司徒健彬，潘 強，姚寧川

（1.珠海城市職業(yè)技術(shù)學院 經(jīng)濟管理學院，廣東 珠海 519090；2.暨南大學 國際商學院，廣東 珠海 519070；3.珠海保稅區(qū)管理委員會，廣東 珠海 519000）

目前，中國正經(jīng)歷高速發(fā)展的時期，城市化水平日益提高，居民生活得到了大幅改善，隨之而來也引發(fā)了一系列的環(huán)境問題。作為一個資源消耗大國，中國經(jīng)濟的高速發(fā)展往往以環(huán)境的破壞為代價。近年來，環(huán)境問題已經(jīng)引起眾多人士關(guān)注，環(huán)境破壞以及資源過量消耗的情況尤為嚴重。有鑒于此，習近平總書記提出了推進生態(tài)文明建設(shè)的重要原則，包括了“堅持人與自然和諧共生”、“綠水青山就是金山銀山”、“良好生態(tài)環(huán)境是最普惠的民生福祉”等六項。珠海市在關(guān)于國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十三個五年規(guī)劃（簡稱“十三五規(guī)劃”）的建議中也明確指出，“堅持生態(tài)優(yōu)先”的經(jīng)濟社會發(fā)展原則，把生態(tài)放在第一要素。在生態(tài)文明的航程上做到自信與自覺，把山清水秀、碧穹浩瀚視為最珍貴的資源，以更遠的方向，更強力度加快生態(tài)文明建設(shè)，率先構(gòu)建資源節(jié)約型、環(huán)境友好型、人口均衡型社會。珠?！笆逡?guī)劃”還提出“以生態(tài)文明示范為引領(lǐng)，建設(shè)國際宜居城市”的目標。

張文忠（2016）[1]提出了宜居城市內(nèi)涵的六個層面，包括環(huán)境健康、安全、自然宜人、社會和諧、生活方便以及出行便捷。宜居城市的建設(shè)要體現(xiàn)以人為本，從重視經(jīng)濟增長轉(zhuǎn)向為人的發(fā)展和社會的發(fā)展，從重視物質(zhì)和實體空間的建造轉(zhuǎn)向為城市精神和城市人文思想的塑造。白雪、林雪晶（2015）[2]對珠海宜居城市的現(xiàn)狀進行了探索，發(fā)現(xiàn)珠海宜居性各方面評分均較高，其中環(huán)境承載度得分率最高，而經(jīng)濟富裕度和社會文明度得分率相對較低。兩人研究中的生態(tài)環(huán)境指標顯示珠海空氣質(zhì)量好于或等于二級的天數(shù)每年達到360天，飲用水水質(zhì)達標率為100%，城市工業(yè)污水處理率為88.5%，城鎮(zhèn)生活垃圾無害化處理率為100%，工業(yè)固體廢物處置利用率為92.81%，城市綠化覆蓋率為64.64%，表明珠海在環(huán)境保護方面仍然令人滿意。林顯明（2015）[3]以臺灣高雄建立宜居城市為例，提出了一些環(huán)保建議。高雄一直以來以石化產(chǎn)業(yè)作為經(jīng)濟發(fā)展的驅(qū)動力。然而，石化產(chǎn)業(yè)在給高雄帶來巨大經(jīng)濟效益的同時，也對高雄的環(huán)境產(chǎn)生了極大的負面影響，甚至對居民健康造成了極大的危害。高雄通過以“環(huán)境永續(xù)”、“多元創(chuàng)新”和“宜居城市”為主軸，為傳統(tǒng)的石化、鋼鐵產(chǎn)業(yè)提供輔導，促使產(chǎn)業(yè)向低污染、高價值方向轉(zhuǎn)型，并取得了巨大的成效。

大量企業(yè)已經(jīng)開始意識到了環(huán)境保護的社會責任，并采取措施改善污染排放和能源消耗的情況，政府也建設(shè)了大量的環(huán)?；A(chǔ)設(shè)施，以及出臺了環(huán)保方面的法律法規(guī)。但是，個人環(huán)保行為對于環(huán)境保護的作用并未獲得足夠的關(guān)注。建立宜居城市只依靠硬件建設(shè)并不足夠，還需要加強對城市居民的環(huán)保意識及綠色行為培養(yǎng)，才能達到建立宜居城市的目標。實際上大部分的環(huán)境問題都是由于人類活動所引起的，改善個人的環(huán)保意向和綠色行為能在一定程度上促進環(huán)境保護的效果。

關(guān)于促進宜居城市建設(shè)和社會和諧發(fā)展的研究，傳統(tǒng)研究多關(guān)注客觀物質(zhì)設(shè)施建設(shè)，而忽略居民精神文明建設(shè)的實際感知，對中國城市居民綠色行為機制與行為意向研究還相對薄弱。為更深度了解個人綠色行為的影響因素，本文以計劃行為理論（Theory of Planned Behavior；Ajzen,1991[4]；以下簡稱TPB）為根據(jù)進行實證研究，嘗試探討珠海市居民的綠色行為意向的影響因素，以及可能由此產(chǎn)生的綠色行為?，F(xiàn)時的國內(nèi)外的研究仍缺乏中國城市居民行為機制的定量研究，而本研究填補了這方面研究的空缺。以居民的綠色環(huán)保行為為切入點，通過統(tǒng)計分析實證研究，精確調(diào)查分析珠海市居民的綠色環(huán)保行為。揭示宜居城市建設(shè)中存在的問題，有針對性的提出發(fā)展方向和規(guī)劃，為珠海建設(shè)國際化宜居城市提供創(chuàng)新性建議，以求對未來珠海市國際化宜居城市建設(shè)提供借鑒意義。

一、文獻綜述

對于環(huán)境惡化、資源消耗和氣候變化的關(guān)注，使綠色行為的概念得到了廣泛認同。國外文獻提出了對綠色行為的定義：對于組織及其管理者，綠色行為可以被定義為推進環(huán)境可持續(xù)發(fā)展進行的組織活動 (Renwick,Redman,&Maguire,2013)[5]；對于個人，綠色行為則指與環(huán)境可持續(xù)發(fā)展目標一致的個體行為 (Andersson,Jackson,&Russell,2013)[6]。

中國學者也對綠色行為進行了界定：從企業(yè)的角度看，郝祖濤（2014）[7]認為企業(yè)的綠色行為是把資源節(jié)約、環(huán)境保護的思想融入到企業(yè)經(jīng)營活動中，進行一系列綠色技術(shù)創(chuàng)新、綠色管理活動以滿足自身的需求。他認為企業(yè)綠色行為受到企業(yè)內(nèi)部和外部因素的影響，內(nèi)部因素包括規(guī)模、財務(wù)狀況、技術(shù)能力、領(lǐng)導者環(huán)保意識、區(qū)位條件、所有制結(jié)構(gòu)及工業(yè)部門類別等；外部因素則包括了規(guī)制壓力、市場壓力及公眾壓力等。馮忠壘、謝雄標、嚴良（2015）[8]認為企業(yè)綠色行為是社會網(wǎng)絡(luò)、管理者認知和企業(yè)行為三方交互的結(jié)果。管理者對于外部環(huán)境的認知分為威脅認知和機會認知，當企業(yè)以消極態(tài)度進行綠色行為，可能會受到社會網(wǎng)絡(luò)中利益相關(guān)者的壓力和威脅，而管理者將其視為一項商業(yè)機會時，則可能獲得更多的社會資源及更好的社會聲譽。從更大的范疇看，楊蘇（2016）[9]關(guān)于綠色行為的界定是“契合綠色化發(fā)展方向的，資源利用效率高且對周圍環(huán)境負責的社會組織或自然人的行為，且以最少的資源消耗和最低的環(huán)境污染來獲得盡可能大的經(jīng)濟、社會和環(huán)保收益作為其決策目標”。

過往對企業(yè)綠色行為的研究數(shù)量較多，本文主要對居民個人綠色行為進行研究。本文的分析以TPB 為理論基礎(chǔ)，TPB 在許多方面的行為研究均得到支持。例如，TPB 被用于研究健康行為（Conner&Sparks,1996）[10]、酒駕行為（Marcil,Bergeron&Audet,2001）[11]、居民公交出行行為(戴權(quán)、梁坤、欒琨,2016)[12]以及安全帶使用行為（王秋鴻、周志強,2015）[13]等。而TPB 在研究綠色行為方面的作用也被證明具有較好的預測作用。汪秀、成愛武（2014）[14]運用TPB 研究綠色消 費 行 為，Trumbo&O'Keefe (2001)[15]、Lam(2006)[16]和Clark&Finley(2007)[17]分別對美國加州、中國和社區(qū)居民的節(jié)約用水行為意向，發(fā)現(xiàn)TPB 的變量對于綠色行為的意向有較強的預測作用。

在Ajzen 的理論中，TPB 包含了三方面的要素，分別是行為態(tài)度、主觀范式和知覺行為控制，這三個要素都與行為的意向有關(guān)。行為態(tài)度可定義為個人對于一項行為的評價贊成或不贊成的程度；主觀范式反映了個人對于所處社會環(huán)境及周圍人群對其行為的期望的認知，以及順應這些社會環(huán)境的動機；知覺行為控制則表明個人認為自身可控制行為效果的能力。TPB 被廣泛應用于對公民行為的影響因素的研究。陳琪（2017）[18]發(fā)現(xiàn)TPB 的三個因素，行為態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制均與公民參與城市公共危機治理意向正相關(guān)，因此其研究認為需要注重參與城市公共危機治理態(tài)度的培養(yǎng)，改善公民治理城市公共危機的環(huán)境，以及加強應對公共危機的培訓。杜鑫（2012）[19]以TPB 探討了綠色服裝消費影響因素，發(fā)現(xiàn)行為態(tài)度對于行為意愿的影響最大，感知行為控制對行為意愿的影響稍弱，主觀范式的影響在TPB 三個因素最低，而三個因素的影響均統(tǒng)計顯著。

Cordano&Frieze(2000)[20]用TPB 分 析了295 名美國環(huán)境管理者對于降低污染的偏好，發(fā)現(xiàn)降低污染的傾向與防止污染的態(tài)度、環(huán)保規(guī)定的認知、知覺行為控制及其設(shè)施中過往的環(huán)保行為存在相關(guān)性。其研究與TPB 模型不符合的是，研究結(jié)果中知覺行為控制欲與降低污染的傾向呈反向關(guān)系。Greaves,Zibarras&Stride(2013)[21]以TPB 理論分析了員工在工作場所的環(huán)保行為意向，他們研究的環(huán)保行為主義包括員工離開辦公桌后關(guān)閉電腦，使用視頻會議代替面對面會議以減少出行消耗，以及廢品的循環(huán)使用。TPB 中的變量分別解釋了三種環(huán)保行為意向的61%、46%和53%的特征。其中，行為態(tài)度、主觀范式和知覺行為控制三大因素均對環(huán)保行為意向有顯著影響。Huang(2016)[22]研究了媒體宣傳對環(huán)保行為的促進作用。研究將環(huán)保行為的影響因素分為了三種類型：態(tài)度因素（環(huán)保信念）、個人能力因素（自我效能）和情境因素（媒體應用）。個人接受更多的全球變暖媒體的宣傳，會對個人環(huán)保行為產(chǎn)生正面影響，而環(huán)保信念以及自我效能也會通過媒體使用產(chǎn)生間接作用。Zhang,Wang&Zhou(2014)[23]以TPB 分析了中國企業(yè)節(jié)約用電行為的前置變量，發(fā)現(xiàn)員工對節(jié)約用電的態(tài)度和認知行為控制對員工節(jié)約用電的行為意向產(chǎn)生正向影響。環(huán)境效應、組織效益、心理享受及組織節(jié)電氛圍與員工對節(jié)約用電的態(tài)度存在正相關(guān)關(guān)系，而預期外在效益并沒有對員工態(tài)度產(chǎn)生顯著影響。

TPB 為研究居民綠色行為的影響因素提供了可靠的框架，而對TPB 的前置影響因素的研究尚未全面驗證。為填補對TPB 影響因素的前置變量研究的空缺，本文建立了更全面的理論模型。研究對與行為態(tài)度有關(guān)的三個因素進行了檢驗：包括自主動機、預期外在回報以及綠色氛圍。通過對TPB 前置變量的探討，能更全面地了解居民綠色行為的影響機制。而居民個人的綠色行為在中國的研究數(shù)量偏少，本研究以珠海市居民作為研究對象，也對不同地區(qū)居民綠色行為的研究作了補充。

二、研究假設(shè)

本文根據(jù)TPB 以及過往對綠色行為的文獻，對研究模型進行了設(shè)計，以加強對綠色行為影響因素的了解。圖1 描述了本文的研究模型。在研究模型中，TPB 中的三個變量行為態(tài)度、主觀范式及知覺行為控制預期對綠色行為意向產(chǎn)生影響，自主動機、預期外在回報和綠色氛圍作為行為態(tài)度的前置變量研究。同時，模型研究了自主動機、預期外在回報和綠色行為對綠色行為意向的直接影響。

圖1 研究模型

（一）自主動機與行為態(tài)度

當個人認為某種行為與其價值觀或目標一致，實施這種行為時他會感到有趣而愉快。公民在實施綠色行為時，由于這種行為來自于自身的自主動機驅(qū)使，他們認為實施綠色行為對于環(huán)境的可持續(xù)發(fā)展是有利的。來自自主動機的驅(qū)使會使個人在經(jīng)歷綠色行為時感覺到有趣 (Wasko&Faraj,2005)[24]。當個人認為通過實施某種行為能夠獲得愉快及滿足，就能有效地促進其對于這種行為的支持態(tài)度。因此，公民在實施綠色行為時若能感到愉快及滿足，則更有可能產(chǎn)生對于綠色行為的支持態(tài)度。個人的自主動機使其在實施綠色行為時產(chǎn)生滿足感，從而提升個人對于綠色行為的支持態(tài)度。

假設(shè)1-1：自主動機對行為態(tài)度產(chǎn)生正向影響。

（二）預期外在回報與行為態(tài)度

在鼓勵公民進行綠色行為時，許多組織可能會提供不同形式的回報，比如物質(zhì)獎勵，更好的工作，或者是職位晉升等。個人實施綠色行為，有可能從組織中，或者社會上獲得外在的回報。個人認為其在實施綠色行為的過程中能獲得這種外在回報時，他就可能對綠色行為表現(xiàn)出支持的態(tài)度。相反，個人如果預計無法從實施綠色行為中獲得外在回報，則其較難形成對于綠色行為的支持態(tài)度。因此，預期的外在回報可能會對行為態(tài)度產(chǎn)生正面影響。為了解預期外在回報的效應，本文作出了如下假設(shè)：

假設(shè)1-2：預期外在回報對行為態(tài)度產(chǎn)生正向影響。

（三）綠色氛圍與行為態(tài)度

社區(qū)氛圍反映了社會環(huán)境對個人可能產(chǎn)生的影響。Chen&Huang(2007)[25]認為這是人們的共同實踐、共享信念和共有的價值體系。過往研究表明了社會氛圍對于行為的影響(Schulte,Ostrof&Kinicki,2006)[26]。目前，對于氛圍的研究更傾向于劃分為不同類別。例如，創(chuàng)新氛圍在許多創(chuàng)新方面的研究中被提及 (Baer&Frese,2003)[27]。本文采用了綠色氛圍的概念，并提出綠色氛圍可以影響個人對綠色行為的態(tài)度。如果社區(qū)中能夠較好地建立起綠色氛圍，將綠色氛圍置于城市建設(shè)中的重要的地位，支持和鼓勵居民實施綠色行為。在這種情況中，人們能感知到社會中的綠色氛圍，從而更可能對綠色行為表現(xiàn)出支持的態(tài)度。在綠色氛圍較高的城市，人們會更多地實施綠色行為以達到社會期望。當人們不實施綠色行為時，則可能受到來自社會上的壓力。因此，綠色行為知覺對于行為態(tài)度的形成有正面的作用。

假設(shè)1-3：綠色氛圍知覺對行為態(tài)度產(chǎn)生正向影響。

（四）行為態(tài)度與綠色行為意向

根據(jù)TPB 所述，個人對于行為的態(tài)度對個人行為產(chǎn)生重大的影響。當個人對綠色行為持正面態(tài)度時，個人更可能產(chǎn)生綠色行為的意向，從而進行綠色行為。相反，當人們對綠色行為持反對態(tài)度的話，他們就不太可能參與綠色行為。學者們認為態(tài)度是個人行為意向的最主要影響因素，這種影響在多種情況下均有所體現(xiàn)。Abrahamse&Steg(2009)[28]認為態(tài)度與家庭的能源節(jié)約行為存在正向關(guān)系，Greaves,Zibarras&Stride(2013)[21]發(fā)現(xiàn)態(tài)度與關(guān)閉計算機、視頻會議和循環(huán)使用等環(huán)保行為密切相關(guān)。因此，本文認為行為態(tài)度與綠色行為意向之間也存在正相關(guān)關(guān)系：

假設(shè)2-1：對綠色行為的態(tài)度對綠色行為意向產(chǎn)生正向影響。

（五）主觀范式與綠色行為意向

在TPB 中，主觀范式主要表現(xiàn)為個人可能受到來自社會的壓力。人們認為其周邊“重要的人”對于他們的行為可能出現(xiàn)贊同或反對的態(tài)度，而來自這些人的壓力也會影響個人的行為意向。盡管部分文獻指出主觀范式對行為意向的影響相對較小，如Boldero(1995)[29]發(fā)現(xiàn)主觀范式對于循環(huán)利用行為并未產(chǎn)生影響，多半文獻仍認為主觀范式對個人行為意向產(chǎn)生顯著影響(Cordano&Frieze,2000)[20]。由于研究普遍支持主觀范式對于行為意向的作用，個人也生活在一定的社會關(guān)系中，本文也對主觀范式和行為意向的關(guān)系提出了假設(shè)：

假設(shè)2-2：主觀范式對綠色行為意向產(chǎn)生正向影響。

（六）知覺行為控制與綠色行為意向

個人的行為不僅受個人意志影響，還可能受到各種情境因素的限制。即使個人有意向參與綠色行為，當其行為不能得到足夠的支持，甚至是受到其他方面的限制時，綠色行為很可能無法實施。Ajzen 將知覺行為控制的因素劃分為兩種類型，內(nèi)在因素和外在因素。內(nèi)在控制因素主要是個人意向因素，包括個人擁有的信息，個人能力、技能、情感等；外在控制因素包括了個人自身因素以外的環(huán)境因素，這些環(huán)境因素可能促進或阻礙個人行為的實施。在本文的研究中，知覺行為控制的測量也從這兩個方面進行。本文對知覺行為控制對行為意向的效應提出如下假設(shè)：

假設(shè)2-3：知覺行為控制對綠色行為意向產(chǎn)生正向影響。

（七）自主動機與綠色行為意向

過往研究指出自主動機驅(qū)使的綠色行為與個人的價值、目標和興趣是一致的(Sheldon&Elliot,1998)[30]。因而個人會自主實施綠色行為，并非受到外部的壓力或是能獲得外部回報。在實施綠色行為的過程中，個人產(chǎn)生了投入感，這會提升個人的努力程度。自主動機對行為的作用在過往文獻中得到證實（Bono&Judge,2003[31]；Ryan&Deci,2000[32]）。對于學生環(huán)保行為的研究顯示了自主動機對綠色行為會產(chǎn)生積極影響（Osbaldiston&Sheldon,2003[33]；Pelletier,2002[34]；Pelletier 等,1998[35]）?；谏鲜龅幕A(chǔ)，本文作出了以下假設(shè)：

假設(shè)2-4：自主動機對綠色行為意向產(chǎn)生正向影響。

（八）預期外在回報與綠色行為意向

預期的外在回報可能會對個人參與綠色行為有促進作用。Deci&Ryan(2000)[36]認為預期外在回報是促進環(huán)保行為的重要因素。外在回報能對個人環(huán)保行為產(chǎn)生激勵，但個人在缺乏持續(xù)外部回報時，則不太可能持續(xù)進行環(huán)保行為。Eisenberger,Pierce&Cameron(1999)[37]認為個人所追求的外在回報并不是簡單的物質(zhì)獎勵或避免處罰，而是追求上司和他人對其競爭力及技能的肯定。對這種來自上司和他人肯定意見的追求，促進了個人實施綠色行為的意愿。

假設(shè)2-5：預期外在回報對綠色行為意向產(chǎn)生正向影響。

（九）綠色氛圍和綠色行為意向

城市建立起良好的綠色氛圍，支持和鼓勵人們進行綠色行為。在綠色氛圍程度高的社會，人們更可能為達到社會期望而進行綠色行為；同時，在綠色氛圍較高的社會，人們受到來自周圍的影響而實施綠色行為，因為不實施該行為可能會被認為是違反規(guī)則的。因此，綠色氛圍可能對綠色行為意向有促進作用。

假設(shè)2-6：綠色氛圍對綠色行為意向產(chǎn)生正向影響。

三、問卷設(shè)計

綠色行為意向：綠色行為意向包含了8 個測量項目，評分為李克特五分制（1-非常不同意，2-不同意，3-一般，4-同意，5-非常同意）。項目主要來自Graves,Sarkis&Zhu(2013)[38]的親環(huán)境行為問卷，問卷題目如“我會嘗試更多地去了解我們的環(huán)境問題”和“我會與其他人分享關(guān)于環(huán)保的信息”等。

行為態(tài)度：本文設(shè)計了4 個測量項目的問卷以評估居民對環(huán)保行為的態(tài)度，評分為李克特五分制（1-非常不同意，2-不同意，3-一般，4-同意，5-非常同意）。Cordano&Frieze(2000)[20]對個人防止污染的態(tài)度進行測量，參考了其問卷項目，本文的問卷項目包括了如“環(huán)境保護是城市管理中一項重要的組成部分”以及“大部分的環(huán)保項目投入是值得的”等。

主觀范式：對主觀范式的測量參考了Cordano&Frieze(2000)[20]的項目，設(shè)計了5 個項目的問卷，評分為李克特五分制（1-非常不同意，2-不同意，3-一般，4-同意，5-非常同意）。問卷題目如“我周圍的人都認為政府需要采取更強烈的行動來保護資源”以及“我的上級認為我應該實踐綠色行為”等。

知覺行為控制：知覺行為控制的測量利用了Zhang,Wang&Zhou (2014)[23]和Cordano&Frieze(2000)[20]的知覺行為控制項目，按李克特五分制設(shè)計了4 個項目的問卷（1-非常不同意，2-不同意，3-一般，4-同意，5-非常同意）。問卷題目包括“我認為我有實踐綠色行為的知識和能力”以及“我所在的組織管理支持我實踐綠色行為”等。

自主動機：本文參考Graves,Sarkis&Zhu(2013)[38]的問卷對自主動機項目進行設(shè)計。自主動機包含5 個項目，以李克特五分制進行測度（1-非常不同意，2-不同意，3-一般，4-同意，5-非常同意）。問卷題目有如“我會實踐綠色行為的原因是它能讓我實現(xiàn)我認為重要的目標”和“我會實踐綠色行為的原因是它符合我的價值觀”等。

預期外在回報：預期外在回報的測量基于Graves,Sarkis&Zhu(2013)[38]以 及Zhang 等(2014)[23]的問卷進行設(shè)計。預期外在回報包含4個題項，同樣以李克特五分制進行評分（1-非常不同意，2-不同意，3-一般，4-同意，5-非常同意）。問卷題目如“我實行綠色行為可以給我?guī)砦镔|(zhì)報酬”和“我實行綠色行為對我的工作晉升有好處”等。

綠色氛圍：綠色氛圍知覺的項目參照了Norton,Zacher&Ashkanasy(2014)[39]的綠色氛圍知覺部分項目，將對公司員工的項目調(diào)整為城市居民。項目按照李克特五分制設(shè)計（1-非常不同意，2-不同意，3-一般，4-同意，5-非常同意），5個項目目包括“我所在的城市關(guān)注環(huán)保問題”以及“我所在的城市在發(fā)展中擔心其對環(huán)境的影響”等。

四、研究過程

調(diào)研以在線調(diào)查的方式隨機向1000 名受訪者發(fā)放了問卷，受訪者均為珠海市居民。受訪者均自愿填寫調(diào)查問卷，受訪者也被告知問卷信息均為匿名填寫且被保密，僅供本研究使用。問卷共收回976 份，回收率為97.6%。

獲得問卷數(shù)據(jù)后，本文對心理測量的各個因素進行分析，包括了行為意向以及TPB 的三個因素。實證分析將對各個變量作如下檢驗：（1）驗證性因素分析（CFA）、（2）信度分析及因子載荷、以及（3）描述性統(tǒng)計及相關(guān)性分析。

（一）驗證性因素分析（CFA）

本文對測量模型和結(jié)構(gòu)模型的指標進行分析，以了解模型與數(shù)據(jù)的適配程度。本文選取了一系列常規(guī)指標對模型進行檢驗，包括卡方與自由度比、RMSEA、GFI、NFI、TLI 和CFI。在研究中需要通過對初始模型進行驗證性因子分析（CFA），以對初始模型進行改善及確定，并以修正的模型來構(gòu)建結(jié)構(gòu)模型。在本研究中，初始模型包括了七個潛變量的全部題項。而修正模型則根據(jù)修正指數(shù)（modification index）及標準化殘差（standardized residual）等進行調(diào)整，并結(jié)合理論確定合適的修正模型。

研究對修正模型各變量的信度進行評價，計算變量的Cronbach's Alpha 系數(shù)。此外，研究還對各題項的因子載荷進行檢驗。對變量的描述性統(tǒng)計，研究將計算修正模型的各變量平均得分及變量間的相關(guān)系數(shù)。通過描述性統(tǒng)計了解珠海居民在綠色行為方面的整體情況，以及與綠色行為相關(guān)的變量間的相關(guān)關(guān)系。

表1 顯示了CFA 的檢驗結(jié)果。初始測量模型包括了每個潛變量的全部題項，對初始測量變量的CFA 檢驗結(jié)果如表1 所示。初始測量模型與數(shù)據(jù)的適配性水平并不高 (CMIN/DF=3.96,RMSEA=0.08, GFI=0.80, NFI=0.79，TLI=0.81，CFI=0.83)。研究根據(jù)CFA 的檢驗結(jié)果對變量進行必要的改進，根據(jù)Anderson&Cerbing(1988)[40]提出的方法，在保留原本的變量和協(xié)方差路徑的基礎(chǔ)上，本研究剔除了10 個題項，以建立修正測量模型。修正測量模型能較好地與數(shù)據(jù)適配(CMIN/DF=2.89, RMSEA=0.08, GFI=0.80,NFI=0.79，TLI=0.81，CFI=0.83)。

表1 測量模型及結(jié)構(gòu)模型適配度

（二）信度分析及因子載荷

從表2 可見，修正測量模型的所有因子載荷均大于0.70，信度分析結(jié)果位于0.80 至0.86 之間。結(jié)果顯示各變量的信度及效度均可滿足要求，修正模型進一步得到支持。

表2 因子載荷及信度分析

表2 因子載荷及信度分析(續(xù)）

（三）描述性統(tǒng)計及相關(guān)性分析

表3 報告了修正測量模型中各個變量的均值、標準差及變量間的相關(guān)系數(shù)。除預期外在回報評分均值為2.76 外，其余變量評分均值均高于3.80，其中行為態(tài)度及綠色氛圍知覺評分均值在4 分以上。從變量均值可知，受訪者對綠色行為表現(xiàn)出相對支持的態(tài)度，而且具有較高的意向?qū)嵤┚G色行為。

表3 描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

（四）結(jié)構(gòu)模型

根據(jù)修正測量模型的變量本文進一步建立了結(jié)構(gòu)模型。表1 報告了結(jié)構(gòu)模型的適配指數(shù)。表4示了結(jié)構(gòu)模型的結(jié)果。模型解釋了87.9%的綠色行為意向的變異，以及36.1%的行為態(tài)度的變異?？傮w而言，九個假設(shè)中有七個得到支持。

表4 結(jié)構(gòu)模型路徑系數(shù)

假設(shè)1-1 預期了自主動機與行為態(tài)度的正相關(guān)關(guān)系，其標準化路徑系數(shù)為0.42（P〈0.001），結(jié)果支持了假設(shè)1-1。假設(shè)1-2 提出預期外在回報對行為態(tài)度產(chǎn)生正向效應，統(tǒng)計結(jié)果證實了假設(shè)1-2 的成立（路徑系數(shù)=0.12，P〈0.05）。統(tǒng)計結(jié)果顯示綠色氛圍與行為態(tài)度之間存在正相關(guān)關(guān)系（路徑系數(shù)=0.30，P〈0.001），因此研究證實了假設(shè)1-3。

假設(shè)2-1 預期行為態(tài)度與綠色行為意向存在正相關(guān)關(guān)系。表4 顯示其標準化路徑系數(shù)為0.16(P〈0.01)，假設(shè)2-1 成立。假設(shè)2-2 假定主觀范式對綠色行為意向產(chǎn)生正向影響，但統(tǒng)計結(jié)果并不支持假設(shè)2-2 (標準化路徑系數(shù)為-0.04)。假設(shè)2-3 知覺行為控制對綠色行為意向產(chǎn)生正向影響也沒有得到支持（標準化路徑系數(shù)為-0.00）。自主動機對綠色行為意向的正效應在統(tǒng)計上顯著（標準化路徑系數(shù)為 0.90，P〈0.001），因此假設(shè)2-4 成立。預期外在回報顯著正向影響綠色行為意向（標準化路徑系數(shù)=0.17，P〈0.001），結(jié)果證實了假設(shè)2-5。假設(shè)2-6預測綠色氛圍對綠色行為意向有正向效應，統(tǒng)計結(jié)果支持了假設(shè)2-6（路徑系數(shù)=0.12，P〈0.05）。

五、討論與啟示

本研究以TPB 為基礎(chǔ)分析了珠海居民綠色行為的影響因素。實證結(jié)果表明行為態(tài)度對綠色行為意向產(chǎn)生正向效應。此外，自主動機、預期外在回報、綠色氛圍都與行為態(tài)度及綠色行為意向正向相關(guān)。因此，當居民對綠色行為表現(xiàn)出支持的態(tài)度時，他們更可能參與綠色行為。這表明當個人意識到綠色行為與自身的價值觀相符合時，他將感到進行綠色行為是有趣而愉快的，從而支持綠色行為的態(tài)度，并更可能實施綠色行為。當個人預期實施綠色行為能獲得外在回報時，能夠改善其對于綠色行為的態(tài)度，并使居民更有意愿進行綠色行為。此外，綠色氛圍也有助于培養(yǎng)居民的行為態(tài)度，以及可以增強居民的綠色行為意識。本文補充了過往文獻中對行為態(tài)度影響因素的研究，探討了自主動機、預期外在回報和綠色氛圍對于綠色行為意向的作用，以及其通過態(tài)度對綠色行為意向的影響。研究結(jié)果表明，要建設(shè)宜居城市，需要培養(yǎng)居民正確的環(huán)保觀念，增強居民實施綠色行為的自主動機，自主動機是促進居民綠色行為的最主要因素。對于居民實施綠色行為，可以給予一定的外在肯定，預期外在回報能促使綠色行為的實施。外在回報并不一定為物質(zhì)形式，他人對于綠色行為的肯定同樣能夠改善居民行為態(tài)度和促進居民綠色行為。綠色氛圍對于培養(yǎng)居民綠色行為的作用非常重要，管理者可以嘗試定下環(huán)保目標，并更好地宣傳居民綠色行為帶來的好處。

本文發(fā)現(xiàn)盡管許多珠海居民對綠色行為均表達支持態(tài)度，但對來自其他人的壓力并沒有顯著感覺。也就是說，珠海居民的綠色行為是出于自發(fā)實行，社會的規(guī)則對加強居民綠色行為的效應并不顯著。當自發(fā)的機制可能失效時，便缺少了來自社會的壓力對居民進行約束。Shelton(1994)[41]主張這種情況可能是溝通出現(xiàn)問題，溝通問題將使很多環(huán)境管理方案無法有效實行。因此，社會也可能缺少合適的管理方法，使社會對于居民實施綠色行為的約束力較低。管理者可通過成立組織，以及劃分社區(qū)的方式對居民綠色行為進行鼓勵和管理，加強社區(qū)人群對綠色行為的影響力。也可以在社區(qū)樹立具有示范作用的模范，以加強社區(qū)人群對綠色行為的促進作用。

另一方面，實證結(jié)果并不支持知覺行為控制對綠色行為意向的影響。Ajzen（1985）[42]指出TPB 中的三因素重要性在不同的行為及不同人群中會出現(xiàn)差異。這一發(fā)現(xiàn)可能與城市中綠色行為的設(shè)施配套有關(guān)。同時，Cordano&Frieze（2000）[20]指出環(huán)境管理者在一個不支持綠色行為的環(huán)境中，可能會對他在環(huán)保方面付出的努力卻得不到結(jié)果感到失望。因此，知覺程度越低的環(huán)境管理者可能會有更強的綠色行為意向。從建立宜居城市的方面而已，城市管理者應該更好地為居民綠色行為提供更全面的設(shè)施，以及加強對于綠色行為的宣傳，讓居民意識到在實施綠色行為時可使用的方法，使居民感覺自己有能力，同時有意愿實施綠色行為。