黃 元 楊 潔 秦悅婷 石亞男 溫亞利

(北京林業(yè)大學經(jīng)濟管理學院 北京 100083)

中國經(jīng)濟發(fā)展水平飛速提升，人民群眾的需求從對基本的物質(zhì)文化需要已轉(zhuǎn)變?yōu)閷Ω咂焚|(zhì)美好生活的追求。在《中共中央國務院關于全面加強生態(tài)環(huán)境保護堅決打好污染防治攻堅戰(zhàn)的意見》中，再次強調(diào)了生態(tài)環(huán)境保護需要人民群眾的共同參與。生態(tài)公益林是以保護和改善人類生存環(huán)境、保存物種資源、維護生態(tài)平衡、森林旅游、科學實驗和國土安全等需要為主要經(jīng)營目的的森林、林木和林地(曹小玉等， 2015)。根據(jù)《中國林業(yè)和草原統(tǒng)計年鑒2018》調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，中國現(xiàn)有森林面積約2.20億hm2，其中需管護的權(quán)屬為國有的生態(tài)公益林面積占32%，集體和個人所有的生態(tài)公益林面積占20%，所有的生態(tài)公益林面積加起來已超過中國森林總面積的一半，并且隨著國家對天然林資源保護的重視不斷加深，生態(tài)公益林面積仍將處于持續(xù)增長的狀態(tài)。

根據(jù)資料顯示，位于重要生態(tài)區(qū)位的生態(tài)公益林大部分分布于偏遠山區(qū)，不僅管護難度巨大，還存在著生態(tài)補償制度不夠完善、補償資金不到位等問題(胡長清， 2012)。生態(tài)公益林的定位不同于以提供木質(zhì)林產(chǎn)品為主要經(jīng)營目的的森林，它主要是以提供公益性服務為主，具備了典型的公共物品屬性。政府在生態(tài)公益林的管護當中起到了關鍵性的中間人作用，這是確保生態(tài)效益能夠持續(xù)提供的基本條件(李占興， 2013)。生態(tài)公益林建設本身是一項公益性的事業(yè)，此前就曾經(jīng)有學者提出應按照“誰受益，誰補償”的原則，由生態(tài)效益受益者共同承擔補償費用，但在實踐中仍存在諸多問題尚未解決(王前進等， 2019； 王奕淇等， 2019)； 又有學者認為應該引入市場化機制，帶動多元社會力量參與生態(tài)公益林建設(沈潔， 2014)，然而此類研究又較多地停留于理論辨析層面，不能很好地指導實際的生產(chǎn)建設。學者們逐漸意識到這一點，實證類的相關研究開始出現(xiàn)。如白斯琴和陳欽(2015)將農(nóng)戶視為受益者，運用Logistic模型分析了福建省農(nóng)戶對生態(tài)公益林支付意愿的影響因素； 朱臻等(2010)對浙江省長興縣的10個村莊進行調(diào)研，采用二元Logistic模型對林農(nóng)參與生態(tài)公益林建設意愿進行了實證分析； 沈潔(2013)以貴州省鎮(zhèn)寧縣為例，對影響林農(nóng)參與建設公益林的意愿進行探討。這些實證研究較好地填補了之前的學術空缺，然而大部分研究生態(tài)公益林補償?shù)奈墨I的視角仍單一集中于農(nóng)戶，忽略了其他可能存在的生態(tài)公益林的受益者，如參與生態(tài)旅游的游客。這類人群的數(shù)量正在逐年增加，且大部分參與生態(tài)旅游的游客都擁有一定的經(jīng)濟基礎與自由支配的閑暇時間，具備了參與生態(tài)公益林保護的基本條件。

國際上的生態(tài)補償主要分為4個類型： 直接公共補償、限額交易計劃、私人直接補償和生態(tài)產(chǎn)品認證計劃(Pagiolaetal.， 2005)。私人直接補償又稱“自愿補償”，是指購買者在沒有任何管理動機的情況下進行自主交易。本研究對私人直接補償?shù)母拍钸M行拓展，選擇能夠最直接感受生態(tài)公益林的普通人群——森林生態(tài)旅游的游客作為研究對象，著重對游客的生態(tài)公益林保護行為意愿的影響因素以及因子間的作用機制進行研究和探討。本研究可能的貢獻主要存在兩方面： 一是研究視角比較新穎，可以補充游客對生態(tài)公益林保護行為的實證研究； 二是拓展了計劃行為理論，豐富了該理論在生產(chǎn)實踐中的應用。當前中國社會主要矛盾的變化使得大眾參與生態(tài)公益林保護的可能性與熱情增加，在這個大眾態(tài)度轉(zhuǎn)變的時間節(jié)點，探索全民參與生態(tài)公益林保護的可能路徑具有十分重要的現(xiàn)實意義，并且，本研究采用從理論模型構(gòu)建到實證的研究方式，可為現(xiàn)有的計劃行為理論拓展提供學術參考。

1 理論模型構(gòu)建與研究假說

1.1 理論模型概念闡釋

1.1.1 拓展的計劃行為理論 心理學研究認為，人類的行為在發(fā)生前會受到行為意愿的驅(qū)使。在社會科學和決策科學的研究領域中，由Ajzen(1991)基于理性行為理論(Theory of Reasoned Action, TRA)提出的計劃行為理論(Theory of Planned Behavior, TPB)是目前可以幫助預測人類行為的最常用理論之一。計劃行為理論從人類行為意愿和行為之間的關系角度切入對個體行為進行預測和解釋，其核心觀點在于，行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制是決定行為意愿高低的3個影響因素，而行為意愿則是決定最終行為的直接因素(Ajzen， 1991)。

隨著計劃行為理論的發(fā)展和日益完善，該理論逐漸受到市場營銷、生態(tài)旅游、環(huán)境保護等諸多領域的專家學者青睞，并在原模型的理論基礎上，根據(jù)實際研究的對象進一步優(yōu)化完善模型使其擁有更強大的適應能力。王麗麗等(2017)將規(guī)范激活理論與計劃行為理論結(jié)合構(gòu)建了城市居民參與環(huán)境治理行為影響因素的理論模型； Juschten等(2019)拓展了計劃行為理論用于研究大都市公民前往附近目的地的旅行意圖； Musavengane(2019)在計劃行為理論的框架下，建立對小型預算酒店業(yè)主的責任旅游模式。

根據(jù)王建明等(2015)關于人類情感和行為的關系研究可知，個人情感是行為態(tài)度的重要影響因素，因此，將計劃行為理論應用于具體的環(huán)境保護行為時，應將個體對環(huán)境的情感作為保護行為態(tài)度的直接影響因素納入到理論模型中。并且，在涉及到具體保護行為時，個體對于保護對象的認知、對保護對象的理解也會影響到其對于該保護行為的評價，即對這種保護行為的具體態(tài)度。由以上分析可以得到本研究一般化的拓展計劃行為理論模型(圖1)。

圖1 拓展的計劃行為理論模型

1.1.2 保護行為意愿 保護行為意愿是啟動保護行為的動機要素，反映了個體為實現(xiàn)目標而愿意付出的努力強度。Smith-Sebasto等(1995)關于環(huán)境責任行為的6種分類是目前學術界認可度比較廣泛的分類，后續(xù)的一些行為分類研究的題項設計也基本包含于這6大類(Cheungetal.， 2020； Liuetal.， 2019； Suetal.， 2019)： 親力行為(Physical Action)、說服行為(Persuasive Action)、經(jīng)濟行為(Financial Action)、公民行為(Civic Action)、教育行為(Educational Action)和法律行為(Legal Action)。本文根據(jù)生態(tài)公益林的相關保護行為特點，并且考慮到不同保護行為之間區(qū)分度問題，將生態(tài)公益林保護行為分為4大類： 親力行為、說服行為、經(jīng)濟行為和公民行為。親力行為指保護行為主體親自參與保護行動，強調(diào)的是行為主體在體力上的消耗，如參與保護組織、進行垃圾分類等行為都屬于親力行為。說服行為指行為主體以語言上的說服為主要途徑，或通過書信、郵件等方式激勵他人，使其提高環(huán)境保護意識從而達到環(huán)境保護的目的。經(jīng)濟行為強調(diào)行為主體使用金錢參與以保護環(huán)境為目的的活動，如對保護組織進行捐款、投資環(huán)保公司等都屬于經(jīng)濟行為。公民行為指行為主體通過公民的身份向政府合理表達自身關于環(huán)境保護的訴求，如參加投票、向有關部門舉報污染等都屬于公民行為。目前已有大量實證研究證明，行為意愿對行為最終是否發(fā)生存在著顯著影響(Warsameetal.， 2016； Alzahranietal.， 2016； Holdsworthetal.， 2019)，因此，本研究理論模型的核心部分可進一步簡化為保護行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制對保護行為意愿的影響研究。

1.1.3 環(huán)境情感、保護對象認知和保護行為態(tài)度 社會心理學指出，態(tài)度并不是人們與生俱來的，而是人們在后天的客觀環(huán)境中逐漸形成的，更多地是基于人們對其他事物的認識，并會對個人的生活、工作、學習、娛樂等日常行為產(chǎn)生深遠的影響(宋明元， 2014)。認知是個人對客觀事物的感覺、了解和判斷，是形成態(tài)度的基礎，對保護對象的認知在本研究中指參與森林生態(tài)旅游的游客對生態(tài)公益林的認知，反映了保護行為主體對保護對象的了解和判斷，這在很大程度上會影響到行為主體對生態(tài)公益林保護行為的主觀評價，即保護行為態(tài)度。一般認為，當保護行為主體認為保護對象具有保護價值的時候，更容易對該保護行為產(chǎn)生正面的評價，從而正向地促進了行為主體的保護意愿。環(huán)境情感(Environmental Emotion)在本研究中參考王建明(2015)的定義，指行為主體對大自然所抱有的某種情緒體驗，可以是積極樂觀的，也可以是消極悲觀的，反映了行為主體對大自然的喜愛程度。一般情況下，行為主體越是喜愛自然，就越容易對保護行為產(chǎn)生正面積極的評價，自身也更容易產(chǎn)生積極的保護行為意愿。

1.1.4 主觀規(guī)范 社會規(guī)范的形成來源于其他人的想法對個體的影響，就像一個群體中的大多數(shù)成員總是維持著某種相似點(宋明元， 2014)。當一個人無法獲取到完全信息時，為了能夠做出正確的選擇，他會傾向于參考多數(shù)人的行為。在本研究中，主觀規(guī)范(Subjective Norm)是指行為主體受到來自于周圍人或所屬社會群體的影響，由此產(chǎn)生的主觀行為意愿。一般來說，當周圍人都積極參與保護活動時，在這個群體中的個人也會受到正向的影響從而更愿意參與保護活動。

1.1.5 知覺行為控制 知覺行為控制(Perceived Behavioral Control)是指行為主體對該行為實際執(zhí)行起來的難易程度的判斷，是行為主體根據(jù)以往經(jīng)驗、所需資源、個人條件等因素進行綜合權(quán)衡的感知結(jié)果。當個人感覺擁有足夠的資源和優(yōu)秀的自身條件足以完成某種行為時，他的知覺行為控制就會增強，完成該行為的意愿也會增加； 當個人擁有的資源和自身條件不足，或是以往經(jīng)驗判斷完成該行為較為困難，他的知覺行為控制程度會減弱，對完成該行為的意愿也會降低(宋明元， 2014)。

1.2 理論模型構(gòu)建與研究假說

綜上所述，本研究的理論模型假說如下： H1： 環(huán)境情感對保護行為態(tài)度有正向的影響； H2： 生態(tài)公益林認知對保護行為態(tài)度有正向的影響； H3： 保護行為態(tài)度對親力行為意愿有正向的影響； H4： 保護行為態(tài)度對說服行為意愿有正向的影響； H5： 保護行為態(tài)度對經(jīng)濟行為意愿有正向的影響； H6： 保護行為態(tài)度對公民行為意愿有正向的影響； H7： 主觀規(guī)范對親力行為意愿有正向的影響； H8： 主觀規(guī)范對說服行為意愿有正向的影響； H9： 主觀規(guī)范對經(jīng)濟行為意愿有正向的影響； H10： 主觀規(guī)范對公民行為意愿有正向的影響； H11： 知覺行為控制對親力行為意愿有正向的影響； H12： 知覺行為控制對說服行為意愿有正向的影響； H13： 知覺行為控制對經(jīng)濟行為意愿有正向的影響； H14： 知覺行為控制對公民行為意愿有正向的影響。本研究最終的理論模型如圖2所示。

2 研究方法與數(shù)據(jù)來源

2.1 結(jié)構(gòu)方程模型

結(jié)構(gòu)方程模型(Structural Equation Modeling，SEM)是一種用于建立、估計和檢驗變量之間因果關系的方法，突破了傳統(tǒng)計量方法無法處理自變量無法測量情況的局限，其目的在于測量多個測量變量與潛變量之間的關系及其強度(馬奔等， 2016)。結(jié)構(gòu)方程模型包括兩部分模型： 一是結(jié)構(gòu)模型，用來描述潛在自變量與潛在依變量之間的因果關系； 二是測量模型，用來描述潛變量與顯變量(觀測變量)之間的線性關系。

測量方程可表示為：

x=Λxξ+δ；

(1)

y=Λyη+ε。

(2)

式中：x表示外生顯變量；Λx為外生指標在外生潛變量上的因子負荷矩陣；ξ為外生潛變量；δ為外生顯變量x的誤差項；y表示內(nèi)生顯變量；Λy為內(nèi)生指標在內(nèi)生潛變量上的因子負荷矩陣；η為內(nèi)生潛變量；ε為內(nèi)生顯變量y的誤差項。

結(jié)構(gòu)方程可表示為：

η1=Bη2+Γξ+ζ。

(3)

式中：B為內(nèi)生潛變量η1與η2之間的關系；Γ表示外生潛變量對內(nèi)生潛變量η1的影響；ζ為誤差項，反映了內(nèi)生潛變量η1在方程中未能被解釋的部分。

2.2 研究區(qū)概況

秦嶺山脈是中國極為重要的山脈之一，因為它既是黃河和長江兩大水系的分水嶺，又是中國南北氣候的分界線，獨特的地理位置使其具有巨大的生態(tài)保護價值。太白山為秦嶺山脈主峰，海拔3 767 m，是中國大陸東部第一高峰。太白山國家森林公園位于秦嶺主峰太白山北麓，在行政區(qū)劃上橫跨太白縣、眉縣和周至縣3個縣。根據(jù)2016年林地變更調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，太白縣、眉縣和周至縣3個縣共保有國家級生態(tài)公益林面積約4.43×105hm2，約占全縣面積的67%。太白山國家森林公園總面積2 949 hm2，森林覆蓋率高達94.3%， 2016年晉升為國家5A級旅游景區(qū)，游客眾多，適宜進行本研究的生態(tài)公益林認知游客調(diào)查。

2.3 數(shù)據(jù)來源

2.3.1 樣本抽樣方法 課題組于太白山旅游旺季2019年7月，在太白山國家森林公園各個景點內(nèi)隨機選取游客進行面對面訪問式調(diào)查，共發(fā)放問卷500份，去掉部分對生態(tài)公益林不太了解的受訪者樣本后，共得到410份有效問卷，有效率達82%。結(jié)構(gòu)方程模型要求實驗樣本量應大于200，且樣本量與觀測變量的數(shù)量比應至少在10∶1以上(潘麗麗等， 2018)。本研究共有9個變量，包含28個最終題項，共410個實驗樣本，滿足結(jié)構(gòu)方程模型的樣本需求。

2.3.2 問卷設計 本研究所設計問卷主要包含2部分： 第1部分為受訪者的個人信息調(diào)查，主要包括性別、年齡、月均可支配收入、職業(yè)、教育程度等用于測度個人社會學特征的題項； 第2部分包含了環(huán)境情感、生態(tài)公益林認知、保護行為態(tài)度、親力行為意愿、說服行為意愿、經(jīng)濟行為意愿、公民行為意愿、主觀規(guī)范和知覺行為控制共9個主題的題項，提問方式為“您是否同意以下說法”，應答選項設置采用5級李克特量表(Likert Scale)，“1、2、3、4、5”分別表示“非常不同意、比較不同意、一般、比較同意、非常同意”。具體題項設置詳見表1。量表中的保護行為態(tài)度、親力行為意愿、說服行為意愿、經(jīng)濟行為意愿、公民行為意愿、主觀規(guī)范和知覺行為控制部分題項設計參考Ajzen(1991)和Smith-Sebasto等(1995)的研究，環(huán)境情感部分題項設計參考Chan等(2000)和孫巖等(2012)的研究，生態(tài)公益林認知在專家咨詢和以往調(diào)研的基礎上，分別從受訪者的生理、心理和世代延續(xù)3個角度設置題項。由于本研究屬于生態(tài)公益林的相關研究，要求實驗樣本對生態(tài)公益林有一定的了解，因此在量表中設置了題項“您對生態(tài)公益林的了解程度如何”，讓受訪者根據(jù)自身情況進行打分，“1、2、3、4、5”分別表示“完全不了解、較少了解、一般了解、較多了解、非常了解”，對在該題項打分3分以上的受訪者樣本進行篩選，作為本研究的最終樣本集合。

表1 問卷題項

對本研究初始量表進行探索性因子分析(Exploratory Factor Analysis，EFA)，量表中所有變量的KMO值都大于0.6，說明本量表可以進行因子分析(吳明隆， 2003)； 量表中所有變量的Bartlett球形度檢驗P值均在0.001水平上顯著拒絕原假設，各題項在對應變量主成分中的因子載荷皆大于0.5，且在其他非對應的變量主成分中因子載荷無大于0.4(張翠娟等， 2015)，說明本研究設計的量表的結(jié)構(gòu)效度良好，可直接用于后續(xù)研究。

2.3.3 樣本描述 表2為本次調(diào)研的樣本組成分布情況： 在性別組成上，女性受訪者要稍微多于男性受訪者，二者比例差距不大； 從年齡分布上來看， 20～39年齡段的受訪對象最多，以青年為主，占總調(diào)查人數(shù)的59.56%； 從職業(yè)角度來看，在受訪對象中，從事科學、教育、文化、衛(wèi)生職業(yè)的人數(shù)最多，占總?cè)藬?shù)的23.90%，其次是學生和從事工業(yè)以及建筑業(yè)的人數(shù)，各占了總調(diào)查人數(shù)的19.49%； 從收入角度上來看，有85.66%的受訪對象的月均可支配收入在8 000元以下，高收入人群較少； 從教育程度來看，77.94%的受訪者學歷為本科及以上，說明在本次調(diào)研中，高學歷人群的樣本占大多數(shù)。整體來看，本研究的樣本分布均勻，涵蓋了各個層次不同社會特征的人群，具有一定的代表性，可用于后續(xù)研究。

表2 樣本基本情況

3 研究結(jié)果

3.1 模型信度、效度檢驗與假說驗證

3.1.1 信度檢驗 本研究采用Cronbach’s α系數(shù)來測度量表的內(nèi)部一致性，一般認為，Cronbach’s α系數(shù)大于0.7時可認為該量表具有高信度(榮泰生， 2010)。經(jīng)過計算，本研究量表的整體Cronbach’s α系數(shù)為0.929，且刪去量表中任何一個題項，整體Cronbach’s α系數(shù)并沒有顯著的提高，這說明了該量表整體信度良好，無需增改，符合模型的運算要求。

3.1.2 效度檢驗 對本研究的最終量表進行驗證性因子分析(Confirmatory Factor Analysis，CFA)，由表3可知，量表中所有觀測變量的標準化載荷都大于0.5，說明各潛變量能夠較好地被所屬的觀測變量所測度，且各潛變量的組合信度(Composite Reliability，CR)都大于0.7，遠高于Raines-Eudy(2000)提出的0.5標準值，說明測量模型內(nèi)部一致性良好； 各潛變量的平均方差提取值(Average Variance Extracted，AVE)都大于0.5，說明量表收斂效度良好，滿足建模要求； 從區(qū)分效度上來看，對各潛變量的AVE開根號，其值皆大于該潛變量與其他潛變量的相關系數(shù)，說明整個量表的各個潛變量間具有良好的區(qū)分效度?？傮w來看，本研究的最終量表具有良好的效度。

表3 驗證性因子分析

3.1.3 共同方法偏誤檢驗 研究的數(shù)據(jù)如果存在共同方法偏誤(Common Method Bias, CMB)，則潛變量之間會表現(xiàn)出虛假的關系。本研究通過Harman單因子檢驗和潛變量之間相關系數(shù)比較來進行共同方法偏誤檢驗。通過SPSS24.0進行Harman單因子檢驗，未旋轉(zhuǎn)下提取出的第1個因子方差貢獻量為35.55%，小于40%，說明數(shù)據(jù)的共同方法偏誤在可接受范圍內(nèi)。對潛變量之間的相關系數(shù)進行比較，各潛變量之間的相關系數(shù)范圍為0.030～0.691，小于0.9，同樣表明數(shù)據(jù)的共同方法偏誤可以接受。綜合來看，本研究的數(shù)據(jù)效度受共同方法偏誤影響較小。

3.1.4 模型擬合檢驗與修正 在驗證了本研究使用的量表具有較高的信度和效度基礎上，對構(gòu)建的理論模型采用最大似然法進行擬合，并在保證理論可行的基礎上，以MI(Modification Indices)值大于20為標準對模型進行修正，模型的最終擬合結(jié)果圖詳見圖3，圖中顯示的路徑系數(shù)皆為標準化結(jié)果。參考吳明隆(2010)的研究結(jié)果，本研究將度量模型擬合適配度的指標分為3類： 絕對擬合指標(Absolute index)、相對擬合指標(Relative index)和簡約擬合指標(Parsimony index)。由于卡方值χ2受樣本數(shù)影響較大，樣本越大則卡方值χ2越大，這容易導致當樣本量較大時錯誤地拒絕零假設從而得到模型不適配的檢驗結(jié)果，因此本研究采用卡方與自由度之比(χ2/df)替代單獨的卡方值χ2作為檢驗的指標之一。由表4可知，除了AGFI和GFI這2個絕對擬合指標接近0.9的建議值外，其余擬合指標都滿足建議值的要求，整體來看，本研究的模型擬合結(jié)果可被接受，擬合效果良好。

表4 擬合指標①

圖3 擬合結(jié)果

3.1.5 假說檢驗 對結(jié)構(gòu)方程模型中9個潛變量之間的路徑系數(shù)進行顯著性分析(表5)，模型中的所有假說皆得到驗證。H1、H2、H3、H4、H5、H6、H8、H9、H11、H13在0.01的顯著性水平下得到驗證，H10和H14在0.05的顯著性水平下得到驗證，H7和H12在0.1的顯著性水平下得到驗證。

表5顯示，在保護行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制中，保護行為態(tài)度因子對親力行為意愿、說服保護行為意愿和公民保護行為意愿的影響最大，說明個人對于生態(tài)公益林保護行為的主觀態(tài)度，會在很大程度上正向影響其參與生態(tài)公益林保護的行為。經(jīng)濟保護行為意愿與其他3種保護行為意愿相比，在保護行為態(tài)度的影響路徑上的系數(shù)是最小的，僅有0.147，而在知覺行為控制的影響路徑上的系數(shù)卻是最大的，達到了0.682的高值。經(jīng)濟保護行為是一種受到客觀條件限制較大的行為，主要包含了捐款、理財和投資等與行為主體所擁有的資產(chǎn)相關的具體行為，這就導致了這類行為的發(fā)生更多地取決于行為主體是否有充足的資金來支撐，個人的保護行為態(tài)度對其的影響會被相對地削弱，而個人在投資理財方面的選擇往往也會受到政府政策與社會輿論的指引。當政府開始加大對生態(tài)公益林保護的宣傳力度并出臺相關激勵政策時，與生態(tài)公益林相關的理財產(chǎn)品在某種程度上會予以投資者安心感，使其在諸多產(chǎn)品選擇中更偏好于此類產(chǎn)品，本研究的結(jié)果也證明了這個設想，主觀規(guī)范對經(jīng)濟保護行為意愿的影響是所有類別的行為意愿中最大的，這意味著想要提升個人的經(jīng)濟保護行為意愿，由于個人的資產(chǎn)短時間內(nèi)無法改變，可以更多地通過政策的指引和社會輿論引導進行提升?？傮w上來看，保護行為態(tài)度對4種保護行為意愿的正向影響都較為明顯，而主觀規(guī)范則對4種保護行為意愿的正向影響則較弱，知覺行為控制對經(jīng)濟行為意愿的正向影響較為明顯。

表5 系數(shù)檢驗結(jié)果①

3.2 保護行為與人口學特征的回歸

本研究將游客的保護行為意愿與人口學特征進行線性回歸，進一步探討森林旅游背景下的游客的不同保護行為的人口學特征。將4種保護行為意愿的加權(quán)平均數(shù)作為被解釋變量，性別、年齡和教育程度設置為虛擬變量，月均可支配收入設置為連續(xù)變量。在選擇虛擬變量的參照組時，不應使用樣本量過小的組，以免參數(shù)估計的標準誤差過大。計算方差膨脹因子(最大值6.778<10)，可以確定變量之間不存在嚴重的多重共線性。因此，本研究的估計結(jié)果可認為是有效的。表6顯示了游客的4種保護行為的回歸分析結(jié)果。從性別角度來看，女性只在經(jīng)濟行為意愿上強于男性，其他3種保護行為意愿無顯著性別差異。年齡在公民行為意愿和親力行為意愿上影響較大，與小于19歲的組別相比，30～49歲的人群擁有更強的公民行為意愿和親力行為意愿，而60歲以上的組別則經(jīng)濟行為意愿更低。月均可支配收入與公民行為意愿、說服行為意愿以及親力行為意愿呈0.05水平上顯著的負向關系。教育程度則基本上對4種保護行為意愿無顯著影響。

表6 人口學特征回歸結(jié)果

3.3 穩(wěn)健性檢驗

為了進一步驗證結(jié)果的穩(wěn)健性，分別選擇問卷數(shù)量的90%(369份)、80%(328份)和70%(287份)進行擬合(表7)。在樣本數(shù)量存在變化的不同情形下，除極少數(shù)變量在樣本較少(287份)的情況下出現(xiàn)不顯著的結(jié)果，大部分變量的路徑系數(shù)擬合結(jié)果的顯著性與使用100%樣本時是一致的(顯著或不顯著以及系數(shù)符號方向)，這說明本研究的模型擬合結(jié)果是可靠的、穩(wěn)健的。

表7 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果①

4 結(jié)論

本研究將實踐經(jīng)驗融于已有的成熟理論，在拓展的計劃行為理論基礎上，將保護行為意愿分為親力行為意愿、說服行為意愿、經(jīng)濟行為意愿和公民行為意愿共4種行為意愿，利用結(jié)構(gòu)方程模型進行實證，研究可以得出以下結(jié)論： 第一，個人的生態(tài)公益林認知和環(huán)境情感會同時對保護行為態(tài)度有正向的影響，其中，個人對生態(tài)公益林的認知比環(huán)境情感的影響更大； 第二，個人的生態(tài)公益林保護行為態(tài)度對4種保護行為意愿都有正向的影響，從整體上來看，除了經(jīng)濟行為意愿以外，其他的親力行為意愿、說服行為意愿和公民行為意愿都更容易受到個人主觀判斷的影響； 第三，個人的主觀規(guī)范對4種生態(tài)公益林保護行為意愿都有正向的影響，與知覺行為控制相比，除了行為成本較小的說服行為意愿更容易受到主觀規(guī)范影響以外，其他的親力行為意愿、經(jīng)濟行為意愿和公民行為意愿都更容易受到知覺行為控制的影響； 第四，個人的知覺行為控制對4種生態(tài)公益林保護行為意愿都有正向的影響，其中，經(jīng)濟行為意愿在4種保護行為意愿中，受知覺行為控制影響最大；第五，性別、年齡和月均可支配收入會對生態(tài)公益林保護行為意愿產(chǎn)生影響，而教育程度和個人職業(yè)則對保護行為意愿無顯著影響。

根據(jù)本文的研究結(jié)果，對于如何提升生態(tài)公益林保護的意愿，提出2點政策建議： 第一，提升公眾的環(huán)境情感和對生態(tài)公益林認知。從外部可操作性的角度而言，在倡導環(huán)境教育的同時，不應忽視媒體至關重要的宣傳作用，可以適當增加線上和線下的生態(tài)公益林宣傳科普，從而間接提升公眾對生態(tài)公益林的保護行為態(tài)度。第二，政府應加大對各企業(yè)、公益組織和個人的生態(tài)公益林保護行為的鼓勵，頒布規(guī)范有效的政策文件，推動積極向上的全民參與生態(tài)公益林保護的社會輿論導向，可有助于提升個人的生態(tài)公益林經(jīng)濟保護行為意愿。