冶金礦山企業(yè)職工環(huán)保認(rèn)知態(tài)度調(diào)查研究

霍佳鑫　王大明

（中國科學(xué)院大學(xué)人文學(xué)院，北京100049）

2017年國家實(shí)施了京津冀及周邊地區(qū)2017—2018年秋冬季大氣污染綜合治理攻堅(jiān)行動，冶金礦山作為鋼鐵原料的上游企業(yè)，同鋼鐵企業(yè)一樣經(jīng)歷著史上最嚴(yán)格的環(huán)保監(jiān)管并成為常態(tài)，受其礦山開采加工形成的粉塵、選礦廢水、固體廢棄物等污染源的影響，成為環(huán)保治理應(yīng)急響應(yīng)被限產(chǎn)、停產(chǎn)的重點(diǎn)企業(yè)之一。作為冶金礦山企業(yè)的職工，如何認(rèn)識環(huán)保治理，持有什么樣的態(tài)度，是一個值得探討的問題。因?yàn)槁毠さ沫h(huán)保認(rèn)知態(tài)度，直接影響著國家環(huán)保治理政策的落實(shí)，企業(yè)環(huán)保措施的制定和實(shí)施。本文通過對唐山某大型冶金礦山企業(yè)職工進(jìn)行隨機(jī)的問卷調(diào)查，運(yùn)用實(shí)證研究方法，以企業(yè)及企業(yè)職工為對象，探討職工社會背景與環(huán)保知識、職工環(huán)保行為、企業(yè)環(huán)保技術(shù)行為、國家環(huán)保政策認(rèn)知之間的相關(guān)關(guān)系，從而更深入了解職工在當(dāng)前環(huán)保治理新常態(tài)下的環(huán)保認(rèn)知。

1　文獻(xiàn)回顧與理論假設(shè)

在環(huán)保治理問題上，人們的認(rèn)知決定著自身的環(huán)保行為。認(rèn)知是人們對環(huán)境和組織刺激的感知、解釋、價值判斷、意念建構(gòu)的能力，是決策和行為的基礎(chǔ)[1]。表現(xiàn)的是個體認(rèn)識和理解事物的心理過程，或?qū)π畔⑦M(jìn)行加工和應(yīng)用的過程，以信息加工觀點(diǎn)研究人的認(rèn)知過程。而在社會心理學(xué)中，認(rèn)知用來解釋人們的態(tài)度、歸因和群體動力等。環(huán)保態(tài)度既包括個體對生存環(huán)境的態(tài)度也包括個體對環(huán)境行為的態(tài)度。

國內(nèi)外學(xué)者研究成果表明，受教育程度、年齡、性別、崗位、收入、政治傾向、企業(yè)環(huán)境投資等都會對人的環(huán)境認(rèn)知產(chǎn)生影響。王鳳將環(huán)保態(tài)度、個人社會背景變量共同作為自變量考察其對環(huán)保行為的影響，受教育程度與個人環(huán)保習(xí)慣，公共環(huán)保行為呈顯著正相關(guān)，收入、年齡與環(huán)保行為之間不存在正相關(guān)關(guān)系[2]。包智明認(rèn)為性別、年齡、受教育程度、家庭收入等個人特征均對環(huán)境科學(xué)認(rèn)知產(chǎn)生差異性影響[3]。Kentliere和Riley采用年齡、社會等級、居住地、政治傾向和性別作為五個解釋變量，考察其與環(huán)境關(guān)注度的相關(guān)性[4]。BrentSSteel利用1992年美國國家公眾環(huán)境態(tài)度和行為的調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)個人環(huán)境態(tài)度的程度與他們的環(huán)境行為以及環(huán)境問題的政治積極性有關(guān)聯(lián)[5]。李建強(qiáng)認(rèn)為，企業(yè)環(huán)境保護(hù)意愿是由企業(yè)內(nèi)部因素和外部因素共同作用的結(jié)果，主要受企業(yè)污染治理投資因素、社會因素、政府因素等的影響和制約[6]。上述的研究成果絕大多數(shù)是在社會宏觀發(fā)展層面去探討公眾的社會背景與社會環(huán)境意識、環(huán)保態(tài)度、環(huán)保行為的關(guān)系。由于不同的環(huán)保治理環(huán)境與不同的職業(yè)人群，對于環(huán)保認(rèn)知的差異性可能也比較大。

從現(xiàn)有文獻(xiàn)看，研究的成果絕大多數(shù)是在社會宏觀發(fā)展層面去探討公眾的社會背景與社會環(huán)境意識、環(huán)保態(tài)度、環(huán)保行為的關(guān)系與聯(lián)系，而不同的環(huán)保治理環(huán)境與不同的職業(yè)人群，對于環(huán)保認(rèn)知也存在較大的差異。專門以企業(yè)職工為對象，尤其針對我國環(huán)保治理的新常態(tài)及冶金礦山企業(yè)面臨的新問題的研究還比較少見。本研究試圖結(jié)合當(dāng)前實(shí)際，通過探討職工個人社會背景與職工環(huán)保知識、職工環(huán)保行為、企業(yè)環(huán)保技術(shù)行為、國家環(huán)保政策和職工承受環(huán)保損失反映5個維度的相關(guān)關(guān)系，認(rèn)識企業(yè)職工環(huán)保認(rèn)知態(tài)度，正如學(xué)者Gavetti認(rèn)為可以從認(rèn)知和行動等微觀基礎(chǔ)視角加深對企業(yè)環(huán)境問題的研究[7]，進(jìn)一步了解冶金礦山企業(yè)職工環(huán)保認(rèn)知態(tài)度。

基于以上文獻(xiàn)成果和研究對象，提出如下假設(shè)。

假設(shè)1：職工個人背景與環(huán)保知識之間存在相關(guān)關(guān)系；

假設(shè)2：職工個人背景與參與環(huán)保行為之間存在相關(guān)關(guān)系；

假設(shè)3：職工個人背景與對企業(yè)環(huán)保技術(shù)行為認(rèn)知之間存在相關(guān)關(guān)系；

假設(shè)4：職工個人背景與對國家環(huán)保政策認(rèn)知之間存在相關(guān)關(guān)系；

假設(shè)5：職工個人背景與承受環(huán)保治理損失之間存在相關(guān)關(guān)系。

2　研究設(shè)計(jì)

2.1　問卷設(shè)計(jì)

國內(nèi)外研究表明，環(huán)保知識、環(huán)保態(tài)度、環(huán)保行為是測量環(huán)保認(rèn)知的基本要素。周志家認(rèn)為，環(huán)保行為可以從以下3個角度來界定：日常生活中的環(huán)保行為意愿，環(huán)保領(lǐng)域中公眾參與的意愿，以及支持和服從環(huán)保措施的意愿[8]。美國南卡羅來納州制定的環(huán)境素養(yǎng)指標(biāo)體系，涵蓋了知識、技能、態(tài)度3個部分。德國學(xué)者Schahn選擇7個領(lǐng)域來測量環(huán)保行為：垃圾分類與回收，購物與消費(fèi)，家庭節(jié)能，汽車與交通，節(jié)水與凈水，運(yùn)動與休閑，環(huán)保公眾參與。任莉穎總結(jié)為4個變量測量公眾參與行為，與他人談?wù)摥h(huán)境問題；參與環(huán)境宣傳，增進(jìn)環(huán)境了解，充實(shí)環(huán)保知識；參加有關(guān)環(huán)境保護(hù)的公益勞動或活動；為解決日常環(huán)境問題進(jìn)行投訴上訪[9]。綜合參考相關(guān)研究成果，問卷從職工環(huán)保知識、職工環(huán)保行為、企業(yè)環(huán)保技術(shù)行為、國家環(huán)保政策、職工承受環(huán)保治理損失5個維度來考察職工環(huán)保認(rèn)知態(tài)度，每個維度設(shè)有4個問答項(xiàng)。問卷初步形成后征求了環(huán)保專業(yè)人員的意見并在小范圍進(jìn)行了測試，修改個別問題后確定了最終調(diào)查問卷。

2.2　變量測量

變量測量采用Liker5點(diǎn)量表評定，其中非常了解或非常積極或非常滿意用5表示，非常不了解或非常不積極或非常不滿意用1表示，按照5、4、3、2、1順序排列。問卷中加入了反映職工社會背景的六個控制變量。受教育程度：高中及專科（職校），本科，研究生及以上；月收入（元）；崗位：操作崗位，專業(yè)技術(shù)管理崗位，中層領(lǐng)導(dǎo)；年齡（歲）；工齡（年）；性別：男、女。

2.3　數(shù)據(jù)收集與樣本

研究所用數(shù)據(jù)通過調(diào)查問卷的方式獲取，以河北唐山地區(qū)一家大型冶金礦山企業(yè)職工為調(diào)查對象，隨機(jī)選取相同周圍環(huán)境中不記名答卷?？偣舶l(fā)放了問卷456份，回收后剔除無效問卷，得到有效問卷449份，有效率為98.46%。

3　數(shù)據(jù)分析

3.1　描述統(tǒng)計(jì)

使用SAS軟件得出描述統(tǒng)計(jì)量，如表1和表2所示。

3.2　信度檢驗(yàn)

本研究采用克隆巴哈（L J Cronbach）系數(shù)檢驗(yàn)方法進(jìn)行信度檢驗(yàn)，一般認(rèn)為Cronbabh系數(shù)達(dá)到0.8以上，說明指標(biāo)設(shè)置的效果為優(yōu)，0.7左右表明效果可以接受。使用SAS軟件計(jì)算結(jié)果顯示整體Cronbabh系數(shù)值為0.928 8，5個分量表的Cronbabh系數(shù)范圍為0.731 8～0.808 3，內(nèi)部一致性良好。

3.3　效度檢驗(yàn)

采用因子分析法檢驗(yàn)問卷的結(jié)構(gòu)效度，問卷的KMO值為0.955 9，相關(guān)系數(shù)明顯大于偏相關(guān)系數(shù)。同時進(jìn)行Bartlett球形檢驗(yàn)，自由度為120，卡方值為3 699.421 2，p值小于0.000 1，可以拒絕相關(guān)矩陣為單位矩陣的原假設(shè)。

因子分析中采用最大似然函數(shù)法，得到未旋轉(zhuǎn)的載荷矩陣，通過varimax方法旋轉(zhuǎn)，發(fā)現(xiàn)變量的載荷值在0.52和0.93之間，因子分析的結(jié)果與量表維度基本一致，說明問卷的結(jié)構(gòu)效度良好。

3.4　相關(guān)性分析

個人社會背景（崗位、月收入、學(xué)歷、年齡、工齡、性別）與職工環(huán)保知識、職工環(huán)保行為、企業(yè)環(huán)保技術(shù)行為、國家環(huán)保政策、承受環(huán)保治理損失認(rèn)知等相關(guān)系數(shù)如表3所示。

除去性別變量，各變量雙側(cè)檢驗(yàn)p值均小于0.05，相關(guān)性均具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。從表2相關(guān)性分析可知：

（1）受教育程度與職工環(huán)保知識（r=0.48，p＜0.01）、職工環(huán)保行為（r=0.47，p＜0.01）、企業(yè)環(huán)保技術(shù)行為（r=0.50，p＜0.01）、國家環(huán)保政策（r=0.49，p＜0.01）、承受環(huán)保治理損失（r=0.49，p＜0.01）認(rèn)知成顯著的強(qiáng)正相關(guān)關(guān)系，說明職工受教育程度越高，職工的環(huán)保認(rèn)知也越高。高中或?qū)？茖W(xué)歷的平均綜合環(huán)保認(rèn)知為58.715（標(biāo)準(zhǔn)差=12.799），大學(xué)學(xué)歷為72.19（標(biāo)準(zhǔn)差=14.472），研究生為85.88（標(biāo)準(zhǔn)差=11.333）。職工的環(huán)保認(rèn)知隨著學(xué)歷的上升而升高，趨勢明顯。如圖1所示。

（2）崗位與職工環(huán)保知識（r=0.63，p＜0.01）、職工環(huán)保行為（r=0.59，p＜0.01）、企業(yè)環(huán)保技術(shù)行為（r=0.69，p＜0.01）、國家環(huán)保政策（r=0.61，p＜0.01）、承受環(huán)保治理損失（r=0.67，p＜0.01）認(rèn)知成顯著的正相關(guān)關(guān)系，說明職工隨著崗位重要性的變化，對環(huán)保認(rèn)知程度成提高的趨勢。操作崗位職工的平均綜合環(huán)保認(rèn)知為57.151（標(biāo)準(zhǔn)差=12.191），專業(yè)技術(shù)管理崗位人員為77.255（標(biāo)準(zhǔn)差=10.083），中層領(lǐng)導(dǎo)為94.769（標(biāo)準(zhǔn)差=2.241 8）。差距十分明顯，崗位是決定環(huán)保認(rèn)知的重要因素。如圖2所示。

（3）收入與環(huán)保知識（r=0.92，p＜0.01）、職工環(huán)保行為（r=0.79，p＜0.01）、企業(yè)環(huán)保技術(shù)行為（r=0.87，p＜0.01）、國家環(huán)保政策（r=0.80，p＜0.01）、職工承受環(huán)保治理損失（r=0.86，p＜0.01）成顯著的正相關(guān)關(guān)系，說明職工收入越高，環(huán)保認(rèn)知越高。設(shè)職工環(huán)保知識認(rèn)知、職工環(huán)保行為認(rèn)知、企業(yè)環(huán)保技術(shù)行為認(rèn)知、國家環(huán)保政策認(rèn)知、承受環(huán)保治理損失認(rèn)知為分別為y軸，收入為x軸，隨著收入的增加，5個維度的認(rèn)知有明顯的上升趨勢。如圖3所示。

（4）年齡和工齡的相關(guān)系數(shù)在r=0.37，p＜0.01，說明年齡基本上可以被工齡解釋。工齡和年齡與環(huán)保知識，職工環(huán)保行為、企業(yè)環(huán)保技術(shù)行為、國家環(huán)保政策、職工承受環(huán)保損失認(rèn)知成顯著的正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)都在0.3左右，顯著。年齡越大，工齡越長，環(huán)保認(rèn)知越高。

同時，受教育程度與月收入（r=0.48，p＜0.01）、崗位（r=0.41，p＜0.01）成正相關(guān)關(guān)系，與年齡（r=-0.10，p=0.03）和工齡（r=-0.08，p＜0.09）有顯著的弱負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明受教育程度高的職工在企業(yè)升職加薪的機(jī)會更大，年齡大，工齡長的職工與年輕職工相比，學(xué)歷會低一些，這與近年來企業(yè)入職對學(xué)歷門檻要求有一定關(guān)系。

（5）在相關(guān)分析中，性別并沒有對環(huán)保認(rèn)知產(chǎn)生顯著影響。在做andersondarling檢驗(yàn)后，我們發(fā)現(xiàn)不能拒絕原數(shù)據(jù)為正態(tài)分布。在此基礎(chǔ)上，以性別不同為2類做雙樣本t檢驗(yàn)，在均方差條件下，用pooled方法，對于環(huán)保知識、職工環(huán)保行為、企業(yè)環(huán)保技術(shù)行為、國家環(huán)保政策以及職工環(huán)保損失認(rèn)知，p值分別為0.982 8，0.988 8，0.401 5，0.735 7和0.557 9，不能拒絕男女沒有差別的原假設(shè)。

3.5　多元線性回歸分析（逐步回歸法）

將個人背景中，學(xué)歷劃分為專科（?？萍案咧校┖痛髮W(xué)2個虛擬變量；工作崗位劃分為操作崗位和技術(shù)管理崗位2個虛擬變量。個人背景作為因變量、職工環(huán)保知識、職工環(huán)保行為、企業(yè)環(huán)保技術(shù)行為、國家環(huán)保政策等認(rèn)知變量作為揭示變量，經(jīng)過處理后的多元線性回歸模型假設(shè)如下。其中，Z為認(rèn)知，G為性別，C為大專及以下，U為大學(xué)本科；L為操作崗位，T為專業(yè)技術(shù)管理崗位，I為收入，A為年齡，S為工齡，βi為系數(shù)。

假設(shè)1職工環(huán)保知識認(rèn)知。

決定系數(shù)R2=0.728 2，說明職工環(huán)保知識有72.82%的變化可以由崗位、學(xué)歷和月收入來進(jìn)行解釋，并且該模型通過了F檢驗(yàn)（p＜0.000 1），并且操作崗位、專業(yè)技術(shù)管理崗位、?？?、大學(xué)和收入的t檢驗(yàn)的p值均小于0.05，因此拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)，回歸模型和變量系數(shù)都具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

假設(shè)2職工環(huán)保行為認(rèn)知。

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

決定系數(shù)R2=0.653 5，說明職工環(huán)保行為有65.35%的變化可以由學(xué)歷，年齡，崗位和月收入來解釋，該模型通過了F檢驗(yàn)（p＜0.000 1）,并且年齡、月收入、操作崗位、技術(shù)管理崗位和大學(xué)的t檢驗(yàn)小于0.05，因此拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)。

假設(shè)3企業(yè)環(huán)保技術(shù)行為認(rèn)知。

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

決定系數(shù)R2=0.704 2，說明企業(yè)環(huán)保技術(shù)行為認(rèn)知有70.42%的變化可以由學(xué)歷、月收入、年齡和崗位進(jìn)行解釋，并且該模型通過了F檢驗(yàn)（p＜0.000 1）,并且年齡、月收入、操作崗位、技術(shù)管理崗位和大學(xué)的t檢驗(yàn)小于0.05，因此拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)。

假設(shè)4國家環(huán)保政策認(rèn)知。

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

決定系數(shù)R2=0.646 5，說明國家環(huán)保政策認(rèn)知有64.65%的變化可以由月收入、學(xué)歷、年齡、崗位進(jìn)行解釋，并且該模型通過了F檢驗(yàn)（p＜0.000 1），并且月收入、操作崗位、技術(shù)管理崗位、年齡和大學(xué)的t檢驗(yàn)小于0.05，因此拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)。

假設(shè)5職工承受環(huán)保治理損失認(rèn)知。

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

決定系數(shù)R2=0.685 8，說明職工承受環(huán)保治理損失認(rèn)知有68.58%的變化可以由月收入、學(xué)歷、年齡、崗位進(jìn)行解釋，并且該模型通過了F檢驗(yàn)（p＜0.000 1），并且大學(xué)、操作崗位、技術(shù)管理崗位、收入和年齡的t檢驗(yàn)小于0.05，因此拒絕原假設(shè)，接受備擇假設(shè)。

4　結(jié)論與啟示

（1）職工的受教育程度越高，崗位越高、收入越高對環(huán)保知識的了解程度越高，參與企業(yè)及社區(qū)環(huán)保治理的自覺性越高，對國家環(huán)保治理的政策認(rèn)同越高，表現(xiàn)在對限行、限產(chǎn)、加大環(huán)保處罰持理解支持態(tài)度并愿意承擔(dān)環(huán)保治理對個人出行、心理影響甚至收入減少的損失。

說明職工受教育程度越高對環(huán)保知識的掌握程度越豐富，自身參與環(huán)保行為的自覺性與對環(huán)保治理的關(guān)注度越高，觸發(fā)環(huán)保行為的動因越強(qiáng)，主動參與環(huán)保治理的意愿越主動，在企業(yè)進(jìn)行環(huán)保技術(shù)改造、工作現(xiàn)場環(huán)境治理以及社區(qū)環(huán)境治理時，他們是積極的參與者、執(zhí)行者、推動者，同時也更能承受環(huán)保治理措施帶來的個人損失，是環(huán)保治理的骨干力量，要充分調(diào)動發(fā)揮他們的積極性。

（2）工齡和年齡與環(huán)保認(rèn)知成較弱的正相關(guān)關(guān)系，年齡大、工齡長的職工有較高的環(huán)保認(rèn)知。性別對環(huán)保認(rèn)知的影響微乎其微。

說明職工年齡越大，工齡越長，對工作環(huán)境的改善越重視，對企業(yè)環(huán)境污染對自身健康的損害越有體會，對企業(yè)加大環(huán)保技術(shù)投入等環(huán)保治理行為越贊成，要發(fā)揮他們的正面引導(dǎo)作用，減少職工對環(huán)保治理的阻力。

（3）職工崗位不同參與環(huán)保治理的自覺行為不同，對國家環(huán)保治理政策的理解支持度也不同。

調(diào)查發(fā)現(xiàn)操作崗位工人容易產(chǎn)生抵觸情緒，因此要加以引導(dǎo)他們認(rèn)識到環(huán)保治理的重要性，特別要做好環(huán)保設(shè)施操作技能的培訓(xùn)工作，保證環(huán)保設(shè)施的使用效果。

雖然調(diào)查的職工個人背景與環(huán)保知識、環(huán)保行為、企業(yè)環(huán)保技術(shù)行為認(rèn)知、國家環(huán)保政策和個人損失認(rèn)知的數(shù)據(jù)量有限，但是定量分析的結(jié)論可以清晰地看到職工環(huán)保認(rèn)知的趨勢，在環(huán)保治理新常態(tài)下，對于企業(yè)做好環(huán)保治理工作及政府制定環(huán)保治理政策具有借鑒作用。