城市固体废弃物管制政策要有效，一方面，需要基于市场的政策(激励性管制政策)对家庭、厂商等微观组织施加切实的影响。另一方面，伴随着激励性管制政策要进行相应的公众行为变革，使公众自觉地实行垃圾减量化、再利用、再循环。例如，自觉抵制过度包装产品的购买，使用后再利用、分类回收等。这些行为笔者统称为循环型消费行为(Recycling consumption behavior)。简言之，循环型消费行为是居民注重产品减量化、再利用、再循环的环境友好型行为的简称，它既包括循环型购买行为，也包括购买后循环型使用(包括使用、处理、废弃等)行为[1]。循环型消费行为是家庭垃圾减量化的主要渠道，是下游政策——按抛扔量收费——有效的关键;循环型消费行为也是上游政策——税收和补贴——有效的基础;循环型消费行为对于综合政策——押金返还制度——的成效还发挥着重要作用。因此，城市居民自觉的循环型消费行为是固体废弃物管制政策有效的公众行为基础。进一步说，夯实管制政策的公众行为基础必须变革居民行为，促使居民自觉地转向循环型消费行为。
变革公众行为，促使居民自觉转向循环型消费行为的主要方略就是社会营销(Socialmarketing)。现在的问题是如何实行社会营销，以夯实管制政策的公众行为基础。笔者以为，循环型消费行为首先是微观主体理性选择(成本收益分析)的结果。如果循环型消费的成本过高(如回收点太少、可循环处理产品的价格太高等)，或收益太低(如废旧物品的回收价格太低)，那么理性主体就不会选择循环型消费行为。除成本收益考虑之外，循环型消费行为还受到多种非经济因素(如心理意识因素、人口统计因素等)的影响。显然，在变革公众行为的社会营销过程中，需要:首先对城市居民的循环型消费行为进行具体测度与检验，了解其现状和主要影响因素;然后根据实证检验结果，对特定居民采取特定的社会营销策略。这有助于实现以较低的政策成本获得较高的政策收益。本章第一节是相关文献回顾和实证研究设计;第二节是问卷调查设计和样本基本分析;第三节对城市居民的循环型消费行为进行测度，并对分析结果进行阐释;第四节是实证研究结论和社会营销策略。
一、相关文献回顾
20世纪70年代以来，经济发达国家开始注重对居民的环境意识与环境行为进行实证研究。根据现有的相关研究，一些心理意识因素(对生态或环境的态度、环境知识、社会责任意识等)和人口统计因素可以用来预测居民对生态的关心程度。
在心理意识因素中，多数研究得出了类似的结论，即一个人对生态或环境的态度可能会影响其环境意识消费行为。Balderjahn(1988)研究发现，对待污染的态度会影响一个人对具有生态意识的生活方式的态度，对具有生态意识的生活方式持积极态度的人会积极参与生态购买和生态消费活动。换句话说，关心污染问题的人往往会在购买和使用中采取措施，避免造成更多的污染。Schwepker和Cornwell(1991)指出，某些社会心理因素在判别生态包装产品购买意愿高/低两种类型消费者时，有着重要作用。那些关注乱扔垃圾问题，相信垃圾污染问题的存在，并对生态意识生活持赞同态度的居民，更倾向购买生态包装产品。Bohlen，Schlegelmilch和Adamantios(1993)的研究进一步发现，环境态度是绿色购买行为的最重要的预测因素。Pickett，Kangun 和Grove(1995)的研究也表明，在判别消费者的环保行为时，判别能力最强的预测因素是其对污染的总体态度。
关于环境知识对环境行为的影响，不同学者的研究结论并不完全一致。一些学者研究发现，个人拥有的知识是一个重要影响因素。大多数人都回答他们愿意做很多事情来帮助解决污染问题，并且他们对此还会投入相当多的感情成分，但他们几乎没有做出什么实际的努力。事实上，在这些一般性态度和负责任的环保行为之间存在一个非常重要的变量，这就是一个人对生态和污染问题认知水平的高低(波隆斯基、威蒙萨特，2000)。Dispoto (1977)研究认为，环境知识是环境敏感行为(Environmentally sensitive activity)的一个很好的预测变量。与之类似，Synodinos (1990)也认为，通过增加消费者对环境问题的知识会促使其对环境行为产生更积极的态度。Arbuthnott和Lingg(1975)、Hoch 和Deighton(1989)、Park等人(1994)的研究也都表明，环境知识与环境友好行为确实存在联系。Margueral和Cestre(2004)的研究进一步表明，生态知识对消费者的态度和购买后行为(循环回收行为)有特殊影响。但Maloney和Ward(1973)却发现，消费者的环境知识与生态相容行为(Ecologyically compatible behavior)并无重要关系。Pickett，Kangun和Grove(1995)的研究也表明，生态知识对环保行为并无显著影响。Schahn和Holzer (1990)认为，需要对“抽象的”和“具体的”环境知识加以区分，并指出只有后者才可能对生态友好行为有重要影响(马瑞婧，2006)。总的来说，环境知识与环境行为之间的确切关系尚需进一步研究。
关于社会责任意识对生态行为影响的研究尽管相对较少，但还是有一些学者进行了探索。Webster(1975)研究发现，有社会责任感的人往往受到普遍认同的社会价值观的影响。因此，积极参与社区活动、具有社会责任感的人，更可能购买生态包装产品，只要这种行为成为普遍接受的规范。
在人口统计变量中，一些学者发现，生态意识的消费者倾向于是那些年轻、受过良好教育、收入较高，以及职业地位和社会经济地位较高的人(Van Liere和Dunlap，1980; Schwepker和Cornwell，1991)。但也有学者研究认为人口统计特征和生态行为之间不存在相关性。在他们看来，不能根据一个人的人口因素来判断他是否关心生态，所以人口因素的作用非常有限(Balderjahn，1988)。尽管关于人口因素对生态行为影响的研究结论不完全一致，但大多数研究揭示，人口因素在预测居民的生态意识行为上不能和心理意识因素等量齐观(Balderjahn，1988; Schwepker和Cornwell，1991; Pickett，Kangun和Grove，1995)。
二、实证研究设计
从现有文献看，不同学者对于心理意识因素、人口统计因素与环境友好行为之间关系的研究结论并不完全一致，甚至完全相反。这一方面由于不同国家、不同城市、不同时间具有不同的文化背景和经济水平。文化背景和经济水平的差异必然导致研究结论的差异。另一方面由于不同学者对变量的选择、界定存在差异。例如，不同学者在研究中采用了不同的因变量名称:环境保护行为、生态友好行为、绿色购买行为、环境敏感行为、生态相容行为等。这些环境行为在内涵和外延上存在一定的差异。显然，在变量选择、界定上存在差异的情况下，研究结论也必然有所差异。
近年来，我国一些学者也开始对居民环境意识和环境行为进行调查研究(杨明，2002;何志毅、杨少琼，2004;李岩松、马朝阳，2006)，但很多研究仅仅是对公众环境意识和环境行为现状进行描述性研究，缺乏深层次的因果研究。而且，多数研究主要是针对一般的环境问题(如酸雨、全球变暖、空气污染、水污染等)，调查消费者一般的绿色消费行为、环境保护行为或生态友好行为等。事实上，这些环境问题有的似乎距离居民还很遥远，居民日常行为也很难显著地影响这些一般环境问题(如酸雨)。本章专门针对居民切身的具体环境问题——垃圾问题，主要调查居民日常生活中的循环型消费行为(而不是一般的环境保护行为或生态友好行为)。而且，以往的研究主要关注购买行为。本章不仅关注购买行为，也关注购买后的使用、处理、废弃行为。我们假设循环型消费行为受心理意识因素(包括垃圾问题感知、垃圾循环知识、垃圾责任意识、个人消费观念)和人口统计因素(包括性别、婚否、年龄、学历、家庭人口、就业状况、职业、个人月收入、家庭人均月收入、居住城市)的影响，具体来说:
H1:垃圾问题感知(对垃圾污染和资源耗竭问题的感知)对居民的循环型消费行为有显著影响。
H2:垃圾循环知识(关于垃圾污染和垃圾循环的基本知识)对居民的循环型消费行为有显著影响。
H3:垃圾责任意识(对减少垃圾量和将垃圾回收利用的责任意识)对居民的循环型消费行为有显著影响。
H4:个人消费观念(物质型或者说物质主义消费倾向)对居民的循环型消费行为有显著影响。
H5:人口统计特征(性别、婚否、年龄、学历、家庭人口、就业状况、职业、个人月收入、家庭人均月收入、居住城市)对居民的循环型消费行为有显著影响。
图6－1总结了循环型消费行为及其影响因素假设模型。
图6－1 循环型消费行为及其影响因素假设模型
在心理意识变量中，个人消费观念是我们添加的。个人消费观念是个体的价值观念、生活方式、性格取向、个性特征、消费理念的综合。特别地，个人消费观念往往反映了个体的物质主义消费倾向。关于个人消费观念对循环型消费行为的影响，根据笔者掌握的资料，发达国家这方面的研究很少[2]。笔者以为，个人消费观念(物质主义消费倾向)一方面涉及人与人的关系，另一方面涉及人与自然的关系。前者如攀比、炫耀、时尚等，后者如奢侈、物质、享受等。且这两者往往是交叉、交织在一起。物质主义消费倾向的居民更可能在消费过程中不顾及生态环境(影响人与自然的和谐)。
一、量表发展与问卷设计
为了设计调查问卷，我们参考了很多国内外相关文献，并在其基础上根据中国的文化特征和我们的研究目的进行了综合比较与反复修正。
对于循环型消费行为中的购买行为量表，Schwepker和Cornwell(1991)提出了购买意愿量表(PI)。该量表提出后，Johnson和Johnson(1992)、Pickett，Kangun和Grove(1995)、Newell和Green(1997)等在研究中都直接使用该量表。Schwepker 和Cornwell采用的是以下五个题项度量消费者的购买意愿(PI)[3]:
PI1:购买同类产品时，我会优先考虑其包装是可生物降解的产品。
PI2:购买同类产品时，我会优先考虑其包装是可循环处理的产品。
PI3:购买产品时，我乐于购买大袋包装的产品而不是小袋包装的产品，从而减少购买次数。
PI4:购买产品时，如果新型包装意味着产生更少固体废弃物的话，我会乐于选用新型包装(如传统为方形，新型为圆形)。
PI5:购买产品时，如果我知道这是一个吸引力稍次，没有那么花哨，但已去掉所有不必要塑料的纸质封皮产品，我会乐于选购它。
在PI量表中，PI3很难度量中国消费者实际的循环型购买倾向，因为中国消费者购买大袋包装还是小袋包装的产品不完全取决于循环型消费意识，甚至可以说主要不取决于循环型消费意识，而是取决于其购买习惯、收入等其他因素。PI4的表述不符合中国实际，中国消费者还不具备这样的消费知识，也缺少类似的消费体验。PI5则明显具有诱导性、偏向性。对此，我们在PI量表的基础上做了修正和补充。保留PI2，将PI4修改为“购买同类产品时，我会购买精美包装的产品，而不是简易包装的产品”。
对于循环型消费行为中的使用行为(包括使用、回收、处理)量表，Schwepker和Cornwell(1991)设计了对生态意识生活的态度(AECL)量表，Pickett，Kangun和Grove(1995)设计了环保行为指标(ENVIROCON)量表。Schwepker和Cornwell对生态意识生活的态度(AECL)量表如下:
AECL1:购买产品时，我试图考虑我的使用怎样影响环境和其他消费者。
AECL2:只要可能，我只购买我认为环境安全的产品。
AECL3:只要可能，我尽量循环使用产品。
Pickett，Kangun和Grove的环保行为指标(ENVIROCON)量表如下:
ENVIROCON1:你是否经常对生活垃圾(即铝制品、玻璃、报纸等)进行分类，并把分类后的垃圾送到最近的回收利用中心或放到垃圾分类回收箱?
ENVIROCON2:在您家用电冰箱时，是否经常用可重复使用的容器盛放食品，而不用铝箔纸或塑料袋?
ENVIROCON3:您是否经常在洗碗时注意节约用水?
ENVIROCON4:为了节约用电，您在离开房间之前，是否经常会关灯;在离家之前，是否经常会把温控器关掉?
ENVIROCON5:在刷牙、刮胡子、洗手和洗澡时是否经常会注意节约用水?
ENVIROCON6:在您处理一些耐用物品(如电器、家具服装和日用织品等)时，是否经常会把这些东西送人，或卖给别人或捐献给慈善机构(如退伍军人组织、良好愿望组织等)?
ENVIROCON7:您是否经常拒绝购买过度包装的产品?
对于AECL量表，我们保留AECL3，对另外两个题项作了修改。在ENVIROCON量表中，题项3、4、5度量的是节约水电行为，与本书主题不相关。题项1、2、6、7度量的是产品使用、垃圾处理回收、避免过度包装行为，与本书主题相关，但其中部分题项表述不够具体确切，包含了太多内容，而且中国并不具备经济发达国家的分类回收条件。因此，我们仅保留题项7，对其余题项进行了较大修改，同时增加了2个题项。最终的循环型消费行为量表如表6－1所示[4]。
表6－1 循环型消费行为量表及其来源
注:*为我们自己首次设计的题项，下同。
对于垃圾问题感知量表，我们借鉴了Schwepker和Cornwell (1991)、Johnson和Johnson(1992)的相关量表，并作了相应修改[5]。也有的题项是我们自己设计的，如“我担心地球上能源、矿产、森林等自然资源会迅速耗竭”。如表6－2所示。
表6－2 垃圾问题感知量表及其来源
对于垃圾循环知识量表，我们考察了发达国家的相关研究量表发现，多数量表不能直接借鉴[6]，因此这部分题项是我们自行设计。当然正式量表形成前，我们进行了试调查，征求消费者和有关专业人士意见，并进行了多次修改[7]。最终的垃圾循环知识量表如表6－3所示。设计问题时，我们没有采用考核知识的方式，而是通过被调查人对特定题项主观赋值(得分代表居民对该题项的知晓程度)，这样更易于为被调查人所接受。当然，可能有的被调查人存在不懂装懂，扩大自身知识的倾向，对此在数据处理时要注意。
表6－3 垃圾循环知识量表及其来源
对于垃圾责任意识量表，我们借鉴了Berkowitz和Daniels的社会责任量表(SRS)及Johnson和Johnson(1992)的量表，并在其基础上作了较大修正[8]。垃圾责任意识量表如表6－4所示。
表6－4 垃圾责任意识量表及其来源
对于个人消费观念量表，我们参考了价值观念和生活方式(VALS)量表和VALS2量表(Richins和Dawson，1992)。VALS量表最早由SRI国际调查公司设计，被学者们广泛使用。后来，SRI公司又对VALS量表进行修正，推出了VALS2量表。我们主要借鉴VALS量表和VALS2量表中度量物质主义生活方式的题项，并在其基础上有所改动[9]。最终的个人消费观念量表如表6－5所示。
表6－5 个人消费观念量表及其来源
每个题项都采用李克特五级量表制。鉴于负向指标可能导致被调查人的理解或回答偏误(试调查中我们也发现这一点)，我们尽量采用正向指标。也有少数题项还是采用负向指标(如题项6－2、题项6－4)，负项指标统计分析时反向打分[10]。
在人口统计变量中，我们选择了性别、婚否、年龄、学历、家庭人口、就业状况、职业、个人月收入、家庭成员月总收入、居住城市十个题项。其中，性别分为2类:①男;②女。对婚否，分为3类:①未婚;②已婚;③其他(离异、丧偶等)。对年龄，采用5个分类指标:①15～24周岁;②25～34周岁; ③35～44周岁;④45～54周岁;⑤55周岁以上。对学历，分为5类:①初中及以下;②高中/中专;③大专;④本科;⑤研究生以上。对家庭人口，分为5类:①1人;②2人;③3人;④4 人;⑤5人以上。对就业状况，分为3类:①是;②否;③在校学生，以把学生与其他居民区分开来。对职业变量，我们参照《中华人民共和国职业分类大典》并有所调整，将职业分为7 类:①农林牧副渔劳动者;②制造、运输工人、手艺人和相关人员;③服务业员工、商业人员、销售人员;④政府或企事业单位职员、管理者;⑤各类专业技术、教育科研人员;⑥个体经营者、老板、工商户等;⑦其他职业。对个人月收入，我们以800元为一个区间(而不是通常使用的1000元一个区间)[11]，将个人月收入分为6类:①800元以下;②801～1600元;③1601～2400元;④2401～3200元;⑤3201～4000元;⑥4001元以上。对家庭成员月总收入，我们以1600元为一个区间，将家庭成员月总收入分为6类:①1600元以下;②1601～3200元;③3201～ 4800元;④4801～6400元;⑤6401～8000元;⑥8001元以上。居住城市则是开放式问题。
二、调查过程与问卷回收
我们通过对城市居民进行问卷调查获取数据。调查于2005 年12月～2006年6月在武汉、杭州、靖江三市展开。三市中，武汉是中西部地区的大型城市，杭州是东部地区的中型城市，靖江是江苏南部的小城市。选择这三个城市，既考虑了大、中、小城市的合理分布，也考虑到不同经济水平城市的合理配备。
考虑到单纯采用邮寄调查或仅仅使用面对面调查都存在一定的缺陷[12]，我们采取邮寄调查与面对面调查相结合的方式。我们派送了3016份调查问卷至居民小区信报箱(其中，也有部分问卷直接递交到居民手中)，并请居民将填好的调查问卷用预先贴好地址、邮票的信封寄还给我们。派送调查问卷时，我们采取分层抽样与简单随机抽样相结合的方式:首先，根据三市的人口分布情况各选择一定数量的居民小区投递问卷(分层抽样)。在武汉，根据武汉三镇(武昌、汉口、汉阳)七区(江岸区、江汉区、硚口区、汉阳区、武昌区、青山区、洪山区)的人口分布情况，选择32个居民小区。在杭州，根据杭州主城区六区(上城区、下城区、拱墅区、江干区、西湖区、滨江区)的人口分布情况，选择33个居民小区。在靖江，根据靖江市区的人口分布情况，选择7个居民小区。主要调查社区描述见表6－6。其次，每个小区平均派送42份调查问卷(简单随机抽样)。最终在武汉、杭州、靖江三市分别派送1250、1470、296份调查问卷。
表6－6 调查社区描述
除邮寄调查外，我们还在三市的广场、公园、校园、小区等公共场所进行了随机的面对面调查。广场主要是武汉的洪山广场、首义广场，杭州的武林广场、吴山广场等。公园主要是武汉的中山公园、紫阳公园、解放公园、和平公园，杭州的六公园、太子湾公园等。校园主要是武汉、杭州两市的武汉大学、中南财经政法大学、浙江财经学院、浙江旅游职业学院、浙江警官职业学院5所高校[13]。小区就是表6－6中的部分小区。面对面调查由被调查人当场填写，我们当场回收。
截至2006年6月28日，我们共回收邮寄问卷684份，回收率为22.68%。经一致性检验剔除27份无效问卷，获得有效邮寄问卷657份，有效回收率为21.78%。从邮寄回收率看，一般来说，15%～25%都属于正常范围，超过20%则非常理想。如Johnson和Johnson(1995)对德国新联盟州生态态度和生态行为的调查，邮寄回收率为15.3%。与发达国家的类似调查相比，我们的邮寄回收率(21.78%)相对比较理想。面对面调查问卷回收455份(没有统计面对面调查拒绝率)，经一致性检验剔除45份无效问卷，获得有效面对面问卷410份，有效率为90.11%。最终共获得有效问卷1067份(657+ 410)。问卷回收情况的区域分布和详细信息如表6－7所示。
一般来说，理想的样本量应为变量数的10～25倍以上，而且越大越好。本章所涉及的变量共42个，样本量应为420～1050个以上[14]。本调查的有效样本量(1067个)超过变量数的25倍，可见，样本量非常充足。
这里，有必要简要叙述一下判别和剔除无效问卷的原则:①关键性缺项过多。主要是循环型消费行为因变量和心理意识特征自变量的缺项。对于一些人口统计变量(如收入)缺失，则依然视为有效问卷。②多处前后矛盾(如个人月总收入超过家庭所有成员月总收入、题项5－2与题项5－5矛盾、题项6－2与题项6－3矛盾等)。③相同选项过多，不符合逻辑的问卷。④有些问卷由于填写人超出调查范围我们也剔除(如问卷填写人为年龄9岁的小学生，我们也将该问卷剔除)。
表6－7 问卷回收情况统计表
我们采用SPSS11.5和Excel2003统计软件对1067份有效样本进行分析。主要分析方法有:①描述性统计分析;②方差分析;③相关分析;④多元回归分析(包括Logistic回归);⑤判别分析。
三、样本分析和信效度检验
有效样本中城市居民的构成分布如表6－8所示。回收问卷中，未婚者、年轻人和大学以上学历的居民比例稍高，这是由于我们选择了一定比例的大学生填写问卷。但总的来说，性别、家庭人口、职业、收入状况等分布大致与中国城市居民总体状况接近，这从一个侧面说明调查是科学、可信的。
表6－8 有效样本中城市居民的构成分布
续表
注:职业变量中，由于“农林牧副渔劳动者”职业的居民比例太少，我们将其并入“其他职业”。
鉴于通过调查问卷获得准确的家庭人均月收入较难，我们用家庭成员月总收入除的家庭人口以获得家庭人均月收入，并把家庭人均月收入分为6类[15]。如表6－9所示。
表6－9 家庭人均月收入分类统计表
下面进行信效度检验。内在信度(Internal reliability)是度量问卷各题项之间内在一致性程度的指标。实际上，内在信度主要考察问卷中一组题项测量的是否是同一概念。为了评估调查问卷的内在信度，我们采取学术上常用的Cronbach’sα信度指标。分析Cronbach’s信度指标(及其变化)，能够为问卷改进提供参考。信度分析发现，在循环型消费行为项中，删去题项6－1后，总体Cronbach’sα信度指标有显著提高(从0.7058提高到0.7163)。且题项6－1与总体的相关系数仅为0.1840，大大低于其他题项与总体的相关系数。这说明题项6－1不够好，后面分析时将其剔除。最终保留9个题项(循环型购买行为、循环型使用行为分别为5、4个)。对心理意识特征自变量，我们也采取了同样的方法筛选变量:对于垃圾问题感知，删去题项1－1;对于垃圾循环知识，删去题项2－1;对于垃圾责任意识，删去题项3－1、题项3－2、题项3－5;对于个人消费观念，删去题项4－5。最终垃圾问题感知、垃圾循环知识、垃圾责任意识、个人消费观念分别保留6、4、2、4个题项。我们对所有经过筛选保留的题项进行了重新编码，如表6－10所示。
根据统计学家小黑尔(Ronald L. Hair)、安德森(Rolph E. Anderson)、泰萨姆(Ronald L. Tatham)、布莱克(William C. Black)等人的观点，Cronbach’sα系数应达到或超过0.7。在探索性研究中，Cronbach’sα系数可以低于0.7，但不能低于0.5。从表6－10可以看出，垃圾问题感知、垃圾循环知识、垃圾责任意识、个人消费观念、循环型消费行为五项的Cronbach’sα系数都接近或超过0.7，这说明其内部一致性、可靠性和稳定性较好。删去任一题项，Cronbach’sα系数也无显著提高。此外，除少数题项与各分项的相关系数略低于0.3之外，绝大多数题项与各分项的相关系数都在0.3以上，有的还达到或超过0.6，总的来说，调查问卷和研究结果具有一定的可信度。
效度(Validity)包括内容效度(Content Validity)和建构效度(Construct Validity)两种。内容效度主要反映问卷内容的广度和切合目标的程度，我们采用专家判断法和重复测试法来检验内容效度。问卷正式形成以前，我们先经过一轮与专家、居民的访谈，询问他们哪些因素对度量心理意识特征与循环型消费行为重要，归纳得出问卷初稿。此后，我们对城市居民进行了两次试调查(Pilot Study)，并对试调查结果进行分析，总结了被调查居民的意见，对一些表述不清楚、难以理解、不好回答或有歧义的题项进行修正后才最终确定问卷。总的来说，本问卷内容有一定的广度，且切合调查目标，内容效度较为理想。建构效度也称结构效度、构想效度或理论效度，是指测量工具反映概念和命题的内部结构的程度，一般通过测量结果与理论假设相比较来检验。我们用因子分析法检验建构效度。从表6－11可以看出，A项、B项、D项、EF项的KMO检验统计量均接近或超过0.7，总体的KMO检验统计量也超过0.6，C项的KMO检验统计量略低，为0.5，这与其只有2个题项有关。所有分项的Bartlett’s球形检验显著性水平均为0.000，因此，拒绝Bartlett’s球形检验零假设，可以认为本调查问卷及各组成部分建构效度良好。
表6－11 KMO检验和Bartlett’s球形检验
一、总体描述性分析与结果阐释
调查问卷各题项的均值和标准差如图6－2所示。
如表6－12所示，在垃圾问题感知项中，居民对“看到公共场所乱丢的垃圾，我感到非常厌恶”(A5)最为认同[16]，认同的比例高达97.1%。居民认同“当前城市垃圾污染已经非常严重”(A1)、“如果不控制，以后会没有地方堆放垃圾”(A3)、“地球上能源、矿产、森林等自然资源会迅速耗竭”(A6)三项的比例分别为74.2%、79.4%、79.3%。居民对“我一直非常关注城市垃圾污染问题”(A2)、“垃圾污染已经影响到我的居住和生活环境”(A4)的认同度有所降低，认同的比例分别为61.7%、64.8%，且这两项的标准差相对也较大(如图6－2所示)。可见，尽管多数居民已经认识到垃圾污染问题，但仍有部分居民没有意识到垃圾污染会对自身带来直接危害的严重性，从而也不太关注垃圾污染问题。一些人或许觉得尽管垃圾污染已经很严重，但还没有影响到自己，以致他们常常忽视或忘记垃圾污染问题。
图6－2 各题项的均值和标准差
注:序号1－25代表的题项分别为: 1－A1、2－A2、3－A3、4－A4、5－A5、6－A6、7－B1、8－B2、9－B3、10－B4、11－C1、12－C2、13－D1、14－D2、15－D3、16－D4、17－E1、18－E2、19－E3、20－E4、21－E5、22－F1、23－F2、24－F3、25－F4。
表6－12 垃圾问题感知各题项描述性统计表(人，%)
如表6－13所示，在垃圾循环知识项中，居民认同“我知道什么是‘白色污染’”(B1)的比例为91.0%，认同“我知道哪些垃圾可循环回收”(B2)的比例为70.4%。对于“可生物降解材料”(B3)、“环境友好型产品”(B4)，认同的比例则大大减少，分别为44.7%、34.1%。同时，对B3、B4回答“一般”的比例都接近或超过40%，不认同B4的比例超过四分之一。可见，即便不考虑居民夸大自己知识(不懂装懂)的倾向，居民的垃圾循环知识也是很欠缺的[17]。
表6－13 垃圾循环知识各题项描述性统计表(人，%)
续表
如表6－14、图6－2所示，在垃圾责任意识项中，居民对“我有责任减少垃圾量和将垃圾回收利用”(C1)的认同度略低于对“我愿为减少垃圾量和垃圾回收利用做出贡献”(C2)的认同度(认同C1、C2的比例分别为86.8%、89.7%)。这两项的均值分别为1.54、1.45，标准差分别为0.866、0.749。C1比C2的均值高0.09，标准差也高0.117。这折射出部分居民微妙的心理:一些居民可能认为“减少垃圾量和垃圾回收利用”是他们对社会“额外的贡献”(是在做好事)，而不是自己“应尽的责任”(应该做的义务)。这一点应引起我们的重视和警惕。
表6－14 垃圾责任意识和个人消费观念各题项描述性统计表(人，%)
在个人消费观念项中，居民对“我喜欢拥有很多高档消费品”(D4)最不认同，不认同的比例有61.2%，对“在消费上，我认为我是时尚的”(D2)，不认同的比例有41.8%，对于“与多数人相比，我比较注重物质消费”(D1)、“我喜欢尝试购买新产品”(D3)，不认同的比例都在35%以下，低于表示“一般”的比例。可见，多数居民注重物质享受和新产品刺激，不少人还追求时尚和高档，他们可以归入物质主义消费观念群体。随着中国经济发展和人民生活水平的提高，追求物质主义也是一种必然现象。但是，如果物质主义消费观念导致了对循环型消费的忽视，进而导致了城市垃圾的泛滥，那么这也是值得政策制定者注意和警惕的。后面我们将进一步检验个人消费观念是否会影响其循环型消费行为。
从表6－15可以看出，在循环型购买行为项中，认同“购买同类产品时，我会选择使用时和使用后对生态环境危害小的产品”(E1)的有64.2%，认同“购买产品时，我会考虑其是否有环境标志”(E4)的降为52.0%，认同“购买同类产品时，我会优先考虑其包装可循环处理的产品”(E3)的进一步降为42.2%。与此同时，不认同E1的为6.5%，不认同E3、E4的分别提高为14.4%、13.6%。城市居民对E1、E3、E4三项的回答存在较大的差异，这可能有两方面原因[18]:一是少数人存在一定程度的言行不一，他们一般认为自己会购买对生态环境危害小的产品，但具体购买时，又忘记了这一信条，即不考虑所购买的产品是否有“环境标志”或“可循环处理包装”;二是不少人缺乏“环境标志”、“可循环处理包装”的相关知识，这导致他们不可能真正购买对生态环境危害小的产品(尽管他们认为自己会这么做)。另外，城市居民对E1、E3、E4三项回答“一般”的比例分别为29.3%、43.4%、34.3%。这表明仍有很多人对循环型购买行为持无所谓的态度。调查时发现，在这部分人中，很多表示自己没有考虑“生态环境危害”、“环境标志”和“可循环处理包装”。但他们回答时却并非选择“不同意”，而往往选择“一般”[19]。
对于“我一般不会购买包装过度的产品”(E5)，认同的比例为75.8%，不认同的有7.6%。对于“购买同类产品时，我会购买精美包装的产品，而不是简易包装的产品”(E2)，认同的比例为18.5%，不认同的有52.5%。这表明一些居民认为自己“一般不会购买包装过度的产品”，但具体购买时，又有相当一部分人会选择“购买精美包装的产品，而不是简易包装的产品”。尽管精美包装并不等同于过度包装，但只购买精美包装(而不是简易包装)的居民更有可能购买过度包装产品。
如表6－16所示，在循环型使用行为项中，有58.9%的居民不认同“一件产品用旧后，通常我就会重新买个新的，即使这个旧产品还能使用或修理后能用”(F1)，只有五分之一(20.3%)的居民认同F1。相应的，有66.3%的居民认同“我尽量循环使用(或重复利用)产品，直至其完全废弃”(F2)，只有10.3%的居民不认同F2。有57.4%的居民不认同“我通常把一些可回收利用的废旧物品直接扔到垃圾箱里，而不是设法卖掉或送给别人”(F3)，认同F3的有22.5%。对“我通常把旧报纸杂志、书本纸张等积累起来，然后卖掉或送给别人”(F4)，居民最为认同(认同F4的比例有88.3%，不认同的仅4.3%)，内部差异也非常小(标准差为0.881)，如图6－2所示。
表6－16 循环型消费行为(使用行为)各题项描述性统计表
从循环使用(或重复利用)的角度看，F2的回答结果要好于F1，内部差异也小于F1(表现为F2的标准差小于F1)。这反映了多数居民认同会循环使用(或重复利用)产品，直至其完全废弃，但人们对于产品废弃的理解可能不完全一致。一些人也许认为“一件产品用旧了就废弃了”，此时就会买个新的，即使这个旧产品还能使用或修理后能用[20]。比较F3、F4的统计结果可以看出，居民回收纸张比较普遍，但不少居民扔掉了一些可回收利用的其他废旧物品。据调查，扔掉的废旧物品主要有废旧塑料、玻璃、布类织物、金属等。这些物品不像纸张那样可以方便地积累起来卖掉，回收的途径也不便捷，所以居民回收利用的激励不够。
二、方差分析、相关分析与结果阐释
上面对城市居民的循环型消费行为与心理意识特征进行了总体描述性分析，但没有考察内部差异，也未考察心理意识特征与循环型消费行为是否存在关系。下面考察不同人口统计变量的居民在循环型消费行为上的差异，并进一步考察心理意识特征与循环型消费行为之间是否存在相关关系。
鉴于人口统计变量为两分类或多分类变量，不能用单样本T检验(One-sample T test)、两样本T检验(Independent-samples T test)或配对样本T检验(Paired-samples T test)。而方差分析(Analysis of variance，ANOVA)可以用于进行两组或多组样本间的均值比较，且检验效率比T检验要高。因此我们采用方差分析。考虑到人口统计因素下的变量(及其水平)太多，如果使用多因素方差分析又太过复杂，且缺乏操作性。所以我们主要采用单因素方差分析(One-way ANOVA)，考察特定人口统计变量是否对循环型消费行为产生显著影响。从表6－17可以看出，人口统计变量对循环型消费行为有不同的影响。
表6－17 单因素方差分析表
注:方差齐次性检验是不同人口统计变量组在循环型消费行为上的方差齐次性检验。
先进行方差齐次性检验(Homogeneity-of-variance)。可以看出，所有人口变量的方差齐次性检验显著性水平均大于0.1，这表明样本所在各总体的方差齐。
根据方差分析结果，性别、婚否、年龄、学历、家庭人口、就业状况、个人月收入、居住城市对循环型消费行为有显著影响(显著性水平几乎都在0.01以下)。在0.05的显著性水平下，职业、家庭人均月收入对循环型消费行为并无显著影响。
对于性别，均值分析发现，男性循环型消费行为的均值为19.10，女性的均值为20.38。可见，男性较女性注重循环型消费行为。而且，男女在循环型购买行为和循环型使用行为上都有显著差异。据推测，男女在循环型消费行为上的差异，其原因可能在于女性相对男性更追求时尚，所以对产品的循环使用与回收再利用不太注重。
对于婚否，已婚者循环型消费行为倾向更明显。对于年龄，年龄越大，循环型消费行为倾向也越明显。考虑到婚否与年龄有较强的相关性，到底哪一个对循环型消费行为有实质性影响，后面进一步分析。
对于学历，大学本科生更不注重循环型消费行为。当然，不能就此武断地认为学历对循环型消费行为有负面影响。这是因为，随着高等教育门槛降低，初中等教育日益普及，不同年龄、不同时代的居民在学历上没有可比性。例如，现在的大学生与20世纪80年代的大学生就存在差别。只有在同一时代、同一年龄层次的居民中(如都是25～34周岁)，进行学历比较才有意义。一般来说，为了控制年龄因素的影响，可以采用偏相关分析(Partial correlation coefficient)或部分相关分析(Part correlation coefficient)。鉴于偏相关分析比部分相关分析重要(马尔霍特拉，2002)，我们采用偏相关分析。控制年龄因素时，学历和循环型消费行为的偏相关系数为0.066，显著性水平为0.035(双尾检验)。可见，学历和循环型消费行为有着较弱的相关关系。具体地讲，低学历者较注重循环型消费行为。
对于家庭人口，家庭成员2人以下的居民更注重循环型消费行为。家庭人口对循环型消费行为的影响是否真实可靠，后面进一步分析。
至于就业状况，不同就业状况的居民在循环型消费行为上有显著差异。学生对循环型消费行为的认同度较低。而其他居民(非学生)对循环型消费行为的认同度较高。这可能由于学生更追求潮流，倾向时尚消费，对循环型消费行为往往忽视了。另外学生大多住在学校，缺乏将可回收垃圾(如废纸张、旧塑料等)积累起来回收的条件，而住在小区的居民可以方便地在家门口将可回收利用的废旧物资卖掉。
对于个人月收入，低收入者相对高收入者的循环型消费行为倾向更明显。但低收入者注重循环型消费行为可能主要出于经济动机，而不一定是内在的责任意识，也不一定出于对垃圾问题的关注。
对于居住城市，靖江居民较武汉、杭州居民更不注重循环型消费行为。这一结论与Schwepker和Cronwell(1991)的结论类似。Schwepker和Cronwell的研究也发现，大城市居民更倾向购买生态包装产品。据分析，小城市居民可能缺乏相应的垃圾循环知识，这导致了其循环型消费行为相对较少。
从表6－17还可看出，在0.01的显著性水平下，婚否、年龄、学历、家庭人口、就业状况对循环型购买和循环型使用行为都有显著影响，且影响方向与总体循环型消费行为一致。与之相对，在0.05的显著性水平下，性别、职业、居住城市三变量仅对循环型使用行为有显著影响，而对循环型购买行为没有显著影响。个人月收入仅仅对循环型购买行为有显著影响。其中，对职业来说，各类工人(制造、运输工人、手艺人和相关人员)最注重循环型使用行为，其次为各类专业技术、教育科研人员，最不注重循环型使用的是个体经营者、老板、工商户等职业的居民。
下面进一步考察循环型消费行为与各心理意识变量的相关关系。如表6－18所示，循环型消费行为与各心理意识变量均显著相关(相关系数的显著性水平都为0.000)。其中，循环型消费行为与垃圾循环知识的相关系数最大，Pearson相关系数为0.367，其次是垃圾问题感知、垃圾责任意识，个人消费观念的相关系数最小，Pearson相关系数为0.197。概括地说，居民的垃圾问题感知越强烈，垃圾循环知识越多，垃圾责任意识越强，越倾向于非物质主义消费观念，其循环型消费行为倾向也越明显。
表6－18 循环型消费行为与各心理意识变量的相关分析
注:＊＊代表相关系数的显著性水平在0.01以下(双尾检验)。
三、判别分析与结果阐释
采用判别分析(Discriminant analysis)是为了建立一种线性组合以便采取最优化模型来概括不同居民群体之间的差异(张文彤、董伟，2004)。根据判别函数，我们可以从个体的心理意识变量和人口统计变量来预测其循环型消费行为倾向(属于哪一组群)。而且，通过判别分析，可以考察这些影响因素中哪个对循环型消费行为更重要(影响更大)，以及哪些影响因素的显著性并不可靠。由于判别分析要求因变量是定类或定序变量，为此，我们根据循环型消费行为9题项的总得分和平均得分，把城市居民分为两组，即循环型消费行为组Ⅰ(9题项总得分低于平均得分19.71，共518个，占总数的48.9%)和非循环型消费行为组Ⅱ(9题项总得分高于平均得分19.71，共542个，占总数的51.1%)。
表6－19 循环型消费行为分组统计值
从表6－19可以直观地看出，循环型消费行为不同组别在垃圾问题感知、垃圾循环知识、垃圾责任意识、个人消费观念、年龄、学历、个人月收入、家庭人均月收入上存在明显差异。为了检验这种组间差异是否显著，我们进行单因素方差分析，结果如表6－20所示。可见，循环型消费行为的不同组别在垃圾问题感知、垃圾循环知识、垃圾责任意识、个人消费观念、年龄、学历、个人月收入、家庭人均月收入上存在显著差异，且显著性水平很高(除个人月收入、家庭人均月收入的显著性水平分别为0.017、0.004外，其他变量的显著性水平均为0.000)。简单地说，垃圾问题感知强烈、垃圾循环知识较多、垃圾责任意识强的居民，以及年龄较大，个人月收入和家庭人均月收入低的居民较注重循环型消费行为;越注重物质主义消费观念的居民越不关注循环型消费行为。在0.1的显著性水平下，两组在性别、家庭人口等变量上没有显著差异。
表6－20 单因素方差分析表
我们采用费希尔(Fisher)判别分析法以检验各自变量(心理意识变量和人口统计变量)对预测循环型消费行为的作用[21]，且采取逐步判别分析，以剔除对因变量不显著的自变量，表6－21～表6－23为最后的判别分析结果。从表6－21可以看出，判别函数的特征值为0.285，占已解释方差的100.0%，典型相关系数为0.471。Wilks’λ值为0.778，转换为χ2后为157.483，自由度为5，整个判别函数非常显著(显著性水平为0.000)。
表6－21 典型判别函数
表6－22 逐步回归时判别函数的引入预测变量
表6－23 判别函数系数和分类函数系数
如表6－22所示，垃圾问题感知、垃圾循环知识、垃圾责任意识、个人消费观念和年龄在判别循环型消费行为中表现出显著的判别能力，因此纳入判别函数模型。而其他人口统计变量由于不显著，没有被纳入模型。从表6－23还可看出，个人消费观念的标准化典型判别函数系数最大(相应的，对判别分析的贡献也最大)。因此，个人消费观念是组别判断最重要的预测变量。其次依次为垃圾循环知识、年龄、垃圾责任意识，最后是垃圾问题感知。
为了评估判别分析的有效性，我们采用命中率指标(Hit ratio)分析。由于循环型消费行为不同组别的规模接近，随机命中率应为50.02%(48.9% 2+ 51.1% 2)。一般认为，正确分类的比率应超过随机分组比率的20%或25%(张文彤，2002)。即在这里，平均命中率应超过60.02%或62.53%。
表6－24 判别函数的命中率
如表6－24所示，判别函数识别出循环型消费行为组(Ⅰ)的正确率为61.9%，识别出非循环型消费行为组(Ⅱ)的正确率为79.6%，平均命中率为71.01%[22]。考虑到仅仅通过结构函数进行自身验证可能高估判别效果，导致出现偏误，我们引入交互验证(Cross-validation)[23]。交互验证的平均命中率为70.14%。结构函数和交互验证的平均命中率均超过随机命中率的25%，这表明判别分析结果是可信的。
由于判别分析时职业等无序多分类变量无法在逐步判别分析下直接引入模型，而在Logistic模型下，无序多分类变量可以通过设置虚拟变量的方式直接纳入模型。因此，下面再用Logistic模型对判别效果进行验证。结果如表6－25～表6－27所示。
表6－25 Logistic模型的回归结果
表6－26 Logistic模型的预测准确率
表6－27 判别分析和Logistic回归分析的系数比较
根据Logistic回归模型，循环型消费行为的主要影响因素仍是垃圾问题感知、垃圾循环知识、垃圾责任意识、个人消费观念和年龄五个变量。从判别分析和Logistic回归分析的系数比较还可以看出，五个影响因素的系数比值均在1上下(从0.924到1.129)。可见，五个变量的影响力大小排序仍然是个人消费观念、垃圾循环知识、年龄、垃圾责任意识，最后是垃圾问题感知。
根据判别分析和Logistic回归分析的共同结果，城市居民的循环型消费行为主要取决于垃圾问题感知、垃圾循环知识、垃圾责任意识、个人消费观念和年龄五个变量。可见，用心理意识因素和人口统计因素(年龄)可以有效地区分循环型消费者和非循环型消费者。进一步说，所有的心理意识因素都表现出显著的判别能力，而人口统计因素中只有年龄表现出显著的判别能力[24]。心理意识因素比人口统计因素对循环型消费行为倾向的判别能力要强一些。这一结论与Kinnear et al.(1974)、Webster (1975)、Balderjahn(1988)、Pickett，Kangun和Grove(1995)的结论类似。从分类函数系数看，循环型消费行为组对垃圾问题的感知更强烈，垃圾循环知识更多，垃圾责任意识更强，个人消费观念更倾向于非物质主义消费观念，平均年龄相对也较大。具体地说:
1.居民越倾向于物质主义消费观念(如注重物质消费、时尚消费、新奇消费、高档消费等)，对循环型消费行为越不注重。个人消费观念是对循环型消费行为影响最大的一个心理意识变量。然而，可能由于文化差异，个人消费观念变量的影响在发达国家的多数研究中被忽视了。在我们看来，物质主义消费支出大多属于非生产性支出(而不是生产性支出)，持这种消费观念的人往往以自我为中心，其主观动机可以概括为享受、短视、慷慨、失算、炫耀和奢侈等方面。他们在追求物质生活数量(而非质量)的过程中往往忽视了循环型消费行为。
2.居民垃圾循环知识的差异，决定了他们循环型消费行为的差异，垃圾循环知识越多，越倾向于循环型消费行为。这表明，一些居民不从事循环型消费行为，并非仅仅由于缺乏循环意识(或生态意识)，而且还由于缺乏相关的循环知识(如关于可循环处理垃圾、可生物降解材料、环境友好型产品的相关知识)。这一结论与Pickett，Kangun和Grove(1995)的研究结论有些差异。在Pickett，Kangun和Grove的研究中，生态知识对环保行为并无显著影响。在我们看来:(1) Pickett，Kangun和Grove的生态知识量表内容可能过于宽泛，这导致在其研究结论中，一般生态知识与具体环保行为的相关性较低;(2)发达国家的消费者整体素质相对较高，大多具备必要的生态知识，这些生态知识对于日常的环保行为已经足够。而中国消费者整体素质相对较低，很多还缺乏必要的垃圾循环知识，这制约了他们采取实际的循环型消费行为。
3.年龄越大的居民越注重循环型消费行为。发达国家早期的研究显示，年轻人更关心环境(Van Liere和Dunlap，1980)。而几项近期研究则表明，年龄对环境意识行为的影响发生了逆转，即绿色消费者的平均年龄要更大(Vining和Ebreo，1990; Roberts，1996)。本书的结论与早期Van Liere和Dunlap(1980)的研究恰好相反，但验证了近期Vining和Ebreo(1990)、Roberts(1996)的结论。当然，在中国，年龄对循环型消费行为影响的内在机理可能与经济发达国家并不完全一致。在中国，年龄越大的居民越注重循环型消费行为，这可能有三方面原因: (1)年轻人可能忙于学习、工作和事业，对垃圾问题不像年长者那么敏感，对循环型消费行为也不太注重。(2)年龄小的居民由于缺乏穷苦生活体验，对循环回收、再利用等行为也不甚注重。而年龄大的居民，多经历过穷苦日子，所以大多保持勤俭节约的生活方式，对循环回收、再利用行为也比较注重。(3)传统上我国的废旧物资回收较为普遍，年长者也养成了循环回收的习惯。
4.垃圾责任意识对循环型消费行为有显著影响，居民对减少垃圾量和将垃圾回收利用的责任意识越强烈(如愿意为减少垃圾量和将垃圾回收利用作出贡献，或视之为自己的责任)，循环型消费行为倾向也越明显。这验证了Webster(1975)的研究结论。
5.居民对垃圾问题(垃圾污染和资源耗竭问题)的感知越强烈，越倾向于循环型消费行为。这与Balderjahn(1988)、Schwepker和Cornwell(1991)、Pickett，Kangun和Grove(1995)的研究结论基本一致。可见，垃圾问题感知也是中国城市居民循环型消费行为的重要基础，当居民开始意识到垃圾污染和资源耗竭问题，感受到垃圾污染和资源耗竭的危害，他们的消费态度和消费行为倾向也会随之改变。由此，即使那些现在不关注循环型消费的居民，只要使他们确信垃圾污染和资源耗竭问题确实存在，他们也可能转向循环型消费行为。
“社会营销”一词最早出现于1971年[25]。20世纪80年代以来，社会营销得到了巨大发展。具体表现为，在很多经济发达国家，社会营销被政府机构广泛地接受。根据Kotler和Robert (1989)，社会营销是指设计、实施和控制变革运动，实现在一个或几个目标接受者群体中提高某种社会观念或实践的接受程度的目的(科特勒、罗伯托，2003)。Andreasen(1995)认为，社会营销是应用市场营销的技术分析、计划、执行和评估来影响目标受众自愿行为的项目，其目的是促进个人和社会的福利。2002年，Kotler，Robert和Nancy Lee对社会营销进行了重新审视和界定:社会营销是通过使用营销的原理与技术来影响目标受众，让他们自愿地接受、拒绝、改变和放弃某种行为，从而促进个人、集体或社会的整体利益。尽管不同学者(或同一学者不同时期)对社会营销的概念表述并不完全一致，但实质内涵差异不大。简言之，社会营销是变革公众行为的方略，它对于政府机构转变和塑造公众行为具有强大的作用(如果不是唯一作用的话)。
在这里，社会营销的目标是变革公众行为，引导城市居民转向循环型消费行为，以夯实固体废弃物管制政策的公众行为基础。但这并不意味着必须对居民的消费行为施加更多的行政约束或法律限制。事实上，通过行政约束或法律限制来强制形成循环型消费行为往往缺乏真正的社会支持，甚至会导致居民的逆反心理，且其高昂的执行成本也不可小视。根据我们对城市居民循环型消费行为的测度和检验，心理意识变量和人口统计变量(年龄)对循环型消费行为有显著影响。这对政府制定和实施有效的社会营销策略提供了一定的借鉴和启示。概括地说，政府制定和实施社会营销策略可以遵循以下路径:
一、通过心理意识因素影响循环型消费行为
1.鉴于个人消费观念对循环型消费行为倾向有显著影响，政策制定者必须变革个人消费观念，以引导居民转向循环型消费行为。考虑到个人消费观念往往受个人因素和社会因素的双重影响，变革个人消费观念也应从两方面入手:一方面，从个人角度说，我们应综合运用多种传播沟通途径引导居民树立崇尚节俭、反对浪费、节约资源、保护环境的消费观念;另一方面，从社会角度说，个人消费观念又是社会交互作用的产物，尤其易受高收入、高阶层、社会名流群体示范效应的影响。因此，政策制定者应从引导高收入、高阶层、社会名流群体的消费观念入手，最终引导和变革整个社会的消费观念。
2.鉴于垃圾循环知识对循环型消费行为倾向有显著影响，政策制定者应对居民加大垃圾循环知识的传播力度。从描述性统计分析可以看出，很多居民还缺乏相应的垃圾循环知识，对于可循环回收垃圾、可生物降解材料、环境友好型产品等了解不够。这制约了他们采取实际的循环型消费行为。因此，应通过多种传播手段、运用多种传播媒介对居民加大垃圾循环知识的传播力度。对居民传播垃圾循环知识既有信息告知的作用，也有消费引导的作用。它有助于强化居民的循环型消费意识与行为，时时提醒居民在消费过程(包括购买和使用、处理)中注意产品和包装的循环问题，把循环型消费行为变成“下意识”或“习惯”，最终在全社会形成循环型消费的文化。
3.鉴于垃圾责任意识对循环型消费行为倾向有显著影响，政策制定者应注重提高居民的垃圾责任意识。长期以来，很多居民将城市垃圾管理作为政府的责任。加之，以前城市垃圾问题还不甚严重，居民没有形成垃圾减量化、再利用、再循环的责任意识。再者，不少人倾向于认为垃圾污染是别人引起的问题，似乎自身总是没有责任。调查中，我们也发现这一点[26]。因此，提高居民的垃圾责任意识是非常关键的。
考虑到一些居民可能认为“减少垃圾量和将垃圾回收利用”是他们对社会“额外的贡献”(是在做好事)，而不是自己“应尽的责任”(应尽的义务)。因此，在提高居民垃圾责任意识的过程中，政策制定者不仅要劝导居民为减少垃圾量和将垃圾回收利用作出贡献，而且要引导居民形成这样的观念，即减少垃圾量和将垃圾回收利用是个人应尽的责任(而不仅是个人对社会额外的贡献)。进一步说，提高居民的垃圾责任意识应遵循这样的路径:从垃圾责任的“无意识观”到垃圾责任的“贡献观”，最终实现垃圾责任的“义务观”。图6－3显示了提高居民垃圾责任意识的路径。
图6－3 提高居民垃圾责任意识的路径
4.居民对垃圾问题(垃圾污染和资源耗竭问题)的关注，会促进其转向循环型消费行为。因此，政策制定者应通过多种媒介加强垃圾污染和资源耗竭问题的传播和沟通，切实影响居民对垃圾问题的感知。一方面，政府应告知居民垃圾污染和资源耗竭问题的存在及其严重危害，尤其是使居民认识到每个人都正在受到垃圾污染的实质性影响，如我们的食品、地下水等正在受到垃圾污染影响等。第一、第二章均已谈到，垃圾污染属于存积性污染，其对环境和人体的危害是逐渐累积、逐渐显露的。这导致部分人对垃圾污染问题还“不甚敏感”。调查中也发现，尽管多数居民认识到当前垃圾污染已经比较严重，但相当一部分人仍旧觉得垃圾污染还没有影响到自己，以致他们常常忽视或忘记垃圾污染问题。因此，告知、说服居民垃圾污染问题的存在及其严重后果是非常关键的。另一方面，政府应说服居民，改变其对垃圾问题无能为力的想法。使居民认识到其消费行为与环境绩效之间存在切实联系，如非循环型消费行为会加剧垃圾污染和资源耗竭等环境问题，而循环型消费行为有助于缓解垃圾污染和资源耗竭问题。只有居民认识到其消费行为与环境绩效之间的切实联系，感受到自身消费行为对于解决垃圾问题的作用和效力，他们才更可能转向循环型消费行为。
二、针对人口统计变量影响循环型消费行为
人口统计变量是外生变量(一定时期内不可改变)，在这里，针对人口统计变量影响循环型消费行为是指针对不同的居民针对性地实施政策。换言之，政府在实行社会营销、变革公众行为的过程中，应有效地根据人口统计变量进行市场细分，选择特定的目标市场重点实施，这有助于实现以较低的政策成本获得较高的政策收益。根据以上实证检验结果，政策制定者应着重对年轻人加强循环型消费行为的沟通和引导。这是因为:
(1)年龄是影响居民循环型消费行为的一个主要因素。年轻人更少地从事循环型消费行为，在购买行为和使用行为上均是如此。
(2)年轻人的消费量相对较大。根据《父母必读》杂志与北京新生代市场监测机构2004年对城市青年进行的调查[27]，出生于1978～1981年之间的20多岁的城市青年人消费支出平均15288元/年，超过中国人均可支配收入(8000～9000元/年)。而且，年轻人消费以吃喝玩乐为主导取向，在自我发展方面的开支几乎微不足道。在年轻人的消费结构中，餐饮支出达31.3%，化妆品和服装消费，占12.1%，娱乐、交际、影视等占10.9%。健身和学习支出分别只占2.2%和4.3%。
(3)宣传教育的绩效与年龄成反比。根据传播效果的“选择性影响理论”(Theories of selective influence)，由于存在个体差异，传播效果对于不同个体的效果或影响不一致。一般来说，由于长期生活习惯的原因，年长者的思维和行为趋向稳定和定型化，改变其思想和行为较为困难。因此，对年长者进行宣传教育的效果可能相对较低。而年轻人对于宣传教育没有“防弹衣效应”(即宣传教育对年轻人的“穿透力”更强)，从而传播效果较好[28]。
在传播和沟通过程中，应针对目标市场特点选择有效的传播媒介和沟通方式。总体说来，报纸和电视是不同年龄居民获取信息的主要途径。但对于年轻人来说，其获取信息的途径相对较为广泛，除了报纸和电视外，他们往往还通过网络、课堂、朋友、同学、同事、亲戚等途径获取信息。鉴于此，可以网络、报纸、电视等传播媒介为主，辅之以人际传播方式对年轻人加强沟通和教育。
如果说通过心理意识变量来影响居民的循环型消费行为主要侧重于政策内容，属于政策制定的范畴，那么，针对人口统计变量影响居民的循环型消费行为则侧重于政策手段，属于政策实施的范畴。政策的制定和实施任何一个环节的低效或无效率都会导致政策的浪费和低效。显然，节约型社会的建设绝不允许公共政策领域的浪费和低效[29]。
三、直接影响循环型消费行为的成本收益
前已述及，循环型消费行为首先是理性主体成本收益选择的结果，如果循环型消费的成本过高(如回收点太少、可循环处理产品的价格太高等)，或收益太低(如废旧物品的回收价格太低)，那么理性主体就可能不会选择循环型消费行为。因此，走向循环型消费行为的社会营销策略除以上一、二两方面外，还需创造必要的社会经济条件或通过价格激励机制直接影响循环型消费行为的成本收益。
直接影响循环型消费行为的成本收益可以从很多方面入手。例如，根据我们的调查，由于回收途径不便捷等因素，导致不少居民扔掉了很多可回收利用的废旧物品。对此政府需设置更多的回收网点，在社区或其他公共场所设计垃圾分类收集箱，实施全面的垃圾分类收集，这样可以有效降低居民循环回收的成本;对一些废旧产品或包装实施押金返还制度，增加消费者循环回收废旧产品或包装的收益;完善循环型产品(如可循环回收产品、环境友好型产品、可生物降解包装产品)的销售网点，降低消费者购买循环型产品的时间、精力成本;增加消费者购买过度包装或不可降解包装产品的物质、时间和精力成本;对一些奢侈型消费品征收产品消费税(或资源使用税)，提高非生产性消费的经济成本，等等。限于篇幅，不再赘述。
通过以上社会营销策略路径，可以有效地引导城市居民转向循环型消费行为，最终夯实固体废弃物管制政策的公众行为基础。图6－4总结了走向循环型消费的社会营销策略路径(图中虚线部分)。
图6－4 走向循环型消费的社会营销策略路径
[1]这里需要注意的是，循环型消费行为与绿色消费行为、环境友好行为等内涵并不完全一致。
[2]当然，部分研究文献中采用了一些与个人消费观念相关的变量，如价值观和生活方式(个人主义还是集体主义导向，快乐、娱乐还是安全导向)、个性(控制范围、异化等)。笔者以为，这些变量与循环型消费行为之间不存在显著的直接关系，最多存在一定的间接关系。而且，即便这种间接关系存在，它也需要通过个人消费观念变量发挥作用。因此，我们选择个人消费观念这一直接影响循环型消费行为的预测变量。
[3]量表原文参见附录二。
[4]正式量表形成前，我们进行了试调查，征求消费者和有关专业人士意见，并进行了多次修改。例如，对于题项6－1，起初的表述是“我经常使用一次性产品(如茶杯、碗筷、包装)”，试调查时发现，居民“出差在外”和“在家里”对一次性产品的使用有很大差异。因此，后来将其修改为“我在家里经常使用一次性产品(如纸巾、水杯、碗筷、一次性包装等)”。此外，在试调查问卷中，我们曾经设置了度量各种垃圾成分(材料)回收的题项。如“我很少将不同类型的垃圾分开丢弃”、“我通常把旧电池丢进专放旧电池的垃圾箱内”、“我通常把剩饭剩菜、瓜皮果屑等直接倒掉，如倒在垃圾箱或水槽里”、“我通常把废旧玻璃瓶(如酒瓶、饮料瓶、食品、医药、罐头瓶等)直接丢到垃圾箱内”。考虑到中国国情，中国还不具备垃圾分类回收的客观条件，因此经征求消费者和有关专业人士意见后又删去这些题项。
[5]例如，“减少环境污染比经济建设更重要”修改为“我认为经济增长比减少环境污染更重要”;“我关注我所居住城市的污染程度”改为“我一直非常关注城市垃圾污染问题”;“我所居住的城市处理固体垃圾的地方已近用完”改为“如果不控制，我担心以后会没有地方堆放垃圾”;“美国正面临固体垃圾处理问题”改为“我认为当前城市垃圾污染已经非常严重”;“我厌烦在大街及公园看到有人乱扔垃圾”改为“看到公共场所乱丢的垃圾，我感到非常厌恶”。
[6]一方面，由于发达国家的相关研究量表大多是一般的环境知识量表，具体的垃圾循环知识量表很少;另一方面，中国消费者和发达国家消费者在垃圾循环知识上存在客观的差异，发达国家的相关量表我们不能直接采用。
[7]例如，“我不了解什么是‘白色污染’”，试调查后修改为“我知道什么是‘白色污染’”;“我不了解什么是‘环境友好型产品’”，试调查后修改为“我知道什么是‘环境友好型产品’”;“我不清楚哪些材料可生物降解，哪些材料不可生物降解”，试调查后修改为“我知道哪些材料可生物降解，哪些材料不可生物降解”，等等。
[8]例如，“污染是政府的责任”改为“我认为减少垃圾污染主要是政府的责任，而不是个人的责任”;“没必要担心当前的事件或公共事务，我对此无能为力”改为“我个人对于减少垃圾污染不能发挥什么作用”;“将工作做得最好是每个人的义务”改为“我有责任减少垃圾量和将垃圾回收利用”;“每个人都应该花费一些时间为国家或地区做些有益的事情”改为“我愿为减少垃圾量和垃圾回收利用做出贡献”。
[9]例如，“我喜欢我的生活中有很多奢侈品”改为“我喜欢拥有很多高档消费品”;“我喜欢花钱购买一些不实用的东西”改为“购买产品时，我只注重实用性”;“我喜欢别人认为我是时尚的”改为“在消费上，我认为我是时尚的”;“在物质财产方面，我尽量使自己的生活简单”改为“与多数人相比，我不太注重物质消费”，试调查后又改为“与多数人相比，我比较注重物质消费”。
[10]即在计算总体得分时，用6减实际得分。
[11]考虑到由于居民对其收入往往只有一个整数概念(如2000元、1500元等)，如果以1000元为一个区间，可能会导致被调查人无法选择的情况。
[12]仅仅采用邮寄调查，样本回收上存在一定的偏差。从邮寄回收的样本看，55周岁以上的居民比例偏高(35%以上)，男性比例偏高(达到60%)。仅仅面对面调查，调查抽样上则存在固有的问题。因为，一般只能选择公共场所调查，而在公共场所活动的居民往往在闲暇(没在工作)，因此只能选择在周末进行。这样调查进度必然受到影响。此外，调查也易受气温、天气等自然因素的影响。
[13]回收的问卷里，也发现一些非武汉、杭州两地居民，或非上述高校学生填写的问卷。
[14]实际使用的变量为35个，样本量应为350～875个以上。
[15]由于家庭成员月总收入是一个区间数据，换算过程中难免存在误差，因此，家庭人均月收入可能不一定完全精确。
[16]由于篇幅所限，我们用“认同”代表“1同意”和“2大致同意”，用“不认同”代表“4不太同意”和“5不同意”。下同。
[17]事实上，调查中发现，一些居民其实不知道什么是“环境友好型产品”、“可生物降解材料”，但在选择时却并非选择“5不同意”，而往往选择“3一般”。
[18]参见王建明、李颖灏:《垃圾污染问题与循环回收行为检验:武汉的调查》，《改革》2006年第9期。
[19]可见，考虑到一些人可能有“爱面子”心理，存在美化个人行为的倾向，城市居民实际的循环型购买行为倾向可能低于我们的调查结果。
[20]参见王建明:《城市居民循环回收行为的实证分析及政策含义》，《财贸研究》2007年第1期。
[21]婚否、就业状况、职业三个变量是无序多分类变量，判别分析时我们暂且剔除这三个变量。
[22]平均命中率=分组命中总频数/总体频数，在这里，平均命中率=(309+ 421)/(499+ 529)= 71.01%。下文的交互验证命中率也是如此计算。
[23]交互验证是近年来发展起来的一种重要的判别效果验证技术，可以有效避免强影响点干扰(张文彤、董伟，2004)。
[24]前面单因素分析时，性别、家庭人口等人口变量都对循环型消费行为有显著影响。但这种显著影响并不一定可靠(因为也可能是其他变量，如年龄在实际起作用)。根据判别分析结果，性别、家庭人口对循环型消费行为并无显著影响。
[25]需指出的是，这里的社会营销不同于企业社会营销观念。社会营销的主体是政府或其他非营利机构，主要是为了营销“行为”(即变革公共行为)。而社会营销观念的主体是企业，主要是为了营销“产品”(企业的有形产品或无形服务)，社会营销观念要求企业生产经营不仅要考虑消费者需要，而且要考虑消费者和整个社会的长远利益。但在实践中，政府的社会营销与企业的社会营销已很难区分。因为，政府的社会营销运动往往有企业的介入、支持(赞助等)，企业的社会营销活动有时也在公众心目中表现出公益、非商业的形象，或者直接与政府的社会营销运动相结合。
[26]例如，一些代表性意见有:“有钱人垃圾多，什么垃圾都有，我们家垃圾很少的”、“我们家垃圾不多的，那些家庭条件不好的，煤灰、菜叶什么的很多”，等等。
[27]参见赵明宇:《中国城市青年调查之生活形态: 3成收入用于吃喝》，《北京娱乐信报》2005年5月15日，第8版。
[28]我们提倡环境教育要从娃娃抓起也是基于这个原因。尤其对于幼儿园的小朋友来说，老师的环境教育在他们身上能产生很好的效果，甚至可以通过对小孩子的环境教育来影响家长和大人。
[29]参见王建明:《城市居民节约型消费行为的实证研究——及其对公共政策创新的启示》，《经济学家》2007年第1期。
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