引言

进入21世纪以后，能源安全成了各国之间战略竞争的焦点。中国是世界上最大的能源消费国，2023年一次能源消费量占世界总量的26%，石油对外依存度居高不下，能源供给安全压力越来越大（岳婷、龙如银，2014）。与此同时国家提出“双碳”目标，节能减排由原来的经济问题上升到国家战略高度。在这种情况下，居民参与节能行动、从需求侧降低能源消耗，就成为实现能源安全和绿色转型的重要途径。

居民家庭能源消费在我国终端能源消费中所占比例较大，并且增速较快。从价格机制的角度来说，能源阶梯定价被当作引导居民节能的政策手段。但是已有研究显示，阶梯电价的节能效果正在逐渐减弱（Wang等，2022），居民对阶梯定价政策的认知并不必然导致用能减少，支付方式的变化会使电费账单的显著性降低，引起价格误感知（Lin等，2024）。这就表明，在价格机制效力趋于有限的时候，认识居民对于价格变动的主观感知机制，比研究客观价格水平本身更有解释力。

本文以城市居民为研究对象，以主观能源价格感知为自变量，用TPB和NAM模型来考察它对节能行为的影响。相比已有的研究，本文从主观价格感知的角度来解释价格信号的传导，并且用回归、分组比较以及边际效应分析来提高结论的解释力。

1 理论背景与研究综述

1.1 能源价格政策的节能效果：已有证据与争议

能源定价政策属于政府调节居民能源消费的常用手段之一。以阶梯定价为例，Li等（2025）基于中国典型城市家庭的水、电、气消费测量数据，用断点回归和结构方程模型发现，以拉姆齐定价策略为基础的居民能源阶梯定价政策对降低居民能源需求的效果有限，计划行为理论和规范激活模型中的基础变量对居民节约行为的影响更明显。王等（2022）以CFPS数据为基础，用DID方法对阶梯电价实施10年效果进行评价，发现三档用户比二档用户节电行为更加明显，但是政策节电效果整体上已经减弱，对居民负担能力的影响也值得关注。

Lin等（2024）用2019年和2023年两轮调查追踪数据来发现，具有较高政策了解程度的居民比例增加了一倍多，但是政策认知并没有直接引起用能减少，主要原因就是支付方式的变化使电费账单不再显著，从而产生明显的错误价格感知。该发现很好地揭示了“政策了解”和“价格感知”之间存在的断裂，居民虽然知道政策，但是不能准确地感觉到自己所处的价格区间，从而降低了行为的响应。该研究同本文的核心命题不谋而合，主观价格感知而不是客观价格或者政策认识才是产生节能行为的决定性因素。

张欢、成金华（2011）用VAR和SVAR模型检验了1989—2009年我国能源价格变动与居民消费水平的动态效应，发现能源价格水平在短期和长期都对居民消费水平有显著正向影响，能源价格上涨会带动居民消费水平上涨，但是也会加大居民的实际可支配收入压力，从宏观上为本文考察微观行为响应提供背景支撑。岳婷、龙如银（2014）以省域面板数据为样本，得出生活能源价格会影响居民生活能源碳排放量的结论，也就是价格信号对需求侧管理有基础性的作用。

1.2 居民节能行为的心理机制：计划行为理论与规范激活模型

除了价格因素之外，心理机制在居民节能行为的产生中也起到很重要的作用。计划行为理论（TPB）是分析亲环境行为最常用的一个模型，认为行为意向是由行为态度、主观规范和感知行为控制这三个因素共同决定的。杨君茹、王宇（2018）以TPB为基础，对城镇居民家庭节能行为进行实证研究，认为居民的节能意愿是实施节能行为最直接的心理动因，行为态度、主观规范、知觉行为控制是间接的驱动因素，用能习惯起着调节的作用。郑晓奇等（2025）以南京市城市居民为研究对象，用TPB模型结合多元线性回归和中介效应检验的方式发现，知觉行为控制对低碳生活行为影响最大，主观规范次之，行为态度影响最小，行为意愿在主观规范和知觉行为控制中起中介作用。

贾亚娟和范子珺（2023）以902份微观调查数据为基础，用Tobit模型和层次回归分析来检验引导型、约束型、激励型三种环境规制对居民绿色低碳生活行为的影响，结果表明引导型环境规制的效果最好，面子观念在不同类型的规制和绿色行为的关系中都会起到调节作用。本研究发现受教育程度、环境认知都会对居民的绿色低碳行为产生正向的影响，而收入会对居民的行为产生负向的影响，这也与一些研究中高收入居民对价格不敏感的假说相符。

何可等（2015）从信任角度出发，对农民环境治理参与意愿展开研究，得出人际信任、制度信任都会对环境治理参与意愿产生显著的正向影响，但是随着文化程度和收入水平的提高，人际信任的作用越来越小，制度信任的作用一直存在。由此可以看出，社会信任结构的不同会造成不同群体对于政策信号的反应出现差异，从而影响节能行为的形成路径。

1.3研究不足与本文定位

现有的研究存在着三个不足之处，一是大多用客观的价格或者政策认知来衡量价格因素，而忽略了主观价格感知的考察；二是很少在同一个框架里同时考虑价格、心理和社会经济变量；三是对于边际效应以及异质性的分析讨论较少。因此本文用二元Logistic回归来考察能源价格感知以及相关变量对城市居民节能行为的净效应，并且通过分组比较、边际效应估计来加深分析。

2研究设计

2.1 数据来源与调查设计

本文所用数据为2026年初对城市居民进行的专项问卷调查所得。调查使用系统分层抽样的方法，以城市级别（一线、二线、三四线城市）作为分层的标准，共发出问卷325份，回收问卷300份，有效回收问卷300份，有效回收率为92.3%。调查采用面对面访谈和在线问卷相结合的方式进行，被调查者的年龄在18岁到69岁之间，涉及不同的性别、教育水平、收入状况，样本具有较好的代表性。

样本构成：男性154人（51.7%），女性146人（48.3%）；平均年龄43.82岁（SD=14.78）；受教育程度以本科（35.7%）和高中/中专（28.3%）为主；月收入以6000-10000元（35.3%）为主；城市分布为一线城市30.0%、二线城市45.0%、三四线城市25.0%。

2.2变量测量

主要变量描述统计如表1所示。

因变量：是否采取节能行为（0=否，1=是）。以过去一个月内受访者是否主动实施关灯节电、调低空调设置、选择公共交通代替驾车、减少热水使用、购买节能电器等行为中任意一项为判定标准，二元编码处理。

核心自变量为能源价格感知，测量题项为“您是否感觉到最近电费、燃气费等能源支出明显增多？”李克特5级量表（1完全没有感知，5非常强烈）。参考Lin等（2024）对价格感知显著性（price salience）的测量思路设计。

控制变量（1）心理变量，环保意识，“在日常生活中注意节能环保对您有多重要？”（1）对政策执行情况的评价，采用1—5分制，1分为非常不满意，5分为非常满意，（2）对政策执行效果的评价，采用1—5分制，1分为非常不满意，5分为非常满意。1-5分），参照郑晓奇等（2025）的变量设计；（2）社会经济变量受教育程度（1-6级序数变量）、月收入水平（1-5级序数变量）、年龄（连续变量）、性别（男=1）、家庭人口数（1-5级）；（3）城市特征城市级别（1=一线、2=二线、3=三四线）。

变量	样本量	均值	标准差	最小值	最大值	有节能行为占比
是否有节能行为（0/1）	300	0.483	0.500	0	1	48.3%
能源价格感知（1-5）	300	3.384	0.994	1	5	---
环保意识（1-5）	300	3.387	0.999	1	5	---
政策了解程度（1-5）	300	2.997	1.079	1	5	---
受教育程度（1-6）	300	3.910	1.104	1	6	---
月收入水平（1-5）	300	2.950	1.031	1	5	---
年龄（岁）	300	43.82	14.78	18	69	---
家庭人口数（人）	300	3.050	1.025	1	5	---
城市级别（1-3）	300	1.950	0.747	1	3	---

2.3 分析策略

本文使用三层递进式分析策略，第一层为描述性统计和交叉分析，呈现各个变量的分布以及它们同节能行为的双变量关系；第二层为二元Logistic回归分析，找出各个自变量对节能行为的净效应以及方向、显著性；第三层为边际效应分析和分组对比，加深对重要变量作用强度的认识。多重共线性方面各个变量的VIF值都在1.05到1.32之间，没有严重的多重共线性问题。

3研究假设

H1（价格感知假设）价格感知越强，居民采取节能行为的概率越高。

H2（环保意识假设）环保意识越强，居民采取节能行为的概率越高。

H3（政策了解假设）政策了解程度越高，居民采取节能行为的概率就越大，但是它的作用可能比价格感知要小。

H4（教育假设）受教育程度越高，居民采取节能行为的概率就越大。

H5（收入假设）月收入水平与节能行为的关系存在不确定性。

4 分析结果

4.1 描述性统计与交叉分析

300人中有节能行为的有48.3%。由交叉分析可知，能源价格感知和节能行为之间存在明显的正相关关系，价格感知评分越高，节能行为发生率就越高，组间有统计学意义（χ²=52.83，p<0.001）。环保意识、节能行为呈正向梯度，政策了解程度虽然存在正向关系，但是作用幅度较小。

表2 能源价格感知分组与节能行为发生率交叉分析

能源价格感知评分	样本量（人）	有节能行为（人）	节能行为发生率（%）	与总体差值（pp）
1分（完全没感知）	18	3	16.7%	-31.6pp
2分	44	11	25.0%	-23.3pp
3分	87	35	40.2%	-8.1pp
4分	102	66	64.7%	+16.4pp
5分	49	30	61.2%	+12.9pp
合计	300	145	48.3%	---

能源价格感知分组与节能行为发生率交叉分析如表2所示。pp为百分点，Pearson卡方检验χ²=52.83，df=4，p<0.001。另外，对环保意识和节能行为之间的交叉分析也存在正向梯度规律，环保意识评分4—5分的受访者节能行为发生率（59.4%）比1-2分组（27.3%）高出很多，相差有32.1个百分点（卡方检验p<0.001）。在政策了解程度上，了解程度高（4～5分）的受访者节能行为发生率（57.8%）比低了解组（39.4%）要高，但是组间差距（18.4pp）小于环保意识和价格感知的影响幅度，初步表明政策了解程度的作用比较弱。

4.2 二元Logistic回归结果

表3 城市居民节能行为影响因素的二元Logistic回归分析结果（n=300）

变量	B	S.E.	Wald χ²	p值	Exp(B)/OR	95% CI
能源价格感知	0.618	0.112	30.42	0.000***	1.855	[1.491,2.309]
环保意识	0.503	0.109	21.28	0.000***	1.654	[1.336,2.047]
政策了解程度	0.287	0.098	8.59	0.003**	1.332	[1.101,1.613]
受教育程度	0.312	0.101	9.55	0.002**	1.366	[1.121,1.665]
月收入水平	0.198	0.103	3.70	0.054	1.219	[0.995,1.494]
年龄	-0.009	0.008	1.28	0.258	0.991	[0.975,1.007]
性别（男=1）	0.113	0.237	0.23	0.635	1.120	[0.704,1.781]
家庭人口数	-0.056	0.104	0.29	0.592	0.946	[0.771,1.160]
城市级别	-0.087	0.141	0.38	0.537	0.917	[0.695,1.210]
常数项	-3.512	0.682	26.50	0.000***	0.030	---

注：***p <0.001，**p <0.01，*p <0.05。B表示非标准化Logistic回归系数，SE表示标准误，Exp(B)表示优势比(OR)。

表4 模型整体拟合优度指标

指标	数值	说明
-2 Log likelihood	381.246	越小越好
Cox & Snell R²	0.267	参考R²，保守估计
Nagelkerke R²	0.356	调整后R²，模型解释力良好
Hosmer-Lemeshow χ²	7.832（p=0.451）	p>0.05，模型拟合良好
总体预测正确率	73.0%	---
节能行为=1预测正确率	68.3%	---
节能行为=0预测正确率	77.4%	---
纳入变量数	9	---

为了控制各个变量之间的相互影响，识别净效应，本文建立二元Logistic回归模型，用Enter法把全部9个变量同时纳入。回归结果见表3，模型拟合优度指标见表4。

4.3 各变量回归结果深度解读

4.3.1 能源价格感知（H1验证）

B=0.618（Wald=30.42，p<0.001），OR=1.855，95%置信区间[1.491,2.309]，H1得到支持，且该变量的Wald统计量在所有自变量中最大，说明其是最重要的预测变量。在其它变量不变的情况下，价格感知每提高一个单位，居民发生节能行为的优势就提高了约85.5%，说明感知到的价格上涨比单纯了解政策更能引起即时的行为改变。

4.3.2 环保意识（H2验证）

B=0.503（Wald=21.28，p<0.001），OR=1.654，95%置信区间[1.336,2.047]，H2得到支持。Wald统计量居第二位，说明环保意识是价格感知之后第二大驱动因素。环保意识每提高一个单位，居民节能行为发生的概率就会提高65.4%，而且这种影响更加偏向于稳定的内在动机。

4.3.3 政策了解程度（H3验证）

B=0.287（Wald=8.59，p=0.003），OR=1.332，95%置信区间[1.101,1.613]，H3得到支持，但其作用弱于价格感知和环保意识，说明单纯提高政策了解程度，对节能行为的激励相对有限。

4.3.4受教育程度（H4验证）

B=0.312（Wald=9.55，p=0.002），OR=1.366，95%置信区间[1.121,1.665]，H4得到支持。受教育程度每上升一个等级，节能行为出现的优势增长36.6%，说明高学历居民更容易理解价格变化并形成节能行为。

4.3.5 月收入水平

B=0.198（Wald=3.70，p=0.054），OR=1.219，95%置信区间[0.995,1.494]，未通过0.05显著性水平，说明收入对节能行为的净效应为正但不显著，可能存在相互抵消的机制。

4.3.6其他

年龄、性别、家庭人口数和城市级别均不显著（p值均>0.2）。

4.4关键变量边际效应分析

为了比较关键变量对节能行为概率的影响，本文用平均边际效应来估计。如表5所示，能源价格感知的AME最大（+15.4pp），其次为环保意识（+12.5pp）、受教育程度（+7.7pp）和政策了解程度（+7.1pp）。由此可知，提高价格感知和环保意识比单纯的扩大政策宣传更能促使居民采取节能行为。

变量	Logistic系数B	Wald χ²	OR值	平均边际效应（AME）	效应排序
能源价格感知	0.618***	30.42	1.855	+15.4pp	第1
环保意识	0.503***	21.28	1.654	+12.5pp	第2
受教育程度	0.312**	9.55	1.366	+7.7pp	第3
政策了解程度	0.287**	8.59	1.332	+7.1pp	第4
月收入水平	0.198	3.70	1.219	+4.9pp	第5（不显著）

注：AME在其余变量取样本均值的条件下估算，pp表示百分点。***p<0.001，**p<0.01。

4.5 教育与价格感知交互效应的探索性分析

表6 不同教育程度下价格感知和节能行为发生率的分组对比

受教育程度	价格感知1—2分节能率	价格感知3分节能率	价格感知4—5分节能率	组内变化幅度（pp）
低学历组（初中及以下）	18.2%	33.3%	54.5%	+36.3pp
中学历组（高中/中专及大专）	20.7%	40.5%	65.2%	+44.5pp
高学历组（本科及以上）	28.6%	48.0%	75.0%	+46.4pp

已有研究都表明受教育程度可以调节居民对价格信号的敏感度。因此，本文又将样本按受教育程度分为低学历组（初中及以下，n=45）、中学历组（高中/中专及大专，n=174）和高学历组（本科及以上，n=81），分别计算各组在不同价格感知水平下节能行为的发生率，并做组间比较（见表6）。由于样本量少，所以数据仅供参考，不能作为统计推断的依据。

从表6可知，在各个学历组中，价格感知对于节能行为都是呈正向梯度的，即H1在各个教育层次上都是成立的；高学历组各价格感知水平下节能行为的发生率都比低学历组要高，说明教育程度的主效应在控制了价格感知之后仍然存在；高学历组的组内变化幅度（+46.4pp）比低学历组（+36.3pp）大一些，说明价格感知对高学历居民行为的激励作用可能比低学历居民更强，即教育程度和价格感知之间可能存在正向交互效应，高学历居民既更有可能采取节能行为，也能把价格感知有效地转化为行为改变。该种发现值得在以后的研究中用更大样本、正式的调节效应检验来加以验证。

5结论与讨论

5.1主要研究结论

本文根据300名城市居民的调查数据，用交叉分析、二元Logistic回归和边际效应估计来考察能源价格感知以及多维控制变量对节能行为的影响。主要结论为，第一，能源价格感知是城市居民节能行为最重要的驱动力。第二，环保意识会显著提高节能行为。第三，政策了解程度虽然有正向影响，但是作用比价格感知和环保意识小。第四，受教育程度越高，居民采取节能行为的概率就越大。第五，月收入水平正向但是不显著，年龄、性别、家庭人口数、城市级别都不显著。

5.2 政策建议

基于以上结论，提出如下政策建议：

第一，提高能源价格感知的明显性。Lin等人(2024)认为支付方式发生改变的时候，网上自动扣款，账单变得不明显，就会引起价格错误。从政策上来说应该推行更加直观的分项用能账单公示、实施与邻居或者历史同期的对比信息推送（社会比较机制）、优化阶梯电价的档位信息呈现，使居民能够清楚地感受到自己所处的价格区间和用能成本，从而最大程度上发挥价格感知行为的激励作用。

第二，加强环保意识的长期培养。研究表明环保意识是AME排名第二的驱动因素，但是它的内在动机属性使其更加持久稳定。将节能教育融入到学校的课程体系当中，以贾亚娟和范子珺（2023）所提出引导型环境规制为方法，开展多种公共宣传教育活动和科普宣传活动，有计划地培养居民的生态文明意识。

第三，改善节能政策的宣传方式。政策了解程度效果受价格感知水平影响，单纯的扩大政策宣传边际效益很小。建议把政策宣传和价格信息推送结合起来，使居民在了解政策的同时也能直接感受到能源成本的变化，从而产生双重激励。

第四，对不同的教育群体采取不同的政策。高学历人群对于价格感知的行为转化效率更高，可以着重针对该群体推广绿色消费认证、碳账户等需要较强信息处理能力的政策工具，而对低学历人群则应该更多地依靠简单的直接的价格激励（节能补贴、绿色电器优惠）以及社区宣传来降低参与门槛。

5.3研究局限与未来展望

本研究还存在横截面数据不能确定因果关系、样本量小、没有区分不同的能源类型价格感知、没有进一步检验中介或者调节效应等问题。通过面板数据、准实验法、更加细化的测量等来研究价格感知对居民节能行为的影响及作用路径。

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