王玉君 韓冬臨

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經(jīng)濟發(fā)展、環(huán)境污染與公眾環(huán)保行為
——基于中國CGSS2013數(shù)據(jù)的多層分析

王玉君 韓冬臨

基于2013年中國綜合社會調(diào)查的數(shù)據(jù)，圍繞經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境污染對公眾環(huán)保行為的影響的分析發(fā)現(xiàn)，中國公眾的環(huán)保行為需要區(qū)分為私人領(lǐng)域和公共領(lǐng)域兩個維度，兩者的影響因素存在差別。在個人層面，與經(jīng)濟發(fā)展有關(guān)的收入和教育變量，以及個人環(huán)保知識和環(huán)境污染感知變量都對個人的環(huán)境保護行為有正面影響；在宏觀層面，經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境污染交織作用對公眾環(huán)保行為產(chǎn)生影響。經(jīng)濟發(fā)展對個人環(huán)保行為有促進作用，而環(huán)境污染變量對個人環(huán)保行為的影響則受到經(jīng)濟發(fā)展水平的調(diào)節(jié)。

環(huán)保行為；經(jīng)濟發(fā)展；環(huán)境污染；多層模型

中國被認為是目前世界上污染最嚴重的國家之一,其“全球環(huán)境績效指數(shù)”（EPI）排名從2006年的94名（共133個國家）降到2014年的118名（共178個國家），低于同等收入國家的平均水平。[1]面對嚴重的環(huán)境問題，黨和政府高度重視，提出了推進生態(tài)文明，建設(shè)美麗中國的口號。然而，解決環(huán)境污染問題，不僅要靠政府的行政力量，更需要民眾廣泛而有效的參與。因此，對中國公眾環(huán)保行為進行研究具有重大意義。

不僅如此，研究中國公眾環(huán)保行為也有深刻的理論意義。一方面，在理論層面，現(xiàn)有的公眾環(huán)境保護運動的研究對環(huán)保運動的興起和變化發(fā)展存在諸多爭議。[2]另一方面，現(xiàn)有對公眾環(huán)保行為的研究主要基于跨國數(shù)據(jù)或者國別的數(shù)據(jù)，針對中國公眾的研究還非常有限，并且多集中于環(huán)保意識上[3]，而對公眾個人環(huán)保行為的研究則相對薄弱。另外，以往的研究主要關(guān)注微觀層面因素，或只是控制宏觀因素，而忽視了宏觀因素，特別是經(jīng)濟發(fā)展水平和客觀環(huán)境污染如何交織作用對個人環(huán)保行為產(chǎn)生影響。因此，從宏觀因素入手分析中國公眾環(huán)境保護行為的實證研究，不僅可以了解中國公眾環(huán)保行為的影響因素，還可以在理論層面對現(xiàn)有公眾環(huán)保行為進行實證檢驗以厘清相關(guān)爭論。斯特恩（P.C.Stern）就曾指出，在環(huán)境觀念和行為的調(diào)查研究上發(fā)展中國家還需要進一步的開展和深化。[4]

公眾的環(huán)保行為是多元和復(fù)雜的。較早的研究將環(huán)保行為和態(tài)度相提并論。[5]然而，社會心理學(xué)家認為，個人的態(tài)度、意圖和行為之間存在明顯區(qū)別，三者之間還存在距離，如哈里斯（P.G.Harris）的研究發(fā)現(xiàn)，中國人更傾向于表達保護環(huán)境的意愿，但在實際行動上往往畏葸不前。[6]

對環(huán)保行為也存在不同的區(qū)分：斯特恩最先區(qū)分了三種類型：（1）激進環(huán)境行為，比如踴躍地參與社會運動等；（2）公共領(lǐng)域中的非激進環(huán)境行為，如為環(huán)境問題簽署請愿書，參加游行等；（3）私人領(lǐng)域中的環(huán)保行為，如綠色消費、節(jié)能住宅等。[7]后來不少學(xué)者合并前兩項行為，進一步將其劃分為私人和公共環(huán)保行為兩個維度。[8]此外，還有其他幾種分類方式，如廷德爾（D.B.Tindall）提出的環(huán)境激進行為和環(huán)境友好行為分類[9]，道爾頓（R.J.Dalton）的政治性行為和保護性行為分類[10]。不同的分類方法，導(dǎo)致關(guān)于環(huán)境行為一般模式的研究結(jié)論也不盡相同。[11]本研究將借鑒亨特（L.M.Hunter）等人[12]的分類方法，分析公共環(huán)保行為和私人環(huán)保行為在中國的現(xiàn)狀。

本研究主要關(guān)注宏觀層面的因素如何影響公眾環(huán)保行為，試圖從理論上厘清經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境衰退對于環(huán)保行為的影響，在經(jīng)驗層面上分析經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境污染如何交織作用于個人環(huán)保行為。研究將運用多層分析方法，檢驗各種宏觀和微觀的因素，特別是與經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境污染有關(guān)的變量，對環(huán)保行為的影響。

一、環(huán)保行為研究的文獻回顧與假設(shè)

（一）宏觀層面影響因素

1.經(jīng)濟發(fā)展的繁榮/富裕假說

繁榮或富裕假說[13]認為經(jīng)濟發(fā)展將會促進公眾的環(huán)境意識和環(huán)保行為。該觀點認為，一方面，環(huán)境的質(zhì)量不僅是公共產(chǎn)品，同時也是收入增長后人群的要求[14]，因此，經(jīng)濟增長導(dǎo)致公眾對環(huán)境質(zhì)量的要求提高。另一方面，只有個人財富增加，才能使預(yù)算約束上移，從而使得為改善環(huán)境質(zhì)量而投放更多資源成為可能?？傊?，隨著經(jīng)濟發(fā)展，公眾變得更加富裕，改善環(huán)境質(zhì)量的需求和能力也會隨之上升。因此，繁榮假說認為：一個社會的財富與其公眾對環(huán)境的關(guān)注程度和環(huán)保行為成正相關(guān)關(guān)系。

相關(guān)研究對此也提供了支持性證據(jù)。例如，經(jīng)濟發(fā)展與公眾的環(huán)保行為無論是在政治性活動或是保護性行為間都存在明顯的關(guān)系。[15]另外，對環(huán)保組織的研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟發(fā)展與一個國家的環(huán)保組織發(fā)展水平之間存在強相關(guān)關(guān)系。[16]

然而，對繁榮假說的質(zhì)疑也一直存在。有學(xué)者認為，環(huán)保意識和環(huán)保行為已經(jīng)成為全球性現(xiàn)象，并不受國家經(jīng)濟發(fā)展水平的影響。[17]直接的證據(jù)就是，發(fā)展中國家的公眾與發(fā)達國家的公眾一樣，也有很高的環(huán)保意識。如蓋洛普1992年全球健康調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，從平均水平來看，貧窮國家的民眾比發(fā)達國家的民眾更關(guān)心以及支持解決環(huán)境問題。[18]甚至1995—1998年的“世界價值觀調(diào)查”顯示，富裕國家的民眾比貧窮國家的人更抵制參與綠色消費和環(huán)保運動。[19]因此，學(xué)者們認為對國家繁榮和公眾環(huán)保行為之間存在強正相關(guān)關(guān)系的結(jié)論要保持一定的警惕性。[20]

2.環(huán)境污染驅(qū)動假說

環(huán)境污染與公眾的環(huán)境意識和環(huán)保行為存在正相關(guān)的關(guān)系。其邏輯非常簡單：環(huán)境污染嚴重，導(dǎo)致公眾環(huán)保意識覺醒，從而采用各種環(huán)保行為來保護環(huán)境。英格爾哈特（R.Inglehart）對世界價值觀調(diào)查跨國數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，在污染相對嚴重的國家，民眾對環(huán)境保護的支持表現(xiàn)得更為強烈[21]，其他跨國調(diào)查也得出類似的結(jié)論[22]。

環(huán)境污染驅(qū)動的假說也部分地得到了實證的支持，即環(huán)境污染嚴重地區(qū)的公眾往往具有較高的環(huán)境保護意識和行動，如美國，俄羅斯、土耳其和捷克。然而，之后的研究顯示了更復(fù)雜的關(guān)系：一方面，ISSP2000年數(shù)據(jù)表明，環(huán)境質(zhì)量（基于環(huán)境可持續(xù)發(fā)展指數(shù)ESI指標(biāo)）會對公眾的公共環(huán)?；顒赢a(chǎn)生影響。[23]另一方面，同樣基于ISSP數(shù)據(jù)（1993年和2000年），弗蘭岑（A.Franzen）和邁耶（R.Meyer）發(fā)現(xiàn)，環(huán)境質(zhì)量并不會對個人的環(huán)境觀念產(chǎn)生影響。[24]而道爾頓基于世界價值觀調(diào)查1999—2002年數(shù)據(jù)進行的研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境污染狀況在預(yù)測國家環(huán)保組織成員發(fā)展水平上作用有限。[25]總之，在國家層面上，環(huán)境污染與公眾環(huán)保行為的關(guān)系并沒有一致的結(jié)論。

有學(xué)者指出，環(huán)境污染驅(qū)動的假說必須考慮公眾的感知，即只有當(dāng)公眾感知到當(dāng)?shù)匚廴镜膰乐爻潭葧r才能夠激發(fā)其環(huán)境保護行為。[26]現(xiàn)實的情況是，許多污染物往往難以被公眾直接感知，因此也難以對其行為產(chǎn)生影響?；蛘撸姼兄奈廴臼艿揭幌盗衅渌蛩氐挠绊?，與真實的污染不一致。[27]其結(jié)果是真實環(huán)境污染程度的變化同公眾與環(huán)境有關(guān)的態(tài)度和行為并不一致。以空氣污染為例，美國20世紀(jì)60年代以后空氣質(zhì)量有了顯著的改善，但是公眾對環(huán)境污染的擔(dān)心卻不斷上升。[28]

3.經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境污染的復(fù)雜關(guān)系

經(jīng)濟發(fā)展會影響環(huán)境污染水平。實證研究發(fā)現(xiàn)，人均國民收入和環(huán)境污染之間存在倒U型關(guān)系，即存在“環(huán)境庫茲涅茨曲線”關(guān)系。[29]該理論認為，隨著人均收入的增加，一個國家的污染水平將會先增加而后減少。其機制是，由于經(jīng)濟發(fā)展導(dǎo)致的個人和政府的收入提高，從而能夠負擔(dān)起環(huán)境保護的開支。然而，對中國是否存在“環(huán)境庫茲涅茨曲線”一直有爭議。虞依娜和陳麗麗對該曲線的國內(nèi)研究文獻進行了文本分析，發(fā)現(xiàn)關(guān)于工業(yè)“三廢”的實證研究中，倒U型曲線的研究結(jié)論大約占了35%，而關(guān)于三廢和其他環(huán)境指標(biāo)的實證研究中，倒U型曲線占大部分。[30]此外，還有倒N型等曲線的研究發(fā)現(xiàn)。基于省級面板數(shù)據(jù)的分析顯示，廢氣和二氧化硫的排放量數(shù)據(jù)均與“環(huán)境庫茲涅茨曲線”吻合，呈現(xiàn)為倒U型曲線關(guān)系，而煙粉塵的曲線不符合。[31]顯然，中國的經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境污染的關(guān)系更加復(fù)雜。

鑒于經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境污染的復(fù)雜關(guān)系，我們認為，經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境污染不僅會獨立地對公眾環(huán)境保護行為產(chǎn)生影響，而且會相互作用交織影響環(huán)境保護行為，但以往研究往往忽略了兩者之間的復(fù)雜關(guān)系可能對個人環(huán)保行為產(chǎn)生的影響?；谝陨蠈?jīng)濟發(fā)展、環(huán)境污染和環(huán)保行為的文獻回顧，我們假設(shè)：在宏觀層面上，地方經(jīng)濟發(fā)展水平和環(huán)境污染都與公眾的環(huán)保行為，無論是公共領(lǐng)域還是私人領(lǐng)域的環(huán)保行為，呈現(xiàn)相關(guān)關(guān)系。而且，地方環(huán)境污染和經(jīng)濟發(fā)展水平存在交互作用，共同對公眾公共領(lǐng)域和私人領(lǐng)域的環(huán)保行為參與產(chǎn)生影響。

（二）個體層面影響因素

在個體層面，收入、教育、環(huán)境知識都是經(jīng)濟發(fā)展的產(chǎn)物。經(jīng)濟的發(fā)展提高了個人的收入和教育水平，進一步提升了個人的環(huán)境知識水平，并且使個人的價值觀發(fā)生了變化。因此，分析經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境污染對個人環(huán)保行為的影響，必須同時分析個人收入、教育、環(huán)境知識和后物質(zhì)主義價值觀的影響，進而做出假設(shè)。

（1）收入。經(jīng)濟發(fā)展帶來個人收入水平的提高。哈德勒（M.Hadler）和哈勒（M.Haller）的研究發(fā)現(xiàn)，家庭收入與私人環(huán)保行為正相關(guān)，而與公共環(huán)保行為負相關(guān)。[32]在加拿大，收入對保護性環(huán)境行為影響顯著，但對激進性環(huán)境行為影響不明顯。[33]在中國，以CGSS2003年數(shù)據(jù)為樣本分析收入和民眾的環(huán)保觀念得到不一致的結(jié)果。[34]

（2）教育。教育對環(huán)保行為的影響具有疊加效應(yīng)。一方面，教育承載著價值觀的社會化功能，提升人們的環(huán)保意識，從而使人們積極投入到環(huán)保行動中。另一方面，擁有更高教育程度的個體往往有更高的收入，而高收入群體往往更關(guān)心環(huán)境問題。實證研究發(fā)現(xiàn)，在美國甚至全球范圍內(nèi)，教育都是預(yù)測各種環(huán)保行為的顯著指標(biāo)。[35]在埃及，教育與公共行為、激進運動顯著相關(guān)，而對私人行為影響不明顯。[36]相反，在加拿大，教育對保護性環(huán)境行為有顯著的影響，但與環(huán)境激進主義相關(guān)性則不明顯。[37]之前對中國的數(shù)據(jù)分析也發(fā)現(xiàn)基本一致的結(jié)果。基于CGSS2003年的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，教育顯然是最重要的預(yù)測中國民眾環(huán)境關(guān)切的因素，并與民眾環(huán)境關(guān)切高度相關(guān)。[38]

（3）環(huán)境知識。環(huán)境知識包括關(guān)于自然環(huán)境及其主要生態(tài)系統(tǒng)的普遍性知識、概念和關(guān)系。從政治參與的角度看，個人如果沒有具備相應(yīng)的信息與知識，就沒有辦法參與到各種公共活動，特別是公共抗?fàn)幹腥ァ39]以往研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境問題的認知對公共行為有著積極的影響，而在私人行為上的影響則不明顯。[40]

前文我們討論了宏觀層面環(huán)境污染對公眾環(huán)保行為的影響，但在個體層面，個人只有感知到這些污染的存在，才會對其產(chǎn)生影響。因此，根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境污染的關(guān)系，本文假設(shè)：在個體層面，個人的環(huán)境污染感知、環(huán)境知識、教育和收入水平都與公眾的環(huán)保行為相關(guān)。*后物質(zhì)主義價值觀也會影響環(huán)境行為，但很難得到驗證，在中國也未獲得實證數(shù)據(jù)的支持，參見洪大用、盧春天：《公眾環(huán)境關(guān)心的多層分析——基于中國CGSS2003的數(shù)據(jù)應(yīng)用》，載《社會學(xué)研究》，2011（6）。此外，2013年CGSS調(diào)查問卷中沒有直接測量后物質(zhì)主義價值觀，所以本文并未考慮其對環(huán)保行為的影響。

二、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究采用的微觀數(shù)據(jù)來自中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心負責(zé)實施的2013年中國綜合社會調(diào)查（以下簡稱CGSS2013）。該調(diào)查采取四級分層抽樣方案，調(diào)查對象為中國大陸18歲及其以上的成年人；CGSS2013的樣本量為11 438人，去除相應(yīng)信息缺失的觀測值，得到的有效樣本為10 178人。本文還使用了被訪者所在區(qū)縣2013年的宏觀社會經(jīng)濟和環(huán)境污染指標(biāo)，其數(shù)據(jù)來源于2014年《中國城市統(tǒng)計年鑒》。*雖然我們使用了《中國城市統(tǒng)計年鑒》的資料，但樣本中包括全部城鄉(xiāng)居民。一是因為隨著產(chǎn)業(yè)發(fā)展的梯度轉(zhuǎn)移，我國工業(yè)污染源在相對集中于城市的基礎(chǔ)上加速向廣大農(nóng)村擴散、轉(zhuǎn)移。如2010年《中國環(huán)境狀況公報》指出的，城市污染向農(nóng)村轉(zhuǎn)移有加速趨勢。另外，只包括城市樣本的模型結(jié)果結(jié)論不變。

（二）變量

1.因變量

本文的因變量是公眾個人的環(huán)保行為。2013年CGSS通過10道題對公眾的環(huán)保行為進行了測量（見表1）。首先，我們對這10個問題進行探索性因子分析，發(fā)現(xiàn)它們具有兩個不同的環(huán)境行為組成部分：第一部分（1～4項和第6項）顯示在同一個維度，根據(jù)之前研究和選項內(nèi)容，我們將其定義為私人環(huán)保行為因子，包括垃圾分類投放和對塑料包裝袋進行重復(fù)利用等；第二部分（第5項和7～10項）在另一維度上，我們將之定義為公共領(lǐng)域環(huán)保行為因子，包括從為環(huán)境保護捐款到要求解決環(huán)境問題的投訴、上訴等。此測量與之前的研究[41]一致。我們考察了這兩個因子測量的信度，發(fā)現(xiàn)其克隆巴赫系數(shù)分別為0.669和0.748，所以可以對這些選項進行累加分析。參考哈德勒和哈勒[42]的研究，我們對環(huán)保行為測量分類進行了指數(shù)化處理。*以私人環(huán)保行為指數(shù)為例：首先，將每一項值累加并且除以5，得到均值X，然后進行百分化處理（X-1）×（100/2），最后得到0～100的私人環(huán)保行為指數(shù)。0代表最低程度的私人環(huán)保行為，而100代表最高程度的行為。公共環(huán)保行為也進行同樣處理。

表1 公眾環(huán)境保護行為統(tǒng)計 單位：%

2.自變量

（1）宏觀層面

經(jīng)濟發(fā)展水平。前面的討論表明了財富對個人環(huán)境行為的重要性，為了評估當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平的影響，本文采用2013年各縣級轄區(qū)人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為經(jīng)濟發(fā)展的衡量指標(biāo)。

環(huán)境質(zhì)量。本文選取了三個宏觀層面的環(huán)境污染指標(biāo)變量，用以表現(xiàn)不同地區(qū)居民所面臨的客觀性環(huán)境壓力。它們分別是：工業(yè)二氧化硫排放量、工業(yè)煙粉塵排放量和工業(yè)廢水排放量，反映了空氣污染和水質(zhì)污染狀況，數(shù)值越高意味著環(huán)境質(zhì)量越差。

（2）微觀層面

本文采用的基本模型包括個人的收入、教育、對環(huán)境污染的感知、環(huán)境知識、性別、年齡、就業(yè)狀況、城鄉(xiāng)地域和中共黨員。自變量中，收入的數(shù)據(jù)來源于問卷中關(guān)于2012年個人總收入的問題，因其存在嚴重右偏，我們在建模時，將收入從低到高分成五分位組。教育采用線性測量方法，測量其接受學(xué)校教育的總年數(shù)。

環(huán)境知識采用一系列對環(huán)境問題認知的指標(biāo)*這些題目包括：（1）汽車尾氣對人體健康不會造成威脅；（2）過量使用化肥農(nóng)藥會導(dǎo)致環(huán)境破壞；（3）含磷洗衣粉的使用不會造成水污染；（4）含氟冰箱的氟排放會成為破壞大氣臭氧層的因素；（5）酸雨的產(chǎn)生與燒煤沒有關(guān)系；（6）物種之間相互依存，一個物種的消失會產(chǎn)生連鎖反應(yīng)；（7）空氣質(zhì)量報告中，三級空氣質(zhì)量意味著比一級空氣質(zhì)量好；（8）單一品種的樹林更容易導(dǎo)致病蟲害；（9）水體污染報告中，Ⅴ（5）類水質(zhì)意味著要比Ⅰ（1）類水質(zhì)好；（10）大氣中二氧化碳成分的增加會成為氣候變暖的因素。，如果受訪者回答正確計1分，回答錯誤計0分，然后將每個指標(biāo)的分值累加，從而獲得環(huán)境知識的分值（0～10），高分值意味著受訪者具有更高的環(huán)境知識水平。其克隆巴赫系數(shù)為0.821，表明環(huán)境知識是一個可靠指標(biāo)。

個人層面的環(huán)境污染變量采用受訪者對當(dāng)?shù)丨h(huán)境污染程度的感知測量。根據(jù)受訪者對所在地區(qū)空氣、水、噪音、工業(yè)垃圾、生活垃圾和食品污染等6種污染感知的嚴重程度賦值，參考之前因變量的指數(shù)化處理方法進行處理，結(jié)果為0～100的環(huán)境污染感知指數(shù)。其克隆巴赫系數(shù)為0.847，表明環(huán)境污染感知指數(shù)是一個可靠指標(biāo)。

此外，本文還控制了年齡、性別、調(diào)查時居住地、就業(yè)狀態(tài)和政黨歸屬等變量。

（三）模型與分析策略

考慮到CGSS調(diào)查多階段抽樣設(shè)計導(dǎo)致的數(shù)據(jù)嵌套結(jié)構(gòu)，同時更是為了探討區(qū)縣宏觀經(jīng)濟特征和環(huán)境狀況對個體環(huán)境保護行為的影響，本文采用分層線性模型中的隨機截距模型對數(shù)據(jù)進行分析。我們分別對公眾私人領(lǐng)域和公共領(lǐng)域的環(huán)保行為進行建模。以私人環(huán)保行為為例，步驟如下：首先，我們估計不包括任何解釋變量的零模型，將環(huán)保行為的差異來源分解為區(qū)縣內(nèi)部和區(qū)縣之間的方差，在考察其組內(nèi)相關(guān)系數(shù)顯著不為0的基礎(chǔ)上，進一步在基準(zhǔn)模型中加入個人層面的解釋變量。隨后，我們分批納入?yún)^(qū)縣層面的宏觀社會經(jīng)濟變量與環(huán)境變量：GDP模型在基準(zhǔn)模型基礎(chǔ)上加入?yún)^(qū)縣人均GDP指標(biāo)。由于3個宏觀環(huán)境污染變量之間存在高度相關(guān)關(guān)系*如工業(yè)二氧化硫排放量與工業(yè)廢水排放量以及與工業(yè)煙粉塵排放量的相關(guān)系數(shù)分別為0.58和0.68。，為避免多重共線性問題，我們在GDP模型基礎(chǔ)上分別加入一個環(huán)境污染指標(biāo)，單獨考察區(qū)縣層面的工業(yè)二氧化硫排放量、工業(yè)廢水排放量和工業(yè)煙粉塵排放量對私人環(huán)保行為的影響。最后，為了探討經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境污染兩者如何交織作用對公眾環(huán)保行為產(chǎn)生影響，我們進一步加入兩者的交互項，形成最終的交互模型。為了防止交互項和原始變量的多重共線性，我們對區(qū)縣層面的經(jīng)濟變量和環(huán)境污染指標(biāo)進行了中心化處理。

三、分析與結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計

表2展示了描述性統(tǒng)計結(jié)果。私人環(huán)保行為指數(shù)均值為42.32，而公共環(huán)保行為指數(shù)均值為9.15，前者遠高于后者。這一結(jié)果與之前基于2003年CGSS數(shù)據(jù)的研究[43]類似。與2003年的CGSS數(shù)據(jù)對比，私人的環(huán)保行為明顯提升，例如，“經(jīng)?！薄安少徣粘Ｓ闷窌r自己帶購物袋”的比例從22.7%上升為40.4%。相反，公共的環(huán)保行為卻有下降的趨勢，“從不”“關(guān)注環(huán)境問題和環(huán)保信息”的比例從23%上升為50%。特別是，公眾抗?fàn)幮缘墓箔h(huán)保行為有小幅下降，“從不”“參加要求解決環(huán)境問題的投訴和上訴”從82.3%變?yōu)?1.3%。

總體上看，中國的環(huán)保行為與國際環(huán)保行為的發(fā)展趨勢基本一致，即私人環(huán)保行為不斷上升，而公共環(huán)保行為不斷下降。根據(jù)道爾頓的研究，世界范圍內(nèi)的政治類環(huán)保行為不斷減少，而保護性的環(huán)保行為不斷增加。[44]例如，1993至2010年，在參與調(diào)查的8個成熟的民主國家中，經(jīng)常進行垃圾分類回收的比例從62%上升為83%；而“經(jīng)?！焙炇鹂棺h信的比例從33%降到20%，給環(huán)保組織捐款的比例從28%降到15%。

表2同時顯示，大部分的受訪者年收入并不高，平均為2.39萬元人民幣。受訪者的教育程度較低，平均為8.73年，低于高中畢業(yè)水平。受訪者的平均年齡約為49歲，環(huán)境污染的感知指數(shù)為42.57，而環(huán)境知識的平均分為4.70。縣級轄區(qū)的人均GDP平均值為7.52萬元，工業(yè)二氧化硫、工業(yè)廢水和工業(yè)煙粉塵的排放量平均值分別為8.396萬噸、1.242億噸和4.237萬噸，這些污染排放對環(huán)境保護造成了巨大的壓力。

表2 個體層次變量和區(qū)縣統(tǒng)計指標(biāo)的描述性統(tǒng)計

（二）分層模型結(jié)果

1.私人環(huán)保行為的分層模型結(jié)果

表3展示了影響公眾私人環(huán)保行為的多個模型。我們先對這些模型做簡要說明，然后以最終的交互模型來解釋結(jié)果。零模型，亦即隨機效應(yīng)的單因素方差分析模型，其組內(nèi)相關(guān)系數(shù)結(jié)果（ρ=0.237，p<0.001）表明，在不考慮任何解釋變量的情況下，被訪者私人環(huán)保行為的差異中約有23.7%是來自區(qū)縣之間的差異。這說明我們在研究私人環(huán)保行為時不能忽視群組現(xiàn)象，不能忽略區(qū)縣層次上的差異，亦即說明了采用分層模型的必要性。相比零模型，在加入個體層次變量后的基準(zhǔn)模型中，個人層面和區(qū)縣層面的方差分別減少到373.7和55.8，表明個體層次變量也能解釋私人環(huán)保行為在區(qū)縣之間的差異，這也正是格里森（J.Gelissen）提出的復(fù)合效應(yīng)[45]。加入?yún)^(qū)縣人均GDP變量后，其效應(yīng)顯著，表明其對私人環(huán)保行為確實有促進作用，符合繁榮/富裕假說；同時，區(qū)縣層面的方差進一步降低為44.5。污染指標(biāo)模型中，三個分別加入的客觀環(huán)境污染指標(biāo)，對私人環(huán)保行為沒有統(tǒng)計上顯著的影響（區(qū)縣層面方差幾乎未變），似乎否定了環(huán)境污染驅(qū)動假說。但進一步考察人均GDP變量與環(huán)境污染指標(biāo)的交互作用對私人環(huán)保行為的影響，我們發(fā)現(xiàn)，除了工業(yè)廢水排放量與區(qū)縣人均GDP的交互作用不顯著，工業(yè)二氧化硫及工業(yè)煙粉塵排放量分別與人均GDP的交互項效應(yīng)顯著。為更好理解經(jīng)濟發(fā)展水平和環(huán)境污染如何交織地對私人環(huán)保行為產(chǎn)生影響，我們分別作了不同經(jīng)濟發(fā)展水平上二氧化硫和煙粉塵排放環(huán)境指標(biāo)對公眾私人環(huán)保行為的平均邊際效應(yīng)和斜率展示。

下面我們以最終二氧化硫與人均GDP的交互模型為例來具體解釋。

首先，在個人層面上，我們發(fā)現(xiàn)，與經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境污染有關(guān)的變量，如教育、收入、環(huán)保知識和環(huán)境污染感知指數(shù)，對公眾私人環(huán)保行為都具有顯著性效應(yīng)（見表3）。與以往研究一致，我們發(fā)現(xiàn)，受教育年限越長，其私人環(huán)保行為指數(shù)越高，如本科畢業(yè)生（16年）比小學(xué)畢業(yè)生（6年）私人環(huán)保行為指數(shù)高出約6.76。相對于最低收入五分位組，中等收入及以上分組均有更多的私人環(huán)保行為，個人財富與公眾的私人環(huán)保行為正相關(guān)。被訪者每多答對一道環(huán)保知識題，其私人環(huán)保行為指數(shù)增加1.825點。另外，被訪者所感知到的環(huán)境污染指數(shù)確實促使其有更多的私人環(huán)保行為，即如果他們所感知的環(huán)境污染越嚴重，比如感知到的環(huán)境污染指數(shù)增加一個標(biāo)準(zhǔn)差分值（26.68），其私人環(huán)保行為指數(shù)增加約2.16點，這也證實了環(huán)境污染驅(qū)動假說。

控制變量中，個人年齡變量與私人環(huán)保行為呈現(xiàn)出倒U型曲線關(guān)系（其年齡的系數(shù)為正，而平方項系數(shù)為負）。隨著年齡的增長，私人環(huán)保行為指數(shù)增加，并在約72歲時達到最高值，隨后私人環(huán)保行為指數(shù)降低。更年長者如72歲以上人士，因體力因素，私人領(lǐng)域的環(huán)保行為會有所下降。而其他研究發(fā)現(xiàn)的線性關(guān)系可能與其數(shù)據(jù)中的年齡分布有關(guān)，如其樣本中未含拐點，則會呈現(xiàn)曲線關(guān)系中的直線部分。本樣本中，年齡超過72歲的被訪者約為8%。*我們另外將年齡進行分組（24歲及以下、25～34、35～44、45～54、55～65、65～74、75～84、85歲及以上）進行建模，發(fā)現(xiàn)相對于參照組24歲及以下的年輕人，一直到74歲組，年齡組與私人環(huán)保行為呈線性增長關(guān)系。但年長者（85歲及以上）可能因身體因素，與參照組一樣，在私人環(huán)保行為指數(shù)上未有統(tǒng)計上顯著的差異。而女性相對于男性，其私人環(huán)保行為指數(shù)更高，在控制其他變量時，高出約5個點。相對于非黨員，黨員私人環(huán)保行為指數(shù)略高出4個點。居住在城市社區(qū)比居住在農(nóng)村社區(qū)的私人環(huán)保行為指數(shù)更高。是否有工作對私人環(huán)保行為沒有顯著影響。

表3 私人環(huán)保行為影響因素的多層線性模型

其次，在區(qū)縣層面上，區(qū)縣人均GDP與工業(yè)二氧化硫排放存在交互作用（β=0.038，p<0.01），在解釋兩者對公眾私人環(huán)保行為的影響時需要結(jié)合兩者的交互項。人均GDP指標(biāo)在考慮交互作用后對私人環(huán)保行為仍有積極影響（見表3）。而原先在未考慮交互項的污染指標(biāo)模型中，二氧化硫排放量的效應(yīng)不顯著，但在最終交互模型中，在區(qū)縣經(jīng)濟發(fā)展水平達到一定程度之后（此時經(jīng)過中心化處理的區(qū)縣人均GDP超過均值0），二氧化硫排放對公眾私人環(huán)保行為產(chǎn)生積極影響，并且這種積極效應(yīng)會隨著人均GDP的增長而增加（見圖1和圖2）。顯然，人均GDP在二氧化硫排放對公眾私人環(huán)保行為的影響中具有調(diào)節(jié)作用。圖1展示了經(jīng)濟發(fā)展對二氧化硫排放指標(biāo)效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。在區(qū)縣人均GDP較低（如取最小值）時，二氧化硫排放對公眾私人環(huán)保行為的影響為負，但統(tǒng)計上并不顯著。隨著區(qū)縣人均GDP的增長，二氧化硫排放對公眾私人環(huán)保行為轉(zhuǎn)為正面影響，并且效應(yīng)變得越來越大且統(tǒng)計上顯著。區(qū)縣工業(yè)煙粉塵排放指標(biāo)的交互模型也顯示出同樣的趨勢（見圖1和圖2）。*煙粉塵排放量的主效應(yīng)雖然不顯著，但這只是表明在經(jīng)過中心化處理后的區(qū)縣人均GDP取值為0時，煙粉塵排放量對私人環(huán)保行為沒有顯著效應(yīng)。但因為交互作用的存在，如果人均GPD取值發(fā)生變化，煙粉塵排放量對私人環(huán)保行為的效應(yīng)也會發(fā)生變化。

圖1 不同經(jīng)濟發(fā)展水平上二氧化硫和煙粉塵排放對公眾私人環(huán)保行為的平均邊際效應(yīng)

這些模型結(jié)果表明，經(jīng)濟發(fā)展水平對公眾環(huán)保行為具有促進作用。而雖然如英格爾哈特所提出的，污染相對嚴重的國家的民眾也有較高的公眾環(huán)保意識[46]，但落實到行動時，經(jīng)濟發(fā)展水平在客觀環(huán)境污染對公眾私人環(huán)保行為的驅(qū)動作用中起調(diào)節(jié)作用：國家和民眾越富裕，越有能力采取措施，私人環(huán)保行為才會真正增加。

值得一提的是，在加入?yún)^(qū)縣層面的變量之后，區(qū)縣層面的方差進一步減小，但個體層面上的方差幾乎沒有變化（見表3）。

2.公共環(huán)保行為的分層模型結(jié)果

表4展示了影響公共環(huán)保行為的多個模型。零模型的組內(nèi)相關(guān)系數(shù)表明，被訪者公共環(huán)保行為的差異中約四分之一可由區(qū)縣之間的差異來解釋。在加入個體層次變量后的基準(zhǔn)模型中，個人層面和區(qū)縣層面的方差分別減少到188.3和53.0。加入?yún)^(qū)縣人均GDP變量后，區(qū)縣層面的方差進一步降低到38.4，表明其對個人公共環(huán)保行為也有促進作用，仍然符合繁榮/富裕假說。污染指標(biāo)模型中，只有工業(yè)廢水排放量對個人公共環(huán)保行為有影響，但效應(yīng)顯著為負。分別加入人均GDP變量與環(huán)境污染指標(biāo)的交互作用項后，我們只發(fā)現(xiàn)工業(yè)煙粉塵排放量與人均GDP的交互項效應(yīng)顯著。以下解釋基于該交互模型。

圖2 不同經(jīng)濟發(fā)展水平上二氧化硫和煙粉塵對公眾私人環(huán)保行為的效應(yīng)

表4 公共環(huán)保行為影響因素的多層線性模型

在個體層面，與私人環(huán)保行為類似，與經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境污染相關(guān)的變量，如教育、收入、環(huán)境知識和個人的環(huán)境污染感知，在模型中仍然具有顯著性，這里不再贅述?？刂谱兞恐校挲g對公共環(huán)保行為的影響不再顯著，女性相對于男性，仍有微弱優(yōu)勢。而黨員的系數(shù)較高，相比于非黨員，其公共環(huán)保指數(shù)高出約4.3點，這可能與黨員組織化程度較高，有更多參與組織活動的經(jīng)驗有關(guān)。相對于無工作，有工作的被訪者也有更多的公共環(huán)保行為。而居住在城市社區(qū)還是農(nóng)村社區(qū)對公共環(huán)保行為不再有影響。

在宏觀層面，區(qū)縣的人均GDP變量主效應(yīng)仍對公共環(huán)保行為有促進作用，但其與工業(yè)煙粉塵排放量的交互作用顯著為負。人均經(jīng)濟發(fā)展水平在煙粉塵排放對公眾公共環(huán)保行為的影響中仍起調(diào)節(jié)作用，但此時人均GDP越高，煙粉塵對公共環(huán)保行為的負面影響就越大（見圖3）。這樣的結(jié)果可有多種解釋：一方面，我們的研究沒有考慮制度性因素，如政治機會結(jié)構(gòu)、環(huán)境保護體制及政治權(quán)力分配等，而這些因素與公眾的公共行為有密切的關(guān)系。[47]之前的研究發(fā)現(xiàn)，全世界范圍的公共環(huán)保行為下降是由于許多國家體制的吸納導(dǎo)致，公眾不需要通過“街頭政治”的方式來改變政府的環(huán)保政策。[48]而對中國地方治理的研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟發(fā)展水平對基層民主治理及其績效具有正面的影響。[49]因此，有可能經(jīng)濟發(fā)展水平高的地區(qū)，其良好的地方治理機制存在高度的吸納能力，公眾可以通過體制內(nèi)的渠道，而不是通過環(huán)保行為量表中測量的公共行為來反映自己的訴求。這也與馮仕政所發(fā)現(xiàn)的環(huán)境抗?fàn)幘哂小绑w制內(nèi)行為”的特征[50]相一致。另一方面，公眾的公共環(huán)保行為方式也可能發(fā)生變化，而問卷中關(guān)于公共環(huán)保行為的測量有些滯后，未能抓取到這些變化。當(dāng)然，也可能存在另外的解釋，例如抗?fàn)幮缘墓箔h(huán)保行為存在成本和風(fēng)險[51]，而這些成本和風(fēng)險在環(huán)境污染嚴重的地區(qū)更大，導(dǎo)致公眾不愿意參與其中。

圖3 不同經(jīng)濟發(fā)展水平上工業(yè)煙粉塵對公眾公共環(huán)保行為的平均邊際效應(yīng)

四、結(jié)論

本文基于CGSS2013年的數(shù)據(jù)，分析了經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境污染如何交織作用對公眾的環(huán)保行為產(chǎn)生影響。首先，本文根據(jù)已有的研究，區(qū)分了私人領(lǐng)域和公共領(lǐng)域兩種不同的環(huán)保行為，實證研究的結(jié)果確認存在這兩個維度的環(huán)保行為。簡單的描述性統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)2013年中國公眾的環(huán)保行為總體較少，并且私人環(huán)保行為參與遠高于公共環(huán)保行為參與，即多集中在日常生活實踐領(lǐng)域，這與彭遠春對中國城市居民的環(huán)境行為的研究[52]發(fā)現(xiàn)一致。另外，這一結(jié)果與世界范圍的公眾環(huán)保行為發(fā)展趨勢基本一致。進一步的多層回歸模型分析發(fā)現(xiàn)，影響私人環(huán)保行為和公共環(huán)保行為的因素存在差別，因此必須把私人環(huán)保行為和公共環(huán)保行為進行區(qū)分，具體探討其影響因素和內(nèi)在作用機制。當(dāng)然，進一步的研究需要分析私人環(huán)保行為和公共環(huán)保行為的變化趨勢，現(xiàn)有的研究發(fā)現(xiàn)私人和公共的環(huán)保行為有趨同趨勢，表現(xiàn)為宏觀的因素影響越來越小[53]。這樣的結(jié)論在中國是否成立，還需要進一步的研究。

橫截面的回歸分析研究發(fā)現(xiàn)，在個人層面，與經(jīng)濟發(fā)展有關(guān)的收入、教育及個人環(huán)保知識和環(huán)境污染感知變量都對個人的環(huán)境保護行為有正面影響。在宏觀層面，經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境污染交織作用對公眾環(huán)保行為產(chǎn)生影響。經(jīng)濟發(fā)展（體現(xiàn)為地方人均GDP）對個人環(huán)保行為有促進作用，而環(huán)境污染變量對個人環(huán)保行為的影響受到經(jīng)濟發(fā)展水平的調(diào)節(jié)。因此，總體上看，繁榮/富裕假說得到驗證。而環(huán)境污染驅(qū)動假說，體現(xiàn)為污染物排放的“硬指標(biāo)”對個人的環(huán)保行為影響時，受到經(jīng)濟發(fā)展水平的調(diào)節(jié)作用，在特定條件下成立；體現(xiàn)為個人對環(huán)境污染的主觀感知時，對個人的環(huán)保行為有促進作用。當(dāng)然，個人的主觀污染感知可能存在內(nèi)生性問題，需要進一步研究其與客觀環(huán)境污染的關(guān)系，探討其形成的機制。

本研究在理論上有助于厘清經(jīng)濟發(fā)展、環(huán)境衰退對于環(huán)境行為的影響及其影響方式。一個特別的意義在于公眾對于環(huán)境問題的認知和行為應(yīng)對是具有選擇性的。當(dāng)然，個人感知的污染未必等同于真實的污染。

本文對洪大用和盧春天的研究[54]做了進一步推進，探討了宏觀經(jīng)濟變量和宏觀環(huán)境污染指標(biāo)變量之間的交互作用。宏觀變量是不是對微觀層面變量也存在調(diào)節(jié)作用，將來可以進一步探討。進一步的研究還需要探討公眾的公共和私人環(huán)保行為差別的內(nèi)在原因和行為機制，這兩類行為可能存在不同的行動邏輯，特別是公共環(huán)保行為，本質(zhì)上是“私人環(huán)?！奔印凹w行動”，而是否形成集體行動可能受到環(huán)保之外的其他因素的影響，特別是需要考慮社會制度安排對于公共行為的影響。不同地區(qū)公眾環(huán)保行為的差異有可能受到社會治理框架、效能的影響。還應(yīng)考慮文化的因素，也即中國文化對于公眾環(huán)保行為會具有什么樣的影響。

本文的研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟增長對環(huán)境保護具有特別重要的意義。一方面，經(jīng)濟增長帶來公眾環(huán)保行為的增加。另一方面，經(jīng)濟增長自身又會引起環(huán)境質(zhì)量的變化，從而調(diào)節(jié)環(huán)境衰退對公眾環(huán)保行為的影響。正如生態(tài)現(xiàn)代化理論學(xué)派所指出的，經(jīng)濟增長不僅與生態(tài)環(huán)境的可持續(xù)性具有潛在兼容性，而且也會成為推動環(huán)境治理的重要因素和機制。[55]在環(huán)境危機的壓力下，經(jīng)濟發(fā)展的邏輯也發(fā)生變化，綠色、可持續(xù)的經(jīng)濟增長是建設(shè)節(jié)約資源、環(huán)境友好型社會的重要前提，也是拓寬公眾環(huán)保行為的基礎(chǔ)。

在生態(tài)文明建設(shè)中，離不開綠色教育和生態(tài)文化的建設(shè)。具體到政策層面，生態(tài)文明建設(shè)中需要不斷完善制度性因素，理順經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境質(zhì)量、環(huán)境保護之間的關(guān)系，讓公眾的環(huán)境知情權(quán)、參與權(quán)和監(jiān)督權(quán)得到更全面的實現(xiàn)和保障；強化生態(tài)文化的宣傳教育，在積極發(fā)揮政府效能的同時，讓公眾充分認識到自己的責(zé)任和義務(wù)，為推動全社會的環(huán)境保護行為奠定堅實的基礎(chǔ)。

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（責(zé)任編輯 武京閩）

Economic Development，Environmental Pollution and Public Pro-Environmental Behavior——A Multi-level Analysis of the 2013 Chinese General Social Survey

WANG Yu-jun1，HAN Dong-lin2

（1.School of Sociology and Population Studies，Renmin University of China，Beijing 100872；2.School of International Studies，Renmin University of China，Beijing 100872）

Drawing upon data from the 2013 Chinese General Social Survey（CGSS2013）and county-level social statistics，this paper takes the advantage of multi-level linear models to examine the relationships between economic development，environmental pollution，and individual environmental behavior in China.This paper finds that Chinese citizens’ pro-environmental behavior could be divided into public and private behavior，and that the effects of economic development and environmental pollution vary between these two dimensions.Multilevel model results show that，at the individual level，factors related to economic development and pollution，such as education，income，individual’s perception of pollution，and environmental knowledge have significant effects on pro-environmental behavior.At macro level，models results also show that，local economic development interact with local pollution to influence individual pro-environmental behavior.Economic development（local per capita GDP）has a significant and positive effect on pro-environmental behavior；the effects of local pollution on individual pro-environmental behavior are moderated by local economic development.

environmental behavior；economic development；environmental pollution；multilevel models

教育部人文社會科學(xué)重點研究基地重大項目“國際比較視野下的中國城鄉(xiāng)居民環(huán)境意識研究”（13JJD840006）

王玉君：中國人民大學(xué)社會與人口學(xué)院講師；韓冬臨：中國人民大學(xué)國際關(guān)系學(xué)院副教授（北京 100872）