[公众对环境治理主体选择偏好的代际差异] 代际偏好 当当

　　摘 要：根据政治社会化理论，社会化过程对公民意识和公民参与具有塑造和影响的作用，同时对于政治文化具有维持与变革的功能。利用北京大学中国国情研究中心的两个全国抽样调查数据，通过考察公众对环境治理主体的选择偏好来验证这一假设。统计分析揭示：代际差异是影响公众对环境治理主体选择偏好最关键的因素。通过对比两年度数据研究其解释机制发现：环境意识借由社会化过程，逐渐从个体意识汇集成一种群体意识，进而内化为一种偏好，影响着主体的环境参与；而这个社会化的过程在一定程度上实现了环境公众参与制度目标的同时，也影响着初始自上而下的制度状态向着自下而上方向的转变。
　　关键词：环境治理主体；选择偏好；代际差异
　　中图分类号：F124.5文献标识码：A文章编号：1671.0169(2012)01.0060.07
　　一、问题的提出
　　面对环境问题，人类需要的是系统的视角与多维的合作，其中公众参与被认为是行之有效的环境治理机制。而建立环境公众参与制度的目标就是要培育公众的参与主体意识，从而促进公众在环境治理中主体作用的发挥。
　　与西方国家自下而上的环境治理模式不同，中国的环境保护工作由是一种由政府积极制定、推行政策，组织教育群众的自上而下的管理模式。从经济起飞的一开始，中国政府就提出了环境保护与经济建设协调发展的基本国策。1992年中国政府提出可持续发展战略，其后通过《中国21世纪议程》首次对公众参与做出规划。在获得这个政治保障后[1]，社会实践领域的环境公众参与才逐步发展起来。可以说，中国的环境公众参与制度从一开始就具有政府主导的特殊性。
　　本文提出的问题是：经过20多年的发展，中国的环境保护制度在培育公众的参与主体意识方面成效如何？具体而言：（1）在多年的政府引导下，中国公众是否已经具备了环境参与的主体意识？（2）中国环境领域的社会化过程有什么特殊性？（3）这种特殊性又对公众的环境参与主体意识产生了怎样的影响？ 为了探讨以上问题，本文将利用跨度十年的两次全国大规模抽样调查数据，并结合相关的文献资料，运用量化分析和比较分析的方法，以“公众对环境治理主体的选择偏好”为切入点进行分析。之所以选择这个切入点，是因为“公众对环境治理主体的选择偏好”体现了公众环境参与的主体意识，同时也从侧面反映了政府主导公众参与制度的绩效。通过考察这一偏好的影响因素，一方面可以获得对环境参与主体意识普遍意义上的认知，另一方面也为评价制度绩效及其转变方向提供依据。
　　二、研究设计及变量描述
　　（一）研究假设
　　政治社会化的过程是政治系统传播政治文化、公民个体学习政治文化的互动过程。中国的环境保护制度诞生于政府主导的模式并历经20多年发展，这个过程本身就是政治系统传播其理念，公民个体学习并接受的政治社会化过程。
　　从政治社会化的外部条件来看，家庭、学校、同龄群体、工作单位以及大众媒介是政治社会化的介质[2]（P506-601）。在中国政府主导的公众环境参与制度中，宣传教育是实现社会动员的最主要方式。时任国家环境保护局局长的曲格平曾于1988年指出：“我们重视环境宣传工作，这是由我们的国情所决定的。我国的环境保护工作历史短，各级干部和广大群众对这项事业还缺乏认识；我国的文化和科学技术水平又比较落后，使各行各业和广大群众自发地增长环境意识、提高环境道德还有困难”[3]。在这样的思想指导下，中国的环境教育开始进入高校专业教育和广大中小学普及教育领域，并迅速具有了广泛的群众性。这就意味着，学校教育是中国公民环境政治社会化最主要的介质。
　　
　　从政治社会化的生命历程理论考察，青少年时期的社会化过程是公民习得政治文化、形成特定政治态度和倾向的最关键时期[4]（P16）。这就意味着，集中接受了政府环境教育的公民，尤其是当青少年时期正好处在中国政府开始实施环境教育政策的特殊阶段的公民，其环境参与主体意识会明显高于其他年代的公民。
　　基于以上分析，本文提出核心研究假设：公众对环境治理主体的选择偏好将存在显著的代际差异。为验证这一核心假设，估计出生年代对这一选择偏好的净影响，还要纳入一系列控制变量。从环境意识理论考察，作为一种环境意识，“公众对环境治理主体的选择偏好”会受到社会经济因素、环境感知和环境污染经历的影响。而从治理理论考察，公众参与基层环境事务的逻辑起点是对政府机制和市场机制缺陷的弥补，公众对本地政府绩效评价的高低影响着公众是否参与基层环境事务，即是否愿意从管理对象变成治理主体。综合以上两点，本研究的控制变量就包括：社会经济基础变量、环境污染感知变量、环境污染经历变量以及政府绩效评价变量。
　　（二）变量描述
　　1.因变量：公众对环境治理主体的选择偏好。首先来描述公众对环境治理主体的选择状况。数据显示，有61.30%的受访者选择地方政府是最主要的环境治理主体。可以看到，我国公众环境意识仍然具有很强的“政府依赖性”特征。认为公众应该承担治理责任的公民比例为17.09%。接下来依次为内资企业、中央政府、外资企业和合资企业。仅有1.70%的公众认为社会团体应该负主要的治理本地环境污染的责任。这一比例说明绝大部分中国公众对ENGOS还很陌生，对其在环境治理中所应发挥的作用不甚了解（如表1所示）。
　　本文认为，在一个相对独立的基层环境系统中，地方政府、企业和公众是最主要的三个参与主体，公众对这三方主体的偏好将是本文所要解释的因变量。之所以忽略中央政府和社会团体，主要是从两方面考虑：一是从研究的问题和中国的环境管理体制来看，中央政府是基层环境治理的制度提供者，而不是具体环境治理的参与主体；二是从统计分析的有效性考虑，选择社会团体的受访者比例太低，将其纳入回归分析模型将导致分析结果偏差。另外，研究合并了两类企业，并且直接删除了因变量上无回答的个案。最终本研究的样本是2 161个明确表示了选择态度的受访者，样本分布如图1所示。
　　2.自变量：出生年代。按照社会化理论，影响社会化变迁的因素一般包括“变化的成年经历，如失业、婚变；重大的特殊事件，如经济大萧条；长期的社会变迁，如社会转型；领导层的变革；社会化介体的瓦解或变迁”[5]（P174）。本研究认为，人们在环境参与意识上的代际差异实际上体现了社会化的变迁。因此我们在划分出生年代时，考虑了社会转型、社会结构以及特殊事件的影响，将人群分为四个出生年代：1949年及以前出生（建国前出生）、1950—1965年出生、1966—1979年出生、1980年及以后出生。自变量为分类变量，在纳入模型时转化为虚拟变量。
　　
　　3.控制变量。（1）社会经济基础变量描述。控制变量中纳入的社会经济基础变量包括了性别、受教育程度、家庭人均收入和行业类型。这四个变量均为分类变量，在纳入模型时分别转化为虚拟变量（如表2所示）。
　　（2）环境污染感知变量描述。一些学者的研究表明，公众环境参与的动力机制有三种，污染驱动型、世界观模式和后物质主义模式[6]（P57-59）。假定公众是否选择自身直接参与环境治理是与其实际感受到的污染严重程度相关的，于是本研究选取了公众对对本地环境问题严重程度的感知作为控制变量之一。这是一个0~10分的连续变量，分数越高代表认为环境问题越严重。数据结果显示，公众打分的平均分为5.77分②，总体来看还是倾向于认为本地的环境问题比较严重③（如表3所示）。
　　3.环境污染经历变量描述。根据认知心理学的相关理论，人们在认识和评价事物时存在着“近因效应”，因此本文将公众最近一年是否经历过环境污染作为控制变量纳入研究。数据结果显示，有32.35%的受访者在过去一年中经历过环境污染事件④。
　　4.政府绩效评价变量描述。由于基层环境治理既具有区域分隔性，又具有系统相依性，因此社区层面和县/市层面都被考虑在内。本研究选取公众对本市/县政府工作的评价和对本村/居委会/社区工作的评价两个变量，共同反应公众对本地政府绩效的评价状况。这两组变量的可靠性检验以及因子分析显示，其信度系数α =0.62，因子负载率是0.707 1，证明这两个变量之间具有显著的相关性并处于同一个维度。所以对上述两个变量进行加总，建立当前公众对于本地政府绩效评价的综合指标。加总后该变量是一个取值范围为0-20的连续变量，样本均值为14.14⑤。
　　（三）数据来源
　　本文有两个主要数据来源，一个来自北京大学中国国情研究中心2008 年组织实施的“公民文化与和谐社会调查”的环境问题部分。该调查在全国范围的25个省、市、自治区的73个县级单位进行,调查对象为18岁以上的中国公民,共完成有效样本3 989个。为了满足覆盖流动人口的需要，该调查采用“GIS/GPS辅助的区域抽样”方法，按照分层、多阶段、概率与规模成比例（PPS）的方式抽取概率样本。
　　为比较中国公众环境意识的变化，分析政府主导的公众环境参与制度的绩效，本文还使用了由国家环保总局和教育部立项，委托北京大学中国国情研究中心于1998—1999年设计实施的“全国公众环境意识调查”的有关数据。该调查在全国共抽出139个县级样本单位，成功完成9 202户访问。值得一提的是，这项调查设计了针对青少年的问卷。最后合格的成人样本数是9 919，合格的少年样本数是2 682。
　　
　　（四）分析方法和模型
　　国内外学者对中国公众的环境意识已有一定的研究，然而基于大样本社会调查的定量研究仍然不多见。本文选取了定量研究方法，不仅克服了规范分析和定性研究在代表性和客观性上的两难处境，还可以通过统计控制，有效地检验自变量对因变量的净效应。同时，本文还采用了同期群研究的方法，纵向比较跨度十年的两个全国规模的调查数据，从方法论来看更具有因果分析的科学性和规范性。
　　根据2008年的调查数据结构特征，本文选择了多分类的逻辑斯蒂回归（Multinomial Logistic Regression）模型来建立公众对环境治理主体选择偏好的影响因素模型多元回归模型：
　　y=logit p(yit=1，2，3)=b0+bx+bixi+bjxj+bkxk+bmxm
　　y因变量：公众对环境治理主体的选择偏好；
　　x自变量：出生年代；
　　xi控制变量组1：社会经济基础变量；
　　xj控制变量组2：环境污染感知变量；
　　xk控制变量组3：环境污染经历变量；
　　xm控制变量组4：政府绩效评价变量。
　　三、公众对环境治理主体选择偏好的
　　代际差异描述在构建上述模型的基础上，本文采用Stata 10.0软件对公众环境治理主体选择偏好及其影响因素进行回归分析，结果如表4所示。
　　回归分析结果显示，在控制了社会经济基础、环境污染感知、环境污染经历和政府绩效评价四类变量的基础上，出生年代对公众的环境治理主体选择偏好存在着显著的影响。标准化的回归系数⑦可以用来说明各解释变量对于因变量的相对作用大小。通过对其考察进一步发现：代际差异是影响公众对区域环境治理主体偏好的相对作用最大的因素。换言之，在诸多影响公众对环境治理主体选择偏好的因素中，出生年代是影响作用最大的因素。
　　纵向观察选择偏好的代际差异，如表4所示：不同年代出生的公民在选择“政府”还是“公众”时，呈现出逐级递增的显著性差异。研究发现，随着年龄的增加，公众选择“本地政府”的发生比远高于选择“公众”的发生比，而其标准化回归系数也在逐步增加。而1980年及以后出生的人选择“公众”的发生比则是选择“本地政府”的2.505倍，并在P 　　这一比较结果说明，青少年时期的环境教育，实际上是公众环境意识社会化的实现途径。中小学校作为社会化介体，在环境意识社会化过程中起到了举足轻重的作用。同时，公众环境意识社会化的结果之一，是有助于培育公民的环境参与主体意识，即对“公众”作为环境治理主体的偏好。
　　（二）基于两年度数据比较的微观解释
　　1.1980年以后出生人群的环境治理主体选择偏好。正如前文讨论过的那样，环境公众参与制度的目标之一即是培育公众的参与主体意识。本文认为，相较于“企业”和“本地政府”，具有“公众”治理主体偏好的人群，其环境参与主体意识也相对较高。而这类人群将成为中国环境公众参与制度模式变迁的推动力量。研究发现，1980年以后出生的一代人正是具有这样特征的人群。有近四分之一的“80后”人群偏好“公众”这一环境治理主体，高于全体人群近7个百分点。也就是说，他们具有最强的参与倾向。
　　为考察这个特殊人群的环境意识特征，需要借助政治社会化理论。“个人的行为举止通常都被分析为历史的与同时代的影响共同起作用的结果。研究政治社会化的意图是探讨历史对成年人政治态度和行为举止的影响。”[9]（P2-3）这就给了一个考察视角，即追溯到这代人的少年时代，即社会化的关键时期。为此，本研究用1998年“全国公众环境意识调查”的数据做比较分析，并在此基础上解释环境意识社会化的过程及其对制度模式变迁的影响。
　　2.1998年“全国公众环境意识调查”少年部分数据描述。1998年的调查数据结果显示，少年（10~15岁）的环保意识水平明显高于成人。具体体现在如下三个方面：（1）少年的环保意识在对环保的重视程度、自然观、环保行为等各方面高于成人近10个百分点。（2）少年的环境参与主体意识高于成人近20个百分点。（3）少年环保知识主要来源于学校课堂，学校课堂是少年环保知识最主要的、第一位的来源途径，说明中小学教育对提高少年环保意识具有十分重要的意义。
　　3.少年的环境意识社会化与环境参与的主体意识。对比2008年和1998年两项调查的相关数据发现，1998年调查中的少年（当时为10~15岁）恰是2008年调查中的“1980年及以后出生”人群。可以看到，少年时代高水平的环境意识对成年后的环境治理主体偏好具有塑造作用。少年作为接受环境宣传教育最为集中和系统的群体，其环境参与主体意识的高低集中体现了政府主导的环境参与制度的成效。这是因为学校教育作为少年社会化的主要机制之一，对于少年环境意识的养成，以及这种个体层面的环境意识群体化并成为一代人所共有的价值理念具有关键的作用。两年数据比较为研究提供了最为直接的论据支持，对前文的两个观点进行了进一步的印证和解释：（1）中小学校作为社会化介体，在公众环境意识社会化过程中起到了举足轻重的作用；（2）公众环境意识社会化的结果之一，是有助于形成集中的环境参与倾向。
　　同时又可以得到进一步的启示：虽然是政府主导了自上而下的环境参与模式，可却通过环境意识的社会化过程，使得这个制度在1980年后出生的一代那里被内化为一种特定的环境治理主体偏好，而这种偏好正体现了一种积极参与的倾向。于是，在基层民众中产生了自下而上的社区环境参与的动力机制。因此可以说，环境意识借由“80后”这个新生代的社会化过程，逐渐从个体意识汇集成为一种群体意识，进而影响了初始自上而下制度状态向着自下而上方向的转变。而这个转变过程本身，即是制度目标——培育参与主体意识、鼓励公众参与环境治理——在一定程度上的实现，从而体现出正向的制度绩效。
　　五、讨 论
　　通过比较相隔十年的数据，本研究最主要的发现是：十年前的少年群体具有显著高于成人群体的环境意识；十年后的这些少年已经成长为本研究中的“1980年及以后出生”群体，其环境参与主体意识高于其他年代出生人群。其原因可以通过环境意识的社会化来进行解释，即环境意识借由“80后”这个新生代的社会化过程，逐渐从个体意识汇集成为一种群体意识，进而内化为一种偏好，影响着他们的环境参与主体意识。
　　从狭义角度审视青少年环境意识的社会化，可以发现，社会变迁以及特殊事件成为社会化最重要的影响因素。中国的环境保护问题，是随着现代化和市场化进程逐渐凸显出来的，体现了社会转型问题的特征。而社会变迁对于社会化的影响是显著的，它会中断已有的社会化进程，其具体的表现就是显著的代际差异。而特殊事件的影响机制也类似。可以看到，在政府主导的环境参与制度下，环境教育在中小学校的普及成为1980年以后出生的这代人所共同经历的特殊事件。这一代人所共同经历的特殊事件对于环境意识从个人意识凝聚为群体意识起到了至关重要的作用。
　　从个人与系统互动的角度考察，在政府主导的环境公众参与模式下成长起来的一代，经过政府的环境教育，在其自身的社会过程中，也将环境参与理念逐渐内化为一种在群体间更具一致性的特征。在这个过程中，既可以看到社会化所具有的文化传送功能，又可以看到其社会引导和变革功能。
　　再从代际互动的角度考察环境意识的社会化，可以发现青少年在扮演社会化主体角色的同时，也扮演着社会化介体的角色。
　　当依据制度绩效的视角考察这种参与主体意识时，发现这个社会化的过程在一定程度上实现了制度目标：培育公众环境参与主体意识，促进环境治理主体多元化变迁。在体现了正向度的制度绩效的同时，也影响着初始自上而下制度状态向着自下而上方向的转变。
　　正是基于以上结论，可以预期，环境公众参与领域将生长出一股稳健增长的力量，推动着区域环境治理单极模式的变迁和自上而下参与制度的逆向发展。而这股力量将成为一种社会内在的制约经济盲目发展的因素，推动中国环保事业的进步。
　　（本文在写作过程中得到了北京大学中国国情研究中心主任沈明明教授、副主任严洁副教授以及北京大学马克思主义学院郇庆治教授的帮助，对以上机构和老师深表感谢！）
　　参考文献：
　　［１］ 潘岳.环境保护与公众参与 ——在科学发展观世界环境名人报告会上的演讲[EB/OL].http://www.mep.省略/gkml/hbb/qt/200910/t20091030_180620.htm,2004.06.01.
　　[2] Moschis,G.P.,G.A.Churchill.Consumer socialization: A theoretical and empirical analysis[J]. Journal of Marketing Research,1978,(15).
　　[3] 国家环境保护局办公室.环境保护文件选编（1973—1987）[M].北京：中国环境科学出版社，1988.
　　[4] Weissberg，R.Political Learning,Political Choice,and Democratic Citizenship[M].Englewood Cliffs:Prentice Hall,1974.
　　[5] Sigel,R.S.Political Learning in Adulthood: A Sourcebook of Theory and Research[M].Chicago: University of Chicago Press,1989.
　　[6] 童燕齐.环境意识与环境保护政策的取向[A].杨明.环境问题与环境意识[C].北京：华夏出版社，2002.
　　[7] 洪大用.社会变迁与环境问题[M].北京：首都师范大学出版社，2001.
　　[8] Riccards,M.P.The Making of the American Citizenry: An Introduction to Political Socialization[M].New York: Chandler Publishing Compiny,1973.
　　[9] [美]戴维.O.西尔斯.政治社会化[A].格里斯坦,波尔斯比.政治学手册精选（下卷）[C].北京：商务印书馆，1996.
　　注释：
　　① 由于本研究的N=2 161的样本是总体样本的子样本，为了避免系统偏差，在此处以及后文分析中将不采用加权命令。
　　② 标准误为0.16，95%置信区间为[5.46，6.08]。
　　③ 本地环境问题的感知程度是定序变量。需要指出的是，由于过滤问题的设置，本研究样本不包含选择“根本不严重”的那一类。
　　④ 标准误为0.01，95%置信区间为[0.30，0.34]。
　　⑤ 标准误为0.16，95%置信区间为[14.14，14.78]。
　　⑥ Stata10.0不提供标准化回归系数的计算，表中数据位是笔者根据mlogit回归系数，通过Beta=b*s/Logistic分布的标准差计算得出。
　　⑦ 这里仅分析在“地方政府/公众”比较中P