社会关系网络能否提升居民环境行为？——基于CGSS 2013数据的实证研究

杨贤玉， 程 跃

(广西大学 公共管理学院，南宁 530004)

一、引 言

2019年《中国环境状况公报》显示，在全国开展空气质量检测的337个城市中，只有46.6%的城市达标；在全国县域生态环境评估中，生态质量“较差”和“差”的比例为32.6%(1)资料来源于《2019中国生态环境状况公报》。。环境问题在新时代背景下仍然较为突出。环境污染的形成原因不仅包括企业的生产经营活动，还包括居民的日常性活动，居民采取何种环境保护行为将对环境问题改善效果产生重要影响。但现有研究大多考察环境意识、环境价值观以及人口学特征等个体性因素对环境行为的影响，尤其缺乏有关社会性因素对居民环境行为作用效果的研究。实际上，中国作为典型的“关系”社会，建立在亲缘、地缘、友缘等基础上的社会关系网络在经济社会中扮演着信息传递、非正式制度约束等重要角色，不可避免地会对人的行为产生影响。

鉴于中国现阶段环境问题的严峻性与 “关系”社会的复杂性，将社会关系网络与居民环境行为纳入同一框架研究成为应有之义，通过对社会关系网络影响居民环境行为的路径进行分析，明确社会关系网络的构建与维护对居民积极环保行为实施的重要性，为中国正在推进的污染防治攻坚战、生态文明建设等提供实证支撑。

基于以上考虑，文章将利用CGSS 2013年调查数据论证居民社会关系网络对环保行为的影响。余下内容安排如下：第一部分对有关文献进行综述；第二部分对变量维度进行划分并提出研究假设；第三部分介绍数据来源、相关变量定义并进行描述性统计分析；第四部分首先构建计量回归模型，报告实证结果，其次对环保知识进行中介效应检验，最后将样本根据不同年龄段进行分组群回归；第五部分对全文进行总结并提出相关政策建议。

二、文献回顾

1.社会关系网络

社会关系网络是指社会个体成员之间因互动而形成的相对稳定的关系体系[1]。社会关系网络与信任、社会规则一同被视为社会资本的范畴[2]。科尔曼认为社会关系网络作为社会资本的一种形式，能够给行动者带来便利[3]。边燕杰指出，社会资本的本质是关系网络所蕴含的、在社会行动者之间可以转移的资源，资源的积累和发展必须通过关系网络来实现[4]。现有相关研究文献证实，社会关系网络不仅能够在居民就业、收入、消费等物质性收益或支出方面发挥促进作用[5-7]，还能对居民幸福感等精神性收益方面产生积极影响[8-10]，并且能够通过信息传递方式促进知识、信息在居民中的扩散[11]，社会关系网络的重要性可见一斑。

此外，关系强度作为刻画社会关系网络的重要部分，吸引了国内外众多学者对其进行探究。格兰诺维特率先提出弱关系充当信息桥的判断[12]；边燕杰通过研究发现，强关系在人情网络中发挥连接作用[13]。潘泽泉提出，“强关系-弱关系”结构的新差序格局构建有利于实现社会关系的理性化转型[1]。对社会网络强弱关系的讨论实际上是探究其背后所蕴含的不同关系资源能为行动者提供什么样的帮助，一般而言，弱关系的构建可以获取信息资源，强关系的构建可以获得人情(社会支持性)资源，但刘林平以深圳平江村为例，发现强关系也可以获得信息和某种影响力或资源，不能简单地将二者割裂开来讨论[14]；Tiwana研究发现强关系和弱关系具有互补性，强关系有助于整合弱关系带来的多样化的知识和能力[15]。张文宏对城镇居民的社会支持网进行大规模调查后发现，除了传统的亲缘关系，业缘关系、友缘关系和地缘关系在社会网中也占据相当重要的地位[16]。关系强弱影响力的大小不仅取决于血缘、地缘等先赋性关系网的作用，还取决于关系人社会特征属性的同质性程度，因此，在研究相关问题时需综合考虑多方因素的影响。

2.居民环境行为

现有文献较多从居民的环境价值观、环保意识、环保知识等角度来研究环境行为的差异。例如，施生旭对CGSS 2013数据进行实证分析发现，公众的环保行为与对地方政府环保工作的满意度以及自身环保知识、习惯、责任意识、环境敏感度正相关[17]；欧阳斌研究发现，环境意识、环境知识、环境现状等对我国居民环境行为有显著正向影响[18]；杨成钢研究发现，居民个人环境责任意识越强，环境改善意愿对环境行为的影响越大[19]。

一些学者还从个体性和社会性因素探究居民环境行为的差异性。个体性因素方面，人口学变量以及教育、个人收入等个体性因素一直是研究居民环境行为时讨论的重点，欧阳斌等研究发现，年龄、性别、婚姻、收入水平对环保行为有显著正向影响[18]；陆益龙研究发现性别、年龄、学历、收入等个体社会因素以及个体环保认知与态度都会对公众环保行为产生影响[20]。居民作为社会活动中的成员，其行动策略还会受到社会性因素的影响，袁亚运[21]研究发现，环境污染状况、政府环境治理行为和大众传媒三种社会性因素对居民实施环境行为产生显著影响；何兴邦将社会互动引入分析框架，发现社会互动对居民日常性环保行为影响较大，对居民非日常性环保行为影响则较小[22]；王晓楠研究发现，人口学变量、环境污染感知、生态衰退感知、政治参与、社会互动、社会信任和政府信任分别对城市居民的公域、私域环境行为产生不同程度影响[23]。

综上所述，国内外目前关于社会关系网络或环境行为方面的研究已相对成熟，但将二者结合起来进行探讨的文献仍较少，并且存在一定的争议性。考虑社会关系网络在中国经济社会中扮演的重要角色以及可能对居民环境行为产生的影响，本文将利用CGSS 2013数据，对居民社会关系网络对环境行为的影响机制进行研究，文章的基本逻辑可归纳为：居民与亲人、朋友、邻居间交往形成的社会关系网络能够促进彼此间丰富信息资源的交换和积累，与此同时，还会在群体内部形成信任和规范作用，在关键信息资源的积累及群体压力的影响下，居民更有可能形成积极的环境保护行为。本文不同于现有文献的研究在于：通过构建社会关系网络影响居民环境行为的直接路径与间接路径，进一步完善社会关系网络对居民环境行为的影响机制。

三、研究假说

1.社会关系网络的维度划分

目前学界关于社会关系网络的测量还没有统一的标准，测量维度及方法呈多样化特征。Granovetter主张利用互动频率、情感强度、亲密程度、互惠交换4个维度衡量关系强弱[12]，并在后来研究中主要考虑互动频率或由互动频率表现的紧密程度两个维度。Tan也将交流频率和亲密度作为衡量关系强度的关键指标，其中，在交流频率维度中将每天或每周交流定义为强关系、每月或很少交流定义为弱关系，在亲密度维度中将朋友划分为强关系、熟人划分为弱关系[24]。苟天来通过实地访谈发现，在我国农村熟人社会下，强、弱交往关系最本质的差别在于交往频次、交谈的时间长度以及传播信息和资源对对方或自己的重要性[25]。尹建华在研究中将网络规模(与亲人、朋友、邻居的联系多少)、关系强度(与亲人、朋友相处的关系紧密度)分别作为“弱关系”与“强关系”的衡量指标[26]。

由于CGSS 2013调查问卷中符合本研究范畴的内容有限，本文将沿用Granovetter以及多数研究者的研究传统，将社交频率和关系密切度作为衡量社会关系网络的两个维度。

2.社会关系网络对环境行为的影响

(1)社会关系网络与居民环境行为 在中国社会中，关系网络能够为个体提供社会支持，关系网络为个体提供的社会支持越多，群体间的一般信任水平相应地就越高；相反，个体在关系网络中的失信行为将可能面临网络内部的惩罚甚至排挤[27]。何学欢通过对厦门市鼓浪屿旅游区居民进行调查发现，旅游地社区居民的满意度和认同感对居民环境责任行为具有显著正向影响[28]。Hong研究发现，社会规范的形成使得个人更愿意选择公共交通工具作为出行方式[29]；杨冉冉研究发现群体压力等因素能够增加居民绿色出行倾向[30]。说明社会关系网络下形成的情感/信任或规范/压力作用能够有效地改善居民环境行为。

结合上述理论与文献，本研究认为，无论是信任还是规范化压力，都对居民环境行为都具有直接影响，因此本文提出第一条待检验假说：

H1a 与亲人、朋友、邻居间的社交频率越高，越能直接提升居民环境保护行为

H1b 与亲人、朋友、邻居间的关系密切度越高，越能直接提升居民环境保护行为

(2)社会关系网络、环保知识与居民环境行为 环保知识作为对环境相关问题及环境保护重要性的认知，对居民环境行为实施有着重要影响，例如，彭远春对我国城市居民进行研究发现，掌握更多环保知识的城市居民实施更多的环境行为，遵循“环保知识——环境行为”的模式[31]；朱慧劼通过对影响青年环境友好行为的因素进行分析发现，环境知识水平、风险感知对环境友好行为具有促进作用，同时这种作用还受到人口学特征变量的抑制[32]。

但在以往的研究中，信息交流在弱关系网络中被给予较高关注，在较强的社会关系网络中发挥的作用却容易被忽视。实际上，在频繁的交流中建立起来的信任和亲密关系有助于形成轻松的信息共享氛围，是更重要的知识共享渠道[33]，由此形成的非正式沟通网络与环境知识能对环境问题感知与私人领域环境友好行为产生正向调节作用[31]，说明与亲人、朋友、邻居间的频繁交往与密切关系不仅能促进环保知识等信息资源在群体内部的传递，还能通过环保知识的增加给居民环境行为带来积极效果。

综上分析，本研究认为随着关系网络强度的提升，环保知识等关键信息在居民间的传递更为频繁，在影响机制中承担了中间的传导作用，有助于提升居民环境行为的意愿和能力，因此本文提出第二条待检验假说：

H2 与亲人、朋友、邻居间的高社交频率与高关系密切度能够促进环保知识的传播，进而提升居民环境保护行为

鉴于以上分析，建立本文的研究模型，如图1所示：

图1 研究框架示意图

四、研究设计

1.数据来源

CGSS(中国综合社会调查)项目2013年的调查数据覆盖中国内地31个省级行政区域，涉及社区、家庭、个人多个层次，涵盖人口学特征、个人行为态度、生活方式、道德状况等信息，具有较好的综合性，为研究提供了可靠数据来源。本文主要选取其中的性别、年龄、健康状况等人口学特征指标以及能体现社会关系网络、环保知识、居民环境行为方面的数据作为分析样本，总样本量为11438个，为了保证统计分析与结果的准确性，本文剔除了具有缺失值的样本，最终得到9776个有效样本。

2.研究变量

(1)被解释变量 本文选取居民环境行为作为被解释变量。CGSS 2013通过10道题对居民的环境行为进行了测量，具体如下：a垃圾分类投放；b与自己的亲戚朋友讨论环保问题；c采购日常用品时自己带购物篮或购物袋；d对塑料包装袋进行重复利用；e为环境保护捐款；f主动关注广播、电视和报刊中报道的环境问题和环保信息；g积极参加政府和单位组织的环境宣传教育活动；h积极参加民间环保团体举办的环保活动；i自费养护树林或绿地；j积极参加要求解决环境问题的投诉、上诉。该部分的克隆巴赫系数(2)衡量量表信度的一种方法，一般来说，该系数越高，量表的信度越高。为0.770，具有较好的内部一致性，可以进行累加计算，因此本文首先对10道题的选项赋值，再将得分进行累加求和，最后取其平均值作为衡量居民环境行为的指标。

(2)解释变量 本文选取社会关系网络作为主要解释变量，由关系密切度和社交频率两个指标构成。其中，关系密切度在CGSS 2013调查问卷中表现为“居民与亲人、朋友之间的接触和联系情况怎么样”，社交频率在CGSS 2013调查问卷中表现为“居民与邻居、其他朋友进行社交娱乐活动的频繁程度”以及“居民在空闲时间与不住在一起的亲戚以及与朋友聚会的频繁程度”。第一个指标主要反映受访者对彼此关系密切度的主观感受，第二个指标则通过具体的互动次数在一定程度上弥补了前一指标的主观性。

(3)中介变量 本文选取环保知识作为中介变量。CGSS 2013通过10道题对居民的环境行为进行了测量，具体如下：a汽车尾气对人体健康不会造成威胁；b过量使用化肥农药会导致环境破坏；c含磷洗衣粉的使用不会造成水污染；d含氟冰箱的氟排放会成为破坏大气臭氧层的因素；e酸雨的产生与烧煤没有关系；f物种之间相互依存，一个物种消失会产生连锁反应；g空气质量报告中，三级空气质量意味着比一级空气质量好；h单一品种的树林更容易导致病虫害；i水体污染报告中，V(5)类水质意味着要比I(1)类水质好；j大气中二氧化碳的成分增加会成为气候变暖的因素。本文首先对10道题的选项赋值，将回答“错误”和“不知道”的选项赋值为0，将回答“正确”的选项赋值为1，再将得分进行累加求和，最后取其平均值作为衡量居民环保知识的指标。

(4)控制变量 邱泽奇指出社会网络除了结构特征之外，节点(关系人)的社会特征属性涉及的内容也同样丰富[35]，因此本文参考已有研究，引入常用的且可能对环境行为产生一定影响的人口学变量以及其他特征变量作为控制变量，具体包括：受访者所在地区、居住地区类型、性别、年龄、民族、教育程度、政治面貌、身体健康状况、个人全年总收入。

3.描述性统计

在实证分析之前，本文先对各变量进行描述性统计分析，结果见表1所列。

表1 变量定义与描述性统计

结果显示，变量环境行为的样本均值为1.52，介于“从不”和“偶尔”之间，可见居民总体环保行为偏低。变量关系密切度、社交频率的变异系数分别为0.25、0.26，说明被访者拥有的社交关系网络比较集中。被访者中居住在城镇的占61%，男性占51%，汉族占92%，群众占85%，身体健康者占84%。同时，被访者所在地区平均值为1.85，说明东、中部地区被访者较多，且更偏向于中部地区。被访者的平均年龄为48.83；教育程度平均值为2.16，略高于初中水平。

五、实证分析结果

1.基本回归结果

本文使用Stata 16.0作为数据分析软件，该部分主要采用多元线性回归模型(OLS)进行分析。首先，将居民环境行为作为被解释变量，人口学特征等作为解释变量，建立回归模型如下：

EA=α+β1Region+β2Res-type+…+β9Lnincome+ε

(1)

其次，将居民环境行为作为被解释变量，社交频率、关系密切度作为解释变量，再控制人口学特征变量，如受访者所在地区、居住地区类型、性别、年龄、教育程度等，建立回归模型如下：

(2)

其中：α为常数项；β为回归系数；χj表示第j个控制变量；ε为随机扰动项。

按照上述分析本研究首先将可能影响居民环境行为的控制变量纳入模型，建立模型1，其次将社会关系网络变量纳入模型，建立模型2，此外，考虑到多个自变量可能存在多重共线性问题，本文特意检验了方差膨胀因子(VIF)的大小，回归结果见表2所列。

表2 居民环境行为的多元回归模型(OLS)

表2显示，模型1和模型2的调整R2分别为0.208和0.218，表明在引入社会关系网络相关变量后，模型的解释力度有了一定提升。2个模型的VIF均大于1且小于2，可以认为2个模型选择的变量不存在多重共线性问题。

从模型1中可以看出，年龄不显著影响居民环境行为，其他8个控制变量对居民环境行为均有非常显著的影响。根据系数值可见，教育程度越高的居民越会实施积极的环境行为；城市居民的环境保护行为要高于农村居民；此外，女性居民以及政治面貌为党员和团员、身体状况良好、收入较高、东部地区的居民也表现出了较为优秀的环境保护行为。

模型2在模型1的基础上加入了社会关系网络变量，此时年龄的影响也变得显著，且各控制变量的 系数值呈现出不同程度的上升或下降，说明社会关系网络可以在一定程度上解释各控制变量对环境保护行为的影响。从社会关系网络变量本身进行分析，社交频率、关系密切度两个维度都对环境保护行为产生显著影响，其中，与亲人、朋友、邻居的社交频率每增加1个等级，环境保护行为就增加0.075分，假说H1a得到支持；与亲人、朋友、邻居的关系密切度每增加1个等级，环境保护行为就增加0.053分，假说H1b得到支持，表明社会关系网络确实能够有效地提升居民环境保护行为的实施。中国作为典型的“关系”社会，仍保持着较为浓厚的人情关系，无论何种性别、居住在何地的居民都会通过串门、聊天、吃饭等社交活动维持社会网络中的关系，由于关系网络具有非正式制度的约束作用，当个体行为与群体行为不一致时可能会引来群体的排斥，在压力作用下个体会选择与群体行为保持一致，以维护个人在网络中的地位与形象，因此较为频繁的社交活动可以起到规范个体环境行为的作用。此外，居民通过与不同群体对象进行社交活动，掌握着多样化的、有价值的信息，而在与亲人、朋友、邻居进行社交活动过程中能够有效促进环保知识等异质性信息在群体间流动，个体环保知识得到增强，进而影响环境保护行为的实施。

综上，除了年龄对居民环境行为的影响不稳定，其他人口学变量均对居民环境行为具有显著影响，同时，社交频率、关系密切度两个维度都对环境保护行为产生显著影响，社交频率和关系密切度越高，个体越容易实施积极的环境保护行为，其中，社交频率的影响居于首位。总体而言，构建和维护社会关系网络对提高居民环境保护行为具有显著效果。

2.环保知识对居民环境行为提升的中介效应检验

上述分析初步探究了社会关系网络与居民环境行为的关系及影响因素，本文将继续深入研究社会关系网络能否通过环保知识的传递推动居民环境行为的提升，通过构建中介效应模型，对社会关系网络影响居民环境行为的影响机制进行检验，具体模型如下：

(3)

(4)

(5)

模型3已经通过了检验，因此该部分只需检验模型4和模型5即可，检验结果见表3所列。

表3 中介效应检验结果

模型4的回归结果显示，社交频率显著正向影响环保知识，影响系数为0.055，关系密切度对环保知识也具有显著的正向促进作用，影响系数为0.029，即β3、β4均大于0，并且通过了1%的显著性水平检验，因此可以进行中介效应检验的第3个步骤。

模型5的第1列为引入中介变量环保知识后的回归结果，中介效应模型的路径系数显示，引入中介变量环保知识作为解释变量后，社交频率和关系密切度对环境行为的提高表现出了显著正向影响，回归系数β5(0.066)、β6(0.048)分别在1%和5%的显著性水平下为正，但β数值相较多元线性回归时明显下降，说明环保知识在社会关系网络推动居民环境行为的过程中存在部分中介效应，通过计算进一步得出中介效应在总效应中的占比为11%。因此，可以得出结论：由社交频率和关系密切度构成的社会关系网络能够增加居民的环保知识，进而推动居民实施更加积极的环境行为，假说H2得到支持。该结果意味着随着社会关系网络的增强，环保知识在社会网络与居民环境行为之间的传递效应越明显，较强的社会关系网络也能发挥信息桥的作用，这是因为居民通过较为频繁的社交活动能够有效促进环保知识在群体内部以及群体之间流动，形成信息、知识共享和互换的非正式机制，从而自身环境保护知识得到增强，主动实施环境保护行为的意愿得到提升，进而转化为积极的环境保护行为。

3.社会关系网络对环境行为影响的差异性分析

本文的年龄控制变量对环境行为影响的显著性在多元线性回归和中介效应检验时存在一定差别，对比有关居民环境行为的文章发现不同学者的研究结果并不具有一致性，例如同样是利用CGSS 2013数据进行分析，杨成钢[19]在研究中发现年龄因素并不影响居民环境行为，卢少云在研究中发现年龄与公共环保行为没有显著相关[36]，而何兴邦将年龄划分为四个阶段进行研究发现30～39岁的居民表现出了较好的环境行为[22]。因此，为了进一步探究不同年龄段居民的环境行为差异，本文将对年龄进行分组群回归，阶段划分采取中国传统标准，29岁以下为青年，30-39岁为中青年，40-49岁为中年，50岁以上为中老年，回归结果见表4所列。

表4 分组群回归结果

从表4中可以看出，青年、中青年、中年、中老年四个年龄段的居民环境保护行为存在较大的异质性。中青年、中年和中老年居民的环境行为均受到社交频率的影响，其中，对40-49岁、50岁以上的中年以及中老年居民环境行为影响最为显著，对中青年居民的影响则相对较弱，而对青年居民环境行为不具有显著性影响。四个年龄段居民的环境保护行为均受到关系密切度的影响，影响显著性呈现出中年-中老年-青年-中青年的递减趋势。

造成这些差异的原因主要有：首先，随着互联网的发展，青年群体与朋友、亲人、邻居等社会关系网络中成员的交往形式也变得多样化，更倾向于在电话、网络上保持较为密切的联系而现实中却较少进行聚会、串门等活动，虚拟社交逐渐成为潮流，因此以传统社交活动次数为衡量标准的社交频率并未对青年居民的环境行为产生显著影响，在中青年居民中影响也较小。其次，中年群体经过多年的打拼在工作上一般已经拥有一定的成绩或者地位，与其打交道的人相对较多，对身边人行为的影响也较大，在生活上中年群体作为家里的顶梁柱不可避免的需要承担较为频繁的人情事务往来，而与社会关系网络成员联系的增加更有可能受到他人环境行为的影响；此外，中老年群体由于大多数已经处于退休状态，有较多空闲时间可参与朋友、亲人、邻居的社交活动，并与他们保持紧密的联系，在交往过程中通过信息分享或者言传身教的形式，让处于同一社交网络的居民潜移默化的养成良好的环境行为。

表5 研究假设结果汇总

六、主要结论与政策建议

1.主要结论

本研究采用CGSS 2013微观个体数据，使用多元线性回归、中介效应分析方法检验了社会关系网络对居民环境行为的影响。主要研究结论如下：(1)除了年龄，性别、民族、教育程度、政治面貌、健康状况、收入等人口学变量对居民环境行为都有不同程度的影响，说明个体性因素对居民环境行为仍有较强的解释力；(2)无论是居民主观自评的关系密切度，还是客观上的社交频率，都显著影响了居民环境行为，说明社会关系网络的提升能够有效促进居民环境行为的实施；(3)环保知识在社会关系网络促进居民环境行为提升的过程中起到部分中介作用，说明较强的社会关系网络也能发挥信息桥的作用；(4)在年龄分组群回归中，社会关系网络对环境行为的影响在中年和中老年居民中更为显著。

2.政策建议

(1)从个人角度出发，居民在日常生活中应主动实施环保行为，例如随手关灯、垃圾分类、使用环保购物袋、积极参与社区环保活动等，通过社交活动对关系网络中其他成员的环保行为进行正面引导；由于社会交往过程中环保知识的传播也会改善环境行为，因此居民一方面应该主动与身边的亲人、朋友、邻居进行社交活动，用自身良好的环境保护行为影响群体，并主动学习和传播日常环保知识，另一方面居民在与不同群体进行交往时要注意搜寻有价值的信息，当与亲人、朋友、邻居进行社交活动时就可以及时分享，充当信息桥的角色，促进环保知识等信息在群体间的流动，从而提升环境行为的实施意愿。

(2)从社区角度出发，社区居委会以及村委会可以每年开展一定次数的环境保护活动，让居民积极参与其中，促进环保知识的传播，同时还可以为居民的社会交往提供固定的场所，提高居民社会网络的强度，为积极的环境保护行为的形成创造良好环境。

(3)从政府角度出发，政府作为各项政策的制定者和执行者，在社会关系网络提升居民环境保护行为的过程中充当主导力量，应努力实现教育、就业、医疗卫生等多方面的基本公共服务均等化，为中西部以及农村地区居民的受教育水平提高、收入增长、身体健康等提供保障，通过个体特征因素的改善让更多居民愿意主动实施环境保护行为；此外，政府在推行环境保护政策的过程中不仅要增大宣传力度，还要出台相应地鼓励性或惩罚性措施，例如上海针对垃圾分类出台的《上海市生活垃圾分类违法行为查处规定》以及《<上海市生活垃圾管理条例>行政处罚裁量基准》，对违反生活垃圾分类的情况及处罚力度进行了明确规定，为垃圾分类的推进提供了有力约束。