大学生环境态度对环境政策支持度预测的跨地区研究

魏 璊

(福建医科大学人文学院，福建福州350108)

随着环境问题日趋严重，心理学研究开始密切关注这个关系人类、社会、自然的重要话题。已有不少量化研究关注公众的环保知识水平、生态危机意识和环境态度[1－2]，但对公众环保意识产生机制的研究较少。在环境心理学界，Dunlap等编制的新环境范式量表被广泛用于测量环境态度[3－4]。“二战”后的几十年间，支持资源开发、经济发展、消费的观点兴起，这种发展方式被学者归纳为“主导社会范式(Dominant Social Paradigm，DSP)”[5]。20世纪70年代，随着环境问题的日趋严峻及环境意识的觉醒，Dunlap等提出了与DSP相反的“新生态范式(New Environmental Paradigm，NEP)”观点，该观点反对人对自然的主导价值观，强调自然环境对人类社会的制约，认为社会生活是由许多相互依存的生物群体构成的，人类只是自然环境中的一部分，整个世界的空间、资源是有限的，因此，资源开发、经济社会发展以及其他社会现象都受到自然和生物界的潜在限制。Inglehart指出环境主义的出现与后物质主义时期文化价值观的改变有关，工业发展和高质量生活水平是积极环境态度存在的先决条件[6]，即经济发展水平越高的地区，公众对环境问题的关注度越高。该观点基于马斯洛的需求层次理论提出，由于欠发达地区公众需要考虑更多的基本需求，因而较难承担解决环境问题的高成本。然而过去几十年的实证研究却不能支持以上假设。Dunlap等对24国(包含发展中国家与发达国家)人群的健康研究发现许多发展中国家公众对环境状况更加关注[7]。其他一些跨文化研究，如Schultz，Furman，Corral-Verdugo，Gooch以及汇丰银行等均得出了相类似的结论[2，8－11]。显然，对环境问题的关注并不是一定与收入成正比，而根据自然资源的分布和社会经济的发展情况，中国客观上存在着西部、中部和东部等3个有差别的经济地带，本研究的目的之一就是探讨这3个不同经济发展水平地区公众的环境态度是否存在差异。

汇丰银行连续5年(2007－2012)调查显示，中国人的环境态度显著高于其他参与调查的国家，同时中国人的环境行为和环境态度的形成与政府出台的政策关系密切[11]，但数据层面的高水平并未在公众的环保行为上得到体现，缺少了公众对环境政策的支持，任何政府都难以对新政策进行落实。当代大学生的环境意识将对今后国家各项环保政策的建立和实施有着重要影响。因此，笔者选取大学生作为研究对象，旨在从大学生的环境态度组成要素中探寻对中国环境政策支持度高的预测因子。

一、对象与方法

(一)对象

笔者从上海、福州、泉州、厦门等地5所大学随机调查大学新生800人(考虑入学时间越短对样本学生受环境变量影响的认知改变越少，可更有效获取相关变量，因此数据均收集于9月初)，有效样本数738人(其中女性470人，男性268人，平均年龄19.71±2.37)，将样本依据国家批复的区域发展规划中所界定的范围划分为中部、东部和西部等3个地区生源，其中东部257人，中部215人，西部266人。

(二)测量工具

1.新生态范式(NEP)量表。新生态范式(NEP)量表采用Dunlap等2000年的修订版本，用于测量广泛层面上公众对自身与生态环境关系的看法，而环境问题是全球性问题，因此该量表在一定程度上摆脱了时空背景的限制，具有某种程度的普适性。量表共15个项目，主要针对环境态度的5个方面，包括对自然平衡、人类中心主义、人类例外主义、生态环境危机和增长极限的看法，如“动植物与人类享有同等的生存权利”。虽然NEP量表在2000年被重新修订，但Dunlap，Cordano等均指出应根据自己的研究选择合适的量表[3－4，12]，结合该量表在中国的应用研究结果[13－14]，删除中国数据中分辨力系数与内部一致性系数均低的第4项与第14项，整合为人类对环境问题态度的2个因素，即“人与自然关系”“自然平衡与增长极限”(因素整合参见结果“项目分析”)。量表的翻译参考洪大用教授2006年的中文修订版本，采用Likert 5点计分法，从“完全不同意”“有点不同意”“不能确定”“有点同意”到“完全同意”分别计1－5分，其中“自然平衡与增长极限”维度的项目为反向计分。

2.Kellert量表。NEP量表是目前国际上使用最为广泛的用于环境态度测量的量表，但局限于测量公众广泛层面的环境意识，不利于了解个体对自己所处地区环境以及个别环保事件的关注。笔者选取由Keller编制的用于了解“现代人类与动物关系根源”的量表[15－16]，该量表旨在分析人类与动物相关行为的动机(如打猎、养宠物等)。根据Kellert的研究结论[17]，动物象征着没有人类存在的自然世界，即测量人类对动物的态度、行为等也能获取人对自然的态度。考虑到Kellert量表并不完全适用于中国，笔者将原量表中涉及动物的文字修改为与水资源(如生活用水使用、局部地区重要水污染事件等)相关的语句，用于了解公众对水资源和自然环境的态度。量表包括6个项目组成的道德感，主要针对人类保护自然的道德感与责任感;支配感包含5个项目，涉及人类对其掌握和使用水资源的态度(如生活用水的使用);功利主义包括6个项目，主要涉及人类对从水资源中获取利益的态度(如修建大型水电站);人道主义包含3个项目，用于了解对人类依存于水资源生活(如评价与自身关系密切的水污染事件)的情感表达。同样采用5点式计分法，从“完全不同意”到“完全同意”分别计1－5分，得分越高，说明相应态度越强烈。

3.环境政策支持量表。“对政府环境政策的支持”变量基于汇丰银行的公众环保指数研究报告[11]，根据 Ingtehart提出的公众环境保护指数(Environmental Protection Index，EPI)进行改造构建[1]。采用Likert 5点计分法，从“完全不同意”到“完全同意”分别计1－5分。问题包括:(1)个人环保行为即个人家庭层面的相关行为，如生活垃圾分类、节约水电等，而在办公场所和社会参与层面的则不属于此范围;(2)应建立更加严格的法律体系以及社会管理办法对个人破坏环境的行为加以监管，如对居民水电的使用采取阶梯收费的管理办法;(3)保护环境和控制污染并不像有些人所说的那样急迫;(4)环保工作应由政府主导，而不是企业和个人。其中(2)为反向计分，得分越低表示对政府环境政策的支持度越高。信度系数为0.524。

采用SPSS 16.0统计软件，分析不同生源地、性别大学生的环境态度与其对环境政策支持之间的关系。

二、结果

(一)项目分析

1.NEP量表。根据以往对NEP量表的使用结果，研究人员在Dunlap提出的五因素模型基础上发现了二因素模型(“人与自然关系”“自然平衡与增长极限”)[1，10，14]，因此，笔者首先对该量表进行了项目分析。KMO为0.75，Bartlett球形度检验值为851.27(p ＜0.001)，可对量表进行探索性因素分析。因素分析显示可抽取2个因素，在西部、中部、东部的数据中，分别能解释总变异量的54%、50%和63%。由于在Dunlap等人的研究中，该量表为五因素模型，笔者通过验证性因素分析检验了2种可能的模型，即二因素模型和五因素模型。其中，二因素模型中8个“人与自然关系”题项(5、15、13、3、11、1、9、7 题)负载一个因素，5 个“自然平衡与增长极限”题项(8、10、6、2、12 题)负载另一个因素，Bechtel、Gooch、刘贤伟等的研究结果一致[1，10，14];五因素模型的结论主要来自NEP理论的提出者Dunlap 与洪大用的中国应用研究结果[4，13]，即对自然平衡、人类中心主义、人类例外主义、生态环境危机和增长极限的看法。笔者采用LIEREL 8.70对样本数据进行验证性因素分析，各拟合指数见表1。

表1 NEP 2个假设模型的各种拟合指数Table 1 Fit indexes of two NEP models

由表1可见，二因素模型较优于五因素模型，各项拟合指数均达到较理想的标准，模型对数据的拟合较好。对于二因素模型，x2/df＞5，但考虑到样本量较大，二因素模型可被接受。因此，笔者在分析NEP量表时采用二因素模型，其中，“人与自然因素关系”包含8个题目，主要涉及公众对保持人与自然和谐共存的态度，信度系数为0.545;“自然平衡与增长极限”因素包含5个题目，主要关注公众对“人类作为自然统治者”观点的态度，信度系数达0.791。

2.Kellert环境态度量表。检验项目与所属因子总分之间相关，分析发现道德感维度6个题项(1～6题)与所属因子总分相关系数为0.602～0.847(p＜0.01);支配感维度6个题项(7～11题)与所属因子总分相关系数为0.412～0.707(p＜0.01);功利主义维度6个题项(12～17题)与所属因子总分相关系数为0.451 ～0.682(p＜0.01);人道主义维度6个题项(18～20题)与所属因子总分相关系数为0.504 ～0.768(p＜0.01)。在西部、中部和东部的数据中，分别能解释总变异量的39%、37%和45%。量表4个维度的信度系数分别为道德感0.851，支配感 0.632，功利主义0.662，人道主义0.618。

(二)跨地区分析

1.NEP环境态度的地区、性别差异。不同地区、性别的学生在NEP量表“人与自然关系”“自然平衡与增长极限”2个因子上的得分情况见表2。结果显示地区(F=22.00，p ＜0.001)和性别(F=13.45，p＜0.001)的主效应均显著。NEP两个因子的地区主效应显著(Fs分别为17.36、27.08，p ＜0.001)。其中，西部学生在“人与自然”这一因子得分高于中部、东部学生，而在“自然与增长”的得分中，中部、西部学生的得分均显著高于东部地区。同时，“自然与增长”这一因子也存在显著的性别主效应(F=25.62，p＜0.001)，男生得分显著高于女生在这一因子上的得分。

表2 不同地区、性别学生的环境态度(M±SD)Table 2 Environmental attitudes of students in different regions and genders(M±SD)

2.Kellert环境态度的地区、性别差异。对不同地区、性别学生的Kellert环境态度得分进行方差分析，结果显示:地区(F=18.98，p＜0.001)和性别(F=18.40，p＜0.001)的主效应均显著。其中支配感与道德感的地区主效应显著(Fs分别为53.92、11.97，p＜0.001)，而功利主义与人道主义的地区主效应不显著(ps＞0.05)。其中，西部学生的道德感显著高于东部学生，而中部学生的支配感却显著高于东部、西部学生。人道主义、支配感与道德感的性别主效应均显著(Fs分别为 8.09、50.18、31.57，ps分别大于 0.01、0.001、0.001)。女生的人道主义与道德感显著高于男生，然而男生的支配感则显著偏高。

3.大学生对环境政策的支持。对不同地区、性别学生的环境政策支持度进行差异检验，表3显示:对环境政策支持的地区差异显著(F=7.02，p＜0.001)。西部学生对环境政策的支持度最高(F=33.29，p＜0.001)，而中部、西部学生都更倾向于支持出台更严厉的法律监管措施(F=165.53，p＜0.001)，因为他们认为进行环境保护工作更加急迫(F=9.66，p＜0.001)，在环境保护的责任归属上，西部学生更多地意识到个人、企业(而非政府)的重要性(F=6.05，p＜0.01)。对于环境政策支持的性别差异不显著(F=4.13，p＞0.05)，只有在对环保责任归属这一因子上，存在显著的性别差异(F=5.09，p＜0.05)，即女生更多地意识到个人、企业(而非政府)在环境保护中的重要性。

表3 不同地区、性别学生对环境政策支持度(M±SD)Table 3 Degrees of support to the environment policy from students in different regions and genders(M±SD)

4.预测环境态度对环境政策的支持。本研究旨在跨地区测量环境态度进而预测公众对环境政策的支持度，分别以性别、地区、NEP和Kellert的环境态度为自变量，对环境政策的支持为因变量，进行多变量回归分析(表4)。表4显示，支持个人环保行为的结果在东部、西部数据中显著有意义，分别解释变量的20%和12%。在东部学生中，个人环保行为与道德感、支配感和功利主义等3种环境态度相关;而在西部学生中，对支持个人环保行为具有显著预测意义的是NEP的“人与自然态度”变量和Kellert的“功利主义”变量。

“支持加强法律监管”这一变量在中部、东部地区显著有意义，分别解释变量的12%和39%。在中部、东部学生中，这一变量与道德感和功利主义这2种环境态度显著相关，中部学生调查数据发现道德感和功利主义与该变量显著相关，东部学生数据则发现支持NEP“人与自然和谐相处”的态度与该变量显著相关。

表4 环境态度与环境政策支持度的相关及回归分析Table 4 Correlation and regression between environmental attitudes and support degree to environment policy

用同一方法对“保护环境急迫性”这一变量进行分析，结果显示只有东部学生调查数据显著有意义，解释变异量17%。东部学生调查数据中，与这一因子显著相关的是NEP量表的“人与自然”和“功利主义”这2个变量。换言之，持有“人与自然应和谐相处”态度的学生更倾向认为保护环境尤为急迫，而“对自然持功利主义”的学生则不支持环境问题急迫性这一观点。

认为“环保问题应由政府主导”这一变量在东部、西部学生调查数据中显著有意义，分别解释变量21%和22%。其中，东部学生中对环境的支配感、道德感与功利主义以及支持“人与自然和谐相处”这4个变量对该环境政策的预测度高;而西部学生中“性别和功利主义”与该变量显著相关，即男性以及对自然持有功利态度的人对该环境政策的支持度更低。

三、讨论

(一)环境态度的地区、性别差异

本研究得出结论:环境态度的地区与性别差异存在。总体而言，中部、西部学生的环境态度强于东部学生。中部、西部学生的道德感得分高于东部学生，说明前者对于保护生态环境有着更强烈的道德责任感。中部、西部学生在NEP“自然与增长”的得分也高于东部学生，而在NEP“人与自然”的得分中西部学生高于中部学生，则说明西部学生的总体环境态度强于中部学生。该结论验证了本研究的理论假设，即环境态度不一定与经济水平成正比，同时也与 Bechtel和 Corral-Verdugo 等的研究结论相符[1，9]。

虽然中部、西部学生的环境态度强于东部学生，但中部、西部学生“NEP自然与增长”变量得分高于东部学生，中部学生则在“支配感”变量高于东部、西部学生，而以上两个变量均与“人对自然的支配性”相关。这一结论或许说明中部地区学生更清晰地意识到自然资源对人类社会的重要性，以及更加认同人类对于自然的统治地位。这或许与样本偏差有关，中部地区的学生大多来自中部水资源较为丰富的省份，由于对环境问题认识的普遍空间偏差导致他们认为自己所在的区域水环境状况好于东部(污染)、西部(缺水)地区[18]。

在性别方面，国外研究一般认为女性在NEP上的得分高于男性[17]，而在本研究中男性在NEP上得分显著高于女性，这与洪大用、刘贤伟及Shen等在中国大陆的研究结果一致[13－14，19]。他们认为，中国男性不仅更多地参与到经济活动中，并且也更多地或至少与女性同等地参与到维系生活的活动中，这些因素使得男性在利他以及政治活跃性上均高于女性，而这些因素对生态意识影响显著。

(二)环境态度对环境政策的预测性

从回归分析结果中获得的不同环境态度对政府环境政策支持具有预测性。在西部学生中，NEP量表中的“人与自然”和“功利主义”2个变量分别对2项不同的政府环境政策具有预测性;然而在中部学生中，环境态度对政策支持的预测性不显著;东部学生中，功利主义则对4项环境政策的支持都具有预测性，而NEP“人与自然”和“道德感”也能预测对3项环境政策的支持，对环境的支配感能预测对2项环境政策的支持。综上所述，NEP量表中的“人与自然”和“功利主义”是对环境政策支持预测最有效的2个态度变量，即支持人与自然应和谐相处的人更加支持环境政策的推行，但这些人或许又希望在不破坏自然环境的前提下从中获取利益。

(三)研究的不足

虽然统计结论验证并支持了将NEP量表和Kellert量表结合使用的有效性，但本研究仍存在许多不足。(1)态度变量对政策支持的有效性在东部地区数据中最佳，或许因为这些量表均由发达国家研究人员编制，而东部地区样本大多来自东部最为发达的地区或城市，其中不少地区的经济发展水平已达发达国家标准，使得量表在中部、西部地区的研究效果不如东部地区。(2)概念层次上的局限，测量环境态度一直是环境心理学中的一大难题，环境态度不仅包括广泛层面的世界观，也包括对特殊环境事件的关注以及更深层次的价值取向[18]。本研究将测量广泛层面环境态度的NEP量表与关注个别环境问题的Kellert量表结合使用[20]，NEP量表已被广泛用于了解人类对“人与自然关系”的态度，Kellert量表关注了人类对“人与水资源关系”的态度，但2份量表均未涉及其他热门环境事件。或许结合更多的环境态度量表，如Thompson和Barton的生态主义与人类中心量表[21]，Schwartz的环境价值观量表[22]，研究的结论会更有说服力。

本研究在方法上也存在局限性，具体表现在:(1)虽然由于以往此类研究几乎都选取大学生作为被试[1－2]，使得数据结果具有可对比性;但以往研究也指出教育水平的高低会直接影响个人的环境态度[14]，因此选择大学生作为被试在很大程度上影响了结果的代表性。(2)量表翻译和改编过程中的语言使用不当可能使得编制者原意表达产生偏差，影响研究结果。

环境问题虽是全球性问题，但却需要从个人行为和态度的改变开始。因此，对中国人不同类型环境态度与政策支持之间的相关因素与机制的探讨还有待进一步深入。

[1]BECHTEL R B，VERDUGO V C，PINHEIRO J de Q.Environmental belief systems:United States，Brazil and Mexico[J].Journal of Cross-Cultural Psychology，1999(30):122－128.

[2]SCHULTZ P W，ZELEZNY L.Values as predictors of environmental attitudes:Evidence for consistency across 14 countries[J].Journal of Environmental Education，1999(19):225－265.

[3]DUNLAP R E，VAN LIERE K.The new environmental paradigm[J].Journal of Environmental Education，1978(9):10－19.

[4]DUNLAP R E，VAN LIERE K，MERTIG A G，et al.Measuring endorsement of the new ecological paradigm:A revised NEP Scale[J].Journal of Social Issues，2000(56):425－442.

[5]PIRAGE D C，ERHLICH P R.Ark II:Social response to environmental imperatives[M].San Francisco:Freeman，1974:2－3.

[6]INGLEHART R.Culture shift in advanced industrial society[M].Princeton，NJ:Princeton University Press，1990:25－28.

[7]DUNLAP R，GALLUP G，GALLUP A.Of global concern:Results of a health of the planet survey[J].Environment，1993(35):7－39.

[8]FURMAN A.A note on environmental concern in a developing country:Results from an Istanbul survey[J].Environment ＆ Behavior，1998(30):520 －534.

[9]CORRAL-VERDUGO V，ARMENDARIZ L I.The"new environmental paradigm"in a Mexican community[J].Journal of Environmental Education，2000(31):25 －31.

[10]GOOCH G D.Environmental beliefs and attitudes in Sweden and the Baltic States[J].Environment ＆ Behavior，1995(27):513－539.

[11]HSBC Holdings plc.HSBC Climate Confidence Index 2007[EB/OL].(2007-07-29)[2014-02-15].http://www.hongkongbankfoundation.org/1/PA_esf－ ca － app－content/content/cr/common/pdf/ClimateIndex_Report.pdf.

[12]CORDANO M，STEPHANIE A，WELCOMER，et al.An Analysis of the Predictive Validity of the New Ecological Paradigm Scale[J].The Journal of Environmental Education，2003(34):52 －60.

[13]洪大用.环境关心的测量:NEP量表在中国的应用评估[J].社会，2006，26(5):71 －92.

[14]刘贤伟，吴建平.环境关心量表的信效度研究及应用[J].中国健康心理学杂志，2012，20(7):1006 －1009.

[15]KELLERT S R.Public attitudes，knowledge and behaviors toward wildlife and natural habitats[J].Transactions of the North American Wildlife and Natural Resources Conference，1980(45):111 －124.

[16]KELLERT S R.Perceptions of animals in American society[J].Transactions of the North American Wildlife and Natural Resources Conference，1976(41):533 －545.

[17]KELLERT S R.Affective，cognitive，and evaluative perceptions of animals[M]//Altman I M，Wohlwill J R.Human behavior and environment:Advances in theory and research.New York:Plenum，1983:241 －267.

[18]GIFFORD R，Leila S，David U，et al.Temporal pessimism and spatial optimism in environmental assessments:An 18-nation study[J].Journal of Environmental Psychology，2009(21):1 －12

[19]SHEN J，SAIJO T.Reexaming the relations between sociodemographic characterics and individual environmental concern:Evidence from Shanghai data[J].Journal of Environmental psychology，2008(28):42 －45.

[20]STERN P C，DIETZ T，GUAGNANO G A.The new ecological paradigm in social psychological context[J].Environment ＆ Behavior，1995(27):723 －743.

[21]THOMPSON S C G，BARTON M A.Ecocentric and anthropocentric attitudes toward the environment[J].Journal of Environmental Psychology，1994(14):149 －157.

[22]SCHWARTZ S H.Universals in the content and structure of values:Theoretical advances and empirical tests in 20 countries[M]//Zanna M.Advances in experimental social psychology.Orlando，FL:Academic Press，1992(25):1－65.

[23]SCHWARTZ S H.Are there universal aspects in the structure and contents of human values[J].Journal of Social Issues，1994(46):1 －20.