居民健康状况对环境行为的影响——基于CGSS2013数据的分析

彭远春，曲商羽

(中南大学 公共管理学院，湖南 长沙 410083)

随着社会的日益进步，人们对生活品质有了更高的期待和要求。健康是个人扮演社会角色、进行社会活动和享受生活品质的重要基础。在环境健康风险扩大化的今天，谋求全人类的健康是人们共同关心的议题和努力的方向[1]。党的十九大报告亦指出，要实施“健康中国”战略，为居民的健康生活提供良好的自然环境和社会环境。环境与健康之间的良性互动关系，不仅能够提升当代人的健康水平与生活幸福感，更有利于实现环境的可持续发展，提升经济社会发展质量。在日常生活中，人们大多关注环境条件对健康的影响，希望栖居于有利于个体健康的环境之中，认为良好的环境条件可以保持或改善自身的健康状况。作为具备主观能动性的个体，同样能够通过实施环境行为来创造有利于自身健康的环境条件。在影响环境行为的诸多因素中，健康状况因素尚未得到足够的关注[2]。故而探讨健康状况对环境行为有无影响以及有着怎样的影响，正是本研究希望回答的问题。

一、 文献回顾与研究假设

1. 环境：影响健康状况的关键因素

健康状况是评价个体生理状态的重要指标，是自然环境与社会环境共同作用的结果。聚焦于自然环境对健康状况影响的研究，大多关注到作为重要表征的某些严重疾病，例如，水俣病、癌症、尘肺病[3-5]等与罹患疾病的个体所处自然环境之间的关系，这些研究意在厘清环境污染及恶化如何影响乃至伤及改造自然活动的人类主体本身以及人类如何调整自身的认知与行为来应对环境危机。研究者发现，癌症与环境污染状况和居民日常生活都密切相关，行为主体对“癌症—污染”关系的认知与应对受制于科学技术和经济社会因素，并根据生活经验和常识策略性地化解健康风险[6-9]。

社会环境对健康状况的影响，主要体现为社会地位的分化与变动、地区发展程度、制度保障水平等带来的健康不平等问题。现有研究表明，社会经济地位高的人群更能够做出有利于自身健康的生活方式选择[10]，健康的生活方式直接影响人们的健康水平[11]，因而社会经济地位较高的人群要比社会经济地位较低的人群有更好的身体功能、更少的抑郁症状、更好的健康自评[12]。地区经济发展水平和收入不平等状况与当地居民的健康存在重要的相关关系[13]，城乡流动现象通过选择机制使得处于不同健康状况的居民在城乡之间重新布局[14]。制度保障、家庭支持与个体选择对个体健康存在差异化的影响[15]，社会资本通过积极作用于社会融合而提升流动人口的健康获得水平[16]。

无论是基于朴素的感知还是科学的结论，人们愈发认识到：环境因素与人体健康状况息息相关，人们若希望保持良好的健康状况，则必须充分唤醒个体的主观能动性以营造良好的环境条件。20世纪60年代，蕾切尔·卡逊(Rachel Carson)在《寂静的春天》中论述了农业发展中过度使用化学杀虫剂对生态系统造成的破坏以及在生物圈的循环作用下人类的行为如何严重损害自身的健康状况。由此，世界范围内的环境保护运动逐渐兴起，出于维护自身健康的考虑，人类开始实施一系列环境保护行为。可见，当个体的健康感知被唤醒后，便会基于自身的健康状况实施相应的环境行为，而在环境影响健康的关系路径下，健康对环境的影响常常被忽视。

2. 健康状况对环境行为的影响

随着“星球健康”(Planetary Health)研究的兴起，人类健康及其所依赖的自然环境的状态成为广受关注的研究议题[17]。行为主体改变特定行为，能对环境与健康产生积极或消极影响[18]。对欧盟国家的研究表明，若其用植物性食品替代25%～50%的动物性食品，当肉类、乳制品和蛋类的消费量减半时：一是饮食的改变会降低健康风险；二是氮排放将减少40%、温室气体排放将减少25%、人均粮食生产用地将减少23%[19]。上述研究说明，基于健康与环境二者关系的考虑，调整个体的消费行为和健康行为，能提升其健康水平及所在地区环境的质量。

在明确健康状况对环境行为存在影响的前提下，尽管具体的影响机制尚不明晰，但现有研究大多包含“健康促进论”这一倾向：个体健康状况越好，越能更深刻地理解环境与自身健康状况之间的关系，更敏锐感知其所处环境的变化，进而实施更多的环境行为以改善其所处的环境条件。这也与健康信念模式(Health Belief Model，HBM)相符，该模式关注个体如何在选择情境下做出抉择[20]，认为个体对健康风险因素的感知、保持良好健康状况的愿景以及对自身行为的后果、障碍和收益的评估能够驱动个体具体的健康行为[21]。将这一理论拓展至环境问题研究领域，可以认为，引发健康风险的因素不仅仅包括遗传和基因所诱发的疾病，环境问题对个体健康的威胁同样应该警醒，而在个体的行为取向中，环境行为理应是个体应对环境健康风险所做出的选择。与健康促进论相对，个体健康状况对其环境行为也可能存在其他影响路径，例如，个体健康状况越好，越可能安于现状，对外在环境的变化不甚敏感，进而不利于环境行为的实施，即健康抑制论；而不良健康漠视论则指个体健康状况越差，越认为外在环境与自身处境难以改变，从而漠视自身健康状况与环境之间的内在关联，进而阻碍环境行为的实施。令人遗憾的是，这些可能的影响路径未能在现有的环境与健康相关关系的研究中加以检验。

健康状况作为一个综合性的概念，涵括客观和主观两个层面：客观健康状况主要指通过医学指标衡量行为主体的健康与否；主观健康状况，又称自评健康状况，则指行为主体对自身健康状况的评价，即认为自己健康程度如何。基于此，本研究结合健康促进论，提出H1。

H1居民的健康状况越好，越倾向于实施环境行为。

H1a居民的客观健康状况越好，越倾向于实施环境行为。

H1b居民的主观健康状况越好，越倾向于实施环境行为。

3. 健康状况影响环境行为的内在机制

何种因素塑造了环境行为？这一问题错综复杂，以致无法通过单一的逻辑或框架来明晰影响机制[22]。换言之，环境行为受多个影响因素的综合作用[23]。实际上，对环境问题的关注从根本上与人们将自身视为自然环境一份子之程度有关[24]，人们与自然共情的程度越深，对环境问题就会越关切。当前，将环境情感作为独立变量探讨其对环境行为影响的研究相对较少，且多在一般层面讨论环境态度或生态态度对环境行为的影响[25]。有研究者认为环境情感有助于个体走出“知强情弱”的困境，进而改善“知易行难”的境况。环境情感的各维度对个体环境行为具有差异化的影响，如环境忧虑感往往促使个体实施更多环境行为[26]。可见，个体良好的健康状况意味着其对健康与环境之间的关系的理解更加深刻，对于环境风险和环境问题会表现出更强的忧虑感，进而影响到其环境行为的实施。基于此，本研究提出H2、H3、H4。

H2居民的环境忧虑感越强，越倾向于实施环境行为。

H3居民的客观健康状况在直接影响环境行为的同时，亦通过环境忧虑感对环境行为产生间接影响。

H4居民的主观健康状况在直接影响环境行为的同时，亦通过环境忧虑感对环境行为产生间接影响。

目前学界普遍认为，环境知识是影响个体环境行为的重要因素[27-28]，而环境知识对环境行为的影响不能一概而论。环境知识一般会被划分为更加细致的层次[29]，如行为关联性知识、效用性知识、系统性知识、主观知识、客观知识等[30]。学界虽然认识到了环境知识的层次性和异质性，但环境健康知识这一概念较少与一般意义上的环境知识区分开来。环境健康知识实则是指那些将环境与健康连接起来的知识，用以衡量环境风险对个体健康状况的影响。个体掌握越丰富的环境健康知识，越能够认识到环境对个体健康状况的影响，进而越有可能通过积极的环境行为来改善环境条件，维持自身健康水平。基于此，本研究提出H5、H6、H7。

H5居民的环境健康知识越丰富，越倾向于实施环境行为。

H6居民的客观健康状况在直接影响环境行为的同时，亦通过环境健康知识对环境行为产生间接影响。

H7居民的主观健康状况在直接影响环境行为的同时，亦通过环境健康知识对环境行为产生间接影响。

尽管健康状况与环境行为之间的相关关系尚不明晰，但有部分研究认为健康关心或者健康促进行为可能是健康状况与环境行为之间的中介变量。如有研究发现，健康意识与环境行为呈正向相关[31]，健康意识和环境意识都对反消费主义有显著的正向影响[32]。健康意识是健康素养的重要组成部分，健康素养是指个人获取、理解、处理基本的健康信息和服务，并利用这些信息和服务，做出有利于提高和维护自身健康决策的能力[33]。可见，“积极的行为能力”这一维度内蕴于健康素养的概念之中，个体健康素养的高低程度直接影响其健康状况的好坏[34]。学界将这一基于改善自身健康状况的目标而生发的行为称为健康促进行为[35]。

实现特定的目标，往往需要持续、深入的努力，如保持良好的健康状况需要多种健康促进行为的综合作用[36]。同时，行为之间具有协同性和一致性，帮助实现目标的行为会影响后续实现相同或具有内在关联的目标的行为，即行为之间具有溢出效应[37]。溢出效应有积极和消极之分，积极的溢出效应意味着前序行为促进了后续行为的实行。有研究揭示了个体的健康促进行为与环境行为之间的积极的溢出效应，认为个体积极的健康促进行为能够促进其环境行为的实施[38]。基于此，本研究提出H8、H9、H10。

H8居民的健康促进行为越积极，越倾向于实施环境行为。

H9居民的客观健康状况在直接影响环境行为的同时，亦通过健康促进行为对环境行为产生间接影响。

H10居民的主观健康状况在直接影响环境行为的同时，亦通过健康促进行为对环境行为产生间接影响。

此外，环境忧虑感是个体对环境风险的感性体验，环境健康知识则是个体理性应对环境风险的必要条件，即个体的健康状况会唤起其对所处环境的关注，表现为产生忧虑、理性认知和积极应对；如果个体察觉并担忧所处环境存在的风险与面临的问题，且具备较高的环境健康知识水平，就会通过实施健康促进行为和环境行为来应对环境风险与环境问题。本研究基于上述认识并借鉴相关研究经验，构筑出研究框架图(见图1)。

二、 数据与变量测量

本研究所用的数据来自2013年中国综合社会调查(以下简称CGSS2013)的健康模块与环境模块，总样本量为11 438个，其中，男性居民占50.3%，女性居民占49.7%；年龄在25岁以下的居民占9.0%，26～35岁的居民占15.2%，36～55岁的居民占39.7%，56岁以上的居民占36.1%；城市居民占60.8%，农村居民占39.2%。

1. 因变量及其测量

因变量环境行为通过CGSS2013中的环境行为量表加以测量，该量表由被访者在过去1年里“经常”“偶尔”“从不”实施某一具体行为等10个题项所构成：①垃圾分类投放行为；②与自己亲友讨论环保问题；③日常采购时带购物袋或购物篮；④重复利用塑料袋；⑤为环境保护捐款；⑥主动关注环境问题和环保信息；⑦积极参加政府与单位组织的环境宣传教育活动；⑧积极参加民间环保团体举办的环保活动；⑨自费养护树林或绿地；⑩积极参加要求解决环境问题的投诉与上诉。本研究将“经常”“偶尔”“从不”选项分别赋值为3、2和1分。量表的克隆巴赫系数为0.754，量表中对应项目与量表总分的相关系数(Ri-t值)在0.285～0.558之间，说明量表的内部一致性和信度较高，其KMO值为0.812，Bartlett球形检验的卡方值的显著性概率是0.000，说明量表适合做探索性因子分析。根据探索性因子分析结果，量表可提取2个因子，共解释49.62%的总方差，其中第①②③④⑥题项聚集在因子1之上，均在私人领域实施，故将这5个题项相加生成私域环境行为变量；第⑤⑦⑧⑨⑩题项聚集在因子2上，均在公共领域实施，故将这5个题项相加生成公域环境行为变量。

2. 自变量及其测量

现代医学研究结果表明，超重和肥胖与许多慢性病的诱发因素密切相关[39]，其通常用体重指数(BMI：kg/m2)来显示个体客观层面的健康状况：BMI<18.5，体重过低；BMI在18.5～23.9之间，体重正常；BMI在24.0～27.9之间，体重超重；BMI≥28，体重肥胖[40]。而BMI指数过低[41]或者过高都意味着个体健康状况存在问题。故本研究将BMI指数取值范围在18.5～23.9之间的个体视为健康，将其编码为1，其他所有取值范围的个体视为不健康，编码为0。本研究根据CGSS2013的问卷内容，用“目前的身体健康状况”“过去4周中由于健康问题影响到工作或其他日常工作的频繁程度”“过去4周中感到心情抑郁或沮丧的频繁程度”3个题项来测量个体对自身健康状况的评价。量表的克隆巴赫系数为0.804，Ri-t值在0.554～0.739之间，说明量表的内部一致性和信度较高。量表的KMO值为0.668，Bartlett球形检验的卡方值的显著性概率是0.000，说明量表比较适合做探索性因子分析。探索性因子分析结果表明其只可提取一个因子，共解释71.87%的总方差，故将3个题项相加生成主观健康状况变量。

3. 中介变量及其测量

(1)环境忧虑感

在CGSS2013的问卷中，没有直接测量环境忧虑感的指标，但分别测量被访者对当地空气、水、噪音、工业垃圾、生活垃圾、食品等污染以及绿地不足、淡水资源短缺、森林植被破坏、耕地质量退化、荒漠化、野生动植物减少等环境问题的感知程度。当个体感知到当地环境问题较为严重时，便催生了忧虑感，这种忧虑感，一方面是基于担忧环境恶化会影响健康的环境忧虑感，另一方面是意识到为实现经济社会发展而罔顾生态环境时所产生的次生焦虑[42]在个体层面的反映。考虑到个体在感知健康状况与环境之间的关系时，更多感受到的是距离个体日常生活较近的、对自身影响较为直接的环境问题，因而剔除了个体对森林植被破坏、耕地质量退化、荒漠化和野生动植物减少4个方面环境问题的感知，将其余8个题项答项中的“不严重”到“很严重”程度对应取值1～5加以重新编码。量表的克隆巴赫系数为0.829，Ri-t值在0.436～0.637之间，说明量表的内部一致性和信度较高。结合既有研究成果[43]，本研究对其进行验证性因子分析，发现8个题项聚集在单一维度之上，且模型拟合度较好，遂将其作为潜变量纳入模型进行分析(1)验证性因子分析详见图2，模型的拟合系数分别为：χ2=259.569，df =13，P=0.000，GFI=0.994，NFI=0.990，IFI=0.990，CFI=0.990，RMSEA=0.041。相应题项的因素负载为：0.71、0.68、0.67、0.68、0.60、0.49、0.44、0.56。。

(2)环境健康知识

在CGSS2013的问卷中，设计了一系列测量指标对受访者所具备的环境知识情况进行了调查，但与环境健康知识相关的测量项目甚少，只有1个最为相关的问题“汽车尾气对人体健康不会造成威胁”。问卷中的“空气质量报告中，三级空气质量意味着比一级空气质量好”以及“水体污染报告中，V(5)类水意味着要比I(1)类水质好”这2个问题，虽然没有直接将环境问题与个体的健康状况联系起来，但若个体具备这类知识，会直接影响其健康促进行为与环境行为的实施。因此，将回答“错误”的取值编码为1，其他所有值编码为0，进而将上述3个指标相加生成环境健康知识变量。

(3)健康促进行为

现有的一系列健康行为测评工具几乎都包括体育锻炼、营养摄入、心理健康等维度[44]。在CGSS2013的问卷中，相关测量指标很少，主要集中在以下2个问题：“过去1年，是否常在空闲时间从事以下活动——参加体育锻炼”“是否经常去专门的体育场馆或健身房锻炼身体”。考虑到现阶段中国居民的生活方式和行为偏好，个体更倾向于在空闲时间以最为便利的方式进行体育锻炼，故选择去体育场或健身房等场所锻炼的个体比重较小。CGSS2013问卷统计结果亦对此加以

表1 研究变量一览表

印证，有91.4%的受访者表示经常去专门的锻炼场所进行体育锻炼与自身实际“不太符合”或者“很不符合”。由此，选择“是否在空闲时间进行体育锻炼”这一指标来衡量个体的健康促进行为，将答项“每天”“1周数次”“1月数次”编码为1，将答项“1年数次或更少”“从不”编码为0。

在借鉴其他研究的基础上，本研究引入性别、年龄、受教育年限、婚姻状况、城乡类型5个变量作为控制变量。

三、 数据分析

本研究依据研究框架图所展现的研究思路，删除未通过显著性检验的自变量之间的相关关系，构建出个体健康状况影响环境行为的多变量路径分析图(见图2)，对其直接效应、间接效应与总效应进行详细分析，结果见表2。

统计分析结果表明，私域环境行为模型拟合系数分别为：χ2=1 573.457，df=96，P=0.000，GFI=0.985，NFI=0.964，IFI=0.966，CFI=0.966，RMSEA=0.037；公域环境行为模型拟合系数分别为：χ2=1 544.560，df=96，P=0.000，GFI=0.985，NFI=0.963，IFI=0.965，CFI=0.965，RMSEA=0.036，上述指标综合说明模型具有较好的拟合度。

首先，在控制其他变量的情况下，环境忧虑感、环境健康知识和健康促进行为对私域环境行为和公域环境行为均具有显著的正向影响，即居民的环境忧虑感越强、环境健康知识越丰富、健康促进行为越积极，越倾向于实施环境行为，故H2、H5、H8均获验证。

其次，居民的客观健康状况对私域环境行为与公域环境行为并无显著的直接影响，但经过环境健康知识、健康促进行为的中介作用之后，客观健康状况对环境行为的总效应变得显著。需要注意的是，居民的客观健康状况越差，则获取越丰富的环境健康知识，并积极采取健康促进行为，进而实施越多的环境行为，故H1a得到反向验证，H3未获支持，H6与H9仅获部分支持。居民的主观健康状况对私域环境行为有着显著的直接影响，环境健康知识与健康促进行为的中介作用则强化了这一正向影响，环境忧虑感的中介作用则部分削弱了这一正向影响。居民的主观健康状况对公域环境行为的直接负向影响并不显著，但环境忧虑感、环境健康知识与健康促进行为的复杂中介作用则遮掩了主观健康状况对公域环境行为的可能影响，致使其总效应并不显著，即居民的主观健康状况越好，越倾向于实施私域环境行为，并通过环境忧虑感、环境健康知识、健康促进行为对私域环境行为和公域环境行为产生间接影响。由此，H1b、H4、H7、H10得到部分验证。

再次，受教育年限、城乡类型对私域环境行为和公域环境行为有着显著的正向影响，即城市居民、受教育程度越高居民会实施越多的环境行为，这可能与其对环境问题的感知与体验更深刻、具备更丰富的环境知识以及采取更积极的健康促进行为有关。女性居民、年龄较大居民以及已婚居民实施更多的私域环境行为，而男性居民、年轻居民、未婚居民则实施更多的公域环境行为。

表2 多变量路径分析结果之标准化系数

注：#p<0.1；*p<0.05；**p<0.01；***p<0.001；数据基于Bootstrap法，抽取5 000次进行间接效应的显著性检验。

四、 讨论与建议

首先，与H1a相反，居民的客观健康状况越差，越倾向于实施私域环境行为与公域环境行为。居民的客观健康状况对环境健康知识、健康促进行为有着显著的负向作用，而环境健康知识、健康促进行为对私域环境行为与公域环境行为有着显著的正向作用，二者的中介作用使得客观健康状况对环境行为的总效应变得显著。可能的原因在于，居民的客观健康状况越差，越容易唤起其对自身健康及所处环境状况的关注，以获取更多的环境健康知识来更好地理解环境与健康之间的关系，并付诸健康促进行为与环境行为实践以改善自身健康状况与所处环境。也就是说，居民欠佳的健康状况往往带给其负面的行为体验，有利于促发居民付诸行动以改善周遭环境与自身处境，即不良健康状况反促环境行为的实施，这亦构成健康促进论的另一面向。当然，限于资料，本研究采用的BMI指数未能完整、确切地呈现主体的客观健康状况，这有待后续研究更精确的测量与更深入的探讨。

其次，居民的主观健康状况越好，越倾向于实施私域环境行为。原因在于，自评健康越好的居民，对其所处环境与自身健康之间的良性互动关系有着更好的理解，认为自身良好的健康状况得益于微观环境的改善，故在日常生活实践中侧重环境保护知识、环境健康知识的指引[27]，进而实施更多的健康促进行为与私域环境行为以改善自身所处环境。而居民的主观健康状况对公域环境行为并无显著的直接影响，但居民的环境健康知识、健康促进行为、环境忧虑感对公域环境行为有着显著的间接影响，且其间接效应与直接效应的绝对值大致相当，进而可以这样认为，环境健康知识、健康促进行为、环境忧虑感间的复杂中介作用遮掩了居民主观健康状况对公域环境行为的可能影响。

虽然人们越来越察觉到良好的环境条件对自身健康的重要性，但若落实到公共领域的行动之中，更易感受到个体力量的有限性且难以形成合力，这与我国长期奉行的政府主导型环境治理模式有关，故在复合型环境治理中需要进一步提升个体的积极性和参与度，进而形成全社会广泛参与、共同行动的新局面。此外，本研究所测量的居民主观健康状况侧重关注个体对自身整体健康以及最近4周内健康状况与情绪状态的评价，这些测量项目便于及时反馈与有效干预。在“健康中国”发展战略下，社区作为最基础的社会实体，建设健康社区逐步成为健康社会构建的重点工程[45]，故要注重健康社区建设，完善基层医疗与健康服务，及时掌握居民的健康状况，进而在提升居民健康水平的同时，进一步推进居民环境行为的实施。

再次，居民的环境忧虑感越强、环境健康知识越丰富、健康促进行为越积极，越倾向于实施环境行为。居民的主观健康状况对环境健康知识、健康促进行为有着显著的正向影响，对环境忧虑感则起着显著的负向影响，故居民自评健康状况越好，则其环境健康知识水平越高，实施健康促进行为越积极，越倾向于实施环境行为；居民自评健康状况越差，则环境忧虑感越强，越倾向于实施环境行为。可见，健康状况不同的居民，其环境行为实施的内在驱动机制存在差异。对健康状况良好的居民而言，更多的是认知驱动，通过获取更丰富的环境保护知识、环境健康知识以推进健康促进行为与环境行为的实施；而健康状况欠佳的居民，对其所处环境状况更为敏锐，在环境忧虑等情感驱动之下推动环境行为的实施。故在居民的环境教育与环境宣传过程中，应基于居民健康状况等因素采取差异化策略，以唤起其环境情感共鸣或提升其环境认知水平，使其掌握适宜的健康促进方法，进而促进其实施更多的环境行为。

总体而言，健康促进论在本研究得到部分验证并修正，即居民的自评健康越好，则在环境认知驱动机制下实施越多的环境行为；不良健康状况的居民则在环境情感驱动机制下反促环境行为的实施。具体而言，健康状况对环境行为的影响遵循“环境问题内生化—主体体验策略化—行为选择外展化”的内在逻辑(见图3)。即当居民个体面临环境问题时会产生环境风险感知和健康风险感知，进而激发居民个体对自身健康状况和环境问题的关切与焦虑，居民个体在正确理解所处环境问题与自身健康状况之间良性互构关系的基础上，主动实施积极的健康促进行为和环境行为以改善其所处环境条件、维护自身健康状况。