计划行为理论视角下城市居民参与环境治理行为意向影响因素分析

张晓杰，杜 泽

（东北大学文法学院，辽宁 沈阳 110169）

1.引言

党的十九大报告提出，建设生态文明是中华民族永续发展的千年大计，建设美丽中国，为人民创造良好的生产生活环境。改革开放以来，中国经济快速发展，中国已成为世界第二大经济体。而在这前所未有的发展速度背后也存在着日益严重的环境破坏问题。据国家统计局统计，2016年我国城市生活垃圾产生量约为1.91亿吨，工业废气排放量年均增速达到12.22%，我国388个地级及以上城市中，仅有84个城市空气环境质量达标，而酸雨城市比例达到了19.8%。这些数据表明我国的环境问题日益严峻。

随着政府信息公开力度不断加大，环境保护问题得到了我国社会各界的关注，公民参与环境治理意愿逐年提升。面对公众日益增长的环境治理热情，国家有关部门出台了一系列鼓励公民参与环境治理的政策法规。《国务院关于环境保护若干问题的决定》中提出：“建立公众参与机制，发挥社会团体的作用，鼓励公众参与环境保护工作，检举和揭发各种违反环境保护法律法规的行为”。2015年施行的《环境保护法》也对“公民参与”进行了专章规定。党的十九大报告中也强调要构建政府为主导、企业为主体、社会组织和公众共同参与的环境治理体系。

与此同时，环境治理也逐渐成为学术研究领域的热点问题。既有文献多从以下三个方面对居民参与环境治理行为进行分析：（1）在社会心理学领域，学者多针对主观规范、环境关心、态度等变量进行研究。王丽丽、张晓杰通过研究证实了规范激活理论模型能够对中国公民的环境信访行为进行较好的解释和预测。［1］Dasgupta、Wheeler 和Brettell的研究则分析了公民环境保护意识对环境行为的影响。［2］［3］（2）在人口统计学方面，学者多以阶层、性别、受教育程度等为变量进行研究。如时立荣通过GASS2010进行数据分析发现我国居民环保行为受到阶层因素影响，不同阶层在环境行为方面具有显著差异。［4］Brent S.Steel、Kent Liere、Riley Dunlap等学者研究认为女性较之男性更愿意参与环境保护行动并针对环境保护现状提出建议。［5］［6］王凤采用 2006 年横截面数据发现受教育程度对公民环保行为具有显著正向影响。［7］（3）在外部结构方面，学者多从社会治理、政府规制、政策制定等因素对居民参与环境治理行为进行研究。曾婧婧、胡锦绣、朱利平认为我国政府规制存在缺陷，社会环境治理将弥补这一缺陷，成为改善环境质量的有效途径。［8］［9］David Folz 和Josepb Hazlett的研究表明，政策因素在固体废弃物管理中发挥更大的作用，制定切实可行的政策将有效提高固体废弃物的管理水平。［10］

既有文献中对于居民参与环境治理的研究涉及社会心理学、人口统计学、外部结构因素等多个领域，对我们理解居民参与环境治理行为具有重要的借鉴意义。然而，既有文献缺乏对居民本身环境治理行为意向的研究。基于此，本文以计划行为理论为依托，通过对S市城市居民的问卷调查，具体分析影响城市居民参与环境治理行为意向的相关因素。

2.理论框架

计划行为理论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。［11］1991 年艾真（Ajzen）发表的《计划行为理论》一文，标志着计划行为理论的成熟。［12］计划行为理论主要包括行为态度、主观规范、感知行为控制、行为意向和行为五个要素，如图1所示。该理论认为行为意向是影响人的行为的直接因素，但同时人的行为还受到执行行为的个人能力、机会以及资源等实际控制条件的制约。而行为意向也受到行为态度、主观规范、感知行为控制三个前置变量的影响。此外，感知行为控制可以直接作用于实际执行的行为。

图1 ：计划行为理论示意图

行为态度是指个人对于执行某一特定行为所持的评价，这一评价可以是正面也可以是负面的；主观规范是指个人对于周围重要他人或团体认为自身是否应当执行某一特定行为的看法，即个人所感知到的来自外界的社会压力；感知行为控制是指个人执行某一特定行为根据经验所感知到这一行为难易程度的能力；行为意向是指个人在执行某一特定行为时对于执行这一行为的利弊判断的直接倾向；行为是指个人所执行的行为。［12］［13］

计划行为理论具有良好的解释力和预测力，适用于包括饮食行为、社会行为、学习行为、运动行为等多种行为领域，在实际研究中得到了广泛的应用。费斯宾认为计划行为理论可以解释个人执行某一行为的动因，能够广泛适用于不同文化背景下的个人行为。［14］基于计划行为理论，本文构建理论框架（图2）并提出以下研究假设：

H1:环境治理行为态度正向影响环境治理行为意向；

H2:主观规范正向影响环境治理行为意向；

H3:感知行为控制正向影响环境治理行为意向。

图2 ：基于计划行为理论的城市居民参与环境治理行为意向影响因素模型

Ryu S.H.、López-Mosquera 等学者通过研究发现，在计划行为理论中主观规范对行为意向具有直接影响，但同时个体的主观规范也可以通过行为态度间接影响行为意向。［15］［16］李乃文、周玲强等学者也对这一假设进行证实,认为主观规范能够有效驱动行为态度。［17］［18］Kallgren 等学者认为，在日常生活中，主观规范的影响不是在于个体对社会制裁的恐惧，而是个体是否有能力获取信息去判定他人如何使特定行为合法化。这种社会化确认过程不仅向个体提供了判断特定行为对与错的相关信息，而且会告知个体实施这一行为是否是有意义（ATT）或者是简单易行的（PBC）。［19］倘若这一假设正确，则主观规范更多地通过对行为态度和感知行为控制的直接正向影响来影响行为意向。

基于此，本研究构建调整后的计划行为理论框架（如图3）并提出以下研究假设：

H4:主观规范正向影响环境治理行为态度；

H5:主观规范正向影响感知行为控制；

H6:环境治理行为态度正向影响环境治理行为意向；

H7:感知行为控制正向影响环境治理行为意向。

图3 ：基于调整后计划行为理论的城市居民参与环境治理行为意向影响因素模型

本文将对上述两种模型及其假设进行检验，通过分析数据比较得出最适合解释城市居民参与环境治理行为意向影响因素的模型并据此提出有关政策建议。

3.研究方法

3.1 问卷设计

本研究基于计划行为理论，设计了包含4个维度5道题的开放式问卷，通过方便抽样方法对S市20位居民进行调查。根据开放式问卷调查结果及既有文献中的量表问卷，通过专家修改，最终形成基于李克特量表的城市居民参与环境治理行为意向影响因素量表，由4个计划行为理论模型维度（主观规范、行为态度、感知行为控制、行为意向）和基本信息组成，其中“1”表示对该表述“非常不赞同”，“7”表示“非常赞同”。

3.2 数据收集

本研究的调查对象为在S市居住满一年以上且年满16周岁的中国公民。此次调研共发放正式问卷500份，回收430份，其中有效问卷407份，有效率为81.4%。样本的描述性统计结果如下：男性占48%，女性占52%。26-35岁居多，共占总样本的36.1%；其次是36-45岁，占20.9%；16-25岁、46-55岁、56岁及以上分别占19.9%、16.2%、6.9%。从学历水平来看，学历在高中（含中专）、大专及大学的被访者占据了样本的大部分，占76.7%。从收入水平上来看，月收入在2000-5000元之间的受访者占55.7%，超过了总样本量的一半以上。

4.研究结果及分析

4.1 信度及效度检验

4.1.1 信度分析

信度是用来反映统计量表可靠性的重要指标，信度的高低可以反应统计量表的质量。Cronbach’s Alpha是用来分析检测量表各指标间的内部一致性程度的最常用的指标，Cronbach’s Alpha越大表明各指标间的相关性越大。一般认为 Cronbach’s Alpha大于 0.7为高信度，小于0.35为低信度，0.5为可接受的最低信度水平。［1］各变量信度结果如表1所示，由表1可见本研究量表具有较高的内部一致性。

表1 ：正式问卷可靠性统计

4.1.2 效度分析

效度即有效性程度，用来反映测量工具能够准确测出所需测量的事物的程度，即测量量表的有效性、准确性。本研究的正式问卷来源于既有文献和前期的开放式问卷结果，同时在咨询相关领域专家的意见后重新修改部分题项以得到最终正式问卷，由此表明正式问卷具有较高的内容效度。

4.2 模型拟合与假设检验

4.2.1 模型拟合与模型适配分析

本研究运用AMOS22.0对基于计划行为理论和基于调整后的计划行为理论的城市居民参与环境治理行为意向影响因素理论模型进行结构方程拟合。

模型适配分析结果如表2所示：

表2 ：城市居民参与环境治理影响因素理论模型适配检验表

吴明隆认为在模型适配分析中，通过以下几个指标可以判断整体模型适配度指标是否达到适配标准：卡方值（适配标准为P>0.05）、RMSEA值（适配标准为RMSEA值<0.05优秀,RMSEA值<0.08良好）、GFI值 （适配标准为 GFI值>0.9以上）、AGFI值 （适配标准为AGFI值>0.9以上）、NFI值（适配标准为NFI值>0.9以上）、RFI值（适配标准为RFI值>0.9以上）、IFI值 （适配标准为IFI值>0.9以上）、TLI值 （适配标准为TLI值>0.9以上）、CFI值 （适配标准为 CFI值>0.9以上）、PGFI值（适配标准为PGFI值>0.5以上）、PNFI值（适配标准为PNFI值>0.5以上）、PCFI值（适配标准为PCFI值>0.5以上）、卡方自由度比（适配标准为 1

在充分释放自由度之后，基于调整后计划行为理论的城市居民参与环境治理行为意向影响因素理论模型拟合效果较好，样本数据与提出的理论模型良好适配。而基于计划行为理论的城市居民参与环境治理行为意向影响因素理论模型则未达到预期拟合效果，样本数据与该理论模型适配度较低。

4.2.2 路径分析结果

研究数据结果如表3、表4所示：

表3 ：基于计划行为理论的结构方程模型的路径系数和假设检验结果

表4 ：基于调整后计划行为理论的结构方程模型的路径系数和假设检验结果

数据分析结果显示，在基于计划行为理论的结构方程模型中，环境治理行为态度、感知行为控制对环境治理行为意向的标准化下的路径系数分别为0.486和0.367，且均在1%的水平上显著，假设H1、H3被证实；而主观规范对环境治理行为意向的标准化下的路径系数仅为0.078（当路径系数达到0.25及以上时，可以认为该变量对于因变量的影响作用较大［18］），且未通过显著性检验。

在基于调整后计划行为理论的结构方程模型中，主观规范对环境治理行为态度的标准化下的路径系数为0.365，在1%的水平上显著，假设H4被证实；主观规范对于感知行为控制的标准化下的路径系数为0.641，也在1%的水平上显著，假设H5被证实；而环境治理行为态度和感知行为控制对环境治理行为意向的标准化下的路径系数分别为0.402和0.419，且均在1%的水平上显著，假设H6、H7被证实。由此可见，主观规范通过对环境治理行为态度和感知行为控制的作用下，正向间接影响环境治理行为意向。

4.2.3 模型路径系数的效应分析

通过运用AMOS22.0对环境治理行为意向模型的各个潜变量之间直接效应、间接效应和总效应进行分析，以此来知晓各潜变量对于环境治理行为意向的影响程度。具体分析结果如表5所示：

表5 ：基于调整后计划行为理论的环境治理行为意向效应分析

由表5可知，基于调整后计划行为理论的理论模型，环境治理行为态度和感知行为控制对于环境治理行为意向具有正向直接影响，而主观规范对于环境治理行为意向具有间接影响，其中主观规范通过行为态度和感知行为控制对行为意向产生的间接总效应为0.416（0.343*0.490+0.633*0.392），环境治理行为态度和感知行为控制对环境治理行为意向的直接总效应分别为0.490和0.392。可见，环境治理行为态度、主观规范、感知行为控制对于环境治理行为意向的影响效力依次降低。

5.结论与建议

本文基于社会心理学的计划行为理论，构建城市居民参与环境治理行为意向影响因素的两个理论模型，通过对结构方程模型进行拟合检验，发现基于计划行为理论的城市居民参与环境治理行为意向影响因素理论模型则未达到预期拟合效果，样本数据与该理论模型适配度较低。而基于调整后计划行为理论的城市居民参与环境治理行为意向影响因素理论模型拟合效果较好，样本数据与提出的理论模型良好适配。其中，主观规范正向影响环境治理行为态度和感知行为控制，环境治理行为态度和感知行为控制对于环境治理行为意向具有正向直接影响，环境治理行为态度（0.490）、主观规范（0.416）、感知行为控制（0.392）对于环境治理行为意向的影响效力依次降低。

基于模型分析结果，本文提出如下政策建议：

第一，宣传典型正面案例，推动居民积极认识环境治理行为。通过上述研究可以发现环境治理行为态度是影响城市居民参与环境治理行为意向的最主要因素。社会应当通过宣传参与环境治理的积极作用及正面事例，使民众形成对于参与环境治理的积极认识，让民众认为参加环境治理对于自身是有意义的，进而提升居民对于环境治理的评价水平。

第二，营造保护环境氛围，发挥社区及社会组织引导作用。通过研究可以发现，城市居民在考虑是否参与环境治理时，通常会参考家人朋友、社区邻居、街道居委会及政府有关部门的建议，看其是否会支持自己参与环境治理。这说明在居民周围营造出保护环境的氛围是必要的。因此，政府应当发挥自身优势，以其公信力通过多渠道鼓励支持城市居民参与环境治理；同时社区、居委会等居民自治组织也应当及时组织适合本区域的宣传活动，让居民感受到基层组织对于环境治理的重视程度及支持力度。除此之外，作为在新时期不断发展壮大的民间环保团体，以其亲和力和非官方的特点逐渐赢得了民众的信任。基于此，决策者应当积极出台相关法律法规，鼓励民间环保团体等社会组织通过合法途径不断发展，使其成为充当连接政府和民众、推动社会形成公民参与环境治理热潮的纽带和关键部分。

第三，增强居民参与环境治理信心，降低居民参与环境治理行为的难度。政府应当敢于破除阻碍居民参与环境治理的“藩篱”，通过公开参与渠道，及时发布相关信息，定期公开环境治理进度等方式，逐渐打消民众对于参与环境治理的顾虑，降低居民参与环境治理行为的难度，使民众能够更加方便、及时地参与环境治理。