知易行難？從環境意識到環境行為

程志華，張一航

（1.西安財經大學公共管理學院，陜西 西安 710061;2.西北大學經濟管理學院，陜西 西安 710127）

從20世紀90年代“公眾參與”概念提出至今，我國環境管理制度從自上而下的命令控制型管理模式開始向公眾參與及市場調節機制相結合的新型治理模式轉變。公眾參與環境治理的主要方式為開展積極的環境行為，通過自身行為減少環境損害或提高環境質量。2018年6月5日，生態環境部頒布了《公民生態環境行為規范（試行）》，旨在倡導簡約舒適、綠色低碳的生活方式，引領公民踐行生態環境責任，公眾環境行為成為環境治理的不可或缺的重要組成部分。

近年來，公眾環境知識水平不斷攀升，環境意識不斷提高。但公眾環境行為相對滯后，主要表現為無或缺乏積極的環境行為。環境意識的最終落腳點是環境行為，只有積極的環境行為才能踐行環境責任。如何改變公眾目前“知易行難”的狀態，成為重要的研究課題。

已有研究關注到了環境意識和居民環境行為之間的“代溝”，并從情境因素、心理因素、人口統計特征等角度探討“知易行難”產生的原因。本文運用多元線性回歸模型和調節效應，探討“知易行難”產生的原因，為提高政府環境治理能力、提升居民環境行為參與能力提出對策建議。

1 文獻綜述

環境意識是指人們“意識到并支持解決涉及生態環境問題的程度或者為解決這類問題而做出貢獻的意愿”，[1]居民環境行為旨在通過人類行為減少環境損害或提高環境質量，其內容較為廣泛，如資源回收行為、能源節約行為、綠色交通、綠色消費、環境公民行為等，常見的分類方法為私域環境行為和公域環境行為[2-3]。

環境意識和居民環境行為之間呈現出正相關、負相關或不相關三種關系。一種觀點認為環境意識能夠顯著提升居民環境行為。[4]如高環境意識提升居民參與綠色電力項目的意愿；擁有高生態旅游意識的居民更可能以金融支持的方式參與到生態旅游中。[5-6]Dienes 使用2010 年35 個國家的樣本數據，研究發現展示更高水平的氣候變化意識的居民不僅傾向于為減少氣候變化的影響付費，也愿意采取行動最小化其影響。[7]第二種觀點認為環境意識與居民環境行為之間存在顯著負相關關系，環境意識對居民環境行為（如報紙回收、使用節水設備等）的影響，隨環境行為成本的增加而降低。[8]此外，還有觀點認為環境意識與居民環境行為無關，這類實證研究較為少見。[9]

環境意識和居民環境行為之間的關系不統一，說明兩者之間不具有天然一致性。[10]這種不一致性通常表現為較高的環境意識和較低的環境行為，即“知易行難”，擁有環境意識的居民并不一定實踐環境行為。為什么會出現“知易行難”的現象？一種觀點認為，環境意識和環境行為之間的一致性通常受到情境因素的因素的影響，如開展行為的經濟成本。Diekmann 和Preisendorfer 提出“低成本假設”，強調居民經濟條件的重要性，只有當行為成本較低時，環境意識才轉化為親環境行為。[10]第二種觀點強調心理因素的影響。如計劃行為理論指出，態度、行為規范和感知行為控制共同決定了環境行為，其中，態度通過決定行為意向間接決定行為。[11]Stern 更新了價值—信念模型，認為環境態度是引發環境行為的重要變量，即環境意識是居民環境傾向和行為的前因。[12]第三種觀點關注人口統計特征因素。Webb，Sheeran 和Luszczynska 認為習慣是意識和行為的中介變量；同時，個人經歷的差異、人格、時間和精力、過往經驗、自我效能等都會影響環境行為的實施。[13]

國內學者的研究也印證了“知易行難”現象的存在并進行檢驗。中國氣候傳播項目中心在全國范圍內進行調研，研究結論顯示，中國公眾整體上對氣候變化問題有基本的認知，對政府政策高度支持，但在開展具體行動的問題上，調研結果并不理想。[14]洪大用和范葉超比較了世界31 個國家公眾對氣候變化的認知和行為，研究結果顯示，公眾對于氣候變化成因及其影響的了解比較有限，公眾行為呈現出積極取向，但是行為的自覺性較低。[15]唐洪松調查了四川省農村居民垃圾分類行為，結果表面居民對于垃圾分類存在較高的意愿，但實際上參與程度卻很低。[16]針對“知易行難”困境，龔文娟、杜兆雨認為，環境知識、媒體使用及社會交往對環境感知與環境行為之間的關系具有調節作用，且作用存在差異。[17]

2 理論基礎與模型構建

計劃行為理論[11]是由“態度—行為”理論演化而來，在解釋居民環境行為方面得到廣泛應用。[18-19]根據該模型，態度、社會規范和感知行為控制共同決定居民環境行為：態度通過行為意向間接決定行為；行為意向還受主觀規范及感知到的行為控制的影響?？梢?，從意識到行為至少受到社會規范、感知行為控制和行為意向的影響，兩者之間并不具備天然一致性。已有學者指出制度的、情境的、文化的因素導致意識—行為的不一致性。[20]Guagnano 所構建的“A-B-C”模型持同樣觀點，即居民環境行為是環境意識和情境因素共同作用的結果，情境因素調節環境意識和環境行為的關系，有利（不利）情境因素會促進（阻礙）環境意識與環境行為的關系。[21]情境因素是指居民在選擇實施環境行為時所面對的客觀環境，如基礎設施的便利性、政策支持等，這些客觀存在會影響居民實施環境行為。[22]此外，已有研究證實，人口統計特征也是影響居民環境行為的重要影響因素?；诶碚摲治?，本文構建環境意識對居民環境行為影響的多元線性回歸模型，將居民環境行為作為被解釋變量，環境意識是核心解釋變量，性別、年齡、受教育程度等作為控制變量。

變量設置方面，被解釋變量為居民環境行為（Y）。本文以居民生活垃圾分類衡量環境行為，原因在于垃圾分類行為是相對簡單、低成本的環境行為，能夠引發其他環境行為，是發展環境責任社會的第一步。此外，上海、北京、西安等城市推動居民生活垃圾分類已經初步有效，但依然存在諸多問題，如生活垃圾分類不到位、行為滯后等。從意識—行為的關系出發，為改善居民生活垃圾分類行為、提高城市生活垃圾治理效率提供新的視角。受訪者描述主觀垃圾分類行為，從非常差到非常好，得分區間為[1,5]。解釋變量為環境意識，使用“垃圾分類對于保護我國生態環境的重要程度如何”來衡量，從不重要到非常重要，得分區間為[1,5]?？刂谱兞堪ōh境知識、性別、年齡、受教育程度、居住地類型及家庭收入等。其中，環境知識分為主觀環境知識和客觀環境知識，主觀環境知識通過受訪者描述“您對環?？茖W知識的掌握程度”獲得，得分區間為[1,10]；客觀環境知識為判斷題，受訪者通過對“露天燒烤會產生PM2.5”等題目判斷對錯，答對得1分，答錯或不答為0分，得分區間為[1,5]。

3 實證檢驗

調查問卷采用生態環境部于2019 年5 月所發布的《公民生態環境行為調查問卷》，并結合實際對問卷進行了修改。調查采用線上調查的方法，通過在問卷星、金數據、騰訊問卷等平臺上制作問卷，并通過微信進行推送，共獲取樣本778 個，有效樣本748 個，有效率96.14%。數據處理使用Stata15.0。

3.1 描述性統計

描述性統計顯示，居民環境行為平均得分為3.37（以百分制核算約為67.4），相對應的環境意識得分為4.57（以百分制核算約為91.4），呈現出明顯的“知易行難”特征，即居民擁有高環境意識，但并未表現出積極的環境行為?？陀^環境知識平均分為4.30（以百分制核算約為86），得分較高，說明居民客觀環境知識已經具備較高的水平。主觀環境知識的平均值為5.85，換算為百分制為58.5，低于及格水平，即居民認為自身擁有的環境知識并不充分。人口統計特征方面，54.4%的受訪者為男性，45.6%為女性；最小年齡為13 歲，最大年齡為65 歲，平均年齡為32.6 歲；受教育程度平均值為3.53，約為高中、中?；蚣夹?；63%的受訪者居住在城市；平均收入水平在3～5萬之間。

3.2 多元線性回歸分析

為保證檢驗結果的穩健性，文章使用了逐步回歸。以個人環境意識作為核心變量，在此基礎上逐步加入其他控制變量，最終結果見表1。

表1 多元線性回歸結果

由表可見，環境意識是影響居民環境行為的核心變量，且兩者之間存在顯著正相關關系，較高的環境意識確實能夠增加居民環境行為的可能性。主觀環境知識顯著提升居民環境行為可能性，且影響的強度更大。主觀環境知識也被稱為感知的環境知識，表示個人認為自己了解環境知識的多少程度，是自我報告的環境知識，有可能存在偏差或錯誤，但能預測大部分環境行為。[23]主觀環境知識一般通過非正式環境知識獲取或傳播，如社會交往、媒體傳播、家庭內部的代際溝通等，該結論為提高個體環境意識、改善環境行為提供了新的思路。年齡與居民環境行為之間存在顯著正相關關系，說明年長的人表現出更為積極的環境行為。受教育程度與居民環境行為之間存在顯著負相關關系，與理論分析相悖?？赡艿慕忉尀?，受教育程度的增加通常與高級的環保行為有關，而不會對節省成本的環保行為產生影響。[24]具體到垃圾分類行為而言，受教育程度高的人可能收入更高，或受教育程度高的人更能意識到垃圾分類管理流程中的不足，而不愿進行生活垃圾分類。

3.3 調節效應

如果一個變量與其他自變量的相關性不大，則有可能成為調節變量。通過對變量之間相關性的分析，發現環境意識與性別（t=-0.038）、年 齡（t=0.044）、受 教 育 程 度（t=-0.015）、地域（t=-0.055）、收入（t=-0.017）等變量之間的相關系數較低而且不顯著，符合調節變量的檢驗要求。并且通過模型1 的結果可知，環境意識對居民環境行為有顯著影響，所以將分析性別、年齡、受教育程度、居住地、收入對于環境意識與居民環境行為的調節效應。

參照齊紹洲等的檢驗步驟，[25]將性別、年齡、學歷、居住地、居住時間、收入及環境感知變量進行標準化處理，并獲得標準化處理后的性別與環境感知、年齡與環境感知、學歷與環境感知、居住地與環境感知、收入與環境感知的交互項，進而進行層次回歸分析。

表2表示的是性別對于環境意識和環境行為之間的調節作用的結果。由表2 可以看出，R2的變化是顯著的，性別在環境意識和居民環境行為之間存在調節作用。性別的調節效應顯著，說明對于男性來說，環境意識每增加（或減少）一個標準差，其環境行為就增加（或減少）0.05個標準差。

表2 性別的調節效應分析

表3 表示的是年齡的調節作用檢驗結果。由表3可以看出，R2的發生了變化，并且是顯著的。說明年齡對于環境意識和居民環境行為具有調節作用。環境意識與居民環境行為之間的相關系數是0.05。年齡的調節效應顯著，說明在年齡固定的情況下，環境意識每增加（或減少）一個標準差，居民環境行為就增加（或減少）0.05個標準差。

表3 年齡的調節效應分析

表4 是受教育程度的調節作用檢驗結果?？梢钥吹絉2發生了變化并且是顯著的，受教育程度對于環境意識和居民環境行為具有調節作用。環境意識與環境行為之間的相關系數是-0.09。受教育程度的調節效應顯著，說明在受教育程度不變的情況下，環境意識每增加（或減少）一個標準差，居民環境行為就減少（或增加）0.09個標準差。

表4 受教育程度的調節效應分析

表5是居住地的調節作用檢驗結果?？梢钥吹絉2雖然發生了變化但不顯著，說明居住地沒有調節作用。環境意識和居民環境行為之間的相關系數是-0.013，居住地的調節作用不顯著。在居住地不變的條件下，環境意識每增加（或減少）一個標準差，居民環境行為就會減少（或增加）0.013 個標準差，而不論居住地是哪里。

表5 居住地的調節效應分析

表6是家庭收入的調節作用檢驗結果?？梢钥吹絉2雖然發生了變化但不顯著，說明家庭收入沒有調節作用。環境意識和環境行為之間的相關系數是-0.004，家庭收入的調節作用不顯著。在家庭收入不變化的情況下，環境意識每增加（或減少）一個標準差，居民環境行為就會減少（或增加）0.004 個標準差，無論家庭收入是多少。

表6 家庭收入的調節效應分析

3.4 穩健性檢驗

為檢驗回歸結果的穩定性，本文采用有序概率回歸模型對影響因素和調節效應進行分析（結果略）。穩健性檢驗結果與多元線性回歸結果相同，環境意識、主觀環境知識、年齡、受教育程度顯著影響居民環境行為。其中，環境意識、主觀環境知識和年齡對環境行為有顯著的正向作用，受教育程度則與個體環境行為存在顯著的負向關系。

4 討論與結論

本文通過對陜西省748份居民樣本數據進行分析，考察環境意識對居民環境行為的影響，并使用調節效應檢驗“知易行難”的產生機理，主要結論包括：（1）居民環境行為（特別是生活垃圾分類行為）確實表現出“高意識—低行為”的“知易行難”特征；（2）環境意識是驅動居民開展積極環境行為的重要變量，通過培育環境意識，達到改善居民環境行為的目的；（3）環境意識對居民環境行為的影響在性別、年齡及受教育程度等人口統計特征方面表現出明顯的差異，為提出區分性的環境政策提供依據。

一是明確的、清晰的、具有指向性的行為規范標準，能夠塑造個體親環境行為。我國公眾環境行為處于起步階段，環境知識、環境態度、環境責任感等意識層面的素質還未培育，個體環境行為不規范，具體表現為不知道什么時候該做、該做到哪種程度以及行為會產生哪些后果。政府層面的行為規范標準能夠規范個體行為，逐漸矯正或完善個體環境行為。2018 年我國頒布了《公民生態環境行為規范（試行）》，共十條，提倡了信息關注、能源關注等內容，各省市也出臺了相應的行為規范。各級政府的行為規范指導不夠具體，且未結合當地實際構建實際行為標準。政府應與非政府組織、研究機構等合作，制定明確的、清晰的，具有指向性的行為規范標準，如垃圾分類行為的時間、標準，綠色出行的含義及方式等，以培育個體親環境行為。

二是完善的基礎設施能夠誘發個體親環境行為。個體親環境行為的誘發也有賴于情境因素，特別是制度因素。完善的基礎設施能夠誘發個體親環境行為，關注垃圾桶的布局數量和布局質量；完善環境行為的激勵和獎懲措施，使用折扣、抵用券等經濟激勵促進回收行為。硬件和軟件的共同協作，完善情境因素，誘發、引導個體親環境行為。

三是關注性別、年齡、受教育程度等個體特征，對不同類別的人群實施具有針對性的環境項目，可起到事半功倍的效果。以生活垃圾分類為例，以老年人作為重點宣傳對象，輔以經濟或貨幣激勵，能夠取得良好效果；開展綠色消費，應以男性作為重點宣傳對象，男性比女性更容易參與到綠色消費行為中。