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.docx
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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
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
论文导读:
:
也是生活垃圾减量化、资源化的重要前提。
重点探讨不同居民群体在生活源头分类行为上的差异。
社会人口统计变量。
源头分类行为意向。
论文关键词:
生活垃圾,源头分类行为,社会人口统计变量,行为意向
1引言
生活垃圾源头分类已经被认为是我国生活垃圾管理的一个重要方面,也是生活垃圾减量化、资源化的重要前提。
但从我国实施的情况看却步履维艰,效果也不理想。
如我国曾先后在北京、上海、广州、深圳、杭州、南京、厦门和桂林等8座城市实施了生活垃圾源头分类的试点工作,但没有一座城市把垃圾源头分类持续的运行推广,并植入民心。
总体而言,我国居民生活垃圾的处理仍为原始的混合收集、混合清运、混合处置方式。
究其原因,除居民整体环境意识不高,没有养成源头分类习惯等原因外毕业论文开题报告,不同性别、年龄以及受教育程度的居民,对生活垃圾源头分类的意愿及行为也存在差别。
为了探究其间的不同,本研究以性别、年龄、受教育程度和收入等社会人口统计变量为研究内容,重点探讨不同居民群体在生活源头分类行为上的差异,以期为决策者制定相关政策促进城市居民生活垃圾源头分类提供决策参考。
2相关研究综述
2.1社会人口统计变量
社会人口统计变量是描述一特定族群的特性,
如性别、年龄、受教育程度、收入、职业等。
Stern(2000)[1]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。
社会人口统计变量与居民生活垃圾管理行为的关系并没有得到统一到结论。
在诸多社会人口统计变量中,很多研究指出性别和环境行为有关,女性比男性更环保。
许多学者的研究,如Webster(1975)[2]、Vining和Ebreo(1990)[3]、Hopper和Nielson(1991)[4]、Oskamp等(1991)[5]以及Gamba和Oskamp(1994)[6]等均证实了性别与生活垃圾管理中的循环利用行为显著相关,同时研究也发现参与居民生活垃圾管理行为的女性明显多于男性龙源期刊。
除性别外,很多研究发现,年龄、教育程度、家庭收入、家庭结构、社区类型等因素都和居民生活垃圾管理行为相关。
Vining和Ebreo(1990)[3]和Lansana(1992)[7]指出年龄和生活垃圾循环利用行为显著相关,并且年长者更愿意实施生活垃圾循环利用行为。
然而,Gamba和Oskamp(1994)[6]、Mohai和Twight(1987)[8]的研究却发现年龄和循环利用行为之间为弱负相关。
很多研究发现居民收入与生活垃圾管理行为中的循环利用行为显著相关毕业论文开题报告,并且高收入的居民比低收入居民更有可能参加生活垃圾管理项目、实施生活垃圾管理行为[3,5,6,9]。
受教育程度与居民生活垃圾管理行为的相关性也得到了广泛的证实,并且认为受教育程度可以作为预测居民生活垃圾管理行为的一个变量[2,3,7]。
Weigel(1977)[10]研究发现循环利用项目的参加率与教育和职业有关,受过良好教育、工资水平高以及相对年轻的人,更愿意实施生活垃圾循环利用行为。
对此,Robert[11]也有类似的发现。
Robert曾经对加拿大安达略省南部的Halton地区Aldershot城市居民进行是否愿意实施源头分类和垃圾循环利用等生活垃圾管理行为进行调查。
该地区附近有一处垃圾填埋场,而且在他进行该项研究时,一座新的垃圾填埋场即将在这里兴建。
通过调查研究显示,该地区居民在生活垃圾问题上的意识明显高于那些远离垃圾填埋场的居民,同时此地居民实施生活垃圾管理行为的积极性比其他居民也好很多,参加率高达96,(其他地区的居民参加率仅为60,)。
另外,他还发现,已婚、受过高等教育、收入高的人更有可能参加生活垃圾管理方面的项目,如源头分类、循环利用等。
Dietz等(1998)[12]对社会人口统计变量与环境行为的关系进行了总结:
年龄和受教育程度与环境行为的关系有比较一致的结论,而其他变量如种族,则具有较弱的或者不太一致的关系。
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,
43.471
76.942
表2行为意向的探索性因子分析
Tab.2EFAresultsforbehaviorintention
题项代码
主因子
1
2
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
主因子
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
P值
(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
-.0685
.08328
-.23220
.09517
BEI
假设方差齐
.018
.892
.008
626
.049
-.0007
.08168
-.15974
.16107
假设方差不齐
.008
475.2
.993
-.0007
.08151
-.15950
.16083
BI
假设方差齐
.363
.547
-.637
619
.025
-.0310
.04873
-.12672
.06467
假设方差不齐
-.631
451.3
.528
-.0310
.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
自由度
均方MS
F值
P值
BOI
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
BEI
组间变异
6.485
4
1.621
1.632
.164
组内变异
627.722
632
.993
总变异
634.207
636
BI
组间变异
2.683
4
.671
1.750
.137
组内变异
239.121
624
.383
总变异
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)
离均差平方和SS
自由度
均方MS
F值
P值
BOI
组间变异
9.713
4
2.428
2.436
.046
组内变异
593.190
595
.997
总变异
602.903
599
BEI
组间变异
4.664
4
1.166
1.181
.318
组内变异
587.223
595
.987
总变异
591.887
599
BI
组间变异
1.482
4
.371
.962
.428
组内变异
225.993
587
.385
总变异
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。
经过单因素方差分析中PostHoc检验,结果表明:
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,
离均差平方和SS
自由度
均方MS
F值
P值
BOI
组间变异
7.222
4
1.805
1.910
.017
组内变异
560.458
593
.945
总变异
567.680
597
BEI
组间变异
8.059
4
2.015
2.079
.028
组内变异
574.595
593
.969
总变异
582.654
597
BI
组间变异
3.849
4
.962
2.743
.028
组内变异
205.891
587
.351
总变异
209.740
591
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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