計(jì)劃行為理論視角下城市居民參與環(huán)境治理行為意向影響因素分析

張曉杰，杜 澤

（東北大學(xué)文法學(xué)院，遼寧 沈陽 110169）

1.引言

黨的十九大報(bào)告提出，建設(shè)生態(tài)文明是中華民族永續(xù)發(fā)展的千年大計(jì)，建設(shè)美麗中國，為人民創(chuàng)造良好的生產(chǎn)生活環(huán)境。改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，中國已成為世界第二大經(jīng)濟(jì)體。而在這前所未有的發(fā)展速度背后也存在著日益嚴(yán)重的環(huán)境破壞問題。據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)，2016年我國城市生活垃圾產(chǎn)生量約為1.91億噸，工業(yè)廢氣排放量年均增速達(dá)到12.22%，我國388個(gè)地級及以上城市中，僅有84個(gè)城市空氣環(huán)境質(zhì)量達(dá)標(biāo)，而酸雨城市比例達(dá)到了19.8%。這些數(shù)據(jù)表明我國的環(huán)境問題日益嚴(yán)峻。

隨著政府信息公開力度不斷加大，環(huán)境保護(hù)問題得到了我國社會各界的關(guān)注，公民參與環(huán)境治理意愿逐年提升。面對公眾日益增長的環(huán)境治理熱情，國家有關(guān)部門出臺了一系列鼓勵公民參與環(huán)境治理的政策法規(guī)?！秶鴦?wù)院關(guān)于環(huán)境保護(hù)若干問題的決定》中提出：“建立公眾參與機(jī)制，發(fā)揮社會團(tuán)體的作用，鼓勵公眾參與環(huán)境保護(hù)工作，檢舉和揭發(fā)各種違反環(huán)境保護(hù)法律法規(guī)的行為”。2015年施行的《環(huán)境保護(hù)法》也對“公民參與”進(jìn)行了專章規(guī)定。黨的十九大報(bào)告中也強(qiáng)調(diào)要構(gòu)建政府為主導(dǎo)、企業(yè)為主體、社會組織和公眾共同參與的環(huán)境治理體系。

與此同時(shí)，環(huán)境治理也逐漸成為學(xué)術(shù)研究領(lǐng)域的熱點(diǎn)問題。既有文獻(xiàn)多從以下三個(gè)方面對居民參與環(huán)境治理行為進(jìn)行分析：（1）在社會心理學(xué)領(lǐng)域，學(xué)者多針對主觀規(guī)范、環(huán)境關(guān)心、態(tài)度等變量進(jìn)行研究。王麗麗、張曉杰通過研究證實(shí)了規(guī)范激活理論模型能夠?qū)χ袊竦沫h(huán)境信訪行為進(jìn)行較好的解釋和預(yù)測。［1］Dasgupta、Wheeler 和Brettell的研究則分析了公民環(huán)境保護(hù)意識對環(huán)境行為的影響。［2］［3］（2）在人口統(tǒng)計(jì)學(xué)方面，學(xué)者多以階層、性別、受教育程度等為變量進(jìn)行研究。如時(shí)立榮通過GASS2010進(jìn)行數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)我國居民環(huán)保行為受到階層因素影響，不同階層在環(huán)境行為方面具有顯著差異。［4］Brent S.Steel、Kent Liere、Riley Dunlap等學(xué)者研究認(rèn)為女性較之男性更愿意參與環(huán)境保護(hù)行動并針對環(huán)境保護(hù)現(xiàn)狀提出建議。［5］［6］王鳳采用 2006 年橫截面數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)受教育程度對公民環(huán)保行為具有顯著正向影響。［7］（3）在外部結(jié)構(gòu)方面，學(xué)者多從社會治理、政府規(guī)制、政策制定等因素對居民參與環(huán)境治理行為進(jìn)行研究。曾婧婧、胡錦繡、朱利平認(rèn)為我國政府規(guī)制存在缺陷，社會環(huán)境治理將彌補(bǔ)這一缺陷，成為改善環(huán)境質(zhì)量的有效途徑。［8］［9］David Folz 和Josepb Hazlett的研究表明，政策因素在固體廢棄物管理中發(fā)揮更大的作用，制定切實(shí)可行的政策將有效提高固體廢棄物的管理水平。［10］

既有文獻(xiàn)中對于居民參與環(huán)境治理的研究涉及社會心理學(xué)、人口統(tǒng)計(jì)學(xué)、外部結(jié)構(gòu)因素等多個(gè)領(lǐng)域，對我們理解居民參與環(huán)境治理行為具有重要的借鑒意義。然而，既有文獻(xiàn)缺乏對居民本身環(huán)境治理行為意向的研究?；诖?，本文以計(jì)劃行為理論為依托，通過對S市城市居民的問卷調(diào)查，具體分析影響城市居民參與環(huán)境治理行為意向的相關(guān)因素。

2.理論框架

計(jì)劃行為理論是從信息加工的角度、以期望價(jià)值理論為出發(fā)點(diǎn)解釋個(gè)體行為一般決策過程的理論。［11］1991 年艾真（Ajzen）發(fā)表的《計(jì)劃行為理論》一文，標(biāo)志著計(jì)劃行為理論的成熟。［12］計(jì)劃行為理論主要包括行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制、行為意向和行為五個(gè)要素，如圖1所示。該理論認(rèn)為行為意向是影響人的行為的直接因素，但同時(shí)人的行為還受到執(zhí)行行為的個(gè)人能力、機(jī)會以及資源等實(shí)際控制條件的制約。而行為意向也受到行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制三個(gè)前置變量的影響。此外，感知行為控制可以直接作用于實(shí)際執(zhí)行的行為。

圖1 ：計(jì)劃行為理論示意圖

行為態(tài)度是指個(gè)人對于執(zhí)行某一特定行為所持的評價(jià)，這一評價(jià)可以是正面也可以是負(fù)面的；主觀規(guī)范是指個(gè)人對于周圍重要他人或團(tuán)體認(rèn)為自身是否應(yīng)當(dāng)執(zhí)行某一特定行為的看法，即個(gè)人所感知到的來自外界的社會壓力；感知行為控制是指個(gè)人執(zhí)行某一特定行為根據(jù)經(jīng)驗(yàn)所感知到這一行為難易程度的能力；行為意向是指個(gè)人在執(zhí)行某一特定行為時(shí)對于執(zhí)行這一行為的利弊判斷的直接傾向；行為是指個(gè)人所執(zhí)行的行為。［12］［13］

計(jì)劃行為理論具有良好的解釋力和預(yù)測力，適用于包括飲食行為、社會行為、學(xué)習(xí)行為、運(yùn)動行為等多種行為領(lǐng)域，在實(shí)際研究中得到了廣泛的應(yīng)用。費(fèi)斯賓認(rèn)為計(jì)劃行為理論可以解釋個(gè)人執(zhí)行某一行為的動因，能夠廣泛適用于不同文化背景下的個(gè)人行為。［14］基于計(jì)劃行為理論，本文構(gòu)建理論框架（圖2）并提出以下研究假設(shè)：

H1:環(huán)境治理行為態(tài)度正向影響環(huán)境治理行為意向；

H2:主觀規(guī)范正向影響環(huán)境治理行為意向；

H3:感知行為控制正向影響環(huán)境治理行為意向。

圖2 ：基于計(jì)劃行為理論的城市居民參與環(huán)境治理行為意向影響因素模型

Ryu S.H.、López-Mosquera 等學(xué)者通過研究發(fā)現(xiàn)，在計(jì)劃行為理論中主觀規(guī)范對行為意向具有直接影響，但同時(shí)個(gè)體的主觀規(guī)范也可以通過行為態(tài)度間接影響行為意向。［15］［16］李乃文、周玲強(qiáng)等學(xué)者也對這一假設(shè)進(jìn)行證實(shí),認(rèn)為主觀規(guī)范能夠有效驅(qū)動行為態(tài)度。［17］［18］Kallgren 等學(xué)者認(rèn)為，在日常生活中，主觀規(guī)范的影響不是在于個(gè)體對社會制裁的恐懼，而是個(gè)體是否有能力獲取信息去判定他人如何使特定行為合法化。這種社會化確認(rèn)過程不僅向個(gè)體提供了判斷特定行為對與錯的相關(guān)信息，而且會告知個(gè)體實(shí)施這一行為是否是有意義（ATT）或者是簡單易行的（PBC）。［19］倘若這一假設(shè)正確，則主觀規(guī)范更多地通過對行為態(tài)度和感知行為控制的直接正向影響來影響行為意向。

基于此，本研究構(gòu)建調(diào)整后的計(jì)劃行為理論框架（如圖3）并提出以下研究假設(shè)：

H4:主觀規(guī)范正向影響環(huán)境治理行為態(tài)度；

H5:主觀規(guī)范正向影響感知行為控制；

H6:環(huán)境治理行為態(tài)度正向影響環(huán)境治理行為意向；

H7:感知行為控制正向影響環(huán)境治理行為意向。

圖3 ：基于調(diào)整后計(jì)劃行為理論的城市居民參與環(huán)境治理行為意向影響因素模型

本文將對上述兩種模型及其假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)，通過分析數(shù)據(jù)比較得出最適合解釋城市居民參與環(huán)境治理行為意向影響因素的模型并據(jù)此提出有關(guān)政策建議。

3.研究方法

3.1 問卷設(shè)計(jì)

本研究基于計(jì)劃行為理論，設(shè)計(jì)了包含4個(gè)維度5道題的開放式問卷，通過方便抽樣方法對S市20位居民進(jìn)行調(diào)查。根據(jù)開放式問卷調(diào)查結(jié)果及既有文獻(xiàn)中的量表問卷，通過專家修改，最終形成基于李克特量表的城市居民參與環(huán)境治理行為意向影響因素量表，由4個(gè)計(jì)劃行為理論模型維度（主觀規(guī)范、行為態(tài)度、感知行為控制、行為意向）和基本信息組成，其中“1”表示對該表述“非常不贊同”，“7”表示“非常贊同”。

3.2 數(shù)據(jù)收集

本研究的調(diào)查對象為在S市居住滿一年以上且年滿16周歲的中國公民。此次調(diào)研共發(fā)放正式問卷500份，回收430份，其中有效問卷407份，有效率為81.4%。樣本的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如下：男性占48%，女性占52%。26-35歲居多，共占總樣本的36.1%；其次是36-45歲，占20.9%；16-25歲、46-55歲、56歲及以上分別占19.9%、16.2%、6.9%。從學(xué)歷水平來看，學(xué)歷在高中（含中專）、大專及大學(xué)的被訪者占據(jù)了樣本的大部分，占76.7%。從收入水平上來看，月收入在2000-5000元之間的受訪者占55.7%，超過了總樣本量的一半以上。

4.研究結(jié)果及分析

4.1 信度及效度檢驗(yàn)

4.1.1 信度分析

信度是用來反映統(tǒng)計(jì)量表可靠性的重要指標(biāo)，信度的高低可以反應(yīng)統(tǒng)計(jì)量表的質(zhì)量。Cronbach’s Alpha是用來分析檢測量表各指標(biāo)間的內(nèi)部一致性程度的最常用的指標(biāo)，Cronbach’s Alpha越大表明各指標(biāo)間的相關(guān)性越大。一般認(rèn)為 Cronbach’s Alpha大于 0.7為高信度，小于0.35為低信度，0.5為可接受的最低信度水平。［1］各變量信度結(jié)果如表1所示，由表1可見本研究量表具有較高的內(nèi)部一致性。

表1 ：正式問卷可靠性統(tǒng)計(jì)

4.1.2 效度分析

效度即有效性程度，用來反映測量工具能夠準(zhǔn)確測出所需測量的事物的程度，即測量量表的有效性、準(zhǔn)確性。本研究的正式問卷來源于既有文獻(xiàn)和前期的開放式問卷結(jié)果，同時(shí)在咨詢相關(guān)領(lǐng)域?qū)＜业囊庖姾笾匦滦薷牟糠诸}項(xiàng)以得到最終正式問卷，由此表明正式問卷具有較高的內(nèi)容效度。

4.2 模型擬合與假設(shè)檢驗(yàn)

4.2.1 模型擬合與模型適配分析

本研究運(yùn)用AMOS22.0對基于計(jì)劃行為理論和基于調(diào)整后的計(jì)劃行為理論的城市居民參與環(huán)境治理行為意向影響因素理論模型進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程擬合。

模型適配分析結(jié)果如表2所示：

表2 ：城市居民參與環(huán)境治理影響因素理論模型適配檢驗(yàn)表

吳明隆認(rèn)為在模型適配分析中，通過以下幾個(gè)指標(biāo)可以判斷整體模型適配度指標(biāo)是否達(dá)到適配標(biāo)準(zhǔn)：卡方值（適配標(biāo)準(zhǔn)為P>0.05）、RMSEA值（適配標(biāo)準(zhǔn)為RMSEA值<0.05優(yōu)秀,RMSEA值<0.08良好）、GFI值 （適配標(biāo)準(zhǔn)為 GFI值>0.9以上）、AGFI值 （適配標(biāo)準(zhǔn)為AGFI值>0.9以上）、NFI值（適配標(biāo)準(zhǔn)為NFI值>0.9以上）、RFI值（適配標(biāo)準(zhǔn)為RFI值>0.9以上）、IFI值 （適配標(biāo)準(zhǔn)為IFI值>0.9以上）、TLI值 （適配標(biāo)準(zhǔn)為TLI值>0.9以上）、CFI值 （適配標(biāo)準(zhǔn)為 CFI值>0.9以上）、PGFI值（適配標(biāo)準(zhǔn)為PGFI值>0.5以上）、PNFI值（適配標(biāo)準(zhǔn)為PNFI值>0.5以上）、PCFI值（適配標(biāo)準(zhǔn)為PCFI值>0.5以上）、卡方自由度比（適配標(biāo)準(zhǔn)為 1

在充分釋放自由度之后，基于調(diào)整后計(jì)劃行為理論的城市居民參與環(huán)境治理行為意向影響因素理論模型擬合效果較好，樣本數(shù)據(jù)與提出的理論模型良好適配。而基于計(jì)劃行為理論的城市居民參與環(huán)境治理行為意向影響因素理論模型則未達(dá)到預(yù)期擬合效果，樣本數(shù)據(jù)與該理論模型適配度較低。

4.2.2 路徑分析結(jié)果

研究數(shù)據(jù)結(jié)果如表3、表4所示：

表3 ：基于計(jì)劃行為理論的結(jié)構(gòu)方程模型的路徑系數(shù)和假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

表4 ：基于調(diào)整后計(jì)劃行為理論的結(jié)構(gòu)方程模型的路徑系數(shù)和假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示，在基于計(jì)劃行為理論的結(jié)構(gòu)方程模型中，環(huán)境治理行為態(tài)度、感知行為控制對環(huán)境治理行為意向的標(biāo)準(zhǔn)化下的路徑系數(shù)分別為0.486和0.367，且均在1%的水平上顯著，假設(shè)H1、H3被證實(shí)；而主觀規(guī)范對環(huán)境治理行為意向的標(biāo)準(zhǔn)化下的路徑系數(shù)僅為0.078（當(dāng)路徑系數(shù)達(dá)到0.25及以上時(shí)，可以認(rèn)為該變量對于因變量的影響作用較大［18］），且未通過顯著性檢驗(yàn)。

在基于調(diào)整后計(jì)劃行為理論的結(jié)構(gòu)方程模型中，主觀規(guī)范對環(huán)境治理行為態(tài)度的標(biāo)準(zhǔn)化下的路徑系數(shù)為0.365，在1%的水平上顯著，假設(shè)H4被證實(shí)；主觀規(guī)范對于感知行為控制的標(biāo)準(zhǔn)化下的路徑系數(shù)為0.641，也在1%的水平上顯著，假設(shè)H5被證實(shí)；而環(huán)境治理行為態(tài)度和感知行為控制對環(huán)境治理行為意向的標(biāo)準(zhǔn)化下的路徑系數(shù)分別為0.402和0.419，且均在1%的水平上顯著，假設(shè)H6、H7被證實(shí)。由此可見，主觀規(guī)范通過對環(huán)境治理行為態(tài)度和感知行為控制的作用下，正向間接影響環(huán)境治理行為意向。

4.2.3 模型路徑系數(shù)的效應(yīng)分析

通過運(yùn)用AMOS22.0對環(huán)境治理行為意向模型的各個(gè)潛變量之間直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)進(jìn)行分析，以此來知曉各潛變量對于環(huán)境治理行為意向的影響程度。具體分析結(jié)果如表5所示：

表5 ：基于調(diào)整后計(jì)劃行為理論的環(huán)境治理行為意向效應(yīng)分析

由表5可知，基于調(diào)整后計(jì)劃行為理論的理論模型，環(huán)境治理行為態(tài)度和感知行為控制對于環(huán)境治理行為意向具有正向直接影響，而主觀規(guī)范對于環(huán)境治理行為意向具有間接影響，其中主觀規(guī)范通過行為態(tài)度和感知行為控制對行為意向產(chǎn)生的間接總效應(yīng)為0.416（0.343*0.490+0.633*0.392），環(huán)境治理行為態(tài)度和感知行為控制對環(huán)境治理行為意向的直接總效應(yīng)分別為0.490和0.392?？梢?，環(huán)境治理行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制對于環(huán)境治理行為意向的影響效力依次降低。

5.結(jié)論與建議

本文基于社會心理學(xué)的計(jì)劃行為理論，構(gòu)建城市居民參與環(huán)境治理行為意向影響因素的兩個(gè)理論模型，通過對結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行擬合檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)基于計(jì)劃行為理論的城市居民參與環(huán)境治理行為意向影響因素理論模型則未達(dá)到預(yù)期擬合效果，樣本數(shù)據(jù)與該理論模型適配度較低。而基于調(diào)整后計(jì)劃行為理論的城市居民參與環(huán)境治理行為意向影響因素理論模型擬合效果較好，樣本數(shù)據(jù)與提出的理論模型良好適配。其中，主觀規(guī)范正向影響環(huán)境治理行為態(tài)度和感知行為控制，環(huán)境治理行為態(tài)度和感知行為控制對于環(huán)境治理行為意向具有正向直接影響，環(huán)境治理行為態(tài)度（0.490）、主觀規(guī)范（0.416）、感知行為控制（0.392）對于環(huán)境治理行為意向的影響效力依次降低。

基于模型分析結(jié)果，本文提出如下政策建議：

第一，宣傳典型正面案例，推動居民積極認(rèn)識環(huán)境治理行為。通過上述研究可以發(fā)現(xiàn)環(huán)境治理行為態(tài)度是影響城市居民參與環(huán)境治理行為意向的最主要因素。社會應(yīng)當(dāng)通過宣傳參與環(huán)境治理的積極作用及正面事例，使民眾形成對于參與環(huán)境治理的積極認(rèn)識，讓民眾認(rèn)為參加環(huán)境治理對于自身是有意義的，進(jìn)而提升居民對于環(huán)境治理的評價(jià)水平。

第二，營造保護(hù)環(huán)境氛圍，發(fā)揮社區(qū)及社會組織引導(dǎo)作用。通過研究可以發(fā)現(xiàn)，城市居民在考慮是否參與環(huán)境治理時(shí)，通常會參考家人朋友、社區(qū)鄰居、街道居委會及政府有關(guān)部門的建議，看其是否會支持自己參與環(huán)境治理。這說明在居民周圍營造出保護(hù)環(huán)境的氛圍是必要的。因此，政府應(yīng)當(dāng)發(fā)揮自身優(yōu)勢，以其公信力通過多渠道鼓勵支持城市居民參與環(huán)境治理；同時(shí)社區(qū)、居委會等居民自治組織也應(yīng)當(dāng)及時(shí)組織適合本區(qū)域的宣傳活動，讓居民感受到基層組織對于環(huán)境治理的重視程度及支持力度。除此之外，作為在新時(shí)期不斷發(fā)展壯大的民間環(huán)保團(tuán)體，以其親和力和非官方的特點(diǎn)逐漸贏得了民眾的信任?；诖?，決策者應(yīng)當(dāng)積極出臺相關(guān)法律法規(guī)，鼓勵民間環(huán)保團(tuán)體等社會組織通過合法途徑不斷發(fā)展，使其成為充當(dāng)連接政府和民眾、推動社會形成公民參與環(huán)境治理熱潮的紐帶和關(guān)鍵部分。

第三，增強(qiáng)居民參與環(huán)境治理信心，降低居民參與環(huán)境治理行為的難度。政府應(yīng)當(dāng)敢于破除阻礙居民參與環(huán)境治理的“藩籬”，通過公開參與渠道，及時(shí)發(fā)布相關(guān)信息，定期公開環(huán)境治理進(jìn)度等方式，逐漸打消民眾對于參與環(huán)境治理的顧慮，降低居民參與環(huán)境治理行為的難度，使民眾能夠更加方便、及時(shí)地參與環(huán)境治理。