城鎮(zhèn)化進(jìn)程中環(huán)境宜人性量表的編制

袁修雨，滕 瀚，宋燕平，桑家娣

（安徽農(nóng)業(yè)大學(xué) 人文社會科學(xué)學(xué)院，安徽 合肥230036）

一、研究背景

生態(tài)良好、環(huán)境宜人是生態(tài)文明建設(shè)的應(yīng)有之意。而在生態(tài)文明建設(shè)過程中，特別是在城鎮(zhèn)生態(tài)文明建設(shè)中，如何測量和評價(jià)城鎮(zhèn)化進(jìn)程中環(huán)境的宜人性程度，是環(huán)境和生態(tài)文明建設(shè)的重要部分，因此，研究城鎮(zhèn)化進(jìn)程中環(huán)境宜人性程度的評價(jià)就具有重要意義。當(dāng)前，我國城鎮(zhèn)化進(jìn)程也已經(jīng)進(jìn)入深度城鎮(zhèn)化和有質(zhì)量的新型城鎮(zhèn)化階段，“新型城鎮(zhèn)化，是以人為核心的城鎮(zhèn)化”，必須要樹立尊重自然、順應(yīng)自然、保護(hù)自然的生態(tài)文明理念，推進(jìn)以人為核心的城鎮(zhèn)化，就意味著環(huán)境應(yīng)該具有良好的宜人性。

“當(dāng)人與其環(huán)境‘很好地適應(yīng)’時，人們就會幸福、滿意、富有效率，但是隨著人們與環(huán)境間的適應(yīng)程度減少，其滿意度和生產(chǎn)效率就會下降”［1］。在城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，由于重視土地的城鎮(zhèn)化，忽略了“人的城鎮(zhèn)化”，造成城鎮(zhèn)公共空間功能復(fù)雜，同時，粗獷式的城鎮(zhèn)化、工業(yè)化發(fā)展帶來嚴(yán)重的環(huán)境污染等問題，破壞了生態(tài)環(huán)境，制約了經(jīng)濟(jì)發(fā)展，也嚴(yán)重影響了居民身心健康發(fā)展，對環(huán)境宜人性進(jìn)行研究，可以為環(huán)境保護(hù)、環(huán)境政策制訂、環(huán)境教育提供有力支撐，也為公共環(huán)境管理提供依據(jù)，為生態(tài)文明建設(shè)提供借鑒。

二、城鎮(zhèn)化進(jìn)程中環(huán)境宜人性測量的研究綜述

環(huán)境宜人性的評估測量就是環(huán)境對人的心理和行為的影響的測量，就是環(huán)境宜人性程度的評估、環(huán)境質(zhì)量的評價(jià)。環(huán)境宜人性評估的研究不僅關(guān)注人們對他們當(dāng)前環(huán)境的態(tài)度，也關(guān)注他們未來環(huán)境的狀態(tài)偏好。這些研究的基本假設(shè)人們是按照環(huán)境質(zhì)量的預(yù)先確定的水平來判斷存在和潛在環(huán)境的充足性［2］。

有研究根據(jù)在物理維度、社會維度或是環(huán)境中的各自側(cè)重點(diǎn)對環(huán)境評估研究的主要推動力進(jìn)行分類。例如，物理維度的環(huán)境評估集中在對建筑環(huán)境、風(fēng)景［3］和空氣、水、噪音［4］質(zhì)量的感知。環(huán)境中的社會評估側(cè)重于組織結(jié)構(gòu)背景中的人際氛圍［5-6］。環(huán)境的社會物理評估涉及對鄰居和居住質(zhì)量的評價(jià)［7］，以及對來自科技和社會介質(zhì)對社區(qū)影響的預(yù)測。

在對環(huán)境宜人性研究中的親環(huán)境行為研究中，目前已有研究主要依據(jù)的是Icek Ajzen（1988，1991）提出的計(jì)劃行為理論（Theory of Planned Behavior，TPB）和stern（1999，2000）提出的信念-價(jià)值-規(guī)范（Value-belief-Norm，VBN）理論。無論是計(jì)劃行動理論還是價(jià)值一信念一規(guī)范理論，強(qiáng)調(diào)的是對環(huán)境的認(rèn)識、對環(huán)境的關(guān)心和感覺到污染的危害、行為意愿或意向，主要從個人主觀的角度來分析環(huán)境行為。Andreas Homburg等（2006）認(rèn)為親環(huán)境行為是對情境做出反應(yīng)的結(jié)果，情境會影響個體認(rèn)知評價(jià)和解決問題的方式［8］。

在環(huán)境評估中，群體同意的一致性程度適用于提供地方的心理屬性的正式測量。這些屬性如價(jià)值、美麗、社會風(fēng)氣、用戶滿意度、優(yōu)選性，往往具有很強(qiáng)的評價(jià)面和描述面。完整的評估模型包括為測量信效度，評估有效性而利用預(yù)測變量、標(biāo)準(zhǔn)變量和各種策略開發(fā)一個多維分類模型（Craik 1979）。Craik和Appleyard（1980）為了Brunswick的鏡頭模型概念化評估程序。評估者充當(dāng)一個鏡頭，在相當(dāng)長時間內(nèi)聚集的變化的環(huán)境信息，通過它被過濾并預(yù)測標(biāo)準(zhǔn)。模型強(qiáng)調(diào)生態(tài)型、功能性效度問題：一條環(huán)保信息和標(biāo)準(zhǔn)間的關(guān)聯(lián)實(shí)際上是否保存在生態(tài)環(huán)境中？標(biāo)準(zhǔn)評定者的評估是否能夠推廣到環(huán)境評估的用戶群［9］與地方場所相聯(lián)系的社會過程模式被稱為是“社會氣候”。MOOS是較早的環(huán)境氛圍量表的編制者，他試圖通過問卷法測評描述人們所處環(huán)境的心理水平，他將環(huán)境氛圍評價(jià)分為三個維度即關(guān)系、個人發(fā)展和系統(tǒng)維持，共有10個分量表。KOHN 等人在MOOS 的維度研究基礎(chǔ)之上進(jìn)行了改進(jìn)，把這些項(xiàng)目重新分為二大因素，一個是積極參與環(huán)境中與對周圍環(huán)境的不感興趣，另外一個因素是有序的組織與無序的組織。Moos 和Kohn 等人的研究突出了環(huán)境中的心理氛圍和社區(qū)參與，但是忽略了物理環(huán)境影響，本研究在Moos 和Kohn 的基礎(chǔ)上，結(jié)合國外環(huán)境心理學(xué)的研究，認(rèn)為環(huán)境宜人性包括三個維度；維度一為個人對居住周圍物理環(huán)境的滿意度。維度二為個人對社區(qū)公共活動的參與度；維度三為個人與社區(qū)工作人員的聯(lián)系程度。

三、量表編制

（一）環(huán)境宜人性的半結(jié)構(gòu)式訪談

從合肥的蜀山區(qū)和長豐縣隨機(jī)抽取20名居民作為樣本，其中男性10 名，女性10 名，對象年齡介于18～60 歲之間，對他們進(jìn)行以“環(huán)境宜人性”為主題的半結(jié)構(gòu)式訪談。

通過對20 位居民的“宜人性”的提綱進(jìn)行分析，我們提煉出了四個主題，分別是社區(qū)環(huán)境、社區(qū)人、工作人員、社區(qū)的活動（見表1）。

表1 關(guān)于社區(qū)環(huán)境宜人性的相關(guān)描述

社區(qū)環(huán)境主要包括社區(qū)的水、衛(wèi)生、生產(chǎn)生活條件、氣候、溫度、空氣等等。被試傾向于將社區(qū)環(huán)境界定為與自己周圍居住的環(huán)境有關(guān)的自然。人文等環(huán)境。在社區(qū)人這一主題上，被試多傾向于在自己的日常生活中經(jīng)常接受接觸的人和不接觸的兩類人，經(jīng)常接觸的人多為熟人，關(guān)注的也比較多；反之，接觸的不多的人，關(guān)注的也不多。在工作人員這一主題上，被試多認(rèn)為指的是在社區(qū)的工作人員，如居委會工作人員、門衛(wèi)、物業(yè)管理等人員等。在社區(qū)活動的這一主題上，大多數(shù)受訪者認(rèn)為就是參加社區(qū)組織的活動、對社區(qū)的規(guī)章制度的了解程度等等。以上的幾個主題是通過眾多的文本信息中提煉出來的，這種主題分析思路是對環(huán)境宜人性的各個維度的表面的一種感性認(rèn)識。事實(shí)上，環(huán)境宜人性是一個抽象的概念，據(jù)此，結(jié)合以往研究，我們?nèi)园循h(huán)境宜人性的四主題歸納為三維度，即個人對居住周圍物理環(huán)境的滿意度、個人對社區(qū)公共活動的參與度、個人與社區(qū)工作人員的聯(lián)系程度三大維度。

（二）初試量表的編制和修訂

1.初試問卷的編制和施測

通過對西方文獻(xiàn)的相關(guān)研究和分析以及訪談提綱的分析可以將環(huán)境宜人性的操作性定義界定為個人對自己周圍的生活和居住的環(huán)境的滿意程度，個人與所居住的其他人員的相互聯(lián)系程度，相互關(guān)心程度，個人與所在社區(qū)的相關(guān)工作人員的相互交流程度。

針對“環(huán)境宜人性”這一主題，根據(jù)對既往文獻(xiàn)的分析和開放式問卷調(diào)查結(jié)果，初步提出環(huán)境宜人性的維度，即為個人對居住周圍物理環(huán)境的滿意度、個人對社區(qū)公共活動的參與度、個人與社區(qū)工作人員的聯(lián)系程度三個維度，同時搜集有關(guān)項(xiàng)目并對每個維度進(jìn)行定義。對國外的KOHN 等人提出的社區(qū)氛圍量表進(jìn)行翻譯，并在開放式訪談所搜集的項(xiàng)目的基礎(chǔ)上，確定預(yù)測問卷題項(xiàng)為36個項(xiàng)目。題項(xiàng)力求用字淺顯易懂、題目涵蓋概念明確。量表采用李克特七級量表，從“完全不符合”至“完全符合”分別評定為1-7 分，部分題項(xiàng)設(shè)置為反向計(jì)分題。如表2。

表2 環(huán)境宜人性量表的維度構(gòu)成

初試在安徽省合肥市長豐縣隨機(jī)發(fā)放140份，回收133份（回收率95%），，其中農(nóng)村39人，城鎮(zhèn)94人，被試年齡在18～60歲之間。問卷回收后，剔除無效問卷，進(jìn)行邏輯一致性核查，形成初試測數(shù)據(jù)庫。

2.初試測結(jié)果與分析

本研究通過區(qū)分度分析、效度因子分析法及克朗巴赫α系數(shù)法等方法進(jìn)行條目分析。

區(qū)分度分析法是從區(qū)分性和重要性的角度篩選條目（3）。一般對各條目進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)。將所有被試的量表得分按從高到低的順序依次排列后將前27%分為高分組，后27%分為低分組，對高分組和低分組進(jìn)行t檢驗(yàn)，所得的t值即為決斷值。值越高說明條目的區(qū)分能力越強(qiáng)，如果差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（p＞0.05）則表示該條目不能區(qū)分不同被試的反應(yīng)程度，應(yīng)考慮刪除該條目，共有11條目未入選。

信度反映一個測量的可靠性和穩(wěn)定性，包括再測信度、復(fù)本信度、內(nèi)部一致性信度等多種。內(nèi)部一致性信度又叫同質(zhì)性信度，反映了測量內(nèi)容的一致性程度，是目前運(yùn)用比較廣泛的一種信度評價(jià)方法。本研究采用克朗巴赫α系數(shù)作為本研究的信度指標(biāo)?？死拾秃咋料禂?shù)法是從內(nèi)部一致性角度篩選條目。本研究的數(shù)據(jù)顯示，量表的內(nèi)部一致性信度為0.669，在刪除了10 個條目之后的內(nèi)部一致性信度提高到0.711，其值大于0.7，符合統(tǒng)計(jì)學(xué)要求，這表明量表具有較好的信度。

效度是指測量在多大程度上測量了想要測量的東西，是衡量測驗(yàn)和研究質(zhì)量的重要標(biāo)準(zhǔn)，又稱為有效性，可分為內(nèi)容效度、校標(biāo)效度和構(gòu)想效度三種類型。本研究采用的是效標(biāo)效度，相關(guān)分析顯示（表3所示），環(huán)境宜人性總分與各因素之間的r系數(shù)在0.45～0.78之間，呈中等程度相關(guān)，說明該量表具有良好的效度。

表3 初測時環(huán)境宜人性總分與各因素之間的相關(guān)（N=133）

因素分析法首先對初試項(xiàng)目進(jìn)行巴特萊特球形檢驗(yàn)，其KMO 值達(dá)到0.687，卡方值為1 676.370（df＝637，p＜0.001），說明適宜進(jìn)行因素分析。對134 人的測試數(shù)據(jù)資料進(jìn)行因素分析，采用因子負(fù)荷0.45作為入選標(biāo)準(zhǔn)，對這36個測題數(shù)據(jù)進(jìn)行因子分析，再依次進(jìn)行排除，發(fā)現(xiàn)36個測題可以抽取12個因子，但是可以進(jìn)一步歸納為8 個因子，其累積方差貢獻(xiàn)率為67.713%。數(shù)據(jù)表明這36 個測題之間關(guān)聯(lián)性不夠，量表結(jié)構(gòu)不盡合理。這也說明了量表編制的難度，研究者并沒期望在一次性測試就能得出一個理想的量表結(jié)構(gòu)，需要在廣泛探索的基礎(chǔ)上，只有深刻理解了環(huán)境宜人性的內(nèi)在結(jié)構(gòu)因素，才能建立起相對合理的環(huán)境宜人性量表。

采用逐步排除法對環(huán)境宜人性量表結(jié)構(gòu)繼續(xù)進(jìn)行探索和題項(xiàng)挑選：首先排除了某些極端測題；其次排除因素負(fù)荷少于0.45的測題；最后排除了同時與幾個因子高負(fù)荷的個別項(xiàng)目。這樣得到一個含26個題項(xiàng)的測驗(yàn)。針對這一個測驗(yàn)再次進(jìn)行因子分析，結(jié)果抽取到8 個因子，方差貢獻(xiàn)率為67.713%，此時8個因子和初步理論框架基本吻合。

（三）正式施測與檢驗(yàn)

1.正式施測對象和方法

對第一次測試結(jié)果進(jìn)行認(rèn)真分析的基礎(chǔ)上對測題作進(jìn)一步的刪改，形成了環(huán)境宜人性量表第二稿，共26 個測題。正式稿共有測題26 個，采用正向題和反向題計(jì)分，采用的是7 點(diǎn)量表。通過區(qū)分度分析、因子分析及克朗巴赫α系數(shù)法等三種方法對正式調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。正式調(diào)查采用分層隨機(jī)抽樣方法，發(fā)放120 份，回收98 份（回收率82%）正式調(diào)查樣本構(gòu)成如表4所示。

2.正式施測結(jié)果分析

（1）區(qū)分度分析法。區(qū)分度分析法是將所有被試的量表得分按從高到低順序依次排列后將前27%分為高分組，后27%分為低分組，對高分組和低分組進(jìn)行t檢驗(yàn)，所得的t值即為決斷值。值越高說明條目的區(qū)分能力越強(qiáng)，如果差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（p＞0.05）則表示該條目不能區(qū)分不同被試的反應(yīng)程度，應(yīng)考慮刪除該條目，共有2、11、13、14、17、18這6條目未入選。

表4 正式調(diào)查樣本構(gòu)成

（2）信度指標(biāo)。采用克朗巴赫α系數(shù)作為本研究的信度指標(biāo)?？死拾秃咋料禂?shù)法是從內(nèi)部一致性角度篩選條目。編號為1 、2、6、9、11、13、17刪除，刪除上述9題之后的信度為0.805，各個因素的信度見表5。

表5 因素之間的信度指標(biāo)

（3）效度指標(biāo)。本研究的效度指標(biāo)采用的是效標(biāo)效度，表6 顯示，環(huán)境宜人性總分與各因素之間的r系數(shù)在0.45～0.80 之間，呈中等偏上以上的程度相關(guān)，說明該量表具有較好的效度。

表6 正式施測時環(huán)境宜人性總分與各因素之間的相關(guān)（N=100）

（4）因素分析法。對整個調(diào)查表所有條目進(jìn)行探索性因子分析，首先對項(xiàng)目進(jìn)行巴特萊特球形檢驗(yàn)，其KMO值達(dá)到0.717，卡方值為1 001.099（df=325，p＜0.001），可以進(jìn)行因素分析，然后選擇各因子內(nèi)載荷較大者作為入選條目，多數(shù)采用因子負(fù)荷0.45 作為入選標(biāo)準(zhǔn)，對26 個題項(xiàng)數(shù)據(jù)進(jìn)行因素分析，抽取到5個因子，可以歸結(jié)為三個因子，累積方差貢獻(xiàn)率為62.199%。最后對抽取到3個因素進(jìn)行分析，因素一命名為個人對居住周圍物理環(huán)境的滿意度，因素二命名為個人對社區(qū)公共活動的參與度，因素三命名為個人與社區(qū)工作人員的聯(lián)系程度。

（5）效度分析。本研究主要運(yùn)用內(nèi)容效度來進(jìn)行分析，內(nèi)容效度是指測驗(yàn)的題項(xiàng)對想要測量的整個內(nèi)容的代表性程度，他是由專家經(jīng)過嚴(yán)密系統(tǒng)的邏輯分析的結(jié)果，是一種客觀的效度指標(biāo)，本研究的“宜人性”概念是在閱讀諸多西方相關(guān)的參考文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上并結(jié)合實(shí)際情況提出來的，維度的確立都是經(jīng)過反復(fù)推敲的。同時也邀請了相關(guān)心理學(xué)專業(yè)人員對其進(jìn)行評估，提出了評估意見并且進(jìn)行了修改，因此，從整個量表的編制過程來看，本量表具有一定的內(nèi)容效度。

以上方法各有優(yōu)劣，本調(diào)查從多角度分析條目，使每個條目都具備較好的代表性、較高的獨(dú)立性及較強(qiáng)的內(nèi)部一致性，這無疑能夠提高量表的質(zhì)量。通過上述項(xiàng)目分析方法，最后從26個條目中篩選出19個條目，為進(jìn)一步研制環(huán)境宜人性量表提供了基礎(chǔ)。綜合上述分析，進(jìn)過考量之后，編號為1、2、6、9、11、13、14條目刪除。形成最后量表如表7所示。

表7 環(huán)境宜人性量表的正式題項(xiàng)構(gòu)成

（四）正式量表的驗(yàn)證性因素分析

以最后定稿的19道題項(xiàng)為正式問卷在浙江衢州柯城區(qū)選擇103 名被試作為對象進(jìn)行調(diào)查，發(fā)放量表103份，回收103份，實(shí)際有效103份，其中男性50人，女性53人，被試年齡在18～60周歲之間。

采用Amos17.0 對數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，CMIN/DF（卡方自由度比）為2.362，介于1～3 之間。說明模型適配度良好，樣本數(shù)據(jù)與模型的契合度可以接受［10］，GFI 值為0.733，PGFI 值為0.575；AGFI 為0.659，擬合度指標(biāo)值沒有達(dá)到最佳理想值，需要在后續(xù)研究繼續(xù)修訂。

四、結(jié)論與啟示

環(huán)境宜人性具有很強(qiáng)的主觀感受性。一個地方的環(huán)境是否宜人對人的學(xué)習(xí)、工作和生活都會產(chǎn)生很大影響，所以研究環(huán)境宜人性的心理維度構(gòu)成，并進(jìn)一步明確研究如何提高環(huán)境宜人性，具有很強(qiáng)的理論和實(shí)踐意義。因此我們在前人研究的基礎(chǔ)上嘗試著編制了正式量表，并對該量表的測試結(jié)果進(jìn)行了探索性因素分析和驗(yàn)證性因素分析。

我們的探索性因素分析的結(jié)果表明，環(huán)境宜人性主要因素包括個人對居住周圍物理環(huán)境的滿意度，個人對社區(qū)公共活動的參與度，個人與社區(qū)工作人員的聯(lián)系程度。這個結(jié)果與理論構(gòu)想大體相同。

依據(jù)探索性因素分析和驗(yàn)證性因素分析的結(jié)果，最終確定保留19題，分為三個維度，維度一概括為個人對居住周圍物理環(huán)境的滿意度。維度二為可以概括為個人對社區(qū)公共活動的參與度。維度三主要是包括個人與社區(qū)工作人員的聯(lián)系程度。

本調(diào)查多次分析條目，力求每個條目都具備較好的代表性、較高的獨(dú)立性及較強(qiáng)的內(nèi)部一致性，期望能夠提高表的質(zhì)量。通過不同項(xiàng)目分析方法，最后篩選出19個條目，為進(jìn)一步研制環(huán)境宜人性量表提供了基礎(chǔ)。量表的信、效度較高，可以作為環(huán)境宜人性程度的測評工具。

目前，在環(huán)境評估研究中至少出現(xiàn)了兩個主要缺口，一是非理性主義的研究在這一領(lǐng)域占主導(dǎo)地位。正如Weinstein［11］所稱，現(xiàn)在過于重視經(jīng)驗(yàn)性派生模型結(jié)構(gòu)，對理論發(fā)展關(guān)注過少。這一趨勢也有例外，包括wohlwill 將berlyne 的美學(xué)理論擴(kuò)展到環(huán)境評估理論和kaplan的預(yù)測風(fēng)景偏好模型［12］。這些理論都很有用，因?yàn)樗麄冿@示了環(huán)境偏好的決定因素（如復(fù)雜性、相關(guān)性、對稱性）以及可能會幫助解釋觀察到的感知環(huán)境質(zhì)量和變量（例如自然主義的土地利用兼容性、熟悉性、寬敞度）間的關(guān)系。評估研究的第二個主要缺口是缺少有關(guān)相異模擬和測量程序的相關(guān)效度數(shù)據(jù)［13］。獲得效度數(shù)據(jù)需要合并評估研究測量的多種形式以及交替展示、回應(yīng)者和回復(fù)標(biāo)準(zhǔn)的系統(tǒng)比較［14］。本研究遵循嚴(yán)格的量表編制程序，編制了一個信效度較高的環(huán)境宜人性量表，有效的彌補(bǔ)了這兩個缺口。

當(dāng)然，本研究只是初步編制了一個環(huán)境宜人性量表，一個好的量表的產(chǎn)生需要在實(shí)踐中不斷反復(fù)使用和修改，從這種意義上說，量表的編制工作還遠(yuǎn)遠(yuǎn)沒有完成。

隨著這些問題的解決，環(huán)境宜人性評估在社會規(guī)劃背景下將變得越來越重要。這些研究領(lǐng)域的潛在應(yīng)用包括：①影響環(huán)境宜人性的標(biāo)準(zhǔn)因素［15］；②利用環(huán)境宜人性量表和社會風(fēng)氣量表衡量建筑介質(zhì)的心理影響［16］。

［1］愛德華·克魯帕特. 城市人：環(huán)境及其影響［M］. 陸偉芳，譯. 上海：上海三聯(lián)出版社，2013：13-14.

［2］Daniel Stokols.Environmental Psychology［J］. Annual Review Psychology，1978，29：266.

［3］Anderson T W，Zube E H，Macconell W P. Predicting Scenic Resource Values［M］. Amhert mass：Inst. Man Environmental，1976.

［4］Craik K H，Zube E H. Perceiving Environmental Quality［M］. New York：Plenum，1976：310.

［5］Gavin J F，Howe J G. Psychological climate：Some theoretical and empirical considerations［J］. Behavior Science，1975，20：228-240.

［6］Insel P M，Moos R H. Psychological environments：Expanding the scope of human ecology［J］. American Psychology，1974，29：179-188.

［7］William H Michelson. Man and His urban Environment：Sociological Approach［M］. New Jersey：Addision-Wesley，1976.

［8］Andreas Homburg，Andreas Stolberg. Explaining Pro-environmental Behavior with a Cognitive Theory of Stress［J］.Journal of Environmental Psychology，2006（3）：1-14.

［9］James A. Russell，Lawrence M Ward. Environmental psychology［J］. Annual Reveiw Psychology，1982，33：679.

［10］吳明隆. 結(jié)構(gòu)方程模型——Amos 的操作與應(yīng)用［M］. 重慶：重慶大學(xué)出版社，2010：43.

［11］Weinstein N D. The statistical prediction of environmental preferences：Problems of validity and application［J］. Environmental Behavior，1976（8）：611-626.

［12］Wohlwill J F. Human Behavior and Environment［M］. New York：Plenum Press，1976.

［13］Danford S，Willems E P. Subjective responses to architectural displays：A question of validity［J］. Environmental.Behavior，1975（7）：486-516.

［14］Weinstein N D. The statistical prediction of environmental preferences：Problems of validity and application［J］.Environmental.Behavior，1976（8）：611-626.

［15］Wolf C P. Special issue on social impact assessment［J］.Environmental Behavior，1975（7）：259-404.

［16］Wilcox B L，Holahan C J. Social ecology of the mega dorm in university student housing［J］. Journal of Education Psychology 1976，68：453-458.