消费者绿色产品偏好的影响因素研究

吴波

摘要：基于已有文献，提出了一个影响消费者绿色产品偏好的整合模型。研究结果表明：影响消费者绿色产品偏好的因素可以归为个人因素（道德认同中心性和自我效能感）和社会因素（规范信念和印象管理动机）两类，这两类因素通过影响消费者的自我担当对消费者的绿色产品偏好产生影响。

关键词：道德认同；自我效能感；印象管理；自我担当；绿色产品

中图分类号：F713.50 文献标识码：A 文章编号：1001-8409（2014）12-0089-06

Study on Factors of Consumers Preference for Green Products

WU Bo1，2，LI Dongjin1，XIE Zongxiao1

（1.School of Business，Nankai University，Tianjin 300071；

2.Shool of Business，Tianjin University of Finace and Economics，Tianjin 3000221）

Abstract：Based on the existing literature，this paper proposes an integrated model of influencing factors of preference for green products. The results reveal influencing factors of preference for green products can be divided into personal factors （moral identity centrality and selfefficacy） and social factors （normative belief and impression management motive）. These two kinds of factors influence consumers preference for green products through self-accountability.

Key words：moral identity；selfefficacy；impression management；selfaccountability；green product

消费者在环保事业中扮演着举足轻重的角色，然而中国的绿色消费才刚刚起步，还没有深入人心。要想全面推动绿色消费，首先需要解决如何促进消费者的绿色消费观念转变。为此，本文关注如何提高消费者对绿色产品的偏好。绿色产品是指那些不会危害环境和不包含潜在危害成分的产品。具体而言，就是不会污染环境或破坏自然资源，可以被回收再利用或能节约能源的产品。与普通产品相比，绿色产品倾向于使用可由微生物降解的、无毒的原料，使用能够回收再利用的包装，耗能少，价格比普通产品高出20%～25%[1]。购买绿色产品可以被理解为利他，因为绿色产品比普通产品成本更高，质量更差，但是绿色产品有益于环境[2]。

以往一些对绿色产品偏好影响因素的研究较为零散，缺乏一个整合的模型，一些研究关注消费者的个人因素 [3]，一些研究则关注消费者的社会因素 [2]，没有把各个因素有机地整合起来。另外，对绿色消费心理机制的研究不够深入，对绿色产品偏好影响因素的探究尚不全面[4]。比如，道德认同中心性是一个对利他行为有重要影响的变量[5]，但是对绿色产品偏好的研究中还没有探索道德认同中心性可能起到的作用。在研究方法上，以往对绿色产品偏好影响因素的研究多采用实验法，虽然实验法能探究出变量间的因果关系，但是由于大多使用学生样本，在一定程度上降低了研究的外部效度，并且实验法可以同时考察变量的数目较为有限，所以不适用于同时考察多个变量的情况。

因此，本文拟通过问卷调查法将影响绿色产品偏好的消费者相关因素进行系统整合，从个人因素和社会因素两个层面入手，个人因素主要有道德认同中心性和自我效能感，社会因素主要有规范信念和印象管理动机。本文假设这些因素一方面对消费者绿色产品偏好产生直接影响，另一方面通过环保自我担当对绿色产品偏好产生间接影响，研究模型如图1所示。

图1 研究模型

1 理论与假设

1.1 自我担当

自我担当指人们想要践行其自我标准的愿望[3]。自我标准包括个人自我标准和规范自我标准 [6]。个人自我标准是自我概念，是具体的自我知识，代表一个人在某一方面长期水平的实际自我特质。而规范自我标准来源于文化，是被广泛共享的规范和规则。当个人自我标准在记忆中是情境或长期可得时，个体的注意集中在自身内部，将行为与情境中最相关的自我特质预期相比较；而当规范自我标准在记忆中是情境或长期可得时，人们则采用他人的视角评估行为，将行为与重要他人持有的态度、价值观和意见相比较。当人们的行动与其自我标准不一致时，就会促使他们将态度和行为调整到与其持有的自我标准相一致的水平，当某些自我标准特别突出时，人们更可能坚持这些标准，并按这些标准来评估或调整他们的行动，人们这种想要践行其自我标准的动机就是自我担当。已有研究表明当人们在回收这种绿色消费行为上的个人或规范自我标准和实际行为发生偏差时，人们会增加物品回收量和参与回收项目的频率。由于爱护环境是一种社会赞许的利他行为，环境保护既可以作为个人自我标准，也可以作为规范自我标准，而消费者想要践行其环保自我标准的愿望越强烈越可能偏好绿色产品。

H1：消费者在环保问题上的自我担当越强，越偏好绿色产品。

1.2 道德认同中心性

道德认同是一个人持有的关于自身道德特征的认知图式，以包括道德价值观、目标、特性和行为脚本的复杂知识结构存储于记忆中，是道德动机的有力来源[5]。通过道德认同的定义不难发现，道德认同与道德个人自我标准是一致的，两者都是自我概念中的道德部分。由于知识结构通过人生经历获得，所以道德图式之于总体自我概念的中心性也会因人而异。比如，道德认同较为中心的人会有关于道德特质、目标和行为更多更快的想法，这不意味着道德认同较不中心的人没有任何道德特质或行为的联想，只是相关的认知网络没有高道德认同中心性的人那样长期强烈[7]。那些道德认同在自我概念中占据更为中心位置的人会感知成为一个有道德的人更能反映其对自我的定义，道德自我图式会被更强烈、更频繁地激活，道德认同对信息处理和道德行为的影响能力会更强[8]。这是因为人们总体上是想要保持自我一致，有高度道德认同中心性的人会感觉有义务坚持与预期道德自我图式相联系的行为方式。而对于那些道德认同对于其自我概念较不中心的人不会感到这种义务，所以对从事道德行为有较小的动机，也就对他人的需求和兴趣有较少的回应。道德认同中心性能有效预测慈善捐赠、利他帮助等道德行为[9]。由此可见，道德认同中心性越强的人，道德个人自我标准之于个体越为重要，因此在利他的环保问题上更有可能会有较强的自我担当，对绿色产品更有可能会有较强的偏好。

H2：道德认同中心性越强，消费者的在环保问题上的自我担当越强。

H3：道德认同中心性对消费者绿色产品偏好有直接影响，道德认同中心性越强，消费者越偏好绿色产品。

1.3 自我效能感

人们行为的动力一部分取决于对自己是否有能力达到某种结果的效能预期，而这种效能预期就是自我效能感[10]。具体而言，自我效能感指一个人对为达到特定成就所需组织和执行系列行动能力的信念。自我效能感是人类动机和成就的基础，除非人们相信他们通过其行动能产生想要的效果，否则他们没有行动的动力或无法在困难面前坚持[11]。人们根据道德自我标准调整道德行为的过程被称为道德自我调节。对个体控制施加影响能力的自我信念会影响道德自我调节的有效性，感知的自我调节效能越强，人们在自我控制努力方面越能够坚持，越愿意按照道德自我标准行事。也就是说，践行道德自我标准的自我效能感对道德方面的自我担当有正向影响作用。所以，消费者在环保问题上的效能感会影响消费者在环保问题上的自我担当。另外，以往研究表明自我效能感对节约用水、废旧物品回收等绿色消费行为都有显著影响。比如，Berger，Corbin发现消费者效能感会调节环保态度和环保消费行为之间的关系，对于效能感较强的消费者来说，环保态度和环保消费行为之间的相关性更强[12]。而Straughan，Roberts将消费者效能感作为自变量来探究，研究结果表明效能感对消费者的环保消费行为有较强的解释力[13]。由此，本文认为践行环保自我标准的自我效能感越强，对绿色产品有越强的偏好。

H4：践行环保自我标准的自我效能感越强，消费者环保自我担当越强。

H5：践行环保自我标准的自我效能感强度对消费者绿色产品偏好有直接影响，践行环保自我标准的自我效能感越强，消费者越偏好绿色产品。

1.4 规范信念

人们为了给他人留下好的印象，得到他人好的评价与对待，会用一种给他人造成特定印象的方式产生行为，这种试图控制他人对自己形成印象的过程被称为印象管理[14]。印象管理包括印象动机和印象建构两个成分，印象动机反映的是个体控制他人对自己形成知觉和印象的愿望，印象建构指人们如何改变自己的行为以影响他人对自己的印象，包括给他人产生什么样的印象和如何产生这种印象，是印象管理的内容和具体策略[15]。印象建构会受到规范预期的影响，因为规范提供了应该如何构建印象的信息[16]。规范指被他人赞许和期待的感知、态度和行为，它指明了人们在特定情境下应该怎么做。人们使用他们对重要他人规范的感知作为与他们自身行为进行对比的标准。只有将外界的社会规范转化为人们自身的规范信念或规范标准，这些社会规范才能对人们的动机和行为产生影响。不同的人会因所处文化、亚文化、群体、情境和所拥有知识的不同而持有不同的规范信念。规范信念作为规范自我标准有可能对自我担当产生影响，感知到的规范信念越强，感知到的自身行为和规范标准间的差距可能就越大，践行规范标准的愿望就会越强。也就是说，如果一个人认为其他人都爱护环境，自己参与环保的动机就会越强。另外，社会规范，特别是描述性规范对环保行为有一定的影响。

H6：对环保行为的规范信念越强，消费者环保自我担当越强。

H7：环保行为的规范信念强度会对绿色产品偏好产生直接影响，对环保行为的规范信念越强，消费者越偏好绿色产品。

1.5 印象管理动机

总体上人们都想给他人留下好印象，以正面方式呈现自己，避免负面形象[16]。印象管理动机的强弱会受到人格因素和情境因素的影响[14]。比如，自我监控的个体差异和公共自我意识的个体差异都会对印象管理动机产生影响。印象管理动机会促使人们更想要按照规范标准和个人标准行事，也就是说，践行自我标准可以被视为一种印象管理的有效方式，人们的印象管理动机越强，会有越强的自我担当。当亲社会行为预期能给他人留下正面自我形象的时候，印象管理动机会让消费者从事更多亲社会行为。White，Peloza研究表明由于消费者想要向他人展现正面公共自我形象，所以在强调公共自我形象的情况下，消费者对利他诉求比利己诉求表现出更正面的意向和行为[16]。Griskevicius等认为人们购买绿色产品是由于购买这些产品可以被理解为利他，而对利他的炫耀性展示可以起到建立和维持亲社会声誉的作用[2]。由于利他代表为他人展现花费的意愿和能力，所以在公开场合或绿色产品花费更高的时候，地位动机会增加人们对绿色产品的购买欲望。人们通过对绿色产品的购买，向他人展示他们是亲社会的个体，以获得与亲社会行为相联系的地位，这种想要向他人展示他们是亲社会个体的动机就是印象管理动机。所以，当消费者的印象管理动机更强时，更可能偏好绿色产品。

H8：印象管理动机越强，消费者在环保方面的自我担当越强。

H9：印象管理动机强度对绿色产品偏好有直接影响，印象管理动机越强，消费者越偏好绿色产品。

2 研究方法

2.1 样本与数据收集

本文通过让被试填写问卷的方式收集调查数据，共有432人参与了本次调查，并向每个被试支付5元人民币，获得有效问卷420份，占回收问卷总数的97.22%。样本的人口统计特征情况如表1所示。

2.2 变量测量

为了避免以往利用调查法研究绿色消费时对因变量测量较为笼统的弊端，本文调查被试对具体产品的偏好。问卷向被试呈现了一个产品选择的情境：M公司拟推出一款双肩背包，有两种备选方案，超强度背包A和环保生活背包B。对超强度背包A的描述强调其材质耐磨、做工精细、设计实用美观等自利诉求，如，“采用轻薄、坚韧、耐磨、防水的高密度尼龙面料和超强度锌合金树脂拉链制成，做工精细；多层分仓容纳更多物品，超强收纳空间；独特颜色框架设计，造型美观，自由时尚”，而环保生活背包B的描述强调其材料、生产过程和报废后给环境带来的最小程度污染等环保诉求，如“采用有机纤维等可持续材料和回收聚酯等再生物料制成；制造过程中最小化废物产生和有毒物质排放，最小化对资源的消耗；可以被循环再利用，报废时可安全地回归自然”，两款背包的价格相同，均为268元。在呈现两款背包的基本信息后，问卷询问被试如果要在两款背包中进行选择，他们购买环保生活背包B的可能性、倾向和意愿分别有多大。接下

来问卷对道德认同中心性、自我效能感、印象管理动机、规范信念和自我担当五个变量进行了测量，所有量表均为李克特7点量表。最后本文调查了被试人口统计特征情况。本文采用的量表均来自相关文献，并根据研究的内容进行了适当的调整。

2.3 量表信度和效度

信度和效度检验主要借助Lisrel 8.8对数据进行验证性因子分析来完成。结果为，χ2 （260）=529.20，χ2/df=2.04，GFI=0.91>0.90，CFI=099>0.90，RMSEA=005<006，这表明验证性因子分析模型整体拟合度较好，所有问项都显著落在假设潜变量上，各变量组合信度（CR）值均大于0.70，说明量表具有较高的信度，各变量平均提炼方差（AVE）值均大于0.50，说明量表有较好的聚合效度，如表2所示。为了检验量表的判别效度，本文对模型中的任意两个潜变量合并为单因子模型与双因子模型进行比较，结果表明所有的双因子模型对数据的拟合度均优于单因子模型，这说明量表具有较高的判别效度。

3 研究结果

为了检验研究假设，本文利用Lisrel8.8对数据进行了结构方程模型分析，各变量的描述性统计信息如表3所示。

结构方程分析结果表明数据对研究模型的整体拟合度较好，但是部分路径系数不显著，如表4所示。不难看出，道德认同中心性、自我效能感、规范信念和印象管理动机对环保生活双肩背包B购买意向的直接影响并不显著，这四个自变量对因变量的影响主要是通过自我担当实现的。为此本文将模型进行修正后再次利用结构方程模型进行分析，分析结果如图2所示。修正模型不仅比原模型更为简洁，而且拟合度更优，χ2 （264）=535.87，χ2/df=203。从修正模型可以看出本文结论与以往绿色消费研究结论的一个很大不同在于：以往研究多是探讨自我效能感、印象管理动机和规范信念与利他行为或绿色消费的直接关系，而没有探讨这些关系的中间机制，而本文发现自我担当在这些变量对绿色产品偏好影响中起到了非常重要的间接作用，人们在环保效能感强、印象管理动机强，或者是环保规范信念强的情况下，会有更强烈的环保自我担当，这种在环保方面的自我担当驱使人们更想要去购买绿色产品。

通过图2所示修正模型的标准化路径系数可以看出，消费者的自我效能感对消费者自我担当的影响最大，这说明要让消费者产生对环境保护的责任感，一个重要的因素就是需要让消费者感知到他们的行为可以对环保事业及整个社会带来有利的影响。次于自我效能感的影响因素是规范信念，也就是消费者对他人环保行为执行情况的信念，通常消费者将他人的行为作为自身行为的标准，如果消费者认为他人都是爱护环境、节约能源的，那么，自身更有可能承担这方面的责任。相比之下，道德认同中心性和印象管理动机对自我担当影响作用较小，一个可能的原因就是目前很多消费者并没有将环保行为作为衡量道德水平的重要标准，也不认为通过环保行为可以给他人留下好印象，这一定程度上暗示了中国目前总体上尚未形成一个环保的氛围。所以，应该通过更多宣传方式来提高消费者的环保意识，使得个体为环保事业所做出的努力能真正得到广泛认可。另外，自我担当对消费者绿色产品偏好产生很大影响，让消费者更多购买环保产品的一个前提条件就是让消费者感受到环境保护与自身的相关性，产生更多的使命感和责任感，提高消费者承担社会责任的动机，这种对环境保护的责任感和承担社会责任的动机会驱使消费者做更多有利于环境保护的事情。

4 总体讨论

4.1 研究结论

本文分析了影响消费者绿色产品偏好的消费者相关因素，将影响消费者绿色产品偏好的消费者方面因素分为两大类，一类是个人因素，包括道德认同中心性和自我效能感；一类是社会因素，包括规范信念和印象管理动机，这两类因素都通过自我担当对消费者的绿色产品偏好产生间接影响。

4.2 创新点

本文主要有以下三个方面的创新点：首先，虽然已有研究已经分别探讨了自我效能感、规范信念、印象管理动机、自我担当与利他行为的关系，但是并没有考虑这些变量之间整合起来如何对绿色产品偏好产生影响，本文发现自我效能感、规范信念和印象管理动机并不直接对绿色产品偏好产生影响，而是通过自我担当间接对绿色产品偏好产生影响。第二，已有研究多采用实验法和学生样本，研究的外部效度较低，而本文采用问卷调查法，样本在人口统计特征变量上的分布较为广泛，相对于实验法得出的结论而言，外部效度较高，是对已有文献的一个有益补充。第三，目前还没有研究探讨道德认同中心性与绿色产品偏好之间的关系，本文首次考察了道德认同中心性这一个人因素变量对绿色产品偏好的作用，发现道德认同中心性通过自我担当对消费者绿色产品偏好产生影响。

4.3 研究不足及展望

研究主要存在以下不足：第一，本文在对因变量的测量上只选择了双肩背包一种产品，这种产品相对来说更多是在公开场合使用，那么，如果选择较多在私下场合使用的产品是否会得出相同的结论有待进一步的研究，后续研究可以探讨产品本身特质是否会调节部分变量间的关系。第二，本研究仅关注了如何提高消费者对绿色产品的偏好，而绿色消费的另一种形式就是减少对社会不利产品的消费，如，尽量不要燃放烟花爆竹，尽量少开车等，这种降低对环境不利产品需求和增加对环境有利产品需求的因素是否相同？后续研究可以从逆营销的角度研究绿色消费的影响因素，或者探讨增加对环境有利产品需求和降低对环境不利产品需求的途径有何异同。第三，以往研究多关注人们购买绿色产品的前置因素，而较少关注人们购买绿色产品的后置结果，由于购买绿色产品是一种利他行为，后续研究可以尝试利用道德许可效应理论或者自我感知理论来研究购买绿色产品的后置结果。

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（责任编辑：杨 锐）