北京市居民能源消费行为研究

基金项目：教育部社会科学基金，项目编号：12YJA630039，项目名称“集群升级导向与企业高管团队胜任特征匹配机制研究”

中图分类号：F407 文献标识码：A

内容摘要：北京市能源消费总量随着经济的发展而逐步增加，本文对北京居民的能源消费行为进行实证研究。希望通过深入研究北京市居民能源消费行为，可以为今后政府加强和改进培养居民节能认知和节能行为的有关工作提供科学依据和政策参考，使节能理念转化为消费主体的自觉行为。

关键词：居民能源 消费行为 实证研究

引言

北京是我国的政治、经济与文化中心，在我国的整体经济发展中起着极其重要的作用，但其能源相对贫乏，能源供应主要从外地调入，能源消费总量94%依靠外部供应，100%的天然气与石油、95%的煤炭、70%的电力、70%的成品油需从河北、山西、内蒙、宁夏、河南等地输入。同时，北京市能源消费总量随着经济的发展而逐步增加，北京市能源消费总量由1999年的3906.6万吨增至2010年的6570.3万吨标准煤，总消费量已经仅次于上海，成为我国大中城市中能源消费第二大城市。因此，能源供需问题尤为突出。

以北京为研究对象，不仅对降低北京能源消费及培养首都居民良好的用能认知及用能行为具有一定的现实意义，更是北京建设国家首都、国际城市、文化名城，宜居城市的迫切要求。《北京市国民经济和社会发展第十二个五年规划纲要》提出北京市万元GDP能耗达到国家要求、万元GDP水耗下降15%。未来五年，要发挥政府示范作用，带动企业和市民各方力量，推行绿色低碳的生活方式和消费方式，加大能源结构调整，实现2015年优质能源占能源消费总量比重达到80%以上。而这必将对北京市产业布局、企业性质及居民生活方式产生深远的影响。

文献回顾与理论假设

（一）研究变量的界定

居民能源消费行为与居民日常生活习惯、社会环境和区域自然条件等背景息息相关。根据对国内外相关文献、访谈和调研情况的整理分析，本文提炼出符合北京市居民能源消费行为及其影响因素，并对各个研究变量进行操作化定义。本文中涉及到的能源指城市居民日常生活中所需的各类能源，主要包括电、煤、燃气、燃油、热（冷）能等。本文对居民能源消费行为界定如下：城市居民对能源的各种使用和消费等行为。

由于能源消费行为与人们生活所处的社会、经济和文化环境密切相关，因此本文在借鉴国外研究的量表上，进行本土化的修正。在文献综述和访谈的基础上，综合行为学和社会学的研究视角，对影响北京市居民能源消费行为的影响因素进行界定，具体各个变量的界定如下：

第一，环境态度。环境态度一直被视为研究环境行为最重要的心理变量，大量研究证实了积极的态度对行为有显著的促进作用。目前的研究主要把环境态度分为一般环境态度和特定环境态度，本文中的环境态度指的是特定的环境态度，即环境行为主体对某种具体的、特定的环境行为（本文中指居民能源消费行为）所存在的一般而稳定的倾向、立场或看法，其定义为居民在日常生活中对能源问题的态度。

第二，主观规范。本文采用学术界广为接受的由Fishbein和Ajzen（1975）提出的主观规范概念：指对行为主体有重要影响作用的人和社会的期望而使行为主体做出特定行为的倾向程度。主观规范是一个压力变量，本文将这个变量列入到心理变量下的一个维度。在主观规范的测量上，本文整合了以往研究中涉及到的、并认为符合我国文化习俗的题项，主要包括家人、亲人及周围人的影响等。

第三，感知到的行为控制。感知到的行为控制就是个体感知到的采取特定行为在其理性控制内的难易程度。这一概念有两层含义：一是感知到的控制能力（人们是否相信他们有执行某种行为的控制能力）；二是感知到的困难程度（执行某种行为是困难的还是简单的）。感知到的行为控制取决于技巧、能力和信息等内在因素和资源、机会以及和他人的合作等外在因素。

第四，能源知识。Frick和Kaiser（2004）在对环境知识和环境行为的关系研究中指出，越是比较抽象的概念与环境行为的相关性越小；越是与行为直接相关的知识（如环境行为知识）与环境行为的关系越为密切。鉴于此，本文把能源知识作为研究变量，将其定义为居民对实施能源消费行为所具备的相关知识和技能。本文选择使用Hsu和Roth（1998）、Sia等人、陈利顺（2009）等对环境行为知识变量的测量方式，即考察评估受试者自己评定其在四类环境行动时自觉拥有的知识与技能。

第五，生活习惯。生活习惯是指居民在实施能源消费行为时表现出来的具体心理。Stern（2000）认为能源消费行为这类环境行为的主体是建立在习惯和惯例基础上的。生活方式和习惯是决定居民能源消费行为的最重要因素，生活方式的改变可以影响居民节能行为的选择，从而形成科学、合理的能源消费模式。鉴于此，本文选取生活习惯作为研究变量。

第六，信息宣传。Sardianou（2005）、Parker（2005）、Linden（2006）等认为通过信息宣传教育改善居民能源使用行为非常重要。Gyberg（2009）对瑞典家庭能源行为研究发现，能源使用知识的短缺是影响家庭能源使用行为改善的重要因素之一，因此增加信息宣传与居民实施节能行为正相关。本文中信息宣传是指促进或者协助居民实施能源消费行为的宣传和教育。

第七，人口统计变量。人口统计变量也是影响个体环境行为的因素，根据总结不同文献，社会人口统计变量对环境行为的影响作用并不稳定。本研究选取的人口变量包括年龄、家庭月收入、受教育程度等。

（二）研究模型的构建

在居民能源消费行为方面的研究中，本文以强调态度行为之间关联的计划行为理论为基础构建理论模型，并根据实地调研和访谈的结果，构建研究模型，如图1所示。

（三）研究假设

理论模型能否成立，需要通过实证检验，因此，本文根据拟研究的问题提出一些假设，以便后续分析能够顺利进行。综合文献研究和访谈的结果，本研究提出如下研究假设：

H1：居民的环境态度与能源消费行为显著正相关；H2：主观规范与居民的能源消费行为显著正相关；H3：感知到的行为控制与居民能源消费行为显著负相关；H4：信息宣传与居民的能源消费行为显著正相关；H5：生活习惯与居民的能源消费行为显著负相关；H6：居民的能源知识与能源消费行为显著正相关；H7：居民的能源知识与居民的环境态度显著正相关；H8：信息宣传与居民的环境态度显著正相关；H9：居民个人特征因素因不同的人口统计变量而有显著差异；H9a：居民的家庭收入与其能源消费行为意向正相关；H9b：居民学历与其能源消费行为显著正相关。

研究设计

（一）问卷设计、发放与回收

为确保问卷的科学有效，课题组内多次进行题项设计的讨论，对问卷进行多次修改，使题目能真实反映出想要研究的内容。正式问卷主要通过在公园、居民区等人口密集地方及专业调研网站向北京市居民共发放问卷400份，回收有效问卷338份，回收率为84.5%。

（二）量表的开发

本文在对变量进行选择和定义的基础上进行量表的开发，测量题项主要是基于已有研究，同时根据北京市居民实际情况进行本土化修正，以期得到更加客观、真实的数据来对模型进行检验。量表开发过程中主要的参考文献和量表工具构成如表1所示。

问卷问题测量均采用李克特5级量表来完成，请被调查者根据自身实际情况进行打分，1至5分别表示对表述非常不同意、比较同意、中立、比较同意和非常同意。

依据问卷设计的要求，问卷篇幅控制在被调查者愿意接受被调查以及能够保证如实填答的范围内，问卷完成时间大约在10分钟左右。

实证分析和结果

依据上文提出的理论模型和研究假设，本文通过AMOS17.0软件设定结构方程模型。

（一）结构方程模型的拟合

结构方程模型拟合过程的本质是通过最大似然估计法结合叠代收敛过程生成一个最为接近样本协方差矩阵或相关系数矩阵的再生矩阵，伴随这一矩阵，AMOS17.0软件运行过程中可生成模型的参数拟合路径图。

尽管该再生矩阵与初始的样本相关系数矩阵仍有一定差距，但其已是经过计算之后得到的最为接近的结果，这种接近程度可以通过一系列的评价指标予以体现，如果评价结果显示接近程度达到了一定的统计显著性，则可以认为所设定的理论模型在统计意义上成立。

（二）结构方程模型的修正

当初始模型的拟合效果不甚理想时，应对其予以修正。本文所研究的各项拟合指数尚可，但从模型参数的显著性检验表（见表2）中可以发现，在显著性水平为 0.05 的情况下，BIEK 、BI家庭收入、BI学历、BI年龄四条路径的 P 值大于 0.05，未达到显著性水平，回归系数都不显著。根据理论与实际分析，首先考虑在本文的结构方程模型中将这四条路径去除以修正模型。但由于进行模型修正时最好一次只考虑一个参数，所以按 P 值由大到小的顺序将其逐次删除重新拟合。

从表2中可以看出，卡方值减小了很多，并且各拟合指数也都得到了改善，但与理想的拟合指数值仍有差距。该模型的各个参数在0.05的水平下都是显著的，并且从实际考虑，各因子的各个路径也是合理存在的。本文进一步考虑通过修正指数对模型修正，修正之后各拟合指标结果如表3所示。

从表3中可以看出，模型进行修正后，原并未通过拟合度检验的指标都有了较大程度的改善。其中，GFI、AGFI、NFI、CFI、IFI、AIC 等几个指标都已达到临界值通过检验。总体来看，评价结果已接近合理，而且从路径系数拟合结果来看，该模型的所有参数在 0.05 的水平下都已达到显著，具体如表4所示。因此，本文所建模型已基本可以确定。

（三）直接效应分析

假设H1：居民的态度与其行为意向正相关。环境态度对行为意向的路径系数为0.193，P值为0，在显著性水平为0.05的情况下，达到显著，即居民的态度对其行为意向有正向影响，因而假设H1通过检验。

假设H2：居民的主观规范与其行为意向正相关。主观规范对行为意向的路径系数为0.494，P值为0，在显著性水平为0.05的情况下，达到显著，即居民的主观规范对其行为意向有正向影响，因而假设H2通过检验。

假设H3：居民感知到的行为控制与其参与行为意向正相关。居民感知到的行为障碍对行为意向的路径系数为正值0.176，P值为0.012，在显著性水平为0.05的情况下，达到显著，即居民感知到的行为障碍对其行为意向有正向影响，因而假设H3通过检验。

假设H4：居民对相关宣传信息的了解程度与其行为意向正相关。信息宣传对行为意向的路径系数为0.221，且P值为0，在显著性水平为0.05的情况下，达到显著，因而假设H4通过检验。

假设H5：居民的生活习惯与行为意向负相关。居民的生活习惯对其行为意向的路径系数为-0.132，P值为0.002，在显著性水平为0.05的情况下，达到显著，即居民的生活习惯对其行为意向有负向影响，因而假设H5通过检验。

假设H6：居民的能源知识与其行为意向正相关。能源知识对行为意向的路径系数为0.141，P值为0.066，在显著性水平为0.05的情况下，未达到显著，因而假设H6未通过检验。

假设H7：居民的能源知识与居民的环境态度显著正相关。居民的能源知识对环境态度的路径系数为0.298，P值为0，在显著性水平为0.05的情况下，达到显著，即居民的能源知识对其环境态度有正向影响，因而假设H7通过检验。

假设H8：信息宣传与居民的环境态度显著正相关。信息宣传对环境态度的路径系数为0.357，P值为0，在显著性水平为0.05的情况下，达到显著，即信息的宣传对居民的环境态度有正向影响，因而假设H8通过检验。

假设H9a：居民的家庭收入与其能源消费行为意向正相关。收入对行为意向的路径系数为0.030，P值为0.629，在显著性水平为0.05的情况下，未能达到显著，因而假设H9a未通过检验。

假设H9b：居民学历与其能源消费行为意向显著正相关。学历对行为意向的路径系数为0.027，P值为0.689，在显著性水平为0.05的情况下，未能达到显著，因而假设H9b未通过检验。

综合以上分析，本文的理论模型可修正为图2。

（四）间接效应分析

信息宣传以居民的环境态度为中介对居民行为意向产生显著的正向间接影响，影响路径为信息宣传—环境态度—行为意向，其影响效应值为0.357*0.193=0.069，这说明当其他条件不变时，信息宣传潜变量每提升1个单位，居民能源消费行为意向潜变量将间接提升0.069个单位。

能源知识以环境态度为中介对居民行为意向产生显著的正向间接影响，影响路径为能源知识——环境态度——行为意向，其影响效应值为0.298*0.193=0.058，这说明当其他条件不变时，能源知识潜变量每提升1个单位，居民能源消费行为意向潜变量将间接提升0.058个单位。

（五）总效应分析

总影响系数为直接影响系数与间接影响系数之和，其绝对值反映了各变量对行为意向的影响程度。从中可知，主观规范对行为意向的影响程度最大，总影响系数为0.494；信息宣传次之，总影响系数为0.290；往下依次为环境态度、感知到的行为控制、生活习惯、能源知识，总影响系数分别为0.193、0.176、-0.132和0.058。

结论和建议

本文运用结构方程模型对假设模型进行验证，最后分析结果显示：

主观规范、信息宣传、环境态度、感知到的行为控制、生活习惯、能源知识六个变量对行为意向的影响显著。其中，主观规范影响程度最大，信息宣传的影响次之，其余几个变量的影响虽不是很大，但却反映出一个突出问题，即长期以来受传统“我国地大物博”等观念的影响，居民的节能意识较弱，对节能行为的关注度不高。

能源知识、收入、学历等变量对行为意向影响不显著。这表明我国居民缺少节能环保方面的知识，不同学历层次的居民没有显著差异，这就需要在学校的教育过程中，不仅要重视科学文化知识，同时也要进行节能环保教育，以提高大家的环境意识。人口统计变量对居民节能行为也没有明显的作用。

基于以上结论，本文提出了以下三个方面的政策建议：加大低碳节能宣传力度，营造崇尚节能，科学用能的良好氛围；重视家庭对居民能源消费行为的作用，培养有益于环境和节能的生活习惯；强化财税激励政策，加大落实力度。

参考文献

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