信任、环保工作满意度与环保态度——基于CGSS2010数据

高 健，余富强，丁炫凯

（1.南京林业大学 中国特色生态文明建设与林业发展研究院，江苏 南京 210037；2.南京航空航天大学 人文与社会科学学院，江苏 南京 210016；3.南京大学 社会学院，江苏 南京 210023；4.南京大学中国智库研究与评价中心，江苏 南京 210023）

1.问题的提出

改革开放四十年来，鉴于长期以来生产方式、消费结构的影响以及环境保护工作的滞后性，我国的空气污染、水污染等环境问题不容乐观。环境污染问题严重影响了我国社会经济的可持续性发展，也直接影响了国民生活水平和生活质量的提升。面对我国日益严重的环境问题，国家层面提出加强生态文明体制改革，建设美丽中国，“保护环境”已经成为国家与居民的共识。因此，如何增强公民对于环境保护的认知并有效提升公民的环保参与意愿，成为学界围绕公民环境行为的重要议题。？

环保态度，又称“环境态度”，其指“个体对与环境有关的活动、信念、情感、行为意图的集合[1]”。针对环保态度，学界研究主要集中在环保态度的理论、测量方式、前因变量、结果变量等方面。具体而言，主要研究包含三个方面：其一，环保态度的理论与测量。国外学者对于这方面的研究比较深入和成熟。与环保态度相关的理论主要为价值观基础理论、包含理论。而针对环保态度的测量，主要包含生态态度知识量、生态态度知识量表、生态态度知识量表。其二，探讨影响环保态度的因素。比如，社会人口特征方面的显著差异、阶层差异、个人价值观、社会公平感等维度对于环保态度的影响也是研究者的关注重点。其三，分析环保态度对其他环境参与相关因素的影响。其中，主要聚焦于环保态度与环境行为之间的关系。已有学者证明，“态度—行为”模式在环境领域同样适用：良好的环保态度能够转化为公民的环保行为，或者环保态度对公民的环境治理行为意向具有显著的正向作用。并且，研究者具体分析了环保态度对于回收行为、能源消费行为、绿色购买行为、出行/交通行为等环境行为之间的相关程度。

目前，国内外学界对于环保态度的分析虽然丰富。但是多数研究的内在分析逻辑在不同程度上接受了心理学研究范式的影响。在分析环保态度时，既有的研究存在以下不足之处：一是没有分析环保参与主体之间的互动机制，比如环保参与中合作、信任等因素的功能；二是对在环保参与发挥关键作用的主体，比如环保投入巨大的政府关注甚少，当前的多数研究过于聚焦于个体的微观层面。因此，本文选取能够提供社会资本并为合作奠定基础的“信任”，以及能够反映政府这一主体的环保工作评价的“环保工作满意度”，分析这两个因素对于环保态度的影响机制，以期通过超越纯粹的微观层面的视角而增强对于环保态度的理解，进而弥补既有研究的不足之处。

2.文献回顾与研究假设

国外研究者泰斯菲尔德以及耶利米·玻尔等人的研究表明，信任对公众的环境行为具有促进作用。社会科学界对于信任的划分虽然名称不一样，但是内涵大致相似。比如卢曼的制度信任和人际信任分类，马克斯·韦伯的普遍信任和特殊信任分类。本文采纳肯尼斯·纽顿的信任分类方式。作为信任的基本维度，制度信任的建立和维持，往往依赖于法律、政治等制度环境，是由一种建立在“非人际”关系上的社会现象引发的信任[2]。这种以组织及其代表对象的制度信任，随着现代社会日趋复杂的社会分化，已经成为现代社会的重要运作机制。制度能够使得个体在面临复杂的现代社会事务时，保障对于无法直接互动的他者的信任。与制度信任相比，社会信任则聚焦于信任的个体维度，主要关注对一般社会成员的信任。社会信任是一种有助于促进社会网络成员之间进行往来、互动、互惠的规范。目前，国内环境社会学对于信任维度的分析主要集中探讨信任维度对于环境行为、环境风险等因素的影响。朱清海和雷云认为社会信任简化了复杂性，为农户的亲环境行为提供了动力。与此同时，有部分学者指出了政府信任缺失对于环境风险的促进作用。此外，易承志证实了地方政府信任对城市居民的环境公共服务满意度具有显著的正向影响。

在既有研究中，少有文献涉及了信任与环保态度之间的关系。事实上，信任本身能够通过建立信息共享机制、合作机制、约束机制而影响环境治理。其中，已有研究证明，制度信任和人际信任，尤其是前者，对于农民的环境治理参与意愿有显著正效应。一方面，制度信任水平越高，则说明政府、法院等机构所提供的法律、规章、规则这些因素更为完善、合理、有效，进而越有助于规范、约束、引导公民行为。另一方面，社会信任是社会资本的重要指标，其能够促进社会成员遵循群体社会规范，增强社会成员之间的合作水平，形成特定的共同体。个体的社会信任水平越高，其所在的共同体中越有可能参与共同体内部基于各种价值观念的沟通、交流甚至合作。比如，针对环保价值观念的交流。

基于上述论述，本文提出如下两个假设：

假设1：公民的制度信任水平越高，其越有可能采取积极的环保态度。

居民的环保工作满意度，是评估政府环保工作的重要指标[3]。以往对于环保工作满意度的研究主要分析基本人口统计学特征、社会公平感、环保知识及环保态度等环保工作满意度的具体影响因素。比如，卢春天和洪大用的已有研究表明，公众对政府环保工作的评价是一个主观感知和客观状况、个体因素和宏观因素共同作用的过程。作为对比，政府环保满意度对于环保态度的影响，目前学界鲜有涉及。事实上，环保工作满意度可以视为政府公信力的指标。因此，环保工作满意度越高，其说明政府的环保工作实践越好。而良好的政府环保工作所创造的物质基础、制度环境、组织基础等要素，能够提供有助于培养公民良好环保态度的物质与社会文化环境。综上，本文认为公民的环保工作满意度对其环保态度具有正向作用。需要注意的是，政府环保工作包括中央和地方环保工作，两者各司其职。中央政府负责环境保护政策、法规等宏观层面的制定，具体的环保工作的推行与实施由地方政府实行。因此，本文提出如下假设：

假设3：公民对中央政府的环境保护工作满意度越高，其越有可能采取积极的环保态度。

假设4：公民对地方政府的环境保护工作满意度越高，其越有可能采取积极的环保态度。

3.数据来源与模型建构

3.1 数据来源

本文的定量数据全部来自我国最早的全国性、连续性、综合性的学术调查项目——中国综合社会调查（China General Social Survey，CGSS）。CGSS是由中国人民大学中国调查与数据中心自2003年起负责执行。本文使用了CGSS 2010年这一公开免费、具有高质量信度和效度的调查数据库，以此数据分析政府维度对于公民亲环境行为的影响。CGSS2010数据涉及我国32个省份，数据覆盖面广。该数据采用多阶段随机抽样的科学抽样方法，问卷收集过程控制严格，所获得的数据具有较好的代表性。本文的研究主题是公民的亲环境行为，对应的问题主要集中于CGSS 2010年的L部分。本文将核心变量（环保态度、制度信任和社会信任）数据缺失的个案删除，最终得到2632个有效个案，用于回答本文的研究问题。

3.2 变量及测量

3.2.1 因变量

本文因变量为环保态度。在CGSS2010问卷中，测量公民环保态度的问题主要包含三组问题①参见 CGSS2010 L部分 10－13。，主要包括对于环境问题与经济等方面的宏观认知、环境保护支付意愿、对于环境保护参与与个人生活方式的普遍看法。其中，第一组问题偏向宏观，第三组问题虽偏向微观层面，但是依然比较宽泛。而其中的“环保支付意愿”维度则能直接、有效地测量公民的环保参与意愿。因此，本文以CGSS问卷中最能反映公民环保参与倾向的“环保支付意愿”的问题测量公民的环保态度。具体而言，该维度主要包含有三个问题，分别指向了公民为了保护环境，是否愿意支付更高价格、缴纳更高税额和降低生活水平。本文首先将在这三个问题上态度不明确（即“无法选择”）的个案排除，然后对其选项重新赋值为“1＝非常不愿意，2＝不太愿意，3＝既非愿意也非不愿意，4＝比较愿意，5＝非常愿意”。由于三者具有较强的内部一致性（信度系数为0.824），本文对其进行因子分析，提取出“环保态度”的公因子（KMO＝0.699），并对公因子值进行指数化处理，使其成为取值为0－100分的连续变量。

3.2.2 自变量

本文核心自变量包含公民的信任和环境保护工作满意度。根据已有研究的分类习惯，本文将信任分为制度信任和社会信任，并根据CGSS2010问卷，将环保工作满意度分为中央政府工作满意度和地方政府工作满意度。其中，“制度信任”是测量公民对于包含政治组织（政府）和非政治组织（比如媒体）在内的各种组织和机构的信任程度。在CGSS2010中，测量了公民对于法院及司法系统、中央政府、本地政府、军队、公安部门、中央媒体和地方媒体这7个机构的信任程度。其被分为5个等级，如果得分越高，则说明制度信任水平越高。同样，由于七者具有较强的内部一致性（信度系数为0.889），本文对其进行因子分析，提取出“制度信任”的公因子（KMO＝0.872），并对公因子值进行指数化处理，使其成为取值为0－100分的连续变量②由于“制度信任”呈现出严重的左偏分布，本文根据社会统计学针在面临严重负偏态（左偏）的连续变量时进行正态化调整的常用方式，对“制度信任”的取值采取立方化处理。具体参见[美].Lawrence C.Hamilton，巫锡炜、焦开山、李丁等译.应用STATA做统计分析[M].清华大学出版社，2017：122.。“社会信任”指的是公民对社会上其他人的信任程度。CGSS2010中，“总的来说，您是否同意在这个社会上，绝大多数人都是可以信任的？”这一题专门测量了社会信任。本文将其当作取值为1－5的连续变量来测量公民的人际信任。

（1）在路桥项目建造中企业缺乏成熟的项目成本控制体系。在一个路桥工程中，可以说是一个漫长的过程。一个大的项目可能会经历几年或者几十年的时间来完成，再加上在路桥项目建造中会有很多不确定性因素的发展，这样又会对项目产生影响，对项目成本产生影响。如果一个企业没有成熟的项目成本控制体系，就会对项目工程的把控不过关。在项目工程中就会产生一些不确定的成本损失，而且没有成熟的系统。如果工程中产生问题的话，就没有良好的解决办法。这样问题就会越来越多，随着问题不断地积攒，会影响工程的进度。

在CGSS2010中，没有直接测量公众对于政府环境保护工作满意度。因此，本文用“在解决中国国内/地区环境问题方面，您认为近五年来，中央政府做得怎么样？”一题来测量公民对中央政府环保工作的满意度评价。本文对变量进行重新分类，将“无法选择”赋值为“0”（态度不明），“片面注重经济发展，忽视了环境保护工作”“重视不够，环保投入不足”“虽尽了努力，但效果不佳”三者赋值为“1”（不满意），“尽了很大努力，有一定成效”和“取得了很大的成绩”赋值为“2”（满意），从而构造成一个新的类别变量。同样，本文用“在解决您所在地区环境问题方面，您认为近五年来，地方政府做得怎么样？”一题来测量公民对地方政府环保工作的满意度评价，并采用上文类似的方式将其构造成一个全新的类别变量。

3.2.3 控制变量

控制变量：本文的控制变量包括性别、年龄、居住地类型、受教育年限、个人年收入、宗教信仰和政治身份类型的人口学变量。其中，居住地类型使用“样本类型”来测量。在CGSS2010中，将样本类型分为城市和农村样本，本文将其重新赋值为0＝农村居民，1＝城市居民，从而构成一个0－1取值的二分变量。对于受教育年限，本文采用通常的处理方式，将公民的受教育程度转化为受教育年限，从而构成一个连续变量。针对个人年收入，本文将年收入等于0和大于100万的极端值排除之后，对个人年收入取自然对数，从而构造出一个对数化的年收入变量。此外，本文将有宗教信仰赋值为1，没有宗教信仰赋值为0，构成0－1的二分变量，以对宗教信仰加以测量。最后，政治身份的测量。现有多数研究之所以将共产党员身份作为一个重要的区分变量，是由于共产党员身份与政治优势相关，进而能够获得较高的经济收益。事实上，在我国当前的现实语境和时代背景之下，能够获得民主党派身份，也同样意味着具有较高的政治优势，也有研究者如是操作。因此，笔者在文中将“中共党员”和“民主党派”的赋值为1，其余赋值为0，从而构成一个0－1取值的二分变量。

3.3 分析方法与变量描述

本文使用STATA 14.0统计软件，采用嵌套回归模型的方式进行分析。在模型1中，探讨制度信任和社会信任对环保态度的影响；在模型2中，加入公民对中央和地方政府环保工作的满意度变量，综合分析其对于环保态度的影响；在模型3中，再加入控制变量进行探讨。变量的定义和描述性统计结果见表1.

表1 变量界定和描述性统计结果

4.数据结果

模型1探讨了制度信任和社会信任对于公民环保态度的影响机制。数据结果表明，公民对于制度的信任程度并不显著影响其环保态度。假设1并没有得到验证。之所以出现这一状况，可能的原因在于中国背景下制度信任的形成机制。本文在后一部分将更加详细地探讨这一要素。而社会信任程度则积极而显著地影响公民的环保态度（β＝1.578，p＜0.001）。在控制其他变量的情况下，公民的社会信任度每增加1个单位，其参与环保的意愿将增加1.578。假设2得以验证。

在模型2中，自变量增加了公民对中央和地方政府环保工作的满意度。此时，该模型中自变量对公民环保意愿的解释力度达到4.0%，具有一定的解释力度。从模型2的数据可以发现：（1）此时，制度信任依然没有显著影响，社会信任的影响力度有所降低（β＝1.372），但还是产生显著影响；（2）公民对中央政府环保工作满意度积极而显著影响其环保态度。具体而言，在控制其他变量的基础上，对中央政府环保工作“不满意”的群体要比“无法选择”和“满意”的群体的环保态度得分要高4.494；而对中央政府环保工作“满意”的群体要比“无法选择”和“不满意”的群体的环保态度得分要高8.756；（3）同样，公民对地方政府环保工作满意度也积极而显著影响其环保态度。在控制其他变量的基础上，对地方政府环保工作“不满意”的群体要比“无法选择”和“满意”的群体的环保态度得分要高1.729；而对地方政府环保工作“满意”的群体要比“无法选择”和“不满意”的群体的环保态度得分要高7.842。假设3和假设4得到验证。

模型3中增加了公民的人口学变量，此时模型的解释力度为6.9%。从该模型的数据可知，在控制其他变量的基础上：（1）制度信任既然无影响，而社会信任依然发挥积极而显著影响；（2）此时，对中央政府环保工作表示“不满意”的群体相较于其他群体而言，其环保态度并无显著差异，而表示“满意”的群体的环保态度还是明显高于其他群体；（3）地方政府环保工作满意度的影响力度降低，但依然积极而显著影响其环保态度；（3）性别、年龄和居住地类型对其环保态度并无显著影响；（4）受教育年限、个人年收入、宗教信仰和政治身份则显著影响其环保态度。具体而言，受教育年限每增加1年，其环保态度得分将增加0.413（p＜0.05）；而个人年收入每增加1%，其环保态度得分将增加1.525（p＜0.05）；有宗教信任的公民其环保态度得分要比没有宗教信仰的公民高 7.176（p＜0.001）；党员要比非党员的环保态度得分高 4.933（p＜0.001）。

表2 公民环保态度影响因素的回归模型

5.结论与讨论

本文基于CGSS2010数据，通过回归分析了信任、环保工作满意度对环保态度的影响，主要研究结论如下：公民的制度信任对其环保态度并无显著影响，而社会信任程度则积极而显著影响其环保态度。（2）公民对中央和地方政府环保工作的满意度积极影响其环保态度。（3）公民的受教育程度、个人收入水平、宗教信仰和政治身份积极而显著影响其环保态度。

在做出上述结论的基础上，需要对既有的分析结论进行澄清与讨论。

首先，需要解读信任与环保态度之间的关系。社会信任是对绝大多数人的“一般信任”。高水平社会信任其在一定程度上能够反映公民对自身以外的关注和接纳程度。因此，公民的社会信任越高，那么公民越有可能关注生活共同体所处的生态环境，从而拥有积极的环保态度。这点在本文研究结果中得以证实。这意味着，需要不断通过媒介宣传、制度保障、教育引导等多种手段提升公民对于其他民众的信任水平，以此为夯实和改善公民的环保参与水平提供可能。然而，原本对公民的环保参与提供规则支撑的制度信任却与环保态度没有显著相关。这可能需要反思制度信任的具体作用机制。制度信任依赖于制度环境的建立与维持，其能够反映特定制度环境中行为主体的公信力。然而，需要认识到，制度信任的具体作用机制依赖于制度与公民之间的互构。制度信任并不能直接反映制度的导向方向，不能反映制度对于公民环保参与的约束与引导。中国人对于制度环境的信任在很大程度上并非建立在西方社会意义上的契约关系基础之上，而是具有比较强烈的工具主义属性[4]。这意味着，具有较高制度信任的公民，往往是基于务实主义而将制度作为获取和保障自我利益的工具。因而，这导致我国公民制度信任的公共生活导向性比较弱，难以通过规范的引导而有效转化为公民对于具有改善生活共同体属性的环保工作的积极态度。

尽管本文的数据结果并未发现制度信任对公民环保态度的显著影响，但是并不等于制度信任的重要性较低。相反，从长远看来，制度信任的建立与维持，能够逐步促进公民对于环境保护的参与。一方面，制度信任能够在一定程度上反映公民对政府等部分本身合理、合法制定并践行制度的满意程度。良好的制度具有强大的示范作用，有助于推动公民关注和响应政府等行为主体的环保议题相关工作。另一方面，制度信任的形成与维持，使得公民的社会行为具有预测性，能有效降低公民行为的风险性，有助于引导公民有序参与社会生活。因此，对于环保工作，环境保护需要政府等主体各司其职，持续不断地推进制度、法律、法规、规则的制定与实施，以建立的完善、透明、高效的环保制度保障体系。必须强调的是，对于制度建设与践行，必须是一系列体系化、系统化的规章制度的相互协调与落实。否则，缺乏制度约束与保障必须持续有效跟进，环保行动便可能形式化为“虎头蛇尾”的“环保运动”。

其次，环境保护满意度能够在一定程度上反映中央政府和地方政府在环境保护工作方面的努力程度。这是因为，公民对于政府环保工作的评价，依赖于政府对于环保的践行程度。而生态环境的改善，需要政府在生态文明建设中采用资金投入、政策倾斜、法规建设等多重手段的切实有效地实施与推进。政府的环保工作投入更多且更为有效，越是能够使得公民在日常生活中感受到政府为生态环境的改善所付出的努力，越是能够提高公民对政府环境保护满意度。并且，良好的政府环保行为具有两个层面的正面效果：一是完善了参与环保设施、环保法规等，为公民的环保参与创造了物质基础、法律基础；二是提升了政府行为的公信力，有助于提高政府对于公民的环保动员能力。上述两者均有助于吸引公民参与环保工作。因而，这便可以理解中央和地方政府环保工作的满意度对于居民环保态度的正面影响。对于环境保护工作而言，提高公民的环境保护满意度，事实上需要加强和依赖于政府对于环保工作投入与落实程度。在我国现有的政治生态体系中，这很大程度上取决于环境保护在政府绩效考核中的分量。目前，我国政府已经将生态文明建提升到战略高度，环境保护已经纳入政府工作的绩效考核之中。近几年出现的“河长制”便是这一思路的体现。然而，我国当前的环境问题是复杂而多样的。这意味着，需要将更多的环境问题的治理以一种更加合理的方式纳入政府绩效考核之中，以此促进环境保护工作的全面治理。并且，政府应当不断增强环保工作信息的透明度，完善环保工作相关的规章制度，健全公民向政府反映和监督环境问题的有效渠道，以此加强公民对于环境议题的监督、参与，降低公众参与环保工作的制度成本，进而推进公众对于政府环境保护工作的满意度。

最后，公民的受教育程度、收入水平、政治身份等维度分别与公民的文化资本、经济资本、政治资本关系甚密。前三者作为分析公民社会经济地位的重要指标，成为国内分析环保态度、环境行为的基本变量。由于既有数据搜集方式的限制，已有环保社会学上述维度在环保态度与行为层面的研究存在一定的缺陷。研究者需要收集更为详细的数据，分析不同社会经济地位的群体，在具体的环保场域环保关注聚焦点与环保实践的区别与变化，并分析与对比受教育水平、收入水平、政治身份等各自解释力的比重以及影响公民环保参与的具体机制。对于宗教信仰维度，需要注意到，我国公民尽管主体为无宗教信仰的公民，但是由于人口基数众多，依然拥有以五大宗教为主的近2亿信教公民。在宗教文化中均涉及宗教与环境之间的关系，包含丰富和深刻的环保生态意识。宗教信仰作为一种能够强烈影响信教公民的价值观念，其通过宗教文本的阅读、宗教仪式等宗教实践能够使得宗教生态价值观逐步内化为信众的环保态度。对于宗教信仰与环境保护之间的作用机制，当前的定量问卷测量和已有的定性研究均很少涉及。这需要学界采用混合研究方法对这一问题域加以关注和推进。

当然，本文还有一些局限性需要说明。由于数据结构自身的限制，本文所采用的变量只能从CGSS 2010的数据中加以获取。因此，对于本文的研究结论的适用范围需要谨慎对待，需要注意研究结论的适用范围。从2010年至今，我国的各项制度建设及实践得以不断深化，比如，生态文明建设体制改革。这导致公民的信任基础、环保满意度可能正在发生变化。这意味未来需要更新的资料进行纵贯取向的定量研究加以对比，以折射中国社会公民环保态度等因素的变化趋势。