北京城市居民环境行为意愿研究

王琪延 侯 鹏

(中国人民大学统计学院,北京100872)

北京城市居民环境行为意愿研究

王琪延 侯 鹏

(中国人民大学统计学院,北京100872)

居民的环境行为会直接影响到城市的环境状况,而环境行为意愿又直接指导着环境行为。本文通过问卷调查的方式获得相关数据,在对居民环境行为意愿进行描述性分析的基础上,使用非参数统计分析研究了不同性别、年龄、受教育水平和职业群体之间环境行为意愿的差异,结果发现不同属性特征居民的环境行为意愿均存在着显著差异;使用结构方程模型探讨了环境意识、奥运、环境知识、环境状况以及传统道德对市民环境行为意愿的影响,结果表明这些因素对环境行为意愿均存在直接或者间接的影响,并通过分析总效应发现,对环境行为意愿影响效应由强到弱依次为:环境态度、环境知识、奥运影响、环境状况和环境道德。最后针对实证结果提出应该在发展绿色产业、提高年轻人环保意识、引导消费取向、继续提倡“绿色奥运”理念等方面加强北京市居民的环境行为意愿,从而提高整个北京地区的环境水平。

环境行为意愿;调查研究;结构方程模型;非参数统计分析

环境是人类赖以生存的最根本保障,随着人们对环境的日益重视,环境问题已经成为世界关注的一个焦点。北京作为中国的政治、经济和文化中心,在国内外具有很大的影响力,尤其在成功举办2008年奥运会之后,这种影响更为深刻,北京的环境状况也备受世人瞩目。居民的环境行为会直接影响到城市的环境状况,而环境行为意愿又直接指导着环境行为。本文以北京居民环境行为意愿为研究内容,在考察居民环境行为意愿现状的基础上,具体分析居民环境行为意愿的影响因素,并有的放矢的提出相关建议,从提高居民环境行为意愿的视角为北京环境状况的改善进言献计。

1 相关文献回顾

学术界对环境行为并没有统一的界定,因此对环境行为意愿也未有权威的定义。在环境行为的诸多定义中,Hsu、Roth将其定义为个体为保护或者改善环境而采取的一系列负责任的行动[1]。Stern认为环境行为由“行为”和“影响”两个维度构成。“影响”维度主要侧重人的行为对环境的影响,“影响”主要侧重人的环保动机[2]。张兴莲等认为环境行为是指在人们具有环境知识、态度和技能之后,必须采取行动,参与各种环境问题的解决,这种行动就叫环境行为[3]。孙岩指出,尽管学术界对环境行为的定义有所不同,但其内涵基本一致,都强调个人主动参与、付诸行动来解决和防范生态环境问题[4]。本文赞同孙岩的观点,认为居民环境行为主要表现和目标不只是体现在生态环境的保护,还应包括生态环境的防范,故认为居民环境行为主要由环境保护行为、资源回收行为和能源节约行为等方面构成,而环境行为意愿则是居民实施以上环境行为的意愿。

学术界对于环境行为意愿的专门研究较少,更多的是将其看作环境行为的重要影响因素或者高阶潜变量进行研究。Kaiser对瑞士3 000多名会员进行问卷调查,通过因子分析将环境行为的影响因子归为环境知识、环境行为意愿和环境价值观三个方面,使用结构方程模型考察了其对环境行为的影响,结果显示环境知识和环境价值观对环境行为意愿的解释能力为40%,环境行为意愿对环境行为的解释能力为70%[5]。Khalil对伊朗德黑兰的1 200名居民环境行为进行问卷调查,通过路径分析得到的结果表明环境行为意愿对环境行为有显著的影响,而环境态度、环境法、环境知识、生活压力对环境行为意愿和环境行为均有显著的影响;方差分析的结果显示,性别、年龄等不同属性特征的群体中,只有不同居住地的居民环境行为意愿存在显著的差异[6]。Kara通过对173名香港居民进行问卷考察居民废物再利用的环境行为,结果表明居民环境行为意愿和环境行为存在着显著的正相关关系,逐步回归分析表明环境态度对环境行为意愿的解释程度较高,能解释41%的方差,但只能解释环境行为19.4%的方差[7]。以上研究均表明环境行为意愿对环境行为的实施具有显著的影响。

国内外学者对居民环境素养方面的研究存在两个缺憾:一是这些研究主要集中在居民的环境行为上,专门针对环境行为意愿的研究基本没有,而环境行为意愿是居民实施环境行为的先决条件,加强居民环境行为意愿是提升环境行为的必经之路;二是部分研究使用方法不到位,没有注意到统计方法的使用前提,这可能给实证分析带来偏差甚至错误。针对这两个缺憾,本文将直接对环境行为意愿进行影响因素分析和不同属性特征群体的差异分析,以找出提升居民环境行为的对策;在研究不同属性特征群体环境行为意愿的差异中,使用非参数统计分析比传统的方差分析更加合理;在研究环境行为意愿的影响因素中,使用的结构方程模型较多元回归分析更为科学。另外,结合北京的实际情况,在选取居民环境行为意愿的影响因素时考察了颇具影响的奥运因素。

2 研究方法、变量和数据预处理

2.1 研究方法

考察居民环境行为意愿与性别、年龄、受教育水平和职业之间的关系时,考虑到样本总体并未服从正态分布(本文在4.1节进行正态性检验结果表明总体不服从正态分布),如果使用常规的方差分析得到的结论可能会出现偏差和错误,但非参数统计分析方法并不要求样本总体符合正态发布,可以很好的弥补方差分析的不足。因此本文在考察环境行为意愿与性别、年龄等因素之间关系时采用非参数统计的方法。

本文主要考察以下因素对北京居民环境行为意愿的影响:①环境态度。Khalil[6]等学者的研究表明环境态度是影响环境行为意愿的重要变量,环境态度将在主观上引导居民的环境行为意愿。②环境知识。环境知识丰富的人在现实中具有更多的生态问题忧患意识,同时也具有更优良的环境行为意愿。根据Khalil[6]等学者的研究和“知识—意识—行为”的心理学框架,我们认为环境知识对环境态度也应具有显著影响。③生活环境状况。从现实层面来看,人们的环境行为意愿会受到周围环境状况的影响,而这种影响可以用一种“适应性”来解释:生活在美好环境中的居民在潜移默化的作用下,会有自觉维护环境的意愿;而生活在恶劣环境中的居民则正好相反。④传统道德。美国物理学家普拉曾指出,东方世界观具有的生态智慧,中国传统文化思想中的环境意识就像一个充满古老智慧的思想坐标,虽然历时久远,但依然有着强大的力量去引领那些徘徊在现代化的旅途而迷失了生态方向的人们回来追寻[8]。理论上来说,较高道德水平的居民应该在生活中时常规范自己的思想和行为,因此应有更好的环境态度和环境行为意愿。⑤奥运影响。应该说2008奥运会倡导的“绿色奥运”对北京居民的影响是巨大的,而这种影响主要表现在市民的环境态度和行为意愿上。

综上所述,本文提出以下研究假设:

H1:居民的环境态度对环境行为意愿产生正向影响;

H2:居民的环境知识对环境态度产生正向影响;

H3:居民的环境知识对环境行为意愿产生正向影响;

H4:居民生活环境状况对环境行为意愿具有正向影响;

H5:居民的传统道德对环境态度产生正向影响;

H6:居民的传统道德对环境行为意愿产生正向影响;

H7:奥运会对居民环境行为意愿产生正向影响;

H8:奥运会对居民环境态度产生正向影响。

结构方程模型方法主要是一种建立、估计和检验因果关系模型的方法,适合通过归纳得到的综合性因子之间关系的研究,并且在某种程度上可以替代多重回归、通径分析、因子分析、协方差分析等方法,清晰分析单项指标对总体的作用和单项指标间的相互关系。很适合于验证以上八个假设,因此本文在这一部分将采用结构方程模型方法进行分析。

2.2 变量说明

本文所使用的数据来源于中国人民大学休闲经济研究中心2009年的一项问卷调查——“北京居民环境意识调查”。该项调查以北京市居民为对象,总共发放1 100份问卷,回收1 031份,问卷回收率达到93.7%,其中有效问卷924份,占回收问卷的84%。本文在实证分析中的具体变量见表1,在数据处理过程中,各变量得分均采用莱科特五级分制(1-5Likert-Scale)形式。

2.3 数据的预处理

为了验证问卷的数据质量和变量选取的合理性,我们首先进行信度和效度检验。本文的信度检验采用内部一致性指标Cronbach’s Alpha系数法,通常认为系数大于0.70为高信度,本文五个潜变量的Cronbach’sAlpha系数最高达到0.806(传统道德),最低的也有0.635(环境性行为意愿),因此我们认为问卷有较高的信度。在对结构方程模型拟合中,要求潜变量与可测变量之间的关系合理,对潜变量进行闪子分析,若最小因子载荷标准超过0.30就认为显著,需要对该观测变量进行保留。在本问卷中除X14的因子载荷为0.388,其他各可观测变量的因子载荷均高于0.45;此外,本文的结构方程模型也只有较好的整体拟合效果,可以认为变量间具有良好的结构效度。信度利效度检验表明问卷数据可靠、变量选取只有很大的合理性,可以对数据进行进一步分析。

为了了解北京居民环境行为意愿的现状,本文除了对反映环境行为意愿的6个可观测变量进行考察外,还对体现居民环境行为意愿整体情况的总指数 Y进行考察①我们用 Y1至 Y6六个变量的简单平均数来表示Y,即有:Y=(Y1+Y2+Y3+Y4+Y5+Y6)/6。,得到各变量的均值分别为 4.04、4.03、4.63、4.27、4.39 和 3.44,各变量的标准差分别为 0.98、1.04、0.71、1.05、1.02 和 1.25,而总指数Y的大小为4.13,标准差为0.61。由此结果可知:①均值方面,环境行为意愿总指数为4.13分,表明北京居民具有良好的环境行为意愿。在6个环境行为意愿的分变量中,有5个变量的得分均高于4分,其中最高分 Y3为4.63分,并在 Y4和 Y5两个变量也有很好的表现,说明北京居民普遍倾向于能源和水资源的节约。但在 Y1、Y2和 Y6上的得分相对较低,Y6的得分仅为3.44,居民在废品的再利用、环保用品和有机蔬菜等环保商品的购买意愿还不能令人满意。②标准差方面,环境行为意愿总指数为0.61,表明北京居民的环境行为意愿表现相差不大,大多数都有很好的环境行为意愿。在6个分变量中,Y3的标准差最低为0.71,Y6在标准差最大为1.25,说明多数居民能考虑节约用水,但在购买有机蔬菜动机的差异较大。

表1 选取变量一览表Tab.1 Schedule of selected variables

3 不同属性特征居民环境行为意愿的差异

3.1 样本数据的正态性检验

在数理统计中,很多数据的处理方法是建立在数据总体服从正态分布的前提之下,所以数据的正态检验就显得十分必要。本文采用单样本柯尔莫哥洛夫-斯米诺夫检验(K-S正态性检验)方法来样本数据是否服从正态分布。经过检验得出,各个变量的正态性检验P值均小于0.05,故在显著性水平为0.05时,有充分的理由拒绝样本数据服从正态分布的假设,故认为样本数据并不符合正态分布,需要使用非参数统计分析方法考察不同属性特征居民的环境行为意愿是否存在显著的差异。

3.2 非参数统计分析

在非参数统计分析方法的选择中,由于性别只包括男、女两个组,故在考察性别在环境行为意愿的差异时使用Mann-Whitney秩和检验法。年龄、受教育水平和职业均包含多个组,故使用Kruskal-Wallis单因素方差分析法进行研究。得到的检验结果见表2。

通过分析表2,可得以下结论:

(1)女性的环境行为意愿优于男性,其各指标得分均高于男性,尤其在Y2、Y3、Y5、Y6和总得分 Y上要显著优于后者。国外学术界很早就开始关注环保领域中性别差异性问题,并且普遍认为女性的环保行为更为积极。我们的数据也得出了同样的结论,各项指标中女性的得分均高于男性的得分。形成这种差异的主要原因是由于男女不同的社会经历和在家庭中不同的分工,女性较男性而言性格更为细腻,对环境问题更为关注;并且她们在家庭中承担更多的家庭事务,因此更为关心日常生活中的细节问题,在减少不必要的资源使用、重复利用资源、减少浪费等方面做的更为突出。

表2 不同属性特征居民环境行为意愿的差异Tab.2 Variance of willingness of environment behavior among citizens divided by different attribute features

(2)各年龄群体环境行为意愿差异显著,并且年龄越大得分越高,这主要是因为其在Y2、Y3和Y4上存在着显著性差异;受教育水平不同的各群体之间环境行为意愿差异也显著,但这种差异主要体现在拥有大学文化的群体与其他群体之间的差异上,且主要表现在反映资源节约方面的Y2、Y3和Y4三个变量上。一般来说,年纪越大的人会形成更加节俭的习惯,也更注重日常不必要的浪费,在节约水资源、环保再利用等方面做的比较好,这与上文中女性在家庭中充当劳动力角色的道理如出一辙。年轻的群体大多受到过比较正规的教育,但他们大多都是上班族,压力比较大,负担比较重,在消费上比较趋于时尚化,注意力更加集中在工作、家庭以及生活质量上,对环保重视不够,这也是为什么拥有大学文化的社会群体环境行为意愿得分最低的原因。

(3)不同职业群体之间环境行为意愿存在显著的差异,这主要是由于学生群体得分显著偏低造成的,这种差异主要表现在Y2和Y4两个变量上。以上的研究发现了一个令人十分担心的现象——学生群体环境行为意愿得分显著偏低。理论上说,学生群体在学校受到大量的环保教育,环境保护意识应该比较强。但是在我国,这种教育大多都是书本层面的,教条性较强,缺乏实践,使得学生切身感受并不深,另外他们的注意力大多集中在学业上,平时对环境保护的关注相对较少,购买能力也比较低,不会特意购买环保方面的产品,因此在环境行为意愿上表现得比较欠缺。另外,结果显示白领阶层和农民群体的得分也比较低,前者大多属于较为年轻的大学文化水平群体,其原因已在前文做了阐述,而后者主要由于消费能力和环境知识比较薄弱,因此在环境保护上显得不够积极。

图1 结构方程模型理论路径图Fig.1 Theoretical path diagram of structure equation model

表3 模型的参数估计结果Tab.3 Parameter Estimation results of model

4 基于结构方程模型的居民环境行为意愿影响因素分析

通过上文中的理论分析,我们根据假设H1-H8,结合表1中所选取的变量,建立结构方程模型路径图见图1。

本文使用AMOS 6.0软件,选取极大似然估计法对模型进行参数估计,发现传统道德对环境行为意愿系数的检验概率 P值为0.097,故在显著性水平为0.05时,没有充分的理由认为传统道德对环境行为意愿有直接的显著影响。故对路径图进行修正,在图1中将传统道德对环境行为意愿影响的路径删除,最后得到修正后模型的4个绝对拟合指数(χ2/df=3.229、RMSEA=0.049、GFI=0.928、AGFI=0.913)均达到了标准值;2个相对拟合指数(NFI=0.838、CFI=0.869)要略低于标准值;2个简约拟合指数(PNFI=0.754、PGFI=0.794)均要远高于0.5的标准。总体来看,模型的拟合效果尚可接受,可以对模型的拟合结果进行进一步分析。

修正后模型具体的拟合结果见表3。

从表3可以看出,所有系数的CR统计量均高于2,而从检验概率的P值来看,各变量均低于0.05,可以认为当显著性水平为0.05时,各变量的参数估计结果均显著。同时,参数估计结果也验证了H1-H8中除H6外的7个原假设的正确性。为了更直观的分析各变量对环境态度和环境行为意愿的影响,得到变量间的直接效应、间接效应和总效应见表4。

表4 变量间的直接效应、间接效应和总效应Tab.4 Direct effect,indirect effect and gross effect among variables

由表4可知,环境知识、奥运影响和传统道德对环境行为意愿的影响来自于间接效应和直接效应两个部分。直接效应很容易理解,就是这三个因素直接作用于环境行为意愿的大小,其中以奥运影响的效应最大,达到0.166;而间接效应主要是这三个因素通过作用于环境态度,再通过环境态度影响到环境行为意愿,其中以环境知识对环境行为意愿的作用最大,达到0.134。通过分析总效应发现,对环境行为意愿影响效应由强到弱依次为:环境态度、环境知识、奥运影响、环境状况和环境道德。

在众多因素中,环境态度的影响效应最大,无论是从直接影响效应或是作为过渡因子所起到的作用来看,环境态度对居民环境行为意愿的影响都是最为重要的,或者可以说北京居民的环境行为意愿很大程度上决定于居民的环境态度。

其他四个影响居民环境行为意愿的因素中,环境知识的影响效应最大,而传统道德的最小。这主要是由于环境知识直接影响到一个人环境态度和环境行为意愿,具有较多环境知识的人更容易产生环境危机感,从而更易从环保的角度审视自己的日常行为;而对于传统道德我们虽然不能否认它与环境行为意愿之间的关系,但是这种关系并没表现出必然性。另外从这个结果上来看,对环境行为意愿直接影响最大的两个因素为环境状况和奥运影响,其中又以后者的效应最大。作为2008年奥运会的举办地,北京积极倡导“绿色奥运”,无论是在对空气、水源污染的治理,还是在日常的城市绿化方面都做了大量工作,使得居民切身感受到环境保护带来的好处,相比其他影响因素而言,这种影响就显得更为直接。

5 小结与建议

(1)环境行为意愿的描述性分析表明:北京市居民环境行为意愿整体良好,尤其在节约水资源等方面表现得特别突出,但在购买有机蔬菜一项上表现得却并不热衷。有机蔬菜具有食用安全、利于维持生态平衡等显著优点。居民不热衷于购买有机蔬菜的主要原因是生产成本高,价格贵。因此,为了能让更多的人愿意购买有机蔬菜,降低成本是最重要的环节,政府在这方面可以出台一些相关优惠政策,扶持和壮大有机蔬菜产业,投入更多科技力量,降低投入成本,使更多居民愿意买并买得起有机蔬菜。

(2)非参数统计分析结果让我们看到一个比较严重的问题——拥有大学学历的年轻居民和学生群体的环境行为意愿情况不尽人意,提升年轻人的环保意识已经刻不容缓。有效提升环保意识最重要的措施是加大教育力度,要注重对青年学生的教育,开设与环境保护相关的课程,让学生了解更多的环保知识,带领学生参加更多的实践活动,让年轻人有更深刻的切身体会。另外改变消费观念也是提升年轻人环境行为意愿的一条重要途径,有研究表明消费问题是环境问题的核心,受消费欲望驱使的不当消费行为,是造成资源危机和环境恶化的深层次原因[9]。年轻人在消费观念上更趋于时尚化和个性化,消费欲望更强,节俭不够,因此有效引导年轻人的消费观念,使之养成节约、环保的理念也是提升年轻人环境保护的重要途径。

(3)结构方程模型的研究结果表明:环保意识、环境知识、奥运、环境状况和传统道德对居民环境行为意愿均有显著的正向影响,其中环保意识和环境知识的总影响效应最大,而奥运影响和环境状况的直接效应最大。根据这一关系,我们建议有关部门应继续加大对环境保护的宣传力度,通过各种途径提升居民的环保意识和环境知识水平。另外考虑到奥运会给人们带来的深远影响,应继续提倡“绿色奥运”理念,保持北京市市内及周边良好的环境,在后奥运时代充分发挥奥运会对环境行为意愿的深远影响,继续完善居民环境状况。在传统道德方面,应该添加一些环境道德元素,让居民意识到环境保护是一项造福子孙的大事,提升个人的环保责任感,以促进居民环境行为意愿的全面提升。

References)

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Investigation and Research on Willingness of Citizen’s Environmental Behavior in Beijing

WANG Qi-yan HOU Peng
(The School of Statistics,Renmin University of China,Beijing 100872,China)

Citizen’s environmental behavior will directly influence the city’s environmental condition;moreover,environmental behavior is guided bywillingnessof environmental behavior.This paper obtains relevant data through questionnaires to residentsof Beijing City,then based on descriptive analysis of willingness of citizen’s environmental behavior,researches the differences of willingness of environmental behavior among different groups divided by gender,age,educational level and profession using non-parametric statistical analysis andfinds that there are significant differences among these groups.The paper discusses the effects of environmental awareness,Olympic Games,environmental knowledge,environmental condition and traditional morality on the willingness of environmental behavior using structural equation model.The result shows that these factors discussed above all directly or indirectly affect the willingness of environmental behavior,and the overall effects of the willingness of environmental from the strongest to the weakest include:behavior environmental attitude,environmental knowledge,effect of Olympic Games,environmental condition,and traditional morality.According to the empirical results,the paper finally proposes that government should strengthen the willingness of environmental behavior of Beijing City in the aspects such as developing“green”industry,improving the youth’s environmental protection awareness,guiding consumption orientation,and continuing advocating the idea of“green Olympics”,etc.,to improve environmental level of the whole Beijing.

willingness of environmental behavior;investigation and research;structural equation model;non-parametric statistical analysis

X196

A

1002-2104(2010)10-0061-07

10.3969/j.issn.1002-2104.2010.10.011

2010-01-21

王琪延,教授,博导,主要研究方向为社会与民意调查研究。

侯鹏,博士生,主要研究方向为社会与民意调查研究。

＊该文系住友财团亚洲资助项目“中日国民环境意识国际比较研究”的阶段性研究成果。

(编辑:田 红)