高校親環境行為的影響因素研究
——基于大學生垃圾分類意愿視角

李蘇婉，楊加猛 ，仇夢嫄，董戰峰

（1.南京林業大學經濟管理學院，江蘇南京 210037；2.生態環境部環境規劃院，北京 100012）

引言

2021 年全國兩會提出，要深入貫徹創新、協調、綠色、開放、共享的新發展理念。其中，綠色發展的基礎是生態環境，而公眾親環境行為的培育是實現生態環境治理中社會有效響應的前提。親環境行為一般被稱為環保行為或環境友好行為，是人們以保護環境或者阻止環境惡化為行為意圖所表現出的人為活動[1]，包括個體參加環保組織、支持或接受公共政策等公領域親環境行為[2]和綠色消費、分類回收、綠色出行等私領域親環境行為[3]。垃圾分類是一種私領域的親環境行為，通過回收利用大量有用資源，使垃圾運輸和處理成本顯著降低，有利于垃圾的綜合治理。目前，我國約有2/3 的城市陷入“垃圾圍城”的困境[4]，這不僅影響城市的景觀，也對城鎮居民的身體健康造成危害。為此，我國先后在北京、上海、廣州、深圳和南京等8 座城市實施了垃圾分類的試點工作，但是由于生活垃圾管理落后，可回收垃圾和不可回收垃圾劃分的界限不明等原因[5]，導致后續的垃圾收集、運輸和處理困難，城市生活垃圾問題尚未得到有效解決。《南京市生活垃圾管理條例》于2020 年11 月正式實施，標志著南京的城市生活垃圾分類進入“強制”時代。作為國內高等教育最為發達的城市之一，南京市2019 年在校大學生（含研究生和本專科生）達87.79萬人，占南京市常住人口的10.33%[6]，大學生日常生活產生的垃圾已成為城市生活垃圾的重要組成部分[7]。

計劃行為理論（Theory of Planned Behavior,TPB）作為傳統的親環境理論之一，在心理學、社會學和管理學等各種領域被廣泛驗證，是研究居民垃圾分類行為的經典理論。事實上，認知是行為的基礎，公眾的親環境意愿決定了其親環境行為。因此，垃圾分類工作需從“事后治理”模式轉變為“前端管理”模式[4]。關于垃圾分類意愿的影響因素，主要涉及三個方面：一是心理因素，包括認知因素和情感因素[8]，如環境認知[9]、行為態度、主觀規范、知覺行為控制[10]、生態情感[11]、環境關心[12]、環境價值觀[13]等；二是外部情景因素，如城市空間媒體[14]、經濟激勵政策[15]、垃圾分類設施與服務體系[16]等；三是人口學因素，如性別、年齡、受教育程度、是否為黨員或村干部[9]、家庭人口數[12]等。但是對于各種人口學因素對垃圾分類意愿的影響程度，學者們未達成共識[17]。從已有研究來看，學者們針對垃圾分類意愿及影響因素的研究多以城市居民和農戶為對象，針對大學生群體的研究較少，而且此類研究中對計劃行為理論的使用較為普遍，但鮮有對前因變量的探討。同時，計劃行為理論在個體行為預測方面解釋不足，需要加入其他潛變量增強其預測效果[18]。為此，本文將計劃行為理論與“知—信—行”模式相結合，引入環境認知等前因變量，建立大學生垃圾分類意愿機理模型，以南京市大學生為研究對象，運用結構方程模型，探討影響大學生垃圾分類意愿的因素及重要程度，以及性別、設施與服務體系等存在的差異性影響，為促進大學生群體的親環境行為，推動垃圾分類在高校的實施提供信息參考。

1 研究設計與研究方法

1.1 理論基礎與研究假設

根據計劃行為理論，人的行為是由行為意愿決定的，而行為意愿受行為態度、主觀規范和知覺行為控制的共同影響[19]。其中，行為態度是指個人對是否實施某種行為所產生的積極或者消極的想法，主觀規范是指個人對是否實施某種行為時所感受到的社會壓力，知覺行為控制是指個體對實施某種行為難易程度的感知。

（1）大學生環境認知對其行為態度、主觀規范、知覺行為控制的影響。行為態度、主觀規范和知覺行為控制的產生都來源于行為主體對所執行行為的信念感知。本文中的環境認知是指大學生對學校環境信息的獲得和理解，包括大學生對學校環境、個體與學校環境之間的關系、學校環境保護情況這三個方面的認知[20]。“知—信—行”模式認為，個體行為的改變是一個動態的過程，在個體掌握了知識的基礎上對知識進行積極的思考進而上升為信念最終才有可能去影響行為[21]。據此，本文假設：

H1：大學生的環境認知對其行為態度有顯著的正向影響。

H2：大學生的環境認知對其主觀規范有顯著的正向影響。

H3：大學生的環境認知對其知覺行為控制有顯著的正向影響。

（2）大學生行為態度、主觀規范、知覺行為控制與其垃圾分類意愿。垃圾分類意愿是指大學生是否愿意對日常生活中產生的垃圾進行分類。就大學生對垃圾分類持有的態度而言，當態度為積極時，表明其愿意實施垃圾分類，反之則為不愿意。主觀規范上，大學生在決定是否實施垃圾分類時，其周圍的親友、同學和學校對實施垃圾分類越支持，其垃圾分類意愿會越強烈。知覺行為控制上，表現為大學生感知自己在時間、精力等方面參與垃圾分類的容易或困難的程度。據此，本文假設：

H4：大學生的行為態度對其垃圾分類意愿有顯著的正向影響。

H5：大學生的主觀規范對其垃圾分類意愿有顯著的正向影響。

H6：大學生的知覺行為控制對其垃圾分類意愿有顯著的正向影響。

（3）性別的群組差異。學者們普遍認為，造成個體參與垃圾分類差異的重要原因是人口特征差異，比如性別、年齡和受教育程度[9]等。考慮到大學生群體的年齡差異不明顯，教育水平也基本一致，因此本文對年齡與受教育程度的差異不做探討，但考慮到女性相比男性可能更傾向于實施垃圾分類[22]，故而作出以下假設：

H7：性別在垃圾分類意愿的理論模型中具有顯著差異。

（4）設施與服務體系的群組差異。有學者認為，計劃行為理論在個體行為預測方面解釋度不足是因為忽視了情景因素，如垃圾分類設施與服務體系[16]。在不同的垃圾分類場所，是否有足夠的垃圾分類桶等設施、分類后的垃圾是否及時清運等方面存在的差異，可能對大學生的垃圾分類意愿產生影響。據此，本文假設：

H8：不同的設施與服務體系在垃圾分類意愿的理論模型中具有顯著差異。

綜上，本文在計劃行為理論與“知—信—行”模式的基礎上，引入環境認知變量（圖1），一定程度上彌補了計劃行為理論缺少前因變量的不足，也使理論模型更加貼近大學生垃圾分類意愿的影響機理，從而為高校通過提升大學生的環境認知水平繼而提高其垃圾分類意愿提供了理論依據。

圖1 大學生垃圾分類意愿的影響機理模型

1.2 問卷設計與數據收集

1.2.1 問卷設計

本文采用問卷調查法搜集數據，共設計27 個題項。問卷包含三個部分：第一部分是影響大學生垃圾分類意愿的6 個核心變量，包括18 個題項。其中，環境認知、行為態度、主觀規范、設施與服務體系依次參考了郭清卉等[20]、溫光耀等[23]、盧志堅等[24]和廖茂林[25]設計的量表；知覺行為控制和垃圾分類意愿借鑒了石世英等[26]的研究，并根據樣本區域大學生的實際生活情景進行了修正。量表均采用李克特五級量表，由低到高表示從“非常不認同”到“非常認同”的變化。第二部分是垃圾分類實施現狀調查，包括3 個題項，旨在分析大學生對垃圾分類的了解程度，以及促進和阻礙其垃圾分類行為的原因。第三部分是人口統計學信息，包括被調查者的性別、民族、籍貫、年齡、學歷和專業等6 個題項。

1.2.2 數據收集

2021 年5 月11—18 日，本文研究組前往南京市仙林大學城進行實地調研。繼北京、上海之后，南京被稱為“國內高校第三城”，其中仙林大學城位于南京市棲霞區中部，截至2018 年底，其高等教育總資源約占江蘇省的15%，是江蘇省乃至中國重要的高等教育集聚區之一。調查采用分層隨機抽樣方法，選取大學城中5 所高校：南京信息職業技術學院、南京森林警察學院、南京財經大學、南京師范大學和南京大學，5 所樣本高校均在校園內人流量較多的區域張貼了垃圾分類宣傳語，并在宿舍區和教學區配備了垃圾分類桶，但在垃圾桶類型和數量上存在一定差別。例如，南京大學、南京森林警察學院和南京信息職業技術學院配備了4 種不同類型的垃圾分類桶，而南京師范大學和南京財經大學僅配備了兩種基本的垃圾分類桶（表1）。調查發現，5 所高校普遍缺乏實施垃圾分類的相關規章制度及相應的監督管理，線下也較少開展講座、課外實踐和主題宣傳等相關教育活動。線下問卷調查共發放問卷1188 份，剔除無效問卷后回收有效問卷872 份，問卷有效率為73.40%。樣本的性別構成中（表2），女生（53.21%）稍高于男生（46.79%）；專業構成中，文科類（56.08%）略高于理工科類（43.92%）。

表1 調研樣本高校分布

表2 樣本的描述性統計

1.3 研究方法

本文的解釋變量（環境認知、行為態度等）和被解釋變量（垃圾分類意愿）均包括多個指標。傳統的統計方法如多元回歸分析、Probit 模型、Logistic 模型等，無法處理好潛變量及其指標。為此，本文采用結構方程模型進行實證分析，不僅能克服上述不足，還能解釋各個潛變量之間的路徑關系，并且允許被解釋變量和解釋變量含有測量誤差。該模型分為測量方程和結構方程兩部分：

公式（1）為測量方程，描述潛變量與其顯變量之間的關系。其中X是外生潛變量ξ的顯變量；Y是內生潛變量η的顯變量；Λx和Λy分別表示顯變量在對應潛變量上的負荷矩陣；δ和ε分別表示外生顯變量和內生顯變量的誤差項。公式（2）為結構方程，描述潛變量之間的關系。其中，B表示內生潛變量之間的相互關系；Γ表示外生潛變量對內生潛變量的影響；ζ是結構方程的殘差項。

2 結果與分析

2.1 共同方法偏差檢驗

本文采用Harman 單因子檢驗法檢驗潛在的共同方法偏差，將參與假設檢驗的全部題項進行探索性因子分析（EFA）。結果表明，未旋轉前該量表的第一個因子方差解釋率為45.851%（小于50%）[27]，故本文不存在嚴重的共同方法偏差。

2.2 量表的信效度檢驗

運用SPSS26.0 的可靠性分析，對問卷量表中潛變量的信度進行檢驗，發現所有變量的Cronbach’s Alpha 均在0.7 以上（表3），說明問卷整體信度較好，數據可靠。運用SPSS26.0 的探索性因子分析進行結構效度驗證：樣本數據的KMO 值為0.930，Bartlett 球形檢驗P值為0.000（小于0.001），表明本文的數據適合做因子分析；采用正交旋轉的主成分分析方法，提取出6 個主因子（表4），說明該問卷具有較好的結構效度。各觀測變量的因子載荷均在0.5 以上，組合信度（CR）均在0.7 以上，表明每個觀測變量很好地反映了其對應每一個潛變量。除主觀規范的平均方差抽取量接近0.5 之外，其余5 個潛變量的平均方差抽取量均大于0.5，說明該問卷具有良好的收斂效度。

表3 量表的信效度檢驗

表4 正交旋轉后的因子載荷矩陣

2.3 結構方程模型的適配度檢驗

本文根據絕對適配度指數、相對適配度指數、簡約適配度指數，選取12 個指標評價模型的適配度。運用AMOS24.0 對原始結構方程模型的適配度進行檢驗，結合擬合結果對模型修正指數（Modification Indices，MI）進行調整，發現主觀規范的殘差項與知覺行為控制的殘差項之間的MI 值最高（77.776）。對模型再次進行檢驗，顯示其卡方自由度比（χ2/df）為5.711（＞5），因此繼續運用MI 進行調整，發現指標SN1 的殘差項與行為態度的殘差項之間的MI 值最高（66.412）。現實中，周圍親友的支持和帶動，對大學生的垃圾分類態度和習慣養成具有促進作用。因此，綜合模型分析結果和現實情況，增加這兩條殘差變量之間的相關路徑，調整后的卡方自由度比（χ2/df）為4.858（＜5），均方根殘差（RMR）為0.028（＜0.05）；近似誤差均方根（RMSEA）為0.067（＜0.08）；擬合優度指數（GFI）為0.940，調整后的擬合優度指數（AGFI）為0.912，規范擬合指數（NFI）為0.941，均大于理想值0.9，且其余擬合指標也均達到理想值（表5），模型總體擬合度較好[27]，結果可接受。

表5 模型的適配度檢驗

2.4 結構方程模型的路徑檢驗

選取最大似然估計法對影響路徑進行檢驗，結果顯示：環境認知對行為態度、主觀規范和知覺行為控制影響的路徑系數分別為0.824、0.732 和0.645，且在p＜0.001 水平上顯著，假設H1、H2 和H3 均成立；行為態度、知覺行為控制對垃圾分類意愿影響的路徑系數為0.343 和0.504，并在p＜0.001 水平上顯著，假設H4 和H6 成立；主觀規范對垃圾分類意愿沒有顯著影響，假設H5 不成立，見表6。

表6 路徑系數檢驗

2.5 差異性檢驗

參考高校綜合實力將調研高校分為三種類型：高職院校（南京信息職業技術學院）、一般院校（南京森林警察學院和南京財經大學）和重點高校（南京師范大學和南京大學）。采用單因素方差分析法（ANOVA 分析法）比較高職院校（269 份）、一般院校（264 份）和重點高校（339 份）在各個潛變量上的差異。分析結果表明不同類型的高校在6 個潛變量上均存在顯著差異（p＜0.001）。之后運用多重比較檢驗（LSD 方法）對不同類型高校的垃圾分類意愿進行對比發現，高職院校學生的垃圾分類意愿水平＞一般高校學生的垃圾分類意愿水平＞重點高校學生的垃圾分類意愿水平（表7）。

表7 不同類型高校在各個潛變量上的單因素方差分析

2.6 多群組分析

2.6.1 性別

首先，進行測量模型的恒等性檢驗。將872 份樣本數據按性別分為男生組（408 份）和女生組（464份），運用多群組驗證性因素分析（CFA）檢驗該模型是否可以運用在具有相同特性的不同群體[28]。將有參數限制的模型的限制條件設定為因子負荷量相等，分析無參數限制模型和有參數模型的差異性，結果顯示：非限制性模型（χ2/df=3.021，RMSEA=0.048，CFI=0.951，NFI=0.929，IFI=0.951）與限制性模型（χ2/df=2.933，RMSEA=0047，CFI=0.950，NFI=0.927，

IFI=0.951）的擬合度較好，且兩個模型之間的卡方差異量沒有達到顯著性水平[?χ2(10)=14.875，p=0.137 ＞0.05]，說明模型整體未有顯著差異，測量模型具有不變性，適用于男女生群體中。

其次，進行結構模型的恒等性檢驗。通過限制結構模型的路徑系數使該模型成為嵌套模型，并與基準模型進行比較，檢驗兩個模型之間卡方值的差異量。結果顯示：基準模型（χ2/df=3.021，RMSEA=0.048，CFI=0.951，NFI=0.929，IFI=0.950）與嵌套模型（χ2/df=3.048，RMSEA=0.049，CFI=0.941，NFI=0.915，IFI=0.941）的擬合度較好，兩個模型之間的卡方差異值達到了顯著性水平[?χ2(31)=98.913，P=0.000＜0.05）]，說明男生組和女生組在該模型結構路徑上存在顯著的差異。進一步，利用AMOS24.0 輸出中的“Critical ratios for differences”進行事后檢定，結果表明：“知覺行為控制→垃圾分類意愿”和“主觀規范→垃圾分類意愿”的路徑系數差異值臨界比大于1.96（表8），說明男、女生在這兩條路徑上存在顯著差異，假設H7 成立。進一步對比路徑系數發現，男生組主觀規范對垃圾分類意愿的影響作用顯著低于女生組（β男生組=-1.780，β女生組=0.249）；而男生組知覺行為控制對垃圾分類意愿的影響作用顯著高于女生組（β男生組=0.801，β女生組=0.329），見表9。

表8 性別的事后檢定

表9 性別的多群組分析

2.6.2 設施與服務體系

首先將樣本進行分類處理，將每一個樣本在“垃圾分類設施與服務體系”變量上各項得分進行加總，作為該樣本在此變量上的取值。將取值按從小到大進行排序，前25% 的樣本為設施與服務體系先進組（218份），后25%的樣本為設施與服務體系落后組（218）份[25]；其次基于CFA 檢驗該模型是否可以運用在具有相同特性的不同群體。將有參數限制的模型的限制條件設定為因子負荷量相等，分析無參數限制模型和有參數模型的差異性。結果顯示兩個模型的卡方差異量達到顯著性水平[（?χ2(10)=47.927，p=0.000 ＜0.05）]，說明測量模型不具有不變性，不適用于設施先進與設施落后兩個群體中，因此H8 不成立，即設施與服務體系對大學生垃圾分類意愿的影響不存在顯著差異。可能的原因是目前案例地區高校的垃圾分類設施與服務體系基本上大同小異，例如，各樣本高校大都是僅在教學樓、圖書館等公共場所放置了兩種或四種基本的垃圾分類桶，相關的配套服務尚不完善，普遍存在垃圾分類設施數量不充足、終端的分類收運體系不完善、分類效率不高等問題。

3 結論與建議

通過對南京仙林大學城高校大學生的實證研究，得出以下結論：

（1）大學生的垃圾分類意愿受到環境認知、行為態度和知覺行為控制這3 個變量的共同影響，其中環境認知會通過行為態度、知覺行為控制形成一個傳導機制，間接影響其垃圾分類意愿。而大學生的環境認知程度目前還有較大提升空間，參與垃圾分類的意愿較低，整體呈現出“知行皆難”的特征。

（2）大學生的行為態度、知覺行為控制對其垃圾分類意愿有顯著的正向影響，其中影響最大的是知覺行為控制，其次是行為態度。大學生的主觀規范對其垃圾分類意愿的影響不顯著，但是以性別進行劃分發現，女生的主觀規范對其垃圾分類意愿有顯著影響，而男生的主觀規范對其垃圾分類意愿無顯著影響。

（3）不同類型的高校在6 個潛變量上均存在顯著差異，其中高職院校學生的垃圾分類意愿水平＞一般院校學生的垃圾分類意愿水平＞重點高校的垃圾分類意愿水平。經過進一步的非結構化訪談，發現主要原因在于多數學生認為后續的垃圾分類處理并未很好實行垃圾分類的政策，這在一定程度上破壞了他們垃圾分類的勞動成果，因此降低了他們垃圾分類的意愿。

（4）性別對于大學生的垃圾分類意愿具有調節作用。其中，女生更容易受到主觀規范的影響，而男生更容易受到知覺行為控制的影響。設施與服務體系在各影響因素與大學生垃圾分類意愿的關系上沒有顯著差異。

據此，為提高大學生垃圾分類意愿，培育其親環境行為，本文提出以下建議：

（1）高校及全社會的垃圾分類工作是一項長期且復雜的系統工程，需要在公眾親環境意識的培育上加大力度。高校應貼近當代大學生的特點，采取該群體接受度高的線上線下融合方式，線上渠道可以通過微博、微信、抖音等社交軟件，普及有關垃圾分類的相關知識；線下渠道應加強開展相關講座、課程、課外實踐和主題宣傳等生態文明教育活動，培養大學生對環境保護的責任感和認知力，增強其行為態度與知覺行為控制能力，促進垃圾分類習慣的形成。

（2）針對大學生群體中男生和女生的差異，建議采取更為精準化的親環境行為培育措施。例如，對女生而言，充分利用高校的多渠道網絡，通過環境意識較高的同學、親朋好友及社會人士的引領示范，強化垃圾分類的效能感，增強其參與垃圾分類的主觀規范；對男生而言，應優先提高其感知垃圾分類的行為控制能力，通過開展垃圾分類活動提高其垃圾識別的準確性和投放率，督促其實施生活垃圾分類。

（3）隨著大學生群體親環境意識的不斷提升，以及全社會垃圾分類工作的有序推進，垃圾分類的設施與服務體系也應加快完善，以提升垃圾分類工作的配套能力，更好地發揮硬環境對軟意識的引導帶動效應。對于高校而言，建議合理布置校園內垃圾分類桶的位置和數量，在條件成熟時逐步實行撤桶并點加督導員值班制度，定期檢查垃圾分類桶上的標識是否清晰等。同時健全相關管理制度，完善后勤部門職責分工，加快提高后續全過程分類收運的效率，防止多種垃圾混雜破壞學生垃圾分類成果，以提升大學生進行垃圾分類的前置意愿。