司徒健彬，潘 强，姚宁川

（1.珠海城市职业技术学院 经济管理学院，广东 珠海 519090；2.暨南大学 国际商学院，广东 珠海 519070；3.珠海保税区管理委员会，广东 珠海 519000）

目前，中国正经历高速发展的时期，城市化水平日益提高，居民生活得到了大幅改善，随之而来也引发了一系列的环境问题。作为一个资源消耗大国，中国经济的高速发展往往以环境的破坏为代价。近年来，环境问题已经引起众多人士关注，环境破坏以及资源过量消耗的情况尤为严重。有鉴于此，习近平总书记提出了推进生态文明建设的重要原则，包括了“坚持人与自然和谐共生”、“绿水青山就是金山银山”、“良好生态环境是最普惠的民生福祉”等六项。珠海市在关于国民经济和社会发展第十三个五年规划（简称“十三五规划”）的建议中也明确指出，“坚持生态优先”的经济社会发展原则，把生态放在第一要素。在生态文明的航程上做到自信与自觉，把山清水秀、碧穹浩瀚视为最珍贵的资源，以更远的方向，更强力度加快生态文明建设，率先构建资源节约型、环境友好型、人口均衡型社会。珠海“十三五规划”还提出“以生态文明示范为引领，建设国际宜居城市”的目标。

张文忠（2016）[1]提出了宜居城市内涵的六个层面，包括环境健康、安全、自然宜人、社会和谐、生活方便以及出行便捷。宜居城市的建设要体现以人为本，从重视经济增长转向为人的发展和社会的发展，从重视物质和实体空间的建造转向为城市精神和城市人文思想的塑造。白雪、林雪晶（2015）[2]对珠海宜居城市的现状进行了探索，发现珠海宜居性各方面评分均较高，其中环境承载度得分率最高，而经济富裕度和社会文明度得分率相对较低。两人研究中的生态环境指标显示珠海空气质量好于或等于二级的天数每年达到360天，饮用水水质达标率为100%，城市工业污水处理率为88.5%，城镇生活垃圾无害化处理率为100%，工业固体废物处置利用率为92.81%，城市绿化覆盖率为64.64%，表明珠海在环境保护方面仍然令人满意。林显明（2015）[3]以台湾高雄建立宜居城市为例，提出了一些环保建议。高雄一直以来以石化产业作为经济发展的驱动力。然而，石化产业在给高雄带来巨大经济效益的同时，也对高雄的环境产生了极大的负面影响，甚至对居民健康造成了极大的危害。高雄通过以“环境永续”、“多元创新”和“宜居城市”为主轴，为传统的石化、钢铁产业提供辅导，促使产业向低污染、高价值方向转型，并取得了巨大的成效。

大量企业已经开始意识到了环境保护的社会责任，并采取措施改善污染排放和能源消耗的情况，政府也建设了大量的环保基础设施，以及出台了环保方面的法律法规。但是，个人环保行为对于环境保护的作用并未获得足够的关注。建立宜居城市只依靠硬件建设并不足够，还需要加强对城市居民的环保意识及绿色行为培养，才能达到建立宜居城市的目标。实际上大部分的环境问题都是由于人类活动所引起的，改善个人的环保意向和绿色行为能在一定程度上促进环境保护的效果。

关于促进宜居城市建设和社会和谐发展的研究，传统研究多关注客观物质设施建设，而忽略居民精神文明建设的实际感知，对中国城市居民绿色行为机制与行为意向研究还相对薄弱。为更深度了解个人绿色行为的影响因素，本文以计划行为理论（Theory of Planned Behavior；Ajzen,1991[4]；以下简称TPB）为根据进行实证研究，尝试探讨珠海市居民的绿色行为意向的影响因素，以及可能由此产生的绿色行为。现时的国内外的研究仍缺乏中国城市居民行为机制的定量研究，而本研究填补了这方面研究的空缺。以居民的绿色环保行为为切入点，通过统计分析实证研究，精确调查分析珠海市居民的绿色环保行为。揭示宜居城市建设中存在的问题，有针对性的提出发展方向和规划，为珠海建设国际化宜居城市提供创新性建议，以求对未来珠海市国际化宜居城市建设提供借鉴意义。

一、文献综述

对于环境恶化、资源消耗和气候变化的关注，使绿色行为的概念得到了广泛认同。国外文献提出了对绿色行为的定义：对于组织及其管理者，绿色行为可以被定义为推进环境可持续发展进行的组织活动 (Renwick,Redman,&Maguire,2013)[5]；对于个人，绿色行为则指与环境可持续发展目标一致的个体行为 (Andersson,Jackson,&Russell,2013)[6]。

中国学者也对绿色行为进行了界定：从企业的角度看，郝祖涛（2014）[7]认为企业的绿色行为是把资源节约、环境保护的思想融入到企业经营活动中，进行一系列绿色技术创新、绿色管理活动以满足自身的需求。他认为企业绿色行为受到企业内部和外部因素的影响，内部因素包括规模、财务状况、技术能力、领导者环保意识、区位条件、所有制结构及工业部门类别等；外部因素则包括了规制压力、市场压力及公众压力等。冯忠垒、谢雄标、严良（2015）[8]认为企业绿色行为是社会网络、管理者认知和企业行为三方交互的结果。管理者对于外部环境的认知分为威胁认知和机会认知，当企业以消极态度进行绿色行为，可能会受到社会网络中利益相关者的压力和威胁，而管理者将其视为一项商业机会时，则可能获得更多的社会资源及更好的社会声誉。从更大的范畴看，杨苏（2016）[9]关于绿色行为的界定是“契合绿色化发展方向的，资源利用效率高且对周围环境负责的社会组织或自然人的行为，且以最少的资源消耗和最低的环境污染来获得尽可能大的经济、社会和环保收益作为其决策目标”。

过往对企业绿色行为的研究数量较多，本文主要对居民个人绿色行为进行研究。本文的分析以TPB 为理论基础，TPB 在许多方面的行为研究均得到支持。例如，TPB 被用于研究健康行为（Conner&Sparks,1996）[10]、酒驾行为（Marcil,Bergeron&Audet,2001）[11]、居民公交出行行为(戴权、梁坤、栾琨,2016)[12]以及安全带使用行为（王秋鸿、周志强,2015）[13]等。而TPB 在研究绿色行为方面的作用也被证明具有较好的预测作用。汪秀、成爱武（2014）[14]运用TPB 研究绿色消 费 行 为，Trumbo&O'Keefe (2001)[15]、Lam(2006)[16]和Clark&Finley(2007)[17]分别对美国加州、中国和社区居民的节约用水行为意向，发现TPB 的变量对于绿色行为的意向有较强的预测作用。

在Ajzen 的理论中，TPB 包含了三方面的要素，分别是行为态度、主观范式和知觉行为控制，这三个要素都与行为的意向有关。行为态度可定义为个人对于一项行为的评价赞成或不赞成的程度；主观范式反映了个人对于所处社会环境及周围人群对其行为的期望的认知，以及顺应这些社会环境的动机；知觉行为控制则表明个人认为自身可控制行为效果的能力。TPB 被广泛应用于对公民行为的影响因素的研究。陈琪（2017）[18]发现TPB 的三个因素，行为态度、主观规范、知觉行为控制均与公民参与城市公共危机治理意向正相关，因此其研究认为需要注重参与城市公共危机治理态度的培养，改善公民治理城市公共危机的环境，以及加强应对公共危机的培训。杜鑫（2012）[19]以TPB 探讨了绿色服装消费影响因素，发现行为态度对于行为意愿的影响最大，感知行为控制对行为意愿的影响稍弱，主观范式的影响在TPB 三个因素最低，而三个因素的影响均统计显著。

Cordano&Frieze(2000)[20]用TPB 分 析了295 名美国环境管理者对于降低污染的偏好，发现降低污染的倾向与防止污染的态度、环保规定的认知、知觉行为控制及其设施中过往的环保行为存在相关性。其研究与TPB 模型不符合的是，研究结果中知觉行为控制欲与降低污染的倾向呈反向关系。Greaves,Zibarras&Stride(2013)[21]以TPB 理论分析了员工在工作场所的环保行为意向，他们研究的环保行为主义包括员工离开办公桌后关闭电脑，使用视频会议代替面对面会议以减少出行消耗，以及废品的循环使用。TPB 中的变量分别解释了三种环保行为意向的61%、46%和53%的特征。其中，行为态度、主观范式和知觉行为控制三大因素均对环保行为意向有显著影响。Huang(2016)[22]研究了媒体宣传对环保行为的促进作用。研究将环保行为的影响因素分为了三种类型：态度因素（环保信念）、个人能力因素（自我效能）和情境因素（媒体应用）。个人接受更多的全球变暖媒体的宣传，会对个人环保行为产生正面影响，而环保信念以及自我效能也会通过媒体使用产生间接作用。Zhang,Wang&Zhou(2014)[23]以TPB 分析了中国企业节约用电行为的前置变量，发现员工对节约用电的态度和认知行为控制对员工节约用电的行为意向产生正向影响。环境效应、组织效益、心理享受及组织节电氛围与员工对节约用电的态度存在正相关关系，而预期外在效益并没有对员工态度产生显著影响。

TPB 为研究居民绿色行为的影响因素提供了可靠的框架，而对TPB 的前置影响因素的研究尚未全面验证。为填补对TPB 影响因素的前置变量研究的空缺，本文建立了更全面的理论模型。研究对与行为态度有关的三个因素进行了检验：包括自主动机、预期外在回报以及绿色氛围。通过对TPB 前置变量的探讨，能更全面地了解居民绿色行为的影响机制。而居民个人的绿色行为在中国的研究数量偏少，本研究以珠海市居民作为研究对象，也对不同地区居民绿色行为的研究作了补充。

二、研究假设

本文根据TPB 以及过往对绿色行为的文献，对研究模型进行了设计，以加强对绿色行为影响因素的了解。图1 描述了本文的研究模型。在研究模型中，TPB 中的三个变量行为态度、主观范式及知觉行为控制预期对绿色行为意向产生影响，自主动机、预期外在回报和绿色氛围作为行为态度的前置变量研究。同时，模型研究了自主动机、预期外在回报和绿色行为对绿色行为意向的直接影响。

图1 研究模型

（一）自主动机与行为态度

当个人认为某种行为与其价值观或目标一致，实施这种行为时他会感到有趣而愉快。公民在实施绿色行为时，由于这种行为来自于自身的自主动机驱使，他们认为实施绿色行为对于环境的可持续发展是有利的。来自自主动机的驱使会使个人在经历绿色行为时感觉到有趣 (Wasko&Faraj,2005)[24]。当个人认为通过实施某种行为能够获得愉快及满足，就能有效地促进其对于这种行为的支持态度。因此，公民在实施绿色行为时若能感到愉快及满足，则更有可能产生对于绿色行为的支持态度。个人的自主动机使其在实施绿色行为时产生满足感，从而提升个人对于绿色行为的支持态度。

假设1-1：自主动机对行为态度产生正向影响。

（二）预期外在回报与行为态度

在鼓励公民进行绿色行为时，许多组织可能会提供不同形式的回报，比如物质奖励，更好的工作，或者是职位晋升等。个人实施绿色行为，有可能从组织中，或者社会上获得外在的回报。个人认为其在实施绿色行为的过程中能获得这种外在回报时，他就可能对绿色行为表现出支持的态度。相反，个人如果预计无法从实施绿色行为中获得外在回报，则其较难形成对于绿色行为的支持态度。因此，预期的外在回报可能会对行为态度产生正面影响。为了解预期外在回报的效应，本文作出了如下假设：

假设1-2：预期外在回报对行为态度产生正向影响。

（三）绿色氛围与行为态度

社区氛围反映了社会环境对个人可能产生的影响。Chen&Huang(2007)[25]认为这是人们的共同实践、共享信念和共有的价值体系。过往研究表明了社会氛围对于行为的影响(Schulte,Ostrof&Kinicki,2006)[26]。目前，对于氛围的研究更倾向于划分为不同类别。例如，创新氛围在许多创新方面的研究中被提及 (Baer&Frese,2003)[27]。本文采用了绿色氛围的概念，并提出绿色氛围可以影响个人对绿色行为的态度。如果社区中能够较好地建立起绿色氛围，将绿色氛围置于城市建设中的重要的地位，支持和鼓励居民实施绿色行为。在这种情况中，人们能感知到社会中的绿色氛围，从而更可能对绿色行为表现出支持的态度。在绿色氛围较高的城市，人们会更多地实施绿色行为以达到社会期望。当人们不实施绿色行为时，则可能受到来自社会上的压力。因此，绿色行为知觉对于行为态度的形成有正面的作用。

假设1-3：绿色氛围知觉对行为态度产生正向影响。

（四）行为态度与绿色行为意向

根据TPB 所述，个人对于行为的态度对个人行为产生重大的影响。当个人对绿色行为持正面态度时，个人更可能产生绿色行为的意向，从而进行绿色行为。相反，当人们对绿色行为持反对态度的话，他们就不太可能参与绿色行为。学者们认为态度是个人行为意向的最主要影响因素，这种影响在多种情况下均有所体现。Abrahamse&Steg(2009)[28]认为态度与家庭的能源节约行为存在正向关系，Greaves,Zibarras&Stride(2013)[21]发现态度与关闭计算机、视频会议和循环使用等环保行为密切相关。因此，本文认为行为态度与绿色行为意向之间也存在正相关关系：

假设2-1：对绿色行为的态度对绿色行为意向产生正向影响。

（五）主观范式与绿色行为意向

在TPB 中，主观范式主要表现为个人可能受到来自社会的压力。人们认为其周边“重要的人”对于他们的行为可能出现赞同或反对的态度，而来自这些人的压力也会影响个人的行为意向。尽管部分文献指出主观范式对行为意向的影响相对较小，如Boldero(1995)[29]发现主观范式对于循环利用行为并未产生影响，多半文献仍认为主观范式对个人行为意向产生显著影响(Cordano&Frieze,2000)[20]。由于研究普遍支持主观范式对于行为意向的作用，个人也生活在一定的社会关系中，本文也对主观范式和行为意向的关系提出了假设：

假设2-2：主观范式对绿色行为意向产生正向影响。

（六）知觉行为控制与绿色行为意向

个人的行为不仅受个人意志影响，还可能受到各种情境因素的限制。即使个人有意向参与绿色行为，当其行为不能得到足够的支持，甚至是受到其他方面的限制时，绿色行为很可能无法实施。Ajzen 将知觉行为控制的因素划分为两种类型，内在因素和外在因素。内在控制因素主要是个人意向因素，包括个人拥有的信息，个人能力、技能、情感等；外在控制因素包括了个人自身因素以外的环境因素，这些环境因素可能促进或阻碍个人行为的实施。在本文的研究中，知觉行为控制的测量也从这两个方面进行。本文对知觉行为控制对行为意向的效应提出如下假设：

假设2-3：知觉行为控制对绿色行为意向产生正向影响。

（七）自主动机与绿色行为意向

过往研究指出自主动机驱使的绿色行为与个人的价值、目标和兴趣是一致的(Sheldon&Elliot,1998)[30]。因而个人会自主实施绿色行为，并非受到外部的压力或是能获得外部回报。在实施绿色行为的过程中，个人产生了投入感，这会提升个人的努力程度。自主动机对行为的作用在过往文献中得到证实（Bono&Judge,2003[31]；Ryan&Deci,2000[32]）。对于学生环保行为的研究显示了自主动机对绿色行为会产生积极影响（Osbaldiston&Sheldon,2003[33]；Pelletier,2002[34]；Pelletier 等,1998[35]）。基于上述的基础，本文作出了以下假设：

假设2-4：自主动机对绿色行为意向产生正向影响。

（八）预期外在回报与绿色行为意向

预期的外在回报可能会对个人参与绿色行为有促进作用。Deci&Ryan(2000)[36]认为预期外在回报是促进环保行为的重要因素。外在回报能对个人环保行为产生激励，但个人在缺乏持续外部回报时，则不太可能持续进行环保行为。Eisenberger,Pierce&Cameron(1999)[37]认为个人所追求的外在回报并不是简单的物质奖励或避免处罚，而是追求上司和他人对其竞争力及技能的肯定。对这种来自上司和他人肯定意见的追求，促进了个人实施绿色行为的意愿。

假设2-5：预期外在回报对绿色行为意向产生正向影响。

（九）绿色氛围和绿色行为意向

城市建立起良好的绿色氛围，支持和鼓励人们进行绿色行为。在绿色氛围程度高的社会，人们更可能为达到社会期望而进行绿色行为；同时，在绿色氛围较高的社会，人们受到来自周围的影响而实施绿色行为，因为不实施该行为可能会被认为是违反规则的。因此，绿色氛围可能对绿色行为意向有促进作用。

假设2-6：绿色氛围对绿色行为意向产生正向影响。

三、问卷设计

绿色行为意向：绿色行为意向包含了8 个测量项目，评分为李克特五分制（1-非常不同意，2-不同意，3-一般，4-同意，5-非常同意）。项目主要来自Graves,Sarkis&Zhu(2013)[38]的亲环境行为问卷，问卷题目如“我会尝试更多地去了解我们的环境问题”和“我会与其他人分享关于环保的信息”等。

行为态度：本文设计了4 个测量项目的问卷以评估居民对环保行为的态度，评分为李克特五分制（1-非常不同意，2-不同意，3-一般，4-同意，5-非常同意）。Cordano&Frieze(2000)[20]对个人防止污染的态度进行测量，参考了其问卷项目，本文的问卷项目包括了如“环境保护是城市管理中一项重要的组成部分”以及“大部分的环保项目投入是值得的”等。

主观范式：对主观范式的测量参考了Cordano&Frieze(2000)[20]的项目，设计了5 个项目的问卷，评分为李克特五分制（1-非常不同意，2-不同意，3-一般，4-同意，5-非常同意）。问卷题目如“我周围的人都认为政府需要采取更强烈的行动来保护资源”以及“我的上级认为我应该实践绿色行为”等。

知觉行为控制：知觉行为控制的测量利用了Zhang,Wang&Zhou (2014)[23]和Cordano&Frieze(2000)[20]的知觉行为控制项目，按李克特五分制设计了4 个项目的问卷（1-非常不同意，2-不同意，3-一般，4-同意，5-非常同意）。问卷题目包括“我认为我有实践绿色行为的知识和能力”以及“我所在的组织管理支持我实践绿色行为”等。

自主动机：本文参考Graves,Sarkis&Zhu(2013)[38]的问卷对自主动机项目进行设计。自主动机包含5 个项目，以李克特五分制进行测度（1-非常不同意，2-不同意，3-一般，4-同意，5-非常同意）。问卷题目有如“我会实践绿色行为的原因是它能让我实现我认为重要的目标”和“我会实践绿色行为的原因是它符合我的价值观”等。

预期外在回报：预期外在回报的测量基于Graves,Sarkis&Zhu(2013)[38]以 及Zhang 等(2014)[23]的问卷进行设计。预期外在回报包含4个题项，同样以李克特五分制进行评分（1-非常不同意，2-不同意，3-一般，4-同意，5-非常同意）。问卷题目如“我实行绿色行为可以给我带来物质报酬”和“我实行绿色行为对我的工作晋升有好处”等。

绿色氛围：绿色氛围知觉的项目参照了Norton,Zacher&Ashkanasy(2014)[39]的绿色氛围知觉部分项目，将对公司员工的项目调整为城市居民。项目按照李克特五分制设计（1-非常不同意，2-不同意，3-一般，4-同意，5-非常同意），5个项目目包括“我所在的城市关注环保问题”以及“我所在的城市在发展中担心其对环境的影响”等。

四、研究过程

调研以在线调查的方式随机向1000 名受访者发放了问卷，受访者均为珠海市居民。受访者均自愿填写调查问卷，受访者也被告知问卷信息均为匿名填写且被保密，仅供本研究使用。问卷共收回976 份，回收率为97.6%。

获得问卷数据后，本文对心理测量的各个因素进行分析，包括了行为意向以及TPB 的三个因素。实证分析将对各个变量作如下检验：（1）验证性因素分析（CFA）、（2）信度分析及因子载荷、以及（3）描述性统计及相关性分析。

（一）验证性因素分析（CFA）

本文对测量模型和结构模型的指标进行分析，以了解模型与数据的适配程度。本文选取了一系列常规指标对模型进行检验，包括卡方与自由度比、RMSEA、GFI、NFI、TLI 和CFI。在研究中需要通过对初始模型进行验证性因子分析（CFA），以对初始模型进行改善及确定，并以修正的模型来构建结构模型。在本研究中，初始模型包括了七个潜变量的全部题项。而修正模型则根据修正指数（modification index）及标准化残差（standardized residual）等进行调整，并结合理论确定合适的修正模型。

研究对修正模型各变量的信度进行评价，计算变量的Cronbach's Alpha 系数。此外，研究还对各题项的因子载荷进行检验。对变量的描述性统计，研究将计算修正模型的各变量平均得分及变量间的相关系数。通过描述性统计了解珠海居民在绿色行为方面的整体情况，以及与绿色行为相关的变量间的相关关系。

表1 显示了CFA 的检验结果。初始测量模型包括了每个潜变量的全部题项，对初始测量变量的CFA 检验结果如表1 所示。初始测量模型与数据的适配性水平并不高 (CMIN/DF=3.96,RMSEA=0.08, GFI=0.80, NFI=0.79，TLI=0.81，CFI=0.83)。研究根据CFA 的检验结果对变量进行必要的改进，根据Anderson&Cerbing(1988)[40]提出的方法，在保留原本的变量和协方差路径的基础上，本研究剔除了10 个题项，以建立修正测量模型。修正测量模型能较好地与数据适配(CMIN/DF=2.89, RMSEA=0.08, GFI=0.80,NFI=0.79，TLI=0.81，CFI=0.83)。

表1 测量模型及结构模型适配度

（二）信度分析及因子载荷

从表2 可见，修正测量模型的所有因子载荷均大于0.70，信度分析结果位于0.80 至0.86 之间。结果显示各变量的信度及效度均可满足要求，修正模型进一步得到支持。

表2 因子载荷及信度分析

表2 因子载荷及信度分析(续）

（三）描述性统计及相关性分析

表3 报告了修正测量模型中各个变量的均值、标准差及变量间的相关系数。除预期外在回报评分均值为2.76 外，其余变量评分均值均高于3.80，其中行为态度及绿色氛围知觉评分均值在4 分以上。从变量均值可知，受访者对绿色行为表现出相对支持的态度，而且具有较高的意向实施绿色行为。

表3 描述性统计与相关性分析

（四）结构模型

根据修正测量模型的变量本文进一步建立了结构模型。表1 报告了结构模型的适配指数。表4示了结构模型的结果。模型解释了87.9%的绿色行为意向的变异，以及36.1%的行为态度的变异。总体而言，九个假设中有七个得到支持。

表4 结构模型路径系数

假设1-1 预期了自主动机与行为态度的正相关关系，其标准化路径系数为0.42（P〈0.001），结果支持了假设1-1。假设1-2 提出预期外在回报对行为态度产生正向效应，统计结果证实了假设1-2 的成立（路径系数=0.12，P〈0.05）。统计结果显示绿色氛围与行为态度之间存在正相关关系（路径系数=0.30，P〈0.001），因此研究证实了假设1-3。

假设2-1 预期行为态度与绿色行为意向存在正相关关系。表4 显示其标准化路径系数为0.16(P〈0.01)，假设2-1 成立。假设2-2 假定主观范式对绿色行为意向产生正向影响，但统计结果并不支持假设2-2 (标准化路径系数为-0.04)。假设2-3 知觉行为控制对绿色行为意向产生正向影响也没有得到支持（标准化路径系数为-0.00）。自主动机对绿色行为意向的正效应在统计上显著（标准化路径系数为 0.90，P〈0.001），因此假设2-4 成立。预期外在回报显著正向影响绿色行为意向（标准化路径系数=0.17，P〈0.001），结果证实了假设2-5。假设2-6预测绿色氛围对绿色行为意向有正向效应，统计结果支持了假设2-6（路径系数=0.12，P〈0.05）。

五、讨论与启示

本研究以TPB 为基础分析了珠海居民绿色行为的影响因素。实证结果表明行为态度对绿色行为意向产生正向效应。此外，自主动机、预期外在回报、绿色氛围都与行为态度及绿色行为意向正向相关。因此，当居民对绿色行为表现出支持的态度时，他们更可能参与绿色行为。这表明当个人意识到绿色行为与自身的价值观相符合时，他将感到进行绿色行为是有趣而愉快的，从而支持绿色行为的态度，并更可能实施绿色行为。当个人预期实施绿色行为能获得外在回报时，能够改善其对于绿色行为的态度，并使居民更有意愿进行绿色行为。此外，绿色氛围也有助于培养居民的行为态度，以及可以增强居民的绿色行为意识。本文补充了过往文献中对行为态度影响因素的研究，探讨了自主动机、预期外在回报和绿色氛围对于绿色行为意向的作用，以及其通过态度对绿色行为意向的影响。研究结果表明，要建设宜居城市，需要培养居民正确的环保观念，增强居民实施绿色行为的自主动机，自主动机是促进居民绿色行为的最主要因素。对于居民实施绿色行为，可以给予一定的外在肯定，预期外在回报能促使绿色行为的实施。外在回报并不一定为物质形式，他人对于绿色行为的肯定同样能够改善居民行为态度和促进居民绿色行为。绿色氛围对于培养居民绿色行为的作用非常重要，管理者可以尝试定下环保目标，并更好地宣传居民绿色行为带来的好处。

本文发现尽管许多珠海居民对绿色行为均表达支持态度，但对来自其他人的压力并没有显著感觉。也就是说，珠海居民的绿色行为是出于自发实行，社会的规则对加强居民绿色行为的效应并不显著。当自发的机制可能失效时，便缺少了来自社会的压力对居民进行约束。Shelton(1994)[41]主张这种情况可能是沟通出现问题，沟通问题将使很多环境管理方案无法有效实行。因此，社会也可能缺少合适的管理方法，使社会对于居民实施绿色行为的约束力较低。管理者可通过成立组织，以及划分社区的方式对居民绿色行为进行鼓励和管理，加强社区人群对绿色行为的影响力。也可以在社区树立具有示范作用的模范，以加强社区人群对绿色行为的促进作用。

另一方面，实证结果并不支持知觉行为控制对绿色行为意向的影响。Ajzen（1985）[42]指出TPB 中的三因素重要性在不同的行为及不同人群中会出现差异。这一发现可能与城市中绿色行为的设施配套有关。同时，Cordano&Frieze（2000）[20]指出环境管理者在一个不支持绿色行为的环境中，可能会对他在环保方面付出的努力却得不到结果感到失望。因此，知觉程度越低的环境管理者可能会有更强的绿色行为意向。从建立宜居城市的方面而已，城市管理者应该更好地为居民绿色行为提供更全面的设施，以及加强对于绿色行为的宣传，让居民意识到在实施绿色行为时可使用的方法，使居民感觉自己有能力，同时有意愿实施绿色行为。