曾賢剛，許志華，虞慧怡 （中國人民大學(xué)環(huán)境學(xué)院，北京 100872）

基于信息源信任度的PM2.5健康風(fēng)險認(rèn)知研究

曾賢剛*，許志華，虞慧怡 （中國人民大學(xué)環(huán)境學(xué)院，北京 100872）

運(yùn)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(fēng)險認(rèn)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(fēng)險認(rèn)知高于南昌居民.基于結(jié)構(gòu)方程模型，構(gòu)建風(fēng)險認(rèn)知影響機(jī)理模型，分析表明信任度對風(fēng)險認(rèn)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(fēng)險認(rèn)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(chǔ)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?。⒕幼∥恢门c工作方式均對信任度和風(fēng)險認(rèn)知有顯著影響.

PM2.5；風(fēng)險認(rèn)知；信任度；心理測量范式；結(jié)構(gòu)方程模型

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

風(fēng)險溝通是個體、群體及機(jī)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(fēng)險認(rèn)知，因此公眾對信息源的信任度將直接影響溝通效果及風(fēng)險認(rèn)知.且信任極易喪失卻極難建立的特性［13］，因此信任與風(fēng)險認(rèn)知的關(guān)系研究十分重要.Starr［14］認(rèn)為人們是否接受風(fēng)險，更依賴于公眾對風(fēng)險管理的信任，而非風(fēng)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(fēng)險認(rèn)知，構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型分析風(fēng)險認(rèn)知影響機(jī)理，為PM2.5健康風(fēng)險有效管理及提高相關(guān)政策的科學(xué)性和可接受性提供服務(wù).

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(fēng)險和收益的感知及對不同風(fēng)險的明示偏好，目前被廣泛運(yùn)用于風(fēng)險認(rèn)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(guān)信息來源及對信息源的信任度，主要包括公眾PM2.5相關(guān)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(fēng)險認(rèn)知，從調(diào)查者對PM2.5的了解程度、社會影響程度、健康風(fēng)險發(fā)生可能性、后果嚴(yán)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(dān)風(fēng)險性10個維度對風(fēng)險認(rèn)知進(jìn)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(jìn)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(fēng)險認(rèn)知維度，采用Likert五點量表進(jìn)行測度，基本形式為給出相關(guān)描述，再由被調(diào)查者從5個選項中選擇.如關(guān)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(guān)于PM2.5及其健康風(fēng)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(fù)向設(shè)置）.

正式開展問卷調(diào)查之前，于2014年4月在中國人民大學(xué)及周邊區(qū)域進(jìn)行預(yù)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(jī)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(shè)檢驗方法分析相關(guān)現(xiàn)象的內(nèi)在結(jié)構(gòu)機(jī)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(jìn)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(guān)系；3式為結(jié)構(gòu)方程，表示潛變量之間的關(guān)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(guān)系，即為外生測量變量在外生潛變量上的因子負(fù)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(fù)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(guān)系和外生潛變量對內(nèi)生潛變量的影響；δ、ε和ζ為相應(yīng)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(biāo)來反映，從而建立潛變量和觀測變量間的結(jié)構(gòu)關(guān)系；可同時考察變量間的直接作用和間接作用.

2 健康風(fēng)險認(rèn)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(fēng)險認(rèn)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(yīng)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(fēng)險認(rèn)知的選項1～5分別賦值為1、2、3、4、5.則信任度和風(fēng)險認(rèn)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(fēng)險認(rèn)知方面，被調(diào)查者的10項風(fēng)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(fēng)險認(rèn)知較高；北京被調(diào)查者的風(fēng)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(fēng)險認(rèn)知相對較高，這可能是因北京居民近年來對PM2.5關(guān)注程度較高；10項風(fēng)險維度中，PM2.5的健康風(fēng)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(shè)定及假設(shè)

根據(jù)經(jīng)驗研究，信任度與個體特征均會對風(fēng)險認(rèn)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(fēng)險認(rèn)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(jìn)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(shè)：H1：信任度對風(fēng)險認(rèn)知有顯著影響；H2：個體特征對風(fēng)險認(rèn)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(fēng)險認(rèn)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(jìn)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(fù)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(biāo)準(zhǔn)對風(fēng)險認(rèn)知進(jìn)行分析，經(jīng)計算，北京中社會影響程度、健康風(fēng)險發(fā)生可能性、后果嚴(yán)重性、持續(xù)時間與家人健康是否有影響5項因素負(fù)荷量大于0.5，可顯著反映風(fēng)險認(rèn)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(fēng)險認(rèn)知的影響，因此僅按照顯著標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)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(fēng)險認(rèn)知的影響（在后面的分析中，僅以學(xué)生和國營單位人員為例）.

圖2 模型標(biāo)準(zhǔn)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(jìn)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(jìn)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(rèn)為數(shù)據(jù)符合正態(tài)分布.運(yùn)用AMOS進(jìn)行分析，采用最大似然估計，在不違背理論基礎(chǔ)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(jìn)行模型修正，得最終標(biāo)準(zhǔn)化和具體結(jié)果如圖2、表4所示.

模型假設(shè)以及分析結(jié)果的合理性可通過模型適配度指標(biāo)進(jìn)行反映.適配度指標(biāo)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(biāo)準(zhǔn)，則需參考其他指標(biāo)，其他常用指標(biāo)的判別標(biāo)準(zhǔn)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(zhǔn)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(biāo)準(zhǔn)；南昌適配度相對較低，但大都接近于標(biāo)準(zhǔn).因此可認(rèn)為PM2.5健康風(fēng)險認(rèn)知模型合理適配.

由表4可知，北京與南昌路徑非標(biāo)準(zhǔn)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(yīng)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(fù)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(guān)系以及各潛變量之間的關(guān)系具有潛在規(guī)律.

測量變量與潛變量之間的關(guān)系可以測量變量的標(biāo)準(zhǔn)化回歸因素負(fù)荷量進(jìn)行表示.在風(fēng)險認(rèn)知方面，風(fēng)險維度因素負(fù)荷量均為正，符合經(jīng)驗研究.然北京和南昌風(fēng)險維度因素負(fù)荷量存在較大差異，北京中健康風(fēng)險發(fā)生可能和后果嚴(yán)重性因素負(fù)荷量較高，分別為0.87、0.86；家人健康是否有影響因素負(fù)荷量最低，僅為0.53.南昌中后果嚴(yán)重性、社會影響程度、持續(xù)時間因素負(fù)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(fù)荷量最大，分別為0.77、0.84，其次為媒體和政府，且因素負(fù)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(fù)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(fù)荷量較大，分別為0.66、0.76；受教育程度因素負(fù)荷量較小，僅為0.10、0.21；月收入因素負(fù)荷量存在較大差異，北京為0.86，南昌僅為0.42；是否為學(xué)生因素負(fù)荷量呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，分別為-0.83、-0.69；是否為國營單位人員因素負(fù)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(fù)相關(guān)關(guān)系，而是否學(xué)生與受教育程度呈正相關(guān)關(guān)系.

潛變量之間的關(guān)系以潛變量間的標(biāo)準(zhǔn)化回歸路徑系數(shù)表示.信任度對風(fēng)險認(rèn)知有顯著影響（假設(shè)H1得到支持），北京和南昌標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)分別為0.291、0.48，說明信任度越低，風(fēng)險認(rèn)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(dǎo)致對風(fēng)險的放大處理，從而表現(xiàn)為較強(qiáng)風(fēng)險認(rèn)知.結(jié)合四項信任度因素負(fù)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(fēng)險認(rèn)知呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，且影響系數(shù)依次遞減.

個體特征對風(fēng)險認(rèn)知有顯著影響（假設(shè)H2得到支持），北京和南昌標(biāo)準(zhǔn)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(fù)荷量說明，年齡與風(fēng)險認(rèn)知存在較強(qiáng)正相關(guān)關(guān)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(fēng)險認(rèn)知存在弱正相關(guān)關(guān)系，這可能是因高學(xué)歷者可更快了解信息，且信息掌握量相對較大；月收入與風(fēng)險認(rèn)知呈正相關(guān)關(guān)系，這可能是因低收入者更關(guān)注于家庭經(jīng)濟(jì)生活，高收入者則對健康重視程度更高；職業(yè)中，是否學(xué)生與與風(fēng)險認(rèn)知呈負(fù)相關(guān)關(guān)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(fēng)險認(rèn)知呈正相關(guān)關(guān)系，這可能是因國家單位人員更易掌握相關(guān)信息；是否個體戶或企業(yè)人員與風(fēng)險認(rèn)知呈正相關(guān)關(guān)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(shè)H3得到支持），北京和南昌標(biāo)準(zhǔn)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(fù)相關(guān)關(guān)系，而是否學(xué)生與信任度呈正相關(guān)關(guān)系.因假設(shè)H2、H3成立，則可認(rèn)為信任度在個體特征對風(fēng)險認(rèn)知影響過程中起到中介作用，則個體特征對風(fēng)險認(rèn)知的總影響標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)分別為0.222、0.214，較為接近.

2.4 模型擴(kuò)展

對模型進(jìn)行擴(kuò)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(jìn)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(rèn)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病；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(chǔ)信息，以二階因素模型對個體特征進(jìn)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(biāo)準(zhǔn)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(biāo)大都符合標(biāo)準(zhǔn)，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(fēng)險認(rèn)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(fēng)險認(rèn)知呈強(qiáng)正相關(guān)關(guān)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(dān)憂程度越強(qiáng)；被調(diào)查者自身健康狀況與風(fēng)險認(rèn)知呈弱負(fù)相關(guān)關(guān)系，這可能是因被調(diào)查者認(rèn)為自身健康狀況較好，從而忽視健康風(fēng)險；家人若曾經(jīng)或正在患呼吸疾病或心肺疾病，則風(fēng)險認(rèn)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(fēng)險認(rèn)知.居住位置中，是否住在城區(qū)對風(fēng)險認(rèn)知有顯著影響，且呈負(fù)相關(guān)關(guān)系.上班方式中，步行與騎自行車與風(fēng)險認(rèn)知呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，而乘坐公共交通和地鐵與風(fēng)險認(rèn)知呈正相關(guān)關(guān)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(fēng)險；工作中戶外工作的必要性與風(fēng)險認(rèn)知呈正相關(guān)關(guān)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(dān)憂程度更強(qiáng).

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

表5 擴(kuò)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(fēng)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(fēng)險溝通效果有顯著影響，若信任度較低，政府風(fēng)險管理政策難以取得預(yù)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(yīng)重視信任問題，加強(qiáng)恢復(fù)信任度工作，保障公布信息的準(zhǔn)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(fēng)險，而年齡大、高收入者則可能存在放大風(fēng)險問題，因此風(fēng)險管理政策應(yīng)對不同人群區(qū)別對待，避免風(fēng)險認(rèn)知偏差進(jìn)一步擴(kuò)大.3）地區(qū)差異性.北京居民公眾健康風(fēng)險認(rèn)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(fēng)險認(rèn)知不同，在管理中不可同一而論.

3 結(jié)論

3.1 運(yùn)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(fēng)險認(rèn)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(fēng)險認(rèn)知方面，北京居民的風(fēng)險認(rèn)知高于南昌居民，風(fēng)險特征PM2.5的健康風(fēng)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(fēng)險影響模型，分析風(fēng)險認(rèn)知影響機(jī)理.結(jié)果表明：信任度在個體特征對風(fēng)險認(rèn)知影響過程中起中介作用，且信任度越低，風(fēng)險認(rèn)知越高；個體特征會對信任度和風(fēng)險認(rèn)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(fù)相關(guān)相關(guān)，與風(fēng)險認(rèn)知呈正相關(guān)關(guān)系.而學(xué)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(guān)關(guān)系，與風(fēng)險認(rèn)知呈負(fù)相關(guān)關(guān)系.

［1］劉金平.理解.溝通.控制：公眾的風(fēng)險認(rèn)知 ［M］. 北京：科學(xué)出版社， 2011.

［2］郭新彪，魏紅英.大氣PM2.5對健康影響的研究進(jìn)展 ［J］. 科學(xué)通報， 2013，58（13）：1171-1177.

［3］彭黎明.氣候變化公眾風(fēng)險認(rèn)知研究一一基于廣州城市居民的調(diào)查 ［D］. 武漢：武漢大學(xué)， 2005.

［4］Slovic P. Perception of risk ［J］. Science， 1987（236）：280-285.

［5］Lazo J K， Kinnell J C， Fisher A. Expert and layperson perceptions of ecosystem risk ［J］. Risk Analysis， 2000，20（2）：179-193.

［6］Jackson T O. Environment risk perceptions of commercial and industrial real estate lenders ［J］. Journal of Real Estate Research，2001，22（3）：271-288.

［7］Liu Y， Xie C， She S. Perception of delayed environmental risks：beyond time discounting ［J］. Disaster Prevention and Management， 2014，23（2）：112-122.

［8］McDaniels T L， Axelrod L J， Cavanagh N S， et al. Perception of ecological risk to water environments ［J］. Risk Analysis， 1997，17（3）：341-352.

［9］Carlton S J， Jacobson S K. Climate change and coastal environmental risk perceptions in Florida ［J］. Journal of Environmental Management， 2013（130）：32-39.

［10］Zhang L， He G et al. Public perceptions of environmental risk in China ［J］. Journal of Risk Research， 2013，16（2）：195-209.

［11］Linden S V D. On the relationship between personal experience，affect and risk perception： The case of climate change ［J］. European Journal of Social Psychology， 2014（44）：430-440.

［12］Covello V T， Peters R G， Wojtecki J G， et al. Risk communication， the west nile virus epidemic， and bioterrorism：responding to the communication challenges posed by the intentional or unintentional release of a pathogen in an urban setting ［J］. Journal of urban health： Bulletin of the New York Academy of Medicine， 2001，78（2）：382-391.

［13］Myron R， Bernadette P. On the confirmability and disconfirmability of trait concept ［J］. Journal of Personality and Social Psychology， 1986（50）：131-142.

［14］Starr C. Risk management， assessment， and acceptability ［J］. Risk Analysis， 1985，（5）：97-102.

［15］劉 威.基于結(jié)構(gòu)方程模型的收益質(zhì)量評價方法研究 ［D］. 哈爾濱：哈爾濱工業(yè)大學(xué)， 2008.

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(jì)學(xué).發(fā)表論文70余篇.

2015-03-08

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

* 責(zé)任作者， 教授， zengxg@ruc.edu.cn