城市居民生态消费行为实证分析

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基金项目：本文为浙江省教育厅科研项目“浙江省城镇生活垃圾减量化管制政策研究”的阶段性成果，项目编号：20051512

内容摘要：本文对城市居民的生态消费行为进行了实证分析，以期为相关公共政策的制定提供借鉴。我们的研究旨在解决两个问题：测度居民在生态消费行为上的总体状况；测度不同的居民在生态消费行为上是否存在差异，即人口统计特征对生态消费行为是否存在影响。

关键词：生态消费行为 总体分析 方差分析 人口统计特征 政策含义

针对当前我国正在发展的循环经济、建设节约型社会，理论界和实践部门提出了很多政策建议。笔者认为，发展循环经济、建设节约型社会需要首先调查和了解普通居民的生态消费行为（也称环保型消费行为），然后才能针对性地推出相应的政策。本文以武汉市为例，对城市居民的生态消费行为进行了实证分析，以期为我国相关公共政策的制定提供借鉴。我们的研究旨在解决两个问题：测度居民在生态消费行为上的总体状况；测度不同的居民在生态消费行为上是否存在差异，即人口统计特征对生态消费行为是否存在影响。

研究设计与样本分析

本研究通过对城市居民进行问卷调查获取数据。居民的生态消费行为(购买行为)问卷量表共3个问题(如表1所示)。每道问题都采用了李克特(Likert)五级量表制，得分代表居民对该语句的同意程度。其中，1代表同意，2代表大致同意，3代表一般，4代表不太同意，5代表不同意。为了设计本调查问卷选项，我们参考了国内外相关研究文献，并在其基础上根据我们的研究目的和文化特征进行了修正。问卷正式发放以前，我们首先经过一轮与专家、居民的访谈，询问他们哪些因素对居民的生态消费行为重要后归纳得出问卷初稿。此后，我们对城市居民进行了两次预调查，第一次调查了30位城市居民(其中包括一部分大学生)，获得了26份有效问卷；第二次调查了60位城市居民，获得了54份有效问卷。我们对预调查问卷结果进行了初步分析，总结了被调查居民的有关意见，删除了不适合问题后才最终确定问卷。

问卷正式发放于2005年12月到2006年1月在武汉市展开。我们采取邮寄调查与访谈调查相结合的方式。截至2006年1月12日，共回收问卷355份(其中，邮寄问卷回收242份，回收率为19.36％，访谈问卷回收113份)，后经一致性检验剔除34份无效问卷，最终共获得有效问卷321份。为了确保调查的是武汉居民，在最终确定的有效问卷中，被调查者在武汉居住的年限都达到6年以上。

为了评估调查结果的内在信度，我们采取学术上常用的Cronbach's系数来度量，统计结果见表1。可以看出，生态消费行为项目的总体Cronbach's系数为0.7746，可见，问卷的可靠性和稳定性较好。E1、E2、E3三个子项目的调查结果与总体调查结果相关性较高，都在0.6以上。且删去任何一题，α系数也没有显著提高。这说明我们的调查问卷和研究结果具有一定的可信度。

城市居民生态消费行为的总体分析

调查结果的描述性统计分析显示，同意（包括1同意，2大致同意，下同）“购买同类产品时，我会选择使用时和使用后对生态环境危害小的产品”（E1）的居民有66.4％（43.9％+22.4％），同意“购买产品时，我会考虑其是否有环境标志”（E3）降为57.0％，同意“购买同类产品时，我会优先考虑其包装可循环处理的产品”（E2）则进一步降为43.9％。相反，不同意（包括4不太同意，5不同意，下同）E1的居民比例为5.3％（3.4％+1.9％），不同意E2的比例提高为12.2％，不同意E3的比例则进一步提高到12.5％，如表2所示。同时，均值分析也表明，居民对E1的认同度最高，均值为1.97，对E2、E3的认同度分别为2.47、2.25，下降幅度较大。与此同时，内部差异则有所上升，体现为标准差从1.015上升为1.087、1.162（如表2所示）。据我们分析，这至少有两方面的原因：一般地，人们认为自己会购买对生态环境危害小的产品，但具体购买时，他们实际上没有践行这一信条（不会考虑是否有“环境标志”及“可循环处理包装”）；可能不少居民缺乏“环境标志”、“可循环处理包装”的相关知识。

另外，尽管总体上看，城市居民对生态消费行为的认同度似乎还较高。但是同时，城市居民对E1、E2、E3三项选择“一般”比例分别为28.4％、43.9％、30.5％。这表明仍有大量的城市居民对生态消费行为持一种无所谓的态度。如果考虑到居民填写调查问卷时的美化个人生态意识的倾向（在我们调查中发现，一些居民表示自己没有考虑“环境标志”及“可循环处理包装”，但在选择时却并非选择“不同意”，而往往选择“一般”），实际上城市居民的生态消费倾向可能大大低于我们的调查分析结果。

城市居民生态消费行为的影响因素分析

我们这里采用单因素方差分析来考察人口统计特征对城市居民生态消费行为的影响。从表3可以看出，性别、婚否、年龄、学历、家庭人口、就业状况、个人月收入、家庭人均月收入等人口统计特征对生态消费行为有不同的影响。

对于性别，男女的生态消费行为有明显差异（显著性水平为0.117）。结合均值分析发现，男性更倾向生态消费行为。进一步的分析表明，在E1、E2、E3三项中，男性对于E1的认同度要显著高于女性。但在E2、E3两项上，男女并没有显著性差异。我们推测，造成这种情况的原因在于，男性在具体购买时并未言行一致，即购买时不会考虑“包装可循环处理”与“环境标志”。因此，男女之间生态消费行为上的差异是真实的差异还是虚假的差异尚待进一步检验。

另外，已婚者与未婚者在生态消费行为上有显著性差异(显著性水平为0.000)。通过均值分析发现，已婚者更倾向生态消费行为，在E1、E2、E3三项目上也都是如此。对于年龄，不同年龄的居民，其生态消费行为也有显著差异(显著性水平为0.000)。具体地说，随着年龄增长，居民的生态消费行为倾向也相应增加。数据显示，25周岁以下的人生态消费行为均值为1.93，而55周岁以上的人生态消费行为均值为2.76。进一步分析发现，年龄因素在生态消费行为三项目E1、E2、E3上也都存在明显的差异。已婚者和年长者不仅更多地认同“购买对生态环境危害小的产品”（E1），而且，具体购买时也会更多地考虑“包装可循环处理”（E2）与“环境标志”（E3）。

对于学历，在0.1的显著性水平下，不同学历的人在生态消费行为上没有显著性差异。对于家庭人口，不同的家庭人口在生态消费行为上有显著差异(显著性水平为0.05)。均值分析显示，五人以上大家庭更倾向于从事生态消费行为，二人家庭次之，三、四人家庭最不倾向于生态消费行为(单身家庭由于样本量过少，我们不考虑)。进一步分析表明，家庭人口主要影响E2（显著性水平为0.026）和E1（显著性水平为0.117），在E3项上没有显著性差异。

至于就业变量，不同就业状况对居民的生态消费行为有显著差异（显著性水平为0.001）。已就业者和非就业者(非就业者大多数为55周岁以上的离退休人员)对于生态消费行为的认同度较高，其生态消费行为均值为2.15左右。相反，在校学生对于生态消费行为的认同度较低，其生态消费行为均值为2.67。进一步分析，在生态消费行为三个子项目上，学生与其他居民均存在显著差异（E1、E3的显著性水平高达0.001、0.002，项目E2的显著性水平稍低，为0.14）。可见，学生和其他居民在生态消费行为上确实存在着真实的差异。据我们分析，造成这种现象的原因可能是学生倾向时尚消费，对于生态消费往往忽视了。

对于职业，不同职业的居民在总体生态消费行为和E1、E3上均存在显著差异。通过均值分析发现，制造、运输工人、手艺人和相关人员以及政府或企事业单位职员、管理者的生态消费行为倾向比较明显，而服务业员工、商业人员、销售人员和各类个体经营者、老板、工商户等职业的居民生态消费行为倾向较弱。对于收入变量，在0.1的显著性水平下，个人月收入和家庭成员人均月收入对于居民的生态消费行为上均没有显著影响。

结论与政策含义

通过以上的分析，我们对城市居民的生态消费行为有了一个初步的认识和了解。比如，城市居民对生态消费行为的认同度总体较高。但是，统计结果表明仍有大量的居民对生态消费行为持无所谓（一般）的态度。再如，不同的居民在生态消费行为倾向上并非完全一致，性别、婚否、年龄、家庭人口、就业状况、职业等人口统计特征会影响居民的生态消费行为。已婚者与年长者的生态消费行为更明显；学生的生态消费行为较其他人少；五人以上大家庭更倾向于从事生态消费行为。但在研究中，我们没有发现学历与收入（包括个人月收入和家庭成员人均月收入）对居民的生态消费行为有显著影响。本文的研究对我国相关公共政策（尤其是城市垃圾减量化、再循环管制政策）的制定提供了一定的借鉴和启示。比如说，政府应加大针对年轻人、学生、未婚者有关生态消费行为的宣传教育力度。鉴于一些居民缺乏相关的生态消费知识，因此，政府应加大对居民传播关于“环境标志”、“可循环处理包装”、“可生物降解材料”的相关知识。

最后需要说明的是，受条件和工具的限制，本次研究还存在一些缺陷。首先，本文的研究是探索性的，目前国内还没有关于生态消费行为的成熟量表和相关实证研究，而我们的量表不一定完全合理，还有待进一步完善。同时，我们对城市居民的调查，其样本主要来源于武汉市区，缺乏跨地区的比较研究。在尚未进行跨地区比较研究的情况下，我们不能简单地用武汉的调查结论来推断全国的情况。城市居民的生态消费行为是否存在一定程度的区域差异，这有待我们进一步的研究。