环境关心量表的信效度研究及应用＊

刘贤伟 吴建平

随着全球环境问题的不断恶化,环境运动的不断高涨,对人与环境之间关系的探讨成为热点,环境心理学也在这样的背景之下应运而生。对于环境关心的界定,学术界意见不一,研究者根据自己的研究方法和研究目的都会给予环境关心对应的定义。Schwartz提出规范激活理论(norm-activation theory),该理论认为人们在社会生活中将外部不成文的规范内化为个人的规范、道德义务感、社会责任感、信念与价值观,不遵循这些内化了的价值观或信念行事的人,不仅会受到社会的惩罚,也会受到内心的谴责,因此当个体意识到自己的行为对他人会产生有害结果时,就可能会产生利他的态度和行为,当个体将这种有害结果的责任归咎于自己时,也会产生利他态度和行为[1]。Stern和Dietz进一步扩展了规范激活理论,认为环境关心和亲环境行为可以看成是由某种内在道德规范所激活的利他态度和行为,进而提出价值基础理论(valuebasis theory),即对生态环境问题的态度基于人们最普遍的价值观,这种道德规范建立在关心他人幸福和利益的价值基础之上(例如,当人们意识到破坏环境会对他人产生有害结果,并且如果当个体将环境破坏的责任归因于自己时,就趋向于产生环境关心和亲环境行为)。Stern进一步指出,关心他人幸福和利益的价值观(利他价值观)仅仅是那些可能会引起环境关心和亲环境行为的价值观中的一个,另外还有两个价值观,关心自己的利益(利己价值观)和关心生态圈的利益(生态圈价值观)[2]。Stern的价值基础理论为环境关心的心理学研究提供了新的方向。

Schultz和Zelezny在前人的基础上,给予环境关心心理学角度的解释,他们认为环境关心是一种态度,环境关心建立在不同价值观基础之上并受之驱动[3]。立足于价值基础理论和态度的心理学研究,Schultz编制了环境关心量表(Environmental Concern Scales,简称ECS),该量表由3个相互关联的维度构成,分别为生态圈环境关心(Biospheric concerns)、利己环境关心(Egoistic concerns)、利他环境关心(Altruistic concerns)。这3类环境关心受利己价值观、利他价值观和生态价值观的驱动,利己环境关心是指个体关心环境是出于对自身利益的考虑,而利他环境关心是指出于对他人利益的考虑而去关心,相应地,生态圈环境关心就是出于对整个生态圈利益的考虑而关心环境[4]。Brown和Schultz指出生态圈环境关心在一定程度上反映了人们将自然环境看作自身一部分的程度[5],这一观点与Roszak的生态潜意识(Ecological unconscious)理论在一定程度上是一致的,即人与自然环境之间存在一种亲密的、普遍的情感联结[6]。在北美洲、南美洲、欧洲以及亚洲部分地区的跨文化研究表明,ECS具有较好的信效度[7]。对于环境关心的心理学研究在中国正处于起步阶段,测量工具相对贫乏,本研究将对环境关心量表进行中文修订和信效度检验,使其适合于在中国本土对环境关心进行测量研究。

1 对象与方法

1.1 对象 选取了两组样本。样本1为北京林业大学选修社会心理学公选课的本科生,共发放问卷180份,回收问卷172份,回收率 95.6%,其中有效问卷为 168份,有效率为97.7%。平均年龄(19.8±1)岁,其中男生为88人,占52.4%;女生为80人,占47.6%。本研究对样本1数据进行项目分析和探索性因素分析。

样本2数据从广州、武汉、兰州、成都、哈尔滨5个城市采集,共发放问卷1160份,回收问卷1124份,回收率96.9%,其中有效问卷为1102份,有效率为98%。样本2被试年龄范围从10～74岁,平均(29.88±11.91)岁。样本2被试人口学资料见表1。

1.2 方法

1.2.1 环境关心量表(ECS) 由于破坏自然环境所导致的后果,人们越来越关注环境问题,但是人们关心环境的出发点有所不同,有些人关心环境是出于对自身的考虑,有些人是出于对他人的考虑,另一些人是出于对整个生态圈的考虑,这构成3个维度:利己环境关心、利他环境关心和生态圈关心。ECS从3方面评估了人们关心环境的动机,总量表由3个维度12个词组构成,每个维度各4个词组。要求被访者根据自己的真实想法回答12个词组所代表意义的重要程度。在征询了Schultz本人的意见之后,确定在不删减题目的基础之上对量表进行修订。

量表先由3名心理学专业的研究生翻译成中文,对3份译稿进行对比讨论,整合出中文版量表的初稿。然后由英语专业的3名研究生对初稿进行回译,在综合比较之后确定了题项的中文翻译,并对北京林业大学选修社会心理学课程的本科学生进行了小范围试测,根据试测结果、参与试测学生的反馈以及心理系3名教授的意见,最终形成中文版环境关心量表。与原量表一样,本研究的计分方式仍采用1～7的7点Likert记分,其中1代表最不重要,7代表最重要。

1.2.2 生态潜意识量表(Ecological Unconscious Scales,EUS) EUS由我国学者王冬冬、訾非编制[8],该量表测量人们的生态潜意识,即人们与自然环境之间存在的亲密的、普遍的情感联结。EUS包括5个维度:经济政治、自然环境、文化氛围、风土人情、压力。本研究使用ECS和EUS对样本2被试同时施测,以EUS作为分析ECS效度的指标,在本研究中EUS的Cronbach系数为0.823。

表1 样本2被试人口学资料统计

1.3 统计处理 采用SPSS 17.0和L ISREL 8.70进行数据处理与统计分析。

2 结 果

2.1 项目分析 根据样本1数据,检验项目与所属因子总分之间的相关。分析发现生态圈关心维度4个题项(1、4、7、10题)与所属因子总分相关系数在0.747～0.871之间(P<0.01);利己环境关心维度 4个题项(2、5、8、11题)与所属因子总分相关系数在0.755～0.839之间(P<0.01);利他环境关心维度4个题项(3、6、9、12题)与所属因子总分相关系数在 0.693～ 0.727之间(P<0.01)。

2.2 ECS的结构效度

2.2.1 探索性因素分析 采用SPSS 17.0对样本1数据进行探索性因素分析。因素分析的适合性检验结果表明,该样本数据的KMO值为0.771,Bartlett球形检验的值为753.176(df=66,P=0.000),因此可以进行探索性因素分析。采用主成分分析法抽取因素,获得特征根大于1的因素有3个,解释总方差的62.937%,结合图1。抽取3个因素。探索性因素分析的具体结果见表2。

图1 碎石

2.2.2 验证性因素分析 根据国外对于环境关心的研究结果,本研究通过验证性因素分析检验了3种可能的模型:单因素模型、二因素模型和三因素模型。单因素模型:即所有12个题项共同负载一个因素,从低分端不关心环境到高分端关心环境构成一个单维结构,这也是大多数环境关心研究所采用的模型;二因素模型:4个生态圈环境关心题项(1、4、7、10题)负载一个因素,而剩余的8个利他和利己环境关心题项(2、3、5、6、8、9、11、12 题)负载另一个因素,二因素模型与Thompson和Barton[9]的理论一致,他们认为环境关心要么源于对所有生物的关心,要么源于对人类自身的关心;三因素模型与Stern[2]和Schultz[4]对环境关心的分类一致,即生态圈环境关心(1、4、7、10 题)、利己环境关心(2、5、8、11 题)和利他环境关心(3、6、9、12 题)。

本研究采用L ISREL 8.70对样本2数据进行验证性因素分析以检验3个模型与数据的拟合性,验证性因素分析各拟合指数见表3。

表2 ECS的因子结构

表3 环境关心量表3个假设模型的各种拟合指数

表4 环境关心量表各维度之间及各维度与总量表之间的相关(r)

由表3可见,三因素模型和两因素模型皆优于单因素。综合考察各项拟合指数,三因素模型优于两因素模型,其各项拟合指数均达到较为理想的标准,模型对数据的拟合较好。对于三因素模型,χ2/df>5,但考虑到样本量大于1000,三因素模型是可以接受的。验证性因素分析结果说明中文版环境关心量表仍支持三维度模型。

2.2.3 ECS各维度之间以及各维度与总量表之间的相关根据样本2数据,进一步检验各维度之间以及各维度与总量表之间的相关,见表4。

如表4所示,各维度与总量表之间的相关系数在0.788到0.860(P<0.01)之间,说明各维度对量表总分都有较大贡献,且各维度之间的相关皆低于与总量表之间的相关,说明维度之间虽然有一定相关,但是彼此相对独立。

2.3 ECS的效标效度 计算ECS各维度和生态潜意识量表(EUS)各维度以及量表总分之间的相关,见表5。ECS各维度以及量表总分与EUS各维度以及量表总分显著正相关。

表5 ECS与EUS各维度之间的相关

2.4 ECS的信度 采用Cronbach一致性系数和Guttman分半信度检验ECS的信度。ECS各维度和总量表的信度水平皆达到可接受水平,量表可靠性较高。量表各维度及总量表的内部一致性系数和分半信度见表6。

表6 环境关心量表各维度及总量表的内部一致性系数

2.5 环境关心的人口学因素分析 根据样本2的数据,对环境关心的性别差异进行检验,结果表明,女性平均环境关心水平显著高于男性,统计结果见表7。另外,检验被试环境关心与其他人口学因素的关系,结果表明,年龄与环境关心显著正相关(r=0.178;P<0.01);被试环境关心不存在居住地(F=0.983,P=0.322)、受教育程度(F=1.497,P=0.214)、收入水平(F=1.112,P=0.352)差异。

表7 被试环境关心得分的平均分与差异显著性检验

3 讨 论

3.1 ECS的信效度分析 首先,探索性和验证性因素分析显示,与原量表一样,划分为3个维度的构想是切合实际的。由于样本2属于大样本,因此χ2/df较大,但拟合指数NN F I和CF I皆在0.90以上,且RM SEA 小于0.08,说明3维度的理论模型与实际数据拟合较好。对环境关心量表各维度之间以及与总量表的相关检验也显示,量表结构效度是可以接受的。对环境关心三因素结构的解释,Stern和D ietz[2]提出的价值基础理论认为,对于环境问题的态度源于更普遍、更基础的价值观,因此不同的价值取向就导致了不同的态度,Schultz所区分的三类环境关心也就是三类价值取向(重视自我、重视他人或者重视整个生态圈)的结果。

其次,EUS各维度与ECS 3个维度显著正相关,ECS量表总分与EUS量表总分显著正相关。生态圈环境关心维度与EUS中自然环境维度的相关较高,而与经济政治相关较低,该结果表明具有生态圈环境关心的个体与自然环境间的联结就更为紧密,更向往自然环境,这也在中国被试中证明了Brown和Schultz[5]的假设,即环境关心,尤其是生态圈环境关心在一定程度上反映了被试将自然环境包含于自身的程度;利己环境关心维度与经济政治维度的相关较高,与自然环境维度相关较低,原因可能在于利己环境关心的个体真正关心的是自己的利益,对于环境的关心在很大程度上是在于自然环境对于个体的经济政治价值。

最后,采用Cronbach’sα系数检验ECS的信度,总量表以及各维度的α系数在0.746～0.868之间,通常认为α系数在0.7以上较为理想,因此,中文版ECS的内部一致性较好,量表的测试结果较为可信。

3.2 环境关心与社会人口学因素的关系 在过去的研究中,研究者们基于被试的社会人口学特征(如性别、年龄、受教育程度、收入等),检验它们对环境关心的影响,希望能以此区分出哪类人更加关心环境,因此探讨环境关心与社会人口学因素之间的关系成为环境关心研究的一个重要方面[10]。

本研究结果表明,女性环境关心的水平显著高于男性,这一结论与国外研究者的研究结果一致。对于环境关心存在的性别差异,Hunter,Hatch和Johnson[11]根据前人的研究把原因归结为男女两性传统社会性别角色的差异:首先,个体的行为和心理被文化规范中性别期望所塑造,在这个框架之内,女性的传统社会角色是照料者和看护者,因此社会要求她们的角色是合作性的,具有同情心的,进而形成维持生活和各种关系的世界观;其次,男性传统社会角色要求男性应该为家庭提供经济支持,这种家庭供养者的角色使得男性在追求经济上的成功时更具有支配性和独立性。

以往大量研究报告称年龄和各种环境关心的测量结果呈负相关,这些都为年龄对环境关心的预测作用提供了较为一致的证据。V an L iere和Dunlap[12]提出了“融入假设”解释了年龄和环境关心的这种关系,他们假设在主导社会秩序中,解决环境问题的方法被看成是危险到主导社会的结构,而与老年人相比,年轻人更少融入到这种主导的社会体系和秩序中,因此年轻人会更支持那些阻止环境破坏的活动和行为。在本研究中,年龄与环境关心显著正相关,这与以往大多数研究结论不一致,但是与Shen和Saijo[13]在中国上海的研究结果一致,对于这个结果,他们归纳了两个方面的原因:首先,在中国大城市,大多数老年人经历了20世纪80年代和90年代初期严重的环境污染,因此他们更有可能比年轻人关心各种环境问题;第二,中国的父母一般关心自己的孩子超过了关心自己,这种观念在1979年实行计划生育政策之后更为加强,为给下一代创造并维持一个良好的自然环境,老年人比年轻人更关注环境的恶化。另外,Inglehart[14]认为那些拥有共同生活体验的人们,会倾向于表达相同的观点和看法。因此,在本研究中,年龄与环境关心的关系可归因为中国社会与文化的特殊性。

在本研究中,环境关心在居住地、受教育程度、收入水平3个社会人口学因素之上没有显著差异,原因可能在于:首先,环保知识和环保理念在宣传方式以及传播渠道上的多样化、多元化,使得群众在更大程度上接收到了这些信息并受之影响;其次,在当今中国,随着城市化进程的加快以及乡镇企业的快速发展,农村居民、收入较低以及受教育程度较低的群体同样暴露于环境破坏当中,甚至处于更恶劣的环境当中。对于中国人环境关心和社会人口学因素之间的关系还有待于进一步的研究探讨。

4 结 论

4.1 ECS三因素模型各项拟合指数均达到较为理想的标准,模型对数据的拟合较好。3个维度分别为:生态圈环境关心、利己环境关心和利他环境关心。

4.2 ECS的信效度均符合心理测量学标准,可以作为环境关心研究的一个重要测量工具。

4.3 环境关心在性别上存在显著差异,女性环境关心水平显著高于男性;环境关心与年龄显著正相关;环境关心在居住地、受教育程度、收入水平上不存在显著差异。

[1]Schwartz S H.A re there universal aspects in the structure and contents of human values?[J].Journal of Social Issues,1994,50:19-45

[2]Stern P C,Dietz T.The value basis of environmental concern[J].Journal of Social Issues,1994,50:65-84

[3]Schultz P W,Zelezny.Values as predictors of environmental attitudes:Evidence for consistency across 14 countries[J].Journal of Environmental Psychology,1999,19:255-265

[4]Schultz P W.The structure of environmental concern:Concern for self,other people,and the biosphere[J].Journal of Environmental Psychology,2001,21:1-13

[5]Brown P L,Schultz PW.Cognitive representations of self and nature[J].Paper Presented at the W estern Psychological Association,Irvine,CA,2000

[6]Roszak T.The voice of the earth:An exploration of ecopsychology(2nd ed.)[D].New York:Si mon&Schuster,1992

[7]Schultz P W,Gouveia V V,Cameron L D,et al.Values and their relationship to environmental concern and conservation behavior[J].Journal of Cross-Cultural Psychology,2005,4:457-475

[8]王冬冬,訾非.生态潜意识的存在性初探[D].首届全国环境与生态心理学大会论文集,2010

[9]Thompson S C G,Barton M A.Ecocentric and anthropocentric attitudes toward the environment[J].Journal of Environmental Psychology,1994,14:149-157

[10]Buttel F H.New directions in environmental sociology[J].Annual Review of Sociology,1987,13:465-468

[11]HunterL M,Hatch A,Johnson A.Cross-national gender variation in environmental behaviors[J].Social Science Quarterly,2004,85:677-694

[12]Van Liere K D,Dunlap E R.The social bases of environmental concern:A review of hypotheses,explanations and empirical evidence[J].The Public Opinion Quarterly,1980,44:181-197

[13]Shen J,Saijo T.Reexamining the relations between sociodemographic characteristics and individual environmental concern:Evidence from Shanghai data[J].Journal of Environmental Psychology,2008,28:42-45

[14]Inglehart R.Public support for environmental protection:Objective problem s and subjective values in 43 societies[J].Political Science and Politics,1995,28:57-72