消費者綠色購買行為影響機理實證研究

王丹丹

（齊齊哈爾大學經濟與管理學院，黑龍江齊齊哈爾 161006）

0 引言

中國傳統(tǒng)文化之中，道家所包括的天人合一的文化價值觀與綠色、環(huán)境保護觀念的內在關系極為密切，本文將以道家這一價值觀念作為前置變量，研究其對消費者綠色消費行為的影響，為企業(yè)積極實施綠色營銷提供理論指導。

早在1961年，Kluckhohn和Strodtbeck就提出了一個價值導向框架（簡稱K&S框架），用以描繪中國文化的獨特性[1]。1988年，Yau運用這個框架研究了營銷環(huán)境中的中國文化價值[2]。實踐證明，運用K&S框架來研究在很大程度上通過人與人之間的相互關系及社會導向而形成和養(yǎng)育的中國文化價值是行之有效的[3]。在K&S框架中，文化價值可分為五個方面：人天導向、自私導向、關聯(lián)導向、經歷導向和行動導向。這里我們特別感興趣的是人天導向，它決定著人類與自然環(huán)境的關系。在古代，中國著重強調道家的人與自然之間的和諧關系，即“人天合一”（man-nature unity）。這種思想影響了中國人的價值觀念，進而影響著人們的行為。外國學者研究認為，由于受到這種人天導向的影響，中國人相信自然有其“道”，正因為有此“道”，天地萬物才能成為它自身[4-5]。

1973年，Maloney和Ward[6]提出了關于生態(tài)問題的知識量（amount of ecological knowledge）、對生態(tài)問題的情感度、生態(tài)的意向水平和生態(tài)行為等概念，用以測量綠色購買行為。這些早期的學者以及后來的學者（Chan和Yam[7]；Li[8]）研究認為：一個人的生態(tài)行為，即綠色購買行為，高度依賴于他的生態(tài)知識、生態(tài)情感和生態(tài)意向。

1 研究模型與假設

根據(jù)上述研究，我們將人天導向文化價值嵌入到上述研究當中，以研究文化價值觀念對綠色購買行為的影響，構建概念模型（圖1），并作出如下假設：

H1：具有較強人天導向文化價值觀的消費者將具有較強的生態(tài)情感反應。

H2：具有較強人天導向文化價值觀的消費者將具有更多的生態(tài)知識。

H3：具有較強的生態(tài)情感反應的消費者將具有較強的綠色購買意向。

H4：具有較多生態(tài)知識的消費者將具有較強的綠色購買意向。

H5：具有較強的生態(tài)購買意向的消費者將更可能進行實際的綠色購買。

圖1 概念模型

2 變量測量與數(shù)據(jù)收集

2.1 變量測量

(1)生態(tài)情感與生態(tài)知識。本研究采用Maloney等作者提出的生態(tài)情感和生態(tài)知識指標體系來評估消費者的生態(tài)情感和生態(tài)知識。根據(jù)這些研究者的思想，生態(tài)情感指的是一個人參與環(huán)境問題的感情程度，而生態(tài)知識指的是一個人關于環(huán)境問題的知識量。采用李克5級特量表，一共5個測量問項。生態(tài)知識由7個問題所組成，即用7個有關環(huán)境保護知識的標識變量來測量生態(tài)/環(huán)境相關知識，若選正確則得1分；否則得0分。

(2)綠色購買意向與綠色購買行為。參考Li的方法，綠色購買行為在操作中采用兩個標識變量進行測量，每個變量都有五個取值。綠色購買行為測量標識變量，運用4個相應的意向陳述句，即四個標識變量來測量主體的綠色購買意向。

(3)人天導向價值觀。本文所指的人天導向著重強調了人與自然之間的和諧關系。本研究測量人天導向，（即道家的倫理價值觀念）時用了7個標識變量，其中五個是許多學者在淺化的道家思想基礎上所用的測量指標。

2.2 數(shù)據(jù)收集

本研究采用了現(xiàn)場調查和EMAIL調查的方式?，F(xiàn)場調查的絕大多數(shù)問卷都是由研究者本人當面解說問題疑問，少部分是由經過多次解說問卷問題的教師或者親友做的實地（全國樣本，包括西安、合肥、大連、鄭州、廣州）調查。本研究共取得樣本330份，研究者在輸入數(shù)據(jù)時，發(fā)現(xiàn)其中12份問卷有隨意填答、答案相互矛盾、問卷沒有答完問題，故將它們剔除，有效問卷318份。

在318個樣本中，男性占58.5%；女性占41.5%。高中或高中以下占14.8%，中?；驅？普?6.7%，大學本科占38.4%，研究生學歷占20.1%。21-30歲占45.6%，作為消費者的主要群體，21-40歲的共有229人，占72%。未婚的占42.45%，已婚的占56.29%，其他的1.26%為離婚或喪偶。收入水平的分布中，月收入低于1500元的共有162人，占70.13%，這一比例反映了武漢地區(qū)工薪階層的收入水平，因此具有代表性。被調查者的職業(yè)分布：經理人員占4.4%，專業(yè)技術人員占28.9%，一般職員占20.4%，自由職業(yè)者占3.5%，其他人員（包括公務員、學生等）占42.8%，這一比例反映出本研究所調查的主體是具有固定職業(yè)的人員，從而代表了市場的消費主體。總而言之，從收入水平分布、職業(yè)分布、年齡分布、性別比例、婚姻狀況以及受教育程度的分布各方面看，本研究所調查的對象代表了市場的消費主體，因此，這一抽樣調查可以用來研究市場的總體消費行為。

3 數(shù)據(jù)分析與結果

3.1 同源誤差檢驗

同源誤差（Common Method Biases，CMB）是指由于同樣的數(shù)據(jù)來源或評分者以及項目本身特征所造成的預測變量與效標變量之間的人為的共變性。經因子分析，未旋轉因子矩陣的第一主成分的方差變異為24.12%，小于40%，表明數(shù)據(jù)并不存在嚴重的同源誤差，數(shù)據(jù)質量在統(tǒng)計意義上可靠。

3.2 信度檢驗

信度是數(shù)據(jù)的內部一致性程度，它反映測量工具（量表）的可靠性，一般通過內部一致性系數(shù)（Cronbach α值）來反映。檢驗結果顯示，人天導向（α=0.89），生態(tài)情感（α=0.82），生態(tài)知識（α=0.90），生態(tài)意向（α=0.93），綠色購買行為（α=0.86）各潛變量的Cronbach α值都在0.7以上，且沒有被刪除的問項，整體量表的Cronbach’s α值為0.87，也大于0.7，信度檢驗結果符合要求。

3.3 效度檢驗

效度是測量問題能否反映想要測量內容的程度，效度檢驗主要目的是分析數(shù)據(jù)是否在統(tǒng)計學意義上能否反映想要測量的內容的程度，它通常包括聚合效度檢驗和區(qū)分效度檢驗，應用amos17.0軟件，潛變量效度檢驗結果如表1所示。

表1 量表的效度統(tǒng)計值

表1結果表明，各問項的標準化因子載荷都在0.7以上且達到顯著水平，各潛變量的平均變異抽取量和組合信度均高于0.6以上，各潛變量間相關系數(shù)95%的置信區(qū)間不包含1，說明測量模型具有較好的聚合效度和區(qū)分效度。

3.4 假設檢驗

根據(jù)本研究的有效樣本數(shù)（N=318），本文采用AMOS17.0軟件的最大似然估計法對本文構建的假設模型進行數(shù)據(jù)分析，經統(tǒng)計分析，得到假設模型的標準化估計值如下所示（圖2）。

圖2 假設模型實證檢驗結果

整個結構模型的擬合指標如表2所示，表2顯示，結構模型的整體擬合指標都達到了結構方程模型的要求，擬合效果較好。

由原假設模型的檢驗結果可知（圖2），即具有濃厚人天導向價值觀（道家思想）的消費者不一定具有較好的生態(tài)知識，具有較好的生態(tài)知識的消費者也不一定具有更高程度的綠色購買意向（拒絕了假設2與假設4）。但具有較強人天導向價值觀的中國消費者具有較強的生態(tài)情感反應，具有較強的生態(tài)情感反應的消費者具有較強的綠色購買意向。具有較強綠色購買意向的消費者更可能進行實際的綠色購買（驗證了假設1、3、5），假設檢驗結果如表3所示。

表2 結構模型的整體擬合度指標

表3 假設檢驗結果

由上我們還發(fā)現(xiàn)，有2條路徑系數(shù)的影響不顯著，為此，我們對模型進行了修正，首先在原模型基礎上先刪除“人天導向價值觀→生態(tài)知識”形成競爭模型A，競爭模型1檢驗結果顯示卡方（X2）增加值并未達到顯著水平（ΔX2=1.39，Δdf=1，p＞0.01），然后在競爭模型A的基礎上再刪除“生態(tài)知識→綠色購買意向”形成競爭模型B，競爭模型B檢驗結果顯示卡方（X2）增加值也未達到顯著水平（ΔX2=0.87，Δdf=1，p＞0.01）(表4)。

表4 各競爭模型的擬合指標比較

根據(jù)結構方程模型的要求，我們接收刪除2條路徑的修正模型（即競爭模型2），檢驗結果如圖3所示。

圖3 修正模型檢驗結果

由修正模型的檢驗結果可知，修正模型（即競爭模型2）的整體擬合指標也都達到了結構方程模型的要求，且模型更加簡單。因此，我們接收修改后的競爭模型2，它表明了人天導向價值觀（道家思想）對消費者綠色購買行為的影響機制，即：人天導向價值觀通過影響消費者生態(tài)情感，進而影響消費者綠色購買意向，并最終影響消費者綠色購買行為，且它們相互間的路徑系數(shù)均顯著的大于零，也就是說人天導向價值觀能夠促進消費者的綠色購買行為。

4 結論與啟示

實證分析的基本結論表明：具有濃厚人天導向價值觀（道家思想）的消費者不一定具有較好的生態(tài)知識，具有較好的生態(tài)知識的消費者也不一定具有更高程度的綠色購買意向，但具有較強人天導向價值觀的中國消費者具有較強的生態(tài)情感反應，具有較強的生態(tài)情感反應的消費者具有較強的綠色購買意向。具有較強綠色購買意向的消費者更可能進行實際的綠色購買。

人天導向價值觀（道家思想）對消費者綠色購買行為的影響機制表現(xiàn)為：人天導向價值觀通過影響消費者生態(tài)情感，進而影響消費者綠色購買意向，并最終影響消費者綠色購買行為，道家的天人合一的和諧倫理思想對綠色購買行為具有正向影響，這一結果具有經濟、社會與管理的意義。

本研究結果表明道家人天導向的文化價值觀在倡導消費者綠色消費行為和綠色購買行為的過程中扮演著十分重要的作用。它要求企業(yè)要從可持續(xù)發(fā)展的長遠戰(zhàn)略出發(fā)將綠色消費購買行為動因之一“道家人天導向文化價值觀”融人到企業(yè)營銷管理中去，這是企業(yè)有效開展綠色營銷的基礎。首先，企業(yè)要在市場競爭策略、目標市場策略、4P策略制定等方面融入道家人天導向文化價值觀，將綠色市場拓展戰(zhàn)略與細分市場策略與消費者價值觀協(xié)調一致，實現(xiàn)準確地識別市場，有的放矢的市場定位。其次，將市場營銷策略與充分展示產品中的自然美等概念有機地結合起來，喚起消費者對人天導向和諧自然的向往，并產生共鳴以刺激消費者的綠色消費欲望和綠色購買行為。再次，在產品宣傳上要向受眾準確地傳達道家人天導向價值觀的自然理念，樹立企業(yè)的綠色品牌形象。最后，發(fā)揮廣告宣傳的綠色價值觀導向，這有助于樹立消費者綠色消費觀念，進而達到促進購買和消費的目的。

[1]張永紅.休閑文化觀：基于馬克思理論視角的解讀[J].中南大學學報（社會科學版）,2010,(2).

[2]劉穎瑩.成都統(tǒng)籌城鄉(xiāng)改革中的權利傾斜性配置[J].邵陽學院學報（社會科學版）,2011,（5）.

[3]Chan,R.Y.K.,Ho,L.,Tam,J.Chinese Families in Tradition：the Case of Hong Kong[J].International Review of Sociology,1997,(3).

[4]Chan,W.T.The Way of Lao Tsu[M].New York：Bobbs-Merrill,1963.

[5]Miles,T.H.Tao Te Ching.About the Way of Nature and its Powers/Lao Tzu：a Translation with Commentary[M].New York：Avery Publishing Group Inc.,1992.

[6]Maloney,M.P.,Ward,M.P.Ecology：let's Hear from the People：an Objective Scale for the Measurement of Ecological Attitudes and Knowledge[J].American Psychologist,1973,22.

[7]Chan,R.Y.K.,Yam,E.Green Movement in a Newly Industrializing Area：a Survey on the Attitudes and Behavior of the Hong Kong Citizens[J].Journal of Community and Applied Social Psychology,1995,5.

[8]Li,Ling-yee.Effect of Collectivist Orientation and Ecological Attitude on Actual Environmental Commitment：the Moderating Role of Consumer Demographics and Product Involvement[J].Journal of International Consumer Marketing,1997,9(4).