居民电子废物回收行为影响因素的实证研究

余福茂,段显明,梁慧娟 (杭州电子科技大学管理学院,浙江 杭州 310018)

居民电子废物回收行为影响因素的实证研究

余福茂*,段显明,梁慧娟 (杭州电子科技大学管理学院,浙江 杭州 310018)

基于对350名城市居民的问卷调查结果,运用验证性因子分析方法对居民的电子废物回收行为、行为意向及其影响因素进行了实证研究.结果表明,基于计划行为理论所建立的结构方程模型可以较为有效地诠释有关研究假设,环境知识、舆论宣传和垃圾分类等情境因素对电子废物回收行为具有调节作用.知觉行为控制对于行为意向转化为行为具有非常重要地促进作用,而便利状况则是影响知觉行为控制的重要因素.

电子废物；回收行为；行为意向；情境因素；结构方程模型

电子废物,即废弃电子电器设备(WEEE),是被使用者所弃置的电子电器产品.电子废物中通常含有大量的重金属、溴化阻燃剂等有毒有害物质,若得不到妥善的回收处置,将对环境和人类健康安全产生严重后果.同时,电子废物中也含有大量的贵金属、稀有金属等可再生资源,具有极大的潜在利用价值.我国目前已进入电子电器产品淘汰高峰期,据估计[1],到2014年,我国仅电视机、洗衣机、电冰箱、空调、计算机等的年报废量将达到 10亿台(部).受区域经济发展、交通状况和政策条件等因素的影响,我国已形成了一个以经济利益为导向的回收处理及再利用体系,但是尚未形成产业化、规模化的电子废物回收模式[2-3].

电子废物在回收处理前主要存在于各类消费者(包括居民、企业及其他机构等)手中,消费者的回收行为直接影响电子废物回收的源头和数量,因此,消费者回收行为意向分析是电子废物回收管理问题研究中较为重要的内容[4-7].近年来,国内学者也开展了许多关于消费者或居民的废物回收行为的研究[8-11],但针对普通固体垃圾(如生活垃圾)回收行为意向的成果较多,而关于电子废物这一特殊废物资源回收行为的研究则相对较少;对消费者或居民回收行为与特征的描述性统计较多,而实证研究相对较少.此外,研究方法上,许多学者对消费者回收行为(意向)影响因素解构以计划行为理论(TPB)为基础,但是常常忽略了TPB理论中信念结构和依从动机的测量与识别.因此,本研究以计划行为理论为基础,基于结构方程模型来构建理论研究框架,把对信念和依从动机的识别与测量纳入调查问卷,并且在控制变量中引入情境因素.

1 理论基础及研究假设

1.1 基于计划行为理论的回收行为分析

计划行为理论(TPB)是由理性行为理论与多属性态度理论所结合发展而来的,是从信息加工的角度、以期望价值理论为出发点解释个体行为一般决策过程的理论,已被成功应用于行为研究的多个领域,并且绝大多数研究证实它能显著提高研究对行为的解释力与预测力.TPB目前已被成功应用于资源回收行为研究[8-10].

根据 TPB[12-13],电子废物回收行为的产生不仅受行为意向的直接影响,而且受回收行为主体的能力、机会以及资源等实际控制条件的制约;电子废物回收行为主体的态度、主观规范和知觉行为控制能力是决定行为意向的3个主要因素;行为主体的信念、社会文化因素、人口变量、情境因素等外生变量则对行为主体的态度、主观规范和知觉行为控制能力产生影响.

1.2 基本研究假设

H1:电子废物回收行为意向对回收行为具有显著的正向影响,回收行为意向越强则越可能参与回收行为.

H2:行为主体的态度对其电子废物回收行为意向具有显著的正向影响.

H3:行为主体的主观规范对其电子废物回收行为意向具有显著的正向影响.

H4:行为主体的知觉行为控制能力对其电子废物回收行为意向具有显著的正向影响.

与理性行为理论不同,TPB在行为的预测上增加了“知觉行为控制”变量.知觉行为控制反映个人过去的经验和预期的阻碍.当个人认为自己所拥有的资源与机会愈多、所预期的阻碍越少,对行为的知觉行为控制就越强,行为也就越可能诱发.因此,基于TPB,还提出以下研究假设:

H5:行为主体的知觉行为控制对其电子废物回收行为具有显著的正向影响.

1.3 关于态度、主观规范和知觉行为控制的拓展研究假设

Taylor等[14]认为如果将影响态度、主观规范和知觉行为控制的信念解构成多维型态,将有助于从实验所得结果中了解有哪些特别的因素对行为意向产生较大影响.因此,本研究对态度信念、规范信念和控制信念也进行了多维解构并提出相应的拓展研究假设.

1.3.1 关于态度影响因素的拓展假设 TPB认为态度是个人对某一特定行为所持有的正面或负面的感觉.Ajzen[12]认为态度可以用个人对实行特定行为所可能导致某些结果的信念,以及对这些结果评价的乘积和构成.当行为主体认为电子废物回收可以减少环境污染(或对自己有益)并且减少环境污染(或对自己有益)对其具有很高的评价,则表示其对电子废物回收有正面的态度.据此,借鉴段显明等[10]的研究,从个人相关利益和社会相关利益两个层面对行为主体的态度进行测量,提出以下拓展研究假设:

H2-1:个人相关利益(如换取金钱、教育子女等)对行为主体的态度具有显著的正向影响.

H2-2:社会相关利益(如减少污染、资源浪费等)对行为主体的态度具有显著的正向影响.

1.3.2 关于主观规范影响因素的拓展假设 主观规范是个体的规范信念和依从此普遍性社会压力的依从动机的乘积和.在预测电子废物回收行为时,那些对个人行为决策具有影响力的个人(如家人、亲戚、朋友等)或团体对于个人是否采取回收行为可能具有重要的影响.因此,提出以下拓展研究假设:

H3-1:个人在电子废物回收行为决策时依从家人、亲戚、朋友、邻居等群体的规范信念.

H3-2:个人在电子废物回收行为决策时依从政府部门、社区、单位等群体的规范信念.

1.3.3 关于知觉行为控制影响因素的拓展假设 知觉行为控制由自我能力与便利状况 2个因素所构成,自我能力是个人对参与特定行为所需能力的自我评估,而便利状况是个人所拥有采取某一行为所需要的资源或机会的多寡.个人对自我能力和便利状况评估越高,则越可能参与电子废物回收,因此,提出以下拓展假设:

H4-1:自我能力对电子废物回收行为具有显著的正向影响.

H4-2:便利状况对电子废物回收行为具有显著的正向影响.

1.4 关于情境因素的研究假设

情境因素是个体在进行某一特定行为时所面对的客观环境.就电子废物回收而言,居民关于电子废物的环境知识以及所处环境氛围(如媒体、报章、社区等关于废物回收的宣传力度)可能对回收行为产生影响.因此,提出如下假设:

H6:居民关于电子废物回收的科学认知对回收行为具有显著影响.

H7:居民所处的宣传和环保氛围对居民的电子废物回收行为有显著影响.

综合前述研究假设,本研究的理论分析框架可以由图1所示的结构方程模型表示.

图1 研究框架Fig.1 Research framework of this paper

2 研究方法

本研究采用问卷调查方法进行.在进行正式研究前,先根据问卷测试结果(n=76)对量表进行信度和效度检验,检验合格后才进行正式调研.统计分析方法上,主要使用探索性因子分析(EFA)、验证性因子分析(CFA)、相关分析及方差分析等.分析工具主要使用SPSS 16.0和AMOS 16.0.

2.1 问卷设计

本研究的问卷设计经过文献调研、专家访谈、开放式调查等阶段,根据反馈意见,对问卷的内容、格式、易懂性以及准确性等方面进行了多次修改,形成了预试调查问卷.预试问卷设计遵循 Fishbein等[13]的建议,信念结构的测量主要参考了段显明等[10]的观点.问卷主要测量问项如下:

(1) 行为态度及态度信念的测量.态度的测量问项设计为3个,从电子废物回收行为是否值得提倡、是否有价值等角度对居民的主观态度进行评价,记为 Y1～Y3.态度信念在本研究中解构为个人利益和社会利益2个维度,其中,个人利益维度的测量问项为获取收益、有成就感、教育子女,记为 X1～X3;社会利益维度的测量问项为减少环境污染、减少资源浪费、减少垃圾处理成本,记为X4～X6.

(2) 主观规范及规范信念的测量.主观规范的测量问项设计为对居民回收行为决策有影响并依从该影响的个人和社会团体2方面,记为Y4、Y5.规范信念在本研究中被解构为个人和群体两个维度,其中,个人维度包括家人、亲戚、朋友、邻居4个测量问项,记为X7～X10;群体维度包括政府、社区、单位3个测量问项,记为X11～X13.

(3) 知觉行为控制及控制信念的测量.知觉行为控制的测量问项设计为居民对自己回收行为决策和行为控制能力的主观评价,记为Y6、Y7.控制信念被解构为自我能力和便利状况两个维度,其中,自我能力的3个测量问项设计为是否知道哪些废物应回收、是否知道哪些废旧家电可参与以旧换新以及是否知道废旧电器回收渠道,记为X14～X16;便利状况的测量问项则设计为家中存放空间大小、距离回收点远近、以旧换新程序繁杂程度、垃圾分类开展情况,记为X17～X20.

(4) 行为意向与行为的测量.行为意向设计为居民对参与电子废物回收、购买时支付回收费用(按占产品价格的百分比分级)的主观意愿,以及对今后半年内参与回收的可能性评价 3个测量问项,记为 Y8～Y10.关于电子废物回收行为的测量方法在文献中还极其鲜见,本研究在预试问卷时设计了相对更多的测量题目以探索电子废物回收行为的测量方法,具体的测量问项为过去一年内参与回收的频率,电池、手机、充电器等小型废弃电器的回收行为,已参加或计划今后半年内参与以旧换新以及废旧电视、冰箱等大型电器的回收行为等,依次记为Y11～Y14.

(5) 情境变量及人口统计变量.情境变量设计方面,关于电子废物回收氛围则设计为垃圾分类管理实施情况和对废旧家电回收舆论宣传力度的评价2个方面;关于居民科学认知的测量,则参考蓝英等[8]的方法,设计了5个测量问项.人口统计变量主要包括性别、年龄、家庭收入、受教育程度、职业等因素.

除定类变量外,问卷中所有测量问项的记分方式都为 Likert 7级记分,其中行为意向在 0～6之间记分,其余变量则都在-3～3之间双极记分.此外,人口统计变量中的年龄、收入、学历等均转换为定序变量.

2.2 问卷调查组织与实施

本研究预试问卷调查共回收76份有效问卷.正式问卷调查于2010年6～9月间进行,共发放并回收350份调查问卷,其中有效问卷286份.

3 统计分析

3.1 预试问卷的信度与效度检验

研究中, 首先对预试问卷调查结果进行信度与效度分析.以Cronbach α系数＞0.6作为问卷整体信度的评判标准,并以删除某题项后信度系数是否变大作为剔除该题项与否的依据.以KMO测度＞0.7和Bartlett球形度检验作为样本相关性检验评判标准,并以提取的公因子是否符合设计预期作为问卷结构效度的评价依据.鉴于目前关于态度、主观规范、知觉行为控制信念结构,以及关于居民电子废物回收科学认知的问卷测量方法的研究不多见,以下重点给出本研究中相关分量表的信度与效度检验.

3.1.1 态度信念分量表的检验 使用探索性因子分析和信度分析方法对影响居民回收行为态度的变量X1～X7进行统计分析,剔除变量X3(教育子女)后,KMO测度为0.815,Bartlett球形度检验显著性概率＜0.001.根据表 1所示的因子载荷分布,本研究把态度信念解构为个人利益(F1)和社会利益(F2)是基本可行的.

表1 态度信念分量表的信度分析及探索性因子分析Table 1 Reliability analysis and EFA of attitude belief questionnaire

3.1.2 规范信念分量表的检验 对规范信念分量表的预试样本数据进行探索性因子分析和信度检验.剔除X8(受亲戚影响)和X11(受政府影响)后,KMO测度为0.730, Bartlett球形度检验显著性概率＜0.001.根据表2的因子载荷分布,把个人维度(F1)解释为主要群体,而把群体维度(F2)解释为参考群体.

表2 规范信念分量表的信度分析及探索性因子分析Table 2 Reliability analysis and EFA of normative belief questionnaire

3.1.3 控制信念分量表的检验 对控制信念分量表的预试样本数据进行探索性因子分析和信度检验,KMO测度为0.746,Bartlett球形度检验显著性概率＜0.001.根据表3所示的因子载荷分布,把控制信念解构为自我能力维度(F1)和便利状况维度(F2).

3.1.4 环境知识分量表的检验 对环境知识分量表的预试样本数据进行探索性因子分析和信度检验,KMO测度为0.706,Bartlett球形度检验的显著性概率＜0.001.根据表 4的计算结果,把EK1～EK5所提取的唯一公共因子解释为居民对电子废物回收的科学认知.

表3 控制信念分量表的信度分析及探索性因子分析Table 3 Reliability analysis and EFA of control belief questionnaire

表4 环境知识分量表的信度分析及探索性因子分析Table 4 Reliability analysis and EFA of environmental consciousness questionnaire

3.2 正式调查结果的结构方程模型验证

基于修正后问卷所调查获取的数据,使用AMOS16.0对图1所示的结构方程模型进行验证性因子分析,以验证有关研究假设的结构稳定性.

3.2.1 数据处理及模型拟合 使用列删法对回收问卷进行缺失数据处理,得到用于最终计算的有效问卷286份.

根据 Hu等[15]的研究,对于结构方程模型估计,即使变量不满足正态分布,最大似然估计法仍然是稳健的.本研究样本的非正态性检验的临界值为 8.56,并不严格服从正态分布,因此,采用最大似然估计方法对结构方程模型进行参数估计.

首先假定模型中的路径系数均显著,并对初始模型进行参数估计和拟合指数计算.然后,根据初始模型路径系数估计值、AMOS输出的模型修正指数(MI),并结合理论假设对初始模型的路径进行适当调整(本研究中删除了外因观察变量X20和内因观察变量Y14)或释放部分参数(本研究中外因潜变量ξ1与ξ6、ξ2与ξ4之间设置了共变路径),最后筛选得出最优拟合模型.主要参数估计值见表5.

表5 最终模型的参数估计结果Table 5 Parameter estimates of the final model

3.2.2 结构方程模型拟合度评价 关于模型拟合程度评价方法有许多不同观点,Bagozzi等[16]建议从基本拟合度、整体拟合度和内在结构拟合度3方面对结构方程模型评价,而Hair等[17]则主张使用绝对拟合度、相对拟合度、精简拟合度3类指标评价模型拟合效果.本研究以 Bagozzi等

[16]的方法为基础,并参考Hair 等[17]的观点.

基本拟合度评价,也被称为违反估计检查.由表5可见,最终接受模型的参数估计中并无太大的标准误差存在,所有参数估计均达到显著(P＜0.05),测量模型的因子载荷分布较好,且并无过于接近于1的完全标准化估计.因此,模型的基本拟合度可以接受.

整体拟合度检验用于评价理论模型与观察资料的拟合程度.根据 AMOS输出的拟合指数:调整拟合优度 AGFI=0.835,近似误差均方根RMSEA=0.074,均方根残差 RMR=0.124,说明绝对拟合效果可以接受;规范拟合指数 NFI=0.881,相对拟合指数 RFI=0.802,非规范拟合指数TLI(即 NNFI,或 ρ2)=0.905,比较拟合指数CFI=0.879,增值拟合指数 IFI=0.907,说明增值拟合效果较好;简约规范拟合指数 PNFI=0.887,说明精简拟合效果也可以接受.

内在结构拟合度评价主要考察模型的内在品质.如表6所示,所有潜变量的成分信度均＞0.7,平均提取方差均大于或非常接近于 0.5,因此,模型的内在拟合效果基本可以接受.

表6 潜变量的成分信度及平均方差提取Table 6 Composite reliability and average variance extracted of latent variables

3.2.3 结构方程模型的交叉验证 受样本容量限制,以预试调查数据、随机筛选容量为150的正式调查数据分别组成样本进行研究.在上述不同样本分布情况下,最终接受模型的复核效度见表7,总体上模型复核效度尚可接受.

表7 结构方程模型的复核效度Table 7 Cross-validation of the final model

3.3 结构方程模型的路径分析

本研究所解构的有关因素及其它潜变量对居民电子废物回收行为意向和回收行为的影响效果见表8.主要群体(ξ3)、自我能力(ξ5)和便利情况(ξ6)比个人利益(ξ1)、社会利益(ξ2)和参考群体(ξ4)对电子废物回收行为意向具有更强的解释力度.此外,由于“η3→η5”和“η3→η4→η5”的路径系数显著且标准化估计值较大,直接效果和间接效果的叠加使得自我能力(ξ5)和便利情况(ξ6)对回收行为的影响效果(分别为0.504和0.388)比其余因素更加明显.

表8 潜变量间的间接效果与总效果Table 8 Estimates of standardized direct, indirect and total effects between latent variables

3.4 人口统计变量影响的显著性分析

使用方差分析检验人口统计变量对回收行为意向和回收行为影响的显著性,结果见表9.

表9 人口统计变量影响的方差分析Table 9 ANOVA of demographic variable

不同性别的居民在电子废物回收行为意向和回收行为上未发现显著性差异,年龄、受教育程度、家庭收入及职业等人口统计变量对居民回收行为意向则具有显著性影响.除年龄和收入外,其余人口统计变量对居民的电子废物回收行为并无显著影响,进一步的SNK检验还发现,60岁以上和收入偏低居民的回收行为意向和回收行为显著高于其他群体.

3.5 情境因素的调节作用分析

3.5.1 情境变量与回收行为、回收行为意向的相关分析 由表10的相关系数可见,环境知识与回收行为和回收行为意向呈显著的线性相关(P＜0.05),但是其相关系数相对较小,说明环境知识对回收行为意向和回收行为的预测效力较小.相关分析结果也表明,被调查者感知到的舆论宣传力度越大则回收行为意向越强,但是回收行为并不与之完全同步,而垃圾分类管理实施强度越大,则回收行为和行为意向也越强.

表10 情境因素与回收行为、行为意向的相关分析Table 10 Correlation coefficient between situational factor and behavior or behavior intention

3.5.2 情境因素的影响作用 根据情境变量的数值高低,把“环境知识”、“舆论宣传”和“垃圾分类”转化为高分组和低分组两个类别,进一步分析情境变量对结构方程模型路径系数的影响作用.计算结果表明,所有路径系数的符号在不同组别对比时均未发生改变,这进一步说明该结构方程模型具有一定的稳定性.而在“垃圾分类”和“舆论宣传”的高得分情境和低得分情境拟合时,路径系数β4,3(知觉行为控制ξ3→行为意向η4)和β5,3(知觉行为控制 ξ3→行为 η5)有相对明显而且方向较为一致的改变,说明这两个情境因素对于回收行为意向及行为加强具有一定的调节作用.

4 研究局限与建议

4.1 研究局限

问卷设计方面,尽管经过了问卷预试、检验和修正等环节,但是本研究的问卷设计仍然存在主观性,而且最终模型中仍有个别测量变量因不显著而被删除.

实证分析方面,本研究主要围绕验证性因子分析展开,对于结构方程模型分析是适当的,但是,关于情境因素的调节作用分析,未使用更被认可的分层线性回归分析方法.

统计调查方面,最终有效问卷数量相对偏少,在讨论模型复核效度时,受到很大局限.此外,调查范围仅限于城市居民,未能对城市与农村居民的回收行为差异作更进一步分析.

4.2 建议

(1) 赋予消费者责任,规范居民电子废物回收处置行为.本研究中,相对偏小的路径系数 β5,4说明了我国居民主观上十分积极的回收意愿转化为现实性回收行为所面临的困难.此外,关键人口统计变量对回收行为和行为意向并未表现出应有的显著性影响,也侧面反映了我国居民电子废物回收现状的总体不乐观形势.

为此,建议我国在推行生产者责任延伸制的同时,还应明确消费者在废物回收中的环境责任,建立完善的电子废物回收管理制度.

(2) 完善回收渠道,设计更为便捷和人性化的回收模式.实证研究表明,知觉行为控制对于回收行为的影响非常明显,说明知觉行为控制对于潜在的行为意向转化为现实的回收行为具有重要促进作用.同样,受知觉行为控制的中介效应影响,便利的回收渠道对回收行为也会产生积极影响.

在完善电子废物回收管理制度的同时,还应建立便捷和人性化的电子废物交投渠道,建立符合居民行为偏好的回收网络,从而实现更高的居民回收参与率.为此,也需要赋予经销商、生产商乃至街道和社区相应的回收责任,建立完善的电子废物回收网络体系.

(3) 加强教育与宣传,提高居民环境责任意识和废物回收的知觉控制能力.本研究关于结构方程模型的路径分析表明,居民自我能力提高对于回收行为意向和回收行为都具有正向作用,而关于情境因素的分析则表明,舆论宣传对回收行为意向和回收行为的正向调节作用.

环境保护教育方面,建议在义务教育阶段增加相应的环境保护教育内容,向年轻一代普及环

境保护知识,提高居民的整体环境责任意识,促进良好社会规范的最终形成.舆论宣传方面,重视社区和基层组织的力量,建立良好的信息传播渠道.

在回收政策宣传的同时,还注重对各类废物回收渠道、回收方式以及垃圾分类等环境知识的宣传介绍,以间接提高居民的电子废物分类回收能力. (4) 逐步减少经济激励的使用范围,最终推行有偿废物回收.实证研究表明,居民参与回收的动机是个人相关利益和社会相关利益两方面信念结构共同作用的结果.关于人口统计变量的方差分析则发现,低收入群体比高收入群体在一定范围之内有更强烈的回收意向和行为,说明经济刺激目前仍是我国居民参与电子废物回收的主要动机.但从长远看,规范的电子废物回收体系应逐步取消经济刺激,而付费回收的最终推行则更是赋予消费者明确的环境保护责任.

5 结论

5.1 计划行为理论在诠释电子废物回收行为(意向)方面具有较好的效力,基本研究假设H1～H5均得到验证.尽管部分评价指标还不十分优秀、路径系数稳定性方面还存在一定欠缺,但基于计划行为理论所建立的结构方程模型总体上还可接受,并具有继续拓展研究的参考价值.

5.2 基于计划行为理论的结构方程建模中,态度、主观规范和知觉行为控制应该进一步解构,以增强模型的实用价值,拓展研究假设 H2-1～H4-2基本得到验证.

5.3 舆论宣传和垃圾分类等情境因素对电子废物回收行为和行为意向具有一定的调节作用,研究假设H7基本得到验证,而关于环境知识与行为意向和行为的假设H6则还需进一步研究.

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An empirical research on recycling behavior of waste electrical and electronic equipment and its influence factor.

YU Fu-mao*, DUAN Xian-ming, LIANG Hui-juan (Management School, Hangzhou Dianzi University, Hangzhou 310018, China). China Environmental Science, 2011,31(12)：2083～2090

Based on the results of questionnaire investigation to 350 urban residents, an empirical research was done on the recycling of waste electrical and electronic equipment (WEEE), aiming to the recycling behavior, the behavior intention and the influence factors. The results of confirmatory factor analysis indicated that the structure equal model based on the theory of planned behavior (TPB) could be used to interpret the related hypotheses effectively, and some situational factors, such as environmental knowledge, public preach and trash separation of home wastes, played regulating roles on the recycling behavior. Perceived behavioral control played a vital role on promoting the conversion of behavior intention into behavior. While the convenience situation of recycling behavior was an important factor impacting perceived behavioral control.

waste electrical and electronic equipment；recycling behavior；behavior intention；situational factors；structural equation modeling

X32

A

1000-6923(2011)12-2083-08

2011-03-03

国家自然科学基金资助项目(70903021);浙江省哲学社会科学规划基金项目(10CGGL22YBX);浙江省高校人文社科重点研究基地“决策科学与创新管理”项目(RWSKZD01-201001)

* 责任作者, 副教授, yufumao@163.com

余福茂(1975-),男,山西应县人,副教授,博士,主要从事资源与环境管理、物流管理等方向研究.发表论文20余篇.