摘要
（1）政府支持、基层工作水平、社会价值及情感价值通过农户心理预期对农户意愿产生显著正向影响，功能价值对农户心理预期产生负向影响；（2）认知价值对农户心理预期的影响不显著；（3）农户心理预期对农户意愿具有显著正向影响，且在外部刺激及内部感知对农户参与意愿及支付意愿的关系中具有显著的中介效应。
农村人居环境整治是推进乡村振兴战略和实现美丽中国目标的重要内容和举措。近年来，中国农村人居环境整治逐步由以政府为主导、自上而下的单一模式转变为广大农户和社会力量参与的多元主体模式。农户作为乡土守护者的重要主体，是农村人居环境整治最直接的受益者，也是农村人居环境整治的重要参与者，其参与农村人居环境整治的意愿及行为对改善农村人居环境和建设美丽宜居乡村至关重
围绕农户参与农村人居环境整治意愿，学者们分别从宏观和微观视角开展了深入的研究。宏观上，有学者发现农户参与农村人居环境整治意愿主要依靠政府激励与引
现有研究虽然分别从宏观与微观视角探讨了外部激励因素及农户个体内在因素对农户参与农村人居环境整治意愿的影响，但仍缺乏从内外部因素到农户意愿转化过程的详细分析。从农户心理预期视角剖析内外部因素与农户参与农村人居环境整治意愿关系中的中介要素和作用机理的研究较少。基于个体感知的心理预期是影响个体行为意愿的关
感知价值理论（Perceived Value Theory，PVT）由Zeithaml提出，起源于商业营销领域，后被逐步应用到旅
在上述学者对感知价值维度指标研究成果的基础上，结合农村人居环境整治特点和实际情况，将农户感知价值划分为社会价值、情感价值、认知价值及功能价值4个维度。其中社会价值是指农户参与整治所感受到的社会需要上的满足，如农户在参与过程中对自我成就与受到他人尊重的主观感
刺激—机体—反应（Stimulus—Organism—Response，SOR）模型理论，起源于心理学，主要应用于不同的环境刺激对于机体意识及行为的反应研究。SOR模型理论表明，环境刺激是个体产生心理反应的前提，其心理反应会进一步导致个体的行
该文基于PVT和SOR模型理论，构建农户参与农村人居环境整治意愿影响因素概念模型。刺激包括外部刺激与内部刺激，其中外部刺激包括政府支持、基层工作水平，内部刺激来源于感知价值理论中的社会价值、情感价值、认知价值及功能价值；心理预期是农户个体的“机体内化”；反应包括支付意愿和参与意愿两种表现。
农村人居环境整治具有公共性，且有明显的“搭便车”和机会主义行为特征。有学者认为政府对农户进行思想观念引导将激发农户对美丽乡村环境的向
H1：政府支持正向影响心理预期。
H2：基层工作水平正向影响心理预期。
农户的内部感知价值是其参与环境整治的内生驱动力。个体对事物首先产生感知价值，在价值的驱动下产生预期判断，在这种感知基础上产生的心理预期是影响个体行为意愿的关
H3：社会价值正向影响心理预期。
H4：情感价值正向影响心理预期。
H5：认知价值正向影响心理预期。
H6：功能价值正向影响心理预期。
Onwezen
H7：心理预期正向影响支付意愿。
H8：心理预期正向影响参与意愿。
基于PVT和SOR模型理论以及上述假设，构建了
图1 “刺激—预期—意愿”模型框架
数据来源于2023年1—3月在江西省南昌市、赣州市及宜春市开展的调研。为确保调查样本的代表性，依据入选改善农村人居环境示范村、全国乡村治理示范村镇、美丽宜居示范县和江西省人居环境整治示范县镇村等多份名录，选取了6个县镇村对农户进行入户问卷调查。依据分层抽样与随机抽样相结合的原则，共发放调查问卷937份。通过对收回的问卷进行分析，剔除不完整、不合理问卷，最终形成有效文件894份，问卷有效性为95.4%。
调查农户样本中，50岁及以上的样本农户占比较大，为49.33%；受教育程度以初中及以下水平为主，占总样本的52.69%；从家庭年收入情况来看，年收入为1万～6万元的家庭占比较大，为47.10%；大多数农户在本村居住时间均较长，27.85%的样本农户在本村居住时间超过21年。从家庭规模来看，超过70%的农户家中人口为4人及以上。
采用李克特的五级量表对被解释变量、核心解释变量及中介变量进行量化设定，即“非常不赞同”“不赞同”“一般”“赞同”“非常赞同”分别对应1～5 分。被解释变量为农户的参与意愿与支付意愿，其中参与意愿表示农户接受投工投劳的意愿，支付意愿表明农户接受出资付费的意愿，分别设置2个和3个题项进行测量；核心解释变量为政府支持、基层工作水平、社会价值、情感价值、认知价值及功能价值，各设置3个题项对其进行测量；中介变量为心理预期。基于SOR模型理论，心理预期是农户参与农村人居环境整治时所期望获得收益的意识，是内外部环境刺激相互作用下的产物，其作用过程和质量直接影响农户对参与人居环境整治的总体评价，进而影响农户的最终行为决策。心理预期在内外部环境刺激对农户意愿的关系中起到中介作用，设置3个题项对其进行测量。控制变量为性别、年龄、文化程度、家庭年收入、居住时长及家庭规模。具体测量题项见
| 变量类别 | 变量名称 | 编号 | 测量题项 | 标准因子载荷量 | Cronbach's α | CR | AVE |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 核心解释变量 | 政府支持 | GS1 | 乡镇政府在人居环境整治方面的宣传力度 | 0.907 | 0.906 | 0.941 | 0.841 |
| GS2 | 乡镇政府对环境整治内容在经济上的支持力度 | 0.928 | |||||
| GS3 | 乡镇政府在环境整治过程中起到监督管理作用 | 0.915 | |||||
| 基层工作水平 | GW1 | 村干部会督促我参与整治 | 0.896 | 0.906 | 0.940 | 0.840 | |
| GW2 | 参与人居环境整治的途径畅通 | 0.955 | |||||
| GW3 | 整治过程中遇到问题村委会能够及时解决 | 0.898 | |||||
| 社会价值 | SV1 | 参与农村整治会提高我的社会地位 | 0.891 | 0.902 | 0.936 | 0.831 | |
| SV2 | 参与农村整治会提高我的声誉 | 0.959 | |||||
| SV3 | 参与农村整治会使我更容易得到他人的尊重 | 0.881 | |||||
| 情感价值 | EV1 | 共同参与农村整治能够增进邻里间的感情 | 0.911 | 0.926 | 0.951 | 0.865 | |
| EV2 | 共同参与农村整治增强了我的归属感 | 0.957 | |||||
| EV3 | 共同参与农村整治能提升我的幸福感 | 0.922 | |||||
| 认知价值 | CV1 | 农村环境污染较为严重 | 0.637 | 0.744 | 0.838 | 0.638 | |
| CV2 | 农村人居环境对我的生活质量影响很大 | 0.910 | |||||
| CV3 | 共同参与会使农村人居环境变得更好 | 0.824 | |||||
| 功能价值 | FV1 | 整治农村人居环境能提高我的卫生意识 | 0.891 | 0.893 | 0.932 | 0.819 | |
| FV2 | 农村人居环境改善能让生活更加便利 | 0.941 | |||||
| FV3 | 农村人居环境改善能提升我的生活品质 | 0.882 | |||||
| 中介变量 | 心理预期 | PE1 | 我希望农村整治能够改善我的居住环境 | 0.887 | 0.865 | 0.917 | 0.786 |
| PE2 | 我希望农村整治能够提升我的幸福感 | 0.939 | |||||
| PE3 | 我希望农村整治能够提高我的生活水平 | 0.830 | |||||
| 被解释变量 | 支付意愿 | WTP1 | 我愿意支付农村人居环境整治的成本 | 0.944 | 0.869 | 0.935 | 0.878 |
| WTP2 | 我愿意支付农村人居环境整治后期维护管理的费用 | 0.930 | |||||
| 参与意愿 | BI1 | 我愿意参与农村人居环境整治 | 0.859 | 0.862 | 0.912 | 0.777 | |
| BI2 | 我愿意推荐其他人参与整治 | 0.933 | |||||
| BI3 | 我将向人们传播环境整治的正面信息 | 0.849 |
数据来源：SPSS25.0 和 SmartPLS3.0 分析得出
偏最小二乘法结构方程模型（Partial Least Squares-Structural Equation Modeling, PLS-SEM）对数据样本量、模型识别问题和分布状态要求不高，可以有效处理变量之间的共线性问
| x =ξ+δ | （1） |
| y =η+ε | （2） |
结构模型的公式为：
| η=Bη+Γξ+ζ | （3） |
采用Cronbach's α和CR来衡量问卷结果的信度。利用Smart PLS软件计算得到的Cronbach's α和CR结果见
采用收敛效度和区别效度对问卷进行效度检验。收敛效度用于检验各变量之间的相关性，区别效度用于检验各变量之间的差异。平均方差提取（AVE）和因子载荷是评价收敛效度的常用指标；当AVE 和因子载荷均大于 0.5 时，可认定模型具有足够的收敛效度。由
各变量的AVE算术平方根均大于该变量与其他变量之间的相关系数表明模型具有良好的区别效度。如
| 题项 | 政府 支持 | 基层工作水平 | 社会 价值 | 情感 价值 | 认知 价值 | 功能 价值 | 心理 预期 | 支付 意愿 | 参与 意愿 |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 政府支持 | 0.917 | ||||||||
| 基层工作水平 | 0.839 | 0.917 | |||||||
| 社会价值 | 0.680 | 0.666 | 0.911 | ||||||
| 情感价值 | 0.529 | 0.496 | 0.558 | 0.930 | |||||
| 认知价值 | 0.442 | 0.467 | 0.522 | 0.791 | 0.799 | ||||
| 功能价值 | 0.554 | 0.546 | 0.494 | 0.779 | 0.667 | 0.905 | |||
| 心理预期 | 0.812 | 0.819 | 0.778 | 0.635 | 0.612 | 0.533 | 0.887 | ||
| 支付意愿 | 0.403 | 0.418 | 0.575 | 0.516 | 0.557 | 0.439 | 0.537 | 0.881 | |
| 参与意愿 | 0.575 | 0.573 | 0.646 | 0.810 | 0.683 | 0.710 | 0.686 | 0.601 | 0.937 |
数据来源：SmartPLS3.0 分析得出
模型各指标有效性需根据权重和VIF予以判断。该文构建9个指标的权重值均大于0.2，VIF 值均小于3，说明各指标对构面的贡献度较高。采用标准化残差均分根（SRMR）、决定系数
图2 结构方程模型路径系数及因子载荷注：各变量名称及含义详见表1
| 假设 | 回归路径 | 标准化路径系数 | 标准差 | T统计量 | P | 假设结果 |
|---|---|---|---|---|---|---|
| H1 | 政府支持→心理预期 |
0.28 | 0.116 | 2.420 | 0.016 | 成立 |
| H2 | 基层工作水平→心理预期 |
0.34 | 0.133 | 2.591 | 0.010 | 成立 |
| H3 | 社会价值→心理预期 |
0.26 | 0.076 | 3.434 | 0.001 | 成立 |
| H4 | 情感价值→心理预期 |
0.18 | 0.095 | 1.981 | 0.048 | 成立 |
| H5 | 认知价值→心理预期 | 0.179 | 0.100 | 1.793 | 0.074 | 不成立 |
| H6 | 功能价值→心理预期 |
-0.20 | 0.097 | 2.123 | 0.034 | 不成立 |
| H7 | 心理预期→支付意愿 |
0.53 | 0.106 | 5.064 | 0.000 | 成立 |
| H8 | 心理预期→参与意愿 |
0.68 | 0.057 | 11.983 | 0.000 | 成立 |
注： *
基于PLS-SEM模型分析，发现农户心理预期受外部刺激及内部感知的影响。政府支持（β=0.281，P=0.016）对农户的心理预期具有显著正向作用，假设H1成立。政府是农村人居环境整治的主导者，其推动力度对提高农户参与农村人居环境整治意愿非常重要。政府通过提供资金和资源支持、建立信任和合作关系以及提供奖励和荣誉，激发农户对农村人居环境整治的积极性，使得其对人居环境整治产生信任感。此外，基层工作水平（β=0.345，P =0.010）对农户的心理预期具有积极影响，假设H2成立。基层工作者对农户的态度深深影响着农户对政府政策实施的信任感，基层工作者给予的正面反馈将提高农户的积极性，进而提高农户的心理预期。
社会价值（β=0.260，P =0.001）及情感价值（β=0.189，P =0.048）对农户的心理预期具有显著正向作用，假设H3及H4成立。社会价值是农户自我效能的体现。在农村人居环境整治中，农户感知到个人的参与能获得周围人的认可与称赞，在社交过程中得到他人的尊重。周围人的良性反馈将使得农户提高对参与农村人居环境整治的社会价值感知，对自我社会价值的肯定可以增强农户在组织中的自我意识，从而使得个体对参与农村人居环境整治具备更高的心理预期。情感价值包含着农户间的邻里情感及对乡村的依恋感与归属感，是农户参与农村人居环境整治的情感纽带。当农户对所居住的环境具有一定的情感投入，在环境整治过程中所感知到的情感价值越高，农户会更加期待通过整治达到改善生活环境、促进邻里关系的目的，其对农村人居环境整治的心理预期也会越高。
认知价值（β=0.179，P =0.074）对心理预期的影响不显著，假设H5不成立。认知价值是指农户对农村人居环境整治的了解程度及主观认识，其对心理预期的影响不显著的原因可能在于农户对人居环境整治的了解程度存在较大差异，导致农户认知价值与心理预期不匹配。通过入户调查发现，农户对于农村人居环境整治的认知存在信息不对称或不完整的情况，未能充分了解到农村人居环境整治所能带来的具体改善和效益，导致农户认知价值对心理预期的影响并不显著。
功能价值（β=-0.205，P =0.034）对心理预期具有显著负向作用，假设H6不成立。功能价值是农村人居环境整治的具体效果体现，其本质是农户在农村人居环境整治后对整改内容的最直接感受和使用效果的主观感受。功能价值对农户心理预期产生负向影响的原因可能在于农户对现有农村环境功能等方面已达到满意状态，即对功能价值的感知具有一定高度，感知到的功能价值越强，其心理预期越低，使得功能价值与农户心理预期呈现负向关系。
农户的心理预期正向影响支付意愿（β=0.537，P =0.000）及参与意愿（β=0.686，P =0.000），假设H7、H8成立。表明农户在参与农村人居环境整治过程中，心理预期越高，支付意愿及参与意愿也会越高。相较于支付意愿，农户心理预期对参与意愿的影响更大（0.686＞0.537）。这一结果表明在心理预期的影响下，农户在参与农村人居环境整治的过程中更愿意付出劳动成本而非经济成本。通过劳动参与，农户能够感受到亲力亲为的贡献和作用，增强其情感价值与社会价值，使得农户在参与过程中获得心理自豪感和社会认同感，从而更愿意付出劳动成本。
采用Bootstrap方法对心理预期进行中介效应检验。运用Bootstrap 生成的偏差校正置信区间和百分位置信区间方法，检查95% CI是否包含0；若区间不包含0，表明中介效应显著，否则不显著。
| 作用路径 | 效应值 | 标准差 | P | Bias-Corrected95% CI | Percentile95% CI | ||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Lower | Upper | Lower | Upper | ||||
| 政府支持→心理预期→参与意愿 | 0.193 | 0.077 | 0.012 | 0.032 | 0.329 | 0.050 | 0.347 |
| 基层工作水平→心理预期→参与意愿 | 0.237 | 0.089 | 0.008 | 0.082 | 0.430 | 0.082 | 0.430 |
| 情感价值→心理预期→参与意愿 | 0.130 | 0.065 | 0.031 | 0.279 | 0.030 | 0.285 | 0.035 |
| 社会价值→心理预期→参与意愿 | 0.178 | 0.058 | 0.002 | 0.075 | 0.300 | 0.069 | 0.296 |
| 政府支持→心理预期→支付意愿 | 0.151 | 0.067 | 0.025 | 0.021 | 0.282 | 0.037 | 0.299 |
| 基层工作水平→心理预期→支付意愿 | 0.185 | 0.075 | 0.013 | 0.062 | 0.353 | 0.066 | 0.361 |
| 情感价值→心理预期→支付意愿 | 0.101 | 0.059 | 0.086 | -0.002 | 0.226 | -0.002 | 0.225 |
| 社会价值→心理预期→支付意愿 | 0.140 | 0.054 | 0.010 | 0.051 | 0.262 | 0.051 | 0.261 |
数据来源：SmartPLS3.0 分析得出
基于农户心理预期视角，以PVT和SOR模型理论为基础，根据农村人居环境整治实际，构建了农户参与人居环境整治意愿的理论模型；结合江西省894份农户调研数据，运用PLS-SEM对农户参与农村人居环境整治意愿影响因素进行了定量分析，研究结论如下。
（1）外部刺激及内部感知通过影响农户心理预期进而对其参与人居环境整治意愿产生影响。外部刺激因素中政府支持和基层工作水平均对农户心理预期产生正向影响。内部感知中情感价值、社会价值均正向影响农户心理预期，功能价值对心理预期产生负向影响，认知价值对心理预期的影响不显著。
（2）心理预期对农户参与意愿与支付意愿均产生正向影响，其中心理预期对参与意愿的影响更大，表明提高农户的心理预期更有助于提升农户参与农村人居环境整治意愿，且农户在参与农村人居环境整治的过程中更愿意付出劳动成本而非经济成本。
（3）心理预期在政府支持、基层工作水平、情感价值、社会价值与参与意愿的关系中起到中介作用，在政府支持、基层工作水平及社会价值与支付意愿的关系中起到中介作用。性别、年龄及文化程度对农户心理预期的影响不显著。居住时长、家庭规模及家庭年收入正向影响农户的心理预期。
（1）政府是农村人居环境整治的主导者与引领者。政府支持能够提高农户对环境改善和美好生活的向往。结合实际制定“一村一策”的政策，加强对政策的宣传解读，对农户进行宣传和培训引导，提高农户的心理预期与信任感，进而提高农户参与农村人居环境整治意愿。提升农户在参与过程中的获得感和满足感，以此提升农村人居环境整治水平和推进美丽乡村建设。
（2）基层政府是农村人居环境整治的基层组织。提高基层工作水平对于促进农户参与农村人居环境整治、激发农户参与热情、提升整治效果都具有重要的意义。因此，畅通农户参与人居环境整治的途径、拓宽农户利益诉求的渠道等措施均有利于提高农户参与农村人居环境整治的心理预期，进而提升农户参与意愿。此外，基层工作者需要树立积极的工作态度和服务理念，深入基层了解农户的诉求，积极寻找解决问题的途径，建立参与主体与基层组织的良性互动机制，为农村人居环境整治提供良好的基础条件和保障。
（3）农户个体的感知价值是农户参与意愿的决策基础。提高农户参与农村人居环境整治过程中的感知收益，对促进农户意愿具有关键作用。可通过农村情感再建设、提升参与主体的社会价值等方式提高农户的感知收益。如开展丰富多彩的文体活动增强农户之间的情感纽带，提升农户的集体感、荣誉感和自豪感，从而营造良好的氛围，激励更多农户参与农村环境整治。
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