冶金矿山企业职工环保认知态度调查研究

霍佳鑫　王大明

（中国科学院大学人文学院，北京100049）

2017年国家实施了京津冀及周边地区2017—2018年秋冬季大气污染综合治理攻坚行动，冶金矿山作为钢铁原料的上游企业，同钢铁企业一样经历着史上最严格的环保监管并成为常态，受其矿山开采加工形成的粉尘、选矿废水、固体废弃物等污染源的影响，成为环保治理应急响应被限产、停产的重点企业之一。作为冶金矿山企业的职工，如何认识环保治理，持有什么样的态度，是一个值得探讨的问题。因为职工的环保认知态度，直接影响着国家环保治理政策的落实，企业环保措施的制定和实施。本文通过对唐山某大型冶金矿山企业职工进行随机的问卷调查，运用实证研究方法，以企业及企业职工为对象，探讨职工社会背景与环保知识、职工环保行为、企业环保技术行为、国家环保政策认知之间的相关关系，从而更深入了解职工在当前环保治理新常态下的环保认知。

1　文献回顾与理论假设

在环保治理问题上，人们的认知决定着自身的环保行为。认知是人们对环境和组织刺激的感知、解释、价值判断、意念建构的能力，是决策和行为的基础[1]。表现的是个体认识和理解事物的心理过程，或对信息进行加工和应用的过程，以信息加工观点研究人的认知过程。而在社会心理学中，认知用来解释人们的态度、归因和群体动力等。环保态度既包括个体对生存环境的态度也包括个体对环境行为的态度。

国内外学者研究成果表明，受教育程度、年龄、性别、岗位、收入、政治倾向、企业环境投资等都会对人的环境认知产生影响。王凤将环保态度、个人社会背景变量共同作为自变量考察其对环保行为的影响，受教育程度与个人环保习惯，公共环保行为呈显著正相关，收入、年龄与环保行为之间不存在正相关关系[2]。包智明认为性别、年龄、受教育程度、家庭收入等个人特征均对环境科学认知产生差异性影响[3]。Kentliere和Riley采用年龄、社会等级、居住地、政治倾向和性别作为五个解释变量，考察其与环境关注度的相关性[4]。BrentSSteel利用1992年美国国家公众环境态度和行为的调查数据，发现个人环境态度的程度与他们的环境行为以及环境问题的政治积极性有关联[5]。李建强认为，企业环境保护意愿是由企业内部因素和外部因素共同作用的结果，主要受企业污染治理投资因素、社会因素、政府因素等的影响和制约[6]。上述的研究成果绝大多数是在社会宏观发展层面去探讨公众的社会背景与社会环境意识、环保态度、环保行为的关系。由于不同的环保治理环境与不同的职业人群，对于环保认知的差异性可能也比较大。

从现有文献看，研究的成果绝大多数是在社会宏观发展层面去探讨公众的社会背景与社会环境意识、环保态度、环保行为的关系与联系，而不同的环保治理环境与不同的职业人群，对于环保认知也存在较大的差异。专门以企业职工为对象，尤其针对我国环保治理的新常态及冶金矿山企业面临的新问题的研究还比较少见。本研究试图结合当前实际，通过探讨职工个人社会背景与职工环保知识、职工环保行为、企业环保技术行为、国家环保政策和职工承受环保损失反映5个维度的相关关系，认识企业职工环保认知态度，正如学者Gavetti认为可以从认知和行动等微观基础视角加深对企业环境问题的研究[7]，进一步了解冶金矿山企业职工环保认知态度。

基于以上文献成果和研究对象，提出如下假设。

假设1：职工个人背景与环保知识之间存在相关关系；

假设2：职工个人背景与参与环保行为之间存在相关关系；

假设3：职工个人背景与对企业环保技术行为认知之间存在相关关系；

假设4：职工个人背景与对国家环保政策认知之间存在相关关系；

假设5：职工个人背景与承受环保治理损失之间存在相关关系。

2　研究设计

2.1　问卷设计

国内外研究表明，环保知识、环保态度、环保行为是测量环保认知的基本要素。周志家认为，环保行为可以从以下3个角度来界定：日常生活中的环保行为意愿，环保领域中公众参与的意愿，以及支持和服从环保措施的意愿[8]。美国南卡罗来纳州制定的环境素养指标体系，涵盖了知识、技能、态度3个部分。德国学者Schahn选择7个领域来测量环保行为：垃圾分类与回收，购物与消费，家庭节能，汽车与交通，节水与净水，运动与休闲，环保公众参与。任莉颖总结为4个变量测量公众参与行为，与他人谈论环境问题；参与环境宣传，增进环境了解，充实环保知识；参加有关环境保护的公益劳动或活动；为解决日常环境问题进行投诉上访[9]。综合参考相关研究成果，问卷从职工环保知识、职工环保行为、企业环保技术行为、国家环保政策、职工承受环保治理损失5个维度来考察职工环保认知态度，每个维度设有4个问答项。问卷初步形成后征求了环保专业人员的意见并在小范围进行了测试，修改个别问题后确定了最终调查问卷。

2.2　变量测量

变量测量采用Liker5点量表评定，其中非常了解或非常积极或非常满意用5表示，非常不了解或非常不积极或非常不满意用1表示，按照5、4、3、2、1顺序排列。问卷中加入了反映职工社会背景的六个控制变量。受教育程度：高中及专科（职校），本科，研究生及以上；月收入（元）；岗位：操作岗位，专业技术管理岗位，中层领导；年龄（岁）；工龄（年）；性别：男、女。

2.3　数据收集与样本

研究所用数据通过调查问卷的方式获取，以河北唐山地区一家大型冶金矿山企业职工为调查对象，随机选取相同周围环境中不记名答卷。总共发放了问卷456份，回收后剔除无效问卷，得到有效问卷449份，有效率为98.46%。

3　数据分析

3.1　描述统计

使用SAS软件得出描述统计量，如表1和表2所示。

3.2　信度检验

本研究采用克隆巴哈（L J Cronbach）系数检验方法进行信度检验，一般认为Cronbabh系数达到0.8以上，说明指标设置的效果为优，0.7左右表明效果可以接受。使用SAS软件计算结果显示整体Cronbabh系数值为0.928 8，5个分量表的Cronbabh系数范围为0.731 8～0.808 3，内部一致性良好。

3.3　效度检验

采用因子分析法检验问卷的结构效度，问卷的KMO值为0.955 9，相关系数明显大于偏相关系数。同时进行Bartlett球形检验，自由度为120，卡方值为3 699.421 2，p值小于0.000 1，可以拒绝相关矩阵为单位矩阵的原假设。

因子分析中采用最大似然函数法，得到未旋转的载荷矩阵，通过varimax方法旋转，发现变量的载荷值在0.52和0.93之间，因子分析的结果与量表维度基本一致，说明问卷的结构效度良好。

3.4　相关性分析

个人社会背景（岗位、月收入、学历、年龄、工龄、性别）与职工环保知识、职工环保行为、企业环保技术行为、国家环保政策、承受环保治理损失认知等相关系数如表3所示。

除去性别变量，各变量双侧检验p值均小于0.05，相关性均具有统计学意义。从表2相关性分析可知：

（1）受教育程度与职工环保知识（r=0.48，p＜0.01）、职工环保行为（r=0.47，p＜0.01）、企业环保技术行为（r=0.50，p＜0.01）、国家环保政策（r=0.49，p＜0.01）、承受环保治理损失（r=0.49，p＜0.01）认知成显著的强正相关关系，说明职工受教育程度越高，职工的环保认知也越高。高中或专科学历的平均综合环保认知为58.715（标准差=12.799），大学学历为72.19（标准差=14.472），研究生为85.88（标准差=11.333）。职工的环保认知随着学历的上升而升高，趋势明显。如图1所示。

（2）岗位与职工环保知识（r=0.63，p＜0.01）、职工环保行为（r=0.59，p＜0.01）、企业环保技术行为（r=0.69，p＜0.01）、国家环保政策（r=0.61，p＜0.01）、承受环保治理损失（r=0.67，p＜0.01）认知成显著的正相关关系，说明职工随着岗位重要性的变化，对环保认知程度成提高的趋势。操作岗位职工的平均综合环保认知为57.151（标准差=12.191），专业技术管理岗位人员为77.255（标准差=10.083），中层领导为94.769（标准差=2.241 8）。差距十分明显，岗位是决定环保认知的重要因素。如图2所示。

（3）收入与环保知识（r=0.92，p＜0.01）、职工环保行为（r=0.79，p＜0.01）、企业环保技术行为（r=0.87，p＜0.01）、国家环保政策（r=0.80，p＜0.01）、职工承受环保治理损失（r=0.86，p＜0.01）成显著的正相关关系，说明职工收入越高，环保认知越高。设职工环保知识认知、职工环保行为认知、企业环保技术行为认知、国家环保政策认知、承受环保治理损失认知为分别为y轴，收入为x轴，随着收入的增加，5个维度的认知有明显的上升趋势。如图3所示。

（4）年龄和工龄的相关系数在r=0.37，p＜0.01，说明年龄基本上可以被工龄解释。工龄和年龄与环保知识，职工环保行为、企业环保技术行为、国家环保政策、职工承受环保损失认知成显著的正相关关系，相关系数都在0.3左右，显著。年龄越大，工龄越长，环保认知越高。

同时，受教育程度与月收入（r=0.48，p＜0.01）、岗位（r=0.41，p＜0.01）成正相关关系，与年龄（r=-0.10，p=0.03）和工龄（r=-0.08，p＜0.09）有显著的弱负相关关系，说明受教育程度高的职工在企业升职加薪的机会更大，年龄大，工龄长的职工与年轻职工相比，学历会低一些，这与近年来企业入职对学历门槛要求有一定关系。

（5）在相关分析中，性别并没有对环保认知产生显著影响。在做andersondarling检验后，我们发现不能拒绝原数据为正态分布。在此基础上，以性别不同为2类做双样本t检验，在均方差条件下，用pooled方法，对于环保知识、职工环保行为、企业环保技术行为、国家环保政策以及职工环保损失认知，p值分别为0.982 8，0.988 8，0.401 5，0.735 7和0.557 9，不能拒绝男女没有差别的原假设。

3.5　多元线性回归分析（逐步回归法）

将个人背景中，学历划分为专科（专科及高中）和大学2个虚拟变量；工作岗位划分为操作岗位和技术管理岗位2个虚拟变量。个人背景作为因变量、职工环保知识、职工环保行为、企业环保技术行为、国家环保政策等认知变量作为揭示变量，经过处理后的多元线性回归模型假设如下。其中，Z为认知，G为性别，C为大专及以下，U为大学本科；L为操作岗位，T为专业技术管理岗位，I为收入，A为年龄，S为工龄，βi为系数。

假设1职工环保知识认知。

决定系数R2=0.728 2，说明职工环保知识有72.82%的变化可以由岗位、学历和月收入来进行解释，并且该模型通过了F检验（p＜0.000 1），并且操作岗位、专业技术管理岗位、专科、大学和收入的t检验的p值均小于0.05，因此拒绝原假设，接受备择假设，回归模型和变量系数都具有统计学意义。

假设2职工环保行为认知。

Z=-3.81+0.27U+3.89L+3.70T+1.17I+0.15A.

决定系数R2=0.653 5，说明职工环保行为有65.35%的变化可以由学历，年龄，岗位和月收入来解释，该模型通过了F检验（p＜0.000 1）,并且年龄、月收入、操作岗位、技术管理岗位和大学的t检验小于0.05，因此拒绝原假设，接受备择假设。

假设3企业环保技术行为认知。

A=-3.32+0.31U+3.25L+3.40T+1.04I+0.12A.

决定系数R2=0.704 2，说明企业环保技术行为认知有70.42%的变化可以由学历、月收入、年龄和岗位进行解释，并且该模型通过了F检验（p＜0.000 1）,并且年龄、月收入、操作岗位、技术管理岗位和大学的t检验小于0.05，因此拒绝原假设，接受备择假设。

假设4国家环保政策认知。

Z=-3.70+0.43U+3.66L+3.61T+1.06I+0.14A.

决定系数R2=0.646 5，说明国家环保政策认知有64.65%的变化可以由月收入、学历、年龄、岗位进行解释，并且该模型通过了F检验（p＜0.000 1），并且月收入、操作岗位、技术管理岗位、年龄和大学的t检验小于0.05，因此拒绝原假设，接受备择假设。

假设5职工承受环保治理损失认知。

Z=-3.56+0.29U+3.51L+3.63T+1.07I+0.10A.

决定系数R2=0.685 8，说明职工承受环保治理损失认知有68.58%的变化可以由月收入、学历、年龄、岗位进行解释，并且该模型通过了F检验（p＜0.000 1），并且大学、操作岗位、技术管理岗位、收入和年龄的t检验小于0.05，因此拒绝原假设，接受备择假设。

4　结论与启示

（1）职工的受教育程度越高，岗位越高、收入越高对环保知识的了解程度越高，参与企业及社区环保治理的自觉性越高，对国家环保治理的政策认同越高，表现在对限行、限产、加大环保处罚持理解支持态度并愿意承担环保治理对个人出行、心理影响甚至收入减少的损失。

说明职工受教育程度越高对环保知识的掌握程度越丰富，自身参与环保行为的自觉性与对环保治理的关注度越高，触发环保行为的动因越强，主动参与环保治理的意愿越主动，在企业进行环保技术改造、工作现场环境治理以及社区环境治理时，他们是积极的参与者、执行者、推动者，同时也更能承受环保治理措施带来的个人损失，是环保治理的骨干力量，要充分调动发挥他们的积极性。

（2）工龄和年龄与环保认知成较弱的正相关关系，年龄大、工龄长的职工有较高的环保认知。性别对环保认知的影响微乎其微。

说明职工年龄越大，工龄越长，对工作环境的改善越重视，对企业环境污染对自身健康的损害越有体会，对企业加大环保技术投入等环保治理行为越赞成，要发挥他们的正面引导作用，减少职工对环保治理的阻力。

（3）职工岗位不同参与环保治理的自觉行为不同，对国家环保治理政策的理解支持度也不同。

调查发现操作岗位工人容易产生抵触情绪，因此要加以引导他们认识到环保治理的重要性，特别要做好环保设施操作技能的培训工作，保证环保设施的使用效果。

虽然调查的职工个人背景与环保知识、环保行为、企业环保技术行为认知、国家环保政策和个人损失认知的数据量有限，但是定量分析的结论可以清晰地看到职工环保认知的趋势，在环保治理新常态下，对于企业做好环保治理工作及政府制定环保治理政策具有借鉴作用。