引入中介与调节变量的生态认知对生态行为作用机理实证研究

廖 冰,张晓琴

(南京林业大学 a.经济管理学院;b.研究生院,江苏 南京210037)

“绿水青山就是金山银山”这句话已经是家喻户晓,生态文明建设是民之所望、心之所系,生态文明理念已深入人心[1],人类正迈入生态文明建设的康庄大道[2],学政界对生态文明的研究也是如火如荼、渐臻佳境。

十九大后,我国政府将生态文明作为新时代中国特色社会主义的重要战略目标、新时代中国特色社会主义的科学发展观和中华民族永续发展的千年大计、千秋伟业。自生态文明提出以来,人类对生态文明的探索就从来没有停止过,人类为生态文明建设付出了艰苦卓绝的努力。人类要建设生态文明,依靠社会公众力量是关键。社会公众是生态文明建设的主心骨,而公众的生态行为对生态文明建设具有十分重要的影响。需要特别说明的是,这里的生态行为也称为环境行为、环境保护行为、环境友好行为[3],旨在减少资源浪费和环境污染,在日常中消费、使用、处理中自觉地实行产品减量化、再利用、资源化等[4]。

本文拟研究生态认知对生态行为的作用机理，以找寻生态行为的影响因素来合理规范公众的生态行为,这不仅对推进我国生态文明建设具有重要的理论与现实意义,还能为政府及相关管理部门制定生态文明建设规划提供借鉴和参考依据。

1 文献回顾与研究思路

1.1 文献回顾

生态认知是指人类对生态环境的基本认识和对生态科学知识的掌握了解情况,它是形成生态情感、萌发出生态意志和促成生态行为的必要前提[5]。现有研究多是针对生态行为影响因素的研究,一旦知道影响因素,就能有效规范生态环保行为[4]。从现有研究看出,性别、职业、文化程度、经济水平等社会结构变量[6-9]和价值观、态度、地方感等社会心理变量会对居民环保行为产生影响[8-14],与此相关的理论有NAM模型(Norm-Activation Model)[15,16]、VBN理论(Theory of Value-Belief-Norm)[17,18]、计划行为理论(Theory of Planned Behavior)[19]。

归纳起来主要包括生态知识、生态感知、生态情感、生态态度、生态价值观、生态责任感、社会统计特征等7个方面:①生态知识。多数学者认为生态知识的积累能导致人们生态行为的产生,也有学者认为要区分是具体知识还是抽象知识,拥有具体知识的人才会产生生态行为,而拥有抽象知识的人并不会产生生态行为,存在“知行脱节”的现象,有一定生态知识的农民不一定有正确的生态行为[20]。②生态感知。生态感知包括自我感知和他感,感知能增强自身生态行为的信心,并对生态意识和生态行为产生显著影响[21]。③生态情感。Dispoto、Li、Ricky认为,环境情感与绿色行为之间存在着正向关系[22,23]。④生态态度。多数研究认为生态态度会促进生态行为发生,但当生态态度被抽象为一般态度时,生态态度对生态行为的影响就变得极其微弱[24]。⑤生态价值观。多数学者认为生态价值观的规范能促进生态行为的发生。⑥生态责任感。生态责任意识是人类在面对和解决生态问题中自己所承担的认识[25,26],社会责任意识强的人倾向于受到公众价值观的影响,大多数学者认识到生态责任意识与生态行为之间的因果关系。⑦社会统计特征。有学者认为社会统计特征对生态行为并无太大关系,有学者认为社会统计特征对生态行为具有正相关关系,也有学者认为社会统计特征对生态行为具有负相关关系。

1.2 研究思路

以上对生态环保行为的研究已深入到诸多领域,为本文研究提供了良好借鉴。但大多把生态行为作为因变量,把影响因素作为自变量来探讨生态行为关键影响因素及程度[27]。然而,并不是所有这因素都直接对生态行为产生作用,有些必须依靠中介才能起作用,而目前多研究影响因素对生态行为的直接作用,这势必会产生一定的偏误[28]。为此,本文参考相关文献[29],在生态认知中引入调节变量和中介变量研究生态行为的作用关系、影响路径和作用机理等,在此基础上揭示生态认知、调节与中介变量对生态行为的相互作用程度,找寻生态行为的关键影响因素与程度。

具体研究思路主要为:①查阅、整理、分析国内外生态认知对生态行为作用关系研究的相关文献资料之后,指出它存在未考虑中介变量和调节变量的不足,分别将调节变量和中介变量引入到生态认知对生态行为的作用关系中。②构建生态认知、中介与调节变量、生态行为系统结构并定性分析它们之间的相互关系,由此分别提出中介/调节变量分别在生态认知中对生态行为作用关系中的理论假设模型。③基于知—信—行(KAP理论)和理论假设模型，选取生态认知、中介与调节变量[30]、生态行为指标,利用国内7所林业高等院校4869名大学生调研的原始数据,分别构建中介与调节变量在生态认知对生态行为作用关系中的实证模型SEM来检验理论假设模型。④根据实证模型SEM适配度标准分别对实证检验模型输出的参数检验以判定假设路径模型图与样本数据是否一致。若输出的参数未通过检验,则修正理论假设模型;若通过检验,则分别分析中介变量在生态认知对生态行为作用关系中的中介效应、调节变量在生态认知对生态行为作用关系中的调节效应。⑤归纳出生态行为的关键影响因素与程度,提炼研究结论并提出建议和未来展望。具体见图1。

图1 本文整体研究思路

2 理论基础与研究假设

根据生态认知、中介和调节变量、生态行为的作用关系,基于KAP行为理论来实证分析其关系(图2)。图2中,“知”代表生态认知,包括生态知识、生态感知;“信”代表生态信念,包括生态情感、生态态度、生态责任感、生态价值观;“行”代表生态行为。

图2 纳入中介和调节变量的生态认知对生态行为

根据理论基础和现有研究,由图2可提出以下作用关系假设:①生态认知内部。假设H1——生态知识对生态感知具有显著正向关系;H2——生态感知对生态知识具有显著正向关系。②生态认知对生态信念。假设H3——生态知识对生态情感具有显著正向关系;H4——生态知识对生态态度具有显著正向关系;H5——生态知识对生态责任感具有显著正向关系;H6——生态知识对生态价值观具有显著正向关系;H7——生态感知对生态情感具有显著正向关系;H8——生态感知对生态态度具有显著正向关系;H9——生态感知对生态责任感具有显著正向关系;H10——生态感知对生态价值观具有显著正向关系。③生态信念内部。假设H11——生态情感对生态态度具有显著正向关系;H12——生态态度对生态责任感具有显著正向关系;H13——生态责任感对生态价值观具有显著正向关系。④生态信念对生态行为。假设H14——生态情感对生态行为具有显著正向关系;H15——生态态度对生态行为具有显著正向关系;H16——生态责任感对生态行为具有显著正向关系;H17——生态价值观对生态行为具有显著正向关系。⑤生态认知对生态行为。假设H18——生态知识对生态行为具有直接正向关系;H19——生态感知对生态行为具有直接正向关系。⑥调节变量。假设HT1——性别对其作用全过程具有调节作用;HT2——年龄对其作用全过程具有调节作用;HT3——户籍地对其作用全过程具有调节作用。

3 模型方法、数据说明与实证结果

3.1 结构方程模型SEM构建

结构方程模型(Structural Equation Modeling,SEM)。SEM是一种定量化研究方法,它能同时处理多个显变量和潜变量,还能检验显变量与潜变量的关系,也允许自变量和潜变量存在测量误差等。根据上述生态认知对生态行为作用关系的理论假设,本文选取SEM来实证它们之间的作用关系(图3)。SEM包括测量模型与结构模型,可得到测量方程:

Ki=λki×K+eK;Mi=λMi×M+eMi;Pi=λPi×P+ePi

(1)

结构方程为:

P=αi×K+eP;M=δi×K+eM;P=ui×M+eP

(2)

式中,K、M、P分别表示生态认知、中介变量和生态行为潜变量,不可直接观察;Ki、Mi、Pi分别表示所属K、M、P的显变量,可直接观察;λKi、λMi、λPi分别表示显变量Ki、Mi、Pi在多大程度上能反映所属潜变量K、M、P的特性;αi、δi、ui分别表示潜变量K对P、K对M、M对P的影响程度大小;eKi、eMi、ePi、eM、eP分别表示残差项;i表示显变量个数。

图3 引入中介变量的生态认知对生态行为作用关系实证模型SEM构建

3.2 区域、样本与数据

研究区域与样本:①研究区域。高校是生态文明建设的主要阵地,大学生是生态文明建设的主体力量,因此本文选取高等院校作为研究区域,但并不是所有高等院校均作为研究区域。因为生态教育和林业关联较大且极为密切,林业是生态教育的动力系统,因此本文选取国内知名林业院校包括北京林业大学、南京林业大学、东北林业大学、西南林业大学、中南林业科技大学、浙江农林大学、西北农林科技大学在内的7所高校作为研究区域范围。②研究样本。在研究区域范围内,通过分层随机抽样选取在校大学生作为调研对象,本次调研涵盖了大一、大二、大三、大四年级的学生,专业涉及到文科、理科、工科、农科等各领域,包括经济学、管理学、农学、林学、生态学、教育学等诸专业,在一定程度上具有代表性。

数据来源及描述性分析:鉴于调研时间和成本预算的考虑,我们通过预调研和调研等方式确定调研问卷后,采取“问卷星”APP网络媒体方式输入问卷题项到“问卷星”APP中,然后通过各大林业院校相关部门负责人进行对接,将问卷链接APP在学生群体中进行扩散推广,并在限定的时间内共收回问卷5113份,经整理得到有效问卷4869份,问卷有效率为95.23%,效果良好。根据调研问卷数据统计显示,本次问卷涵盖了大一(41.38%)、大二(29.13%)、大三(25.02%)、大四(4.47%)年级的学生;女生样本数量(59.01%)大于男生样本数量(40.99%);19—23岁年龄段的学生样本最多(86.47%),其次为18岁及以下(11.23%),第三为24岁及以上(2.3%),符合目前大学生上学年龄分布特征;户籍地为城镇的占比(60.84%)高于农村(39.16%)。根据调研问卷收集的相关数据,描述性统计分析见表1。

表1 数据描述性分析与信效度检验

数据处理与信效度检验:①缺失值处理。对数据缺失的直接删除;对数据缺失部分与其他数据存在相关关系的,用均值法或回归分析法进行处理。②标准化处理。缺失处理后,采取直线型功效系数法[31]进行无量纲标准化处理,正向和负向指标的处理公式分别为:

正向指标ZXi=[Xi-Ximin]/[Ximax-Ximin]

负向指标:ZXi=[Ximax-Xi]/[Ximax-Ximin]

(3)

式中,X代表问卷中第i个题项的实际值;ZXi表示Xi的标准化值[0≤ZXi(t)≤1],Xi(max)和Xi(min)分别表示Xi的最大值和最小值。

数据处理后,还需进行信度和效度检验。首先对数据进行信度检验,采用PASW18.0软件对数据进行信度处理,通过观察模型输出的Cronbach′s α系数是否大,若删去任何一个题项,各变量的Cronbach′s α系数仍然不受影响,始终在0.800之上,表明本次调研数据具有良好的信度(表1)。在进行效度检验时,分为内容效度和结果效度。在内容效度方面,问卷定稿之前,采用专家打分法咨询有关专家哪些内容可以或不可以纳入,然后对学生进行预调研,通过预调研反馈的信息对问卷进行了修改,再进行二次、三次预调研修改,最后汇总形成问卷终稿,本问卷能收集到研究所需要的全部数据信息。在结构效度方面,采用因子分析法进行分析,通过比较各变量的KMO(或因素载荷量)是否大于0.700来判断是否可行。此外,还要通过验证巴特球形检验的P(sig.)=0.000来判断是否显著。鉴于篇幅,经最后检验,各变量效度较好(表1)。本次问卷效度和效度均通过显著性检验,可进行下一步的结构方程模型SEM分析。

4.3 实证结果与分析

纳入中介变量的生态认知对生态行为的实证分析:基于已有的研究假设,数据经缺失处理、无量纲标准化处理和信度效度检验后,分别代入到已建立的计量模型SEM中进行实证拟合,并用最大似然对数法进行参数估计,输出标准化路径系数值,再根据模型适配度指数分别对其拟合结果进行检验,输出的标准化作用路径系数值见图4。

注:*、**、***分别表示10%、5%、1%的水平上显著,下同。

图4纳入中介变量的生态认知对生态行为标准化作用路径系数值

在得到标准化作用路径系数之后,需要对拟合参数进行SEM适配度检验,主要包括绝对适配度、增值适配度和简约适配度检验三类,检验的标准是根据实际拟合值是否处于判断标准内来确定拟合结果是否合理。经检验,绝对适配统计量χ2、χ2/df、GFI、AGFI、RMR、RMSEA、SRMR、NCP,增值适配统计量NFI、RFI、IFI、TLI、CFI,简约适配统计量PCFI、PNFI、PGFI、AIC、CAIC均在合理的检验指标值范围内,拟合检验结果合格,表明本研究的模型和调查数据匹配良好。拟合参数检验后,还需要对假设路径进行检验,结果见表2。

表2 拟合结果与假设检验

从表2可知,假设H1—H17通过了显著性的检验,与假设一致,表明数据与假设模型、假设路径拟合良好。主要包括以下方面:①生态知识和生态感知具有相互正向显著影响,系数均为0.39。②生态知识对生态责任感、生态情感、生态价值观、生态态度均有正向显著影响,系数分别为0.19、0.23、0.32、0.33,且影响程度依次递增。③生态感知对生态价值观、生态态度、生态情感、生态责任感均有正向显著影响,系数分别为0.35、0.37、0.42、0.45,且影响程度依次递增。④生态情感对生态态度、生态态度对生态责任感、生态责任感对生态价值观均有正向显著影响,系数分别为0.31、0.48、0.37。⑤生态情感、生态态度、生态责任感、生态价值观对生态行为均有正向显著影响,系数分别为0.39、0.43、0.58、0.69,且影响程度依次递增。假设H18—H19未能通过显著性检验,与假设不一致,表明数据与假设模型、假设路径不能较好地拟合,生态知识、生态感知对生态行为的影响系数为正,由于数据方面的原因,影响系数不显著。

纳入调节变量的生态认知对生态行为的实证结果分析:进一步将性别、年龄、户籍地作为调节变量来分析在生态认知对生态行为作用机理的调节效应。首先,性别分为男生、女生,年龄分为18岁及以下、19—23岁、24岁及以上,户籍地分为城镇、农村,共七个小群组。其次，分析性别、年龄、户籍地三个大群组变量的调节效应,再分析7个小群组变量的调节效应,需要进行多群组分析,即确定设定的假设模型是否同时适配于不同的群组。采用AMOS软件,运用AMOS中的最大似然对数法进行估计,选择输出标准化作用路径系数值,限于篇幅,不再列举操作过程,仅把7个小群组的实证结果和拟合路径表示出来(图5—11)。

图5 女生群组调节效应

图6 男生群组调节效应

图7 18岁及以下群组调节效应

图8 19—23岁群组调节效应

图9 24岁及以上群组调节效应

图10 户籍所在城镇群组调节效应

图11 户籍所在农村群组调节效应

从图5—11可知,不同群组的调节变量在生态认知对生态行为作用关系的实证系数上存在显著差异,其中R2(性别)最大,整体调节效应最大,在1%的检验水平下显著;R2(户籍所在地)其次,整体调节效应再其次,在5%的检验水平下显著;R2(年龄)最小,整体调节效应最小,在10%的检验水平下显著。进一步分析在性别大群组中包括“男生”、“女生”两个小群组类别。从图5—6可知,女生小群组的调节效应系数(AGFI=0.9931)大于男生小群组的调节效应系数(AGFI=0.9258),表明女生生态认知对生态行为的调节效应强。在户籍地大群组中包括“城镇”和“农村”两个小群组类别。从图10—11可知,户籍所在城镇的调节效应系数(AGFI=0.9619)大于户籍所在农村的调节效应系数(AGFI=0.9275),表明城镇居民比农村居民生态行为践行性更强。在年龄大群组中包括18岁及以下、19—23岁、24岁及以上三个小群组类别。从图7—9可知,这三个小群组的调节效应系数差别不大,但24岁及以上在生态认知对生态行为的作用关系中调节效应大于19—23岁和18岁及以下,表明在其他条件不变的前提下,随着年龄的增长,大学生生态意识逐渐增强,生态行为的践行率也越高。

4 结论与对策建议

本文通过引入中介与调节变量并基于KAP行为理论,建立结构方程模型SEM,利用相关实地调研数据实证研究了生态认知对生态行为的作用机理。得出如下结论:生态认知对生态行为并无直接作用关系,而要通过生态信念(生态情感、生态态度、生态责任感、生态价值观)对生态行为产生间接正向作用,生态信念在生态认知对生态行为关系中扮演着完全中介作用;性别、年龄、家庭经济条件在生态认知对生态行为关系中扮演着调节作用,影响着作用关系路径的有无或强弱,性别的调节效应最明显,其次为户籍所在地、年龄。相关管理部门除加强公众生态教育,积累生态知识外,更重要的是要培养生态信念,规范生态行为。主要包括:①加强生态教育。生态教育内涵广泛,包括生态文化、生态伦理、生态道德等,可利用现代新兴媒体向公众广泛传播生态保护知识、生态环境知识和资源节约知识等,提高公众生态教育水平。②培养生态信念。引导公众积极参加大自然实践,使公众意识到资源耗竭和资源环境破坏行为的恶劣后果,刺激生态感知,培养生态情感,转变生态态度,增强生态责任意识,借以培养生态信念来规范生态行为。

在已有研究的基础上,本文分别引入调节变量和中介变量在生态认知对生态行为的直接关系中利用相关数据和运用SEM计量方法对生态认知对生态行为的关系进行了实证分析,辨识了生态行为的关键影响因素与程度,这无疑是本文一大创新点。但生态行为的影响因素颇多且复杂,涉及心理学等诸方面,未来应拓宽视角来研究生态行为的影响因素,以便制定管理决策。为避免选取初始指标的主观性,本文已尽量选择能覆盖各个方面的指标,但由于系统复杂,有些指标可能遗漏或被舍弃,造成评价结果不准确。因此,未来应继续挖掘生态行为的影响因素,建立模型来分析影响程度,以揭示其作用机理。借鉴本文研究,可挖掘其他中介变量和调节变量来分析作用机理。

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