王宇露， 徐 凱， 馮 媛

(上海電機學(xué)院 商學(xué)院, 上海201306)

我國人口眾多，能源資源相對有限，形勢嚴(yán)峻的能源供應(yīng)問題制約著我國經(jīng)濟社會的持續(xù)發(fā)展。張素心曾預(yù)計在未來數(shù)十年，中國要保持經(jīng)濟的持續(xù)增長，并加快城市化步伐，就必須確保自己擁有充足和安全的能源，還要努力減輕經(jīng)濟增長對環(huán)境造成的影響[1]。因此，在當(dāng)前能源需求持續(xù)增長、但能源開發(fā)能力不足、污染逐年嚴(yán)重的情況下，增強公民節(jié)能意識，提升公民節(jié)能參與度勢在必行。

本文認為，研究高校用能主體節(jié)能行為的影響因素具有以下重要意義：一方面，高校是一個能源消耗比較大的區(qū)域。有統(tǒng)計數(shù)據(jù)表明，高校的能源開支可以占到一個學(xué)校全部支出的20%，占據(jù)了其資源費用的40%[2]。但在很多高校，能源浪費現(xiàn)象也屢見不鮮。如行政樓、辦公樓，教學(xué)樓等部門使用的水電等能源，并沒有一個明確的收費標(biāo)準(zhǔn)，師生用水用電量無法量化到個人，節(jié)能的評價指標(biāo)不清晰，也缺少相關(guān)的獎懲措施。這導(dǎo)致了很多師生節(jié)能意識不強，人離燈不關(guān)，空調(diào)空轉(zhuǎn)，夏季空調(diào)溫度過低等行為時有發(fā)生。因此，研究影響高校節(jié)能行為的因素，并制定有針對性的節(jié)能促進政策，能夠有效減輕高校的能源經(jīng)濟負擔(dān)。另一方面，高校作為一個承擔(dān)著人才培養(yǎng)、科學(xué)研究、服務(wù)社會重任的重要場所，是高素質(zhì)人才聚集的場所，其中大學(xué)生占總?cè)藬?shù)中的主體部分。高校培養(yǎng)具有節(jié)能意識的大學(xué)生，一旦步入社會，他們的節(jié)能意識及節(jié)能行為將影響身邊的每一個人[3]。因此，在深入調(diào)查研究影響高校節(jié)能行為的因素很有必要。本文采用實證研究方法對上海高校的節(jié)能行為影響因素進行調(diào)查分析研究，以期為高校實施節(jié)能行為的政策制定提供參考。

1 文獻綜述

綜述文獻發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有文獻對高校節(jié)能的研究主要集中在以下3個方面：基于高校校園建筑視角的用能現(xiàn)狀及存在問題分析；基于創(chuàng)建節(jié)約型高校視角的節(jié)能對策；基于管理視角的高校水電節(jié)能項目的管理模式等。

高彪等[4]研究長三角地區(qū)某綜合型大學(xué)典型建筑的能耗特點及節(jié)能潛力后發(fā)現(xiàn)：高校校園建筑總體能耗較大，隨季節(jié)及假期有較大的波動性，校園內(nèi)建筑類型的多樣性決定了各種類型建筑不同的能耗特征，不同類型建筑能耗存在較大差異，同一類型建筑能耗差異也很大。因此應(yīng)結(jié)合技術(shù)、行為、管理等層面共同推進節(jié)約型校園工作的進行。此外，高校作為教書育人的重要基地，具有較強的社會輻射影響力，更應(yīng)充分發(fā)揮其在節(jié)能降耗工作中的重要作用。

范慶彬[5]曾分析提出，應(yīng)針對高校能源消耗現(xiàn)狀，將建設(shè)節(jié)約型校園的理念與措施滲透到學(xué)校建設(shè)發(fā)展的全過程，堅持“開源”和“節(jié)流”，改進技術(shù)和強化意識相結(jié)合的原則，向管理要效益，從源頭拓空間，切實降低學(xué)校運作成本，提高資源利用效率，促進高校健康協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展。

張凱偉等[6]以北京工商大學(xué)為例，對節(jié)能校園視域下的高?？蒲泻哪苓M行分析，并提出隨著高校發(fā)展、規(guī)模擴大，用水、用能逐年增加，由于重視程度、管理體制等原因，高校能耗浪費嚴(yán)重，供需矛盾突出。其中科研能耗是高校能耗重要組成部分，如何創(chuàng)新機制體制，實現(xiàn)科學(xué)節(jié)能，是綠色校園建設(shè)中值得探索的課題。張朝等[7]通過對北方某高校電能消耗的統(tǒng)計分析得出，高校作為耗能大戶，建筑節(jié)能改造的空間很大，需要深入調(diào)研和分析，制定適合的節(jié)能改造方案，并具有可操作性。該校的電能消耗雖然控制在一個穩(wěn)定范圍內(nèi)，但仍高于我國節(jié)約型校園的標(biāo)準(zhǔn)，具有一定的節(jié)能潛力，同時就北方地區(qū)高校校園電能節(jié)能提出改造建議，為建設(shè)北方地區(qū)高校綠色校園提供借鑒。

馬誠[8]曾提出高校的能源管理工作應(yīng)充分利用自己獨特的育人優(yōu)勢，在科研、推廣、宣傳、示范、引領(lǐng)等方面發(fā)揮作用，高校在進行能源管理工作時應(yīng)注重建立長效機制、體制，根據(jù)科學(xué)的反饋系統(tǒng)提取有效數(shù)據(jù)信息，精準(zhǔn)、適時采取有效的改進措施，從而提升綠色校園建設(shè)的水平，加快綠色校園建設(shè)步伐。鄭強[9]圍繞著現(xiàn)階段高校建設(shè)中存在的能源浪費現(xiàn)象展開簡單的分析與探討，并剖析了產(chǎn)生這些現(xiàn)象背后的深層次的原因，據(jù)此提出了完善管理制度和部門，加大節(jié)能設(shè)備的投入等一系列切實可行的改善措施，促進更好更快地建設(shè)節(jié)約型高校。

龔正[10]從創(chuàng)建節(jié)約型高校的內(nèi)涵出發(fā)，分析了當(dāng)前高校水電節(jié)能的現(xiàn)狀，發(fā)現(xiàn)其存在高校學(xué)生對開展水電節(jié)能缺乏足夠認識、高校缺乏科學(xué)的管理制度等問題，這將直接影響高校節(jié)約用水用電理念的發(fā)展，并從宣傳、管理、制度等方面對學(xué)校節(jié)能水電管理的對策進行了全面的探究，可供相關(guān)高校工作人員參考。

熊定胤[11]就高校中構(gòu)建穩(wěn)定的水電項目管理模式問題展開探討，提出高校水電節(jié)能項目管理存在的主要困難包括資金問題、體制問題和意識問題，并給出相對應(yīng)的解決措施。宋斌[12]從高校水電節(jié)能管理模式入手，提出使用者水電用量定額管理模式的是現(xiàn)如今最為合理且行之有效的方案。

本文將從上海高校師生的后果認知和責(zé)任歸屬感出發(fā)，通過對上海高校師生的個人規(guī)范、自我效能、行為約束和社會約束等全方位的考量，探討上海高校節(jié)能行為的影響因素。

2 研究模型與假設(shè)

2.1 研究模型

規(guī)范激活理論是研究利他行為的重要理論。該理論認為，個人規(guī)范是影響利他行為最直接的因素，而個人規(guī)范受后果認知和責(zé)任歸結(jié)的影響。由于規(guī)范激活理論是指依據(jù)個人規(guī)范或社會義務(wù)可能去行動的模式，故運用規(guī)范激活理論來解釋上海高校節(jié)能行為影響因素非常合適。根據(jù)規(guī)范激活理論，對節(jié)能行為的后果認知和責(zé)任歸結(jié)的認知會通過影響個人規(guī)范來影響節(jié)能行為。此外，他人的看法會對個人規(guī)范和行為的關(guān)系產(chǎn)生影響。在實際生活中，用能主體的節(jié)能行為會受到行為的約束和社會的約束。行為約束和社會約束會對個人規(guī)范與節(jié)能行為之間的關(guān)系產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用。因此，本研究在規(guī)范激活理論中介模型基礎(chǔ)上，加入了調(diào)節(jié)個人規(guī)范與行為關(guān)系的調(diào)節(jié)變量——行為約束和社會約束。同時認為結(jié)果意識會對個人規(guī)范產(chǎn)生影響?；诖?，本文構(gòu)建了上海高校節(jié)能行為影響因素模型，如圖1所示。

圖1 本文的理論模型

2.2 研究假設(shè)

2.2.1 后果認知對節(jié)能行為的影響 后果認知是指個體對未實施利他行為而給他人或者其他事物造成不良后果的意識，即對不實施親社會行為消極后果的認知。呂榮勝等[13]研究發(fā)現(xiàn)，對不節(jié)能危害后果的認知對節(jié)能行為有著顯著的影響；危害后果認知和責(zé)任歸結(jié)對個人規(guī)范的形成具有直接影響，危害后果認知對個人規(guī)范形成具有促進作用，個人意識到不采取節(jié)能行為會產(chǎn)生消極后果，引發(fā)嚴(yán)重的環(huán)境問題和社會問題，由此促進責(zé)任歸結(jié)與節(jié)能個人規(guī)范的形成，進而激發(fā)其采取節(jié)能行為?；诖?，提出以下假設(shè)：

假設(shè)1后果認知與用能主體的節(jié)能行為存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。

2.2.2 責(zé)任歸結(jié)對節(jié)能行為的影響 責(zé)任歸結(jié)是指個體對不良后果的責(zé)任感?；谝?guī)范激活理論的基本模型，并借鑒格魯特(Groot)和施特格(Steg)的研究結(jié)果，本研究認為高校師生要首先認識到不參與節(jié)能可能產(chǎn)生的結(jié)果。高度的后果認知將會強化個體的責(zé)任歸屬感，而結(jié)果產(chǎn)出又會促進個人規(guī)范的激活。最終，個體的道德責(zé)任感將會促進高校節(jié)能參與行為[14]?；诖耍岢鲆韵录僭O(shè)：

假設(shè)2責(zé)任歸結(jié)與用能主體的節(jié)能行為存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。

2.2.3 自我效能對節(jié)能行為的影響 自我效能是完成某種行為的信心，自我效能水平的高低，影響著個體是否施行某種行為的決策。程偉等[15]研究了大學(xué)生的自我效能感與學(xué)業(yè)水平呈顯著性正相關(guān)，自我效能感越強越容易將想法付諸于行動。王宇露等[16]在研究學(xué)習(xí)社區(qū)網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)與知識共享效果關(guān)系時強調(diào)，自我效能直接影響著人們的思維、動機與行為，個體傾向于回避那些認為自己無法應(yīng)對的活動和情境，而選擇自己認為力所能及的工作。在這一過程中，自我效能通過影響個體對其能力的認知來為個體確定發(fā)展的方向。基于此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)3自我效能與用能主體的節(jié)能行為存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。

2.2.4 個人規(guī)范的中介作用 個人規(guī)范是被內(nèi)化的社會規(guī)范，是自我的道德義務(wù)感。個人規(guī)范會直接正向影響行為，個人規(guī)范是規(guī)范激活理論的核心變量，當(dāng)個體產(chǎn)生實施親社會行為的道德義務(wù)感時，將會實施相應(yīng)的親社會行為，從而使自身行為與所持價值體系相一致。王麗麗等[17]在城市居民參與環(huán)境治理行為的影響因素研究中提出，行為態(tài)度、主觀規(guī)范、個人規(guī)范對城市居民環(huán)保行為意向存在顯著的直接正向影響，且影響程度依次遞增。結(jié)果認知通過行為態(tài)度對城市居民參與環(huán)境治理行為意向產(chǎn)生影響。此外，研究也證實了個人規(guī)范在責(zé)任歸屬對城市居民參與環(huán)境治理行為意向這一路徑中的中介作用。根據(jù)陳苗苗等[18]在共享單車用戶違規(guī)停放行為研究中的相關(guān)結(jié)論；遵守個人規(guī)范會產(chǎn)生自豪感及自尊的提升[18]，因此，自我效能高的用能主體更易遵從自身的個人規(guī)范采取節(jié)能行為?；诖?，提出以下假設(shè)：

假設(shè)4個人規(guī)范在后果認知與用能主體的節(jié)能行為之間存在顯著的中介作用。

假設(shè)5個人規(guī)范在責(zé)任歸結(jié)與用能主體的節(jié)能行為之間存在顯著的中介作用。

假設(shè)6個人規(guī)范在自我效能與用能主體的節(jié)能行為之間存在顯著的中介作用。

2.2.5 外部情境對節(jié)能行為的影響 黃粹等[19]研究發(fā)現(xiàn)：外部情境因素對環(huán)境態(tài)度能否產(chǎn)生環(huán)境行為起著非常重要的作用。彭江南[20]在研究高校學(xué)生自我約束力的培養(yǎng)問題時提出：自我約束力是靠后天在社會環(huán)境下從小到大、潛移默化的作用下形成的自覺的、自然的約束力。熊美等[21]研究發(fā)現(xiàn)大學(xué)生在群體壓力下更容易采取低碳行為?；诖?，提出以下假設(shè)：

假設(shè)7行為約束在用能主體的個人規(guī)范與節(jié)能行為之間存在顯著的調(diào)節(jié)作用。

假設(shè)8社會約束在用能主體的個人規(guī)范與節(jié)能行為之間存在顯著的調(diào)節(jié)作用。

3 研究方法

3.1 問卷設(shè)計

本次研究采用調(diào)查問卷的形式展開，調(diào)查問卷共設(shè)置30個問項，為保證問卷設(shè)計的科學(xué)性，其中關(guān)于調(diào)查對象基本信息的問項有6個，主要是為了確保調(diào)查對象的可靠性，涉及研究模型的測量項共有24個，這部分采用李克特5級量表測量，從1～5。1表示完全不同意，5表示完全同意，本文的測量題項均來有文獻來源，從而保證了問卷的信度和效度。具體的測量項及文獻來源見表1。

問卷的調(diào)查方式主要是借助問卷星軟件，以鏈接的方式發(fā)放到QQ空間、微信朋友圈、上海區(qū)域高校貼吧等平臺，并同時以微信群、QQ群等方式邀請目標(biāo)用戶作答。本次調(diào)查共回收265份問卷，剔除整份問卷所勾選的選項皆為同一個等無效問卷，共得到有效問卷218份，問卷有效率為82.26%。

3.2 信度和效度分析

采用SPSS 22.0對回收樣本作Cronbachα測試發(fā)現(xiàn)，各個變量量表的α信度值分別為0.890、0.905、0.886、0.942、0.923、0.854、0.923，均在0.6以上，反映本研究量表的信度較理想。

對模型中各量表的效度分析發(fā)現(xiàn)，KMO值，Bartlett半球體檢驗，因素對總方差的解釋比例都達到可以接受的標(biāo)準(zhǔn)，說明各量表的效度較高，如表2所示。

表1 變量操作化

表2 各變量的效度分析

3.3 描述性統(tǒng)計分析

對218份有效問卷進行描述性統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn)：調(diào)查對象多為學(xué)生，占90%以上；被調(diào)查者男女比例相對均衡；被調(diào)查者的專業(yè)分布均有涉及，主要以理工類為主，文史類其次；被調(diào)查者的年級主要是以大一和大三為主，大四所占比例最少；被調(diào)查者的身份顯示，學(xué)生干部和普通學(xué)生比例較為合理，并且普通學(xué)生所占比例略多；被調(diào)查者的月零花錢主要集中在1 000～1 500元，這也符合我們的預(yù)期，如表3所示。

表3 描述性統(tǒng)計分析

4 假設(shè)檢驗

4.1 直接作用檢驗

4.1.1 后果認知對節(jié)能行為的影響假設(shè)檢驗 本文假設(shè)：后果認知跟用能主體的節(jié)能行為存在顯著的正相關(guān)關(guān)系?；貧w分析發(fā)現(xiàn)，后果認知跟用能主體的節(jié)能行為的回歸系數(shù)為0.471(p<0.001)，調(diào)整后的R2為0.270，同時假設(shè)均通過了F檢驗，說明后果認知跟用能主體的節(jié)能行為存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。后果認知的反應(yīng)越大，對節(jié)能行為的影響越大，如表4所示。

表4 后果認知影響用能主體節(jié)能行為的回歸分析結(jié)果

4.1.2 責(zé)任歸結(jié)對節(jié)能行為的影響假設(shè)檢驗 本文假設(shè)，責(zé)任歸結(jié)跟用能主體的節(jié)能行為存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。回歸分析發(fā)現(xiàn)，責(zé)任歸結(jié)跟用能主體的節(jié)能行為的回歸系數(shù)為0.267(p<0.001)，調(diào)整后的R2為0.096，同時假設(shè)均通過了F檢驗，說明責(zé)任歸結(jié)跟用能主體的節(jié)能行為存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。責(zé)任歸結(jié)的反應(yīng)越大，對節(jié)能行為的影響越大，如表5所示。

表5 責(zé)任歸結(jié)影響用能主體節(jié)能行為的回歸分析結(jié)果

4.1.3 自我效能對節(jié)能行為的影響假設(shè)檢驗 本文假設(shè)，自我效能跟用能主體的節(jié)能行為存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。回歸分析發(fā)現(xiàn)，自我效能跟用能主體的節(jié)能行為的回歸系數(shù)為0.739(p<0.001)，調(diào)整后的R2為0.564，同時假設(shè)均通過了F檢驗，說明自我效能跟用能主體的節(jié)能行為存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。自我效能的反應(yīng)越大，對節(jié)能行為的影響越大且責(zé)任歸結(jié)、后果認知和自我效能對節(jié)能行為的正相關(guān)性逐漸增強，其中自我效能與節(jié)能行為的正相關(guān)性最強，如表6所示。

表6 自我效能影響用能主體節(jié)能行為的回歸分析結(jié)果

4.2 中介作用檢驗

4.2.1 個人規(guī)范在后果認知與節(jié)能行為之間關(guān)系的中介作用檢驗 本文假設(shè)個人規(guī)范在后果認知對節(jié)能行為間的影響中起顯著的中介作用。前文分析已說明后果認知對于節(jié)能行為具有顯著的正面影響，下面進一步檢驗后果認知對于個人規(guī)范是否存在顯著影響。這可以通過對后果認知與個人規(guī)范進行回歸分析來檢驗。運用SPSS進行回歸分析的模型擬合情況見表7，F(xiàn)值為261.860，非標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)β=0.630，p<0.001。模型是顯著的，調(diào)整后的R2較高，達0.546。表明后果認知對于個人規(guī)范也具有顯著的正面影響。

表7 后果認知影響個人規(guī)范的回歸分析結(jié)果

下面進一步將后果認知、個人規(guī)范與節(jié)能行為進行回歸。模型擬合情況見表8，可以看出模型是顯著的，同時調(diào)整后的R2高達0.446。從顯著性程度來看，在控制后果認知的情況下，β=0.664，p<0.001，個人規(guī)范對于節(jié)能行為有顯著的正面影響，說明假設(shè)4得到支持。從后果認知的顯著性程度來看，β=0.052，p>0.001，后果認知與節(jié)能行為的關(guān)系變得不顯著，說明個人規(guī)范起的是完全中介作用。

表8 個人規(guī)范在后果認知與用能主體節(jié)能行為之間中介作用的回歸分析結(jié)果

4.2.2 個人規(guī)范在責(zé)任歸結(jié)與節(jié)能行為之間關(guān)系的中介作用檢驗 本文假設(shè)個人規(guī)范在責(zé)任歸結(jié)對節(jié)能行為間的影響中起中介作用。前文分析已說明責(zé)任歸結(jié)對于節(jié)能行為具有顯著的正面影響，下面進一步檢驗責(zé)任歸結(jié)對于個人規(guī)范是否存在顯著影響。這可以通過對責(zé)任歸結(jié)與個人規(guī)范進行回歸分析來檢驗。運用SPSS進行回歸分析的模型擬合情況見表9，F(xiàn)值為149.955，非標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)β=0.509，p<0.001。模型是顯著的，調(diào)整后的R2較高，達0.407。表明責(zé)任歸結(jié)對于個人規(guī)范也具有顯著的正面影響。

表9 責(zé)任歸結(jié)影響個人規(guī)范的回歸分析結(jié)果

下面進一步將責(zé)任歸結(jié)、個人規(guī)范與節(jié)能行為進行回歸。模型擬合情況見表10，可以看出模型是顯著的，同時調(diào)整后的R2高達0.446。從顯著性程度來看，在控制責(zé)任歸結(jié)的情況下，β=0.839，p<0.001個人規(guī)范對于節(jié)能行為有顯著的正面影響，說明假設(shè)5得到支持。從責(zé)任歸結(jié)的顯著性程度來看，p<0.005，責(zé)任歸結(jié)影響節(jié)能行為的顯著性降低，說明個人規(guī)范起的是部分中介作用。

表10 個人規(guī)范在責(zé)任歸結(jié)與用能主體節(jié)能行為之間中介作用的回歸分析結(jié)果

4.2.3 個人規(guī)范在自我效能與節(jié)能行為關(guān)系之間的中介作用檢驗 本文假設(shè)個人規(guī)范在自我效能對節(jié)能行為間的影響中起中介作用。之前得出自我效能對于節(jié)能行為具有顯著的正面影響，下面進一步檢驗自我效能對于個人規(guī)范是否存在顯著影響。這可以通過對自我效能與個人規(guī)范進行回歸分析來檢驗。運用SPSS進行回歸分析的模型擬合情況(見表11)，F(xiàn)值為435.473，非標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)β=0.758，p<0.001。模型是顯著的，調(diào)整后的R2較高，達0.667。表明自我效能對于個人規(guī)范具有顯著的正面影響。

表11 自我效能影響個人規(guī)范的回歸分析結(jié)果

下面進一步將自我效能、個人規(guī)范與節(jié)能行為進行回歸。模型擬合情況見表12，可以看出模型是顯著的，同時調(diào)整后的R2高達0.571。從顯著性程度來看，在控制自我效能的情況下，β=0.177，p<0.05個人規(guī)范對于節(jié)能行為有顯著的正面影響，說明假設(shè)6得到支持。從自我效能的顯著性程度來看，β=0.604，p<0.005，自我效能影響節(jié)能行為的顯著性降低，說明個人規(guī)范起的是部分中介作用。

表12 個人規(guī)范在自我效能與用能主體節(jié)能行為之間中介作用的回歸分析結(jié)果

4.3 調(diào)節(jié)作用檢驗

4.3.1 行為約束對個人規(guī)范和節(jié)能行為之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用檢驗 本文假設(shè)行為約束對于個人規(guī)范與節(jié)能行為的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用。按照檢驗調(diào)節(jié)作用的步驟，對行為約束、個人規(guī)范和節(jié)能行為構(gòu)造交叉項進行回歸分析(見表13)，β=0.114，F(xiàn)=216.860，P=0.000<0.05表明模型是顯著的，調(diào)整后的R2高達0.498。說明行為約束在個人規(guī)范和節(jié)能行為之間存在顯著的調(diào)節(jié)作用。

表13 行為約束在用能主體個人規(guī)范與節(jié)能行為之間的調(diào)節(jié)作用回歸分析結(jié)果

注：***表示P<0.001，**表示P<0.01，*表示P<0.05

4.3.2 社會約束對個人規(guī)范和節(jié)能行為之間關(guān)系的節(jié)作用檢驗 本文假設(shè)社會約束對于個人規(guī)范與節(jié)能行為的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用。按照檢驗調(diào)節(jié)作用的步驟，對社會約束、個人規(guī)范和節(jié)能行為調(diào)構(gòu)造交叉項進行回歸分析(見表14)，β=0.116，F(xiàn)=270.518，P=0.000<0.05表明模型是顯著的，調(diào)整后的R2高達0.554。說明社會約束在個人規(guī)范和節(jié)能行為之間存在顯著的調(diào)節(jié)作用。且為正向調(diào)節(jié)作用，即受周圍人影響會增強個人規(guī)范向節(jié)能行為的轉(zhuǎn)化。

表14 社會約束在用能主體個人規(guī)范與節(jié)能行為之間的調(diào)節(jié)作用回歸分析結(jié)果

注：***表示P<0.001，**表示P<0.01，*表示P<0.05

5 啟 示

通過本次調(diào)查研究，可以為推動上海高校各用能主體的節(jié)能行為帶來以下啟示：

(1) 上海高校有必要通過宣傳等方式引導(dǎo)師生正確認識節(jié)能問題，加強師生道德教育，增強師生責(zé)任歸屬感，并鼓勵師生為節(jié)能行為積極建言獻策。

(2) 上海高校需要完善能源管理制度，如對水電量化收費，限制師生的水電使用。對積極實施節(jié)能行為的師生給予一定的物質(zhì)獎勵和精神鼓勵，提升師生對自己節(jié)能行為的自豪感和滿足感；對浪費能源行為的師生給予負分累計，分數(shù)過低者提升水電費用，并進行通報批評。通過以上措施，可以有效高校能源浪費問題，進一步推動節(jié)能減排活動的開展，緩解城市能源使用壓力。

(3) 教育主管部門應(yīng)當(dāng)適當(dāng)強化監(jiān)管，建立節(jié)能目標(biāo)責(zé)任制，對于高校進行制定節(jié)能目標(biāo)并定期檢查，高校也應(yīng)當(dāng)予以公示其季度和年度節(jié)能成效。

(4) 政府部門應(yīng)當(dāng)淘汰落后的、能源消耗大的項目，扶持節(jié)能改造項目，加大財政支持力度，對高校節(jié)能提供技術(shù)支持。

(5) 加強高校合作，以交流會形式吸收好的國際經(jīng)驗和做法，并且結(jié)合高校自身實際情況，推廣節(jié)能新產(chǎn)品、新技術(shù)，構(gòu)建高校自身節(jié)能監(jiān)管體系建設(shè)和節(jié)能綜合改造體系建設(shè)。

6 結(jié) 論

本研究得出了如下結(jié)論：① 后果認知與用能主體的節(jié)能行為存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系；② 責(zé)任歸結(jié)與用能主體的節(jié)能行為存在顯著的正相關(guān)關(guān)系；③ 自我效能與用能主體的節(jié)能行為存在顯著的正相關(guān)關(guān)系；④ 個人規(guī)范在后果認知與用能主體的節(jié)能行為之間存在完全中介作用；⑤ 個人規(guī)范在責(zé)任歸結(jié)與用能主體的節(jié)能行為之間存在部分中介作用；⑥ 個人規(guī)范在自我效能與用能主體的節(jié)能行為之間存在部分中介作用；⑦ 行為約束在用能主體的個人規(guī)范與節(jié)能行為之間存在顯著的調(diào)節(jié)作用；⑧ 社會約束在用能主體的個人規(guī)范與節(jié)能行為之間存在顯著的調(diào)節(jié)作用。