目标行为理论将个体的心理系统视为一种复杂的自组织系统，心理目标作为该系统的动力性变量，支配着心理系统的自组织过程，推动个体对自身多重心理因素进行自组织重构，形成新的有序的心理结构，进而影响个体的行为决策选择^[8]. 本文基于目标行为理论，将农户心理因素划分为生态认知、环境责任感、自我效能感、环境态度4个方面，探究其对参与意愿的影响. 生态认知是农户在村庄生态环境变化的基础上形成的人为活动对人居环境影响的心理认知^[9]. 生态认知的提升有利于农户认识到不合理的生产、生活行为给村庄人居环境带来的负面影响，激发其参与农村人居环境整治的积极性，提高参与意愿. 环境责任感是个体在认可环境带来利益的基础上采取积极的措施改善环境问题的责任意识^[10]. 环境责任感的提升可以激发农户主动采取行动解决环境问题，提高参与意愿. 自我效能感是个体在参与某项活动前，就自身能力能否达成活动目标的一种评估认知^[11]. 自我效能感的提升可以增强农户参与人居环境整治的自信心，提高参与意愿. 环境态度是个体实施某项环境行为时的一种自我评价，是参与意愿的一种倾向性表达^[12]. 农户对农村人居环境整治的积极态度可以提高参与意愿. 基于以上分析，提出假设：

H11：农户生态认知对参与意愿的影响有统计学意义；

H12：农户环境责任感对参与意愿的影响有统计学意义；

H13：农户自我效能感对参与意愿的影响有统计学意义；

H14：农户环境态度对参与意愿的影响显著相关.

价值感知是个体在现有掌握的知识体系基础上，为满足自身需要而对付出与收益间的衡量^[13]，体现了个体对环境的主观感知和效用评价. 感知作为重要的前因变量，在解释个体行为意愿方面发挥着重要作用^[14]. 农村人居环境整治的外部性决定了农户在参与过程中保留着追求经济利益的理性经济人本质. 因此，提升环境价值感知，有助于农户认识到改善环境就是发展生产力、好环境带来宜居宜业等长期效益，强化心理因素对农户参与意愿的影响. 基于以上分析，提出假设：

H21：农户价值感知在生态认知与参与意愿之间起中介作用；

H22：农户价值感知在环境责任感与参与意愿之间起中介作用；

H23：农户价值感知在自我效能感与参与意愿之间起中介作用；

H24：农户价值感知在环境态度与参与意愿之间起中介作用.

社会信任是社会文化规范和社会制度的产物^[15]，是成员社会心态的重要内容，是一种普遍信任，有利于增强彼此之间的互动交流，在一定程度上会影响个体决策^[16]. 文献[17]的人际信任调节效应模型表明信任会调节其他因素对结果变量的影响. 农村人居环境整治具有明显外部性，参与主体存在利益博弈，致使利益相关者之间存在相互猜疑，这种猜疑可能会干扰心理因素对决策行为的影响. 当农户社会信任度较高时，有利于就人居环境重要性形成共识，提高农户心理因素认知，提高参与意愿. 基于以上分析，提出假设：

H31：农户社会信任在生态认知与参与意愿之间起调节作用；

H32：农户社会信任在环境责任感与参与意愿之间起调节作用；

H33：农户社会信任在自我效能感与参与意愿之间起调节作用；

H34：农户社会信任在环境态度与参与意愿之间起调节作用.

基于以上理论分析，构建农户心理因素与参与意愿理论分析框架图(图 1).

本文数据来自于课题组2022年1-3月对河南省舞钢市农户的实地抽样. 2021年12月，河南省印发《关于开展农村人居环境集中整治行动的通知》，舞钢市推行以治理“六乱”(乱堆乱放、乱倒乱扔、乱搭乱建)、开展“六清”(清垃圾、清污水、清塘沟、清违建、清杂物、清残垣断壁)为重点的农村人居环境整治，取得了一定的成效，却仍然存在群众的参与意愿不强、积极性不高的情形. 舞钢市是地形有平原、山地、岗地、丘陵等多种类型的新兴农业县市，在河南省具有典型代表性. 调查以分层抽样与随机抽样、地形地貌与经济发展水平相结合的原则，选取尚店镇、尹集镇、庙街乡、八台镇、枣林镇共计5个乡镇，每个乡镇随机抽取8个村，每村随机抽取10户，共发放问卷400份，回收400份，回收率100%；有效问卷367份，有效率91.75%.

从调查农户的基本特征看，女性198人，占比53.95%，男性169人，占比46.05%；年龄40岁以上有315人，占比85.83%，40岁以下(含40岁)52人，占比14.17%，村庄青壮年男性多外出务工，女性留守在家照顾老人孩子. 有村干部或党员共计109人，占比29.70%，非村干部或党员是258人，占比70.30%；初中及以下文化程度有304人，占比82.83%，初中以上文化程度有63人，占比17.17%，整体文化程度不高. 目前仍然务农的有319人，占比86.92%；将土地流转出去，不在务农的有48人，占比13.08%. 因此样本农户特征符合当地实际情况，调研对象具有代表性.

为保证变量测量结果的准确性，文中以潜变量形式对生态认知、环境责任感、自我效能感、环境态度、价值感知、社会信任、参与意愿进行测量. 其中，生态认知参见文献[9]，从环境污染感知、环境保护意识、环境治理意义维度进行测量；环境责任感参见文献[10]，从责任意识、行为感知、行为担当维度进行测量；自我效能感参见文献[10]，从活动难易程度、参与机会、参与能力维度进行测量；环境态度参见文献[18]，从参与积极性、活动支持、活动重要性维度进行测量；价值感知参见文献[13]，从经济价值、生态价值、健康价值维度进行测量；社会信任参见文献[16]，从村干部信任、邻居信任、环境政策信任维度进行测量；参与意愿参见文献[7]，从计划参与、准备参与、愿意参与维度进行测量. 本文采用Likert五级量表形式测量问题项(表 1).

结构方程模型(Structural Equation Model，SEM)可针对多个因变量做分析，同时处理观测变量、潜在变量、干扰变量或误差变量，为研究难以直接测量的变量间关系提供了科学的分析工具. 农户参与意愿相关变量均属于模糊性概念，需要一些具体指标来间接反映，结构方程模型很好地契合了研究的需要. 因此选用SEM对相关因素进行分析. 其表达式由3个矩阵方程构成^{[10, 13]}：

(1) 式为结构方程模型，η，ξ分别代表内生、外生潜变量对应的系数矩阵，ζ代表残差项构成的向量；(2)式和(3)式为测量模型，Λ_χ，Λ_Y分别代表外生潜变量、内生潜变量的因子载荷矩阵，δ，ε为残差项.

在SEM模型应用前，为保障问卷数据的有效性和可靠性，使用SPSS25.0对量表进行信度与效度检验(表 2). 信度检验中，每个潜变量Cronbach’s α值在0.708~0.876间，均大于阈值0.7；KMO值在0.769~0.900间，均大于阈值0.5；P值均小于0.005. 表明数据具有较好的信度和效度.

依据理论假设，运用AMOS25.0软件引入农户心理因素与参与意愿构建结构方程模型Ⅰ，验证生态认知、环境责任感、自我效能感、环境态度对农户参与意愿的直接影响；将价值感知引入模型Ⅰ，构建结构方程模型Ⅱ，分析价值感知在农户心理因素与参与意愿间的中介效应. 对模型Ⅰ与模型Ⅱ的适配度进行检验(表 3)，模型Ⅰ与模型Ⅱ的IFI和GFI等指标均符合检验标准，并且引入价值感知的模型Ⅱ适配度检验指标优于模型Ⅰ，说明结构模型适配度良好，能够进行模型检验.

由模型Ⅰ标准化路径系数(表 4)可知，生态认知对农户参与意愿影响的路径系数为0.751，在p＜0.05水平有统计学意义，H11得到验证. 表明农户人居环境的生态认知越高，对人居环境重要性、污染状况认知越深刻，参与意愿越高；环境责任感对农户参与意愿影响的路径系数为0.519，在p＜0.05水平有统计学意义，H12得到验证. 表明农户环境责任感越强，对村里环境保护、修复的责任心越强，参与意愿越高；自我效能感对农户参与意愿影响的路径系数为0.454，在p＜0.01水平极有统计学意义，H13得到验证. 表明农户人居环境整治的自我效能感越高，参与的机会就越多，能力就越强，参与意愿越强；环境态度对农户参与意愿影响的路径系数为0.802，在p＜0.1水平有统计学意义，H14得到验证. 表明农户的人居环境整治态度越积极，便越认可开展人居环境整治有必要，越支持此项活动，参与意愿越高.

由模型Ⅱ标准化路径系数(表 4)可知，引入价值感知后，心理因素对农户参与意愿的影响的检验结果与模型Ⅰ基本一致，再次验证了H11，H12，H13，H14成立. 并且，生态认知对价值感知影响的路径系数为0.795，在p＜0.01水平极有统计学意义；环境责任感对价值感知影响的路径系数为0.464，在p＜0.1水平有统计学意义；自我效能感对价值感知影响的路径系数为0.411，在p＜0.01水平极有统计学意义；环境态度对价值感知影响的路径系数为0.301，在p＜0.05水平有统计学意义；价值感知对农户参与意愿影响的路径系数为0.486，在p＜0.01水平极有统计学意义. 因此，可进一步对价值感知的中介作用进行检验.

本文采用Bootstrap方法^[19]检验价值感知在心理因素与农户参与意愿间的中介效应，通过95%的置信区间内是否包含“0”值对中介效应进行判断(表 5). 价值感知在生态认知、环境责任感、自我效能感、环境态度影响农户参与意愿中的中介效应的标准化系数分别为0.036，0.228，0.210，0.118，置信区间均不包含“0”，表明价值感知的中介效应存在，H21，H22，H23，H24均得到验证，证明价值感知在提高农户参与意愿中具有中枢作用.

本文采用分层回归法检验社会信任的调节作用. 首先对连续变量社会信任进行中心化处理，减少多重共线性. 将农户参与意愿作为因变量，逐步在回归方程中引入控制变量(模型1)、自变量和调节变量(模型2)、自变量与调节变量的交互项(模型3)，依据自变量与调节变量的交互项系数的显著相关性判断调节变量是否具有调节作用. 分别将心理因素的4个方面作为自变量，社会信任作为调节变量，依次进行分层回归分析(表 6). 生态认知、环境责任感、自我效能感、环境态度与社会信任的交互项系数均显著相关. 分析证实社会信任在心理因素对农户参与意愿的影响过程中发挥调节作用，假设H31，H32，H33，H34得到验证.

为了更直观地体现社会信任的调节效应，参考文献[20]的研究建议，以社会信任的均值加减一个标准差用以绘制交互效应图(图 2). 从图中2可以看出，当农户社会信任水平较高时，心理因素对农户参与意愿的影响较强，当农户社会信任水平较低时，心理因素对农户参与意愿的影响相对较弱，进一步支持了假设H31，H32，H33，H34.

本文聚焦粮食主产区河南省农村人居环境整治问题，构建了“心理因素——农户参与意愿”理论分析框架，基于舞钢市实地调研数据并运用结构方程模型，分析了心理因素对农户参与意愿的影响；在此基础上，采用Bootstrap法进一步验证了价值感知在心理因素与农户参与意愿之间的中介效应；同时，对社会信任在心理因素影响农户参与意愿关系中的调节作用进行了检验. 主要结论如下：

1) 从农户参与意愿的直接影响路径结果看，心理因素的4个方面对农户参与意愿的影响均有统计学意义，影响路径由大到小依次为环境态度、生态认知、环境责任感、自我效能感. 因此，提高农户心理因素认知，可以提高参与意愿.

2) 从农户参与意愿的间接影响路径结果看，价值感知在心理因素的4个方面与农户参与意愿关系中均存在中介效应，且其影响呈显著相关性. 因此，提升农户对农村人居环境的价值感知是提高参与意愿的核心路径.

3) 从社会信任调节效应看，社会信任对心理因素的4个方面与农户参与意愿关系的调节效应的影响有统计学意义. 因此，提升农户社会信任水平可以提高参与意愿.

本研究揭示了心理因素对粮食主产区河南省舞钢市农户参与农村人居环境整治意愿的影响机制，进一步分析了心理因素对参与意愿路径的影响，认为心理因素4个方面对参与意愿的影响存在差异. 然而，参与意愿既受心理因素影响较大，亦受国家政策、乡村规划、农村产业发展等因素影响，未来深入研究农户人居环境整治参与意愿的影响机制与路径，为促进粮食主产区乡村振兴提供参考.