基于結構方程模型的公眾水鳥保護行為驅動因子分析

何劍強 肖利軍

摘 要 珠三角地區水鳥生態廊道建設除了保護水鳥棲息地生境以外，必然涉及自然教育，而水鳥廊道自然教育建設的直接目標便是公眾水鳥保護行為。本研究構建了自然教育感知對水鳥保護行為的概念模型，將地方依戀作為中介變量，運用結構方程模型，對珠三角地區3個水鳥棲息地內的468位公眾樣本進行分析。結果顯示：自導式自然教育感知與他導式自然教育感知對地方依戀和水鳥保護行為均具有正向驅動作用；性別、年齡、學歷對水鳥保護行為均具有正向驅動作用；地方依戀對水鳥保護行為具有正向驅動作用。研究結果為珠三角地區水鳥棲息地生境保護提供了科學依據。

關鍵詞 水鳥保護行為；自然教育感知；地方依戀；結構方程模型

中圖分類號：S718.6 文獻標識碼：A doi：10.13601/j.issn.1005-5215.2023.06.020

珠三角地區擁有豐富的水網與濱海濕地，每年數以千計的遷徙水鳥在此繁衍^[1]。但是，隨著高速的城市化發展，導致珠三角地區濱海濕地資源大量萎縮與衰退，水鳥棲息地遭到了嚴重的破壞。公眾的不當行為是造成水鳥棲息地環境破壞的關鍵要素之一。如何激發與引導公眾實施有益于水鳥棲息地保護的行為，是當前社會經濟發展與水鳥保護之間“零和博弈”格局的重要策略^[2]。為了改善珠三角地區水鳥及其聚集區的生境，2020年4月，廣東林業局印發了《珠三角地區水鳥生態廊道建設規劃（2020—2025年）》，而自然教育工程是水鳥廊道建設工程的重點內容之一。隨著水鳥廊道節點不斷開展自然教育，傳播水鳥保護理念十分必要，而水鳥保護理念傳播效果難以直接測量，李文明等^[3]提出感知視域下，通過測量公眾的自然教育感知間接評價廊道節點的保護理念傳播效果。由于水鳥保護行為屬于親環境行為的范疇，能夠成為保護理念傳播效果的核心指標之一^[4]。因此，有必要將公眾的自然教育感知與水鳥保護行為有機結合進行探究，進而為珠三角地區水鳥生態廊道建設提供科學支持與實踐參考，這對于生態環境較為脆弱的珠三角水鳥生態廊道建設顯得尤為迫切。

公眾水鳥保護行為（Waterfowl protection behavior）指有意識促進水鳥棲息地可持續發展，并主動保護水鳥的行為^[1]。根據歸因理論，公眾的水鳥保護行為不僅受到道德的約束，個人情感的驅動，而且受到外界壓力的制約以及情境的驅動，是內外因共同驅動的結果^[5，6]。內因的驅動因子的選擇上，偏重理性的因素有濕地知識^[7]、行為效能 ^[8]、感知行為控制^[9]、道德推脫 ^[10]等；偏重感性的因素有地方依戀^[11]、旅游涉入^[12]、道德規范^[13]、幸福感^[14]等；外在的驅動因子選擇上，包括景區政策^[15]、環境質量^[16]等因子分別作為親環境行為的前置以及中介變量。目標框架理論認為，公眾的行為決策由多重因素共同驅動^[17]，已有研究水鳥保護行為的驅動因子中聚焦于道德規范等內生因子，大部分研究親環境行為的驅動因子研究聚焦于森林公園、郊野公園等情境下，而自然教育感知與地方依戀鮮有在水鳥棲息地情境下探究水鳥保護行為。由于珠三角水鳥生態廊道各節點開展的自然教育更多指向的是水鳥保護理念的傳播，這是推動水鳥保護行為的核心要素。地方性感知影響不容忽視，水鳥保護行為作為一種積極的親環境行為，受到諸多公眾感知的正向影響。因而，公眾的自然教育感知被認為是影響公眾最重要的感知。另外，縱觀國內外親環境行為驅動機理的研究發現，水鳥保護行為已然走上了一條“情理合一”的路徑^[3]，而地方依戀作為情感的重要因素，是驅動水鳥保護行為的核心因子。 時至今日，學術界對公眾水鳥保護行為的驅動機理的研究仍顯不足，亟待完善^[18]?；诖?，本研究以珠三角地區水鳥生態廊道3個重要節點內的觀鳥公眾為研究對象，構建了自然教育感知對水鳥保護行為的概念模型，通過結構方程模型（Structural Equation Model，簡稱SEM）驗證概念模型的適用性價值，為水鳥棲息地生境保護提供理論依據。

1 理論假設與研究設計

1.1 理論假設

1.1.1 自然教育感知

公眾對自然教育的感知獲得能夠有效地增強水鳥生態廊道自然教育體系的運行效果，實現公眾水鳥保護行為的改善，水鳥保護知識與水鳥保護技能的獲取，對水鳥棲息地破壞的關注等自然教育目標^[19]。其中，公眾對這一系列自然教育系統中內容的感知決定了水鳥生態廊道保護理念的傳播，即在一定程度上促進了公眾水鳥保護行為的產生。李文明等^[3]研究表明，自然教育感知對游客親環境行為具有正向驅動作用。夏凌云等對哈爾濱市5個濕地公園自然教育系統實證研究發現，自然教育感知對親環境行為具有正向驅動作用^[7]。方遠平發現，個體行為決策不僅受到內化感知與外部干預，還受他人行為干預。個體會對他人行為進行參考而修正自身行為^[20]。顯然，公眾對廊道節點內“物化”的自導式自然教育系統與“人化”的他導式自然教育綜合感知，促進了水鳥保護行為的產生?；诖?，提出以下假設：

H1：自導式自然教育感知對水鳥保護行為具有正向驅動作用。

H2：他導式自然教育感知對水鳥保護行為具有正向驅動作用。

1.1.2 地方依戀

地方依戀作為地方理論中的核心要素，目前是水鳥保護行為研究的熱點^[9]。Stedman^[21]研究發現，對地方具有較高情感的個體更加傾向于對地方實施親環境行為。Ramkissoon^[22]研究發現，多元化的自然教育活動對個體地方情感的重塑起到了不可磨滅的作用，而這種情感有效地促進了個體親環境行為的形成。國內的黃濤等^[23]在北京國家公園試點的親環境行為研究中發現，地方依戀不僅對親環境行為具有正向驅動作用，并且在文化氛圍感知與親環境行為之間起到了關鍵的中介作用?；诖?，本研究提出以下假設：

H3：自導式自然教育感知對地方依戀具有正向驅動作用。

H4：他導式自然教育感知對地方依戀具有正向驅動作用。

H5：地方依戀對水鳥保護行為具有正向驅動作用。

1.1.3 個體特征

公眾的親環境行為與其社會經濟屬性相關，具有不同屬性的社會公眾，其親環境行為的社會偏好具有一定的差異。公眾的性別、年齡、學歷對其實施親環境行為具有決定性作用。前人的研究發現，關心生態環境的公眾具有以下人口學特征，學歷越高者，年長的公眾其親環境行為表現得越好^[24]。龔榮發等實證探究發現，個體特征對個體親環境行為具有正向驅動作用^[25]?；诖?，本研究提出以下假設：

H6：個體特征對水鳥保護行為具有正向驅動作用。

1.2 研究設計

1.2.1 數據收集

本研究選取珠三角地區水鳥生態廊道共3處廊道節點作為案例地，分別為廣東星湖國家濕地公園、華僑城國家濕地公園和珠海淇澳－擔桿島省級自然保護區。珠三角地區范圍內已知有水鳥126種，其中國家級重點保護物種10種，廣東重點保護物種23種。本研究的案例地的選擇主要基于以下兩點：（1）3處廊道節點均配有觀鳥標識、觀鳥屋、觀鳥棧道、濕地科技館等基礎設施，各節點每年觀鳥約有20萬人次前來觀鳥，成為廣東省重要的觀鳥目的地，在水鳥棲息地保護、觀鳥旅游等方面發揮著巨大的作用。（2）3處廊道節點作為2019年第一批廣東省自然教育基地，在自然教育推廣、水鳥保護知識的傳播等均發揮著舉足輕重的作用。因此，將上述3處廊道節點作為研究案例地具有一定的典型性。

本研究的正式調研于2023年2月進行，采用的隨機抽樣的方式進行問卷收集，共發放500份問卷，回收問卷468份，問卷有效率為93.6%。

1.2.2 問卷設計

本研究問卷設計總共分為4個部分。第一部分為個體樣本統計特征，主要是性別、年齡、學歷。第二部分測量公眾的自然教育感知，該測量量表依據李文明等^[14]研究，將測量量表細化成自導式自然教育感知與他導式自然教育感知兩部分：自導式自然教育感知主要涉及生態水鳥廊道節點內的水鳥標識、解說標語等；他導式自然教育感知主要涉及管理人員、自然教育解說等。第三部分測量公眾的地方依戀量表，地方依戀的量表參考黃濤等^[23]單維度劃分法。第四部分測量公眾的水鳥保護行為量表，參考馬振環等^[1]的研究，并根據廊道節點的實際情況進行修飾與改善，使測量量表更加符合實際。

2 結果與分析

2.1 樣本描述與測量模型檢驗

468份調查樣本中，男性的比例（57.26%）略高于女性的比例42.74%；年齡段以20～40歲青年為主（50.85%）；學歷以大專以上學歷為主（70.51%），總體學歷較高。應用SPSS24對概念模型的所有測量題項進行信度分析和KMO與Bartlett檢定。信度分析主要依據Cronbachsα系數，Cronbachsα系數越接近1，說明各測量模型的信度較高，當系數小于0.7時，說明測量模型的信度不合格。

由表2分析得出，地方依戀（0.79）、自然教育（自導）感知（0.89）、自然教育（他導）感知（0.91）、個體特征（0.85）、水鳥保護行為（0.90），整體Cronbachsα系數達0.88，測量模型均具有較好的內部一致性。KMO與Bartlett球形檢定驗證問卷的效度，當KMO值越接近1，Bartlett球形P值接近于0時，表明問卷的效度較好。通過SPSS24軟件分析，問卷的KMO值0.83，高于標準值0.7，Bartlett球形P值等于0，因此，問卷的效度較高。

應用AMOS24對概念模型的所有測量題項進行驗證式因子分析，具體結果見表2。測量題項的標準化因子載荷在0.61～0.96，均超過臨界閾值0.5；各測量模型的平均方差提取量（AVE）均超過臨界閾值0.4，各測量模型的收斂效度較高。

2.2 結構模型檢驗

以構建的概念模型為基礎，通過AMOS24軟件構建SEM模型。首先對SEM模型的擬合指數進行檢定。應用AMOS24分析結果得出，卡方值χ²=103.31，自由度DF=84，χ²/DF=1.23（1<χ²/DF<3），絕對適配度GFI=0.97（>0.9），AGFI=0.95（>0.9），增值適配度TLI=0.99（>0.9），CFI=0.99（>0.9），IFI=0.99（>0.9），結構模型擬合較好。

應用AMOS24軟件對概念模型假設路徑進行檢定，具體結果見表3。自導式自然教育感知對水鳥保護行為具有正向驅動作用，標準化系數=0.21，P值達極顯著水平，假設H1接受；他導式自然教育感知對水鳥保護行為具有正向驅動作用，標準化系數=0.29，P值極顯著，假設H2接受；自導式自然教育感知對地方依戀具有正向驅動作用，標準化系數=0.34，P值極顯著，假設H3接受；他導式自然教育感知對地方依戀具有正向驅動作用，標準化系數=0.39，P值極顯著，假設H4接受；地方依戀對水鳥保護行為具有正向驅動作用，標準化系數=0.30，P值極顯著，假設H5接受；個體特征對水鳥保護行為具有正向驅動作用，標準化系數=0.24，P值極顯著，假設H6接受。

3 討論

3.1 自然教育感知對水鳥保護行為的影響

自導式自然教育感知（標準化路徑系數0.21）與他導式自然教育感知（標準化路徑系數0.29）均對水鳥保護行為產生正向驅動作用，其中他導式自然教育感知對水鳥保護行為的影響作用更加明顯，此結論與李文明等^[14]在2020年紅色旅游游客親環境行為研究得出相似的結論，但也有一定的差異，本研究得出的自然教育感知路徑系數（0.21與0.29）大于李文明等研究的路徑系數（0.20與0.16）。究其原因，本研究注重的是水鳥保護等生態自然教育，而李文明等探究的是紅色教育，教育形式上有差異。

3.2 自然教育感知對地方依戀的影響

自導式自然教育感知與他導式自然教育感知均通過地方依戀正向驅動水鳥保護行為，地方依戀在自然教育感知與水鳥保護行為之間起到了關鍵的作用，此結論與李文明等^[14]的研究結論相似。在實地調研中也發現，濕地公園內的水鳥標識、鳥類知識解說牌、戶外電子宣傳屏幕、解說工作人員的講解等均吸引了眾多公眾的關注，通過生動的自然教育知識的傳播，有助于地方依戀的形成。

3.3 地方依戀對水鳥保護行為的影響

地方依戀對水鳥保護行為具有一定的正向驅動作用，此結論與馬振環等^[1]研究結論不完全相同。由此可見，濕地公園內，部分公眾雖然具有一定的地方情感，但這不是實施水鳥棲息地與水鳥保護的直接因素，而需要進一步通過自然教育感知來引導，促進地方情感的形成，從而實施水鳥保護行為。

3.4 個體特征對水鳥保護行為的影響

性別對水鳥保護行為具有正向驅動作用，說明男性相較于女性更愿意保護水鳥及其棲息地環境，這可能是男性相較于女性更容易接受水鳥保護知識的傳播，更愿意實施有益于水鳥保護的行為。年齡對水鳥保護行為具有正向驅動作用，說明年齡越長，其更愿意實施水鳥保護行為，這可能的原因是年齡越長，隨著知識與閱歷的增長，更愿意學習水鳥保護自然教育知識，有更多的精力參加水鳥保護活動。學歷對水鳥保護行為具有正向驅動作用，學歷水平越高，所掌握的水鳥保護知識與技能越全面。

4 不足與展望

由于時間與人力條件等原因，本研究尚存在如下不足：一是水鳥保護自然教育感知變量在國內外尚未發現相關的測量量表，本研究提出的水鳥保護自然教育感知量表是結合本研究的實際情況與前人的研究成果編制的，在量表的合理性與信效方面還存在一定的優化空間；后續的研究可開發符合我國國情的水鳥保護自然教育感知量表，來提高研究的可靠性。二是本研究只將水鳥保護自然教育感知與地方依戀兩個變量納入概念模型，水鳥保護行為的可解釋力度還存在進一步完善的地方。后續的研究可將更多的變量納入概念模型，如主觀規范、專業素養等變量，增強水鳥保護行為的解釋力度。

參考文獻：

[1] 馬振環，郭梅秀，辛成鋒，等.粵港澳大灣區公眾水鳥保護行為內生驅動機制研究[J].林業與環境科學，2019，35（3）：26-31

[2] 張環宙，李秋成，吳茂英.自然旅游地游客生態行為內生驅動機制實證研究——以張家界景區和西溪濕地為例[J].經濟地理，2016，36（12）：204-210

[3] 李文明，殷程強，唐文躍，等.觀鳥旅游游客地方依戀與親環境行為——以自然共情與環境教育感知為中介變量[J].經濟地理，2019，39（1）：215-224

[4] 黃濤，張瓊銳，劉晶嵐，等.解說標識牌對游客環境教育效果的影響——以八達嶺國家森林公園為例[J].中南林業科技大學學報（社會科學版），2018，12（1）：89-94

[5] 張瓊銳，王忠君.基于TPB的游客環境責任行為驅動因素研究——以北京八家郊野公園為例[J].干旱區資源與環境，2018，32（3）：203-208

[6] 范雪梅.旅游景區廢物箱設計的研究[D].南昌：南昌大學，2007

[7] 夏凌云，于洪賢，王洪成，等.濕地公園生態教育對游客環境行為傾向的影響——以哈爾濱市5個濕地公園為例[J].濕地科學，2016，14（1）：72-81

[8] 周玲強，李秋成，朱琳.行為效能、人地情感與旅游者環境負責行為意愿：一個基于計劃行為理論的改進模型[J].浙江大學學報（人文社會科學版），2014，44（2）：88-98

[9] 邱宏亮.基于TPB拓展模型的出境游客文明旅游行為意向影響機制研究[J].旅游學刊，2017，32（6）：75-85

[10] 歐陽斌，袁正，陳靜思.我國城市居民環境意識、環保行為測量及影響因素分析[J].經濟地理，2015，35（11）：179-183

[11] 賈衍菊，孫鳳芝，劉瑞.旅游目的地依戀與游客環境保護行為影響關系研究[J].中國人口·資源與環境，2018，28（12）：159-167

[12] 范香花，黃靜波，程勵，等.生態旅游者旅游涉入對環境友好行為的影響機制[J].經濟地理，2019，39（1）：225-232

[13] 邱宏亮.道德規范與旅游者文明旅游行為意愿——基于TPB的擴展模型[J].浙江社會科學，2016（3）：96-103，159

[14] 李文明，敖瓊，殷程強，等.韶山紅色旅游地游客親環境行為的驅動因素與影響機理[J].經濟地理，2020，40（11）：233-240

[15] 余曉婷，吳小根，張玉玲，等.游客環境責任行為驅動因素研究——以臺灣為例[J].旅游學刊，2015，30（7）：49-59

[16] 洪學婷，張宏梅.國外環境責任行為研究進展及對中國的啟示[J].地理科學進展，2016，35（12）：1459-1471

[17] Lindenberg S，Steg L. Normative，gain and hedonic goal frames guiding environmental behavior[J].Journal of Social Issues，2007，63（1）：117-137

[18] 何學歡，胡東濱，粟路軍.境外旅游者環境責任行為研究進展及啟示[J].旅游學刊，2017，32（9）：57-69

[19] 王萬山.生態旅游環境教育效果評價研究[D].錦州：渤海大學，2019

[20] 方遠平，張琦，李軍，等.參照群體對游客親環境行為的影響機制——基于廣州市海珠濕地公園的游客群組差異分析[J].經濟地理，2020，40（1）：204-213

[21] Stedman R C. Toward a Social Psychology of Place： Predicting Behavior from Place-Based Cognitions，Attitude，and Identity[J].Environment & Behavior，2002，34（5）：561-581

[22] Ramkissoon H，Smith L D G，Weiler B. Testing the dimensionality of place attachment and its relationships with place satisfaction and pro-environmental behaviours： a structural equation modelling approach.[J].Tourism Management，2013，36（36）：552-566

[23] 黃濤，劉晶嵐，張瓊銳.旅游地文化氛圍對游客文明行為意向的影響——以長城國家公園試點為例[J].浙江大學學報（理學版），2018，45（4）：497-505

[24] 賈衍菊，林德榮.旅游者環境責任行為：驅動因素與影響機理——基于地方理論的視角[J].中國人口·資源與環境，2015，25（7）：161-169

[25] 龔榮發，曾維忠.政府推動背景下森林碳匯項目農戶參與的制約因素研究[J].資源科學，2018，40（5）：1073-1083