个体特征与青年生态科技认知

二、个体特征与青年生态科技认知

从既有文献来看，影响公众科技观念和态度的因素很复杂，大致可以区分为两个层次：一是个体层次的因素；二是结构层次的因素。当然，这两个层次的因素有时也共同对科技观念的形塑起作用。就个人层次而言，年龄、婚姻状况、性别、社会经济地位以及政治取向等因素常被运用来检验相关假设。

（一）生命历程与生命周期

为研究方便，我们从世代论出发、简单地将样本中年龄在14岁到23岁之间的人定义为“90后”（占比29.1%），23岁到33岁之间的人定义为“80后”（占比66.4%），33岁到43岁之间的人定义为“70后”（占比4.5%），与生态科技观连续变量做单因素方差分析，发现检验统计量F为18.075，显著性（Sig.）P＜0.001（P= 0.000），说明不同时代的生态科技观总体均值认同度存在差异。进一步，我们把时代作为自变量、生态科技观连续变量的分类值作为因变量作交叉分析，结果如表4.6所示。

表4.6　不同时代青年的生态科技观认同度交叉分析（%）

西方的研究结果通常是：年轻人比年长的人更容易接受关于生态的信息，更支持对环境问题的解决。^[8]但在我国的田野调查中，这一研究结果似乎常常得不到印证。比如，沈和塞尤于2008年在上海调查时，就得到了相反的结论：年老的人比年轻人有着更多的环境关心^[9]；北京市2012年公众环境意识调查结果也显示：16—25岁的青年群体环境意识得分明显低于其他年龄段群体，并且，2007年以来五年间的青年群体环境意识得分均低于其他年龄段群体，而且自2009年以来青年群体与其他群体环境意识的差距还在不断拉大^[10]；在针对大学生群体的调查中，得到“大学生环境意识水平整体上不高”这一结论的也不在少数。^[11]从本次调查的数据分析来看，我们也得到了与西方经典假设不同的结果：年龄与生态科技倾向呈正相关，“70后”比“80后”、“80后”比“90后”更具有环境中心主义倾向。如何解释这一中西方经验的背离，需要纳入其他变量作进一步的分析。

例如，我们把青年在生命周期上的差异纳入一般线性模型中，考察婚配、生育状况对其科技观念的影响，得出检验统计量F为5.316，显著性（Sig.）P＜0.001（P= 0.000），说明处于不同生命周期的青年的生态科技观认同度存在差异。进一步的交叉分析发现（见表4.7）：已婚和未婚青年的生态科技观认同度得分差异显著，已婚青年中得分较高者的比例较大，而已育和未育青年间的得分差别不明显，当然，这很可能与样本中“已育”样本量较少有关。但总的来说，组建新的核心家庭这一生命事件，会激发青年反思自身与社会的关系、社会与自然的关系。

表4.7　处于不同生命周期的青年的生态科技观认同度交叉分析（%）

（二）性别

把性别与生态科技观连续变量作单因素方差分析后，发现检验统计量F为72.866，显著性（Sig.）P＜0.001（P= 0.000），说明不同性别的人科技观念有所不同。性别为自变量、生态科技观连续变量的分类值为因变量，作交叉分析的结果如表4.8所示：生态科技观得分较高的人群中女性比例明显高于男性，男性多集中在低分区域；即上海青年中，女性的环境中心主义认知要比男性强烈、深刻。

表4.8　不同性别青年的生态科技观认同度交叉分析（%）

这一结论与全国性调查或其他城市的大部分研究结果相悖，但与发达国家的多数研究结论相近。洪大用于2005年在分析中国综合社会调查CGSS（2003年城市部分）资料基础上，得出：女性的环境意识明显比男性低，接近5成的女性受访者环境意识水平不及格^[12]；龚文娟于2007年在分析全国数据基础上得出的研究结论也类似：中国城市居民的环境关心水平普遍偏低，其中抽象环境关心水平男性高于女性，但实际的环境友好行为比例男性却低于女性。^[13]对此，学者往往用“男权主导社会”、妇女的实际社会地位比较低、受教育水平低来解释这一差异。而在西方，虽然关于科技观念的性别差异结论仍缺乏一致性，但多数研究表明，在控制其他变量的情况下女性比男性有着更多的环境关心。^[14]对此，研究者们倾向于用社会化和社会劳动的性别分工理论来解释。所以，要解释上海青年生态科技观上的性别差异以及与全国其他城市的差异，可能还需要纳入城市发展阶段等宏观背景以及时空压缩的本土经验来判断。

（三）社会经济地位

这一假设认为教育和收入对环境关心有正面影响，即教育程度和收入越高，对生态科技观的认同度越高。当我们把受教育程度与生态科技观连续变量作单因素方差分析后，发现检验统计量F为21.050，显著性（Sig.）P＜0.001（P= 0.000），验证了受教育程度对青年生态科技观认同度存在影响的假设；另外，把家庭平均月收入与生态科技观连续变量作单因素方差分析后，得出统计量F为6.232，显著性（Sig.）P＜0.001（P= 0.000），说明家庭收入水平不同，青年的生态科技观认同度就不同。如交叉分析表4.9所示：社会经济地位与生态科技观认同度呈正相关，社会经济地位越高的青年在生态科技观量表高分区所占比例越大，对生态科技观的认同度越高。

表4.9　不同社会经济地位青年的生态科技观认同度交叉分析（%）

续表

一个可能的解释是马斯洛的需求层次理论，即人们只有在满足基本物质需求后，才有可能追求更高层次的需求，例如，要求良好的环境或自我价值的实现。这从另一方面也解释了不同时代的生态科技观认同程度差异的原因：大多数“70后”将近不惑之年、“80后”将近而立之年，已经或逐渐成为社会的中流砥柱，对于人与自然的关系、社会未来发展等有了反思的自觉和可能；大多数“90后”在为步入主流社会做准备或刚刚经济独立，再加上“发展主义”至上观点下的中国学校教育中对环境问题的弱化、虚化，遮蔽了学生群体对生态风险的感知；因而，呈现出年龄越大的青年越具有生态科技观念的现象。

另外，我们还把青年的职业状况作为自变量放入检验模型中，发现检验统计量F为14.076，显著性（Sig.）P＜0.001（P= 0.000），说明不同职业类型的青年生态科技观认同度不同。交叉分析的结果进一步发现（见表4.10）：高分区中在职青年所在比例最大，在校学生得分居中，未就业或无业青年在低分区所占比例最高；其中，政府机关、国有企事业单位的公务员或工作人员、专业人员及技术人员在生态科技观认同度得分高分区所占比例较大，超过行政领导层或企业管理层；在校中学生在高分区的比例远远超过在校大学生。可能的解释是：被传统生产方式、社会组织方式卷入程度越高的人，对革新的价值理念和实践方式认同度越高；当然，这还需要综合其他数据作进一步的研究。

表4.10　不同职业类型青年的生态科技观认同度交叉分析（%）

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另外，青年的生活幸福度与生态科技观念认同度也有一定关系：检验统计量F为2.450，显著性（Sig.）P＜0.001（P= 0.000）；虽然在既有研究中很少提及，但合乎逻辑：越是感觉自己生活不幸福的人，其人类中心主义倾向越高；越是对自己生活满意的人，越倾向于追求更高层次的实现。

（四）政治取向

我们还将上海青年的政治面貌与生态科技观连续变量作了方差分析，发现检验统计量F为8.269，显著性（Sig.）P＜0.001（P= 0.000），说明不同政治面貌的青年的生态科技观认同度不同。进一步，将政治面貌作为自变量与作为因变量的生态科技观连续变量分类值进行交叉分析，发现：大体上，生态科技观认同度高分区中党团员所占比例高于民主党派青年，在低分区中所占比例明显低于后者（见表4.11）。

表4.11　不同政治面貌青年的生态科技观认同度交叉分析（%）

在提倡革新科技观念方面，我党走在世界的前列^[15]；“生态文明”的理念在2007年党的十七大报告中就已经上升为治国理政的方针，十八大报告中更是明确提出要把生态文明建设放在突出地位，融入经济建设、政治建设、文化建设、社会建设各方面和全过程，形成具有中国特色的社会主义事业“五位一体”总体布局。这是我党站在民族永续发展的高度，对我国现代化过程中出现的严重生态问题的理性反思，对社会主义建设规律、人类社会发展规律认识的深化和升华，自然能得到广大党员的拥护和响应。同时，从本次结果我们还可看出，大部分党团员青年能敏锐而及时地与党和政府的政治理念保持一致，确实是上海“创新驱动、转型发展”、建设美丽城市可相信、可依靠的重要力量。