程志华，张一航
（1.西安财经大学公共管理学院，陕西 西安 710061;2.西北大学经济管理学院，陕西 西安 710127）
从20世纪90年代“公众参与”概念提出至今，我国环境管理制度从自上而下的命令控制型管理模式开始向公众参与及市场调节机制相结合的新型治理模式转变。公众参与环境治理的主要方式为开展积极的环境行为，通过自身行为减少环境损害或提高环境质量。2018年6月5日，生态环境部颁布了《公民生态环境行为规范（试行）》，旨在倡导简约舒适、绿色低碳的生活方式，引领公民践行生态环境责任，公众环境行为成为环境治理的不可或缺的重要组成部分。
近年来，公众环境知识水平不断攀升，环境意识不断提高。但公众环境行为相对滞后，主要表现为无或缺乏积极的环境行为。环境意识的最终落脚点是环境行为，只有积极的环境行为才能践行环境责任。如何改变公众目前“知易行难”的状态，成为重要的研究课题。
已有研究关注到了环境意识和居民环境行为之间的“代沟”，并从情境因素、心理因素、人口统计特征等角度探讨“知易行难”产生的原因。本文运用多元线性回归模型和调节效应，探讨“知易行难”产生的原因，为提高政府环境治理能力、提升居民环境行为参与能力提出对策建议。
环境意识是指人们“意识到并支持解决涉及生态环境问题的程度或者为解决这类问题而做出贡献的意愿”，[1]居民环境行为旨在通过人类行为减少环境损害或提高环境质量，其内容较为广泛，如资源回收行为、能源节约行为、绿色交通、绿色消费、环境公民行为等，常见的分类方法为私域环境行为和公域环境行为[2-3]。
环境意识和居民环境行为之间呈现出正相关、负相关或不相关三种关系。一种观点认为环境意识能够显著提升居民环境行为。[4]如高环境意识提升居民参与绿色电力项目的意愿；
拥有高生态旅游意识的居民更可能以金融支持的方式参与到生态旅游中。[5-6]Dienes 使用2010 年35 个国家的样本数据，研究发现展示更高水平的气候变化意识的居民不仅倾向于为减少气候变化的影响付费，也愿意采取行动最小化其影响。[7]第二种观点认为环境意识与居民环境行为之间存在显著负相关关系，环境意识对居民环境行为（如报纸回收、使用节水设备等）的影响，随环境行为成本的增加而降低。[8]此外，还有观点认为环境意识与居民环境行为无关，这类实证研究较为少见。[9]
环境意识和居民环境行为之间的关系不统一，说明两者之间不具有天然一致性。[10]这种不一致性通常表现为较高的环境意识和较低的环境行为，即“知易行难”，拥有环境意识的居民并不一定实践环境行为。为什么会出现“知易行难”的现象？一种观点认为，环境意识和环境行为之间的一致性通常受到情境因素的因素的影响，如开展行为的经济成本。Diekmann 和Preisendorfer 提出“低成本假设”，强调居民经济条件的重要性，只有当行为成本较低时，环境意识才转化为亲环境行为。[10]第二种观点强调心理因素的影响。如计划行为理论指出，态度、行为规范和感知行为控制共同决定了环境行为，其中，态度通过决定行为意向间接决定行为。[11]Stern 更新了价值—信念模型，认为环境态度是引发环境行为的重要变量，即环境意识是居民环境倾向和行为的前因。[12]第三种观点关注人口统计特征因素。Webb，Sheeran 和Luszczynska 认为习惯是意识和行为的中介变量；
同时，个人经历的差异、人格、时间和精力、过往经验、自我效能等都会影响环境行为的实施。[13]
国内学者的研究也印证了“知易行难”现象的存在并进行检验。中国气候传播项目中心在全国范围内进行调研，研究结论显示，中国公众整体上对气候变化问题有基本的认知，对政府政策高度支持，但在开展具体行动的问题上，调研结果并不理想。[14]洪大用和范叶超比较了世界31 个国家公众对气候变化的认知和行为，研究结果显示，公众对于气候变化成因及其影响的了解比较有限，公众行为呈现出积极取向，但是行为的自觉性较低。[15]唐洪松调查了四川省农村居民垃圾分类行为，结果表面居民对于垃圾分类存在较高的意愿，但实际上参与程度却很低。[16]针对“知易行难”困境，龚文娟、杜兆雨认为，环境知识、媒体使用及社会交往对环境感知与环境行为之间的关系具有调节作用，且作用存在差异。[17]
计划行为理论[11]是由“态度—行为”理论演化而来，在解释居民环境行为方面得到广泛应用。[18-19]根据该模型，态度、社会规范和感知行为控制共同决定居民环境行为：态度通过行为意向间接决定行为；
行为意向还受主观规范及感知到的行为控制的影响。可见，从意识到行为至少受到社会规范、感知行为控制和行为意向的影响，两者之间并不具备天然一致性。已有学者指出制度的、情境的、文化的因素导致意识—行为的不一致性。[20]Guagnano 所构建的“A-B-C”模型持同样观点，即居民环境行为是环境意识和情境因素共同作用的结果，情境因素调节环境意识和环境行为的关系，有利（不利）情境因素会促进（阻碍）环境意识与环境行为的关系。[21]情境因素是指居民在选择实施环境行为时所面对的客观环境，如基础设施的便利性、政策支持等，这些客观存在会影响居民实施环境行为。[22]此外，已有研究证实，人口统计特征也是影响居民环境行为的重要影响因素。基于理论分析，本文构建环境意识对居民环境行为影响的多元线性回归模型，将居民环境行为作为被解释变量，环境意识是核心解释变量，性别、年龄、受教育程度等作为控制变量。
变量设置方面，被解释变量为居民环境行为（Y）。本文以居民生活垃圾分类衡量环境行为，原因在于垃圾分类行为是相对简单、低成本的环境行为，能够引发其他环境行为，是发展环境责任社会的第一步。此外，上海、北京、西安等城市推动居民生活垃圾分类已经初步有效，但依然存在诸多问题，如生活垃圾分类不到位、行为滞后等。从意识—行为的关系出发，为改善居民生活垃圾分类行为、提高城市生活垃圾治理效率提供新的视角。受访者描述主观垃圾分类行为，从非常差到非常好，得分区间为[1,5]。解释变量为环境意识，使用“垃圾分类对于保护我国生态环境的重要程度如何”来衡量，从不重要到非常重要，得分区间为[1,5]。控制变量包括环境知识、性别、年龄、受教育程度、居住地类型及家庭收入等。其中，环境知识分为主观环境知识和客观环境知识，主观环境知识通过受访者描述“您对环保科学知识的掌握程度”获得，得分区间为[1,10]；
客观环境知识为判断题，受访者通过对“露天烧烤会产生PM2.5”等题目判断对错，答对得1分，答错或不答为0分，得分区间为[1,5]。
调查问卷采用生态环境部于2019 年5 月所发布的《公民生态环境行为调查问卷》，并结合实际对问卷进行了修改。调查采用线上调查的方法，通过在问卷星、金数据、腾讯问卷等平台上制作问卷，并通过微信进行推送，共获取样本778 个，有效样本748 个，有效率96.14%。数据处理使用Stata15.0。
3.1 描述性统计
描述性统计显示，居民环境行为平均得分为3.37（以百分制核算约为67.4），相对应的环境意识得分为4.57（以百分制核算约为91.4），呈现出明显的“知易行难”特征，即居民拥有高环境意识，但并未表现出积极的环境行为。客观环境知识平均分为4.30（以百分制核算约为86），得分较高，说明居民客观环境知识已经具备较高的水平。主观环境知识的平均值为5.85，换算为百分制为58.5，低于及格水平，即居民认为自身拥有的环境知识并不充分。人口统计特征方面，54.4%的受访者为男性，45.6%为女性；
最小年龄为13 岁，最大年龄为65 岁，平均年龄为32.6 岁；
受教育程度平均值为3.53，约为高中、中专或技校；
63%的受访者居住在城市；
平均收入水平在3～5万之间。
3.2 多元线性回归分析
为保证检验结果的稳健性，文章使用了逐步回归。以个人环境意识作为核心变量，在此基础上逐步加入其他控制变量，最终结果见表1。
表1 多元线性回归结果
由表可见，环境意识是影响居民环境行为的核心变量，且两者之间存在显著正相关关系，较高的环境意识确实能够增加居民环境行为的可能性。主观环境知识显著提升居民环境行为可能性，且影响的强度更大。主观环境知识也被称为感知的环境知识，表示个人认为自己了解环境知识的多少程度，是自我报告的环境知识，有可能存在偏差或错误，但能预测大部分环境行为。[23]主观环境知识一般通过非正式环境知识获取或传播，如社会交往、媒体传播、家庭内部的代际沟通等，该结论为提高个体环境意识、改善环境行为提供了新的思路。年龄与居民环境行为之间存在显著正相关关系，说明年长的人表现出更为积极的环境行为。受教育程度与居民环境行为之间存在显著负相关关系，与理论分析相悖。可能的解释为，受教育程度的增加通常与高级的环保行为有关，而不会对节省成本的环保行为产生影响。[24]具体到垃圾分类行为而言，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识到垃圾分类管理流程中的不足，而不愿进行生活垃圾分类。
3.3 调节效应
如果一个变量与其他自变量的相关性不大，则有可能成为调节变量。通过对变量之间相关性的分析，发现环境意识与性别（t=-0.038）、年 龄（t=0.044）、受 教 育 程 度（t=-0.015）、地域（t=-0.055）、收入（t=-0.017）等变量之间的相关系数较低而且不显著，符合调节变量的检验要求。并且通过模型1 的结果可知，环境意识对居民环境行为有显著影响，所以将分析性别、年龄、受教育程度、居住地、收入对于环境意识与居民环境行为的调节效应。
参照齐绍洲等的检验步骤，[25]将性别、年龄、学历、居住地、居住时间、收入及环境感知变量进行标准化处理，并获得标准化处理后的性别与环境感知、年龄与环境感知、学历与环境感知、居住地与环境感知、收入与环境感知的交互项，进而进行层次回归分析。
表2表示的是性别对于环境意识和环境行为之间的调节作用的结果。由表2 可以看出，R2的变化是显著的，性别在环境意识和居民环境行为之间存在调节作用。性别的调节效应显著，说明对于男性来说，环境意识每增加（或减少）一个标准差，其环境行为就增加（或减少）0.05个标准差。
表2 性别的调节效应分析
表3 表示的是年龄的调节作用检验结果。由表3可以看出，R2的发生了变化，并且是显著的。说明年龄对于环境意识和居民环境行为具有调节作用。环境意识与居民环境行为之间的相关系数是0.05。年龄的调节效应显著，说明在年龄固定的情况下，环境意识每增加（或减少）一个标准差，居民环境行为就增加（或减少）0.05个标准差。
表3 年龄的调节效应分析
表4 是受教育程度的调节作用检验结果。可以看到R2发生了变化并且是显著的，受教育程度对于环境意识和居民环境行为具有调节作用。环境意识与环境行为之间的相关系数是-0.09。受教育程度的调节效应显著，说明在受教育程度不变的情况下，环境意识每增加（或减少）一个标准差，居民环境行为就减少（或增加）0.09个标准差。
表4 受教育程度的调节效应分析
表5是居住地的调节作用检验结果。可以看到R2虽然发生了变化但不显著，说明居住地没有调节作用。环境意识和居民环境行为之间的相关系数是-0.013，居住地的调节作用不显著。在居住地不变的条件下，环境意识每增加（或减少）一个标准差，居民环境行为就会减少（或增加）0.013 个标准差，而不论居住地是哪里。
表5 居住地的调节效应分析
表6是家庭收入的调节作用检验结果。可以看到R2虽然发生了变化但不显著，说明家庭收入没有调节作用。环境意识和环境行为之间的相关系数是-0.004，家庭收入的调节作用不显著。在家庭收入不变化的情况下，环境意识每增加（或减少）一个标准差，居民环境行为就会减少（或增加）0.004 个标准差，无论家庭收入是多少。
表6 家庭收入的调节效应分析
3.4 稳健性检验
为检验回归结果的稳定性，本文采用有序概率回归模型对影响因素和调节效应进行分析（结果略）。稳健性检验结果与多元线性回归结果相同，环境意识、主观环境知识、年龄、受教育程度显著影响居民环境行为。其中，环境意识、主观环境知识和年龄对环境行为有显著的正向作用，受教育程度则与个体环境行为存在显著的负向关系。
本文通过对陕西省748份居民样本数据进行分析，考察环境意识对居民环境行为的影响，并使用调节效应检验“知易行难”的产生机理，主要结论包括：（1）居民环境行为（特别是生活垃圾分类行为）确实表现出“高意识—低行为”的“知易行难”特征；
（2）环境意识是驱动居民开展积极环境行为的重要变量，通过培育环境意识，达到改善居民环境行为的目的；
（3）环境意识对居民环境行为的影响在性别、年龄及受教育程度等人口统计特征方面表现出明显的差异，为提出区分性的环境政策提供依据。
一是明确的、清晰的、具有指向性的行为规范标准，能够塑造个体亲环境行为。我国公众环境行为处于起步阶段，环境知识、环境态度、环境责任感等意识层面的素质还未培育，个体环境行为不规范，具体表现为不知道什么时候该做、该做到哪种程度以及行为会产生哪些后果。政府层面的行为规范标准能够规范个体行为，逐渐矫正或完善个体环境行为。2018 年我国颁布了《公民生态环境行为规范（试行）》，共十条，提倡了信息关注、能源关注等内容，各省市也出台了相应的行为规范。各级政府的行为规范指导不够具体，且未结合当地实际构建实际行为标准。政府应与非政府组织、研究机构等合作，制定明确的、清晰的，具有指向性的行为规范标准，如垃圾分类行为的时间、标准，绿色出行的含义及方式等，以培育个体亲环境行为。
二是完善的基础设施能够诱发个体亲环境行为。个体亲环境行为的诱发也有赖于情境因素，特别是制度因素。完善的基础设施能够诱发个体亲环境行为，关注垃圾桶的布局数量和布局质量；
完善环境行为的激励和奖惩措施，使用折扣、抵用券等经济激励促进回收行为。硬件和软件的共同协作，完善情境因素，诱发、引导个体亲环境行为。
三是关注性别、年龄、受教育程度等个体特征，对不同类别的人群实施具有针对性的环境项目，可起到事半功倍的效果。以生活垃圾分类为例，以老年人作为重点宣传对象，辅以经济或货币激励，能够取得良好效果；
开展绿色消费，应以男性作为重点宣传对象，男性比女性更容易参与到绿色消费行为中。