,1, 秦耀辰,1,2, 张丽君1, 王坤1, 段杰冉1Influence of the built environment on urban residential green consumption willingness in Zhengzhou, China
ZHANG Jingfei,1, QIN Yaochen,1,2, ZHANG Lijun1, WANG Kun1, DUAN Jieran1通讯作者:
收稿日期:2020-07-27修回日期:2021-01-8
| 基金资助: |
Received:2020-07-27Revised:2021-01-8
作者简介 About authors
张晶飞（1993-）,女,河南驻马店人,博士研究生,主要从事区域可持续发展研究。E-mail:
摘要
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Abstract
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张晶飞, 秦耀辰, 张丽君, 王坤, 段杰冉. 建成环境对居民绿色消费意愿的影响——来自郑州的实证研究[J]. 地理研究, 2021, 40(10): 2914-2929 doi:10.11821/dlyj020200720
ZHANG Jingfei, QIN Yaochen, ZHANG Lijun, WANG Kun, DUAN Jieran.
1 引言
在城市化快速推进和收入水平提高背景下,居民消费类型的多样化使得家庭碳排放呈现快速增长态势[1]。生活行为的绿色化转变是家庭碳减排的重要途径[2],绿色行为的产生会受到认知、意愿、舒适、方便和经济等多重因素影响[3],而只有具备内在心理驱动机制,绿色生活方式才能有效保持[4]。绿色消费意愿是绿色生活的行为意向,也是行为方式转变的内在驱动力,激发居民的绿色消费意愿是倡导绿色消费的关键。为促进日常行为的绿色化和低碳化,政府和非政府组织制定相关政策措施倡导绿色化消费模式[5],但居民只是开始接受绿色生活行为方式,尚未成为大众化和普遍化的共识。如何激发居民绿色消费动机、提高个体参与绿色实践是实现中国碳减排目标的重要组成部分[4]。因此,绿色消费意愿成为低碳城市建设和行为方式转变的关注点。绿色消费意愿是绿色消费产生和持续的心理基础[4],指居民欲实施绿色消费和低碳生活的倾向[6]。相关研究多基于价值、态度和意识等心理学视角分析绿色消费意愿的个体差异及影响因素,并据此调整行为方式以达到人地和谐。考虑到生活条件、经济状况、政策环境和文化背景等因素,通常将研究对象分为城市和农村[7]。研究多采用李克特量表法测算绿色消费意愿,即依据个体对问卷中各选项的认可和接受程度进行赋值[8]。研究内容大多围绕绿色消费意愿的影响因素和政策制定[9],由于影响因素是政策制定的基础和前提,逐渐成为研究重点。
已有研究基于计划行为（TPB）理论和价值-信念-规范（V-B-N）理论分析绿色消费意愿的影响因素,TPB理论认为行为意向决定个体行为,且会受到行为态度、主观规范和感知行为控制的影响[10]。VBN理论认为价值观、信念和个人规范影响个体行为认知[11]。基于以上理论的研究发现,绿色消费意愿的影响因素集中在环境态度[12]、环境价值[13]、环境意识[14]和低碳知识[15]等心理性因素。随着研究的逐渐深入和学科的融合发展,相关****开始基于态度-行为-环境（ABC）理论分析外部环境的影响作用。ABC理论强调个体态度和外部环境的交互作用,重点探讨外部环境的影响。研究发现性别[16]、年龄[14]、学历[8,14]、职业[3,17]、收入[18]、住房特征[19]、社会规范[20]、经济政策[21]和社会规则[22]等会影响绿色消费意愿。但以上研究仅仅将社会经济属性和政策准则作为外部环境,并未涉及到与生活密切相关的居住区建成环境。而认知结构与空间结构是一个整体,外在环境与个体认知存在复杂的交互影响作用[23],建成环境不仅影响居民的交通方式和住房选择[1],也会引导居民的日常消费模式[24]。
综上可知,关于绿色消费意愿的研究存在以下两点不足：① 建成环境及其交互作用未得到足够重视。以往研究在分析外在环境时仅考虑社会经济属性和政策准则,并未涉及建成环境的影响作用。② 绿色消费意愿的测算方法过于主观。相关研究多采用李克特量表法测算居民的绿色消费意愿,未有效反映其绿色化和低碳化特征。
以往研究虽然未涉及到建成环境对绿色消费意愿的影响作用,但相关理论与实证结果为本研究提供了依据和基础。从理论来看,情景化生活方式理论认为建成环境会引导居民的生活方式和消费模式[24]。行为背景理论认为外在环境会影响日常生活行为,强调行为与环境的交互影响作用[25],其中,环境指空间环境,行为指个体在生活中所表现的态度以及生活方式[25]。从学科而言,环境心理学重点探讨环境（社会环境和物理环境）对个体心理的影响[26],良好的自然和人居环境会减少个体精神压力,使个体获得积极的生活体验[26]。从实证来说,已有文献探讨建成环境与绿色出行之间的关系,认为基础设施完善、土地利用混合的社区会促使居民绿色化、低碳化出行[27];也有文献认为居住区的建成环境、区位与可达性会影响生活满意度[28]。以上理论、学科和实证研究表明外在环境会影响个体的心理认知和行为意向,也说明探讨建成环境对绿色消费意愿的影响作用具有一定的合理性和可行性。尤其是人口快速增长、基础设施和城市形态尚未定型的郑州市,这一研究对空间结构调整和建成环境优化也具有重要的现实意义。
因此,本文以郑州市为例,采用EIO-LCA方法、特尔菲法和李克特量表法测算居民的绿色消费意愿,并将社会经济属性、态度偏好和建成环境逐次纳入模型中分析绿色消费意愿的影响因素,重点探讨建成环境的影响作用。本文研究问题是：① “5D”建成环境指标是否影响绿色消费意愿及影响作用是什么?② 建成环境各指标与社会经济属性、态度偏好的交互影响作用是什么?③ 建成环境对居民绿色消费意愿的作用规律是什么?本文旨在通过城市规划和空间管制手段提高居民的绿色消费意愿,为低碳城市建设和居民行为转变提供新的政策切入点。
2 分析框架
2.1 概念界定
2.1.1 建成环境 建成环境指日常生活中与居民的生活、工作、休憩活动相关的人造空间环境[29],分为都市区层面和社区层面两类。由于居住区是居民日常活动的基本空间单元,更易受到城市规划和政策制定的关注[3]。Cervero等首先从密度（Density）、多样性（Diversity）、设计（Design）维度测度建成环境[30]。随着研究深入,增加了目的地可达性（Destination accessibility）和距公交站点距离（Distance to transit）,其测度指标从“3D”拓展到“5D”[30]。2.1.2 绿色消费意愿 意愿又称为行为意向,表示个体采取某一行为的倾向强度和主观概率[31,32],是乐意做某件事的程度和倾向[32]。认知是通过注意、记忆和交流等方式从外界接收的信息和知识[33]。即意愿与认知之间存在联系,认知为意愿提供了必要的基本信息,意愿是认知影响行为的必要过程。
绿色消费又称为环境友好型消费,是一种既满足人类需要、又最少损害环境的消费活动[34]。它不仅是行为模式的转变,更是消费心理的转变。因此,绿色消费既需要考虑消费带来的潜在环境影响,还要转变日常习惯和消费理念[34]。
绿色消费意愿是绿色消费的内在驱动力,也是绿色消费认知转变为绿色消费行为的必要过程。事实上,绿色消费意愿在本质上是一种行为意愿,主要体现在废物回收利用、自带购物袋、垃圾分类和节水节电等日常生活中[35]。环境意识、低碳知识和环境态度聚焦于个体在行为中体现的态度、知识和意识,而绿色消费意愿更侧重绿色消费行为产生的可能性和主观倾向。因此,本研究认为绿色消费意愿指居民在日常生活行为中欲实施绿色消费和低碳行为的倾向与意愿,是低碳化生活的重要体现[6,9]。
2.2 分布式认知理论
分布式认知理论（Distributed Cognition Theory,DCT）源于心理学对个体认知活动的研究,属于认知科学的一支,强调认知主体和外部环境对个体认知活动的影响作用[36]164-165。传统的认知科学认为认知过程是发生在个体头脑中的内部现象,未考虑社会环境以及文化情境的影响作用。因此,Hutchins等在20世纪80年代提出的分布式认知,被认为是重新思考认知现象的新范式[36]164-165。不同于传统认知理论,分布式认知理论将研究视角转向生活语境,分析外部环境、社会文化和认知活动的交互影响,是一个综合系统的分析单元[36,37]。其中,Hatch和Gardner基于分布式认知理论提出的同心圆模型从“个人力”“地域力”“文化力”三方面系统分析了个体认知活动[37,38]。“个人力”重点考虑影响态度偏好的个体特征[36,37]。“地域力”表示区域资源和环境对居民个体活动的影响,是最受关注的圈层[36,37]。“文化力”是一个抽象的内涵,表示超越地方环境的习俗和文化等指标[36]167-168。三种力相互依赖、彼此共存[36,37],为个体认知活动投影到城市空间环境研究提供理论基础[38]。
“地域力”强调本地情境对认知活动的影响,尚未考虑建成环境的影响作用。而在空间-行为-意愿关系中,空间形态与行为认知存在互动关系,即居住区建成环境不仅为日常生活行为提供空间,也会引导居民的生活方式和消费意愿[1,24]。绿色消费意愿涉及地理学、社会学和心理学等学科。因此,本文在学科融合的基础上,以分布式认知理论为基础,将“5D”建成环境与“地域力”相结合构建分析框架（图1）。
图1
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Fig. 1Analysis framework of green consumption willingness of Zhengzhou residents
“个人力”重点探讨影响态度偏好的个体特征。因此,本文探讨年龄、性别、学历、是否就业、月收入等社会经济属性的影响作用。由于居住区是个体日常生活最重要的场所,本文重点探讨了“5D”建成环境对绿色消费意愿的影响作用。“文化力”表示一种超越当地环境的心理性指标,结合相关文献本文选取低碳意识和低碳环境两个指标。
2.3 研究假设
由图1可知,绿色消费意愿是居民产生绿色消费行为的必要过程,受到社会经济属性、态度偏好和建成环境三方面因素的影响。其中,社会经济属性是个体态度偏好的基础,个体态度偏好又是社会经济属性的反映;社会经济属性是绿色消费意愿的基础条件,态度偏好是绿色消费意愿的内生动力,建成环境会引导和影响绿色消费意愿。为重点探讨建成环境的影响作用,本文将社会经济属性和态度偏好作为控制变量,建成环境看作自变量逐次纳入模型。但结合已有出行碳排放的研究发现,建成环境对出行碳排放的影响机理并不一样[39],就日常购物出行而言,社区土地多样化具有负向影响效应,而人口密度对其产生正向影响[39]。据此可知不同建成环境对绿色消费意愿的影响作用可能存在差异。因此,本文按照建成环境指标与日常生活消费的联系将其分为生活类设施和休闲类设施两类。生活类设施是满足居民基本生活等固定性活动的基础设施,例如：人口密度、路网密度、距公交站最短距离。休闲类设施是满足居民购物和娱乐活动的基础设施,例如：土地利用混合度、商场可达性、POI密度。
建成环境与绿色消费意愿的影响主要包括两方面：一是直接影响作用,二是交互影响作用。直接影响是最基本和最基础的作用,各类基础设施对绿色消费意愿的影响程度存在差异,本文提出假设1和假设2。假设1：生活类设施正向影响居民的绿色消费意愿;假设2：休闲类设施负向影响居民的绿色消费意愿。交互作用是分析框架的核心内容,指社会经济属性、态度偏好与建成环境的交互影响。态度偏好是相对稳定的心理因素,与建成环境交互后其影响作用不易改变。因此,本文提出假设3和假设4。假设3：社会经济属性与建成环境交互后影响作用显著且增强;假设4：态度偏好与建成环境交互后影响作用较稳定。此外,生活类活动具有稳定性和固定性,生活类设施与社会经济属性、态度偏好交互后,其影响作用不易发生改变。据此,本文提出假设5和假设6。假设5：生活类设施与其他变量交互后影响作用稳定;假设6：休闲类设施与其他变量交互后影响作用显著且增强。
2.4 变量选择
本文的研究目的是通过规划布局和空间管制手段促进行为方式转变和城市可持续发展。因此,基于以上分析框架和研究假设,本文选取代表社会经济属性、态度偏好和建成环境的13个变量。2.4.1 因变量 本研究的因变量是居民绿色消费意愿,如何测算绿色消费意愿是本研究的基础和重点。为确保研究结果的科学化和严谨性,本文基于主客观相结合的方法测算绿色消费意愿（测算过程在3.3.1）。基于梳理的绿色消费意愿的概念,本文在问卷设计时侧重居民在日常生活中可以做哪些改变,来表现其意愿性特征。问卷设计见表1。
Tab. 1
表1
表1问卷设计表
Tab. 1
| 问卷结果 | 消费类别 | 选项 |
|---|---|---|
| 绿色消费意愿 | 您愿意为低碳、节能生活做出哪些改变? （可多选） | A 随手关灯,用完电脑/视后及时关机; |
| B 设定合适的空调温度（冬季≤20 ℃;夏季≥26 ℃）; | ||
| C 使用太阳能热水器; | ||
| D 节约用水,一水多用; | ||
| E 少用一次性用具; | ||
| F 购物时自带采购袋; | ||
| G 避免无用购物,节俭生活; | ||
| H 住房改用双层玻璃; | ||
| I 换、捐赠、改造多余废旧品; | ||
| J 将生活废弃物分类处理 | ||
| 低碳意识 | 您对低碳的认识程度是? | A 从未听过;B 略微知道;C 一般;D 比较熟悉;E 非常了解 |
| 您认为节能程度的重要性是第几位? | A 1;B 2;C 3;D 4;E 5 | |
| 您认为能耗的重要性是第几位? | A 1;B 2;C 3;D 4;E 5 | |
| 低碳环境 | 您是通过哪种渠道了解低碳知识的? （可多选） | A 网络、报纸、电视等媒体宣传; |
| B 环保志愿者的宣传; | ||
| C 政府、社区宣传; | ||
| D 社会上的一些展览宣传活动; | ||
| E 从身边人的口中得知; | ||
| F 从本问卷中得知 |
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2.4.2 控制变量 社会经济属性和态度偏好是本文的控制变量,包括年龄、性别、学历、是否就业、月收入、低碳意识和低碳环境。其中,低碳意识指居民在日常生活中所接受的绿色化、低碳化等心理性观念[11];低碳环境指居民在日常生活中接触到低碳知识的程度和氛围[3]。即可知低碳意识和低碳环境的侧重点分别是心理观念和接触程度,其问卷设计见表1。低碳意识采用李克特量表法测算,依据各选项的重要性程度进行1~5赋值;低碳环境按照选项个数进行1~5赋值,若选项中有F选项,则倒扣一分。
2.4.3 自变量 建成环境是核心自变量。选取建成环境指标为人口密度、POI密度、土地利用混合度、路网密度、到公交站点距离和商场可达性等“5D”指标。其中,人口密度表示居住区单位面积内的人口数量。POI密度和土地利用混合度借鉴信息熵方法进行测算,即POI密度和土地利用混合度分别依据居住区内基础设施的数量和各土地利用类型的面积测算。路网密度依据居住区内的道路长度与面积的比值。到公交站点距离是居住地到周围最近公交站点的直线距离。商场可达性的测度使用高德地图的导航服务来批量获取两点之间的交通时距。
3 数据来源与研究方法
3.1 研究区概况
郑州作为中国中部地区的重要中心城市,正处于城市化快速发展阶段[3,40]。1953年被确定为河南省省会后,郑州市建成区面积不断拓展、城市人口快速增加,逐渐形成以火车站和二七广场为中心的空间格局。其中,《郑州市城市总体规划（2010—2020）》提出的“一主一城三区四组团”的城镇布局,也为郑州市的发展提供广阔的空间[3]。郑州市具有以下几个特征：① 河南省人口、经济、政治和贸易活动的主要聚集地,城市化进程发展迅速,城市空间形态尚未定型。2000—2019年,城镇人口由257.7万增加到537.9万;建成区面积由133.2 km2到651.35 km2,增加2.75倍;城市化率由55.1%增加到74.6%。② 空气质量下降、雾霾严重[41]。受产业结构调整与环境污染的影响,2019年全年郑州市有177天空气质量达标（优良为达标）,空气质量达标率仅为48.5%,未达标污染天数为188天,占比51.5%。③ 郑州市居民经济水平显著提高,生活行为方式多样化,绿色消费意愿存在差异[3,42]。2000—2019年,郑州市城镇居民人均可支配收入由5935元增加到42087元,恩格尔系数由34.1%降到23.3%。因此,本文选取郑州市作为研究对象。3.2 数据来源
建成环境等空间数据来源于百度POI数据和水经注下载的谷歌遥感影像数据（级数19级,空间分辨率0.6 m）。首先使用ArcGIS和Envi提取郑州市遥感影像中的居住区、建筑和道路等空间信息,然后根据获取的空间数据计算建成环境指标。主体数据来源于实地问卷调查。本研究首先进行问卷预调查,通过网络发放150份问卷,初步分析结果后,对问卷设计中的不合理部分进行修改。然后,在2018年5月采取分层抽样调查的方式对研究区进行大规模实地调查。受历史原因影响,郑州市以二七广场和火车站为中心逐渐向外围扩展形成了四环主城区范围。因此,依据各环线内居住区的人口分布特征进行问卷发放。由于统计年鉴未涉及各环线内的人口数,本研究结合遥感技术估算各环人口数。估算过程分为以下两步：① 提取郑州市遥感影像中各环居住区的数量、基底面积、楼层高度。② 参考《郑州都市区总体规划（2012—2030）》中32 m2的人均居住面积（https://www.henan.gov.cn）,估算各环的潜在人口数[43,44]。最后,依据估算的居住区人口数量确定样本数。由于郑州市三环范围为人口聚集区,为有效反映研究的科学性和合理性,在样本点选取时对个别情况进行特殊处理（图2）。若居住区及周围居住区的人口数量均<1000人,按照0.05%的比例选取样本点;若人口数量均>6000人,按照0.2%的比例选取样本点;其余情况按照0.1%的比例选取样本点。在研究区范围内共发放问卷1700份,剔除信息不完整、坐标不明确等残缺问卷后,共有1485份用于分析,有效问卷在一至四环的比例分布为：9.2%、31.8%、40.1%和17.9%。2017年郑州市城镇人口为506万,本研究共涉及居民5201名,有效抽样比为0.103%。问卷所涉及的住房建造年代为1980—2018年,可有效分析建成环境对居民绿色消费意愿的影响。
图2
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Fig. 2Spatial distribution of sampling points
3.3 研究方法
3.3.1 绿色消费意愿测算方法 绿色消费意愿的测算是结果分析的前提,本研究在考虑消费部门的生命周期和投入产出的基础上,采用EIO-LCA方法和特尔菲法等主客观相结合的方法测算居民的绿色消费意愿。测算过程主要分为以下几步：首先,基于河南省投入产出表,使用EIO-LCA方法计算各消费类别对应行业的嵌入碳排放强度。第二,确定各选项所涉及的部门,并按照平均值方法计算各选项的嵌入碳排放强度（表2中第2、第3列）。第三,依据重要性和可行性对各选项进行特尔菲法赋值（表2中第4列）。第四,将各选项的嵌入碳排放强度和特尔菲法赋值相乘得到最终得分,并据此得分对绿色消费意愿赋值（表2中第5、第6列）。Tab. 2
表2
表2绿色消费意愿赋值表
Tab. 2
| 问卷结果 | 消费 类别 | 碳排放强度 (t/万元) | 特尔 菲法 | 最终 得分 | 赋值 |
|---|---|---|---|---|---|
| 随手关灯,用完电脑/视后及时关机 | 电 | 10.6052 | 1.0 | 10.6052 | 5 |
| 设定合适的空调温度（冬季≤20 ℃;夏季≥26 ℃） | 电 | 10.6052 | 0.7 | 7.4236 | 4 |
| 使用太阳能热水器 | 电 | 10.6052 | 1.0 | 10.6052 | 5 |
| 节约用水,一水多用 | 水 | 7.0528 | 1.0 | 7.0528 | 4 |
| 少用一次性用具 | 就餐、衣着 | 1.6807 | 0.7 | 1.1765 | 3 |
| 购物时自带采购袋 | 食品、衣着 | 1.7037 | 0.7 | 1.1926 | 3 |
| 避免无用购物,节俭生活 | 食品,衣着,家电 | 1.8985 | 0.7 | 1.32895 | 3 |
| 住房改用双层玻璃 | 家电 | 2.2883 | 0.3 | 0.6865 | 1 |
| 换、捐赠、改造多余废旧品 | 食品、家电、衣着 | 1.8985 | 0.5 | 0.94925 | 2 |
| 将生活废弃物分类处理 | 食品、家电、衣着 | 1.8985 | 0.5 | 0.94925 | 2 |
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EIO-LCA方法是Hendrickson在里昂惕夫逆矩阵的基础上提出的,用于分析一个商品或服务生产链整个生命周期的环境影响以及产业间的关联[45],在目前的嵌入式碳排放核算中被广泛应用[45,46]。
特尔菲法,又称为专家打分法,是1946年美国兰德公司提出的一种反馈匿名函询法[47],主要包括匿名征求专家意见、归纳统计、匿名反馈、统计整理等多轮流程后停止[47],是衡量专家共识的系统性过程[48]。该方法通过最大程度的匿名性,结合多位专家的主观经验和心理判断,将定性问题进行科学合理的定量化估计[48]。
3.3.2 序次logistics回归分析 logistics回归模型分析Y取某个值的概率P与X的关系,对线性回归进行补充。其中,当因变量Y存在序列关系时,可使用序次logistics回归模型。因此,本文选取代表社会经济属性、态度偏好和建成环境的13个指标,将各类变量逐次纳入序次logistics回归模型分析绿色消费意愿的影响因素,并进一步探讨建成环境的交互影响作用。公式如下：
式中：y表示绿色消费意愿;aj为常数项;βi是回归系数;xi为自变量和控制变量,（i=1,2,…,n;n=13）,其中,自变量有6个,控制变量7个。其中,绿色消费意愿的系数变量βi取决于向量Zij=[Si,Ai,Bi]。被解释变量为绿色消费意愿,解释变量包括社会经济属性Si、态度偏好Ai、建成环境Bi[49]。
4 结果分析
4.1 特征分析
4.1.1 社会经济特征 不同社会经济属性居民的绿色消费意愿不同（表3）。女性居民的绿色消费意愿略高于男性,绿色消费意愿较高及以上的男性和女性比例分别为53.5%和58%。绿色消费意愿的年龄分布呈现一致性,各绿色消费意愿的平均年龄分别为：31.8岁、31.5岁、33.02岁和31.7岁。高中及以下学历居民的绿色消费意愿更加强烈,高中以上和高中以下学历居民的绿色消费意愿较高及以上的比例分别为65%和49.2%。无业居民的绿色消费意愿较高,无业和就业居民的绿色消费意愿较高及以上的比例分别为65.4%和53.1%。低收入居民的绿色消费意愿较高,居民收入在6000元以下和6000元以上的绿色消费意愿较高及以上的比例分别为64.9%和49.2%。Tab. 3
表3
表3不同社会经济属性下居民绿色消费意愿比例
Tab. 3
| 变量 | 低 | 较低 | 较高 | 高 | |
|---|---|---|---|---|---|
| 性别(%) | 男 | 12.1 | 34.4 | 47.5 | 6.0 |
| 女 | 12.6 | 29.4 | 51.3 | 6.7 | |
| 年龄(岁) | 均值 | 31.8 | 31.5 | 33.0 | 31.7 |
| 学历(%) | 高中以下 | 9.5 | 25.5 | 53.8 | 11.2 |
| 高中以上 | 14.4 | 36.4 | 46.3 | 2.9 | |
| 是否就业(%) | 就业 | 12.7 | 34.2 | 49.2 | 3.9 |
| 无业 | 11.1 | 23.5 | 50.5 | 14.9 | |
| 月收入(%) | <6000 | 8.8 | 26.3 | 54.7 | 10.2 |
| >6000 | 14.9 | 35.9 | 45.5 | 3.7 |
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4.1.2 结构特征 由于李克特量表得分为1、2、3、4、5,本文据此将绿色消费意愿划分为（1,2]、（2,3]、（3,4]、（4,5]四类,分别为绿色消费意愿低、较低、较高和高。郑州市居民的绿色消费意愿整体处于中等偏上水平,绿色消费意愿较低及以下、较高及以上的比例分别为45%和55%,可知大部分居民在日常生活消费时倾向低碳化（图3）。郑州市居民绿色消费意愿的比例分布不均匀,绿色消费意愿较高和高的居民所占比例相差6倍,即郑州市居民的绿色消费意愿分布更集中（图3）。
图3
新窗口打开|下载原图ZIP|生成PPT图3郑州市居民绿色消费意愿比例图
Fig. 3Proportion chart of green consumption willingness of Zhengzhou residents
4.2 影响因素分析
重点探讨“5D”建成环境的影响作用,因此,模型一、模型二和模型三分别表示将社会经济属性、态度偏好和建成环境逐次纳入序次logistics模型。模型结果见表4：Tab. 4
表4
表4居民绿色消费意愿的影响因素
Tab. 4
| 类别 | 变量 | 模型一 | 模型二 | 模型三 |
|---|---|---|---|---|
| 1 | -1.611*** | -1.582*** | -23.414*** | |
| 2 | 0.159 | 0.2 | -17.575*** | |
| 3 | 3.193*** | 3.268*** | -10.968*** | |
| 社会经济属性 | 年龄 | 0.017*** | 0.017*** | 0.013 |
| 性别 | -0.113 | -0.111 | -0.098 | |
| 学历 | 0.48*** | 0.489*** | 0.476*** | |
| 是否就业 | -0.438*** | -0.415*** | -0.204 | |
| 月收入 | 0.205* | 0.252** | 0.094 | |
| 态度偏好 | 低碳意识 | 0.064*** | 0.04 | |
| 低碳环境 | 0.11*** | 0.153** | ||
| 建成环境 | 人口密度 | 3.239*** | ||
| POI密度 | -0.021*** | |||
| 混合度 | -16.777*** | |||
| 路网密度 | -0.027*** | |||
| 公交最短距离 | 0.001*** | |||
| 商场可达性 | -3.032*** | |||
| MIF | -2loglikelihood | 1650.287*** | 2875.919*** | 1334.686*** |
| Chi-Square | 69.415*** | 89.061*** | 66.133*** |
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模型一仅将社会经济属性纳入模型,由表4中模型一所示,低学历、低收入的老年无业居民的绿色消费意愿较为积极。居民的年龄每增加一岁,绿色消费意愿增加0.017个单位。受消费习惯影响,老年人的生活方式和消费层次较为单一,绿色消费意愿较为积极。低学历居民的绿色消费意愿较积极,和高学历居民相比,低学历居民的绿色消费意愿增加0.48个单位。一般来说,高学历居民更易于接触绿色消费知识和低碳生活意识,但受家庭生活和消费类型影响,可能存在认知失调现象,进而降低居民的绿色消费意愿。收入负向影响居民的绿色消费意愿,和高收入居民相比,低收入居民的绿色消费意愿增加0.25个单位。在家庭生活压力和经济条件限制下,低收入居民的生活消费方式倾向于绿色化和低碳化。此外无业居民的绿色消费意愿较高也进一步验证这一结论。
模型二将社会经济属性与态度偏好同时纳入模型,由表4中模型二可知,态度偏好不仅显著影响居民的绿色消费意愿,也会调整其他变量的影响作用。低碳意识和低碳环境每增加一个单位,绿色消费意愿增加0.064和0.11个单位。低碳意识强烈的居民在日常生活中倾向于低碳化和绿色化,绿色消费意愿较积极。居住区的低碳氛围和宣传环境较好,无形中也会提升居民的绿色消费意愿。态度偏好也会影响到学历、是否就业和月收入对绿色消费意愿的影响作用。加入态度偏好变量后,学历、是否就业和月收入的影响作用有所增加,影响程度分别为：0.489、-0.415和0.252。
模型三将社会经济属性、态度偏好和建成环境均纳入模型,由表4中模型三可知,建成环境对绿色消费意愿的影响作用具有异质性,其中,生活类设施正向影响绿色消费意愿,而休闲类设施负向影响绿色消费意愿,假设1和假设2均成立。人口密度每增加一个单位,绿色消费意愿增加3.239个单位,居住在高人口密度和距公交站点较近区域的居民,绿色消费意愿较高。“同侪”指和自己年龄相仿、地位相当、兴趣相投的平辈[50],同侪效应表示个体在行为决策时会受到所处环境中“地位相似”个体的影响[51,52]。将这一概念应用到本研究中则表示居住在相同居住区的居民由于社会地位、收入、兴趣等相近,其行为方式和生活态度会相互影响。此外,郑州市在20年来的城市化进程加快,受到住房商品化的影响,社会经济属性相似的居民倾向于聚集在同一居住区内,形成了居住空间分异现象,在这一背景下,同侪效应的影响作用会更明显。因此,高人口密度区域的居民更易受到同侪效应影响,日常消费方式具有一定的趋同性。居住在高POI密度、土地利用多样化和交通便利区域的居民,绿色消费意愿可能较低。POI密度和土地利用混合度每增加一个单位,绿色消费意愿分别降低0.021和16.777个单位。高POI密度和土地混合利用区域大多基础设施便利,居住在该区域的居民易于接触到多样化的消费类型,绿色消费意愿较低。路网密度、商场可达性负向影响绿色消费意愿。路网密度和商场可达性每增加一个单位,居住在该区域居民的绿色消费意愿会降低0.027和3.032个单位。高密度和网络化的路网设计显著提高城市内部的可达性和连通性,提高消费活动的便利性。
建成环境直接影响绿色消费意愿的同时,也会调整其他变量的影响作用。由表4中模型二和模型三可知,加入建成环境变量后,年龄、是否就业、月收入和低碳意识的影响作用不显著,而学历和低碳环境的影响作用变为0.476和0.153。这也说明建成环境对绿色消费意愿影响的多样性与复杂性。
4.3 交互影响
以上研究结果发现建成环境对绿色消费意愿的影响存在异质性,但无法探讨与其他变量之间的交互作用。事实上,建成环境并非仅具有直接影响作用,而是与社会经济属性、态度偏好等变量共同起作用。此外,将建成环境纳入模型后发现年龄、是否就业、月收入和低碳意识的影响作用不显著,这一现象是否因为存在交互影响作用?这需要探讨建成环境与其他变量的交互作用进行验证,模型结果见表5。Tab. 5
表5
表5建成环境与社会经济属性、态度偏好的交互影响
Tab. 5
| 变量 | 人口密度 | POI密度 | 混合度 | 路网密度 | 公交站距离 | 市场可达性 |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 年龄 | 0.004*** | |||||
| 性别 | 0.989* | 0.045* | -0.508*** | |||
| 学历 | ||||||
| 是否就业 | -0.854*** | -0.003** | -0.399** | -0.027** | -0.091* | |
| 月收入 | -0.017* | |||||
| 认知水平 | ||||||
| 低碳环境 | 0.001** | 0.112** | ||||
| -2loglikelihood | 1318.19*** | 1319.35*** | 1312.74*** | 1197.06*** | 1208.22*** | |
| Chi-Square | 2082.63*** | 2081.47*** | 2088.08*** | 2203.76*** | 2031.26*** |
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本文将建成环境与社会经济属性、态度偏好交互后,发现距公交站点距离的交互影响作用不显著,其余变量均存在交互影响作用。由表5可知,人口密度、POI密度、土地利用混合度、路网密度和公交可达性等建成环境指标与社会经济属性、态度偏好的交互作用显著。
社会经济属性易与建成环境产生交互影响,而态度偏好的交互作用较稳定。由表4中模型三和表5可知,建成环境与性别、是否就业、学历、月收入存在明显的交互作用。在交互影响下,社会经济属性的影响作用显著且增强。POI密度、土地利用混合度与低碳环境的交互影响较稳定。这表明假设3和假设4大致成立。
生活类设施的交互影响作用较稳定,而休闲类设施的交互影响有所增强。由表5可知,人口密度、路网密度和距公交站距离等生活类设施的交互影响显著但影响程度较低,而POI密度、土地利用混合度和商场可达性等休闲类设施的交互影响显著且影响程度增强。相较于固定性生活消费,居民的休闲活动消费更易受到社会经济属性和态度偏好的影响。因此,休闲类设施的影响具有较强的社会性、主观性和不稳定性。这表明假设5和假设6成立。
4.4 建成环境的作用规律
绿色消费意愿受多种因素的复杂影响,建成环境直接或间接影响绿色消费意愿。依据各变量影响程度的大小关系,梳理建成环境对绿色消费意愿的作用规律（图4）。图4
新窗口打开|下载原图ZIP|生成PPT图4建成环境对郑州市居民绿色消费意愿的作用规律
Fig. 4Functional rule of built environment on green consumption willingness of Zhengzhou residents
首先,建成环境的影响作用呈现目的导向型。生活类设施正向影响绿色消费意愿,而休闲类设施负向影响绿色消费意愿。和生活型消费活动相比,休闲型消费活动具有多样性、自由性和主动性的特征,因此,两类建成环境设施的影响作用相反。市场在创造消费的同时,消费也会引导市场,休闲类设施完善的区域为居民提供了多样化、便捷化的产品服务,该区域的居民易于接触多样化的消费类型。这不仅无形中增加消费行为,也因其巨大的市场潜力而加大聚集效应。
其次,建成环境对绿色消费意愿的影响遵循由远及近,由外及内的规律。土地利用混合度、人口密度和商场可达性的指向性影响较显著,影响作用分别为：-16.777、3.239和-3.032。由此可知,郑州市居民在消费时会优先考虑居住区周围的基础设施等外在环境条件,然后再考虑邻居、朋友带来的同侪效应,即遵循由远及近,由外及内的过程。
最后,建成环境对绿色消费意愿的影响过程为“引导+调整”。居住区基础设施条件会依据消费目的对绿色消费意愿产生影响,然后再结合社会经济属性调整绿色消费意愿。
5 结论与讨论
5.1 结论与建议
本文以郑州市为例,基于大规模实地调查数据使用序次logistics回归模型探讨建成环境的影响作用,主要得出以下结论：（1）郑州市居民绿色消费意愿整体上处于中等偏上水平且分布较为集中,不同社会经济属性居民的绿色消费意愿不同。这是由社会经济属性的差异导致的,需要因人而异地提高绿色消费意愿,转变日常消费模式。针对居住在高POI密度区域的高收入居民,要加大低碳知识的宣传力度,提高绿色消费的认可度和接受度。
（2）直接影响来看,建成环境对绿色消费意愿的影响存在差异,即生活类设施（人口密度、路网密度和到公交站点距离）产生正向影响,休闲类设施（POI密度、土地利用混合度和商场可达性）产生负向影响。在低碳城市建设和生活方式转变时,应从基础设施及日常消费圈这两方面进行规划布局。既要保障居住区周围具有购物、医疗、休闲、教育等基础设施,也要保证休闲类设施的合理化。
（3）交互作用来说,社会经济属性的影响作用有所增强,而态度偏好的影响作用稳定。即居住在基础设施条件较好居住区的老年、无业和男性居民,其绿色消费意愿较高。针对该区域一方面要加大低碳知识的宣传教育程度,另一方面要合理布局居住区周围的基础设施引导居民的日常生活行为。
（4）建成环境对绿色消费意愿的影响呈现目的导向性和由远及近、由外及内的规律。一方面建成环境的影响作用因个体消费活动而存在差异,另一方面居民也会根据外在基础设施条件选择生活消费方式。因此,因地制宜、因人而异有针对性的优化建成环境和宣传绿色知识更为科学合理。
5.2 讨论
本研究旨在为建成环境与绿色消费意愿的关系提供经验证据。研究表明建成环境在居民绿色消费意愿形成过程中并非仅仅起直接影响作用,而是与社会经济属性、态度偏好等变量存在交互作用。尤其是在城市化快速发展,城市形态尚未定型的郑州市,更需要综合考虑各变量间的交互影响作用。本文也发现结果和假设存在不符合现象,比如,POI密度的交互作用结果弱化,距公交站点距离的交互作用结果不显著等。本研究认为有两种可能的原因解释为什么不支持这些假设：首先,居民在日常消费过程中,不仅只考虑态度偏好、空间环境,还会考虑舒适、方便、社会关系等因素。其次,空间-行为之间存在复杂的交互作用,居民会综合考虑多方因素选择消费方式。因此,这些假设可能不被支持。
此外,以往关于绿色消费意愿的研究大多基于心理学和社会学层面探讨,即集中于价值观与消费行为之间可能存在的中介和调节路径及其背后机制。这一研究虽然可以准确细致的探讨其形成过程,却不利于制定便捷高效、操作性强的城市规划和空间调控措施。本研究重点探讨建成环境对绿色消费意愿的影响,认为休闲类设施（POI密度、土地利用混合度和商场可达性）可能会降低绿色消费意愿。据此结果,相关部门可制定空间结构调整和建成环境优化等空间管制手段提高绿色消费意愿,为低碳城市建设和生活行为转变提供新的政策切入点。
受到篇幅和研究内容影响,本文尚有以下不足之处：① 本研究着重考虑建成环境的影响作用,未涉及到居住自选择效应[39]。即这种影响作用究竟是来自建成环境本身,还是为了满足绿色消费的需求而选择易实现其偏好的建成环境。这一复杂的因果关系仍需后续探讨。② 数据来源也仅截面数据,未能反映动态影响,而绿色消费意愿的动态追踪也具有重要的研究意义。③ 紧凑城市认为可以通过高密度、土地利用混合、便捷的交通来缓解城市无序蔓延。但本研究却发现高密度开发、混合土地利用和商场可达性会降低绿色消费意愿。因此,本文提出以下几点思考：紧凑城市在给居民带来便利化的同时,如何合理引导居民的消费方式?高密度开发和混合土地利用的“高”和“混合”如何界定?在什么范围是科学合理的?紧凑城市理论的适应性要如何“因城而异”?以上均需要在后续研究中进行深入探讨。
致谢：
真诚感谢匿名评审专家在论文评审中所付出的时间和精力,评审专家提出界定绿色消费意愿的概念、突出研究意义、完善理论分析框架、调整论文篇章结构、补充结果分析、解释指标选取与测度、参考文献和关键词等修改意见,使得本文的逻辑结构、分析框架得到完善和提升。参考文献 原文顺序
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DOI:10.18306/dlkxjz.2020.02.008 [本文引用: 7]
居民低碳行为-认知研究受到****们的广泛关注,而行为-认知分离却是困扰低碳城市建设和居民生活方式转变的关键问题。论文构建“空间-行为/认知”分析框架,采用2018年郑州市大规模实地调查和遥感影像数据,运用专家打分法从居家用能、日常出行与生活消费3个方面测算1485户家庭的低碳行为、认知水平,使用彩色编码法从行为-认知偏差视角将低碳行为分为绿色型、被迫型、易感型、红色型,使用多元Logistic回归模型分析不同低碳行为的影响因素。研究发现：① 郑州市居民低碳行为存在行为-认知偏差,4种低碳行为所占比例差异较大;② 绿色型低碳行为主要集聚在土地利用混合度高、基础设施便利的区域,被迫型、易感型、红色型低碳行为在空间上呈随机分布;③ 4种低碳行为影响因素差异较大。居住区步行指数较高、低碳认知水平高的居民趋于绿色型低碳行为,居民低碳行为与低碳认知水平均较高;居住区住房条件相对较差、居民学历水平低,居民趋于被迫型低碳行为,低碳认知水平低但低碳行为水平较高;高档住宅居民趋于易感型低碳行为,居民的低碳认知水平高但低碳行为水平较低;经济水平高的年轻居民趋于红色型低碳行为,低碳行为和低碳认知水平均较低。
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DOI:10.11821/dlxb201510010 [本文引用: 1]
伴随中国快速城市化与机动化进程,私人汽车拥有量不断增长,由此引起的交通拥堵和环境问题已成为制约中国城市可持续发展的难题。基于上海市区的居民通勤问卷调查数据,采用多项Logit模型检验了街道尺度城市建成环境对于居民通勤方式选择的影响,结果表明,在控制了其他因素后,提高居住地的人口密度、土地利用混合度与十字路口比重,可以减少小汽车通勤方式的选择,而就业地建成环境对居民通勤方式选择影响相对较弱;建成环境对通勤方式选择的影响会因个体的社会经济异质性而不同。这些结论为通过优化土地利用规划来优化居民通勤结构的城市交通和城市规划政策提供了启示。
[本文引用: 1]
DOI:10.18306/dlkxjz.2019.05.006 [本文引用: 1]
在以人为本发展理念的指导下,城市研究与规划越来越关注城市生活空间的构建与居民生活质量的提升,社区满意度研究的重要性不断增加。在郊区快速发展和社区生活圈构建的背景下,论文基于对上海市郊区居民活动日志调查的一手数据,在Campbell模型的基础上建立理论模型,从客观和主观相结合的视角出发,聚焦社区客观建成环境、社区主观感知特征和社区满意度三者之间的影响机理,并利用结构方程模型开展实证研究。研究结果表明：居民的社区感知情况对社区满意度有直接性和决定性的影响,居民对社区的健康、便利、安全和美观情况的感知对社区满意度都存在显著的正影响;社区的密度、可达性、设施等客观建成环境通过影响社区感知特征而间接地影响社区满意度;居民的社会经济属性对社区感知特征和社区满意度的影响甚微,影响郊区居民社区满意度的主要因素是社区特征。
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DOI:10.11821/dlyj020190096 [本文引用: 2]
居住区是居民日常生活最基本的空间单元,其建成环境对出行碳排放的影响是学术界关注的焦点。基于大样本调查数据核算居民各类出行碳排放,通过POI抓取、空间句法、网络分析等方法识别开封市主城区成规模的248个居住区的建成环境特征,借助核密度和GWR等方法剖析居住区尺度居民各类出行碳排放的空间分异规律。结果表明：① 城市内部居民出行碳排放空间差异显著,居住区公共服务供给的公平性问题突出,外圈层快速扩张区域应作为城市碳减排工作的关键区域;② 居住区尺度能较好地揭示建成环境对出行碳排放的影响,路网设计、建筑密度、土地利用混合度等因素对各类出行碳排放的作用机理差异较大,作用强度亦存在不同方向上的空间渐进规律;③ 根据出行碳排放结构及其对应的建成环境指标可识别出外层高密度欠通达低混合型居住区碳排放水平较高,内层低密度高通达高混合型居住区碳排放水平较低。研究结果可为居住区空间重构和城市碳排放的分区规划与治理提供科学依据。
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https://dictionary.cambridge.org/dictionary/english/willingness ,
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In: Salomon G. Distributed cognitions: Psychological and educational considerations.
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DOI:10.13249/j.cnki.sgs.2019.02.018 [本文引用: 2]
以分布式认知理论为基础,采用质性研究法、数量分析法以及GIS空间分析技术,探讨日喀则市藏族、汉族居民对城市空间环境认知的异同性。研究表明,藏族对城市空间环境的认知得分高于汉族对城市空间环境的认知得分。藏族、汉族对城市空间环境的认知水平可分为高、中、低3类。认知空间呈现圈层结构与混合结构模式,可分为藏汉一致性、藏族独立以及汉族独立3种认知空间类型。影响居民对城市空间环境的认知因素有共性因素和差异性因素。景观走廊质量、宜居性、基础设施两项是藏族居民关注的主要影响因素,汉族居民更关注公共服务设施的服务能力以及对当地文化的融入感。
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国内外已有不少研究从国家、城市和社区层面探讨了交通出行碳排放的影响因素,然而,很少研究考虑到居住自选择的影响。若忽略该影响,将很可能会错误地估计建成环境的作用,以至于相关规划与政策制定有所偏离。中国城市是否与西方国家一样也具有居住自选择效应?在考虑了居住自选择后,建成环境是否对出行碳排放具有显著的影响,如何产生影响?为了回答以上科学问题,基于2015年广州15个社区1239份问卷数据和出行O-D点智能查询系统（TIQS）的开发与应用,对居民出行碳排放进行了测度,并通过构建结构方程模型（SEM）探究了不同类型出行碳排放的影响机理。研究发现：中国城市同样存在居住自选择效应,转变居民出行方式选择偏好有利于减少出行碳排放。在控制居住自选择效应后,建成环境仍然对居民出行碳排放产生显著的影响。这些影响有的属于直接影响,有的则是通过影响其他中介变量,例如小汽车拥有或出行距离,进而再对出行碳排放造成间接影响。对于不同类型出行,其碳排放的影响机理并不一样。
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DOI:10.11821/dlyj201810008 [本文引用: 1]
设计城市多维剥夺度量方法和提高剥夺地理识别的精度,是近年来城市社会地理研究的重要内容,也是城市政府高效建成和谐舒适的人居环境所面临的关键问题。根据居住小区规划标准和15分钟社区生活圈建设要求,从与居民日常生活密切相关的设施邻近入手构建城市居住环境评价框架与识别方法,对郑州居住环境剥夺开展街道尺度的地理识别,并对识别出的街道按照消除剥夺政策措施的相似性进行类型划分。结果表明：① 多维居住环境剥夺指数低的街道呈现“十”字型分布格局,剥夺指数值由“十”字型的中心向外逐渐增加,并且任何两个环境剥夺维度间相互作用对解释多维居住环境剥夺指数的空间分异有非线性增强作用;② 单一维度的剥夺指数值呈现显著空间集聚特征,但不同环境维度的空间变化呈现不同形态;③ 32个街道被识别为多维环境剥夺区,根据剥夺维度将其划分为噪音环境剥夺型、教育医疗剥夺型、生活出行剥夺型、品质生活剥夺型、居住条件缺乏型五种类型。依据不同剥夺类型提出有针对性的措施,以改善街道居住环境的适宜性和增强其街道活力。
[本文引用: 1]
DOI:10.18306/dlkxjz.2018.12.013 [本文引用: 1]
环境污染与健康的研究一直受到世界各国的广泛关注。基于2016年郑州市区的大规模问卷调查,运用GIS空间分析技术、多元线性回归模型以及logistic回归模型等方法,研究微观尺度下居民健康与环境危害感知的空间分布,并探讨影响居民健康的关键因素。研究表明：①郑州市居民对自身健康状况的感知总体上处于中等水平,多数居民认为空气污染最严重,其次是噪声污染,垃圾污染与水污染相对较轻,但这4种环境污染均对居民健康状况具有显著影响。②居民健康感知的空间差异显著,呈现出明显的“中间低—外围高”的分布特征,即市中心的居民健康水平较低,而处于外围地区的居民健康水平较高。③不同社会经济属性个体对自身健康状况感知差异明显,随着年龄的增长对健康状况的感知越来越差,尤其是60岁以上的人群感知最差;高学历与高收入者认为自己健康状况很好或者非常好的比例远大于低学历与低收入者;性别与婚姻状况对健康感知的影响并不明显。④居住地到工作单位的距离越远,健康状况感知很好或者非常好的人数比例越低,街道区位也是影响居民感知自身健康状况的显著因素。研究结果可为郑州市制定更加公平、有效的环境健康政策提供科学依据。
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DOI:10.11820/dlkxjz.2015.02.002 [本文引用: 2]
旅游业作为国民经济的重要行业,在节能减排的大背景下,其碳排放的问题得到学术界越来越多的关注,但相关研究方法仍不成熟。本文以开封市为例,基于改进的EIO-LCA模型构建了旅游业碳排放矩阵,分析了城市旅游业及相关部门的碳排放状况。结果显示：城市旅游业直接碳排放占碳排放总量比例较小,其碳排放强度低于GDP碳排放强度,不同城市旅游者类型的人均碳排放量差异较大;旅游业各部门的碳排放量及直接碳排放比存在较大的差异,各部门对国民经济其他行业的碳排放影响不同。旅游业虽不是“无烟产业”,但可称为“低碳产业”,发展旅游业对城市的节能减排有积极的作用。
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DOI:10.11821/dlxb201712007 [本文引用: 1]
基于时空间行为的城市空间解读已成为重要的研究范式,源于时间地理学的时空弹性反映了人们受到的时空制约以及拥有的机会,具有重要的研究意义。本文从性别比较的视角出发,对居民日常活动的时空弹性特征及其影响因素进行分析。基于北京上地—清河地区GPS与活动日志相结合的居民一周活动与出行数据,利用其中由被调查者汇报的活动在时间和空间上的可变程度作为对活动时空弹性的测度。在对不同性别、不同活动的时空弹性进行描述性统计和比较的基础上,利用次序Logit模型,分析个人及家庭社会经济属性、活动属性对于活动时空弹性的影响,以及这种影响的性别差异性。研究发现：活动的时空弹性在不同活动、不同个体之间存在着巨大的差异,其中活动类型的影响尤其显著;女性的活动具有更强的时空弹性,反映了中国的家庭分工与西方具有较大的差异;活动的时间弹性与空间弹性之间存在着较为复杂的关系,二者的相互影响机理及其对个体时空可达性的影响有待进一步探讨。对于活动时空弹性的分析反映了居民行为的复杂性和潜在特征,有助于理解行为决策机制以及城市运行的内在机理,也为相关的规划、政策提供了实证依据。
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