雾霾背景下公众针对能见度改进的支付意愿测定,微观经济学论文

　　随着我国工业化和城市化的迅速发展,化石燃料的消耗量迅猛增加,其直接排放和二次生成引起的颗粒物污染日趋严重,使得灰霾天气发生频率剧增; 灰霾天气已经成为一种新的灾害性天气,严重影响了人们的正常生活. 颗粒物通过对光的吸收和散射使地面大气水平能见度急剧降低,进而对居民生活、工作等造成不利影响,特别是能见度的改变会影响个体行为,从而造成潜在的经济损失: ①降低对自然保护区、公园、景点的参观频率,从而减少旅游收入; 居民不愿意在能见度差的区域居住,进而导致资产评估价值降低,影响当地的房地产市场; 对受影响地区的投资减少,也会影响到当地经济发展.

　　对于上述影响,笔者应用条件价值评估方法,测定公众针对能见度改进的支付意愿.

　　环境心理学关注人与自然之间的关系,针对公众的环境意识、环境行为等方面均有大量成熟的研究. HE 等在研究中特别强调了公众环境权和公众参与在环境保护法中的重要地位. 为此,在客观测量能见度之外,公众对能见度的认知及建立在这种认知基础之上的价值判断,对公众参与空气质量改善就显得尤为重要. Davidson 等的研究暗示了能见度认知的主观性特征,并发现公众对某一特定环境行为的态度有强弱之分,这种态度差异可能会调节一些心理学因素对个体行为的作用. 鉴于此,该研究从环境心理学视角出发,在现有研究基础上初步建立理论模型,并结合客观试验数据和实际调查问卷统计分析数据对其进行修正,对影响能见度认知的心理因素以及能见度认知促成的行为导向进行系统的实证研究,以期为政府进一步将公众参与政策纳入到大气环境保护工作中提供重要的参考.

　　1、研究方法

　　1. 1 理论模型

　　在已有研究基础上,建立公众对大气环境的意识与行为的理论模型及其相应的假设情境(H1 ~ H3)(见图 1) ,即在控制性别、年龄、收入、家庭成员、教育程度等个体特征的条件下,环境信息来源可能对公众的环保态度产生直接影响,生态价值观也可能对公众的环保态度产生间接影响; 同时,在控制个体特征及能见度改善需求的条件下,环保态度又对支付意愿产生直接影响.

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　　1. 2 量表开发参考

　　 WANG 等研究中应用的开放式测量方式,对能见度改善的支付意愿进行直接测度,结果见表 1 和图 2. 值得注意的是,由于不同被访者对实际和期望居住地环境空气质量的需求(即能见度改善需求) 存在差异,故设定该差异为控制变量. 展示给被访者的照片摄于 2011 年10 月(每日早、中、晚固定时间拍摄 3 次) ,拍摄地点为北京市五环外中国环境科学研究院大气环境研究所办公楼楼顶实验室(40. 03°N、116. 39°E,为市郊站点,周边无明显大气污染物排放源) ,共 2 组 10 张照片. 其中,第 1 组 5张照片反映的是大气严重污染的情况,灰霾等级根据QXT 113—2010《霾的观测和预报等级》确定,由中重霾至轻微霾级; 第 2 组 5 张照片反映的是大气无霾的情况,空气质量等级根据 GB 3095—2012《环境空气质量标准》确定,由严重污染至优级. RH(相对湿度) 和能见度均为气象站(芬兰 Visala 综合气象站) 观测值,时间分辨率为1 min,能见度观测上限为 20 km;ρ(PM10) 采用 BAM-1020PM10分析仪(Metone,美国) 测定; ρ(PM2. 5) 采用 FH62C14 分析仪(Thermo Scientific,美国) 测定. 图像资料为瞬时照片. RH、能见度、ρ(PM10) 、ρ(PM2. 5) 等均为照片拍摄前后 1 h 的平均值.

　　对于环境信息来源、生态价值观和环保态度 3 个核心构念的测度均来自于已有研究. 根据文献[24],环境信息来源分为媒体来源和社会来源,前者包括电视节目、广播节目、Internet、报纸和广告 5 个题项,后者包括父母、教师、朋友、公益团体和政府组织 5 个题项; 根据文献[25],生态价值观的测度选择利他主义价值观测度中与自然环境相关的 4 个题项; Milfont等将环保态度区分为测度环保主义和利用主义 2个方面,该研究采用其测度环保主义的量表,共分为4 个维度———享受自然、外部控制、支持意愿和资源节约. 以上所有题项均采用五刻度 Likert 量表. 最后,根据 Shen 等的研究结果,将被访者的性别、年龄、家庭收入、家庭成员、教育程度等作为控制变量.

　　1. 3 样本和数据收集

　　参照 1. 2 节各题项设定的原则,首先利用文献[15,22,24,29]中的原始量表进行预测试,然后根据所得反馈结果对其中不合理的题项进行修订,并形成问卷终稿. 问卷主要包括 2 类: ①纸质问卷,于 2013年 5 月进行了 3 轮纸质问卷的发放和收集工作,共发放问卷 175 份,回收有效问卷 124 份,有效回收率为70. 86% ; ②在线问卷 (题项与纸质问卷相同) ,于2013 年 7 月发出网上邀请 600 份,回收有效问卷 220份,有效回收率为 36. 67%. 合并 2 类数据获得有效问卷共计344 份,总有效回收率为44. 39%.

　　对效问卷中进行统计可知,在地域分布上,来自东南沿海的占 39. 7%,西部地区的占 11. 0%,南方内陆的占 15. 7%,北方地区的占 33. 5%; 在性别上,女性占 62. 2%,男性占 37. 8%; 在年龄上,18 岁以下的仅占 1. 7%,18 ~ 35 岁的占 86. 6%,36 ~ 60 岁的占11. 6% ; 在家庭年收入上,9 999 元以下的占 7. 3% ,10 000 ~ 49 999元的占 23. 9% ,50 000 ~ 99 999 元的占 35. 9%,100 000 元以上的占 32. 9%; 在家庭成员人数上,3 人以下的占 18%,3 ~ 5 人的占 77. 6%,5人以上的仅占 4. 4%; 在受教育程度上,高中及以下学历的占 3. 8%,本科学历的占 83. 4%,研究生学历的占 12. 8%.

　　2 、结果分析与讨论

　　对于 344 份有效问卷,运用 AMOS 18. 0 分析量表的信度与效度,通过 SPSS 18. 0 进行回归分析.

　　2. 1 量表的信度与效度

　　用 CFA(确定性因子分析) 方法检验各构念维度的单一性. 结果表明,对于环保态度的享受自然、外界控制、支持意愿、节约资源 4 个维度的载荷分别是0. 766、0. 581、0. 800、0. 813,并且对环保态度的载荷均非常显著(P < 0. 001) ,同时所得高阶模型也具有较好的拟和度. 在对环境信息来源和生态价值观进行同样分析之后,对整个测量模型进行 CFA 分析,并删除因子载荷较低的题项以改善模型的拟合度,最终所得模型的拟合度〔χ2df (χ2为拟合度,df 为自由度) =1. 925,IFI(增量拟合指数) =0. 918,TLI(TuckerLewis 指数) = 0. 905,CFI (比较拟合指数) = 0. 917,RMSEA(近似误差均方根) = 0. 052〕较好.

　　对于各题项信度的检验,采用 Fornell 等推荐的 CR(composite reliability,组合信度) 方法,分析结果显示,所有题项的信度均高于临界值(0. 70) . 通过信度检验后,采用 AVE(平均萃取方差) 检验所有题项的聚合效度和区别效度,结果显示,除传统媒体外,其他题项的 AVE 均高于临界值(0. 50) . 由于 AVE是一种保守的估计,CR 较高时可认为整体的聚合效度仍然在可接受范围内. 此外,各构念 AVE 的平方根均超过该构念和其他构念之间的相关度,说明各构念具备较好的区别效度.
【表１略】

　　2. 2 对支付意愿的描述性统计

　　被访者的支付意愿统计结果如表 2 所示. 除 12位被访者不愿填答外,332 名被访者中,28. 9% 能够接受的支付意愿为 0 ~ 50 元a,29. 8% 为 50 ~ 200元a,还有32. 9%为200 ~1 000 元a,>1 000 元a 的仅占 8. 4%.

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　　2. 3 对生态价值观和环保态度的回归分析

　　根据 1. 1 节的理论假设,结合式(1) ~ (3) ,应用逐步回归分析方法检验生态价值观在环境信息来源和环保态度之间的中介作用,结果如表 3 所示.

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　　式中,x10为生态价值观,x11为环保态度,x1、x2、x3、x4、x5分别为被访者的性别、年龄、家庭年收入、家庭成员数、教育程度,x7、x8、x9分别为来自传统媒体、社交网络和非营利组织的信息量,α 为截距,β 为回归系数,ε 为残差.

　　式(1) 回归结果(见表 3) 显示,环境信息来源包括传统媒体和非盈利组织,与生态价值观均无显著相关性,只有从社交网络获取的信息量与生态价值观呈显著正相关; 在控制变量中,性别和收入均与生态价值观呈显著负相关,可能是因为女性对自然和环境更加敏感,以及高收入群体给予其他价值观如金钱、地位等更高的权重.

　　式(2) (3) 回归结果显示,环境信息来源对环保态度的直接和间接影响得到了部分支持. 式(2) 回归结果表明,传统媒体和非营利组织获得的环境信息量与环保态度的相关性不显著,而通过社交网络获得的环境信息量与环保态度呈显著正相关; 式(3) 回归结果表明,生态价值观与环保态度呈显著正相关,可见,假设情境 H1 得到了验证,即公众生态价值观念越强,对大气环境体现出的环保态度就越强; 同时,来自社交网络的环保信息量与环保态度的正相关性略有降低,由此推断,生态价值观在来自社交网络的环保信息量和环保态度之间发挥了部分中介作用. 但是,来自传统媒体和非盈利组织的环保信息量并没有显著促进公众对大气环境的环保态度,假设情境 H2 仅得到部分验证,只有来自社交网络的环保信息量起到了显著的促进作用. 此外,在控制变量中,性别与环保态度呈显著负相关,即女性的环保态度更强.

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　　2. 4 对支付意愿的回归分析

　　根据式(4) ~ (6) ,应用逐步回归分析方法分别分析环境信息来源、生态价值观和环保态度对支付意愿的影响,结果如表 4 所示.

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　　式中,y 为支付意愿,x6为能见度改善需求.

　　式(4) ~ (6) 回归结果如表4 所示. 由表4 可见,各类环境信息来源与支付意愿均显著相关. 式(4) 回归结果表明,从传统媒体获取的信息量与支付意愿呈较弱正相关,从社交网络获取的信息量与支付意愿呈显著正相关,而从非营利组织获取的信息量与支付意愿则呈显著负相关. 将生态价值观纳入式(5) 结果表明,生态价值观与支付意愿呈显著正相关,同时来自社交网络的环保信息量与支付意愿的正相关性略有下降,但仍然非常显著; 结合式(1) 回归结果可见,生态价值观发挥了部分中介作用. 式(6) 考虑了环保态度的影响,回归结果表明环保态度与支付意愿呈显著正相关,由此也验证了假设情境 H3. 生态价值观与支付意愿相关性不显著,也说明环保态度在其中发挥了部分中介作用,即“生态价值观—环保态度—支付意愿”.

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　　2. 5 讨论

　　基于 2. 4 节分析结果,1. 1 节中理论模型中假设的一些路径发生了变化,验证模型如图 3 所示.

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　　假设情境 H1 得到验证,即公众生态价值观念越强,其对大气环境体现出的环保态度越强. 该结论比较容易理解,但是价值观的形成是一个复杂的过程,往往具有长期性和内生性. 由图 3 可见,只有来自社交网络的环保信息量与生态价值观呈较弱的正相关;相对于高收入群体,低收入群体具有更强的生态价值观,可能是因为高收入群体给予其他价值观(如金钱、地位等) 更高的权重; 另外,相对于男性,女性的环保价值观念较强,可能是因为女性对自然和环境更加敏感. 上述各因素对生态价值观影响的解释率均较低(不足 10%) .

　　假设情境 H2 仅得到部分验证,来自传统媒体和非盈利组织的环保信息量与公众对大气环境的环保态度并无显著的相关性,只有来自社交网络的环保信息量与环保态度呈显著正相关. 即无论对公众广义的生态价值观还是对大气环境的环保态度,电视、广播、报纸这些传统的平面媒体以及政府、NGO(Non-Govermental Organization,非政府组织) 公益团体,均未起到良性的信息传播作用. 而从网络社交平台、家人、朋友圈中获得的环保信息量越充分,公众的生态价值观念越强,其对大气环境体现出的环保态度也越强.

　　假设情境 H3 得到验证,即公众对大气环境体现出的环保态度与能见度改善的支付意愿呈显著正相关. 由于来自外界的环保信息量对支付意愿的直接作用更强,导致“生态价值观—环保态度—支付意愿”这一间接路径表现较弱. 来自传统媒体的环保信息量与支付意愿呈正相关,但相关性较弱; 来自非盈利组织的环保信息量与支付意愿反而呈负相关,一方面可能是这些环保信息来源的真实性受到质疑(比如缺乏规范化管理的 NGO) ,另一方面也可能是对信息来源的指向性存在误解(比如缺乏深度解读的政策法规) ,从而出现信息来源正式渠道失效的情况.

　　该研究结果有助于进一步将公众参与政策纳入到大气环境保护工作中,但依然存在不足之处: 虽然通过现场和网络多种途径发放问卷,但是回收率仍然偏低,而且被访者年龄分布较为集中,在一定程度上影响了样本的代表性,由此可能导致研究结论存在一定偏差,因此后续研究中可以考虑分层抽样的方式,进一步提高样本的代表性; 对支付意愿的测量比较简单,仅采取了特定情境设置下直接提问的方式,对公众支付意愿水平的计算不够精确,后续研究可以考虑选择模型、竞标等试验设计方法以控制决策属性构成的影响; 由于采用数据为横截面数据,无法开展动态关系分析,后续研究也可以通过追踪案例的方法进行深入分析.

　　3、结论

　　a) 在 344 名被访者中,除 12 位被访者不愿填答外,28. 9%的被访者能够接受的支付意愿为 0 ~ 50元a,29. 8%的被访者为 50 ~ 200 元a,还有 32. 9%的被访者为 200 ~ 1 000 元a,> 1 000 元a 的仅占8. 4% .

　　b) 除了来自社交网络的环保信息量与生态价值观呈微弱的正相关外,其他信息来源的环保信息量与生态价值观均无显著相关性; 同时,低收入群体相对于高收入群体、女性相对于男性,其环保价值观念更强.

　　c) 公众对大气环境所体现出的环保态度,更多得益于来自网络社交平台、家人、朋友圈中的环保信息. 公众从社交网络中获取的环境信息越充分,其生态价值观念越强,对大气环境体现出的环保态度越强. 因此,可通过加强新媒体(如微信、微博) 的宣传力度,以充分发挥社交网络在提升公众环保态度方面的优势.

　　d) 公众对大气环境体现出的环保态度越强,其对能见度改善的支付意愿越强,但“生态价值观—环保态度—支付意愿”这一间接路径表现较弱. 来自非盈利组织的环保信息量与支付意愿呈负相关,强调了改善正式渠道的必要性. 改善正式渠道并不仅是为了直接提高公众对能见度的支付意愿,更重要的是希望通过这些信息的传播能够影响公众的生态价值观,同时进一步提升公众对大气环境的关注度,从而间接地影响公众的环保行为.

　　参考文献:
　　[1] 吴兑,邓雪娇,毕雪岩,等. 细粒子污染形成灰霾天气导致广州地区能见度下降[J]. 热带气象学报,2007,23(1) : 1-6.
　　[2] 谭吉华. 广州灰霾期间气溶胶物化特性及其对能见度影响的初步研究[D]. 广州: 中国科学院广州地球化学研究所,2007.