中國公眾環(huán)境關注度的測量檢驗環(huán)境關心量表的中國版(CNEP)基于CGSS2010數(shù)據(jù)的再分析

中國公眾環(huán)境關注度的測量檢驗環(huán)境關心量表的中國版(CNEP)基于CGSS2010數(shù)據(jù)的再分析

20世紀60年代，“環(huán)境”作為一個社會主題被提出為西方國家的政治議程。其后,許多民意調查和社會科學研究開始關注公眾的環(huán)境關心,即人們“意識到并支持解決涉及生態(tài)環(huán)境的問題的程度或者為解決這類問題而做出貢獻的意愿”(Dunlap&Jones,2002:485)。1978年,鄧拉普和范李爾(Dunlap&VanLiere,1978)正式提出了測量環(huán)境關心的NEP量表(以下簡稱“1978版量表”);2000年,鄧拉普等人(Dunlapetal.,2000)又推出了量表的修訂版(以下簡稱“2000版量表”)。130多年以來,NEP量表已發(fā)展成為全球范圍內最為廣泛使用的環(huán)境關心測量工具(Dunlap,2008;Freudenburg,2008)。2003年,洪大用在中國綜合社會調查(CGSS2003)中引入2000版量表,并基于該調查數(shù)據(jù)對其適用性進行了全面考察(洪大用,2006;肖晨陽、洪大用,2007),指出2000版量表總體上具有可接受的信度和效度水平,但也存在一些突出問題,例如量表的內部一致性不強、預測效度偏低,且部分項目的α系數(shù)、分辨力系數(shù)和因子負載低于可接受的統(tǒng)計標準,量表的單一維度也未得到數(shù)據(jù)的有效支持。為確保中國公眾環(huán)境關心測量的精確性,作者提出了改造2000版量表的初步設想,即選取其中的第1、3、5、7、8、9、10、11、13和15項,建構一個包括10個測量項目的“中國版NEP量表”(以下簡稱“2007版量表”)。初步分析表明,該量表是單一維度的,相較于2000版量表具有更好的信度與效度水平(肖晨陽、洪大用,2007;Xiao&Hong,2010;Xiaoetal.,2013)。但是,對2007版量表進行檢驗的數(shù)據(jù)基礎是有局限的。CGSS2003囿于有限的人力物力,只在全國城鎮(zhèn)地區(qū)實施,并未包括鄉(xiāng)村樣本。同時,由于合作方的困難,2003年的調查在廣東省、吉林省、黑龍江省和湖北省的部分樣本城市未能付諸實施,使得實際完成的樣本較設計樣本少了902人。因此,不僅2000版量表需要經(jīng)過中國農村地區(qū)調查的再檢驗,2007版量表也需要利用更具有代表性的數(shù)據(jù)作進一步的檢驗和分析。CGSS2010覆蓋了城鄉(xiāng),包括了與CGSS2003相同的一些調查項目,為我們進一步的檢驗分析提供了比較理想的數(shù)據(jù)基礎。本文在進一步總結有關NEP量表之研究的基礎上,利用CGSS2010數(shù)據(jù)對2000版量表和2007版量表繼續(xù)進行科學評估,試圖提出可以在中國城鄉(xiāng)居民環(huán)境關心的經(jīng)驗研究中廣泛應用的NEP量表中國版,即CNEP量表。一、環(huán)境關注測量研究迄今為止,NEP量表及其不同版本在全球40多個國家和地區(qū)的數(shù)百項研究中得到過應用(Hawcroft&Milfont,2010)。筆者于2013年12月20日利用美國科學信息研究所科學網(wǎng)(WebofScience)網(wǎng)站的社會科學引文索引(SSCI)檢索,發(fā)現(xiàn)提出1978版量表的論文共被引用689次,提出2000版量表的論文共被引用627次;同日,使用谷歌學術(GoogleScholar)搜索引擎檢索顯示,引用前后兩版量表的研究數(shù)量分別為1874和1897。2這說明了環(huán)境關心測量的重要性以及關于NEP量表研究成果的豐富性、全球性。不過,各種研究的結論并不完全一致,很多研究者基于各自的學科視角或調查發(fā)現(xiàn)指出了NEP量表及其不同版本在應用時存在的種種問題。(一)明確非西方和國家的研究工具:因子分析和信度不高,但有重要的測量行為或者環(huán)境關注拉隆達和杰克遜(Lalonde&Jackson,2002)通過互聯(lián)網(wǎng)實施了一項國際調查,來自23個國家的238名受訪者被要求填答原版量表并對量表項目進行評論,以評估1978版量表的內容效度?；谡{查結果,作者認為,自1978版量表提出后的20、30年里,環(huán)境問題的性質、嚴重程度和波及范圍都發(fā)生了巨大變化,而原版量表大多數(shù)項目的措辭已經(jīng)過時,不能準確測量公眾環(huán)境態(tài)度的新動向。倫德馬克(Lundmark,2007)基于環(huán)境倫理學的視角也指出,2000版量表的理論基礎并不牢靠,從量表的項目陳述很難將生態(tài)中心主義取向和人類中心主義取向區(qū)別開來,在這個意義上說,其所測量的只是一種粗淺的生態(tài)價值觀。1978版量表是一個內部一致性較好的、單一維度的量表(Dunlap&VanLiere,1978)。2000版量表測量了環(huán)境關心五個相互關聯(lián)的面向3(分別是自然平衡、人類中心主義、人類例外主義、生態(tài)環(huán)境危機和增長極限),似乎暗示修訂后的量表具有五個維度。但是,鄧拉普等人基于統(tǒng)計檢驗結果認為,2000版量表仍是具有較優(yōu)內部一致性的單維量表(Dunlapetal.,2000)。NEP量表的單維結構被一些學者接受,在實際運用中也是將量表所有項目得分累加得出一個單獨分數(shù),而不是將量表項目拆分為子量表使用(如Shin,2001;Slimak&Dietz,2006)。但也有研究者認為,無論是1978版還是2000版,量表的單維性都值得懷疑?；诮?jīng)驗調查結果,研究者認為1978版量表存在二維結構(Scott&Willits,1994;Gooch,1995;Bechteletal.,1999)、三維結構(Albrechtetal.,1982;Noe&Snow,1990)、四維結構(Roberts&Bacon,1997;Furman,1998)甚至五維結構(Geller&Lasley,1985),2000版量表也被一些研究證明具有多維結構(Grendstad,1999;Erdogan,2009;Amburgey&Thoman,2012)。雖然有研究發(fā)現(xiàn)了1978版量表的分值與環(huán)保行為之間高度相關(Tarrant&Cordell,1997),但更多研究表明,經(jīng)NEP量表測出的環(huán)境關心水平較高的受訪者中,大多數(shù)卻缺乏參與保護環(huán)境的行為或環(huán)保意愿不強(如Scott&Willits,1994;Corral-Verdugo&Armendariz,2000;Cordanoetal.,2003)。在鄧拉普等人的研究中,1978版和2000版量表分值與個人環(huán)保行為之間的相關系數(shù)分別是0.24(Dunlap&VanLiere,1978)和0.30(Dunlapetal.,2000),可以說只存在低度相關關系。如前所述,目前NEP量表已經(jīng)成為世界范圍內最為廣泛使用的測量公眾環(huán)境關心的工具(Hawcroft&Milfont,2010)。一些研究證明了NEP量表在非西方和非工業(yè)發(fā)達國家同樣具有較好的測量效果(Pierceetal.,1987;Adeola,1996),但是,另外一些研究則對NEP量表在其他國家移植的可能性進行了質疑。例如,古奇(Gooch,1995)在東歐轉型國家拉脫維亞和愛沙尼亞的調查發(fā)現(xiàn),1978版量表的克朗巴哈α信度系數(shù)(Cronbach’sAlpha)分別只有0.35和0.52,顯示量表的信度不高。再如,舒爾茨和澤勒尼(Schultz&Zelezny,1998)的一項跨國比較研究表明,1978版量表的分值與美國、西班牙和墨西哥公眾的環(huán)保行為呈現(xiàn)顯著的正相關關系,但在尼加拉瓜、秘魯?shù)恼{查卻發(fā)現(xiàn)二者并不顯著相關,由此證明量表在一些國家可能失去了預測效度。據(jù)此有學者認為,NEP量表所測量的“新生態(tài)價值觀”(即一般性的環(huán)境關心)可能只適用于北美社會,并不能準確測量其他文化背景、經(jīng)濟發(fā)展水平和意識形態(tài)社會公眾的環(huán)境關心水平(Chatterjee,2008)。2008年,為了紀念NEP量表問世30周年,量表的主要作者鄧拉普發(fā)表了一篇名為《NEP量表:從邊緣到全球普及》的文章,對30年來NEP量表的提出、修訂過程及目前應用情況進行了系統(tǒng)回顧,并圍繞以上幾點爭議問題逐一進行了回應(Dunlap,2008)。其一,針對NEP量表的“過時”問題,鄧拉普承認1978版量表確有不足,但是因為NEP量表測量的是關于人與環(huán)境關系的一般性看法,特別是新修訂的2000版量表為適應環(huán)境問題的變化已調整了量表的項目內容和措辭,從而有效避免了內容效度下降問題(Dunlap,2008)。盡管如此,仍有學者對2000版量表的內容效度存在質疑。其二,針對NEP量表的維度問題,鄧拉普認為,從心態(tài)體系(beliefsystem)的視角來看,公眾的環(huán)境心態(tài)體系會因為其所處的不同文化背景和階層差異而存在不同的組合方式,NEP量表的潛在多維性正是不同群體看待人與環(huán)境關系方式有所不同的真實反映(Dunlap,2008)。心態(tài)體系視角的引入,使得原本關于NEP量表的維度爭論從分散走向了統(tǒng)一。在近期的一項研究中,肖晨陽、鄧拉普和洪大用使用CGSS2003數(shù)據(jù)對中國城市居民環(huán)境關心的本質與社會基礎進行了深入分析,指出與在北美的相關發(fā)現(xiàn)一樣,中國公眾中也存在一個相對連貫的環(huán)境心態(tài)體系(Xiaoetal.,2013)。其三,針對NEP量表不能有效預測環(huán)境行為的問題,鄧拉普指出,態(tài)度與行為之間的落差與不一致源于使用廣義的態(tài)度去預測具體的行為,因此不能奢求NEP量表成為預測具體環(huán)境行為的強力工具,并建議引入其他變量來提高對環(huán)境行為的預測力(Dunlap,2008)。在斯特恩(Sten,2000)的價值—觀念—規(guī)范(Value-Belief-Norm,VBN)模型中,他嘗試將1978版量表部分項整合為影響環(huán)境行為幾種心理性構念中的一種,從而有效提高了對個人環(huán)保行為的預測力。最后,針對NEP量表的推廣應用問題,鄧拉普認為,量表在美國以外地區(qū)和國家的應用雖然效能一般會有所降低,但大多仍在可接受的統(tǒng)計標準內,因此NEP量表具有很強的全球推廣價值(Dunlap,2008)。霍克羅夫特和米爾方特(Hawcroft&Milfont,2010)通過對36個國家139項研究中NEP量表的使用形式進行元分析,發(fā)現(xiàn)不同版本的NEP量表在各國應用的克朗巴哈α系數(shù)平均為0.68(標準誤為0.11),但仍有研究反映量表在一些國家應用時內部一致性較差。從我們所掌握的國外文獻來看,可以說NEP量表在形式上仍存在一定改進空間。盡管很多研究仍然采用了兩版量表之一的全部項目(Albrechtetal.,1982;Geller&Lasley,1985;Noe&Snow,1990;Scott&Willits,1994;Rideoutetal.,2005;Lee,2008),但也有相當一部分研究在使用量表時進行了或多或少的改進,改進方向包括對一些項目進行刪除(Geller&Lasley,1985;Pierceetal.,1987;Noe&Snow,1990;Gooch,1995;Cordanoetal.,2003)、引入一些新的測量項目(LaTrobe&Acott,2000),以及調整部分項目的措辭(如Evansetal.,2007)等。霍克羅夫特和米爾方特的研究發(fā)現(xiàn),已有應用NEP量表的研究中,超過40%的研究只使用了新舊量表中的5至10個項目(Hawcroft&Milfont,2010)。除2000版量表外,鄧拉普本人在其他研究中也曾嘗試提出過NEP量表的精簡版和兒童版。1981年,鄧拉普在與美國大陸集團合作一項以環(huán)境為主題的大型社會調查時,因為合作方縮減量表長度的要求,曾將1978版量表精簡為6項(Dunlap,2008),4精簡版量表被一些研究者發(fā)現(xiàn)仍然具有很高測量精確性并被引用(Pierceetal.,1987;Knight,2008)。2006年,鄧拉普也曾與他人合作提出了一個兒童版NEP量表,該量表只保留了2000版量表中的10個項目,并對一些項目重新進行措辭以適應10-12歲兒童調查對象的特點(Manolietal.,2007)。因此,出于提高測量精確性、切合研究主題、適應調查對象、節(jié)約調查時間等多種需要,對NEP量表進行項目構成、內容措辭等方面的改進應該說是一種合理做法。但是,對如何改造NEP量表的項目構成而又不損害測量工具的精確性,目前還沒有統(tǒng)一結論。有研究者從2000版量表的五個面向中各選擇一正一負陳述的兩個項目,組成一個10項目的精簡版量表,其內部一致性甚至較15項更好(Milfont&Duckitt,2004)。也有學者將1978版和2000版量表重合和相近的8個項目組成一個新量表,并證明該量表具有更好的信度和效度(LaTrobe&Acott,2000;Cordanoetal.,2003)。更為常見的做法是,研究者根據(jù)因子分析的結果,將共同負載在某一因子上的項目挑選出來組成新的量表(Hawcroft&Milfont,2010)。但無論如何,測量工具的明確維度以及良好的信度效度水平,應當成為對NEP量表進行改造的首要參考標準。(二)環(huán)境關注測量工具的應用情況NEP量表引入中國內地的時間較晚。1990年代末,香港學者鐘珊珊和潘智生(Chung&Poon,1999、2001)以及盧永鴻和梁世榮(Lo&Leung,2000)曾將1978版量表譯成中文并運用在廣東省的一些社會調查之中。2003年,洪大用將2000版量表引入中國綜合社會調查之后,越來越多的內地學者開始使用2000版量表來研究中國公眾的環(huán)境關心與行為(羅艷菊等,2009;段紅霞,2009;馮麟茜,2010;王玲、付少平,2011;常跟應等,2011;周志家,2011),但在量表項目的取舍方面卻存在很大分歧:有的采用了全部量表項目,有的只采用了部分項目,有的還引入了新的項目。這種狀況說明國內學者在環(huán)境關心的測量工具方面還沒有達成共識,由此導致經(jīng)驗研究之間的可比性仍然不強,不利于學術對話和知識積累。因此也就有了進一步探討更為科學的環(huán)境關心測量工具的必要性,這也是本文寫作的一個重要背景?；?003年中國綜合社會調查(城市部分)數(shù)據(jù),洪大用(2006)指出,2000版量表的第4項和第14項的分辨力系數(shù)低、內部一致性系數(shù)以及探索性因子分析中對主軸因子負載都低于可接受標準,而刪除這兩項后量表信度水平和內部一致性都會有明顯的改善,因此,洪大用提出在中國應用2000版量表時有必要刪除其第4項和第14項,只保留剩下的13個項目。進一步,在與肖晨陽的合作研究中,作者對2000版量表的維度進行了重點檢驗,發(fā)現(xiàn)CGSS2003數(shù)據(jù)既不能支持量表的5維度假設也不能支持量表的單一維度假設。根據(jù)項目的因子負載情況,作者再次建議可以采用2000版量表中的8個正向措辭的測量項目加上第8和第10項,建構一個包含10個項目的單一維度的“中國版NEP量表”(參見表5,肖晨陽、洪大用,2007)。在洪大用和肖晨陽的研究之后,一些學者也對2000版量表在中國的應用情況進行過類似的評估。吳建平等(2012)基于對278名大學生和11620名城市居民的問卷調查結果,發(fā)現(xiàn)2000版量表在中國應用時具有較好的信度與效度,量表項目明顯對半?yún)^(qū)分為NEP(新環(huán)境范式)和HEP(人類里外范式)兩個維度。劉靜等(Liuetal.,2010)于2008年通過對重慶縉云山國家級自然保護區(qū)112名農民、政府官員、商人和游客的調查發(fā)現(xiàn),2000版量表各測量項目的Ri-t值在0.12-0.36,α值在0.53-0.58之間,量表的內部一致性并不理想。王玲和付少平(2011)在陜北鄉(xiāng)村的調查結果則表明,2000版量表在鄉(xiāng)村地區(qū)的應用情況并不理想,在刪除第1、2、4、6、7、8、9、11、14項后,由其余6個項目(分別是第3、5、10、12、13和15項)構成的農村版NEP量表則具有更好的信度和效度。吳玲瓊(Wu,2012)使用2000版量表在深圳三所小學進行了兩輪調查后,在不改變原意的前提下對直譯成中文的2000版量表的部分項目重新措辭以更適應中國兒童的特點。根據(jù)第三輪針對10-12歲中國小學生的調查結果,量表的α系數(shù)為0.65,刪除Ri-t值較低的1、7、13項,α系數(shù)提高到0.66。以上研究在表明2000版量表在中國具有一定應用價值的同時,也存在一定局限。考慮到這些研究的數(shù)據(jù)基礎大多具有明顯的缺陷,利用更加權威更有代表性的數(shù)據(jù)進行深入檢驗就顯得更有必要。二、調查對象的界定中國綜合社會調查2010年度調查中包含了比較完整的環(huán)境模塊,其中很多內容與2003年度調查完全一致,調查對象包含了城市居民和農村居民。此次調查獲得的數(shù)據(jù)為我們進一步檢驗2007版量表是否是一個具有較好適用性的中國版量表(CNEP)提供了很好基礎。(一)樣本量和數(shù)據(jù)分析中國綜合社會調查(CGSS)第二期(2010-2019)的抽樣設計采用多階分層概率抽樣設計,其調查范圍覆蓋了中國大陸全部31個省級行政單位(不含港澳臺地區(qū)),調查對象為17歲以上的居民,問卷的完成方式以面對面訪談為主。與CGSS2003相比,CGSS2010在鄉(xiāng)村地區(qū)進行樣本的隨機收集,因此研究結論可以進行全國城鄉(xiāng)層次的推廣。在CGSS2010的問卷中,環(huán)境模塊為選答模塊,所有受訪者通過隨機數(shù)均有三分之一的概率回答此模塊,因此也具有全國范圍的代表性。CGSS2010最終的有效樣本量為11785個,應答率為71.32%,其中環(huán)境模塊的樣本量為3716個。CGSS2010調查沿用了CGSS2003問卷中2000版量表(量表項目參見表1)。為確保研究數(shù)據(jù)的可靠性,根據(jù)被訪者對2000版量表的回答情況,我們對樣本進行了篩選。首先,將所有15個項目均回答“不確定/無法選擇”的樣本剔除;其次,對于缺省情況在15項中超過5項的樣本予以刪除。最終,確定進入數(shù)據(jù)分析的有效樣本為3480個。這其中,城市居民所占比例為65.1%,鄉(xiāng)村居民占34.9%;男性和女性的比例分別為47.6%和52.4%;年齡在25歲以下、25-35歲、35-55歲以及55歲以上者所占的比例分別為9.1%、16.0%、44.3%和30.6%;文化程度為小學及以下、初中、高中和高中以上比例分別為32.2%、29.7%、20.8%和17.3%。在數(shù)據(jù)分析中,由于量表中第1、3、5、7、9、11、13、15項是正向問題,所以被訪者回答“非常同意”、“比較同意”、“說不清/不確定”、“不太同意”、“很不同意”,被賦分值依次為5、4、3、2、1;而量表中第2、4、6、8、10、12、14項是負向問題,被訪者回答“非常同意”、“比較同意”、“說不清/不確定”、“不太同意”、“很不同意”,則被依次賦值為1、2、3、4、5分。對于不回答的項目則以該項目的均值進行填補。在CGSS2010中,被訪者對2000版量表的回答情況見表1。我們首先對量表中所有項目的分辨力進行了檢驗(見表1)。分析結果顯示,量表的多數(shù)項目具有可接受的分辨力,適合作為測量項目。但第4項的分辨力系數(shù)相對偏低,只有0.37,說明根據(jù)該項可能難以區(qū)分中國公眾對于“人類例外主義”態(tài)度的不同程度。(二)量表的信效度分析在接下來的分析中,我們將采用一種反向逐步檢驗的策略來檢驗2007版量表作為最佳結構的中國版NEP量表在項目構成與測量精度方面的合理性。即根據(jù)2000版量表在中國應用時初步的維度檢驗結果,在采取刪除量表項目的改造方式下,間接驗證2007版量表是不是中國版NEP量表的最佳保留項目;如果被證實,則進一步將2007版量表的信度與效度進行全面評估,以驗證2007版量表是否具有良好的信度與效度水平。其中,第一步被證偽則表明最佳結構的中國版NEP量表可能存在與2007版量表不同的其他項目構成形式,第二步被證偽則表明還需要采取其他方向的改造(如重新措辭、加入新的測量項等)。只有兩步檢驗都被證實,才能證明2007版量表確實可以作為最佳結構的中國版NEP量表。具體分析技術和步驟如下。第一步,使用驗證性因子分析法(confirmatoryfactoranalysis,簡稱CFA)對2000版量表的維度進行檢驗,以確定量表的最佳項目構成。傳統(tǒng)探索性因子分析方法(exploratoryfactoranalysis,簡稱EFA)在檢驗量表維度時存在很多缺陷:因為完全依賴數(shù)據(jù)分析的結果,缺乏必要的理論指導,其正交預設可能會掩蓋因子之間的真實關系,很容易導致將并不相關的不同因子誤以為不同的維度。相比之下,CFA不僅可以檢驗已有理論維度模型和控制測量項目的誤差相關,還可以檢驗不同維度因子間的相關性。因此,越來越多學者(如Nooneyetal.,2003;Amburgey&Thoman,2012)開始應用CFA方法來研究不同版本NEP量表的維度問題,既可以有效避免EFA分析方法過程中的盲目性,也提高了數(shù)據(jù)結果的可靠性。根據(jù)CFA的結果,我們使用CGSS2010數(shù)據(jù)重新檢驗2000版量表的潛在維度,對影響量表明確維度的項目予以確認,并與2007版量表檢驗結果進行比較。同時,通過對量表維度和各個項目因子負載的檢查,可以檢驗量表的信度。第二步,在第一步檢驗的基礎上,使用相關統(tǒng)計指標對2007版量表的效度進行全面評估,以了解這一改造后的測量工具的精確性是否受影響。第三步,進行必要總結,概括中國版NEP量表并討論進一步研究的方向。三、20環(huán)境關心水平整體較低一個量表是單一維度還是多維度,關乎到我們對該量表分數(shù)意義的理解。舉例來說,如果NEP量表是單維結構,那么項目總和分數(shù)較低則表示受訪者的環(huán)境關心水平整體較低;反之,如果量表是多維結構,那么僅從較低的項目總和分數(shù)將無法判斷受訪者究竟是環(huán)境關心水平整體較低還是只在部分維度得分較低,這種情況下往往需要將每個維度的分數(shù)單獨加權。也正因如此,NEP量表的維度一直是學者們重點研究的問題。接下來,我們將使用CGSS2010數(shù)據(jù)檢驗2000與2007兩版量表的維度。(一)模型假設負載的標準化因子負載結合最新數(shù)據(jù),我們擬沿用肖晨陽和洪大用(2007)文章中的五維模型和單維模型,采用CFA的方法對2000版量表的維度進行檢驗。模型A是用來檢驗2000版量表五維假設的一個高階CFA模型:NEP量表的15個觀測項目每三個為一組分別負載在自然平衡、人類中心主義、人類例外主義、生態(tài)危機和增長極限五個第一階的潛因子上,而量表所測量的環(huán)境關心是第二階的潛性因子,總轄五個一階因子。5模型B是檢驗2000版量表單維假設的CFA模型,相較于模型A,其最大的不同在于撤掉了五個一階因子,將15個觀測項目直接負載于量表所測量的環(huán)境關心上。以上兩個模型控制了2000版量表15個觀測項目可能存在的測量誤差以及測量項目之間的誤差相關,模型A同時控制了五個一階因子的測量誤差。對于模型A和B的統(tǒng)計估計,產生了大量的數(shù)據(jù)結果(見表2)。我們首先關注的是兩個理論假設模型的數(shù)據(jù)擬合情況。從表2來看,在依照模型修正指數(shù)(MI)逐步犧牲了一定的模型自由度后,兩個模型都達到了飽和,各項模型擬合度指標都達到了可接受標準。盡管兩個理論模型的數(shù)據(jù)擬合情況都較好,但就此還無法判斷模型是否達標以及哪個模型更好,需要結合因子負載情況來進一步認定。表2給出了模型估計的標準化因子負載。如前所述,在數(shù)據(jù)分析之前我們已經(jīng)對2000版量表中的7個負向陳述的項目進行反向賦值。所以從理論上來說,無論是一階因子負載還是二階因子負載,其標準化因子負載都不可能大于1或小于0。模型A中,二階因子負載中有三個因子出現(xiàn)了違背統(tǒng)計理論值的情況,自然平衡、人類中心主義對環(huán)境關心的因子負載大于1,這直接導致了模型A的結果被判定為不可用(notadmissible)。同時,人類例外主義以及一階因子負載中NEP9對人類例外主義的因子負載都小于0,這在理論上無法解讀。模型B中,NEP4和NEP14的因子負載都小于0,這也不符合我們的理論假設。撇開這些超出理論值的項目,如果以0.3作為因子負載標準的話,模型A和模型B中還存在很多量表測量項目因子負載過低的情況(例如,NEP6在五維模型和單維模型中因子負載都很低)。綜合來看,盡管模型A和模型B具有較好的模型擬合度,我們依然將驗證五維假設的模型A判定為不達標,而模型B的結果則表明經(jīng)驗數(shù)據(jù)不支持單維假設。至此,2000版量表的五維假設和單維假設在CGSS2003數(shù)據(jù)之外,又一次沒有得到有效支持。CGSS2010數(shù)據(jù)分析表明,2000版量表的15個測量項目既不能以單維結構組合在一起,也沒有沿襲量表提出時所依據(jù)的五個面向形成五個確定的維度。結合CGSS2003的分析結果,我們似乎更有把握地得出結論:2000版量表在中國應用時既不是五維的也不是單維的,其經(jīng)驗維度與既有理論維度存在明顯的不一致。這一結果再次提示我們,在中國應用2000版量表時,不加檢驗地將量表的所有項目加和(假設量表是單維的)或者依據(jù)量表五個理論面向來單獨加和(假設量表是五維的),都可能會降低研究結論的精確性。如前所述,盡管NEP量表的單維結構在一些西方研究中得到證實,但是更多研究則報告了量表的多維特征,這在美國之外不同文化背景、經(jīng)濟發(fā)展階段及意識形態(tài)的其他國家和地區(qū)調查中得到了比較充分的證明(如Bechteletal.,1999;Bechteletal.,2006;Bostrometal.,2006)。從心態(tài)體系的視角來看,不同研究中報告NEP量表存在差異維度結構,其實揭示的是不同樣本群體看待人與環(huán)境關系的方式存在差異(Dunlap,2008)。從單維模型的CFA的結果來看,中國公眾的環(huán)境心態(tài)體系與美國等西方公眾具有相似性。首先,生態(tài)危機和自然平衡所轄共六個項目的因子負載都很高,這說明中國公眾在看待“生態(tài)環(huán)境正在不斷被破壞”和“自然平衡很脆弱”等問題的方式上與其他國家公眾一致;其次,有三分之二的項目(10個)因子負載都達到了可接受的統(tǒng)計標準,表明東西方公眾在看待人與自然環(huán)境關系的方式上正在趨同。這些也間接驗證了2000版量表在中國應用的可能性。但是,CFA結果中存在的一系列問題,也提醒我們應該看到中國公眾在看待人與環(huán)境關系的方式上,目前存在一種特殊的心態(tài)體系。要想觀察和描述這種特殊結構,需要有與之相適應的、更為準確的測量工具。(二)模型估計和單維性檢驗在目前缺乏其他理論指導的情況下,要對2000版量表進行改造只能在五維和單維的結構下進行。從表2五維假設的一階因子負載和單維假設的因子負載來判斷,模型A和模型B中因子負載異常或較低的具有相同的五個項目,分別是NEP2、NEP4、NEP6、NEP12和NEP14,6這一發(fā)現(xiàn)與CGSS2003的結果相同。如果剔除掉這五個項目,2000版量表五維假設中的人類中心主義和人類例外主義因子將分別只剩下一個測量項目,五維假設也就不再成立;而單維假設中,剩下的10個項目正好與2007版量表的全部項目相吻合。這表明,2007版量表的項目結構再次得到了CGSS2010數(shù)據(jù)的有效支持,并且可以作為單一維度的測量工具。需要特別指出的是,2003CGSS和2010CGSS是兩個不同時間段的獨立樣本,因此高度一致的結果強有力地支持了我們對2007版量表的判斷,即這個量表具有符合中國情況的最佳項目構成。在上述模型B的基礎上,我們對肖晨陽和洪大用(2007)提出的2007版量表進行了單一維度的檢驗:即剔除模型B中5個不屬于2007版量表的測量項目,分總樣本、城市樣本和鄉(xiāng)村樣本對其余10個項目關于同一因子(NEP)的負載情況進行估計。模型估計的結果見表3。從表3模型擬合指標來看,模型B1-B3都具有較好擬合度。模型B1和B2的因子負載值都達到可接受的統(tǒng)計標準,說明單一維度的2007版量表是一個不錯的測量工具。使用鄉(xiāng)村樣本估計的模型B3結果表明,2007版量表中有兩個項目的因子負載低于0.3的統(tǒng)計標準,分別是2000版量表中NEP8和NEP10。這說明,2007版量表在中國鄉(xiāng)村應用時的經(jīng)驗維度與理論的單一維度還是存在一定分歧。進一步比較還可以發(fā)現(xiàn),NEP8和NEP10在模型B1和模型B2中的因子負載雖然達到了可接受標準,但較其他項目也存在偏低的情況。那么,有沒有可能是這兩個項目單獨構成一個維度,從而對量表的單維性形成挑戰(zhàn)呢?目前,尚無經(jīng)驗研究表明NEP8和NEP10可以作為2000版量表的一個維度,也缺乏相關的理論依據(jù)。NEP8和NEP10分別屬于“自然平衡”和“生態(tài)危機”兩個面向,而這兩個面向的所有項目都被2007版量表保留了下來,即使假設2007版量表是多維的,在理論上這兩個項目更可能從屬于原來兩個面向形成不同維度。一個可能的解釋是,NEP8和NEP10的措辭方向影響了2007版量表的單維檢驗結果。2007版量表中10個項目都是正向措辭,只有NEP8和NEPl0是負向措辭,不同的措辭方向很可能會導致量表形成兩個維度的“假象”,而這種維度本身并不存在理論意義。為了驗證這一猜想,我們依據(jù)2007版量表各項目的措辭方向建立了“雙維”模型C來重新估計數(shù)據(jù),NEP8和NEP10組成一維,其他項目組成另一維。模型C的數(shù)據(jù)估計結果表明模型C1-C3對三種樣本(總樣本、城市樣本和鄉(xiāng)村樣本)數(shù)據(jù)都能夠較好擬合(P=0.275-0.666,GFI=0.996-1.000,NFI=0.983-0.995)。三個模型中,正向維和負向維的相關系數(shù)在0.43-0.62之間,說明NEP8和NEP10組成的負向維與所有正向項目所組成的正向維高度相關。比較模型C1-C3和模型B1-B3的因子負載值變化,可以發(fā)現(xiàn)在“雙維”模型中,2007版量表的所有正向項目都維持了單維模型中可接受的因子負載,而NEP8(C1:0.527,C2:0.540,C3:0.411)和NEP10(C1:0.623,C2:0.618,C3:0.567)的因子負載都有了很大的提升。特別是模型C3的結果表明,2007版量表的“雙維”模型較單維模型能夠更好地擬合鄉(xiāng)村樣本數(shù)據(jù),至少各項的因子負載都達到可接受的統(tǒng)計標準。需要特別說明的是,“雙維”模型得到數(shù)據(jù)的有效支持,只能證明措辭方向確實會影響2007版量表的單維結構以及為什么反向措辭的NEP8和NEP10因子負載較低,但并不能據(jù)此就認為量表實際上具有兩個維度。這首先是因為缺乏相關理論支持。再者,CGSS2010城市樣本和總樣本的模型檢驗結果同樣非常支持2007版量表的單維假設。從心態(tài)體系視角出發(fā),可能合理的解釋是:鄉(xiāng)村樣本在回答量表時很明顯受到了NEP8和NEP10項目措辭方向的干擾,將這兩項與其他正向項目所測量的環(huán)境關心概念視為存在顯著差異(實際上只是措辭方向的差異),而城市居民樣本和以城市居民為主的總樣本也受到了影響但相對較小。盡管2007版量表在鄉(xiāng)村樣本中的單維假設沒有得到有效支持,但亦未被完全否定。我們依然有理由相信,在統(tǒng)一項目措辭方向之后,2007版量表在鄉(xiāng)村地區(qū)的應用也會形成明確的單一維度。總之,在確保量表明確的單一維度的前提下,2007版量表確實是具有可以應用于中國各種環(huán)境關心測量的最佳項目構成。四、20分步驟檢驗了環(huán)境關心總得分的預測效度2007版量表只保留了2000版量表的15個項目中的10個,那么這種改造會不會降低2000版量表的精確性呢?我們對2007版量表進行信度、內容效度、建構效度與預測效度的分析。首先,以上的CFA檢驗結果很清楚地顯示2007版量表有明確的單一維度,而且量表各項目的因子負載都達標,因此有很好的信度。其次,我們認為CNEP具有良好的內容效度。第一,CNEP基于2000版NEP量表,正如鄧拉普指出,這一版的NEP考慮了1978版NEP內容和措辭上的不足,有效提高了內容效度。第二,CNEP中保留了2000版NEP的三分之二(10個)項目,更重要的是,所有2000版的五個理論面向(facets)都在CNEP中有至少一個項目。這使得CNEP具有良好的概念域(conceptualspace)覆蓋面。這避免了為片面追求量表的內在一致性而過度刪除原版項目,從而導致五個理論面向不能都得到體現(xiàn),危及量表的內容效度。下面,我們使用CGSS2010數(shù)據(jù)對CNEP量表的建構效度與預測效度水平進行詳細分析。在進行效度檢驗之前,我們首先根據(jù)CFA結果的因子負載權重,加權累加了CNEP的10個項目的得分,得出了環(huán)境關心總得分。為了檢驗CNEP量表的建構效度,我們選用了年齡和教育兩個指標。既有國內外研究一致表明,年齡越小的人、受教育水平越高的人其環(huán)境關心水平也相應越高(Jones&Dunlap,1992;洪大用等,2012)。我們利用受訪者的出生年份計算得出年齡變量,并用受教育年限來表示受訪者的教育水平。從表4總樣本的相關分析結果來看,年齡與CNEP呈現(xiàn)顯著的負相關關系,受教育年限與CNEP為顯著的正相關關系,這與既有研究結論相一致。分城鄉(xiāng)樣本的比較結果,進一步證實了2007版量表的建構效度在城鄉(xiāng)地區(qū)都較好。為了檢驗2007版量表的預測效度,我們使用了四個效標,分別為:對中國環(huán)境狀況的認知、環(huán)境危害評價、環(huán)境貢獻意愿和個人環(huán)保行為。其中,“對中國環(huán)境狀況的認知”來自于CGSS2010環(huán)境模塊問卷中的問題——“根據(jù)您自己的判斷,整體上看,您覺得中國面臨的環(huán)境問題是否嚴重?”設計的選項有“非常嚴重”、“比較嚴重”、“既嚴重也不嚴重”、“不太嚴重”和“根本不嚴重”,選擇相應的回答被依次賦值為5、4、3、2、1,缺失值用均值填補。分值越高,表示受訪者認為中國的環(huán)境問題越嚴重?！碍h(huán)境污染危害評價”由問卷中的四個問題構成:1)“您認為汽車尾氣造成的空氣污染對環(huán)境危害程度是?”2)“您認為工業(yè)排放廢氣造成的空氣污染對環(huán)境的危害程度是?”3)“您認為農業(yè)生產中使用的農藥和化肥對環(huán)境的危害程度是?”4)“您認為中國的江、河、湖泊的污染對環(huán)境的危害程度是?”選擇“對環(huán)境極其有害”、“非常有害”、“有些危害”、“不是很有害”和“完全沒有危害”被依次賦值為5、4、3、2、1?！碍h(huán)境貢獻意愿”由三個測量項目組成:1)“您在多大程度上愿意支付更高的價格?”2)“您在多大程度上愿意繳納更高的稅?”3)“您在多大程度上愿意降低生活水平?”選擇“非常愿意”、“比較愿意”、“既非愿意也非不愿意”、“不太愿意”和“非常不愿意”被依次賦值為5、4、3、2、1?！皞€人環(huán)保行為”由三個測量項目組成:1)“您經(jīng)常會特意為了保護環(huán)境而減少居家的油、氣、電等能源或燃料的消耗量嗎?”2)“您經(jīng)常會特意為了環(huán)境保護而節(jié)約用水或對水進行再利用嗎?”3)“您經(jīng)常會特意為了環(huán)境保護而不去購買某些產品嗎?”選擇“總是”、“經(jīng)?！薄ⅰ坝袝r”、“從不”被依次賦值為4、3、2、1。對基于多個測量項目建構的“環(huán)境污染危害評價”、“環(huán)境貢獻意愿”和“個人環(huán)保行為”三個變量進行CFA檢驗的結果表明,各變量測量項目的因子負載范圍為0.537-0.890。根據(jù)CFA結果的因子負載權重,我們分別計算出了以上三個變量的分值。7然后我們分別對以上四個變量以年齡,教育,和CNEP為自變量做基于總樣本(n=3480),城市樣本(n=2264),和鄉(xiāng)村樣本(n=1216)的多元回歸分析。從總樣本分析的結果可以看出,2007版CNEP量表的總分值與“對環(huán)境狀況的認知”、“環(huán)境污染危害評價”、“環(huán)保貢獻意愿”和“環(huán)境保護行為”都有顯著的正回歸系數(shù),標準化系數(shù)分別為0.277、0.238、0.123和0.246,這一結果與相關研究發(fā)現(xiàn)一致。同時需要指出的是,CNEP的標準化系數(shù)比年齡(標準化系數(shù)分別為-0.059,0.028,0.030,0.133)和教育(標準化系數(shù)分別為0.170,0.180,0.081,0.195)的相應系數(shù)都要高,而且在所有四個回歸分析中其系數(shù)都具有統(tǒng)計顯著性。分城鄉(xiāng)樣本的結果也與以上發(fā)現(xiàn)完全一致。這更加有力地證明了2007版量表具有不錯而且穩(wěn)定的預測效度。五、開發(fā)新的測量工具,重視環(huán)境關注基于CGSS2010數(shù)據(jù),本文再次討論了中國公眾環(huán)境關心測量工具的建構問題,并對200