互联网使用、环境知识与公众亲环境行为

柳建坤，张云亮

（1．哈尔滨工程大学 人文社会科学学院，哈尔滨 150001；2．西南财经大学 社会发展研究院，成都 611130）

引言

加强环境治理体系建设，对于提升环境治理能力进而推动国家治理现代化具有重要意义。 伴随着中国经济的腾飞，生态环境问题愈发严重，加之公众的环境需求不断提高，传统上以政府为主导并采取行政手段的环境治理体系暴露出一系列问题。在这一背景下，公众参与对于优化环境治理体系的意义逐渐凸显出来，但公众在环境领域的实践现状却并未立项。 原环保部在2014年发布的《生态文明意识调查研究报告》显示，公众对生态文明建设的认同度接近75%，但知晓度和践行度仅为48．2%和60．1%。①①资料来源：http：／／www．gov．cn／jrzg／2014-02／20／content_2616364．htm．公众生态文明意识具有较强的“政府依赖”特征，多数受访者将政府视为生态文明建设的责任主体，但对个体参与环境治理的角色认知不够清晰。 面对新时代发展形势，2021年11月11 日中共中央在党的十九届六中全会上通过的《中共中央关于党的百年奋斗重大成就和历史经验的决议》中再次强调“保护生态环境就是保护生产力，改善生态环境就是发展生产力，必须坚持绿水青山就是金山银山的理念”。②②资料来源：人民网，http：／／politics．people．com．cn／n1／2021／1111／c1001-32280081．html？ ivk_sa=1024320u．因此，公众参与环境治理已成为加快环境治理体系建设的重要任务，而亲环境行为则是公众参与环境治理的重要体现。 那么，公众的亲环境行为会受到哪些因素的影响，以及何种机制在其中发挥作用？ 上述问题的解答对于推动公众从生态环境的破坏者向生态环境的保护者的角色转换进而有效提升环境治理绩效具有重要的现实意义。

本文从媒介信息传播视角出发，考察了以互联网为代表的新媒体对公众亲环境行为的影响及其作用机制。 通过对“中国综合社会调查”（China General Social Survey）数据的分析，笔者发现互联网使用对私人领域和公共领域的亲环境行为都具有促进作用，并且环境知识是其中的作用机制。本研究的贡献体现在三个方面：第一，通过对亲环境行为进行细致划分，本研究展现了中国公众的亲环境行为在私人领域和公共领域的现状和差异；第二，本研究首次证实了互联网使用对亲环境行为的正向影响，这有助于加深人们关于媒介使用与亲环境行为关系的认识；第三，本研究实证结果建立在具有全国代表性的大样本数据上，并且采用工具变量法进行因果关系识别，这使得研究结论更加可靠且能够推广到更大范围。

一、文献综述

20 世纪70年代，环境社会学因欧美环保运动的发展应运而生，标志性事件是邓拉普（Dunlap）等学者（1978）在《环境社会学：一个新范式》一文中提出“新环境范式”［1］。 在此之后，环境社会学不断发展，并取得一系列的理论和学术观点。适度人口论认为，保持适度的人口规模、优化人口结构和人口分布可以有效寻求人与自然之间的平衡［2］；代际平等论认为，不同代际之间应该建立起一个代际之家机会平等的可持续环境伦理观［3］；意识改造论认为，环境问题的解决有赖于社会公众建立良好的环保意识，即只有当公众有良好的环保意识自觉的时候，才能促进个体更加积极地参与到环境保护行动之中［4］；绿色消费论认为，只有倡导绿色消费、摒弃享乐主义的方式才能有效地保护环境［5］；协调发展论认为，所谓协调发展就是经济系统、社会系统和生态系统之间的协调发展，它是可持续发展战略的重要体现，协调发展的目标在于追求整个社会体的全面、可持续、新型的发展［6］。 上述理论为学者们进一步开展环境治理问题研究提供了指导，除此之外，学术界还有一个学派重点关注了个体的行为，即行为控制论。 行为控制论认为，不同国家或地区环境问题的产生原因虽然是复杂的，但是人类的失范行为却是不同环境问题都无法绕开或者回避的一个重要原因，因此只有积极有效地控制、协调、规范人类的行为，才能促进人类与环境之间的平衡［7］。 在此观点基础之上，学术界进一步发展出关于公众的亲环境行为的理论研究。

亲环境行为（pro-environmental behaviors）是指涉及不同领域对于保护环境具有积极意义的行为［8］。 也有学者从反面对亲环境行为进行定义，认为它是“有意识地寻求将个人行动对于自然世界的负面影响最小化的行为”［9］。 在现实生活中，绿色消费［10］、低碳出行［11］、回收再利用［12］等都属于亲环境行为的表现形式。 亲环境行为不仅可以显著改善环境质量［13］，还可以让行动者本身获得较高的幸福感和生活满意度［14］。 从类型上看，由于行动领域的不同，亲环境行为可以被划分为私域环境行为（private environmental behavior）和公域环境行为（public environmental behavior）。前者仅发生在行动者个人的生活空间中，而后者则主要发生在公共空间，因而与公共利益的联系更加紧密，并且往往要依靠组织进行动员［15］。

学术界主要从个体主义和结构主体两种视角探究亲环境行为的影响因素。 首先，个体主义视角关注行动者个体特征的作用，包括人口学特征（年龄、性别）、社会经济地位特征（学历、收入）、主观心理（态度、感知、动机）等。 崔亚飞等学者利用安徽农户调查数据的研究发现，女性比男性在亲环境行为上表现得更加活跃，而年龄大的人比年龄小的人有更好的亲环境行为的表现［16］。何可等学者关注农民处理农业废弃物的行为，发现随着受教育程度和家庭收入水平的提高，农民对农业废弃物资源化的参与意愿随之增强［17］。王建明对武汉、杭州和靖江三市居民样本的分析发现，对垃圾问题的感知以及自身的责任意识会影响居民循环处理垃圾的行为［18］。

与个体主义视角不同的是，结构视角强调个体所处的环境对亲环境行为的影响，这些环境因素包括社会网络、榜样效应、社会规范、政府的环境治理能力、环境状况等。 朱清海和雷云利用湖北省农户调查数据的研究发现，农户之间的交往越频繁，交往者的社会网络规模越大，这使得彼此进行监督并传递环保信息，从而在秸秆处置方式上更加环保［19］。 黄蕊等学者对基于宁夏盐池县居民调研数据的分析发现，个人的亲环境行为会受到其他人的亲环境行为的影响，特别是劳动模范发挥的榜样效应更大［20］。

另有学者尝试构建整合了个体主义与结构主义两种视角的综合性框架，以此来更加全面地解释亲环境行为的发生逻辑，并由此关注到环境知识的作用。 事实上，信息是决策的基本前提，而作为一种专业化和系统化的知识对决策的指导作用更加重要［21］。 从知识的来源看，虽然个体可以从自身的经验中提炼知识，但外部信息渠道是知识形成的主要途径。 因此，外部环境中的信息被个体所接收和提炼，进而内化为自己掌握的知识，并最终指导行为决策。 知识指导行为的过程充分体现了个体因素和结构因素对行为的共同影响。 具体到环境领域，环境知识是指“个体所具有的辨识与环境保护相关的标志、概念和行为模式的能力”［22］。 已有不少研究证实了环境知识是影响个体亲环境行为的重要原因。 洪大用和范叶超［23］首次在中国情境下利用中国综合社会调查数据构建了公众环境知识量表，并发现环境知识与亲环境行为之间存在显著的正相关关系。

正规教育和社会网络都可以作为个体获取环境知识的途径，并且此前以农村居民为对象的研究也发现受教育程度和社会网络都可以正向预测个体的亲环境行为［17］［19］。 此外，大众媒介也是个体获取信息的重要渠道，并且其在信息的承载规模、传播范围和流通速度等方面较前两种信息获取渠道具有更加明显的优势。 不过，学术界针对媒介使用与公众亲环境行为之间关系的讨论存在一定的分歧。 一项利用美国综合调查数据的研究发现，观看电视对个体采取亲环境行为有负向影响［24］。 针对香港公屋居民调查数据的分析发现，电视对亲环境行为的影响并不显著［25］。 事实上，上述文献所关注的媒体是以电视为代表的传统媒体，这种媒体虽然具有传播信息的作用，但信息的内容是在媒体企业的加工处理后才向公众呈现的。 这意味着传统媒体对信息接收者的行为的影响主要是通过舆论引导来实现的。

与传统媒体不同的是，以互联网为代表的新媒体在舆论引导方面的功能较弱，但在知识传播上的能力更强，这与互联网独特的内容生产方式和信息传播方式密切相关。 首先，互联网媒体在内容生产上具有明显的“草根”色彩，这表现为大量的以单个人作为信息生产者的“自媒体，其行动目的是以增加关注度或服务他人为主，而非是为了基于某种经济或政治目的而进行舆论引导。其次，互联网采取的是一种“多对多”的信息传播路径，也即任何个体或组织都可以成为内容生产者，也可以是内容消费者。 这样，信息控制权很难被少数人或集团所垄断，从而使信息获取的开放性大大提升。 因此，当公众选择以互联网作为获取环境信息的途径时，其不仅会受到自上而下的信息灌输，同时也可以对信息进行理解和利用，从而内化为环境知识，并以此作为亲环境行为的决策依据。 总之，已有关于媒介使用与亲环境行为的文献所考察的对象是以传统媒体为主，并且强调舆论引导是亲环境行为得以发生的关键机制。与之不同的是，本研究重点考察以互联网为代表的新媒体对亲环境行为的影响，并且以环境知识作为核心解释机制。

已有文献的不足还体现在研究对象的丰富性和研究结论的可靠性上。 从研究对象的角度来看，国内学者所讨论的亲环境行为大多是一种发生在公共场合且与公共利益紧密联系的公域环境行为，比如是否遵守秸秆焚烧政策等，但较少关注私域环境行为。 不过，这类亲环境行为在日常生活中更为常见，并且具有更强的隐秘性。 在研究方法上，此前的实证研究所使用的数据主要来自在特定地区的城市和农村进行的抽样调查，其样本规模较小且不具有全国代表性，从而降低了研究结论的推论意义。 而且，这些研究仅使用简单的统计模型进行估计，未对其中可能存在的内生性问题进行处理，可能会出现研究结果偏离于真实情况的问题。

鉴于此，本研究利用2013年度“中国综合社会调查”数据考察互联网使用对亲环境行为（私域环境行为和公域环境行为）的影响，并使用工具变量法对潜在的内生性问题进行处理，从而提高因果识别的精度。 在此基础上，本研究对环境知识在互联网使用与亲环境行为之间是否充当作用机制进行验证。

二、研究设计

（一）数据来源

本研究采用的数据来自“中国综合社会调查” （China General Social Survey，以 下 简 称CGSS）。 CGSS 采用多阶段不等概率抽样方法来采集数据，抽样的基本流程为：在全国范围随机选取一定数量的区（县）作为一级抽样单位，接着随机抽取街道（乡镇）和居民（村民）委员会作为二、三级抽样单位，再随机抽取家庭住户，最后从每户随机抽取1 人作为调查对象。 首轮CGSS 于2003年开始，并在2005、2006、2008、2010、2011、2012、2013、2015 和2017年又进行了九轮。 不过，本研究仅使用CGSS2013 进行实证分析，因为有关亲环境行为的题项仅存在于该数据中。 CGSS2013的有效样本量为11438，在剔除了变量含有缺失值的样本后，最终纳入到分析的样本为9749。

（二）变量说明

本文的因变量是亲环境行为。 CGSS2013 设计了10 个问题来测量受访者在亲环境行为上的频率，答案的赋值方式是：0=从不，1=偶尔，2=经常。对这些指标进行主成分因子分析可以提取两个公因子：前四个指标在第一个公因子上的载荷较大，而后六个指标在第二个公因子上的载荷较大（见表1）。 在对每一个题项的具体内容进行分析后可以发现，前四个题项侧重于私人空间的亲环境行为，而后六个题项侧重于公共空间的亲环境行为。 根据已有文献的划分方法［8］，本研究将两个公因子分别命名为“私域亲环境行为”和“公域亲环境行为”：前者包括垃圾分类投放、与自己的亲戚朋友讨论环保问题、采购日常用品时自己带购物篮或购物袋、对塑料包装袋进行重复利用等四个指标；后者包括为环境保护捐款、主动关注广播、电视和报刊中报道的环境问题和环保信息、积极参加政府和单位组织的环境宣传教育活动、积极参加民间环保团体举办的环保活动、自费养护树林或绿地、积极参加要求解决环境问题的投诉、上诉等六个指标。 在此基础上，本研究对这两个公因子值进行归一化处理，使其成为取值为［0，100］的连续变量，从而构建两个关于亲环境行为的因变量。

表1 因子载荷和特征根

本研究的自变量是互联网使用。 CGSS2013从使用频率的角度对受访者使用互联网的情况进行测量，其在问卷中对应的题项是“过去一年，您使用互联网（包括手机上网）的情况是什么？”，答案的赋值方式为：1=从不，2=很少，3=有时，4=经常，5=非常频繁。 该变量的数值越大，表示互联网使用频率越高。

本研究的机制变量是环境知识。 CGSS2013设计了10 个问题来测量受访者所掌握的环保知识多寡，分别是：汽车尾气对人体健康不会造成威胁；过量使用化肥农药会导致环境破坏；含磷洗衣粉的使用不会造成水污染；含氟冰箱的氟排放会成为破坏大气臭氧层的因素；酸雨的产生与烧煤没有关系；物种之间相互依存，一个物种的消失会产生连锁反应；空气质量报告中，三级空气质量意味着比一级空气质量好；单一品种的树林更容易导致病虫害；水体污染报告中，V（5）类水质意味着要比I（1）类水大；大气中二氧化碳成分的增加会成为气候变暖的因素。 本研究将答案赋值方式调整为：如果回答正确则赋值为1，回答错误或回答“不知道”，均赋值为0。 之后，本研究受访者在这10 个问题上的得分进行加总构建一个新变量来测量环保知识的整体掌握情况。

上述参考已有文献的做法［19］，本研究在统计模型中加入了其他可能会影响亲环境行为的因素，包括受访者的性别（0=女，1=男）、年龄、婚姻状态（0=无配偶，1=有配偶）、宗教信仰（0=无，1=有）、户籍性质（0=农业，1=非农）、受教育年限、政治面貌（0=非党员，1=党员）和家庭年收入（单位：元）。 此外，本研究还加入了城乡和省份两个地区虚拟变量，以此来控制地区异质性对亲环境行为的影响。 需要说明的是，为了缓解家庭年收入变量因偏态分布而出现异方差问题，本研究将该变量取自然对数后纳入到统计模型。

表2 报告了变量的描述性统计结果。 可以看到，受访者在私人领域和公共领域的亲环境行为的均值分别为14．42 和53．48，这表明公众的亲环境行为并不积极，但公域环境行为比私域环境行为更加活跃；受访者在过去一年使用互联网的平均频率介于“很少”和“有时”之间；受访者正确回答环境问题的比例仅为30%左右，这说明公众所掌握的环境知识较少。

表2 变量的基本统计量

（三）模型设定

在本研究中，作为因变量的亲环境行为变量为连续变量，所以首先基于最小二乘法构建多元线性回归模型，具体如下：

在（1）式中，ENBi表示受访者i 的亲环境行为（包括私域环境行为和公域环境行为）；WEBi表示受访者i 在过去一年使用互联网的频率； Χi表示一组来自受访者个体和地区层面的控制变量；μi是随机扰动项。β是我们最关心的系数，如果β1和β2都大于0 且在统计上显著，说明互联网使用对受访者的亲环境行为有正向影响。 需要注意的是，该模型无法处理由于遗漏变量和反向因果等造成的内生性问题，使得估计出来的β很可能是有偏的。 因此，在构建基准回归模型的基础上，本研究还使用工具变量法进行稳健性检验。

进一步地，本研究采用经典的三步法对环境知识这一机制进行验证。 检验步骤分为三个步骤，其中后两个检验步骤所对应的模型设定如下：

第一，如（1）式所示，将亲环境行为对互联网使用进行回归，若β1显著为正，说明使用互联网可以促使公众做出亲环境行为；第二，如（2）式所示，将环境知识（ENKi）对互联网使用进行回归，若γ1显著为正，说明使用互联网可以增加公众所掌握的环境知识；第三，如（3）式所示，将亲环境行为对互联网使用和环境知识进行回归，并且将这一步所得到的互联网使用的系数与其在第一步中的系数进行比较。 若β2与β1相比出现系数不显著或系数显著但绝对值下降的情况，证明互联网使用是通过增加环境知识来促使公众做出亲环境行为。

三、数据分析结果

（一）基准回归结果

表3 报告了使用多元线性回归模型估计互联网使用对亲环境行为的影响结果。 模型1 和模型2 的因变量分别是私域环境行为和公域环境行为。在两个模型中，互联网使用变量的系数分别为0．793和0．412，且在1%和5%水平上显著，这说明互联网的频率越高，公众在私域环境行为和公域环境行为上的表现更加积极。 由此可以初步判断，互联网使用会对公众的亲环境行为产生正向影响。

表3 互联网使用对亲环境行为的影响结果

亲环境行为还受到其他因素的影响。 男性在私域环境行为上的表现要优于女性，但女性在公域环境行为上的表现好于男性。年龄大的人比年龄小的人会做出更多的公域环境行为，但年龄与私域环境行为的关系并不显著。 有配偶的人在公域环境行为上的表现比无配偶的人更加活跃，但这两类群体在私域环境行为上的表现并无显著差异。 有宗教信仰的人比无宗教信仰的人做出更多的私域环境行为，但二者的公域环境行为并无明显差别。 测量社会经济地位特征的指标都可以显著预测公众的亲环境行为，也即对于那些拥有非农户口、受教育程度高、是中共党员且家庭收入高的个体来说，他们在私域环境行为和公域环境行为上的表现都要更加积极。 相比于农村居民而言，城市居民在公共领域的亲环境行为更加活跃，但二者在私人领域的亲环境行为上的差别并不明显。

（二）稳健性检验

基准回归结果表明互联网使用与亲环境行为之间存在正相关关系，但二者是否存在因果关系需要在处理内生性问题后才能判定。 在本研究中，导致内生性问题的原因有两个：一个是遗漏变量。 尽管基准回归模型已经加入了尽可能多的控制变量，但在现实中仍存在一些不可观测的因素会同时影响因变量和自变量。 另一个是反向因果，也即除了使用互联网会影响个体的亲环境行为外，在亲环境行为上表现不同的个体在互联网使用的频率上也可能存在差别。 针对以上内生性问题，本研究采取工具变量法来提高因果识别的准确性。 本研究使用省份层面的“互联网普及率”作为个体使用互联网的工具变量，数据来自中国互联网信息中心于2013年发布的《第31 次中国互联网络发展状况统计报告》。 该工具变量满足了相关性和外生性两个条件。 一方面，某一地区的互联网普及率越高，表明当地的网络设施越完善，网络接入成本越低，因而个体接触到互联网的可能性越大，使用频率越高；另一方面，互联网普及率是宏观层次的变量，它很难直接影响个体的亲环境行为。

本研究首先使用豪斯曼检验（Hausman Test）验证互联网使用变量是否内生变量。 结果显示，Chi2 值分别为85．77 和82．36，对应的p 值均为0．000，因而可以在1%的显著性水平上拒绝“互联网使用是外生的”原假设，即认为该变量是内生的。 其次，一阶段回归估计的Cragg-Donald Wald F 统计量为191．4，这表明本研究选取的工具变量是合适的，不存在弱工具变量问题。 最后采用两阶段最小二乘法（2SLS）进行重新估计的结果显示（见表4），互联网使用变量在模型1 和模型2 中仍是显著为正，这表明在考虑了模型可能存在的内生性问题之后，基于基准回归结果中获得的研究发现仍然成立，即互联网使用对亲环境行为的促进作用是真实存在的。

表4 工具变量检验结果

（三）中介效应检验

表5 和表6 报告了采用三步法计算的中介效应检验结果。 在两表中，模型2 的结果均显示，互联网使用对环境知识具有显著的促进作用。 而在同时纳入自变量和中介变量的模型3 中，环境知识变量的系数都在1%水平上显著为正，这表明掌握环境知识对公众的私域环境行为和公域环境行为均有正向影响。 但与模型1 相比，互联网使用变量在模型3 中的系数都大幅下降，甚至在表2中变得不再显著。 根据检验中介效应存在的标准，可以初步判断环境知识是互联网使用促进公众亲环境行为的作用机制。

表5 中介效应检验结果（三步法）

表6 中介效应检验结果（三步法）

本研究进一步采用KHB 方法［38］进行中介效应检验。 该方法的优点是可以准确估计出中介变量的效应并测算贡献率，从而直观地展现作用机制产生的实际效应。 模型设定如下：简化模型（Reduced Model）纳入了自变量和其他的控制变量，汇报的是自变量对因变量的总效应（total effect）。 完全模型（Full Model）进一步加入中介变量，展示的是自变量的直接效应（direct effect）。这样，总效应与直接效应的差值就是核心自变量的间接效应（indirect effect），也即中介效应。 在表7 中，间接效应（中介效应）分别为0．12 和0．30，并在1%水平上高度显著。 这意味着环境知识确实在互联网使用与亲环境行为之间发挥中介作用。此外，环境知识在“互联网—私域环境行为”和“互联网—公域环境行为”这两对因果关系中所发挥的中介效应在总效应中贡献率分别是13．3%和31．13%。这表明互联网通过传递环境知识所影响的亲环境行为主要体现在公域环境行为，而私域环境行为受到环境知识的中介效应相对较小。

表7 中介效应检验结果（KHB 方法）

四、结论与讨论

作为国家治理的重要内容，环境治理需要政府、市场和社会等多方力量的合作才能取得显著成效。 其中，公众参与环境治理主要通过亲环境行为体现出来，并且这一行为在私人领域和公共领域的表现各不相同。 本研究利用“2013年中国综合调查数据”考察了互联网使用对亲环境行为的影响，并且从环境知识的角度进行机制分析。 主要研究发现如下：第一，公众的亲环境行为总体上并不积极，但公域环境行为要比私域环境行为更加活跃；第二，互联网使用对私域环境行为和公域环境行为都具有促进作用。 这一结论在处理了内生性问题后仍然成立；第三，环境知识是互联网使用促进亲环境行为的作用机制；第四，相比于“互联网—私域环境行为”关系，环境知识在“互联网—公域环境行为”关系中发挥的中介效应更大。

与传统媒体主要通过舆论引导来动员公众参与环境治理不同的是，新媒体对公众亲环境行为的促进作用主要是通过传播科学知识实现的，也即新媒体具有较强的教育功能，这为激励公众亲环境行为进而提升环境治理能力提供了可行路径，这对制定激励公众参与环境治理的政策具有启发意义：第一，应进一步完善互联网基础设施建设，降低网络准入门槛，扩大互联网普及率，并且要将互联网资源向中西部地区、农村地区倾斜，着力缩小互联网发展的地域不平衡问题；第二，应提升传统媒体与新媒体的融合力度，推动融媒体业务一体化建设；第三，应加大技术创新力度，推动新媒体传播方式不断变革；第四，应加强对媒介传播方向的指导，鼓励互联网平台的自媒体关注环境问题，传播科学的环境知识；第五，结合国家的环境政策和公众的环境需求开展内容生产工作，在深入解读政策法规的同时，普及公众亟需的环境知识，提升传播效果。