自20世纪60年代以来，经济快速发展使得环境问题在全球范围内更加突出，越来越多的社会科学家开始对环境及其相关问题展开了广泛的研究，其中包括公众对环境问题的感知或认识。这些研究除了调查人们对环境问题严重性的认知和对解决环境问题的支持度外，还试图证明不同社会群体对环境质量的关心是否存在社会、人口、经济特征等方面的差异。根据邓拉普和凡列尔(Dunlap & van Liere，1978)的统计，截至20世纪70年代末，在西方各类学术刊物上发表的有关环境关心(environmental concern)的经验研究论文达到了300多篇；到了本世纪初，关于环境关心研究论文更是超过了1 000篇(Dunlap & Jones，2002)。但是，这些研究结果往往缺乏可比性，其中，一个主要的原因在于，在如何对环境关心这一核心概念进行定义和测量问题上，学界存在着不同意见。例如，环境关心是单一维度还是多重维度的争论，基于这两种极为不同观点进行测量所得到的研究结果必然有所不同。更为重要的是，多数集中在西方发达国家的关于环境关心的研究，是基于其自身国情的数据调查，受到各种条件限制，对发展中国家的调查往往比较缺乏。2003年中国综合社会调查数据可以对环境关心问题进行深入研究。本文试图在既有研究的基础上，结合环境关心的理论定义和调查数据来建构中国公众环境关心测量模型。

一、环境关心的定义

随着环境问题的日益复杂化，人们对环境本身的认识也变得更加复杂。例如，将环境等同于自然环境，或者是野外，或者是自身居住的地方。环境概念定义的复杂化也使得环境关心这一概念的定义变得更加复杂。关于环境关心概念的由来，目前尚未形成一致看法，但是研究者通常把艾斯特(Ester，1981)的认识作为一个起点，即环境态度在相当程度上等同于环境关心。在相关文献中，人们经常看到，环境关心和环境态度这两个概念被交替使用，因此，长期以来环境关心被当作一个比较宽泛的概念来处理。笔者在本文借鉴邓拉普和R.琼斯(Dunlap & Jones，2002)对环境关心的定义，并结合以往研究文献和中国国情，着重讨论环境关心的测量模型。

邓拉普和R.琼斯(同上)指出，测量环境关心有两种取向：第一是政策取向，主要关注公众对于环境问题的看法和态度，其所作的测量主要围绕人们对政策或者环境问题的看法。例如，询问受访者对环境问题严重性的感知、对环境政策的支持度以及对诸多环境友好行为的看法。第二是理论取向，主要运用社会心理学中的态度理论，侧重对“关心”部分的情感、认知、意动等维度进行测量。“关心”的情感表达层面涵盖了从对具体环境问题的态度表达到关于环境世界观的总体看法。“关心”的认知层面则常常被认为是个体对环境问题的本质、形成原因及其解决方法的知识。“关心”的意动表达层面反映的是对影响环境行为的意向或意愿程度。上述两种取向各有侧重点:政策取向强调人口特征和政治态度倾向，例如政党派别等变量对环境关心的影响；理论取向强调人格特征和其他社会心理变量对环境关心的影响。本文主要采取政策取向，但也综合了理论取向。本文建构的环境关心测量模型的4个维度中，1个来自理论取向，3个属于政策取向。

无论是政策取向还是理论取向的环境关心测量都缺乏一致性结果，其原因主要是学者的背景不同，学科对环境关心的定义也不同。例如，班伯格(Bamberg，2003)认为环境关心包括对一些环境问题的感知、知识、态度、情感、价值和行为。埃斯特和范德米尔(Ester & van der Meer，1982)则认为，环境关心就是人们认识到环境问题和愿意支持解决这些问题的程度，并不包括人们的环境行为。邓拉普和R.琼斯(Dunlap & Jones，2002)进一步拓展了这一概念，认为环境关心指的是人们对与环境相关问题的认识，表达他们对解决这些问题的支持，并且个人愿意为这些问题的解决作出贡献的程度。从这一定义出发，笔者认为，环境关心测量应关注环境问题认知、环保政策支持以及环境态度3个部分和4个维度。环境问题认知包括全球环境问题认知和当地环境问题认知；环境保护政策支持可以转换为对经济发展和环境保护的优先选择问题(洪大用，2006)；环境态度则可以被理解为新生态主义范式的环境世界观。

二、环境关心维度的讨论

最早关于环境关心的研究，受统计分析方法的局限，研究者往往把环境关心当作单一维度的指标。由于环境关心的问卷调查往往在研究者所居住的城市或者社区实施，使得研究者把人们对当地环境问题的态度，例如，水污染、空气污染等，作为有效的测量指标。巴特尔和W.弗林(Buttel & Flinn，1976)就认为，对环境问题严重性的感知是环境关心的一个有效测量指标。另外一些研究者如迪尔曼和克里斯滕森(Dillman & Christenson，1972)侧重关注人们对环境政策的支持，所以他们主要测量公众支持环境政策的程度。还有一些研究者将人们的环境友好行为如回收垃圾、节省能源等纳入到对环境关心的测量指标中(Milbrath，1984)。

更多的研究者将环境关心看作是人们的环境价值观。例如，邓拉普和他的同事们(Dunlap & Jones，1978；Dunlap & van Liere，2000)提出环境社会学范式转移，即人们的价值观从人类豁免主义转移到新生态主义，并提出新生态范式量表。人类豁免主义乐观地接受西方主流世界观有关无限增长、人类不会受到自然资源稀缺性和其他生态方式的限制等观念。新生态主义则认为，尽管人类有着包括文化、技术等在内的独特属性，但他们仍然属于地球生态系统中众多物种的一支；人类事务不仅受社会和文化因素的影响，而且也和自然有着复杂的因果和反馈关系；人类生存依赖于有限的生态环境(Dunlap，2002)。在中国，一些研究者也尝试运用新生态范式量表(NEP)测量环境关心，研究表明，NEP量表中有些项目由于中国国情的原因存在着测量信度问题(洪大用，2006)，而且没有完全支持这一量表的单一维度假设(肖晨阳、洪大用，2007)。同样，在国外，越来越多的研究也表明，关于NEP量表确实存在着究竟是从单一维度还是多重维度来考量环境关心的争执(Dunlap et al., 2000)。

随着有关环境态度和行为研究的深入，一些研究者越来越倾向于认为环境关心是多维度的，但在应涉及多少个维度的问题上，研究者仍未达成共识。与此同时，有研究者认为测量方法的不同决定了环境关心有着不同的社会、人口、经济属性。例如，阿库里(Arcury，1990)根据美国肯塔基州的环境数据，运用新生态范式量表对环境态度进行测量，通过主成分分析将环境态度归结为3个维度，即人类对自然平衡的影响、增长的极限和人类控制自然；并且，他认为，年轻的、受教育程度高的男性有着更多的环境关心，家庭收入高的人也有着更多的环境关心。克利伯格等(Klineberg et al., 1998)利用美国得克萨斯州环境调查数据对人们环境关心问题所作的研究则包括以下4个维度：(1)基于新生态范式量表对公众环境世界观的测量；(2)环境友好行为；(3)当地环境污染感知；(4)环境优先和发展优先的权衡。通过社会、人口、经济特征变量如性别、年龄、家庭收入和宗教信仰等所作的回归分析，克利伯格等发现，除了年龄和教育的影响在所有维度都表现出一致性外，其他的社会人口变量在各个维度中表现不一。近来，有学者如马荃特-派特(Marquart-Pyatt，2008)认为，环境关心由总的环境态度和环境友好行为构成，她通过比较不同发展程度国家的环境关心后指出，环境关心测量在发达国家有着高度的一致性，但在中等发达国家则表现出测量结果的不一致。

研究者对环境关心的测量不仅有着不同的看法，而且他们的研究数据多数来之发达国家，缺少发展中国家的数据分析。最近肖晨阳和邓拉普(Xiao & Dunlap，2007)通过对美国和加拿大的数据对比，构建了环境关心的高阶验证性因子分析(CFA)。它包括6个一阶因子，即新生态范式量表(新修改的NEP量表有15个测量项目，但是该文作者取其中六项)、环境友好行为、环境政策支持、经济发展和环境保护的平衡、对全球环境问题感知和环境问题重要性程度。通过6个一阶因子再构建出最终的1个二阶因子，也就是环境关心，而且6个因子相关系数大体一致。肖晨阳和邓拉普(Xiao & Dunlap，2007)认为，通过考察环境关心的人口社会经济属性，这一模型对美国和加拿大的环境关心数据具有建构的有效性，但是其研究也暗示这一模型仅对美国和加拿大公众环境关心测量的适用性。

基于文献回顾可知，对环境关心的理解虽然存在着维度多寡的认识分歧，比如P.C.斯特及其同事(Stern et al., 1999)认为，环境友好行为——包括私人领域和公共领域这两类环境行为——在人口、社会和经济属性方面存在着明显的不同，对是否要列入环境友好行为存在异议。但是，诸多研究还是揭示出关于环境关心的共同特征。首先，尽管学者们对如何测量环境态度存在着分歧，但是他们都强调环境态度是环境关心重要组成部分；其次，无论是基于对定义的理解，还是从人的认知形成视角出发，“关心”的形成或提高都需要特定的诱导条件，即人们认识到环境问题的严重性；最后，环境关心在政府公共政策选择上意味着要平衡环境保护和经济发展之间的关系。因此，结合以往有关环境关心的研究以及对环境关心定义的分析，笔者认为将环境关心建构为4个维度是比较合适的。

三、数据和方法

本文使用的是中国综合社会调查(CGSS)2003年数据，该数据由中国人民大学和香港科技大学共同收集，调查了中国大陆22个省和三个直辖市。问卷分为A和B两个部分。随机样本数为5 980人，有效样本为5 894人(有效率98.6%)。B部分由于一些技术原因没有调查吉林省、广东省以及黑龙江省和湖北省的部分地区，因此问卷B部分的有效样本为5 073人。问卷是入户访问，缺损样本量相对于总样本影响比例只有15%，一些学者认为对分析结果影响不大(洪大用、肖晨阳，2007)。缺失值用均值替代。问卷B部分中男性48.2%，女性51.8%，被访者平均年龄43岁，平均受教育水平高中。

早期环境关心研究运用较多的是解释性因子分析(EFA)，但它没有考虑到量表测量中误差项的相关问题，如NEP量表每一个小项测量误差的相关关系。验证性因子分析(CFA)不仅在模型中考虑到测量的误差及其对误差项的相关关系的控制，而且还可以根据已有经验研究和理论对所分析的数据预先进行模型建构；还可以估计各个潜在变量(因子)协方差和相关系数。因此，本文将运用CFA方法建立对环境关心的测量模型。

四、测量模型

根据上述文献分析以及邓拉普和R.琼斯的环境关心定义，笔者假设环境关心是一个潜在的多维度建构。与C.卡玛(Carman，1998)所构建的关于环境政策支持三维模型不同的是，本文所假设的环境关心构成包括了4个维度或潜在变量，即全球环境问题感知、当地环境问题感知、经济发展和环境保护优先选择和新生态范式(NEP)。这4个维度既是基于对过去研究的综合，也是对邓拉普和R.琼斯环境关心定义的验证。从邓拉普和R.琼斯的定义出发，笔者假设这4个维度之间存在一定的内在关系，即对全球环境和当地环境问题严重性的感知与人们的环境世界观之间有着正相关关系，可能更有利于促使人们形成偏向新生态范式的世界观，期望在公共政策上进行一系列的调整，从而达到环境和发展的平衡。

在确定本研究最终测量模型前，笔者预先进行了一系列的CFA分析。根据J.金和C.W.穆勒(Kim & Mueller，1978)研究，因子负载值小于0.32往往表明项目不是对因子的可靠测量；还有一些学者认为因子负荷低于0.5时应该引起注意。为了保持量表的一致性以及为了与欧美类似研究进行对比，笔者在一系列模型检验中，采取的是当因子负载值小于0.4时不加入最后测量模型。

问卷中有10个小项目是关于对当地环境问题感知测量，但有3项负载因子比较小，因此保留7项：空气污染、水污染、噪声污染、工业垃圾污染、生活垃圾污染、绿地不足和森林植被的破坏。全球环境问题感知包括3个项目：全球变暖、臭氧层破坏和酸雨。

经济发展和环境保护优先问题包括2个项目：对某个地区来说，在发展经济和保护环境面临两难的情况下，您认为下列哪种说法更符合您的想法；假设在某个地区有一个经济效益很好且给当地居民带来很多利益的工厂，但是它所产生的废水污染了下游其他地区的居民，现在政府要关闭这家工厂，如果您作为该工厂所在地的居民，您认为下列哪种态度更接近您的态度。

新生态主义范式(NEP)保留了其中6项，即：人类对于自然的破坏常常导致灾难性的后果；目前人类正在滥用和破坏环境；尽管人类有着特殊的能力，但是仍然受到自然规律的支配；地球就像宇宙飞船，只有很有限的空间和资源；自然界的平衡是很脆弱的，很容易被打乱；如果一切按照目前的样子继续，我们很快将遭受严重的环境灾难。

以上问题的选项和赋值见表 1，并且环境关心越高的项目的赋值越高。

通过对问卷中相关项目的分类综合，本研究建构了如下测量模型(图 1)。从项目1到项目18，是问卷量表中的问题。项目1到项目18分别载入其对应的一阶因子，即本文所说的4个潜在变量，分别标记于椭圆形中，双箭头表明潜在变量之间的相互关联。e1到e18是每一个项目测量误差项，项目对应的回归系数是1。

五、模型分析

从总的模型拟合检验来看(见表 2)，尽管模型的卡方值为1 127.15，自由度为129，P值有显著意义(P值< 0.001)，但是运用卡方值来判断其拟合程度并不是很可靠，更多研究者使用比较拟合指数(CFI)和平均概似平方误根系数(RMSEA)(邱皓政、林碧芳，2008)。根据T.A.布朗(Brown，2006)的研究，RMSEA的值越小于0.05和CFI的值越大于0.95，表明其模型总体上有较好拟合程度。本模型中RMSEA值为0.0049，CFI值为0.957，拟合程度较高。

由表 2可以看出，所有18个项目各自因子负荷(标准化回归系数)显著度都在α=0.05的水平上，标准化回归系数都大于0.4(0.42-0.93)，各自残差范围从0.07到0.81(表 2中没有列出)。4个因子中，全球环境问题感知因子负载最高，3个测量项目的因子负载分别是0.8、0.93和0.81。当地环境问题感知中的项目8和项目9的因子负荷最小，分别是0.43和0.42。因此，整个测量部分的质量良好，各题的适切性比较高。

各个因子之间的相关关系及其统计检验，即本研究假设的环境关心中的4个维度之间关系，及其相关大小和方向一致性的统计结果见表 3、表 4。

表 3显示，经济发展和环境保护与当地环境问题感知的协方差值(p值为0.2)不显著，但其协方差值为负(-0.005)，绝对值最小。其他潜在因子协方差显著性均达到0.001。潜在变量之间的相关系数是协方差除以相应变量的方差平方根。4个潜在变量相关系数见表 4。

由表 4可见，与本模型假设相反，当地环境问题感知与经济发展和环境保护相关系数呈负相关(-0.033)，其绝对值远远小于其他相关系数。综合表 3这一变量统计结果，笔者认为，并不能因此拒绝原假设，即当地环境问题感知与经济发展和环境保护的相关系数不等于零。意味着当地环境问题感知和这个潜在变量有可能是相互独立的。肖晨阳和邓拉普(Xiao & Dunlap，2007)根据美国和加拿大的数据对环境关心进行二阶CFA数据分析中，由于当地环境问题负载值比较小，也没有把当地环境问题感知加入模型中。但是，笔者根据环境关心定义的延展，将这一潜在变量保留在本研究模型中，是因为比较本研究模型和删除两者协方差后的模型，其CFI和RMSEA值仍不变。

当地环境问题的严重性和经济发展与环境保护的相关性很低，甚至不相关，其可能解释有：首先，目前中国环境政策的制定更多是基于自上而下的机制，民众对当地环境问题的认知并不能直接转化为他们对当地环境政策的支持，一般民众缺乏参与环境保护和政策制定的途径。其次，与欧美发达国家相比，本研究涉及的价值观似乎更偏向于物质主义价值观，即更关注经济发展和物质安全，此前洪大用(2005)的研究曾证实这一点。因此，即使当地环境问题很严重，但由于缺乏参与机制以及价值观的影响，他们在支持经济发展还是保护环境优先的选择问题上采取无所谓的态度。

新生态范式和另外3个潜在变量都有较强的相关关系，尤其与全球环境问题感知相关系数较高。因此，它既说明NEP量表是测量环境关心的一个重要工具，也说明新生态范式更能反映公众对全球环境恶化的担忧。

是否要使上述模型更加简洁，笔者以为，关键要考虑二阶模型是否比一阶模型更能拟合本研究数据。二阶模型是由4个一阶因子构成的总的二阶因子——环境关心，4个一阶因子下面都要保留各自的测量项目。本研究最终没有采用二阶模型主要是因为：第一，二阶模型的CFI为0.956，RMSEA为0.04，一阶模型比二阶模型更能拟合数据；第二，当地环境问题感知和别的潜在变量无论在方向上还是在相关性强度方面都存在着不同，为使模型得到简化而忽视各个潜在变量之间的相关关系是不必要的；第三，在单个二阶模型中，各个一阶因子之间的相关系数最好大致相等，而在本研究的一阶模型中，他们之间的相关系数差别都比较大。

六、环境关心和社会、人口、经济特征

在西方学界，有关环境关心的社会、人口、经济特征都得到了较大的关注，但是，由于对环境关心的测量方法和样本选择的不同，相关研究的结果往往缺乏一致的结论。同样，在中国，这一问题也开始逐渐显现出来。比如，有学者运用上海调查数据发现，年龄和环境关心之间有着正相关的关系，男性比女性更关心环境，就业状况、家庭规模几乎和环境关心没有显著相关关系(Shen & Saijo，2008)。但这一结论与西方的相关研究结果(Dunlap & Jones，1992)有很大的不同。又比如，国内学者还曾利用新生态范式量表(NEP)测量环境关心，研究发现，当控制环境知识这一中介变量后，只有教育程度、婚姻状况和环境危害评价对环境关心还有显著影响(洪大用、肖晨阳，2007)。

因此，本研究分别对环境关心的4个因子与社会、经济、人口变量进行结构回归分析，4个潜在变量的残差变异分别用z1到z4表示(见图 2)。

结构回归分析可以被视为路径分析与验证性因素分析的综合。外源测量变量为年龄、居住地、性别、收入、职业类别、教育程度和就业状况，相互关系用双向箭头表示。社会、经济、人口有关变量选项及赋值见表 5。

表 6为结构回归分析结果。由表 6可知。虽然，社会、人口、经济变量对4个因子系数的影响不尽相同，但总体说来，他们对4个因子的方差解释都不超过35%，与国外许多类似研究结果(Marquart-Pyatt，2008)相一致。在4个因子中，社会、人口、经济变量对全球环境问题感知的解释度最高(36.1%)，经济发展和环境保护因子解释度最低(3.5%)。尽管此模型拟合指数比起环境关心模型要逊色一些，但模型参数增加较多，模型拟合度仍在可接受的范围之内。

由表 6还可以看出，年龄对经济发展和环境保护、全球环境问题感知、新生态范式有着显著的影响，年龄越大越倾向于保护环境、有新生态主义范式的世界观，但是与全球环境问题感知关系是负向的。这一发现与西方国家类似研究结果不同，如邓拉普和凡列尔(Dunlap & van Liere，1978)的研究表明年轻人比年老人有更多的环境关心，豪威尔和拉斯卡(Howell & Laska，1992)研究结果也继续支持这一结论。

居住地类型除了对新生态范式没有显著影响外，对其他的环境关心因子都有显著相关关系，即居住在大城市的人比在省会城市和地级市的人有更多的全球和当地环境问题感知。但是，居住在地级市的人比居住在省会城市或直辖市的人更倾向于优先保护环境，一个可能的解释是，生活在中小城市的人直接体会到更多的环境污染。譬如，由国家环保总局发布的2003年到2008年中国排名前十的污染城市中没有一个是省会城市和直辖市。

性别除了对经济发展和环境保护因子没有明显差异外，对别的因子都有显著关系。中国男性比女性有更多的环境关心，与Shen和Saijo (2008)根据上海调查数据得出的结论类似，与此前洪大用、肖晨阳(2007)使用NEP量表的测量结果也是一致的，但是与西方社会多数环境关心的研究发现相反，西方研究证明女性比男性有着更多的环境关心(McStay & Dunlap 1983；Mohai，1992；Hunter et al., 2004)。

收入、职业类型、就业状况及教育程度等外源变量与各因子间的关系如下：(1)收入只对全球环境问题感知有显著正相关，与其他因子没有显著关系，与国内有关研究相同(洪大用、肖晨阳，2007)；(2)职业类型只对全球环境问题感知有显著正相关，对其他因子基本没有影响；(3)就业状况影响大致与职业类型相同，但负相关还难以解释；(4)教育程度除了对当地环境问题感知没有显著影响外，对其他因子均有显著影响，相比其他变量来说，教育对环境关心中各个因子的影响都是最大的，教育程度越高越支持环境保护，对全球环境问题了解越多，就越持有新生态范式价值观，与国内多项研究结果相一致。

七、总结

本文利用2003年中国综合社会调查数据，结合环境关心的理论定义，建构测量中国公众环境关心模型。笔者从邓拉普和R.琼斯关于环境关心的定义出发，假设环境关心可以由四个潜在变量组成一阶测量模型，每个潜在变量都包括了数个测量项及其测量误差。通过对数据进行验证性因子分析，本研究不仅有效避免了传统分析中没有考虑到的问题，而且还初步验证了本研究测量模型。由此得出初步结论：环境关心是一种复杂组合，包括了对当地和全球环境问题认知、对环境保护和经济发展取舍以及对新生态主义范式世界观的认同。虽然以往也有研究者意识到当地环境问题感知的重要性，但是并没有将它纳入模型中(Xiao & Dunlap，2007)。

本研究也发现，依据理论定义推演出的环境关心各因子的相关性并非趋于同一个方向，而且彼此相关强度也不一致，这与预设有所不同。从理论上说，对于当地环境问题认知应该促进环境关心，但是数据表明两者之间的关系是复杂的。全球环境问题认知与环境关心密切相关，或许，环境关心的形成和增长正如社会建构论者所分析的那样，有着更为复杂的社会机制和过程，并受整体的社会经济发展阶段影响。本研究对环境关心各因子间关系的发现，再次为环境关心不是一个有着内在一致性的态度体系(Klineberg et al., 1998)提供了相关支持。

社会、人口、经济变量对环境关心各相关因子的影响也是多样而复杂的。本研究的一些发现与已有研究结论类似或相同。另一些发现则相反，特别是年龄、性别与环境关心的关系，与西方的一些研究结论明显相左。这说明性别、年龄自身可能不是直接影响环境关心的变量；或者说，在不同社会中，由于文化、历史与发展阶段的不同，型塑了不同性别、年龄角色，由此影响着它们与环境关心的关系。在社会、人口、经济的各种相关变量中，教育程度对环境关心各个因子的影响力最强，这与很多发现是一致的，说明提高公民教育水平对于促进环境保护有着重要意义。

尽管如此，本文的理论分析仍有待于进一步深化；本文所使用的CGSS2003数据也存在着某些局限，该项调查没有在农村实施，缺失农村居民相关数据，影响了城乡比较和测量模型本身的普适性。此外，本研究数据中没有嵌入各地区的经济社会发展水平、环境状况以及环境保护工作等信息，对深入分析也有制约。