相关（贾衍菊和林德荣 2015［20］），更受到当地旅游企业的影响。然而现有研究大多关注游客的环境行为，较少研究农家乐企业的环境行为。事实上农家乐不注重环境设施建设，存在垃圾、剩饭、废水、废油等不及时处理等较为严重的环境问题（田启利2017［19］），鉴于此，关注和研究影响乡村旅游企业环境的因素对当今日益凸显的生态问题具有现实的指导意义。王凯等通过对张家界农家乐的案例研究发现，农家乐企业的环境行为对当地环境质量起着决定性作用（王凯等 2012［4］），但是农家乐环境行为的前因后效研究甚是缺乏。鉴于此，本文探讨乡村旅游企业社区参与对农家乐的环境行为的影响，并探讨环境关心的中介 作用和当地居民收入水平的调节作用，揭示乡村旅游企业环境行为的前因，从一定程度上推动乡村旅游的持续绿色发展。

2 相关概念界定与理论假设

2.1 企业环境行为

企业环境行为是指企业运营情境下，迫于政府、社会等在环境资源方面的压力，基于企业自身发展战略，企业经营管理者主动减少环境危害的环境关系处理的战略性行为，具体表现为废弃物处理、降低能耗、较少废物排放等主动性行为（Bowen 等 2010［5］；Brammer和 Millington 2003［6］；Idemudia 2009［7］）。环境行为一般分为遵守型环境行为和主动型环境行为，在绿色旅游的大形势下，企业主体主动遵守环境规则、着力支持绿色环境的行为是旅游可持续发展的必要条件。农家乐经营者作为乡村旅游的主体，与旅游地的环境发展有着千丝万缕的联系。相反，已有不少研究表明农家乐在经营中对旅游地的环境造成较大伤害，比如，任超超指出农家乐在经营过程中的滥伐植被、污水排放等问题严重影响当地的环境（任超超和尹日 2016［8］），因此，农家乐诸多不当行为严重威胁旅游地的环境问题，阻碍旅游的可持续发展。基于此，本文旨在寻求影响乡村旅游企业环境行为的影响因素，探讨促进乡村旅游可持续发展的最优策略，因此认为研究乡村旅游企业环境行为不仅具有理论价值，对实践也具有重要意义。

2.2 社区参与

社区参与最早记载于上世纪80年代，是指作为乡村旅游的企业主体，社区越来越多参与到当地旅游发展、旅游规划等的决策中，从乡村环境、旅游地经济等方面，充分考虑社区的全面发展，同时促进旅游可持续发展（杨学儒和李浩铭 2019［9］）。具体到农家乐是指，农家乐作为社区最丰富的参与企业，与社区群体及旅游者有密切联系，其共同参与解决社区环境、经济等社会问题的行为。再者，旅游地的发展与社区的参与存在千丝万缕的关系，而作为主体的农家乐，其经营行为更深刻地影响着旅游地的可持续发展和社区的全面进步。例如，苏明明等在对北京慕田峪长城景区与社区居民的研究中提出居民的社区参与对旅游地的发展具有正向促进作用（苏明明和Geoffrey 2012［10］）。还有一些研究认为，企业社区参与能够间接促进旅游地的可持续发展。比如，孙九霞（孙九霞和保继刚 2006［11］）等指出，农家乐作为社区参与的主体企业与其他利益主体的合作是促进旅游地可持续发展的重要因素。因此，农家乐的社区参与是旅游地全面发展的重要保障；旅游地的可持续发展与农家乐的主体参与有着密切联系。

2.3 社区参与对企业环境行为的影响

社区参与可以提高企业社会认同和促进社区发展。社区参与是农家乐获取合法性和社区资源的主要战略措施，对农家乐的经营行为和社区的可持续发展有广泛的影响。作为乡村旅游的主体，农家乐需要依赖社区力量克服环境破坏的外部效应，有效治理旅游目的地环境，吸引更多游客，降低农家乐的经营风险。更多的社会力量纳入乡村旅游可持续发展可以提高农家乐的长期竞争力。研究表明，农家乐通过改善社区的公共设施等可以促进社区居民的生态旅游合作，最终实现农家乐和社区的共赢，进而提高农家乐的社会认同。即，农家乐的社区参与可以通过社会认同机制影响其环境行为选择。再者，乡村旅游企业与当地社区发展相辅相成，互惠互利。乡村旅游企业发展为当地居民提供就业机会、提高农民收入，优化产业结构、改善农村经济水平（李国庆 2018［21］），从而能够获得社区居民的认同和支持，得到当地政府的扶持，获得外生资源，达成社区与旅游企业的共赢。基于此，本文提出如下假设：

H1：社区参与企业环境行为正相关，即企业社区参与越深，环境行为越深。

2.4 环境关心的中介作用

环境关心是主动解决环境问题的意愿。环境关心是影响农家乐环境行为的重要因素之一。农家乐是社区生态环境的直接受益者（余可发 2021［12］），农家乐的环境关心程度对其环境行为有至关重要的影响。从知识认可和情感保护讲，当农家乐有较强的环境关心时，会更加主动采取环境行为，社区企业参与程度越深，对当地社区认可程度越深，越主动保护当地的生态环境，因此可以看出，环境关心对环境行为具有显著的正相关性（Zibenberg 等 2018［15］)。

农家乐的社区参与会带来社会认同，特别是农家乐和社区共同保护当地生态环境，会得到更多的社会认同。保护当地生态环境是一种对社区和农家乐发展均有益的活动。社区参与程度越深，农家乐的环境关心程度越高，较高环境关心下，农家乐会更愿意承担由于社会参与会引发的更高的环境行为成本。基于此，文章提出如下假设：

H2：乡村旅游企业的社区参与与环境关心正相关，即企业社区参与程度越深，环境关心越明显。

H3：乡村旅游企业的环境关心与环境行为正相关，即乡村旅游企业环境关心程度越高，对企业环境行为正向影响越大。

H4：乡村旅游企业的环境关心在农家乐的社区参与和环境行为间起中介作用，即乡村旅游企业环境关心程度越高，企业社区参与对企业环境行为的正向影响越大。

2.5 居民可支配收入的调节作用

当地居民收入水平较高会带来较大的环境压力，主要表现为三个方面。首先，当地居民收入水平的提高也激发了更多的旅游消费，从而带来更多的环境压力和旅游生态赤字。其次，农民收入水平提高，对生态环境提出更高的消费需求，进而产生环境压力。再次，当地居民收入水平提高带来的消费增加会刺激更多的农家乐创业，农家乐的增加同样带来环境压力。对于农家乐来说，社区环境生态压力会影响其环境行为，从而迫使农家乐采取更加深入的环境行为。在此情景下，即使农家乐社区参与较低，其环境行为也会较为全面。

当地居民收入水平较低时环境压力较小。由于环境行为的隐蔽性和监督成本较高，农家乐考虑自身发展需要会主动选择的环境行为较少。在此情景下，随着农家乐社区参与的实施，其减少废弃物直排、实施环境行为的程度会快速上升。基于此，本文提出如下假设：

H5：当地居民收入水平在乡村旅游企业社区参与和环境行为间起到负向调节作用。

基于以上分析构建如下概念模型图，见图1。

图1 概念模型图

3 研究设计

3.1 变量测量

与农家乐密切相关的生态环境问题主要是废物排放。因此本文借鉴王凯等（2012）开发的测量量表，借鉴与农家乐污染物直接排放行为相关的两个测量题项设计农家乐的环境行为测量题项。社区参与的测量参考王建等开发的具有本土情景的测量量表（王建等 2017［13］），设置了5个测量题项。环境关心的测量借鉴Kim等开发的量表（Kim和Choi 2005［14］），设置3个题项。所有题项均采用李克特5级量表调研，1表示非常不同意，5表示非常同意。考虑到居民收入水平对环境行为影响的滞后性，当地居民收入水平采用统计年鉴上公布的农家乐所在地前一年的居民平均收入水平。并控制农家乐规模（人数）和成立年限、创业者年龄和文化水平。变量及其测量见表1。

表1 变量及测量

3.2 样本数据采集

农家乐是乡村旅游的重要构成，由于乡村旅游企业类型多样，为了避免不同类型的企业环境行为造成内生差异，本文以乡村旅游最大构成体农家乐作为调查对象。农家乐是以家庭为基本单位，依托当地资源与环境，由农、林、牧、副、渔中的一种或者多种业态形式与旅游相结合形成的新型旅游模式，大体上可以划分为家庭型农家乐和合伙制企业两类。本文调查对象是湖北省旅游景区农家乐。湖北省旅游资源丰富，是重要的旅游客源地，湖北省东、西、北三面环山，中部有”鱼米之乡“的江汉平原，且湖北省文化底蕴深厚，因祖炎地故里而得名“楚文化”胜地，有木兰故里、三峡大坝、武当山等著名旅游景点。湖北省，尤其是武汉市是全国交通重要枢纽，经济水平较高，在中西部地区处于首位，GDP位于较高水平，经济富裕，因此居民对当地的生态环境期望较高。但由于农家乐起步相对较晚，发展欠成熟，近年来又大肆发展农家乐，导致农家乐对当地生态环境破坏甚为严重。鉴于此，湖北省的样本能总体客观反映企业社区参与与环境行为的关系及居民可支配收入对企业社区参与与环境行为关系的影响。

为了确保调查数据的准确性，首先采取实地调研法进行预调研，根据预调研结果修订问卷内容。通过旅行社联系农家乐，通过电话、邮件、访谈和中间人调查相结合的方式进行正式调研，并认真记录每家农家乐的联系人和联系方式，以便回访和问卷编码。根据经济发展水平及农家乐发展阶段的不同进行分类调研，根据抽样调查对访谈对象进行归类。每家农家乐选择1名创业者和5名员工为问卷调查对象，并进行样本匹配。由于本文数据源于同一被试，为避免同源方差，问卷将各个分量表的题项打乱填写。总共调查了284家农家乐的农家乐创业者，通过问卷匹配最终收集到231份有效的调查问卷，问卷有效率达到81.3%。并根据统计年鉴匹配农村居民上年度可支配收入。从性别分布看，男性占42.3%，女性占57.7%，男女比重相差不大。在有效问卷中从年龄上看，25岁以下的占18.2%，25-35岁占20.5%，35-45岁占21.1%，45岁以上占40,2%，数据显示农家乐的创业者以中年人为主。从受教育程度看，初中及以下文化程度占47.9%，高中（含中专）文化程度占21.1%，大学（含大专）文化程度占28.2%，，硕士文化程度占2.8%。调查结果显示与案例地人口统计特征基本吻合，说明本样本具有客观性和科学性。

4 数据分析与假设检验

4.1 信度和效度

采用SPSS18.0 对量表进行因子分析，分析量表的信度。其中农家乐社区参与量表的Cranach’s α 值为0.876，环境行为量表的Cranach’s α 值为0.892，环境关心量表的Cranach’s α 值为0.884。Cranach’s α均大于0.8，表明三个量表的信度良好。结合探索性因子分析法和验证性因子分析法检验量表效度。SPSS22.0的探索性因子分析结果见表2，三个量表的KMO值均大于0.7，社区参与、环境行为和环境关心的因子载荷均大于0.7，显著性水平均小于0.05，表明三个量表的题项都存在共同因素，具有良好的效度。AMOS17.0验证性因子分析结果表明均符合建议值，具有良好的信度，见表3。总体来讲，量表具有良好的模型建构信度和效度。

表2 探索性因子分析的效度检验结果

表3 验证性因子分析的效度检验结果

4.2 相关性

相关性分析的汇总表将表4。由表4可知，农家乐的社区参与、环境关心和环境行为间存在显著正相关关系。当地居民可支配收入和农家乐的环境行为负相关，但不显著。社区参与和环境关心显著正相关。相关性分析结果初步支持相关假设。

表4 各变量均值、标准差和相关性分析结果

4.3 假设检验

（1）主效应检验

根据表4可知，农家乐社区参与环境行为正相关。进一步检验农家乐社区参与对环境行为的影响。并控制创业者年龄和文化程度，农家乐规模和成立年限。由表5可知，控制变量方面，由模型M1可知，农家乐规模与环境行为负相关，即规模越大，环境行为越低。农家乐成立年限越长，环境行为越深，即对于老牌农家乐来说，为了保持企业的持续经营，会采取全面的环境行为。创业者个人特征对环境行为影响不显著。由模型M2可知，自变量社区参与和环境行为正相关，社区参与越深，农家乐的环境行为越深。假设H1得到检验。

表5 社区参与对环境行为影响分析

（2）环境关心的中介效应检验

本文借鉴Preacher和Hayes提出的bootrap法进行中介效应检验。首先将社区参与、环境行为、环境关心一次加入Bootrap分析过程，并将bootrap Sample参数设置为5000，置信度设置为95%。若95%置信区间上下限包含0（LLCI和ULCI间），则有中介作用，否则无。检验环境关心在社区参与和环境行为间的中介作用，同样控制创业者年龄和文化程度，农家乐规模和成立年限。检验结果见表6（控制变量省略）。

表6 社区参与通过环境关心影响环境行为路径检验结果

由表6可知，社区参与对环境行为有显著的直接正影响（LLCI= -0.334，ULCI= -0.046，检验区间不包括0），进一步支持假设H1。社区参与对环境关心的直接影响不显著（LLCI= -0.299，ULCI= 0.027，检验区间包括0），假设H2未得到检验。环境关心对环境行为存在显著的直接正影响（LLCI=0.290，ULCI=0.537，检验区间不包括0），假设H3得到检验。中间效应的检验结果可知，环境关心在社区参与和环境行为间发挥的中介作用显著（LLCI=0.211，ULCI=0.532，检验区间不包括0），表明中介效应显著，影响大小是0.056，假设H4得到检验。另外，加入环境关心后，社区参与对环境行为的影响依然显著（LLCI= -0.382，ULCI=-0.099，检验区间不包括0），但是影响效用由原来的0.261降低为0.205，说明环境关心在社区参与和环境行为间有部分中介作用。

（3）居民可支配收入的调节效应检验

调节效用的检验依然采用bootrap方法。相应参数设置同中介效应检验。居民可支配收入对社区参与和环境行为这一路径的调节效应检验结果发现，居民可支配收入在社区参与和环境行为间存在显著的调节作用（R2-chng=0021，f=7295），调节效应为0.153（LLCI= -0.254，ULCI= -0.041，检验区间不包括0）。

表7 居民可支配收入的调节效应检验结果

进一步画出居民可支配收入对社区参与和污染排放之间关系的调节效应图，见图2。

图2 居民可支配收入对社区参与和环境行为影响的调节效应

当居民可支配收入高时，环境行为也高，且随着社区参与程度提高，居民可支配收入会加强社区参与对环境行为的积极作用。当居民可支配收入较低时，环境行为也低，且较低的居民可支配收入对社区参与和环境行为间关系的影响也较弱。即居民可支配收入在社区参与和环境行为间有正向调节作用。假设H5得到检验。

5 结语

5.1 结论

文中以环境关心作为中间变量，构建了环境参与对环境行为影响的结构模型，并以湖北省农家乐为例，做了大样本问卷调查，对以农家乐为主的乡村旅游企业做了量化评析，从农家乐的污染排放为切入口，探讨乡村旅游企业的社区参与对其环境行为的影响，发现乡村旅游企业的社区参与程度越深，越关注环境问题，其环境行为越深入。即社区参与对环境行为有正向推动作用，而环境关心在二者间起到部分调节作用。农家乐所在地的居民行为对农家乐的持续发展起着较大的影响。当地居民可支配收入增加会影响其休闲旅游产品的消费，同时也对当地的生态环境提出了新的要求。随着旅游企业社区参与水平的提高，当地居民可支配收入对乡村旅游企业的环境行为产生积极地影响，即居民可支配收入在社区参与和环境行为间有正向调节作用。研究结论不仅丰富了企业环境行为理论相关研究，也帮助政府和相关单位认识乡村旅游企业特别是农家乐的环境态度和环境行为，对于乡村旅游企业与当地居民的互动和社区参与亦有实践指导意义。

5.2 局限性和未来展望

本研究也有一定的局限性，首先样本区域限制和数量，给研究结果带来了不确定性，后续研究将进一步扩展样本数量和调查区域，并在此基础上进行多类旅游企业的比较研究，并对旅游企业进行追踪调研，进一步探讨旅游企业环境行为的动态变化，以完善相关研究；其次，本研究以农家乐这一旅游企业为研究对象，仅探讨了农家乐污染排放的环境行为，在新的情境下，相关研究还有相当大的研究空间，后续研究将进一步完善旅游企业环境行为研究的理论内涵和测量操作。