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大众传媒方面研究生毕业论文范文 跟公民自愿主义、大众传媒和公共环保行为基于中国CGSS2019数据的实证分析相关专科开题报告范文

分类:论文范文 原创主题:大众传媒论文 发表时间: 2024-03-12

公民自愿主义、大众传媒和公共环保行为基于中国CGSS2019数据的实证分析,本文是关于大众传媒专科开题报告范文和大众传媒和实证分析和CGSS2013有关大学毕业论文范文.

【摘 要】为什么有些公众不参与而有些公众参与公共环保活动?论文从公民自愿主义、大众传媒视角,利用中国综合社会调查2013年数据,分析了客观资源条件、主观心理愿意、社会网络动员、大众传媒等因素对公共环保行为的影响.研究结果表明,公民自愿主义、大众传媒对公共环保行为具有更强的解释力.客观资源条件中的受教育年限,主观心理愿意中的环境关心、环保责任感,社会网络动员中的就业状况、政治身份、社会互动显著正向影响公共环保行为.相反,语言表达能力、环境污染关注显著负向影响公共环保行为.大众传媒需区分为电视传媒和非电视传媒,电视传媒显著负向影响公共环保行为,非电视传媒显著正向影响公共环保行为.上述研究发现有利于拓展公众环保行为理论,为政府提升公众公共环保行为提供政策参考.

【关键词】政治参与 资源 心理愿意 社会网络

【中图分类号】D63

【文献标识码】A

【文章编号】1674 - 2486( 2017) 05 - 0069 - 17

一、导言

政治参与是普通公民通过各种合法方式参加政治生活,并影响政治体系的构成、运行方式、运行规则和政策过程的行为(王浦劬等,2014).从内容来看,政治参与是公民关于共同利益的主张行为,这种主张包括对环境治理诉求在内的社会生活几乎所有的内容和过程.中国自改革开放以来经济总量取得了快速增长,但同时也带来了较严重的环境污染,促使环境治理逐渐成为人们关注的政治议题.作为人口众多的国家,环境治理需要公众的广泛参与.现有关于公众参与环境治理的研究文献总体上可分为两类:其一是对环境污染或环境风险抗争事件成因和过程的研究(汪伟全,2015);其二是对公众环境关心或环保行为影响因素的研究.在后者的研究中区分了私人环保行为和公共环保行为,这两种行为的内在影响因素和行为机制存在不同的逻辑.那么,哪些因素影响公共环保行为?现有研究聚焦于个体心理学视角来解释公众环保行为,较少从政治学角度进行研究,对公共环保行为的解释力较低.公民自愿主义是研究行为主义政治学较流行的理论,但由于受所处时代限制,公民自愿主义未能考虑大众传媒对公众政治参与的影响.基于此,本研究拟在修正的公民自愿主义视角下,运用中国综合社会调查(CGSS) 2013年数据,分析影响公众公共环保行为的因素,这一研究有利于拓展公众环保行为理论,为政府提升公众公共环保行为提供参考.

一、相关文献回顾

(一)公共环保行为

政治参与是政治的核心议题之一,价值的实现离不开公民的政治参与.法定上公民在国家中享有平等的政治参与权,但在实际中公民参与政治的状况并不平等(罗爱武,2 011).公民在政治参与中的程度与形式存在显著的差别.莱斯特·米尔布瑞斯( Lester W.Milhrath)区分了三类不同政治参与水平的公民:一是冷漠者,他们从不参与政治选举活动;二是旁观者,他们通过或捐款来支持政治候选人,而在其他方面则是最低程度的参与;三是好斗者,他们展现出很高的政治参与( Milhrath,1977).

在环保领域,公众的公共环保行为的差别同样分布在左右两个极端分别为不参与和极度参与的连续谱系上( Barkan,2004).保罗·斯特恩(PaulC.SLern)将公众环保行为区分为三种(Stern,2000):其一,私人领域的环保行为.公众以个体或家庭为单位的绿色生活、消费均属于此类,例如在日常生活中使用清洁能源、循环利用物品、进行垃圾分类、购买绿色食品、使用环保节能电器等.其二,公共领域激进的环保行为.有此类环保行为的公众相当于米尔布瑞斯区分政治参与中的好斗者,例如公众加入环保组织,致力于环保事业的发展,提出环保或组织游行等.其三,公共领域非激进的环保行为,公众支持或接受公共环保政策,间接促进环境污染的治理.具有此类环保行为的公众类似于米尔布瑞斯区分的旁观者,例如支持出台环境保护的法律法规、愿意为环境治理支付更高的税负等.由于激进的环保行为在国内研究更多体现在环境污染型或环境风险型抗争事件中,此类研究在定性研究中较为常见.本研究主要聚焦介于两个极端之间的公共领域非激进的环保行为,即公众的公共环保行为.

(二)公共环保行为解释理论

近年来,有学者把公众的环保行为细分为私人领域环保行为和公共领域环保行为.公共环保行为仅是公众环保行为中的一部分.目前专门研究公共环保行为的相关理论并不多见,更多的是对影响公众环保行为的综合性解释.斯特恩等( Stern et al.,1999)提出了价值信念规范行为理论(VBN),用于解释非激进的环保行为.该理论通过五条因果链将价值理论、规范行为理论、新环境范式连接起来,最终导向非激进的环保行为.具体机制表现为个人价值观(包括生物中心论、利他主义、利己主义)影响信念,信念由新环境范式、价值目标的相反结果、减少污染威胁的感知能力三者构成,并且前者影响后者或者影响更后的变量.个人信念进一步作用到环保规范(具体操作化为采取环保行为的责任意识),最后影响到个人的环保行为.计划行为理论( TPB)是另一个比较著名的公众环保行为微观层面的解释理论.该理论在理性行为理论基础上形成的,理性行为理论包括态度和主观准则,其核心是意图与行动之间的关系.伊塞克·阿杰恩( Icek Ajzen)在此基础上加入行为控制感知变量,形成了计划行为理论,即态度、主观准则、行为控制感知三者显著正向影响意图,然后意图显著正向影响行为(Ajzen,2002).VBN和TPB在早期曾一度成为研究公众环保行为的主流微观理论基础.

希格沃特·林登伯格(Siegwart Lindenherg)和林达·施特格(Linda Steg)提出了基于快乐、收获和规范的环保行为目标理论,认为VBN与规范目标理论一致,有助于解释利他性环保行为;而TPB与收获目标理论一致,揭示了公众采取环保行为主要是基于利己的动机( Lindenberg&Steg,2007).但是,VBN和TPB均从微观个体心理视角解释影响公众环保行为的因素及其内在机制,缺乏考虑宏观的社会环境因素.因此,格雷戈里·瓜纳诺德( Gregory A.Guagnano)等( Guagnano et al.,1995)提出了解释公民环保行为的ABC理论,该理论认为行为( Behior)是个人态度(Attitude)和环境因素(ContexLual)相互作用的结果.当各种环境因素的作用中和时,态度与行为之间的相关性最强;当各种环境因素与行为有显著的正向或负向相关时,态度与行为之间的相关性可能会受到抑制.根据ABC理论,在不受环境因素影响下,越是难度大、时间耗费多、经济成本高的公众个体环保行为,越不受态度因素的影响.

总而言之,现有对公共环保行为的研究主要基于个体心理学视角,这种研究的解释力约占30%,而从社会环境视角进行研究的成果还比较少,甚至鲜有从政治学视角研究公共环保行为.基于此,本研究拟在已有研究的基础上,以行为主义政治学中较流行的公民自愿主义为基本框架,利用CGSS 2013年大样本抽样调查数据,实证研究客观资源条件、主观心理愿意、社会网络动员、大众传媒等个体与社会环境因素对公共环保行为的影响.

三、理论基础与研究假设

哪些因素促使人们参与政治活动?为解开“政治参与之谜”,有学者认为公民社会经济地位越高,越有可能参与政治活动;公民参与的心理机动越强,越有可能参与政治活动;公民受到来自政党组织、自愿组织、社会关系动员越多,越有可能参与政治活动(罗爱武,2011).西德尼·维巴(Sidney Verha)等(Verbaetal-,1995)综合了以上三种观点,提出了公民自愿主义(Civic Voluntari),成为当今行为主义政治学中最知名且应用较为广泛的理论( Mill)raIh,1977).

公民为什么会参与政治活动?这是一般性政治参与理论思考的逻辑起点.但公民自愿主义却从反面来考虑:公民为什么不参与政治活动?维巴认为政治参与是一种自愿性行为,人们之所以不参与政治活动,其原因有三方面:一是“不能参与”( Can´t),他们缺乏参与的客观资源条件(Resources),如受教育程度、时间、金钱、公民语言沟通与组织技能等.二是“不想参与”(Not Want),他们缺乏政治参与的主观心理愿意,如政治问题关注、政治效能感、公共事务关心、政治责任感等.三是“没有被要求参与”( Not Asked),他们缺乏外在被动员参与的社会网络关系(RecruitmenI Network),这种社会网络关系诸如亲朋好友,或公民自愿加入的工作场所、政党组织、社会团体等(Verha et al.,1995).

从变量的影响力来看,公民自愿主义强调了客观资源条件是影响公民政治参与的首要因素.从模型的历史演变来看,在早期,该模型强调客观资源条件的重要性,认为受教育程度越高、收入越多、个人技能越强,则越有利于形成积极的政治参与态度.在中期则进一步强调了政治参与心理意愿因素的作用,认为公民个人政治兴趣越强、政治效能感越高、政治责任感越浓厚,就越有较高水平的政治参与行为.如果公民不想参与,即便有足够的客观资源条件也不会参与.在后期,该模型增加了社会网络动员因素,认为仅有充足的政治资源和参与心理动机,若没有被他人要求参与,那么公民个体也可能不会参与政治活动( Kim& Khang,2014).

根据上述公民自愿主义,本研究作出如下假设:

假设1:公众的客观资源条件越充裕,越有更高的公共环保行为.

假设2:公众参与的主观心理意愿越强,越有更高的公共环保行为.

假设3:公众被动员参与的社会网络关系越多,越有更高的公共环保行为.

由于公民自愿主义诞生于20世纪70年代,当时大众传媒尚未像当今如此发达,尤其是尚未有大规模的互联网出现.公民自愿主义虽然在后期考虑到社会网络动员因素,但类似的外在因素如大众传媒却未能纳入.而在当代,随着信息传播技术的迅猛发展,大众传媒广泛渗透到社会生活,影响了人们的公共参与.具体体现为:第一,发挥传播政治信息的功能.大众传媒频繁地向公众传播政治信息,提供大量关于政治事务的资料,让公众全面了解政治事务,在此基础上,进一步影响公众的政治认知和参与态度.有调查研究表明,经常接触媒体,尤其是报纸的公众,其对政治生活的关注度要明显高于较少接触报纸的公众(廖圣清等,2005).大众传媒还能向公众介绍参与政治的知识、方法,提高公民参与公共事务的能力(杨思文,2013).在当代国家中,公众的公共参与集中体现在公共政策的制定与执行中.大众传媒通过表达民意和传播政策信息,从技术上保障了公众的表达权、知情权,促进了公众的公共参与,使政策制定具有性质.在政策执行方面,公共政策的落实需要公众的支持与配合,而大众传媒刚好能够通过对政策的宣传、解读,提高公众对政策的了解度和认同感,从而有效动员和说服公众参与政策的执行(刘文科,2012).

第二,发挥形成公共舆论的功能.大众传媒通过设置政治议程形成公共舆论,进而影响公众公共参与的偏好、态度乃至行为.具体表现为大众传媒通过信息的传播,突显某些政治议题的重要性,使之成为公众关注、思考甚至采取公共行动的重点.尤尔根·哈贝马斯(Jurgen Hal)ermas)(1999:194 - 195)指出:“大众报刊的畅行,使阅读的公众扩大到几乎所有的公众,从而使公众有能力参与公共领域,并扩大了公共领域.”大众传媒之所以能够设置政治议程,就在于“它们报道什么,不报道什么,就决定了什么是新闻;采取何种方式报告,就决定了该新闻的地位和重要性”(唐晓,1996:273).故大众传媒在很大程度上决定了人们的所知、所论.就大众传媒的影响力来讲,最重要的是形成公共舆论的能力.公共舆论是社会公众共同强烈持久的意见、态度与信念的汇总.大众传媒通过设置政治议程在整个社会中支配着这样的公共舆论.所谓新闻舆论的引导作用,实际上就是用新闻舆论来改造和同化公众思想,以媒体的立场和观点去改造公众的观点和立场(张晓峰、赵鸿燕,2011).简而言之,就是导致公众“态度改变”.

总之,大众传媒的两个功能息息相关,传播政治信息功能是形成公共舆论功能的基础,而形成公共舆论功能需要政治信息功能的支持,也是大众传媒具备社会影响力的集中体现.大众传媒的两种基本功能都深刻影响公众的公共参与.因此,本研究在公民自愿主义基础上,将大众传媒因素纳入公共环保行为的分析框架中,并作出如下假设:

假设4:公众接触的大众传媒越多,越有更高的公共环保行为.

四、研究设计

(一)数据来源

本研究所需数据来源于中国人民大学社会学系和香港科技大学调查研究中心联合开展的中国综合社会调查2013年数据库.调查采取4级分层抽样方法,在全国范围内共抽取100个县(区),在每个县(区)内随机抽取4个社区或农村,然后再从中随机调查25户家庭,每个家庭中又随机抽取1人进行访问.在中国28个省级行政单位共获得总样本11 438个,具有较强的全国代表性.扣除部分缺失或极端观测值样本后,共得到有效样本10 167个.

(二)变量说明

1.因变量

本研究的因变量为公共环保行为,指在公共领域公众愿意并采取改善环境质量的非激进行动.CGSS 2013年问卷通过5道题对公共环保行为进行测量:为环境保护捐款;积极参加政府和单位组织的环境宣传教育活动;积极参加民间环保团体举办的环保活动;自费养护树木或绿地;积极参加要求解决环境问题的投诉、上诉.回答项有“从不”“偶尔”“经常”,本研究分别把这三项赋值为O、1、2.通过信度分析,这5个题项的Cronbach´s Alpha统计量为0.756,说明因变量的问卷题项设计具有较高的内部一致性,可通过加总5个题项得分再求均值,作为公共环保行为的取值.为放大公共环保行为的差异,本研究将公共环保行为取值进行极差标准化处理并生成百分制,

2.自变量

根据公民自愿主义、大众传媒理论基础和研究假设,影响公共环保行为的因素主要包括客观资源条件、主观心理意愿、社会网络动员、大众传媒.结合调查所得数据,本研究主要检验以下自变量与公共环保行为之间的关系:

客观资源条件.主要包括受教育年限、收入、语言表达能力.受教育年限按公众个体实际接受教育的年限赋值,属于连续变量.收入为公众个人2012年实际年收入,由于年收入存在严重的右偏(偏度统计量为8. 214),取年收入的自然对数作为收入的取值.语言表达能力由普通话的听和说两种能力构成,将两者得分加总后取其平均值.

主观心理意愿.应用到公共环保行为领域,具体包括环境污染关注、环境关心、环保责任感.其中,环境污染关注指公众个人对当地环境污染问题的了解程度,在本研究中属分类变量,通过一道题项测量:“您是否知道以下各种类型的环境问题”,回答项有“不知道”和“知道”,分别赋值为O和1.“环境关心”用题项“您是否主动关注广播、电视和报刊中报道的环境问题和环保信息”进行测量,回答项包括“从不、偶尔、经常”,分别赋值为0、1、2(洪大用、卢春天,2011).环保责任感指公众个体认为自身有义务改善环境质量的心理状态,由于问卷中缺乏直接的测量题项,考虑到环保责任感一般由外在行为体现,本研究选取“您是否与自己的亲戚朋友讨论环保问题”作为环保责任感的间接测量题项,回答项包括“从不、偶尔、经常”,分别赋值为O、1、2.本研究同样将环境关心、环保责任感进行极差标准化处理并生成百分制.

社会网络动员.公众受到外在动员而参与公共环保行为与公众个体是否加入自愿组织、政党组织,所处社会关系等网络相关.本研究中的社会网络动员主要强调社会网络对公众个体的动员参与作用,由“是否就业、政治身份、社会互动”三个指标构成.其中“是否就业”由“您上一周是否为了取得收入而从事了一小时以上的劳动”题项进行测量,选项为“是、带薪休假、停薪休假”的赋值为1,选项为“未从事任何以获得经济收入为目的的工作”赋值为O;政治身份由“您的政治面貌是?”题项进行测量,把选项为“员”赋值为1,代表党员;“党派”“共青团员”“群众”赋值为O,代表非党员.两者均属于分类变量.社会互动由“您与邻居/其他朋友进行社交娱乐活动(如互相串门,一起看电视,吃饭,打牌等)的频繁程度”两道题项进行测量,选项由“从来不”到“几乎每天”七个程度不同的选项构成,频繁程度由低至高分别赋值为0至6,通过加总两道题项得分后取平均值作为社会互动取值,相应地作了极差标准化处理并生成百分制.

大众传媒.指用以传播信息的报纸、杂志、广播、书籍、电视、互联网等形式.大众传媒对公众的影响体现在公众对大众传媒的接触上,在CGSS 2013年问卷中,通过6道题对公众使用大众传媒的频率进行测量,即“过去一年,您对以下媒体(报纸、杂志、广播、电视、互联网、手机消息)的分别使用情况”的题项,对于回答“从不”“很少”“有时”“经常”“非常频繁”分别赋予0、1、2、3、4.对大众传媒进行探索性因子分析,发现KMO取样适切性量数为0. 695,巴特利特检验(Bartlett´s Test)显著性结果小于0.001,说明适合做因子分析,经计算,可提取电视传媒和非电视传媒两个公共因子,提取载荷平方和后的累积方差百分比为60. 532%.对非电视传媒公共因子考察测量题项的信度,发现其克隆巴赫系数值( Cronl)ach´s lpha)为0.716,说明非电视传媒内部题项一致性较好,可通过题项值加总求平均得出非电视传媒的整体得分.本文同样对电视传媒和非电视传媒进行了极差标准化处理并生成百分制.

3.控制变量

根据已有研究,本文选取了性别、年龄、居住地区、婚姻状况四个变量作为控制变量,其中性别、居住地区、婚姻状况为分类变量、年龄为连续变量,相关变量的描述性统计情况详见下表1.

(三)分析方法

本研究运用多元线性回归模型分析影响公共环保行为的因素,采用普通最小二乘法( OLS)估计模型中的参数,使用SPSS20.O软件.在回归模型方程的一边纳入因变量:公共环保行为;在方程另一边纳入核心自变量和控制变量:具体为模型1包含客观资源条件、主观心理愿意、社会网络动员等公民自愿主义自变量;模型2在模型1的基础上,加入大众传媒自变量,包括电视传媒与非电视传媒;模型3又在模型2的基础上,加入性别、年龄、居住地区、婚姻状况四个控制变量.为确保回归模型的适配性,本研究对3个模型依次进行了相关检验.回归标准化残差直方图显示模型的残差均大致呈正态性分布;自变量间的方差膨胀因子( VIF)值大致在1.018 - 2. 429之间,均小于10,表明自变量之间不存在多重共线性.通过对多元回归模型成立的前提条件的检验,基本可得出该模型适配性较好,可进行下一步的多元回归结果分析.

五、实证结果

根据表l所示,总体上,调查样本数据反映了中国公众的公共环保行为指数偏低(均值为9. 34).客观资源条件方面,公众受教育年限较低,大致处于初中毕业水平.语言表达能力尚好.主观心理意愿方面,公众对环境污染的关注度较高(均值0. 74),但环境关心和环保责任感并不高,均值分别为31. 56和28. 42.社会网络动员方面,多数公众处于就业状态(均值0.64),党员身份的公众很少(均值0. 99),社会互动频率一般(均值53. 56).中国公众大多使用电视传媒(均值77. 80),接触报纸、杂志、广播、互联网等非电视传媒的相对较少(均值22. 94).被调查样本数据的男、女性别比例分配较均衡(均值0. 49).年龄最小17岁,最大97岁,平均年龄49岁.公众居住城市的偏多(均值0. 61),这与中国城镇化实际进程相吻合.绝大多数公众已婚(均值0. 90).

表2显示,公共环保行为的多元线性回归模型1、模型2、模型3均通过了方差检验(F1等于304.422…,F2等于 277. 243…,F3等于 203. 445…),说明公共环保行为的函数关系设定为线性模型是合适的,公共环保行为受到了多个自变量的显著影响.从模型1到模型3,在相继加入大众传媒、控制变量后,公民自愿主义的核心自变量的系数方向和显著性变化并不大,当中只有“受教育年限”在模型2和模型3中的显著性(P<0.1)比在模型1的显著性(P<O.01)有所下降,但仍然保持着显著性,可能的解释是教育和大众传媒都有利于增加公众环保知识,进而有利于公共环保行为的提升.大众传媒自变量的加入,在一定程度上削弱了受教育年限对公共环保行为的影响.但教育对公共环保知识的影响仍有提升意义,因此,受教育年限仍显著正向影响公共环保行为(B等于0. 088,P<0.1).从模型2到模型3,在加入控制变量后,大众传媒中的电视传媒与非电视传媒的系数大小、方向和显著性也均没有发生明显的变化.通过三个模型的比较,说明公民自愿主义、大众传媒等核心自变量对公共环保行为的影响较为稳定.

由于本研究将公民自愿主义、大众传媒一并纳入分析对公共环保行动的影响,大众传媒有可能通过公民自愿主义路径进而影响公共环保行为.因此本研究进一步考察了大众传媒与公民自愿主义之间的相关关系,详见下表3.研究结果表明,电视传媒与公民自愿主义内在变量均存在统计意义上的显著相关(P<0.01),但实务意义很低(邱皓政,2013),电视传媒与公民自愿主义内在变量的相关系数值均小于0.1,表明电视传媒与公民自愿主义内在变量微弱或无相关.除了“社会互动”之外,非电视传媒与公民自愿主义内在变量也均存在统计意义上的显著相关(P<0.01),但绝大部分实务意义较低(邱皓政,2013),非电视传媒分别与收入、环境污染关注、环境关心、环保责任感、就业状况、政治身份的相关系数值均处于(0. 10 - 0. 40)之间,属于低度相关;非电视传媒与受教育年限、语言表达能力的相关系数值分别为0. 641、0.452,两者均属于中度相关,其中非电视传媒与受教育年限的相关系数值更高些,这呼应了前文关于“在加入大众传媒后,‘受教育年限’对公共环保行为的影响的显著性及回归系数(B等于0.370…变为p等于0. 082 *)均有所下降”的判断,从另一侧面部分印证了自变量之间的多重共线性不明显,从而加强了前文关于“多元回归模型的适配性较好”的结论.非电视传媒与受教育年限呈显著性中度相关,这说明公众受教育年限越高,其知识水平越高,就越有可能接触更多的非电视传媒;反之,公众接触越多的非电视传媒,可能越有利于增加自身相关环保知识,而环保知识又与受教育年限呈正相关,使得受教育年限通过环保知识路径对公共环保行为的影响有所弱化.非电视传媒与语言表达能力呈显著性中度相关,说明公众接触越多的非电视传媒,越有利于提升自身的语言表达能力,进而影响公共环保行为.

从模型3来看,控制变量中的性别对公共环保行为没有显著影响(P>0.1),这一结果与洛丽·亨特( LoriM.Hunter)等(Hunter etal.,2004)的研究一致,他们认为女性和男性都倾向于从事更多私人领域而不是公共领域的环保行为.年龄(P>0.1)、居住地区(P>0.1)均与公共环保行为没有显著相关,王玉君和韩冬临(2016)的研究同样认为年龄对公共环保行为的影响并不显著,且无论是居住在城市还是农村都对公共环保行为不再有影响.婚姻状况对公共环保行为的影响也不存在显著性(P>0.1),尽管安德鲁·迈尔( Andrew Meyer)( Meyer,2015)的研究得出,相对于已婚的公众,未婚的公众具有更多的环保行为,但目前国内外尚未区分出婚姻状况对公共环保行为的影响.

在公民自愿主义模型中,客观资源条件方面,收入对公众环保行为没有显著影响(P>0.1);受教育年限显著正向影响公共环保行为(B等于0.088,P<0.1),公众个人受教育年限每增加1年,则公共环保行为增加0. 088分;语言表达能力与公共环保行为呈负相关(B等于 -0. 039,P<0.01),说明语言表达能力越强的公众,越少参与公共环保行为.综合来看,公众具备的客观资源条件越充裕,并不一定越有更高的公共环保行为,假设1只获得了其中一部分的验证.

在主观心理意愿方面,环境污染关注显著负向影响公共环保行为(β等于1. 435,P<0.01),说明相比于不关注当地环境污染的公众,关注当地环境污染的公众的公共环保行为水平更低.相反,环境关心(B等于0. 120,P<0.01)和环保责任感(β等于0. 092,P<0.01)均显著正向影响公共环保行为,环境关心、环保责任感每增加1个单位,相应的公共环保行为则分别增加0. 120和0.092分.综合来看,假设2得到了大部分验证.

在社会网络动员方面,就业状况(β等于2. 112,P<O.01)、政治身份(β等于1. 417,P<O.01)、社会互动(B等于0.036,P<O.01)均显著正向影响公共环保行为,这说明已就业的公众比未就业的公众的公共环保行为多2. 112分;加入政党组织的公众比未加入政党组织的公众的公共环保行为多1. 417分;社会互动每增加1个单位,公共环保行为相应增加0. 036分.综合来看,假设3在本研究中得到了完整的验证.

大众传媒方面,电视传媒负向显著影响公共环保行为(β等于 - 0. 030,P<0. 01).非电视传媒正向显著影响公共环保行为(β等于0.133,P<0.01).说明公众接触电视传媒每增加1个单位,公共环保行为则相应减少0. 030分.相反,公众接触非电视传媒每增加1个单位,公共环保行为相应增加0. 133分;因此,假设4仅在非电视传媒方面得到了实证.

六、讨论与结论

本研究从公民自愿主义、大众传媒角度实证研究公共环保行为的影响因素.研究结果显示(见表2),回归模型的调整后R2为23%,相比于王薪喜和钟杨(2016)的类似研究只有5.7%,王凤(2008)、王玉君和韩冬临(2016)的类似研究分别达到16. 76%和16. 80%还要高一些.说明从公民自愿主义、大众传媒角度解释公共环保行为具有更强的解释力.

然而,公民自愿主义和大众传媒本身并非完美地解释公共环保行为.在客观资源条件方面,只有受教育年限显著正向影响公共环保行为,这一结论在中西方均获得绝大多数学者的一致认同.可能的原因是:一方面教育能够推动环保价值观的社会化功能,提升公众环保观念、环境友好态度,从而使公众有更强的愿意参与公共环保行动;另一方面迈尔(Meyer,2015)的研究表明,教育能够使个体意识到自身行为的外部效应和更加关注社会福利,而环保行为被视为一项公共服务或社会福利,这有利于提升个体的公共环保行为水平.收入对公众公共环保行为的影响不显著,这与史蒂文·巴肯( Steven E.Barkan)( Barkan,2004)、王玉君和韩冬临(2016)等人的研究结果一致.收入的确能为公众参与公共环保行为提供物质条件,但公众可能会从成本收益角度考虑是否参与公共环保行为,当参与公共环保行动所获得的收益小于所需支付的各种成本时,公众个体便不会参与公共环保行动(王琰,2015).语言表达能力与公共环保行为呈负相关,这一发现与维巴等( Verba etal-,1995)的研究结果相反,他们认为语言表达能力也是公众参与公共环保行为的客观资源条件之一.

在主观心理意愿方面,环境污染关注显著负向影响公共环保行为,这表明西方学者研究提出的环境污染驱动理论在本研究中未能获得支持.王玉君和韩冬临( 2016)研究得出环境污染感知显著正向影响公共环保行为,而烟粉尘的排放污染对公共环保行为的负向影响受到了经济发展水平的调节.环境污染与公共环保行为之间的关系及内在机理可能更为复杂.本研究认为环境污染关注显著负向影响公共环保行为的原因可能是,当一些公共环保行为较难实施时,公众个体行为对心理变量的依赖就会减弱,甚至起到相反的效果(孙岩等,2012).也有可能是个体把公共环保行为视为集体行动的结果,认为是政府或企业应负的责任.劳拉·乌瑞内克(Laura WrayLake)(Wray - Lake et al.,2010)的研究也认为青少年更倾向于把环保责任推给政府.环境关心和环保责任感均显著正向影响公共环保行为.这一研究与王凤(2008)、王薪喜和钟杨(2016)等人的研究结果一致.可能的原因是环境关心与行为意图正相关,而行为意图直接正向显著影响实际行为( Oni et al.,2017).另外,公民责任感是居民公共意识的体现,公共环保行为因为涉及到更多的公共服务内涵,因而公民责任感可能对其产生更显著的影响.乔迪·海恩斯( Jody M.Hines)等(Hines et al.,1987)更是从责任感角度定义公共环保行为,认为它是一种基于个人责任感和价值观的有意识行为,这种行为旨在能够避免或者解决环境问题.

在社会网络动员方面,就业状况、政治身份、社会互动均显著正向影响公共环保行为,说明公众被动员参与的社会网络关系越多,公共环保行为越高.可能的原因是,越多的社会网络关系有助于人们对环境问题或环保信息的沟通与交流.公众可通过社会网络接触到新的环境新闻事件,掌握环保技能,强化环保价值观;此外,社会网络关系增加了公众个体被社会关系动员起来参与的概率,尤其在有社会责任的企业、公共组织、社会自治组织当中,这有助于提供公众的公共环保行为动机(罗爱武,201 2).肖晨阳和亚伦·麦克莱特的研究也得出,有工作的公众可以扩大个人社会网络,增加个人参与公共环保行为的机会.

在大众传媒方面,何雪莉( Shirley S.Ho)等(Ho et al.,2015)、范叶超和洪大用(2015)、龚文娟(2014)等众多学者的研究实证了大众传媒显著正向影响公众环保行为,但本文研究进一步发现大众传媒需区分为非电视传媒和电视传媒,将现有研究再向前推进.其中,电视传媒显著负向影响公共环保行为,可能的解释是现代电视传媒充斥着大量商业广告信息,无形中在塑造公众有关市场经济环境下的个人主义价值观,这种价值观与公共环保行为可能存在负相关.另一种更为核心的解释是,公众经常宅在家里看电视,不愿意把闲暇时间用在与邻居一起谈论公共话题,一起走进社团组织去从事环保的集体行动,这种把闲暇时间私人化的做法,实质性地降低了公众的公共环保行为水平(帕特南,2011).而非电视传媒显著正向影响公共环保行为,主要原因是非电视传媒在信息传播中带有更多与环保知识相关或更具有公共价值观的内容,一些学者把公民环保行为当成是一种公共服务,因而拥有较高公共价值观水平的公众,其环保行为水平也较高.

本研究从公民自愿主义、大众传媒视角,利用中国综合社会调查2013年数据,应用于公众公共领域非激进的环保行为的分析.研究结果表明,相比以往研究,公民自愿主义、大众传媒对公共环保行为具有更强的解释力.客观资源条件中的受教育年限,主观心理愿意中的环境关心、环保责任感,社会网络动员中的就业状况、政治身份、社会互动均显著正向影响公共环保行为.客观资源条件中的语言表达能力和主观心理愿意中的环境污染关注显著负向影响公共环保行为.大众传媒需区分为电视传媒和非电视传媒,其中,电视传媒显著负向影响公共环保行为,非电视传媒显著正向影响公共环保行为.上述研究成果有利于拓展公众环保行为理论,并为政府提升公众公共环保行为提供参考. 一是本研究拓展了公众环保行为的研究视角.它既是对现有从个体心理学视角解释公众环保行为的突破,又是对从社会环境因素解释公众环保行为的拓展,进一步实证了“公众环保行为不仅受到个体心理因素的影响,而且受到社会环境因素的影响,是两者综合作用的结果”的观点.此外,从政治学视角研究公众公共环保行为,还为研究公民政治参与提供了在环境保护领域的具体应用实例,研究结果表明,公民自愿主义、大众传媒总体上能较有效地解释公民的公共环保参与.

二是本研究为促进公众的公共环保参与提供政策启示.根据公民自愿主义,公众不参与公共环保活动,主要原因在于他们“不能参与” “不想参与”或“没有被要求参与”,因此,想要推动公众参与公共环保活动,政府可以为公众参与环保活动提供较充足的客观资源条件,例如提高公众受教育水平;也可以从提高公众参与环保活动的主观心理愿意着手,例如加强环保信息的舆论宣传,提升公众环保意识;还可以强化全社会包括学校、企业、自治团体等社会组织的公共环保责任感,以此通过网络关系带动对公众公共环保参与价值观和行为的积极影响.

三是可发挥大众传媒对提升公众公共环保行为的促进作用.政府可适当加强在电视传媒中投放环保公益广告及与环保知识相关的节目;加强引导,发挥互联网、报刊、杂志、广播等非电视媒体对环保信息的传播功能,提升公众环保知识,塑造公众环境保护意识,推进生态环境保护的发展.

本研究还存在一些局限之处,未来研究至少可从以下两方面继续深化:其一,语言表达能力、环境污染关注、电视传媒均显著负向影响公共环保行为,它们之间的关系是否还受到其他因素的干预,以及它们背后存在怎样的影响机制仍有待探究.其二,受现有调查数据所限,本研究在指标测量题项上显得比较单一,这与准确测量变量要求仍有一定差距,未来研究可在问卷设计上进一步丰富变量测量的题项,提升变量测量的准确度.

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参考文献:

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