環境關心量表的信效度研究及應用＊

劉賢偉 吳建平

隨著全球環境問題的不斷惡化,環境運動的不斷高漲,對人與環境之間關系的探討成為熱點,環境心理學也在這樣的背景之下應運而生。對于環境關心的界定,學術界意見不一,研究者根據自己的研究方法和研究目的都會給予環境關心對應的定義。Schwartz提出規范激活理論(norm-activation theory),該理論認為人們在社會生活中將外部不成文的規范內化為個人的規范、道德義務感、社會責任感、信念與價值觀,不遵循這些內化了的價值觀或信念行事的人,不僅會受到社會的懲罰,也會受到內心的譴責,因此當個體意識到自己的行為對他人會產生有害結果時,就可能會產生利他的態度和行為,當個體將這種有害結果的責任歸咎于自己時,也會產生利他態度和行為[1]。Stern和Dietz進一步擴展了規范激活理論,認為環境關心和親環境行為可以看成是由某種內在道德規范所激活的利他態度和行為,進而提出價值基礎理論(valuebasis theory),即對生態環境問題的態度基于人們最普遍的價值觀,這種道德規范建立在關心他人幸福和利益的價值基礎之上(例如,當人們意識到破壞環境會對他人產生有害結果,并且如果當個體將環境破壞的責任歸因于自己時,就趨向于產生環境關心和親環境行為)。Stern進一步指出,關心他人幸福和利益的價值觀(利他價值觀)僅僅是那些可能會引起環境關心和親環境行為的價值觀中的一個,另外還有兩個價值觀,關心自己的利益(利己價值觀)和關心生態圈的利益(生態圈價值觀)[2]。Stern的價值基礎理論為環境關心的心理學研究提供了新的方向。

Schultz和Zelezny在前人的基礎上,給予環境關心心理學角度的解釋,他們認為環境關心是一種態度,環境關心建立在不同價值觀基礎之上并受之驅動[3]。立足于價值基礎理論和態度的心理學研究,Schultz編制了環境關心量表(Environmental Concern Scales,簡稱ECS),該量表由3個相互關聯的維度構成,分別為生態圈環境關心(Biospheric concerns)、利己環境關心(Egoistic concerns)、利他環境關心(Altruistic concerns)。這3類環境關心受利己價值觀、利他價值觀和生態價值觀的驅動,利己環境關心是指個體關心環境是出于對自身利益的考慮,而利他環境關心是指出于對他人利益的考慮而去關心,相應地,生態圈環境關心就是出于對整個生態圈利益的考慮而關心環境[4]。Brown和Schultz指出生態圈環境關心在一定程度上反映了人們將自然環境看作自身一部分的程度[5],這一觀點與Roszak的生態潛意識(Ecological unconscious)理論在一定程度上是一致的,即人與自然環境之間存在一種親密的、普遍的情感聯結[6]。在北美洲、南美洲、歐洲以及亞洲部分地區的跨文化研究表明,ECS具有較好的信效度[7]。對于環境關心的心理學研究在中國正處于起步階段,測量工具相對貧乏,本研究將對環境關心量表進行中文修訂和信效度檢驗,使其適合于在中國本土對環境關心進行測量研究。

1 對象與方法

1.1 對象 選取了兩組樣本。樣本1為北京林業大學選修社會心理學公選課的本科生,共發放問卷180份,回收問卷172份,回收率 95.6%,其中有效問卷為 168份,有效率為97.7%。平均年齡(19.8±1)歲,其中男生為88人,占52.4%;女生為80人,占47.6%。本研究對樣本1數據進行項目分析和探索性因素分析。

樣本2數據從廣州、武漢、蘭州、成都、哈爾濱5個城市采集,共發放問卷1160份,回收問卷1124份,回收率96.9%,其中有效問卷為1102份,有效率為98%。樣本2被試年齡范圍從10～74歲,平均(29.88±11.91)歲。樣本2被試人口學資料見表1。

1.2 方法

1.2.1 環境關心量表(ECS) 由于破壞自然環境所導致的后果,人們越來越關注環境問題,但是人們關心環境的出發點有所不同,有些人關心環境是出于對自身的考慮,有些人是出于對他人的考慮,另一些人是出于對整個生態圈的考慮,這構成3個維度:利己環境關心、利他環境關心和生態圈關心。ECS從3方面評估了人們關心環境的動機,總量表由3個維度12個詞組構成,每個維度各4個詞組。要求被訪者根據自己的真實想法回答12個詞組所代表意義的重要程度。在征詢了Schultz本人的意見之后,確定在不刪減題目的基礎之上對量表進行修訂。

量表先由3名心理學專業的研究生翻譯成中文,對3份譯稿進行對比討論,整合出中文版量表的初稿。然后由英語專業的3名研究生對初稿進行回譯,在綜合比較之后確定了題項的中文翻譯,并對北京林業大學選修社會心理學課程的本科學生進行了小范圍試測,根據試測結果、參與試測學生的反饋以及心理系3名教授的意見,最終形成中文版環境關心量表。與原量表一樣,本研究的計分方式仍采用1～7的7點Likert記分,其中1代表最不重要,7代表最重要。

1.2.2 生態潛意識量表(Ecological Unconscious Scales,EUS) EUS由我國學者王冬冬、訾非編制[8],該量表測量人們的生態潛意識,即人們與自然環境之間存在的親密的、普遍的情感聯結。EUS包括5個維度:經濟政治、自然環境、文化氛圍、風土人情、壓力。本研究使用ECS和EUS對樣本2被試同時施測,以EUS作為分析ECS效度的指標,在本研究中EUS的Cronbach系數為0.823。

表1 樣本2被試人口學資料統計

1.3 統計處理 采用SPSS 17.0和L ISREL 8.70進行數據處理與統計分析。

2 結 果

2.1 項目分析 根據樣本1數據,檢驗項目與所屬因子總分之間的相關。分析發現生態圈關心維度4個題項(1、4、7、10題)與所屬因子總分相關系數在0.747～0.871之間(P<0.01);利己環境關心維度 4個題項(2、5、8、11題)與所屬因子總分相關系數在0.755～0.839之間(P<0.01);利他環境關心維度4個題項(3、6、9、12題)與所屬因子總分相關系數在 0.693～ 0.727之間(P<0.01)。

2.2 ECS的結構效度

2.2.1 探索性因素分析 采用SPSS 17.0對樣本1數據進行探索性因素分析。因素分析的適合性檢驗結果表明,該樣本數據的KMO值為0.771,Bartlett球形檢驗的值為753.176(df=66,P=0.000),因此可以進行探索性因素分析。采用主成分分析法抽取因素,獲得特征根大于1的因素有3個,解釋總方差的62.937%,結合圖1。抽取3個因素。探索性因素分析的具體結果見表2。

圖1 碎石

2.2.2 驗證性因素分析 根據國外對于環境關心的研究結果,本研究通過驗證性因素分析檢驗了3種可能的模型:單因素模型、二因素模型和三因素模型。單因素模型:即所有12個題項共同負載一個因素,從低分端不關心環境到高分端關心環境構成一個單維結構,這也是大多數環境關心研究所采用的模型;二因素模型:4個生態圈環境關心題項(1、4、7、10題)負載一個因素,而剩余的8個利他和利己環境關心題項(2、3、5、6、8、9、11、12 題)負載另一個因素,二因素模型與Thompson和Barton[9]的理論一致,他們認為環境關心要么源于對所有生物的關心,要么源于對人類自身的關心;三因素模型與Stern[2]和Schultz[4]對環境關心的分類一致,即生態圈環境關心(1、4、7、10 題)、利己環境關心(2、5、8、11 題)和利他環境關心(3、6、9、12 題)。

本研究采用L ISREL 8.70對樣本2數據進行驗證性因素分析以檢驗3個模型與數據的擬合性,驗證性因素分析各擬合指數見表3。

表2 ECS的因子結構

表3 環境關心量表3個假設模型的各種擬合指數

表4 環境關心量表各維度之間及各維度與總量表之間的相關(r)

由表3可見,三因素模型和兩因素模型皆優于單因素。綜合考察各項擬合指數,三因素模型優于兩因素模型,其各項擬合指數均達到較為理想的標準,模型對數據的擬合較好。對于三因素模型,χ2/df>5,但考慮到樣本量大于1000,三因素模型是可以接受的。驗證性因素分析結果說明中文版環境關心量表仍支持三維度模型。

2.2.3 ECS各維度之間以及各維度與總量表之間的相關根據樣本2數據,進一步檢驗各維度之間以及各維度與總量表之間的相關,見表4。

如表4所示,各維度與總量表之間的相關系數在0.788到0.860(P<0.01)之間,說明各維度對量表總分都有較大貢獻,且各維度之間的相關皆低于與總量表之間的相關,說明維度之間雖然有一定相關,但是彼此相對獨立。

2.3 ECS的效標效度 計算ECS各維度和生態潛意識量表(EUS)各維度以及量表總分之間的相關,見表5。ECS各維度以及量表總分與EUS各維度以及量表總分顯著正相關。

表5 ECS與EUS各維度之間的相關

2.4 ECS的信度 采用Cronbach一致性系數和Guttman分半信度檢驗ECS的信度。ECS各維度和總量表的信度水平皆達到可接受水平,量表可靠性較高。量表各維度及總量表的內部一致性系數和分半信度見表6。

表6 環境關心量表各維度及總量表的內部一致性系數

2.5 環境關心的人口學因素分析 根據樣本2的數據,對環境關心的性別差異進行檢驗,結果表明,女性平均環境關心水平顯著高于男性,統計結果見表7。另外,檢驗被試環境關心與其他人口學因素的關系,結果表明,年齡與環境關心顯著正相關(r=0.178;P<0.01);被試環境關心不存在居住地(F=0.983,P=0.322)、受教育程度(F=1.497,P=0.214)、收入水平(F=1.112,P=0.352)差異。

表7 被試環境關心得分的平均分與差異顯著性檢驗

3 討 論

3.1 ECS的信效度分析 首先,探索性和驗證性因素分析顯示,與原量表一樣,劃分為3個維度的構想是切合實際的。由于樣本2屬于大樣本,因此χ2/df較大,但擬合指數NN F I和CF I皆在0.90以上,且RM SEA 小于0.08,說明3維度的理論模型與實際數據擬合較好。對環境關心量表各維度之間以及與總量表的相關檢驗也顯示,量表結構效度是可以接受的。對環境關心三因素結構的解釋,Stern和D ietz[2]提出的價值基礎理論認為,對于環境問題的態度源于更普遍、更基礎的價值觀,因此不同的價值取向就導致了不同的態度,Schultz所區分的三類環境關心也就是三類價值取向(重視自我、重視他人或者重視整個生態圈)的結果。

其次,EUS各維度與ECS 3個維度顯著正相關,ECS量表總分與EUS量表總分顯著正相關。生態圈環境關心維度與EUS中自然環境維度的相關較高,而與經濟政治相關較低,該結果表明具有生態圈環境關心的個體與自然環境間的聯結就更為緊密,更向往自然環境,這也在中國被試中證明了Brown和Schultz[5]的假設,即環境關心,尤其是生態圈環境關心在一定程度上反映了被試將自然環境包含于自身的程度;利己環境關心維度與經濟政治維度的相關較高,與自然環境維度相關較低,原因可能在于利己環境關心的個體真正關心的是自己的利益,對于環境的關心在很大程度上是在于自然環境對于個體的經濟政治價值。

最后,采用Cronbach’sα系數檢驗ECS的信度,總量表以及各維度的α系數在0.746～0.868之間,通常認為α系數在0.7以上較為理想,因此,中文版ECS的內部一致性較好,量表的測試結果較為可信。

3.2 環境關心與社會人口學因素的關系 在過去的研究中,研究者們基于被試的社會人口學特征(如性別、年齡、受教育程度、收入等),檢驗它們對環境關心的影響,希望能以此區分出哪類人更加關心環境,因此探討環境關心與社會人口學因素之間的關系成為環境關心研究的一個重要方面[10]。

本研究結果表明,女性環境關心的水平顯著高于男性,這一結論與國外研究者的研究結果一致。對于環境關心存在的性別差異,Hunter,Hatch和Johnson[11]根據前人的研究把原因歸結為男女兩性傳統社會性別角色的差異:首先,個體的行為和心理被文化規范中性別期望所塑造,在這個框架之內,女性的傳統社會角色是照料者和看護者,因此社會要求她們的角色是合作性的,具有同情心的,進而形成維持生活和各種關系的世界觀;其次,男性傳統社會角色要求男性應該為家庭提供經濟支持,這種家庭供養者的角色使得男性在追求經濟上的成功時更具有支配性和獨立性。

以往大量研究報告稱年齡和各種環境關心的測量結果呈負相關,這些都為年齡對環境關心的預測作用提供了較為一致的證據。V an L iere和Dunlap[12]提出了“融入假設”解釋了年齡和環境關心的這種關系,他們假設在主導社會秩序中,解決環境問題的方法被看成是危險到主導社會的結構,而與老年人相比,年輕人更少融入到這種主導的社會體系和秩序中,因此年輕人會更支持那些阻止環境破壞的活動和行為。在本研究中,年齡與環境關心顯著正相關,這與以往大多數研究結論不一致,但是與Shen和Saijo[13]在中國上海的研究結果一致,對于這個結果,他們歸納了兩個方面的原因:首先,在中國大城市,大多數老年人經歷了20世紀80年代和90年代初期嚴重的環境污染,因此他們更有可能比年輕人關心各種環境問題;第二,中國的父母一般關心自己的孩子超過了關心自己,這種觀念在1979年實行計劃生育政策之后更為加強,為給下一代創造并維持一個良好的自然環境,老年人比年輕人更關注環境的惡化。另外,Inglehart[14]認為那些擁有共同生活體驗的人們,會傾向于表達相同的觀點和看法。因此,在本研究中,年齡與環境關心的關系可歸因為中國社會與文化的特殊性。

在本研究中,環境關心在居住地、受教育程度、收入水平3個社會人口學因素之上沒有顯著差異,原因可能在于:首先,環保知識和環保理念在宣傳方式以及傳播渠道上的多樣化、多元化,使得群眾在更大程度上接收到了這些信息并受之影響;其次,在當今中國,隨著城市化進程的加快以及鄉鎮企業的快速發展,農村居民、收入較低以及受教育程度較低的群體同樣暴露于環境破壞當中,甚至處于更惡劣的環境當中。對于中國人環境關心和社會人口學因素之間的關系還有待于進一步的研究探討。

4 結 論

4.1 ECS三因素模型各項擬合指數均達到較為理想的標準,模型對數據的擬合較好。3個維度分別為:生態圈環境關心、利己環境關心和利他環境關心。

4.2 ECS的信效度均符合心理測量學標準,可以作為環境關心研究的一個重要測量工具。

4.3 環境關心在性別上存在顯著差異,女性環境關心水平顯著高于男性;環境關心與年齡顯著正相關;環境關心在居住地、受教育程度、收入水平上不存在顯著差異。

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