曾賢剛，許志華，虞慧怡 （中國人民大學環(huán)境學院，北京 100872）

基于信息源信任度的PM2.5健康風險認知研究

曾賢剛*，許志華，虞慧怡 （中國人民大學環(huán)境學院，北京 100872）

運用心理測量范式調(diào)查北京和南昌居民對PM2.5信息發(fā)布源的信任度以及健康風險認知，結(jié)果表明，居民信息源信任度僅為一般水平，專家和非政府組織信任度較高，政府信任度較低，北京居民信任度低于南昌居民，風險認知高于南昌居民.基于結(jié)構(gòu)方程模型，構(gòu)建風險認知影響機理模型，分析表明信任度對風險認知有顯著影響，北京和南昌影響系數(shù)分別為0.244、0.183；個體特征能直接或通過信任度間接影響風險認知，北京和南昌總影響系數(shù)分別為0.222、0.214，其中個體基礎信息（年齡、月收入、職業(yè)）、健康狀況（兒童和老人數(shù)、自身健康狀況、曾或正患呼吸疾病或心肺疾病）、居住位置與工作方式均對信任度和風險認知有顯著影響.

PM2.5；風險認知；信任度；心理測量范式；結(jié)構(gòu)方程模型

健康風險認知指人們對影響身心健康的各種因素、活動和常見疾病的認知［1］.大氣細顆粒物（PM2.5）會對人們健康產(chǎn)生損害［2］，即存在健康風險，但公眾的主觀過濾會使風險認知與客觀風險存在偏差.目前國內(nèi)外未有PM2.5健康風險認知的研究，但存在風險認知研究.風險認知指人們對于風險的態(tài)度與直覺判斷［3］，其研究主要體現(xiàn)于以下3方面：①風險維度.Slovic［4］運用心理測量范式測量風險認知得到憂慮度與未知度兩項基本風險維度.Lazo等［5］以31項風險維度調(diào)查專家和公眾對13項全球氣候變化和12項非全球氣候變化的生態(tài)破壞風險的認知，表明人們對全球氣候變化的生態(tài)破壞風險的接受度高于非全球氣候變化，且專家的風險接受度高于公眾.②風險認知影響因素.Jackson［6］調(diào)查抵押放貸者對環(huán)境污染的風險認知，結(jié)果表明污染前、污染中、污染處理后風險認知有顯著差異.Liu等［7］研究延時對環(huán)境風險認知的影響，結(jié)果表明環(huán)境風險發(fā)生時間越遙遠，嚴重性認知越低，且男性與女性的環(huán)境風險認知有顯著差異.McDaniels等［8］調(diào)查33項人文活動或自然災害的水環(huán)境損害風險認知，結(jié)果表明生態(tài)影響、利益、可控性等對風險認知有顯著影響.Carlton等［9］調(diào)查佛羅里達氣候和海岸環(huán)境風險認知，結(jié)果表明風險認知受個人態(tài)度與基本信仰影響.③風險認知、溝通與管理.Zhang等［10］調(diào)查具有高學歷和新信息高敏感性的大學生的環(huán)境風險認知，結(jié)果表明對環(huán)境風險與風險管理系統(tǒng)認識有限，急需構(gòu)建包含公眾的應急反應和風險管理.Linden［11］以氣候變化風險為例建議將個人經(jīng)驗、情感和風險認知三者間的反饋調(diào)節(jié)系統(tǒng)納入風險溝通與管理.

風險溝通是個體、群體及機構(gòu)之間交換信息和看法的相互作用過程［12］，其中管理部門通過發(fā)布信息影響公眾風險認知，因此公眾對信息源的信任度將直接影響溝通效果及風險認知.且信任極易喪失卻極難建立的特性［13］，因此信任與風險認知的關系研究十分重要.Starr［14］認為人們是否接受風險，更依賴于公眾對風險管理的信任，而非風險的定量估計.本文以北京市和南昌市為例，調(diào)查居民對PM2.5信息源的信任度及健康風險認知，構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型分析風險認知影響機理，為PM2.5健康風險有效管理及提高相關政策的科學性和可接受性提供服務.

1 研究方法

1.1 心理測量范式

心理測量范式通過問卷直接調(diào)查人們對風險和收益的感知及對不同風險的明示偏好，目前被廣泛運用于風險認知研究中.本研究中調(diào)查問卷可分為以下3部分：①PM2.5相關信息來源及對信息源的信任度，主要包括公眾PM2.5相關信息的來源，及對政府、專家、媒體及非政府組織的信任度.②風險認知，從調(diào)查者對PM2.5的了解程度、社會影響程度、健康風險發(fā)生可能性、后果嚴重性、持續(xù)時間、可控性、平等性、人為性、對家人健康是否有影響、自愿承擔風險性10個維度對風險認知進行測量.③個體特征，包括性別、年齡、受教育程度、月收入及職業(yè).此外北京問卷中加入以下問題對個體特征進一步分析，包括一起居住的兒童與老人數(shù)、自身健康狀況、自己及家人是否患過呼吸類疾病、居住位置、上班方式及是否戶外工作.其中對于4項信任度與10項風險認知維度，采用Likert五點量表進行測度，基本形式為給出相關描述，再由被調(diào)查者從5個選項中選擇.如關于政府信息源信任度，問題為是否信任政府部門發(fā)布的關于PM2.5及其健康風險的信息？答案分別為“完全信任”、“比較信任”、“一般”、“不太信任”、“完全不信任”（此選項為負向設置）.

正式開展問卷調(diào)查之前，于2014年4月在中國人民大學及周邊區(qū)域進行預調(diào)查，修改問卷中存在的問題與不足.2014年5月在北京市東城區(qū)、西城區(qū)、朝陽區(qū)、豐臺區(qū)、海淀區(qū)和石景山區(qū)以及6月在南昌市東湖區(qū)、西湖區(qū)、青云譜區(qū)、青山湖區(qū)以面對面訪談的方式開展正式的隨機抽樣調(diào)查，并控制性別比為1：1，年齡在18～70以內(nèi).在北京、南昌分別發(fā)放問卷1021、560份，根據(jù)邏輯檢查等質(zhì)量控制方法，剔除了其中有邏輯錯誤和項目缺失的不合格調(diào)查問卷，得有效問卷912、471份，有效問卷率為89.32%、84.11%.

1.2 結(jié)構(gòu)方程模型

結(jié)構(gòu)方程模型是以統(tǒng)計假設檢驗方法分析相關現(xiàn)象的內(nèi)在結(jié)構(gòu)機理的方法［15］.結(jié)構(gòu)方程中包括兩種變量：可直接測量的測量變量和不可直接測量的潛變量.結(jié)構(gòu)方程模型可由下列方程進行表示：

式中：1、2式均為測量方程，表示測量變量與潛變量之間的關系；3式為結(jié)構(gòu)方程，表示潛變量之間的關系.x、y分別為外生和內(nèi)生測量變量向量；^x表示外生測量變量與外生潛變量間的關系，即為外生測量變量在外生潛變量上的因子負荷矩陣；^y則為內(nèi)生測量變量在內(nèi)生潛變量上的因子負荷矩陣；ξ、η分別為外生和內(nèi)生潛變量；B、Γ分別表示內(nèi)生潛變量間的關系和外生潛變量對內(nèi)生潛變量的影響；δ、ε和ζ為相應誤差項.結(jié)構(gòu)方程模型優(yōu)點在于：可用潛變量表征需探測但無法直接觀測的現(xiàn)象問題，并將潛變量用可直接觀測指標來反映，從而建立潛變量和觀測變量間的結(jié)構(gòu)關系；可同時考察變量間的直接作用和間接作用.

2 健康風險認知分析

2.1 數(shù)據(jù)先驗性分析

表1 數(shù)據(jù)可信度測試Table 1 Data reliability testing

表2 信任度與風險認知描述統(tǒng)計結(jié)果Table 2 Descriptive statistics of the credibility of information sources and risk perception

信度檢驗.常以Cronbach's a系數(shù)衡量調(diào)查問卷各項目間的一致性：若Cronbach's a系數(shù)大于0.8，則信度較好；大于0.5可視為通過信度檢驗；而小于0.5則應考慮重新修訂或增刪題項.計算調(diào)查數(shù)據(jù)各部分及整體Cronbach's a系數(shù)，結(jié)果如表1.由表1可知，北京與南昌數(shù)據(jù)整體可信度均較高.

描述統(tǒng)計.對信任度與風險認知的選項1～5分別賦值為1、2、3、4、5.則信任度和風險認知的描述統(tǒng)計結(jié)果如表2所示，此外個體特征賦值方式與描述統(tǒng)計結(jié)果如表3所示.由表2 可知，在信任度方面，北京與南昌被調(diào)查者均值波動范圍為（2.84，3.37），說明被調(diào)查者對于4項信息源信任度均處于一般水平.就地域而言，南昌被調(diào)查者對信息源的信任度高于北京被調(diào)查者；就4類信息源而言，被調(diào)查者對政府的信任度最低，對專家與非政府組織的信任度相對較高.在風險認知方面，被調(diào)查者的10項風險特征均值大都大于中等水平3，說明居民的PM2.5的健康風險認知較高；北京被調(diào)查者的風險特征均值均大于南昌被調(diào)查者，說明北京居民的PM2.5健康風險認知相對較高，這可能是因北京居民近年來對PM2.5關注程度較高；10項風險維度中，PM2.5的健康風險發(fā)生可能性、影響程度、持續(xù)時間均值較高，了解程度與平等性較低.由表3可知，被調(diào)查者中北京月收入與受教育程度均值高于南昌，符合實際情況.

表3 被調(diào)查者個體特征Table 3 The social and economic characteristics of interviewee

2.2 模型設定及假設

根據(jù)經(jīng)驗研究，信任度與個體特征均會對風險認知產(chǎn)生影響，個體特征會對信任度有影響，結(jié)合結(jié)構(gòu)方程模型理論，構(gòu)建風險認知與信任度理論模型，如圖1所示.采用一階因素模型對各潛變量進行反映，此外為分析職業(yè)具體影響，在分析中對職業(yè)采用虛擬變量賦值法.根據(jù)理論模型，可提出以下3個假設：H1：信任度對風險認知有顯著影響；H2：個體特征對風險認知有顯著影響；H3：個體特征對信任度有顯著影響.

圖1 PM2.5健康風險認知理論路徑模型Fig.1 Theoretical model of the risk perception to PM2.5

2.3 模型估計結(jié)果與分析

模型分析前需進行效度檢驗和因子分析檢驗.效度檢驗包括區(qū)別效度和聚斂效度.經(jīng)計算，3個潛變量間區(qū)別效度均滿足條件.在結(jié)構(gòu)方程模型中，通過刪除不顯著及因素負荷量小于0.5的測量變量可提高聚斂效度和模型適配.按上述2個標準對風險認知進行分析，經(jīng)計算，北京中社會影響程度、健康風險發(fā)生可能性、后果嚴重性、持續(xù)時間與家人健康是否有影響5項因素負荷量大于0.5，可顯著反映風險認知，而南昌中還包含人為性和自愿性2項；對于信任度和個體特征，為分析各測量變量對風險認知的影響，因此僅按照顯著標準進行分析，結(jié)果表明僅性別不顯著，而職業(yè)因虛擬變量性質(zhì)，無法保留所有項，最終僅保留2項，但可通過改變保留的項，分析各職業(yè)對風險認知的影響（在后面的分析中，僅以學生和國營單位人員為例）.

圖2 模型標準化估計Fig.2 Standardized coefficient estimates of the structural model

因子分析檢驗.對保留的測量變量進行KMO檢驗，經(jīng)計算，北京和南昌的KMO檢驗值分別為0.778、0.813，Bartlett球形度檢驗卡方統(tǒng)計量分別為4540.07、2973，顯著性水平均為0.000，說明均適合進行因子分析.此外采用主成分分析法，限制抽取因子數(shù)為3，結(jié)果表明北京和南昌3個因子的解釋能力分別為56.86%、56.28%.

由表2、3可知，所有測量變量均滿足偏態(tài)小于3，峰態(tài)小于8，可認為數(shù)據(jù)符合正態(tài)分布.運用AMOS進行分析，采用最大似然估計，在不違背理論基礎與結(jié)構(gòu)方程模型修正基本原則條件下，根據(jù)MI值大于10的原則進行模型修正，得最終標準化和具體結(jié)果如圖2、表4所示.

模型假設以及分析結(jié)果的合理性可通過模型適配度指標進行反映.適配度指標中卡方值、卡方顯著性、卡方自由度比值均易受樣本容量影響，樣本容量較大時難以滿足標準，則需參考其他指標，其他常用指標的判別標準為適配度指數(shù)GFI＞0.9、調(diào)整后適配度指數(shù)AGFI＞0.9、規(guī)準適配度指數(shù)NFI＞0.9、比較適配指數(shù)CFI＞0.9和殘差均方和平方根RMSEA＜0.08.由圖2可知，北京的適配度較高，均滿足標準；南昌適配度相對較低，但大都接近于標準.因此可認為PM2.5健康風險認知模型合理適配.

由表4可知，北京與南昌路徑非標準化回歸系數(shù)均在0.01內(nèi)顯著（僅北京受教育程度對個體特征的路徑系數(shù)在0.05內(nèi)顯著），說明各測量變量對相應潛變量的影響以及潛變量之間的影響均十分顯著.路徑回歸系數(shù)在北京和南昌間雖有所差異，但正負屬性均相同，未出現(xiàn)相反情況，說明各測量變量與潛變量之間的關系以及各潛變量之間的關系具有潛在規(guī)律.

測量變量與潛變量之間的關系可以測量變量的標準化回歸因素負荷量進行表示.在風險認知方面，風險維度因素負荷量均為正，符合經(jīng)驗研究.然北京和南昌風險維度因素負荷量存在較大差異，北京中健康風險發(fā)生可能和后果嚴重性因素負荷量較高，分別為0.87、0.86；家人健康是否有影響因素負荷量最低，僅為0.53.南昌中后果嚴重性、社會影響程度、持續(xù)時間因素負荷量相對較高，分別為0.83、0.76、0.72，人為性和自愿性相對較低，分別為0.56、0.49.

在信任度方面，北京與南昌結(jié)果相似，對于專家的信任度對總體信任度因素負荷量最大，分別為0.77、0.84，其次為媒體和政府，且因素負荷量較高，均在0.68之上；而對于非政府組織的信任度因素負荷量最小，北京和南昌分別僅為0.18、0.39.

表4 模型路徑估計Table 4 Path coefficient estimates of the structura model

在個體特征方面，北京和南昌年齡因素負荷量較大，分別為0.66、0.76；受教育程度因素負荷量較小，僅為0.10、0.21；月收入因素負荷量存在較大差異，北京為0.86，南昌僅為0.42；是否為學生因素負荷量呈現(xiàn)負相關關系，分別為-0.83、-0.69；是否為國營單位人員因素負荷量則分別為0.44、0.57.此外個體特征測量變量間存在顯著共變性，如年齡與受教育程度呈負相關關系，而是否學生與受教育程度呈正相關關系.

潛變量之間的關系以潛變量間的標準化回歸路徑系數(shù)表示.信任度對風險認知有顯著影響（假設H1得到支持），北京和南昌標準化回歸系數(shù)分別為0.291、0.48，說明信任度越低，風險認知越高，北京的影響程度低于南昌.這可能是因居民對信息源的不信任導致對風險的放大處理，從而表現(xiàn)為較強風險認知.結(jié)合四項信任度因素負荷量說明，對于專家、媒體、政府和非政府組織的信任度均與風險認知呈負相關關系，且影響系數(shù)依次遞減.

個體特征對風險認知有顯著影響（假設H2得到支持），北京和南昌標準化回歸系數(shù)分別為0.197、0.148，北京的影響程度高于南昌.結(jié)合個體特征因素負荷量說明，年齡與風險認知存在較強正相關關系，這可能是因年老者對于健康重視程度比年輕人更高；受教育程度與風險認知存在弱正相關關系，這可能是因高學歷者可更快了解信息，且信息掌握量相對較大；月收入與風險認知呈正相關關系，這可能是因低收入者更關注于家庭經(jīng)濟生活，高收入者則對健康重視程度更高；職業(yè)中，是否學生與與風險認知呈負相關關系，這可能是因?qū)W生屬于年輕低收入者，其對健康重視程度相對較低；是否國家單位人員與風險認知呈正相關關系，這可能是因國家單位人員更易掌握相關信息；是否個體戶或企業(yè)人員與風險認知呈正相關關系，這可能是因個體戶或企業(yè)人員收入相對較高；是否組織結(jié)構(gòu)人員影響較低.

個體特征對信任度有顯著影響（假設H3得到支持），北京和南昌標準化回歸系數(shù)分別為0.244、0.138，北京的影響程度高于南昌.年齡、受教育程度、收入、是否國家單位人員和是否個體戶或企業(yè)人員均與信任度呈負相關關系，而是否學生與信任度呈正相關關系.因假設H2、H3成立，則可認為信任度在個體特征對風險認知影響過程中起到中介作用，則個體特征對風險認知的總影響標準化回歸系數(shù)分別為0.222、0.214，較為接近.

2.4 模型擴展

對模型進行擴展，加入以下變量：一起居住的兒童數(shù)（PC6.1）與老人數(shù)（PC6.2）、自身健康狀況（PC7）、自己（PC8.1）及家人（PC8.2）是否患過呼吸類疾病、居住位置（PC9）、上班方式（PC10）及是否戶外工作（PC11）.對上述變量進行統(tǒng)計分析：一起居住的兒童與老人數(shù)平均為1.74、2.22名；認為自身健康狀態(tài)為好、比較好、一般的被調(diào)查者分別占10%、46.1%、36.8%；26.2%和29.1%的被調(diào)查者表示自己、家人曾患過呼吸道疾病或心肺疾??；61%表示住在城區(qū)、22.7%住在城市主干道附近、7.8%和10%居住地附件有工廠和建筑工地；上班方式中步行、騎自行車、乘坐公共交通、地鐵、開車的比例分別為37%、20.1%、41%、39.3%、13.7%；62.1%表示基本不需要或偶爾需要戶外工作，而15.2%表示經(jīng)常需要或完全戶外工作.

上述變量歸為自己及家人情況、居住位置與工作方式兩項，結(jié)合性別等基礎信息，以二階因素模型對個體特征進行反映.采用最大似然估計，根據(jù)MI值大于10的原則修正，得最終標準化結(jié)果和路徑估計結(jié)果分別如圖3、表5所示.

由圖3可知，模型適配度指標大都符合標準，說明模型合理適配.由表5可知，健康狀況、居住位置與工作方式對個體特征有顯著影響，均在0.05內(nèi)顯著，即對風險認知亦有顯著影響.在健康狀況方面，一起居住的兒童與老人數(shù)均與風險認知呈強正相關關系，這可能是因一起居住的兒童與老人數(shù)越多，被調(diào)查者對于家人健康的擔憂程度越強；被調(diào)查者自身健康狀況與風險認知呈弱負相關關系，這可能是因被調(diào)查者認為自身健康狀況較好，從而忽視健康風險；家人若曾經(jīng)或正在患呼吸疾病或心肺疾病，則風險認知更高，這是因家人若曾經(jīng)或正在患呼吸疾病或心肺疾病，被調(diào)查者更可能了解PM2.5為呼吸疾病或心肺疾病的致因之一，從而提高其風險認知.居住位置中，是否住在城區(qū)對風險認知有顯著影響，且呈負相關關系.上班方式中，步行與騎自行車與風險認知呈負相關關系，而乘坐公共交通和地鐵與風險認知呈正相關關系，這可能是因住在城區(qū)、步行與騎自行車一直處于受損情景中，從而忽視風險；工作中戶外工作的必要性與風險認知呈正相關關系，這可能是因被調(diào)查者因工作壓力必須處于戶外，從而對健康擔憂程度更強.

圖3 擴展模型估計結(jié)果Fig.3 Standardized coefficient estimates of the expanded model

表5 擴展模型路徑估計結(jié)果Table 5 Path coefficient estimates of the expanded model

2.5 建議

基于上述結(jié)果對PM2.5健康風險管理提出以下建議：1）信任重要性.目前公眾對于信息源信任度較低，但公眾對信息源信任度對風險溝通效果有顯著影響，若信任度較低，政府風險管理政策難以取得預期效果，信任度越高，政策效果越顯著.且信任易喪失難建立，因此應重視信任問題，加強恢復信任度工作，保障公布信息的準確性.2）人群差異性.由分析可知，年齡小、低收入者往往低估PM2.5健康風險，而年齡大、高收入者則可能存在放大風險問題，因此風險管理政策應對不同人群區(qū)別對待，避免風險認知偏差進一步擴大.3）地區(qū)差異性.北京居民公眾健康風險認知高于南昌居民，這是由于北京PM2.5情況劣于南昌，而人均收入、受教育程度高于南昌.即不同地區(qū)PM2.5健康風險認知不同，在管理中不可同一而論.

3 結(jié)論

3.1 運用心理測量范式調(diào)查北京和南昌居民對于PM2.5信息源信任度以及健康風險認知.結(jié)果表明：在信任度方面，居民對信息源的信任度僅處于一般水平，北京居民的信任度低于南昌居民，且居民對專家和非政府組織的信任度較高，對政府的信任度較低.在風險認知方面，北京居民的風險認知高于南昌居民，風險特征PM2.5的健康風險發(fā)生可能性、影響程度、持續(xù)時間均值較高，了解程度與平等性較低.

3.2 基于經(jīng)驗研究和結(jié)構(gòu)方程模型，構(gòu)建PM2.5健康風險影響模型，分析風險認知影響機理.結(jié)果表明：信任度在個體特征對風險認知影響過程中起中介作用，且信任度越低，風險認知越高；個體特征會對信任度和風險認知產(chǎn)生顯著影響，其中年齡、受教育程度、收入、國家單位人員、個體戶或企業(yè)人員、一起居住的兒童和老人數(shù)、家人曾經(jīng)或正在患呼吸疾病或心肺疾病、乘坐公共交通和地鐵、工作中戶外工作的必要性與信任度呈負相關相關，與風險認知呈正相關關系.而學生、自身健康狀況、住在城區(qū)、步行與騎自行車與信任度呈正相關關系，與風險認知呈負相關關系.

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Health risk perception to PM2.5based on the credibility of information sources.

ZENG Xian-gang*， XU Zhi-hua， YU Hui-yi （School of Environment and Natural Resources， Renmin University of China， Beijing 100872， China）. China Environmental Science， 2015，35（10）：3157～3165

Risk perception was the foundation of risk communication and risk management. Understanding the characteristics of risk perception and the factors that were able to affect risk perception was conducive to effective risk communication and risk management. This paper investigated the public health risk perception to PM2.5and the credibility of information sources based on the psychometric paradigm. The result showed that the credibility was just in an intermediate level in general. The credibility of experts and NGOs was higher than the credibility of government. In the aspect of regional comparison， the credibility result based on residents in Beijing was lower than that based on residents in Nanchang， but the risk perception was higher. Then this paper constructed an influence mechanism model of risk perception based on the structural equation model. Result showed that credibility had negative effect on risk perception，and the coefficient of credibility based in Beijing and Nanchang was 0.244 and 0.183， respectively. The individual characteristics could directly and indirectly affect risk perception through credibility， and the total coefficient was 0.222 and 0.214 respectively. The individual characteristics included basic individual information （age， income， occupation），health condition （the number of children and the elderly， their own health condition， suffering from respiratory disease or not）， residential location and the way of working.

PM；risk perception；credibility；psychometric paradigm；structure equation model2.5

X32

A

1000-6923（2015）10-3157-09

曾賢剛（1972-），男，江西九江人，教授，博士，研究方向為環(huán)境與資源經(jīng)濟學.發(fā)表論文70余篇.

2015-03-08

國家自然科學基金面上項目（41371530）；國家社會科學基金重大項目（13&ZD045）

* 責任作者， 教授， zengxg@ruc.edu.cn