隨著我國工業化和城市化的迅速發展,化石燃料的消耗量迅猛增加,其直接排放和二次生成引起的顆粒物污染日趨嚴重,使得灰霾天氣發生頻率劇增; 灰霾天氣已經成為一種新的災害性天氣,嚴重影響了人們的正常生活. 顆粒物通過對光的吸收和散射使地面大氣水平能見度急劇降低,進而對居民生活、工作等造成不利影響,特別是能見度的改變會影響個體行為,從而造成潛在的經濟損失: ①降低對自然保護區、公園、景點的參觀頻率,從而減少旅游收入; 居民不愿意在能見度差的區域居住,進而導致資產評估價值降低,影響當地的房地產市場; 對受影響地區的投資減少,也會影響到當地經濟發展.
對于上述影響,筆者應用條件價值評估方法,測定公眾針對能見度改進的支付意愿.
環境心理學關注人與自然之間的關系,針對公眾的環境意識、環境行為等方面均有大量成熟的研究. HE 等在研究中特別強調了公眾環境權和公眾參與在環境保護法中的重要地位. 為此,在客觀測量能見度之外,公眾對能見度的認知及建立在這種認知基礎之上的價值判斷,對公眾參與空氣質量改善就顯得尤為重要. Davidson 等的研究暗示了能見度認知的主觀性特征,并發現公眾對某一特定環境行為的態度有強弱之分,這種態度差異可能會調節一些心理學因素對個體行為的作用. 鑒于此,該研究從環境心理學視角出發,在現有研究基礎上初步建立理論模型,并結合客觀試驗數據和實際調查問卷統計分析數據對其進行修正,對影響能見度認知的心理因素以及能見度認知促成的行為導向進行系統的實證研究,以期為政府進一步將公眾參與政策納入到大氣環境保護工作中提供重要的參考.
1、 研究方法
1. 1 理論模型
在已有研究基礎上,建立公眾對大氣環境的意識與行為的理論模型及其相應的假設情境\\(H1 ~ H3\\)\\(見圖 1\\) ,即在控制性別、年齡、收入、家庭成員、教育程度等個體特征的條件下,環境信息來源可能對公眾的環保態度產生直接影響,生態價值觀也可能對公眾的環保態度產生間接影響; 同時,在控制個體特征及能見度改善需求的條件下,環保態度又對支付意愿產生直接影響.
1. 2 量表開發參考
WANG 等研究中應用的開放式測量方式,對能見度改善的支付意愿進行直接測度,結果見表 1 和圖 2. 值得注意的是,由于不同被訪者對實際和期望居住地環境空氣質量的需求\\(即能見度改善需求\\) 存在差異,故設定該差異為控制變量. 展示給被訪者的照片攝于 2011 年10 月\\(每日早、中、晚固定時間拍攝 3 次\\) ,拍攝地點為北京市五環外中國環境科學研究院大氣環境研究所辦公樓樓頂實驗室\\(40. 03°N、116. 39°E,為市郊站點,周邊無明顯大氣污染物排放源\\) ,共 2 組 10 張照片. 其中,第 1 組 5張照片反映的是大氣嚴重污染的情況,灰霾等級根據QX\ue4d4T 113—2010《霾的觀測和預報等級》確定,由中重霾至輕微霾級; 第 2 組 5 張照片反映的是大氣無霾的情況,空氣質量等級根據 GB 3095—2012《環境空氣質量標準》確定,由嚴重污染至優級. RH\\(相對濕度\\) 和能見度均為氣象站\\(芬蘭 Visala 綜合氣象站\\) 觀測值,時間分辨率為1 min,能見度觀測上限為 20 km;ρ\\(PM10\\) 采用 BAM-1020PM10分析儀\\(Metone,美國\\) 測定; ρ\\(PM2. 5\\) 采用 FH62C14 分析儀\\(Thermo Scientific,美國\\) 測定. 圖像資料為瞬時照片. RH、能見度、ρ\\(PM10\\) 、ρ\\(PM2. 5\\) 等均為照片拍攝前后 1 h 的平均值.
對于環境信息來源、生態價值觀和環保態度 3 個核心構念的測度均來自于已有研究. 根據文獻[24],環境信息來源分為媒體來源和社會來源,前者包括電視節目、廣播節目、Internet、報紙和廣告 5 個題項,后者包括父母、教師、朋友、公益團體和政府組織 5 個題項; 根據文獻[25],生態價值觀的測度選擇利他主義價值觀測度中與自然環境相關的 4 個題項; Milfont等將環保態度區分為測度環保主義和利用主義 2個方面,該研究采用其測度環保主義的量表,共分為4 個維度———享受自然、外部控制、支持意愿和資源節約. 以上所有題項均采用五刻度 Likert 量表. 最后,根據 Shen 等的研究結果,將被訪者的性別、年齡、家庭收入、家庭成員、教育程度等作為控制變量.
1. 3 樣本和數據收集
參照 1. 2 節各題項設定的原則,首先利用文獻[15,22,24,29]中的原始量表進行預測試,然后根據所得反饋結果對其中不合理的題項進行修訂,并形成問卷終稿. 問卷主要包括 2 類: ①紙質問卷,于 2013年 5 月進行了 3 輪紙質問卷的發放和收集工作,共發放問卷 175 份,回收有效問卷 124 份,有效回收率為70. 86% ; ②在線問卷 \\(題項與紙質問卷相同\\) ,于2013 年 7 月發出網上邀請 600 份,回收有效問卷 220份,有效回收率為 36. 67%. 合并 2 類數據獲得有效問卷共計344 份,總有效回收率為44. 39%.
對效問卷中進行統計可知,在地域分布上,來自東南沿海的占 39. 7%,西部地區的占 11. 0%,南方內陸的占 15. 7%,北方地區的占 33. 5%; 在性別上,女性占 62. 2%,男性占 37. 8%; 在年齡上,18 歲以下的僅占 1. 7%,18 ~ 35 歲的占 86. 6%,36 ~ 60 歲的占11. 6% ; 在家庭年收入上,9 999 元以下的占 7. 3% ,10 000 ~ 49 999元的占 23. 9% ,50 000 ~ 99 999 元的占 35. 9%,100 000 元以上的占 32. 9%; 在家庭成員人數上,3 人以下的占 18%,3 ~ 5 人的占 77. 6%,5人以上的僅占 4. 4%; 在受教育程度上,高中及以下學歷的占 3. 8%,本科學歷的占 83. 4%,研究生學歷的占 12. 8%.
2 、結果分析與討論
對于 344 份有效問卷,運用 AMOS 18. 0 分析量表的信度與效度,通過 SPSS 18. 0 進行回歸分析.
2. 1 量表的信度與效度
用 CFA\\(確定性因子分析\\) 方法檢驗各構念維度的單一性. 結果表明,對于環保態度的享受自然、外界控制、支持意愿、節約資源 4 個維度的載荷分別是0. 766、0. 581、0. 800、0. 813,并且對環保態度的載荷均非常顯著\\(P < 0. 001\\) ,同時所得高階模型也具有較好的擬和度. 在對環境信息來源和生態價值觀進行同樣分析之后,對整個測量模型進行 CFA 分析,并刪除因子載荷較低的題項以改善模型的擬合度,最終所得模型的擬合度〔χ2\ue4d4df \\(χ2為擬合度,df 為自由度\\) =1. 925,IFI\\(增量擬合指數\\) =0. 918,TLI\\(TuckerLewis 指數\\) = 0. 905,CFI \\(比較擬合指數\\) = 0. 917,RMSEA\\(近似誤差均方根\\) = 0. 052〕較好.
對于各題項信度的檢驗,采用 Fornell 等推薦的 CR\\(composite reliability,組合信度\\) 方法,分析結果顯示,所有題項的信度均高于臨界值\\(0. 70\\) . 通過信度檢驗后,采用 AVE\\(平均萃取方差\\) 檢驗所有題項的聚合效度和區別效度,結果顯示,除傳統媒體外,其他題項的 AVE 均高于臨界值\\(0. 50\\) . 由于 AVE是一種保守的估計,CR 較高時可認為整體的聚合效度仍然在可接受范圍內. 此外,各構念 AVE 的平方根均超過該構念和其他構念之間的相關度,說明各構念具備較好的區別效度.
【表１略】
2. 2 對支付意愿的描述性統計
被訪者的支付意愿統計結果如表 2 所示. 除 12位被訪者不愿填答外,332 名被訪者中,28. 9% 能夠接受的支付意愿為 0 ~ 50 元\ue4d4a,29. 8% 為 50 ~ 200元\ue4d4a,還有32. 9%為200 ~1 000 元\ue4d4a,>1 000 元\ue4d4a 的僅占 8. 4%.
2. 3 對生態價值觀和環保態度的回歸分析
根據 1. 1 節的理論假設,結合式\\(1\\) ~ \\(3\\) ,應用逐步回歸分析方法檢驗生態價值觀在環境信息來源和環保態度之間的中介作用,結果如表 3 所示.
式中,x10為生態價值觀,x11為環保態度,x1、x2、x3、x4、x5分別為被訪者的性別、年齡、家庭年收入、家庭成員數、教育程度,x7、x8、x9分別為來自傳統媒體、社交網絡和非營利組織的信息量,α 為截距,β 為回歸系數,ε 為殘差.
式\\(1\\) 回歸結果\\(見表 3\\) 顯示,環境信息來源包括傳統媒體和非盈利組織,與生態價值觀均無顯著相關性,只有從社交網絡獲取的信息量與生態價值觀呈顯著正相關; 在控制變量中,性別和收入均與生態價值觀呈顯著負相關,可能是因為女性對自然和環境更加敏感,以及高收入群體給予其他價值觀如金錢、地位等更高的權重.
式\\(2\\) \\(3\\) 回歸結果顯示,環境信息來源對環保態度的直接和間接影響得到了部分支持. 式\\(2\\) 回歸結果表明,傳統媒體和非營利組織獲得的環境信息量與環保態度的相關性不顯著,而通過社交網絡獲得的環境信息量與環保態度呈顯著正相關; 式\\(3\\) 回歸結果表明,生態價值觀與環保態度呈顯著正相關,可見,假設情境 H1 得到了驗證,即公眾生態價值觀念越強,對大氣環境體現出的環保態度就越強; 同時,來自社交網絡的環保信息量與環保態度的正相關性略有降低,由此推斷,生態價值觀在來自社交網絡的環保信息量和環保態度之間發揮了部分中介作用. 但是,來自傳統媒體和非盈利組織的環保信息量并沒有顯著促進公眾對大氣環境的環保態度,假設情境 H2 僅得到部分驗證,只有來自社交網絡的環保信息量起到了顯著的促進作用. 此外,在控制變量中,性別與環保態度呈顯著負相關,即女性的環保態度更強.
2. 4 對支付意愿的回歸分析
根據式\\(4\\) ~ \\(6\\) ,應用逐步回歸分析方法分別分析環境信息來源、生態價值觀和環保態度對支付意愿的影響,結果如表 4 所示.
式中,y 為支付意愿,x6為能見度改善需求.
式\\(4\\) ~ \\(6\\) 回歸結果如表4 所示. 由表4 可見,各類環境信息來源與支付意愿均顯著相關. 式\\(4\\) 回歸結果表明,從傳統媒體獲取的信息量與支付意愿呈較弱正相關,從社交網絡獲取的信息量與支付意愿呈顯著正相關,而從非營利組織獲取的信息量與支付意愿則呈顯著負相關. 將生態價值觀納入式\\(5\\) 結果表明,生態價值觀與支付意愿呈顯著正相關,同時來自社交網絡的環保信息量與支付意愿的正相關性略有下降,但仍然非常顯著; 結合式\\(1\\) 回歸結果可見,生態價值觀發揮了部分中介作用. 式\\(6\\) 考慮了環保態度的影響,回歸結果表明環保態度與支付意愿呈顯著正相關,由此也驗證了假設情境 H3. 生態價值觀與支付意愿相關性不顯著,也說明環保態度在其中發揮了部分中介作用,即“生態價值觀—環保態度—支付意愿”.
2. 5 討論
基于 2. 4 節分析結果,1. 1 節中理論模型中假設的一些路徑發生了變化,驗證模型如圖 3 所示.
假設情境 H1 得到驗證,即公眾生態價值觀念越強,其對大氣環境體現出的環保態度越強. 該結論比較容易理解,但是價值觀的形成是一個復雜的過程,往往具有長期性和內生性. 由圖 3 可見,只有來自社交網絡的環保信息量與生態價值觀呈較弱的正相關;相對于高收入群體,低收入群體具有更強的生態價值觀,可能是因為高收入群體給予其他價值觀\\(如金錢、地位等\\) 更高的權重; 另外,相對于男性,女性的環保價值觀念較強,可能是因為女性對自然和環境更加敏感. 上述各因素對生態價值觀影響的解釋率均較低\\(不足 10%\\) .
假設情境 H2 僅得到部分驗證,來自傳統媒體和非盈利組織的環保信息量與公眾對大氣環境的環保態度并無顯著的相關性,只有來自社交網絡的環保信息量與環保態度呈顯著正相關. 即無論對公眾廣義的生態價值觀還是對大氣環境的環保態度,電視、廣播、報紙這些傳統的平面媒體以及政府、NGO\\(Non-Govermental Organization,非政府組織\\) 公益團體,均未起到良性的信息傳播作用. 而從網絡社交平臺、家人、朋友圈中獲得的環保信息量越充分,公眾的生態價值觀念越強,其對大氣環境體現出的環保態度也越強.
假設情境 H3 得到驗證,即公眾對大氣環境體現出的環保態度與能見度改善的支付意愿呈顯著正相關. 由于來自外界的環保信息量對支付意愿的直接作用更強,導致“生態價值觀—環保態度—支付意愿”這一間接路徑表現較弱. 來自傳統媒體的環保信息量與支付意愿呈正相關,但相關性較弱; 來自非盈利組織的環保信息量與支付意愿反而呈負相關,一方面可能是這些環保信息來源的真實性受到質疑\\(比如缺乏規范化管理的 NGO\\) ,另一方面也可能是對信息來源的指向性存在誤解\\(比如缺乏深度解讀的政策法規\\) ,從而出現信息來源正式渠道失效的情況.
該研究結果有助于進一步將公眾參與政策納入到大氣環境保護工作中,但依然存在不足之處: 雖然通過現場和網絡多種途徑發放問卷,但是回收率仍然偏低,而且被訪者年齡分布較為集中,在一定程度上影響了樣本的代表性,由此可能導致研究結論存在一定偏差,因此后續研究中可以考慮分層抽樣的方式,進一步提高樣本的代表性; 對支付意愿的測量比較簡單,僅采取了特定情境設置下直接提問的方式,對公眾支付意愿水平的計算不夠精確,后續研究可以考慮選擇模型、競標等試驗設計方法以控制決策屬性構成的影響; 由于采用數據為橫截面數據,無法開展動態關系分析,后續研究也可以通過追蹤案例的方法進行深入分析.
3、 結論
a\\) 在 344 名被訪者中,除 12 位被訪者不愿填答外,28. 9%的被訪者能夠接受的支付意愿為 0 ~ 50元\ue4d4a,29. 8%的被訪者為 50 ~ 200 元\ue4d4a,還有 32. 9%的被訪者為 200 ~ 1 000 元\ue4d4a,> 1 000 元\ue4d4a 的僅占8. 4% .
b\\) 除了來自社交網絡的環保信息量與生態價值觀呈微弱的正相關外,其他信息來源的環保信息量與生態價值觀均無顯著相關性; 同時,低收入群體相對于高收入群體、女性相對于男性,其環保價值觀念更強.
c\\) 公眾對大氣環境所體現出的環保態度,更多得益于來自網絡社交平臺、家人、朋友圈中的環保信息. 公眾從社交網絡中獲取的環境信息越充分,其生態價值觀念越強,對大氣環境體現出的環保態度越強. 因此,可通過加強新媒體\\(如微信、微博\\) 的宣傳力度,以充分發揮社交網絡在提升公眾環保態度方面的優勢.
d\\) 公眾對大氣環境體現出的環保態度越強,其對能見度改善的支付意愿越強,但“生態價值觀—環保態度—支付意愿”這一間接路徑表現較弱. 來自非盈利組織的環保信息量與支付意愿呈負相關,強調了改善正式渠道的必要性. 改善正式渠道并不僅是為了直接提高公眾對能見度的支付意愿,更重要的是希望通過這些信息的傳播能夠影響公眾的生態價值觀,同時進一步提升公眾對大氣環境的關注度,從而間接地影響公眾的環保行為.
參考文獻:
[1] 吳兌,鄧雪嬌,畢雪巖,等. 細粒子污染形成灰霾天氣導致廣州地區能見度下降[J]. 熱帶氣象學報,2007,23\\(1\\) : 1-6.
[2] 譚吉華. 廣州灰霾期間氣溶膠物化特性及其對能見度影響的初步研究[D]. 廣州: 中國科學院廣州地球化學研究所,2007.
