摘要: 居民低碳生活认同程度影响低碳社会与生态文明社会的建设进程，提高居民低碳生活认同度具有重要的理论和现实意义。利用 2010 年南昌市居民低碳意识与低碳生活调查的原始数据，运用多选题选择总数分析法及定序变量 logit 模型分析了居民低碳生活认同的影响因素。结果发现，居民低碳意识、低碳认知、低碳补偿意愿、性别及学历程度影响居民低碳生活认同。
关键词: 居民 ; 低碳生活认同 ; 影响因素 ; 定序变量 logit 模型
0 引言
在全球应对气候变化的背景下，发展循环经济、建设低碳型社会作为协调社会经济发展、应对气候变化的基本途径，已被越来越多的国家认同 [1] 。认同形成有两种逻辑：自然选择和文化选择 [2] 。目前各国发展低碳经济多基于自然选择的逻辑，即迫于环境保护和可持续发展压力而选择低碳发展之路。为了促进低碳发展，在大力推进技术进步和政策优化的同时，更应重视文化领域的变革，强化低碳文化理念的社会认同 [3] ，对生态公民身份的识别和认同将成为政府治理和全球治理的重要课题 [4] 。认同概念来自心理学，众多学者对认同的构成进行了界定。如 Botv in 等(1995)编制了族群认同的测定模式，包括出生背景、认知、行为和情景等测定维度 [5] 。Ponterotto 等(1995)认为认同是一个包含着复杂的认知、情感因素的图式，从图式可以测定出认同的不同维度和发展水平 [6] 。 Carla 等(1998)把民族认同界定为个体对本民族的信念、态度，以及对其民族身份的承认，并认为群体的认同包括群体认识、群体态度、群体行为和群体归属感四个基本要素 [7] 。中国学者王毅杰、倪云鸽(2005)对流动农民的社会认同进行了操作化定义，认为它应包括分类意 识、目前身份意识、未来归属意识三个层面，并从地位结构观的年龄、婚姻状况、收入等方面，探讨了目前流动农民社会认同的现状 [8] 。
作为当代人对传统农业文明、工业文明主导人生观的扬弃，生态人生观的基本精神将被越来越多的人认同、践履，成为 21 世纪占主导地位的人生观 [9] 。学者关于认同的研究多基于心理学范畴，更多涉及民族认同、国家认同、政治认同、社会认同等方面。总结学者关于认同结构的研究，包括认知、情感、意识、态度、行为及归属感等认同维度。认同的影响因素包括个体特征(学历、性别、年龄、收入等)、家庭背景、传媒介质等影响因素。本研究的创新之处在于将低碳生活认同这一抽象概念具体为日常生活中的 “低碳生活的行为意向”程度，首先借助问卷调查中的多选题设置对居民“低碳生活的行为意向”进行测量，进而得出居民低碳生活认同度。并在本研究中将低碳意识、低碳认知、低碳态度、低碳补偿意愿等认同的“内生变量”纳入低碳生活认同的回归模型，作为低碳生活认同的“外生变量”进行分析，理论模型中同样假设人口学特征会导致居民低碳生活认同的差异，通过构建模型检验假设。
1 数据与方法
1.1 数据来源
本研究采用江西农业大学 2010 年 4 月对南昌市居民低碳意识与生活调查的原始数据。考虑到不同调查地点居民的代表性，问卷调查采用判断抽样法确定调查地点，即南昌市青山湖区青山路街道办和湖坊镇镇政府附近、东湖区公园街道办事处和八一桥街道办事处附近、西湖区南浦街道办事处和桃花镇镇政府附近等共 3 个区 30 个调查地点。本次调查共发放问卷 3000 份，回收问卷 2788 份，回收有效问卷 2759 份，有效问卷率 98.96%。在 30 个调查地点，将偶遇的且愿意接受调查的居民作为调查对象。
1.2 研究方法
1.2.1 多选总数分析
低碳生活的认同是一个抽象的概念，如要对其进行实证研究，则首先需将其具体化。基于此考虑，本研究中将居民对低碳生活认同这一抽象概念具体为居民日常生活中的低碳行为意向，设置“您愿意为‘低碳生活’做些什么”的多选题对居民低碳生活认同进行考察(表 1)。首先统计每位被调查者的选择总数，数据统计时前十二个选项分别赋值 1 分，最后一个选项“以上均不愿意做”赋值 0 分，可得出每位被调查者的低碳生活认同得分。然后，根据统计思想及多选总数分析法 [10] ，将得分 0 至 3 重新定义为新变量“低碳生活认同低”，占 28.2%，得分 4 至 6 定义为新变量“低碳生活认同一般”，占 43.8%，得分 7 至 12 定义为新变量“低碳生活认同高”，占 27.9%。
1.2.2 定序变量logit模型
针对重新定义的“居民低碳生活认同”(1= 低碳生活认同低;2= 低碳生活认同一般;3= 低碳生活认同高 ) 这一因变量 ( 定序变量 )，本研究采用了定序变量 logit 模型。
1.2.3 因变量与自变量的选取
在定序变量 logit 模型中，将因变量设为“对低碳生活的认同”，即低碳生活认同低、低碳生活认同一般、低碳生活认同高。根据理论支持、文献回顾及单变量似然比检验，将低碳意识、低碳认知、低碳态度、低碳补偿意愿、性别、年龄阶段、月均收入及学历程度等变量拟纳入回归模型，并对因变量与自变量作如下描述(表 2)。
2 结果分析
本研究采用了定序变量 logit 模型对居民的低碳生活认同进行了影响因素的考察，并对“嵌套模型”进行了似然比检验。根据模型选择的简约原则选择了模型 2(表 3)。
从 表 3 中， 可 以 看 出 模 型 2 对 数 据 的 拟 合 程 度 较 好(Log likelihood=-2847.7465，p=0.0000)，自变量中的“低碳意识”、“低碳认知”、“低碳补偿意愿”、“性别”、“学历”呈显著统计学意义(p<0.05)。即在控制其它变量的条件下，居民因“低碳意识”、“低碳认知”、“低碳补偿意愿”、“性别”、“学历”的差异引起了低碳生活认同的显著统计学差异，这说明这些变量对于居民的低碳认同有一定的影响作用。
就居民低碳意识而言，在以低碳意识弱为参照组、控制其它变量的条件下，可以看出，随着居民低碳意识的增强，对低碳生活认同也在不断增高，如与低碳意识弱的居民相比，低碳意识一般的居民对低碳生活的认同增加了 50.38% (=e0.408 -1)，低碳意识强的居民对低碳生 活 的 认 同 增 加 了 68.37%(=e0.521 -1)。随着居民低碳认知的提高，对低碳生活认同也在不断增高，如与低碳认知低的居民相比，低碳认知一般的居民对低碳生活的认同增加了 34.31%(=e0.295 -1)，低碳认知高的居民对低碳生活的认同增加 了 44.77%(=e0.370 -1)。 与 低 碳 补 偿意愿低的居民相比，低碳补偿意愿高的居民对低碳生活的认同增加了 90.60% (=e0.645 -1)，但在本模型中，低碳补 偿意愿一般的居民较之低碳补偿意愿低的居民并没有呈现出不同低碳生活认同的显著性统计学差异。男性居民低碳生活认同的发生风险低于女性居民 16.72% (=1-e -0.183 )。与初等学历的居民相比，高等学历的居民对低碳生活的认同增加了 78.25%(= e0.578- 1)，但在本模型中，中等学历的居民较之初等学历的居民对低碳生活的认同并没有显著性统计学差异。
3 结论与讨论
3.1 基本结论
以上的分析可以看出，居民的低碳意识、低碳认知、低碳补偿意愿、性别、学历等特征的差异导致了居民对低碳生活认同的统计学差异。表现为：相对低碳意识强、低碳认知高、低碳补偿意愿高、女性、高等学历的居民对低碳生活的认同相对更高;低碳意识弱、低碳认知低、低碳补偿意愿低、男性、初等学历的居民对低碳生活的认同相对较低。而居民的低碳态度、年龄、月均收入等变量因素并未对居民的低碳生活认同产生统计学差异。
3.2 讨论
随着居民低碳意识、低碳认知和低碳补偿意愿的增高，低碳生活认同也在不断增高。模型似然比检验验证了低碳意愿、低碳认知和低碳补偿意愿可作为 “外生变量”的假设，即证实了将低碳意识、低碳认知、低碳补偿意愿作为低碳生活认同控制变量的可行性。居民低碳生活认同是居民对于低碳概念不断理解，对低碳生活方式不断认可，对低碳行动不断内化的过程。而低碳认知、低碳意识和低碳补偿意愿恰好对应居民低碳概念理解、低碳生活方式认可和低碳行动内化，因此，提高居民低碳认知、增强居民低碳意识、增高居民补偿意愿的所有举措正是提高居民低碳生活认同过程。
男性居民低碳生活认同的发生风险低于女性居民 16.72%，再一次验证了女性比男性更容易支持环保的结论。Ergas 等(2012) 对 其 有 两 种 解 释， 一 是 基于女权主义理论，认为这是由于妇女的传统角色，如照顾者、生活食品生产者、水和收入的管理者所决定的。二是妇女的地位和环保挂钩，因为对妇女的剥削和剥削的性质是相互联系的过程 [11] 。
高等学历(专科、本科、硕士、博士)相对初等学历(小学及以下)的居民低碳生活认同的发生风险高出 78.25%，中等学历(初中、高中)相对初等学历没有统计学上差异。但依旧说明学历对居民低碳生活认同产生重要的影响，只是受到现代网络社会的影响，对信息的获取和信息的分析影响着居民对低碳生活的认同，而中等学历与初等学历居民受到现代网络社会的影响差别不大，导致中等学历与初等学历低碳生活认同没有统计学上的差异。但由于高等学历和初等学历之间存在巨大的知识获取渠道的不同，即高学历的居民由于自身的低碳知识储备和对未来环境破坏而带来不好影响的预期，更易认同低碳生活。正如吴卫(2010)的观点，相对于其它学历，大学学历者对餐饮方面的低碳行为认同程度最高 [12] 。
低碳生活认同模型中，居民月均收入不对居民低碳生活认同构成统计学上的差异。即收入的不同不会影响居民低碳生活的认同。吴卫(2010)的研究显示，收入越低者对住宿行为认同程度越高，而对餐饮方面的认同较低，中等收入者对游览行为的认同程度高。即收入对低碳行为产生复杂的影响，收入的增加并不直接导致对低碳行为认同的增加或减少。可能的原因是居民基于社会理性选择，因为目前的低碳生活并不能带来眼前的收益，甚至需要付出一定的成本代价，所以居民不愿意为更多的低碳生活而损失自己的利益。因此，收入的不同不对居民低碳生活认同产生统计学上差异。
不同年龄阶段的居民并没有产生低碳生活认同的统计学上的差异，青年人、中年人和老年人在对低碳生活的认同上不存在显著性差异，即年龄阶段的不同不对低碳生活认同产生影响。这一结论与其他学者的观点不大相同，如 TNS (2003)的调查显示，55 ～ 64 岁之间的公众对于新能源和可再生能源具有最高的认知度，而 16 ～ 24 岁之间的年轻人则呈现较低的技术认同，年纪超过 64 岁的公民也较难接受新的技术 [13] 。戴亦欣(2011)发现在可持续发展和低碳概念尚未普及的时候，年龄较大的公众对于低碳技术(例如可再生能源)具有较强的认同程度，而年轻人则呈现较低的认同 [14] 。可能的解释是低碳生活认同和低碳技术认同不相关，即导致对低碳或环保技术的认同并不一定会导致居民对低碳生活的认同。低碳技术具有一定的科技含量，需要相应的知识储备，知识的储备和年龄有关，如此才导致了年龄对低碳技术的统计学差异，却不对居民低碳生活的认同产生影响。
本研究定量分析了低碳意识、低碳认知和低碳补偿意愿对低碳生活认同的影响关系。证实了居民性别、学历会对低碳生活认同产生影响，月均收入和年龄不对居民低碳生活认同产生影响。然而限于数据的获取渠道和自身水平的不足，文中并未将居民家庭背景和社会传播介质等因素纳入回归模型中，还可能忽略了其他重要的影响因素。当然这些不足也为笔者后续研究提供了方向。——论文作者：吴春梅 张伟
参考文献：
[1] 黄滔 . 发展循环经济建设低碳型社会 [J] . 湖南社会科学 ,2010(3):120-122.
[2] 亚历山大 · 温特 . 国际政治的社会理论 [M]. 上海 : 上海人民出版社 ,2000:402-422.
[3] 薛桂波 . 低碳社会的文化动力 [J] . 学术交流 ,2011(4):130-134.
[4] 高湘媛 , 高炜 . 论和谐社会公民身份的伦理向度 [J]. 学术交流 ,2011(1):38-40.
[5]Botvin, G.J., Schlinke, S., eds. Drug Abuse Prevention with Multiethnic Youth [M]. Thousand oaks, CA: Sage Publications, 1995:3-27.
[6]Ponterotto, J.G, Casas , J. M., eds . Handbook of Multicultural Counseling [M]. Thousand oaks, CA, US: Sage Publications, 1995:181-98.
[7]Carla, J., Reginald, J. Racial Identity, African Self-consciousness and Career in Decision Making in African American College Women[J]. Journal of Multicultural C o u n s e li n g a n d D e v e l o pme n t , 1998, 26(1):28-38.
[8] 王毅杰 , 倪云鸽 . 流动农民社会认同现状探析 [J]. 苏州大学学报 ,2005(2):49-53.
[9] 顾智明 . 追寻现代人的澄明之境：生态人生观探析 [J] . 福建论坛：人文社会科学版 ,2004(11):103-106.
[10] 张文彤 , 田晓燕 . 基于广义估计方程的多重应答资料统计分析方法 [J] . 中国卫生统计 ,2004(3):10-12.
