劉賢偉 吳建平

隨著全球環(huán)境問題的不斷惡化,環(huán)境運動的不斷高漲,對人與環(huán)境之間關系的探討成為熱點,環(huán)境心理學也在這樣的背景之下應運而生。對于環(huán)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(huán)境關心對應的定義。Schwartz提出規(guī)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(guī)范內化為個人的規(guī)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(tài)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(tài)度和行為[1]。Stern和Dietz進一步擴展了規(guī)范激活理論,認為環(huán)境關心和親環(huán)境行為可以看成是由某種內在道德規(guī)范所激活的利他態(tài)度和行為,進而提出價值基礎理論(valuebasis theory),即對生態(tài)環(huán)境問題的態(tài)度基于人們最普遍的價值觀,這種道德規(guī)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(huán)境會對他人產生有害結果,并且如果當個體將環(huán)境破壞的責任歸因于自己時,就趨向于產生環(huán)境關心和親環(huán)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(huán)境關心和親環(huán)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(tài)圈的利益(生態(tài)圈價值觀)[2]。Stern的價值基礎理論為環(huán)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(huán)境關心心理學角度的解釋,他們認為環(huán)境關心是一種態(tài)度,環(huán)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(tài)度的心理學研究,Schultz編制了環(huán)境關心量表(Environmental Concern Scales,簡稱ECS),該量表由3個相互關聯(lián)的維度構成,分別為生態(tài)圈環(huán)境關心(Biospheric concerns)、利己環(huán)境關心(Egoistic concerns)、利他環(huán)境關心(Altruistic concerns)。這3類環(huán)境關心受利己價值觀、利他價值觀和生態(tài)價值觀的驅動,利己環(huán)境關心是指個體關心環(huán)境是出于對自身利益的考慮,而利他環(huán)境關心是指出于對他人利益的考慮而去關心,相應地,生態(tài)圈環(huán)境關心就是出于對整個生態(tài)圈利益的考慮而關心環(huán)境[4]。Brown和Schultz指出生態(tài)圈環(huán)境關心在一定程度上反映了人們將自然環(huán)境看作自身一部分的程度[5],這一觀點與Roszak的生態(tài)潛意識(Ecological unconscious)理論在一定程度上是一致的,即人與自然環(huán)境之間存在一種親密的、普遍的情感聯(lián)結[6]。在北美洲、南美洲、歐洲以及亞洲部分地區(qū)的跨文化研究表明,ECS具有較好的信效度[7]。對于環(huán)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(huán)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(huán)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(yè)大學選修社會心理學公選課的本科生,共發(fā)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(shù)據進行項目分析和探索性因素分析。

樣本2數(shù)據從廣州、武漢、蘭州、成都、哈爾濱5個城市采集,共發(fā)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(huán)境關心量表(ECS) 由于破壞自然環(huán)境所導致的后果,人們越來越關注環(huán)境問題,但是人們關心環(huán)境的出發(fā)點有所不同,有些人關心環(huán)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(tài)圈的考慮,這構成3個維度:利己環(huán)境關心、利他環(huán)境關心和生態(tài)圈關心。ECS從3方面評估了人們關心環(huán)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(yè)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(yè)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(yè)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(huán)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(tài)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(tài)潛意識,即人們與自然環(huán)境之間存在的親密的、普遍的情感聯(lián)結。EUS包括5個維度:經濟政治、自然環(huán)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(shù)為0.823。

表1 樣本2被試人口學資料統(tǒng)計

1.3 統(tǒng)計處理 采用SPSS 17.0和L ISREL 8.70進行數(shù)據處理與統(tǒng)計分析。

2 結 果

2.1 項目分析 根據樣本1數(shù)據,檢驗項目與所屬因子總分之間的相關。分析發(fā)現(xiàn)生態(tài)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(shù)在0.747～0.871之間(P<0.01);利己環(huán)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(shù)在0.755～0.839之間(P<0.01);利他環(huán)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(shù)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(shù)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(shù)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(huán)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(huán)境到高分端關心環(huán)境構成一個單維結構,這也是大多數(shù)環(huán)境關心研究所采用的模型;二因素模型:4個生態(tài)圈環(huán)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(huán)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(huán)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(huán)境關心的分類一致,即生態(tài)圈環(huán)境關心(1、4、7、10 題)、利己環(huán)境關心(2、5、8、11 題)和利他環(huán)境關心(3、6、9、12 題)。

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

表2 ECS的因子結構

表3 環(huán)境關心量表3個假設模型的各種擬合指數(shù)

表4 環(huán)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(yōu)于單因素。綜合考察各項擬合指數(shù),三因素模型優(yōu)于兩因素模型,其各項擬合指數(shù)均達到較為理想的標準,模型對數(shù)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(huán)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(shù)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(shù)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(tài)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(shù)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(shù)和分半信度見表6。

表6 環(huán)境關心量表各維度及總量表的內部一致性系數(shù)

2.5 環(huán)境關心的人口學因素分析 根據樣本2的數(shù)據,對環(huán)境關心的性別差異進行檢驗,結果表明,女性平均環(huán)境關心水平顯著高于男性,統(tǒng)計結果見表7。另外,檢驗被試環(huán)境關心與其他人口學因素的關系,結果表明,年齡與環(huán)境關心顯著正相關(r=0.178;P<0.01);被試環(huán)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(huán)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(shù)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(shù)據擬合較好。對環(huán)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(huán)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(huán)境問題的態(tài)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(tài)度,Schultz所區(qū)分的三類環(huán)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(tài)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(tài)圈環(huán)境關心維度與EUS中自然環(huán)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(tài)圈環(huán)境關心的個體與自然環(huán)境間的聯(lián)結就更為緊密,更向往自然環(huán)境,這也在中國被試中證明了Brown和Schultz[5]的假設,即環(huán)境關心,尤其是生態(tài)圈環(huán)境關心在一定程度上反映了被試將自然環(huán)境包含于自身的程度;利己環(huán)境關心維度與經濟政治維度的相關較高,與自然環(huán)境維度相關較低,原因可能在于利己環(huán)境關心的個體真正關心的是自己的利益,對于環(huán)境的關心在很大程度上是在于自然環(huán)境對于個體的經濟政治價值。

最后,采用Cronbach’sα系數(shù)檢驗ECS的信度,總量表以及各維度的α系數(shù)在0.746～0.868之間,通常認為α系數(shù)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(huán)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(huán)境關心的影響,希望能以此區(qū)分出哪類人更加關心環(huán)境,因此探討環(huán)境關心與社會人口學因素之間的關系成為環(huán)境關心研究的一個重要方面[10]。

本研究結果表明,女性環(huán)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(huán)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(tǒng)社會性別角色的差異:首先,個體的行為和心理被文化規(guī)范中性別期望所塑造,在這個框架之內,女性的傳統(tǒng)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(tǒng)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(yǎng)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(huán)境關心的測量結果呈負相關,這些都為年齡對環(huán)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(huán)境關心的這種關系,他們假設在主導社會秩序中,解決環(huán)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(huán)境破壞的活動和行為。在本研究中,年齡與環(huán)境關心顯著正相關,這與以往大多數(shù)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(shù)老年人經歷了20世紀80年代和90年代初期嚴重的環(huán)境污染,因此他們更有可能比年輕人關心各種環(huán)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(chuàng)造并維持一個良好的自然環(huán)境,老年人比年輕人更關注環(huán)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(huán)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(huán)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(huán)保知識和環(huán)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(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的快速發(fā)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(huán)境破壞當中,甚至處于更惡劣的環(huán)境當中。對于中國人環(huán)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(shù)均達到較為理想的標準,模型對數(shù)據的擬合較好。3個維度分別為:生態(tài)圈環(huán)境關心、利己環(huán)境關心和利他環(huán)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(huán)境關心研究的一個重要測量工具。

4.3 環(huán)境關心在性別上存在顯著差異,女性環(huán)境關心水平顯著高于男性;環(huán)境關心與年齡顯著正相關;環(huán)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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