社会人口统计变量对居民生活垃圾源头分类行为意向的影响研究Word文档格式.docx

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与环境行为关系最强的是年龄，教育程度是相对比较重要的变量。

对性别的研究通常认为女性比男性更关注与环境有关的行为。

然而毕业论文开题报告，也有很多学者对社会人口统计变量与居民生活垃圾管理行为显著相关这一说法提出质疑，认为两者的关系并不稳定[3,4,5,6,]。

Neuman（1986）[13]研究指出教育程度、收入等社会人口统计变量与环境行为没有关系。

然而，Olli等人（2001）[14]的研究却发现:

社会人口统计变量中年龄、收入水平与生活垃圾管理行为显著相关，并且年龄大且收入水平低的人更有可能实施生活垃圾管理行为。

VanLiere和Dunlap（1980）[15]的研究结论认为社会人口统计变量对环境行为的影响是非常有限的，如果要研究环境行为，最好是研究具体的某种环境行为，如生活垃圾循环利用或源头分类行为，此时，人口统计变量对这种具体的环境行为的预测能力明显增强。

2.2源头分类行为意向

Fishbein和Ajzen[16]在他们的理性行为理论中对行为意向做了如下定义:

行为意向（Behaviorintention,BI）是指行为趋向的意向,为做出行动之前的思想倾向和行动动机。

Gollwitzer（1990）[17]将行为意向划分为两个阶段，一个是目标意向（Behaviorobjectintention,

BOI），一个是执行意向（Behaviorexecutiveintention,BEI），它的这种做法取得了一定程度的研究支持,但关于该假设的验证性研究较少。

本研究即采用Gollwitzer的做法，将行为意向分为目标意向和执行意向两个维度。

目标意向指的是生活垃圾源头分类的结果意向，如分类收集废旧塑料、分类收集废纸等;

执行意向指的是对为实现生活垃圾源头分类所要付出的一种行为意向，如牺牲自己的时间进行源头分类，付出劳动和精力进行源头分类等。

3研究假设

虽然社会人口统计变量与居民生活垃圾管理行为的关系还没有没有得到统一到结论

毕业论文开题报告，但是它对居民生活垃圾管理行为的影响已经得到了很多学者的关注龙源期刊。

VanLiere和Dunlap（1980）[95]的研究结论认为社会人口统计变量对环境行为的影响是非常有限的，如果要研究环境行为，最好是研究具体的某种环境行为，如生活垃圾循环利用或源头分类行为，此时，社会人口统计变量对这种具体的环境行为的预测能力明显增强。

有些学者认为社会人口统计变量不仅可以反映人们对于生活垃圾管理问题的认知与解决相应问题的能力，它甚至可以在一定程度上预测居民生活垃圾管理行为[1]。

Webster（1975）[2]、Vining&

Ebreo,（1990）[3]、Hopper&

Nielson（1991）[4]、Oskampetal.,（1991）[5]、Lansana（1992）

[7]和Gamba&

Oskamp,（1994）[6]等均证实在生活垃圾循环利用行为中，社会人口统计变量对循环利用行为的显著影响。

鉴于我国城市生活垃圾源头分类行为还没有系统地实施，本研究认为，直接探讨社会人口统计变量与源头分类行为的关系，在行为变量的测量和数据获得上将会存在一定偏颇。

而通过了解居民对生活垃圾源头分类行为的意向，探讨社会人口统计变量与行为意向的关系，将会更好的诠释我国城市居民生活垃圾源头分类行为现阶段的实际情况。

根据以上综述，本研究提出假设关系如下:

H1:

目标意向因社会人口统计变量不同而存在显著差异。

H11:

目标意向因性别不同而存在显著差异。

H12:

目标意向因年龄不同而存在显著差异。

H13:

目标意向因受教育程度不同而存在显著差异。

H14:

目标意向因收入不同而存在显著差异。

H2:

执行意向因社会人口统计变量不同而存在显著差异。

H21:

行意向因性别不同而存在显著差异。

H22:

行意向因年龄不同而存在显著差异。

H23:

执行意向因受教育程度不同而存在显著差异。

H24:

执行意向因收入不同而存在显著差异。

4研究过程

根据文献研究和相关专家、居民的访谈，本研究在对研究变量进行选取的基础上进行问卷的开发。

问卷一共包括二个部分，第一部分为源头分类行为意向毕业论文开题报告，包括6个调研题项，第二部分为社会人口统计变量，包括4个调研题项。

问卷中所有题项的生成主要依据现有的研究成果，同时，结合我国居民生活垃圾管理的实际情况进行本土化修正。

本研究的有效样本共716份。

通过随机抽取大连市不同区域的中小学校和幼儿园，将调研问

卷随机的发放给学生，学生将问卷带回家中，家长将问卷填好后学生将问卷交给老师。

通过这种方法，总共获得有效样本618份;

其余98份有效问卷通过随机抽取大连市物业小区8处，在小区物业的帮助下，由小区居民填写。

本研究运用SPSS统计软件进行数据分析。

4.1行为意向的因子分析

通过对9个初始变量作探索性因子分析，其KMO值为0.874，说明本组数据适合做探索性因子分析[18]龙源期刊。

按照特征根大于1以及方差极大旋转方法提取因子，可提取2个新因子作为这9个初始变量的主因子。

题项Q2.9在两个主因子上的载荷分别为0.397和0.627，均大于0.35，但考虑到这两个值相差的比较大毕业论文开题报告，因此本研究对题项Q2.9予以保留。

提取的2个主因子的累计贡献率为76.942%，即他们可以反映原始9个变量76.942%的信息量。

提取的2个主因子的特征根和贡献率见表1，探索性因子分析的载荷矩阵见表2。

表1因子的特征根和贡献率

Tab.1EigenvalueandCumulativePercentageofFactors

主因子

1

2

特征根

3.912

3.012

贡献率,

43.471

33.471

累积贡献率,

76.942

表2行为意向的探索性因子分析

Tab.2EFAresultsforbehaviorintention

题项代码

Q2.3

0.892

0.221

Q2.1

0.861

0.119

Q2.2

0.850

0.190

Q2.4

0.838

0.278

Q2.5

0.828

0.314

Q2.7

0.132

0.906

Q2.6

0.176

0.898

Q2.8

0.244

0.846

Q2.9

0.397

0.627

注:

提取方法:

主成分分析法;

因子旋转方法:

极大方差旋转法;

旋转次数:

3次

针对探索性因子分析所得结果及提取的主因子反映的原始信息，2个主因子可重新定义为:

因子1为目标意向（BehaviorObjectiveIntention，BOI），含义为:

居民明确知道垃圾该如何进行分类;

因子2为执行意向（BehaviorExecutiveIntention，BEI），含义为:

为实现生活垃圾源头分类所要付出的一种行为意向。

所提取因子及其意义总结如下表3。

表3提取的主因子及其意义

Tab.3FactorsandMeanings

包含的原始题项

意义

因子1

Q2.1,Q2.5（5项）

目标意向（BOI）

因子2

Q2.6,Q2.9（4项）

执行意向（BEI）

4.2社会人口统计变量的差别分析

社会人口统计变量主要包括性别、年龄、教育和收入四个变量。

本研究主要采用独立样本T检验和方差分析来探讨社会人口统计变量在行为意向上的差异。

（1）性别

采用独立样本T检验探讨性别在行为意向上的差异，分析结果详见表4。

通过表中数据可以看出，性别在执行意向、行为意向上存在显著差异。

根据男性和女性在执行意向和行

为意向的均数差异值可知:

女性的执行意向和行为意向比男性强。

表4独立样本T检验结果（分组变量,性别）

Tab.4ResultsofindependentsampleT-test（Groupingvariables-gender）

Levene方差齐性检验

两均数是否相等的t检验

F值

P值

T检验

自由度

（双尾）

均数差异

差值的

标准误

95,置信区间

下限

上限

BOI

假设方差齐

1.965

.161

-.859

626

.391

-.0685

.07979

-.22521

.08815

假设方差不齐

-.823

414.4

.411

.08328

-.23220

.09517

BEI

.018

.892

.008

.049

-.0007

.08168

-.15974

.16107

475.2

.993

.08151

-.15950

.16083

BI

.363

.547

-.637

619

.025

-.0310

.04873

-.12672

.06467

-.631

451.3

.528

.04913

-.12759

.06553

（2）年龄

本研究采用单因素方差分析（One,WayANOVA）探讨年龄在行为意向和行为上的差

异。

方差分析结果见表5。

通过表中数据可以看出，年龄在行为意向和行为上均不存在显著

差异。

表5单因素方差分析结果（因子变量,年龄）

Tab.5ResultsofOneWayANOVAanalysis（Factor,age）

离均差平方和SS

均方MS

组间变异

3.191

4

.798

.791

.531

组内变异

637.758

632

1.009

总变异

640.949

636

6.485

1.621

1.632

.164

627.722

634.207

2.683

.671

1.750

.137

239.121

624

.383

241.805

628

（3）受教育程度

本研究采用单因素方差分析探讨受教育程度在各类主要变量上的差异。

方差分析结果见表6。

通过表中数据可以看出，受教育程度在目标意向上存在显著差异。

经过单因素方差分析中PostHoc检验，结果表明:

居民受教育程度越高其目标意向越强。

表6单因素方差分析结果（因子变量,受教育程度）

Tab.6ResultsofOneWayANOVAanalysis（Factor,education）

9.713

2.428

2.436

.046

593.190

595

.997

602.903

599

4.664

1.166

1.181

.318

587.223

.987

591.887

1.482

.371

.962

.428

225.993

587

.385

227.475

591

（4）收入

本研究采用单因素方差分析探讨收入在各类主要变量上的差异。

方差分析结果见表7。

通过表中数据可以看出，收入在目标意向、执行意向和行为意向上具有显著差异。

居民收入水平越高，其目标意向、执行意向和行为意向越强。

表7单因素方差分析结果（因子变量,收入）

income）Tab.7ResultsofOneWayANOVAanalysis（Factor,

7.222

1.805

1.910

.017

560.458

593

.945

567.680

597

8.059

2.015

2.079

.028

574.595

.969

582.654

3.849

2.743

205.891

.351

209.740

综上分析毕业论文开题报告，本研究提出的假设H13、H14、H21、H23得到验证支持，假设H11、H12、H22和H24没有得到验证支持龙源期刊。

因此假设H1和H2均得到部分验证支持。

5研究结论

通过对社会人口统计变量在目标意向、执行意向和行为意向上的差异分析可以看出:

（1）性别在目标意向上不存在显著差异，在执行意向和行为意向上存在显著差异，这表明在目标意向上，男性和女性是一样的，而在具体的实施意向上，则女性比男性要强，因此女性的行为意向比男性要好。

这个分析结果比较符合我国目前的家庭情况，女性在家庭生活垃圾管理中付出的更多;

（2）年龄在目标意向和执行意向上不存在显著差异，这表明我国各个年龄阶段的居民在行为意向上是没有差别的，这与学者Gamba和Oskamp（1994）[16]以及Mohai和Twight（1987）[19]的研究结论,年龄与行为意向的关系并不十分强烈这一结果比较一致。

但与某些研究结论,年长着更容易实施生活垃圾源头分类行为的想法相违背。

笔者认为可能是由于虽然我国老年居民为了节俭而更愿意实施源头分类行为，但是目前越来越多的年轻人却更加关注环境有关。

（3）收入在目标意向、执行意向上存在显著差异，收入越高的居民目标意向和执行意向越高，这也表明高收入群体居民比低收入群体居民有更强的行为意向，也就更有可能实施源头分类行为。

这与学者ViningandEbreo（1990）[3]、Oskamp等（1991）[5]、GambaandOskamp（1994）[6]和Jacobsetal.（1984）[9]等的研究结论一致。

（4）受教育程度在目标意向和执行意向上均存在显著差异，受教育程度高的居民其行为意向强毕业论文开题报告，这表明所受教育程度高的居民比受教育程度低的居民有更强了行为意向，因此也就更可能实施源头分类行为。

这与学者Webster（1975）[20]、Vining和Ebreo（1990）[3]、Lansana（1992）[7]和Robert（1987）[11]等的研究结论一致。

6研究局限与展望

局限:

由于分析是建立在大样本基础之上的，因此，在运用上存在一定局限。

另外，统计分析中的一些普遍问题，如问卷设计的科学性，调查分析的合理性等问题，都或多或少的给本研究的研究结果带来一定的偏差，因此日后的研究中需要尽量加以避免。

展望:

未来的研究应在本研究的基础上，更为深入的探讨居民生活垃圾源头分类行为形成的机理，比较居民生活垃圾源头分类行为和其他生活垃圾管理行为，如循环利用、再使用和减量化等行为的不同，从而识别出更为本质、更能反应源头分类行为的影响因素。

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