引入中介與調節變量的生態認知對生態行為作用機理實證研究

廖 冰,張曉琴

(南京林業大學 a.經濟管理學院;b.研究生院,江蘇 南京210037)

“綠水青山就是金山銀山”這句話已經是家喻戶曉,生態文明建設是民之所望、心之所系,生態文明理念已深入人心[1],人類正邁入生態文明建設的康莊大道[2],學政界對生態文明的研究也是如火如荼、漸臻佳境。

十九大后,我國政府將生態文明作為新時代中國特色社會主義的重要戰略目標、新時代中國特色社會主義的科學發展觀和中華民族永續發展的千年大計、千秋偉業。自生態文明提出以來,人類對生態文明的探索就從來沒有停止過,人類為生態文明建設付出了艱苦卓絕的努力。人類要建設生態文明,依靠社會公眾力量是關鍵。社會公眾是生態文明建設的主心骨,而公眾的生態行為對生態文明建設具有十分重要的影響。需要特別說明的是,這里的生態行為也稱為環境行為、環境保護行為、環境友好行為[3],旨在減少資源浪費和環境污染,在日常中消費、使用、處理中自覺地實行產品減量化、再利用、資源化等[4]。

本文擬研究生態認知對生態行為的作用機理，以找尋生態行為的影響因素來合理規范公眾的生態行為,這不僅對推進我國生態文明建設具有重要的理論與現實意義,還能為政府及相關管理部門制定生態文明建設規劃提供借鑒和參考依據。

1 文獻回顧與研究思路

1.1 文獻回顧

生態認知是指人類對生態環境的基本認識和對生態科學知識的掌握了解情況,它是形成生態情感、萌發出生態意志和促成生態行為的必要前提[5]。現有研究多是針對生態行為影響因素的研究,一旦知道影響因素,就能有效規范生態環保行為[4]。從現有研究看出,性別、職業、文化程度、經濟水平等社會結構變量[6-9]和價值觀、態度、地方感等社會心理變量會對居民環保行為產生影響[8-14],與此相關的理論有NAM模型(Norm-Activation Model)[15,16]、VBN理論(Theory of Value-Belief-Norm)[17,18]、計劃行為理論(Theory of Planned Behavior)[19]。

歸納起來主要包括生態知識、生態感知、生態情感、生態態度、生態價值觀、生態責任感、社會統計特征等7個方面:①生態知識。多數學者認為生態知識的積累能導致人們生態行為的產生,也有學者認為要區分是具體知識還是抽象知識,擁有具體知識的人才會產生生態行為,而擁有抽象知識的人并不會產生生態行為,存在“知行脫節”的現象,有一定生態知識的農民不一定有正確的生態行為[20]。②生態感知。生態感知包括自我感知和他感,感知能增強自身生態行為的信心,并對生態意識和生態行為產生顯著影響[21]。③生態情感。Dispoto、Li、Ricky認為,環境情感與綠色行為之間存在著正向關系[22,23]。④生態態度。多數研究認為生態態度會促進生態行為發生,但當生態態度被抽象為一般態度時,生態態度對生態行為的影響就變得極其微弱[24]。⑤生態價值觀。多數學者認為生態價值觀的規范能促進生態行為的發生。⑥生態責任感。生態責任意識是人類在面對和解決生態問題中自己所承擔的認識[25,26],社會責任意識強的人傾向于受到公眾價值觀的影響,大多數學者認識到生態責任意識與生態行為之間的因果關系。⑦社會統計特征。有學者認為社會統計特征對生態行為并無太大關系,有學者認為社會統計特征對生態行為具有正相關關系,也有學者認為社會統計特征對生態行為具有負相關關系。

1.2 研究思路

以上對生態環保行為的研究已深入到諸多領域,為本文研究提供了良好借鑒。但大多把生態行為作為因變量,把影響因素作為自變量來探討生態行為關鍵影響因素及程度[27]。然而,并不是所有這因素都直接對生態行為產生作用,有些必須依靠中介才能起作用,而目前多研究影響因素對生態行為的直接作用,這勢必會產生一定的偏誤[28]。為此,本文參考相關文獻[29],在生態認知中引入調節變量和中介變量研究生態行為的作用關系、影響路徑和作用機理等,在此基礎上揭示生態認知、調節與中介變量對生態行為的相互作用程度,找尋生態行為的關鍵影響因素與程度。

具體研究思路主要為:①查閱、整理、分析國內外生態認知對生態行為作用關系研究的相關文獻資料之后,指出它存在未考慮中介變量和調節變量的不足,分別將調節變量和中介變量引入到生態認知對生態行為的作用關系中。②構建生態認知、中介與調節變量、生態行為系統結構并定性分析它們之間的相互關系,由此分別提出中介/調節變量分別在生態認知中對生態行為作用關系中的理論假設模型。③基于知—信—行(KAP理論)和理論假設模型，選取生態認知、中介與調節變量[30]、生態行為指標,利用國內7所林業高等院校4869名大學生調研的原始數據,分別構建中介與調節變量在生態認知對生態行為作用關系中的實證模型SEM來檢驗理論假設模型。④根據實證模型SEM適配度標準分別對實證檢驗模型輸出的參數檢驗以判定假設路徑模型圖與樣本數據是否一致。若輸出的參數未通過檢驗,則修正理論假設模型;若通過檢驗,則分別分析中介變量在生態認知對生態行為作用關系中的中介效應、調節變量在生態認知對生態行為作用關系中的調節效應。⑤歸納出生態行為的關鍵影響因素與程度,提煉研究結論并提出建議和未來展望。具體見圖1。

圖1 本文整體研究思路

2 理論基礎與研究假設

根據生態認知、中介和調節變量、生態行為的作用關系,基于KAP行為理論來實證分析其關系(圖2)。圖2中,“知”代表生態認知,包括生態知識、生態感知;“信”代表生態信念,包括生態情感、生態態度、生態責任感、生態價值觀;“行”代表生態行為。

圖2 納入中介和調節變量的生態認知對生態行為

根據理論基礎和現有研究,由圖2可提出以下作用關系假設:①生態認知內部。假設H1——生態知識對生態感知具有顯著正向關系;H2——生態感知對生態知識具有顯著正向關系。②生態認知對生態信念。假設H3——生態知識對生態情感具有顯著正向關系;H4——生態知識對生態態度具有顯著正向關系;H5——生態知識對生態責任感具有顯著正向關系;H6——生態知識對生態價值觀具有顯著正向關系;H7——生態感知對生態情感具有顯著正向關系;H8——生態感知對生態態度具有顯著正向關系;H9——生態感知對生態責任感具有顯著正向關系;H10——生態感知對生態價值觀具有顯著正向關系。③生態信念內部。假設H11——生態情感對生態態度具有顯著正向關系;H12——生態態度對生態責任感具有顯著正向關系;H13——生態責任感對生態價值觀具有顯著正向關系。④生態信念對生態行為。假設H14——生態情感對生態行為具有顯著正向關系;H15——生態態度對生態行為具有顯著正向關系;H16——生態責任感對生態行為具有顯著正向關系;H17——生態價值觀對生態行為具有顯著正向關系。⑤生態認知對生態行為。假設H18——生態知識對生態行為具有直接正向關系;H19——生態感知對生態行為具有直接正向關系。⑥調節變量。假設HT1——性別對其作用全過程具有調節作用;HT2——年齡對其作用全過程具有調節作用;HT3——戶籍地對其作用全過程具有調節作用。

3 模型方法、數據說明與實證結果

3.1 結構方程模型SEM構建

結構方程模型(Structural Equation Modeling,SEM)。SEM是一種定量化研究方法,它能同時處理多個顯變量和潛變量,還能檢驗顯變量與潛變量的關系,也允許自變量和潛變量存在測量誤差等。根據上述生態認知對生態行為作用關系的理論假設,本文選取SEM來實證它們之間的作用關系(圖3)。SEM包括測量模型與結構模型,可得到測量方程:

Ki=λki×K+eK;Mi=λMi×M+eMi;Pi=λPi×P+ePi

(1)

結構方程為:

P=αi×K+eP;M=δi×K+eM;P=ui×M+eP

(2)

式中,K、M、P分別表示生態認知、中介變量和生態行為潛變量,不可直接觀察;Ki、Mi、Pi分別表示所屬K、M、P的顯變量,可直接觀察;λKi、λMi、λPi分別表示顯變量Ki、Mi、Pi在多大程度上能反映所屬潛變量K、M、P的特性;αi、δi、ui分別表示潛變量K對P、K對M、M對P的影響程度大小;eKi、eMi、ePi、eM、eP分別表示殘差項;i表示顯變量個數。

圖3 引入中介變量的生態認知對生態行為作用關系實證模型SEM構建

3.2 區域、樣本與數據

研究區域與樣本:①研究區域。高校是生態文明建設的主要陣地,大學生是生態文明建設的主體力量,因此本文選取高等院校作為研究區域,但并不是所有高等院校均作為研究區域。因為生態教育和林業關聯較大且極為密切,林業是生態教育的動力系統,因此本文選取國內知名林業院校包括北京林業大學、南京林業大學、東北林業大學、西南林業大學、中南林業科技大學、浙江農林大學、西北農林科技大學在內的7所高校作為研究區域范圍。②研究樣本。在研究區域范圍內,通過分層隨機抽樣選取在校大學生作為調研對象,本次調研涵蓋了大一、大二、大三、大四年級的學生,專業涉及到文科、理科、工科、農科等各領域,包括經濟學、管理學、農學、林學、生態學、教育學等諸專業,在一定程度上具有代表性。

數據來源及描述性分析:鑒于調研時間和成本預算的考慮,我們通過預調研和調研等方式確定調研問卷后,采取“問卷星”APP網絡媒體方式輸入問卷題項到“問卷星”APP中,然后通過各大林業院校相關部門負責人進行對接,將問卷鏈接APP在學生群體中進行擴散推廣,并在限定的時間內共收回問卷5113份,經整理得到有效問卷4869份,問卷有效率為95.23%,效果良好。根據調研問卷數據統計顯示,本次問卷涵蓋了大一(41.38%)、大二(29.13%)、大三(25.02%)、大四(4.47%)年級的學生;女生樣本數量(59.01%)大于男生樣本數量(40.99%);19—23歲年齡段的學生樣本最多(86.47%),其次為18歲及以下(11.23%),第三為24歲及以上(2.3%),符合目前大學生上學年齡分布特征;戶籍地為城鎮的占比(60.84%)高于農村(39.16%)。根據調研問卷收集的相關數據,描述性統計分析見表1。

表1 數據描述性分析與信效度檢驗

數據處理與信效度檢驗:①缺失值處理。對數據缺失的直接刪除;對數據缺失部分與其他數據存在相關關系的,用均值法或回歸分析法進行處理。②標準化處理。缺失處理后,采取直線型功效系數法[31]進行無量綱標準化處理,正向和負向指標的處理公式分別為:

正向指標ZXi=[Xi-Ximin]/[Ximax-Ximin]

負向指標:ZXi=[Ximax-Xi]/[Ximax-Ximin]

(3)

式中,X代表問卷中第i個題項的實際值;ZXi表示Xi的標準化值[0≤ZXi(t)≤1],Xi(max)和Xi(min)分別表示Xi的最大值和最小值。

數據處理后,還需進行信度和效度檢驗。首先對數據進行信度檢驗,采用PASW18.0軟件對數據進行信度處理,通過觀察模型輸出的Cronbach′s α系數是否大,若刪去任何一個題項,各變量的Cronbach′s α系數仍然不受影響,始終在0.800之上,表明本次調研數據具有良好的信度(表1)。在進行效度檢驗時,分為內容效度和結果效度。在內容效度方面,問卷定稿之前,采用專家打分法咨詢有關專家哪些內容可以或不可以納入,然后對學生進行預調研,通過預調研反饋的信息對問卷進行了修改,再進行二次、三次預調研修改,最后匯總形成問卷終稿,本問卷能收集到研究所需要的全部數據信息。在結構效度方面,采用因子分析法進行分析,通過比較各變量的KMO(或因素載荷量)是否大于0.700來判斷是否可行。此外,還要通過驗證巴特球形檢驗的P(sig.)=0.000來判斷是否顯著。鑒于篇幅,經最后檢驗,各變量效度較好(表1)。本次問卷效度和效度均通過顯著性檢驗,可進行下一步的結構方程模型SEM分析。

4.3 實證結果與分析

納入中介變量的生態認知對生態行為的實證分析:基于已有的研究假設,數據經缺失處理、無量綱標準化處理和信度效度檢驗后,分別代入到已建立的計量模型SEM中進行實證擬合,并用最大似然對數法進行參數估計,輸出標準化路徑系數值,再根據模型適配度指數分別對其擬合結果進行檢驗,輸出的標準化作用路徑系數值見圖4。

注:*、**、***分別表示10%、5%、1%的水平上顯著,下同。

圖4納入中介變量的生態認知對生態行為標準化作用路徑系數值

在得到標準化作用路徑系數之后,需要對擬合參數進行SEM適配度檢驗,主要包括絕對適配度、增值適配度和簡約適配度檢驗三類,檢驗的標準是根據實際擬合值是否處于判斷標準內來確定擬合結果是否合理。經檢驗,絕對適配統計量χ2、χ2/df、GFI、AGFI、RMR、RMSEA、SRMR、NCP,增值適配統計量NFI、RFI、IFI、TLI、CFI,簡約適配統計量PCFI、PNFI、PGFI、AIC、CAIC均在合理的檢驗指標值范圍內,擬合檢驗結果合格,表明本研究的模型和調查數據匹配良好。擬合參數檢驗后,還需要對假設路徑進行檢驗,結果見表2。

表2 擬合結果與假設檢驗

從表2可知,假設H1—H17通過了顯著性的檢驗,與假設一致,表明數據與假設模型、假設路徑擬合良好。主要包括以下方面:①生態知識和生態感知具有相互正向顯著影響,系數均為0.39。②生態知識對生態責任感、生態情感、生態價值觀、生態態度均有正向顯著影響,系數分別為0.19、0.23、0.32、0.33,且影響程度依次遞增。③生態感知對生態價值觀、生態態度、生態情感、生態責任感均有正向顯著影響,系數分別為0.35、0.37、0.42、0.45,且影響程度依次遞增。④生態情感對生態態度、生態態度對生態責任感、生態責任感對生態價值觀均有正向顯著影響,系數分別為0.31、0.48、0.37。⑤生態情感、生態態度、生態責任感、生態價值觀對生態行為均有正向顯著影響,系數分別為0.39、0.43、0.58、0.69,且影響程度依次遞增。假設H18—H19未能通過顯著性檢驗,與假設不一致,表明數據與假設模型、假設路徑不能較好地擬合,生態知識、生態感知對生態行為的影響系數為正,由于數據方面的原因,影響系數不顯著。

納入調節變量的生態認知對生態行為的實證結果分析:進一步將性別、年齡、戶籍地作為調節變量來分析在生態認知對生態行為作用機理的調節效應。首先,性別分為男生、女生,年齡分為18歲及以下、19—23歲、24歲及以上,戶籍地分為城鎮、農村,共七個小群組。其次，分析性別、年齡、戶籍地三個大群組變量的調節效應,再分析7個小群組變量的調節效應,需要進行多群組分析,即確定設定的假設模型是否同時適配于不同的群組。采用AMOS軟件,運用AMOS中的最大似然對數法進行估計,選擇輸出標準化作用路徑系數值,限于篇幅,不再列舉操作過程,僅把7個小群組的實證結果和擬合路徑表示出來(圖5—11)。

圖5 女生群組調節效應

圖6 男生群組調節效應

圖7 18歲及以下群組調節效應

圖8 19—23歲群組調節效應

圖9 24歲及以上群組調節效應

圖10 戶籍所在城鎮群組調節效應

圖11 戶籍所在農村群組調節效應

從圖5—11可知,不同群組的調節變量在生態認知對生態行為作用關系的實證系數上存在顯著差異,其中R2(性別)最大,整體調節效應最大,在1%的檢驗水平下顯著;R2(戶籍所在地)其次,整體調節效應再其次,在5%的檢驗水平下顯著;R2(年齡)最小,整體調節效應最小,在10%的檢驗水平下顯著。進一步分析在性別大群組中包括“男生”、“女生”兩個小群組類別。從圖5—6可知,女生小群組的調節效應系數(AGFI=0.9931)大于男生小群組的調節效應系數(AGFI=0.9258),表明女生生態認知對生態行為的調節效應強。在戶籍地大群組中包括“城鎮”和“農村”兩個小群組類別。從圖10—11可知,戶籍所在城鎮的調節效應系數(AGFI=0.9619)大于戶籍所在農村的調節效應系數(AGFI=0.9275),表明城鎮居民比農村居民生態行為踐行性更強。在年齡大群組中包括18歲及以下、19—23歲、24歲及以上三個小群組類別。從圖7—9可知,這三個小群組的調節效應系數差別不大,但24歲及以上在生態認知對生態行為的作用關系中調節效應大于19—23歲和18歲及以下,表明在其他條件不變的前提下,隨著年齡的增長,大學生生態意識逐漸增強,生態行為的踐行率也越高。

4 結論與對策建議

本文通過引入中介與調節變量并基于KAP行為理論,建立結構方程模型SEM,利用相關實地調研數據實證研究了生態認知對生態行為的作用機理。得出如下結論:生態認知對生態行為并無直接作用關系,而要通過生態信念(生態情感、生態態度、生態責任感、生態價值觀)對生態行為產生間接正向作用,生態信念在生態認知對生態行為關系中扮演著完全中介作用;性別、年齡、家庭經濟條件在生態認知對生態行為關系中扮演著調節作用,影響著作用關系路徑的有無或強弱,性別的調節效應最明顯,其次為戶籍所在地、年齡。相關管理部門除加強公眾生態教育,積累生態知識外,更重要的是要培養生態信念,規范生態行為。主要包括:①加強生態教育。生態教育內涵廣泛,包括生態文化、生態倫理、生態道德等,可利用現代新興媒體向公眾廣泛傳播生態保護知識、生態環境知識和資源節約知識等,提高公眾生態教育水平。②培養生態信念。引導公眾積極參加大自然實踐,使公眾意識到資源耗竭和資源環境破壞行為的惡劣后果,刺激生態感知,培養生態情感,轉變生態態度,增強生態責任意識,借以培養生態信念來規范生態行為。

在已有研究的基礎上,本文分別引入調節變量和中介變量在生態認知對生態行為的直接關系中利用相關數據和運用SEM計量方法對生態認知對生態行為的關系進行了實證分析,辨識了生態行為的關鍵影響因素與程度,這無疑是本文一大創新點。但生態行為的影響因素頗多且復雜,涉及心理學等諸方面,未來應拓寬視角來研究生態行為的影響因素,以便制定管理決策。為避免選取初始指標的主觀性,本文已盡量選擇能覆蓋各個方面的指標,但由于系統復雜,有些指標可能遺漏或被舍棄,造成評價結果不準確。因此,未來應繼續挖掘生態行為的影響因素,建立模型來分析影響程度,以揭示其作用機理。借鑒本文研究,可挖掘其他中介變量和調節變量來分析作用機理。

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