引言

2021年全国两会提出，要深入贯彻创新、协调、绿色、开放、共享的新发展理念。其中，绿色发展的基础是生态环境，而公众亲环境行为的培育是实现生态环境治理中社会有效响应的前提。亲环境行为一般被称为环保行为或环境友好行为，是人们以保护环境或者阻止环境恶化为行为意图所表现出的人为活动^[1]，包括个体参加环保组织、支持或接受公共政策等公领域亲环境行为^[2]和绿色消费、分类回收、绿色出行等私领域亲环境行为^[3]。垃圾分类是一种私领域的亲环境行为，通过回收利用大量有用资源，使垃圾运输和处理成本显著降低，有利于垃圾的综合治理。目前，我国约有2/3的城市陷入“垃圾围城”的困境^[4]，这不仅影响城市的景观，也对城镇居民的身体健康造成危害。为此，我国先后在北京、上海、广州、深圳和南京等8座城市实施了垃圾分类的试点工作，但是由于生活垃圾管理落后，可回收垃圾和不可回收垃圾划分的界限不明等原因^[5]，导致后续的垃圾收集、运输和处理困难，城市生活垃圾问题尚未得到有效解决。《南京市生活垃圾管理条例》于2020年11月正式实施，标志着南京的城市生活垃圾分类进入“强制”时代。作为国内高等教育最为发达的城市之一，南京市2019年在校大学生（含研究生和本专科生）达87.79万人，占南京市常住人口的10.33%^[6]，大学生日常生活产生的垃圾已成为城市生活垃圾的重要组成部分^[7]。

计划行为理论（Theory of Planned Behavior, TPB）作为传统的亲环境理论之一，在心理学、社会学和管理学等各种领域被广泛验证，是研究居民垃圾分类行为的经典理论。事实上，认知是行为的基础，公众的亲环境意愿决定了其亲环境行为。因此，垃圾分类工作需从“事后治理”模式转变为“前端管理”模式^[4]。关于垃圾分类意愿的影响因素，主要涉及三个方面：一是心理因素，包括认知因素和情感因素^[8]，如环境认知^[9]、行为态度、主观规范、知觉行为控制^[10]、生态情感^[11]、环境关心^[12]、环境价值观^[13]等；二是外部情景因素，如城市空间媒体^[14]、经济激励政策^[15]、垃圾分类设施与服务体系^[16]等；三是人口学因素，如性别、年龄、受教育程度、是否为党员或村干部^[9]、家庭人口数^[12]等。但是对于各种人口学因素对垃圾分类意愿的影响程度，学者们未达成共识^[17]。从已有研究来看，学者们针对垃圾分类意愿及影响因素的研究多以城市居民和农户为对象，针对大学生群体的研究较少，而且此类研究中对计划行为理论的使用较为普遍，但鲜有对前因变量的探讨。同时，计划行为理论在个体行为预测方面解释不足，需要加入其他潜变量增强其预测效果^[18]。为此，本文将计划行为理论与“知—信—行”模式相结合，引入环境认知等前因变量，建立大学生垃圾分类意愿机理模型，以南京市大学生为研究对象，运用结构方程模型，探讨影响大学生垃圾分类意愿的因素及重要程度，以及性别、设施与服务体系等存在的差异性影响，为促进大学生群体的亲环境行为，推动垃圾分类在高校的实施提供信息参考。

1 研究设计与研究方法 1.1 理论基础与研究假设

根据计划行为理论，人的行为是由行为意愿决定的，而行为意愿受行为态度、主观规范和知觉行为控制的共同影响^[19]。其中，行为态度是指个人对是否实施某种行为所产生的积极或者消极的想法，主观规范是指个人对是否实施某种行为时所感受到的社会压力，知觉行为控制是指个体对实施某种行为难易程度的感知。

（1）大学生环境认知对其行为态度、主观规范、知觉行为控制的影响。行为态度、主观规范和知觉行为控制的产生都来源于行为主体对所执行行为的信念感知。本文中的环境认知是指大学生对学校环境信息的获得和理解，包括大学生对学校环境、个体与学校环境之间的关系、学校环境保护情况这三个方面的认知^[20]。“知—信—行”模式认为，个体行为的改变是一个动态的过程，在个体掌握了知识的基础上对知识进行积极的思考进而上升为信念最终才有可能去影响行为^[21]。据此，本文假设：

H1：大学生的环境认知对其行为态度有显著的正向影响。

H2：大学生的环境认知对其主观规范有显著的正向影响。

H3：大学生的环境认知对其知觉行为控制有显著的正向影响。

（2）大学生行为态度、主观规范、知觉行为控制与其垃圾分类意愿。垃圾分类意愿是指大学生是否愿意对日常生活中产生的垃圾进行分类。就大学生对垃圾分类持有的态度而言，当态度为积极时，表明其愿意实施垃圾分类，反之则为不愿意。主观规范上，大学生在决定是否实施垃圾分类时，其周围的亲友、同学和学校对实施垃圾分类越支持，其垃圾分类意愿会越强烈。知觉行为控制上，表现为大学生感知自己在时间、精力等方面参与垃圾分类的容易或困难的程度。据此，本文假设：

H4：大学生的行为态度对其垃圾分类意愿有显著的正向影响。

H5：大学生的主观规范对其垃圾分类意愿有显著的正向影响。

H6：大学生的知觉行为控制对其垃圾分类意愿有显著的正向影响。

（3）性别的群组差异。学者们普遍认为，造成个体参与垃圾分类差异的重要原因是人口特征差异，比如性别、年龄和受教育程度^[9]等。考虑到大学生群体的年龄差异不明显，教育水平也基本一致，因此本文对年龄与受教育程度的差异不做探讨，但考虑到女性相比男性可能更倾向于实施垃圾分类^[22]，故而作出以下假设：

H7：性别在垃圾分类意愿的理论模型中具有显著差异。

（4）设施与服务体系的群组差异。有学者认为，计划行为理论在个体行为预测方面解释度不足是因为忽视了情景因素，如垃圾分类设施与服务体系^[16]。在不同的垃圾分类场所，是否有足够的垃圾分类桶等设施、分类后的垃圾是否及时清运等方面存在的差异，可能对大学生的垃圾分类意愿产生影响。据此，本文假设：

H8：不同的设施与服务体系在垃圾分类意愿的理论模型中具有显著差异。

综上，本文在计划行为理论与“知—信—行”模式的基础上，引入环境认知变量（图 1），一定程度上弥补了计划行为理论缺少前因变量的不足，也使理论模型更加贴近大学生垃圾分类意愿的影响机理，从而为高校通过提升大学生的环境认知水平继而提高其垃圾分类意愿提供了理论依据。

1.2 问卷设计与数据收集 1.2.1 问卷设计

本文采用问卷调查法搜集数据，共设计27个题项。问卷包含三个部分：第一部分是影响大学生垃圾分类意愿的6个核心变量，包括18个题项。其中，环境认知、行为态度、主观规范、设施与服务体系依次参考了郭清卉等^[20]、温光耀等^[23]、卢志坚等^[24]和廖茂林^[25]设计的量表；知觉行为控制和垃圾分类意愿借鉴了石世英等^[26]的研究，并根据样本区域大学生的实际生活情景进行了修正。量表均采用李克特五级量表，由低到高表示从“非常不认同”到“非常认同”的变化。第二部分是垃圾分类实施现状调查，包括3个题项，旨在分析大学生对垃圾分类的了解程度，以及促进和阻碍其垃圾分类行为的原因。第三部分是人口统计学信息，包括被调查者的性别、民族、籍贯、年龄、学历和专业等6个题项。

1.2.2 数据收集

2021年5月11—18日，本文研究组前往南京市仙林大学城进行实地调研。继北京、上海之后，南京被称为“国内高校第三城”，其中仙林大学城位于南京市栖霞区中部，截至2018年底，其高等教育总资源约占江苏省的15%，是江苏省乃至中国重要的高等教育集聚区之一。调查采用分层随机抽样方法，选取大学城中5所高校：南京信息职业技术学院、南京森林警察学院、南京财经大学、南京师范大学和南京大学，5所样本高校均在校园内人流量较多的区域张贴了垃圾分类宣传语，并在宿舍区和教学区配备了垃圾分类桶，但在垃圾桶类型和数量上存在一定差别。例如，南京大学、南京森林警察学院和南京信息职业技术学院配备了4种不同类型的垃圾分类桶，而南京师范大学和南京财经大学仅配备了两种基本的垃圾分类桶（表 1）。调查发现，5所高校普遍缺乏实施垃圾分类的相关规章制度及相应的监督管理，线下也较少开展讲座、课外实践和主题宣传等相关教育活动。线下问卷调查共发放问卷1188份，剔除无效问卷后回收有效问卷872份，问卷有效率为73.40%。样本的性别构成中（表 2），女生（53.21%）稍高于男生（46.79%）；专业构成中，文科类（56.08%）略高于理工科类（43.92%）。

1.3 研究方法

本文的解释变量（环境认知、行为态度等）和被解释变量（垃圾分类意愿）均包括多个指标。传统的统计方法如多元回归分析、Probit模型、Logistic模型等，无法处理好潜变量及其指标。为此，本文采用结构方程模型进行实证分析，不仅能克服上述不足，还能解释各个潜变量之间的路径关系，并且允许被解释变量和解释变量含有测量误差。该模型分为测量方程和结构方程两部分：

(1)

(2)

公式（1）为测量方程，描述潜变量与其显变量之间的关系。其中X是外生潜变量ξ的显变量；Y是内生潜变量η的显变量；Λ_x和Λ_y分别表示显变量在对应潜变量上的负荷矩阵；δ和ε分别表示外生显变量和内生显变量的误差项。公式（2）为结构方程，描述潜变量之间的关系。其中，B表示内生潜变量之间的相互关系；Γ表示外生潜变量对内生潜变量的影响；ζ是结构方程的残差项。

2 结果与分析 2.1 共同方法偏差检验

本文采用Harman单因子检验法检验潜在的共同方法偏差，将参与假设检验的全部题项进行探索性因子分析（EFA）。结果表明，未旋转前该量表的第一个因子方差解释率为45.851%（小于50%）^[27]，故本文不存在严重的共同方法偏差。

2.2 量表的信效度检验

运用SPSS26.0的可靠性分析，对问卷量表中潜变量的信度进行检验，发现所有变量的Cronbach’s Alpha均在0.7以上（表 3），说明问卷整体信度较好，数据可靠。运用SPSS26.0的探索性因子分析进行结构效度验证：样本数据的KMO值为0.930，Bartlett球形检验P值为0.000（小于0.001），表明本文的数据适合做因子分析；采用正交旋转的主成分分析方法，提取出6个主因子（表 4），说明该问卷具有较好的结构效度。各观测变量的因子载荷均在0.5以上，组合信度（CR）均在0.7以上，表明每个观测变量很好地反映了其对应每一个潜变量。除主观规范的平均方差抽取量接近0.5之外，其余5个潜变量的平均方差抽取量均大于0.5，说明该问卷具有良好的收敛效度。

2.3 结构方程模型的适配度检验

本文根据绝对适配度指数、相对适配度指数、简约适配度指数，选取12个指标评价模型的适配度。运用AMOS24.0对原始结构方程模型的适配度进行检验，结合拟合结果对模型修正指数（Modification Indices，MI）进行调整，发现主观规范的残差项与知觉行为控制的残差项之间的MI值最高（77.776）。对模型再次进行检验，显示其卡方自由度比（χ²/df）为5.711（＞5），因此继续运用MI进行调整，发现指标SN1的残差项与行为态度的残差项之间的MI值最高（66.412）。现实中，周围亲友的支持和带动，对大学生的垃圾分类态度和习惯养成具有促进作用。因此，综合模型分析结果和现实情况，增加这两条残差变量之间的相关路径，调整后的卡方自由度比（χ²/ df）为4.858（＜5），均方根残差（RMR）为0.028（＜0.05）；近似误差均方根（RMSEA）为0.067（＜0.08）；拟合优度指数（GFI）为0.940，调整后的拟合优度指数（AGFI）为0.912，规范拟合指数（NFI）为0.941，均大于理想值0.9，且其余拟合指标也均达到理想值（表 5），模型总体拟合度较好^[27]，结果可接受。

2.4 结构方程模型的路径检验

选取最大似然估计法对影响路径进行检验，结果显示：环境认知对行为态度、主观规范和知觉行为控制影响的路径系数分别为0.824、0.732和0.645，且在p＜0.001水平上显著，假设H1、H2和H3均成立；行为态度、知觉行为控制对垃圾分类意愿影响的路径系数为0.343和0.504，并在p＜0.001水平上显著，假设H4和H6成立；主观规范对垃圾分类意愿没有显著影响，假设H5不成立，见表 6。

2.5 差异性检验

参考高校综合实力将调研高校分为三种类型：高职院校（南京信息职业技术学院）、一般院校（南京森林警察学院和南京财经大学）和重点高校（南京师范大学和南京大学）。采用单因素方差分析法（ANOVA分析法）比较高职院校（269份）、一般院校（264份）和重点高校（339份）在各个潜变量上的差异。分析结果表明不同类型的高校在6个潜变量上均存在显著差异（p＜0.001）。之后运用多重比较检验（LSD方法）对不同类型高校的垃圾分类意愿进行对比发现，高职院校学生的垃圾分类意愿水平＞一般高校学生的垃圾分类意愿水平＞重点高校学生的垃圾分类意愿水平（表 7）。

2.6 多群组分析 2.6.1 性别

首先，进行测量模型的恒等性检验。将872份样本数据按性别分为男生组（408份）和女生组（464份），运用多群组验证性因素分析（CFA）检验该模型是否可以运用在具有相同特性的不同群体^[28]。将有参数限制的模型的限制条件设定为因子负荷量相等，分析无参数限制模型和有参数模型的差异性，结果显示：非限制性模型（χ²/df=3.021，RMSEA=0.048，CFI=0.951，NFI=0.929，IFI=0.951）与限制性模型（χ²/df=2.933，RMSEA=0047，CFI=0.950，NFI=0.927，IFI=0.951）的拟合度较好，且两个模型之间的卡方差异量没有达到显著性水平[∆χ²(10)=14.875，p=0.137＞0.05]，说明模型整体未有显著差异，测量模型具有不变性，适用于男女生群体中。

其次，进行结构模型的恒等性检验。通过限制结构模型的路径系数使该模型成为嵌套模型，并与基准模型进行比较，检验两个模型之间卡方值的差异量。结果显示：基准模型（χ²/df=3.021，RMSEA=0.048，CFI=0.951，NFI=0.929，IFI=0.950）与嵌套模型（χ²/df=3.048，RMSEA=0.049，CFI=0.941，NFI=0.915，IFI=0.941）的拟合度较好，两个模型之间的卡方差异值达到了显著性水平[∆χ²(31)=98.913，P =0.000＜0.05）]，说明男生组和女生组在该模型结构路径上存在显著的差异。进一步，利用AMOS24.0输出中的“Critical ratios for differences”进行事后检定，结果表明：“知觉行为控制→垃圾分类意愿”和“主观规范→垃圾分类意愿”的路径系数差异值临界比大于1.96（表 8），说明男、女生在这两条路径上存在显著差异，假设H7成立。进一步对比路径系数发现，男生组主观规范对垃圾分类意愿的影响作用显著低于女生组（β_男生组=-1.780，β_女生组=0.249）；而男生组知觉行为控制对垃圾分类意愿的影响作用显著高于女生组（β_男生组=0.801，β_女生组=0.329），见表 9。

2.6.2 设施与服务体系

首先将样本进行分类处理，将每一个样本在“垃圾分类设施与服务体系”变量上各项得分进行加总，作为该样本在此变量上的取值。将取值按从小到大进行排序，前25% 的样本为设施与服务体系先进组（218份），后25% 的样本为设施与服务体系落后组（218）份^[25]；其次基于CFA检验该模型是否可以运用在具有相同特性的不同群体。将有参数限制的模型的限制条件设定为因子负荷量相等，分析无参数限制模型和有参数模型的差异性。结果显示两个模型的卡方差异量达到显著性水平[（∆χ²(10)=47.927，p=0.000＜0.05）]，说明测量模型不具有不变性，不适用于设施先进与设施落后两个群体中，因此H8不成立，即设施与服务体系对大学生垃圾分类意愿的影响不存在显著差异。可能的原因是目前案例地区高校的垃圾分类设施与服务体系基本上大同小异，例如，各样本高校大都是仅在教学楼、图书馆等公共场所放置了两种或四种基本的垃圾分类桶，相关的配套服务尚不完善，普遍存在垃圾分类设施数量不充足、终端的分类收运体系不完善、分类效率不高等问题。

3 结论与建议

通过对南京仙林大学城高校大学生的实证研究，得出以下结论：

（1）大学生的垃圾分类意愿受到环境认知、行为态度和知觉行为控制这3个变量的共同影响，其中环境认知会通过行为态度、知觉行为控制形成一个传导机制，间接影响其垃圾分类意愿。而大学生的环境认知程度目前还有较大提升空间，参与垃圾分类的意愿较低，整体呈现出“知行皆难”的特征。

（2）大学生的行为态度、知觉行为控制对其垃圾分类意愿有显著的正向影响，其中影响最大的是知觉行为控制，其次是行为态度。大学生的主观规范对其垃圾分类意愿的影响不显著，但是以性别进行划分发现，女生的主观规范对其垃圾分类意愿有显著影响，而男生的主观规范对其垃圾分类意愿无显著影响。

（3）不同类型的高校在6个潜变量上均存在显著差异，其中高职院校学生的垃圾分类意愿水平＞一般院校学生的垃圾分类意愿水平＞重点高校的垃圾分类意愿水平。经过进一步的非结构化访谈，发现主要原因在于多数学生认为后续的垃圾分类处理并未很好实行垃圾分类的政策，这在一定程度上破坏了他们垃圾分类的劳动成果，因此降低了他们垃圾分类的意愿。

（4）性别对于大学生的垃圾分类意愿具有调节作用。其中，女生更容易受到主观规范的影响，而男生更容易受到知觉行为控制的影响。设施与服务体系在各影响因素与大学生垃圾分类意愿的关系上没有显著差异。

据此，为提高大学生垃圾分类意愿，培育其亲环境行为，本文提出以下建议：

（1）高校及全社会的垃圾分类工作是一项长期且复杂的系统工程，需要在公众亲环境意识的培育上加大力度。高校应贴近当代大学生的特点，采取该群体接受度高的线上线下融合方式，线上渠道可以通过微博、微信、抖音等社交软件，普及有关垃圾分类的相关知识；线下渠道应加强开展相关讲座、课程、课外实践和主题宣传等生态文明教育活动，培养大学生对环境保护的责任感和认知力，增强其行为态度与知觉行为控制能力，促进垃圾分类习惯的形成。

（2）针对大学生群体中男生和女生的差异，建议采取更为精准化的亲环境行为培育措施。例如，对女生而言，充分利用高校的多渠道网络，通过环境意识较高的同学、亲朋好友及社会人士的引领示范，强化垃圾分类的效能感，增强其参与垃圾分类的主观规范；对男生而言，应优先提高其感知垃圾分类的行为控制能力，通过开展垃圾分类活动提高其垃圾识别的准确性和投放率，督促其实施生活垃圾分类。

（3）随着大学生群体亲环境意识的不断提升，以及全社会垃圾分类工作的有序推进，垃圾分类的设施与服务体系也应加快完善，以提升垃圾分类工作的配套能力，更好地发挥硬环境对软意识的引导带动效应。对于高校而言，建议合理布置校园内垃圾分类桶的位置和数量，在条件成熟时逐步实行撤桶并点加督导员值班制度，定期检查垃圾分类桶上的标识是否清晰等。同时健全相关管理制度，完善后勤部门职责分工，加快提高后续全过程分类收运的效率，防止多种垃圾混杂破坏学生垃圾分类成果，以提升大学生进行垃圾分类的前置意愿。