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基于计划行为理论的生活方式绿色化形成的双重交互效应研究

更新时间:2009-03-28

引言

生活方式绿色化是指居民的生活方式构建应以保护环境和降低对环境的负面影响作为基本出发点(盛光华和高键,2016[1])。推进生活方式绿色化在我国环境污染形势日益严峻,经济结构进入供给侧结构性改革,居民环保意识显著增强的时代背景下具有非常重要的现实意义(刘晨跃和尚远红,2017[2];刘华军和刘传明,2017[3])。一方面,生活方式绿色化为供给侧结构性改革提供持续稳定绿色需求(张彩平,张莹,2016[4]);另一方面,生活方式绿色化对推进我国生态文明建设奠定坚实的社会、群众基础(环境保护部,2015[5])。但是,目前对生活方式绿色化的研究尚处于起步阶段,还有许多研究问题有待厘清,主要不足体现在:(1)生活方式往往作为社会群体研究的细分变量,但对消费者生活方式绿色化的转化机制缺少探讨;(2)生活方式绿色化的转变是一个较为长期的过程,但对生活方式绿色转化过程中消费者的内、外部催化因素分析不足;(3)生活方式是一个多维构念,其不同维度在绿色转化过程中的转化方向及强度差异有待确认。生活方式与消费问题息息相关,甚至在一定程度上可以表现为消费者的消费模式,绿色化的生活方式必然需要绿色化的消费行为与之相一致。故而,分析生活方式与消费行为的绿色互动机制为解决以上生活方式绿色化研究存在的不足提供了一个有效的思考路径。

师(顺势引导):“请同学们充分地发挥想象,想一想‘负者歌于途,行者休于树,前者呼,后者应,伛偻提携,往来而不绝’是怎样的情景?游人们的歌声里唱的什么内容?前者呼,后者应,他们是怎么呼?怎么应的?太守宴上摆着些什么酒菜?太守宴是什么样的情景?”

基于以上分析,本研究将生活方式的不同维度与绿色消费意向的内外部作用因素作为研究生活方式绿色化转化机理问题的切入点。根据计划行为理论引入主观规范和感知行为控制两个构念,建立生活方式对绿色消费意向的双重交互模型,并通过782份消费者调查问卷进行实证检验,试图从内在因素与外在因素的视角分析影响生活方式绿色化的转化机理。

相关理论与假设提出

(一)生活方式

生活方式是特定历史和生活条件决定的个人与群体人类活动的社会关系类型,反映了人们的生活状态及支配个体精力和时间的活动、兴趣和态度模式(Ageev和Ageeva,2015[6])。不同个体在生活方式上存在差异,但在其所属社会群体中却存在共性(Ahuvia和阳翼,2005[7])。所以生活方式往往作为研究工具,用以识别和标签不同的社会群体。如凡勃伦在研究阶级关系中就曾使用生活方式作为研究变量,在社会群体中识别出“有闲阶级”这一阶级群体(凡勃仑,1900[8])。但是,有学者认为仅仅将生活方式作为细分变量存在局限性,而应该深入到个体的心理层面,探索生活方式构建的心理过程以及对影响不同行为产生的内在机理(Ahuvia和阳翼,2005[7])。部分研究认为生活方式能够影响个体的消费者创新性、顾客感知价值等因素(潘煜等,2009[9];陈文沛,2011[10]),但同时又受到文化、价值观、社会地位等因素的影响(Plummer,1974[11])。

对生活方式的测量,理论界普遍使用多维视角来分析生活方式这一构念,同时认为不同研究对象的生活方式存在差异性。如何志毅等(2004)[12]在研究中国消费者的绿色消费行为时,将生活方式划分为价格敏感、冲动购买、信息关注等八个维度;Koshksaray等(2015)[13]在研究信息生活方式中,将生活方式分为需求驱动、内在驱动、社会驱动等七个维度;Pandey和Chawla(2014)[14]在研究印度网上购物行为时,将生活方式分为电子愉悦、电子消极信念等七个维度;陈文沛(2011)[10]在研究新产品购买行为中,将生活方式分为时尚意识、价格意识、领导意识和怀旧意识四个维度。盛光华和高键(2016)[1]从创新的角度将生活方式分为时尚意识、价格意识、领导意识以及发展意识四个维度。而在我国绿色消费情境下,绿色产品往往是以新产品的形式出现在消费者的视野中(劳可夫,2013[15]),这也就意味着我国消费者的生活方式的绿色转化存在创新性的特点,故而从创新的视角对生活方式进行维度划分是十分必要的,借鉴盛光华和高键(2016)[1]对生活方式维度的归纳,本研究将生活方式划分为四个维度。时尚意识是指消费者对时尚的观念和态度;领导意识是指消费者进行独立决策并影响他人的能力;价格意识是指消费者对产品价格的敏感程度;发展意识是指消费者对过去和未来事物的态度和看法。

(二)计划行为理论

消费者生活方式的绿色化过程同时会受到消费者自身内在和社会外在等因素的双重影响,而生活方式与具体的绿色消费行为间存在一个复杂的心理过程。计划行为理论由于能够很好地解释人类行为的一般决策过程(Ajzen,2001[16]),在绿色消费研究中得到广泛的应用。在计划行为理论中,影响消费者的社会外在因素是主观规范,是指个体从其他人或是群体所感知到的社会压力,它来源于群体或他人对个体决策所产生的作用(Ajzen,2007[17])。Hagger和Chatzisarantis(2005)[18]将主观规范细化成“法制规范”和“描述性规范”两类,从而推进了计划行为理论以达到更好的解释能力。杨智和董学兵(2010)[19]认为对中国消费者而言,主观规范所带来的社会压力来自于内部和外部两个方面的影响,内部影响主要来自于家庭,而外部影响主要来自于朋友、邻居和亲戚。影响消费者的个体内在因素则是感知行为控制,是指个体对执行某项行为难易程度的自我感知(Ajzen,2007[17])。它反映的是个体对促进和阻碍执行行为因素的知觉(段文婷和江光荣,2008[20])。有学者认为感知行为控制由两个因素决定,一方面是个体相信其具备执行某项行为的自我效能,另一方面是个体对之前行为所施加控制的感知(Greaves等,2013[21])。但是也有学者认为应将自我效能和感知行为控制加以区分,自我效能的获得更多来源于技能和资源,而感知行为控制更多来自于熟练行为(Conner和Armitage,1998[22])。在计划行为理论与绿色消费的关系研究中,主观规范和感知行为控制都被认为能够影响消费者的绿色产品购买意向(Chen等,2014[23];劳可夫和王露露,2015[24];Paul等2016[25])。

(三)研究假设

在生活方式与消费意向的关系上,已有研究证明生活方式是影响消费者消费行为产生的重要支配因素(Yu,2011[26];陈晓,魏兰叶,2016[27])。如潘煜等(2009)[9]在研究上海手机市场中,发现生活方式能够正向的影响消费者的购买行为;陈转青等(2014)[28]通过比较绿色食品市场和绿色家电市场的消费者生活方式,发现消费者的绿色生活方式能够显著的影响其绿色产品购买意向。可见消费者的生活方式能够影响消费者的绿色消费意向已经获得确认,但是生活方式的各个维度对绿色消费意向的影响是否存在差异还有待确认。盛光华和高键(2016)[1]认为由于绿色产品在我国往往是新产品的面貌出现在消费者的视野中,绿色产品往往带有较多的新产品的特性,而追求新产品正是消费者追求时尚的表现,同时追求时尚的消费者在消费者群体中往往是意见领袖,能够独立决策并影响他人,并通过对绿色产品信息的搜寻和学习,明确绿色产品相比普通产品更高的价格所蕴含的绿色核心价值,以及对消费绿色产品从当前和未来的视角给予评价。基于以上理由,本研究提出如下假设:

H1a消费者的时尚意识能够正向的影响绿色消费意向;

H1b消费者的领导意识能够正向的影响绿色消费意向;

对于地表覆盖分类数据的更新,通常利用本年度符合时相要求的最新影像资料,与往期影像进行对比发现变化,必要时应结合外业核查,对种植土地、林草覆盖、房屋建筑(区)、道路、构筑物、人工堆掘地、荒漠与裸露地表和水体等内容进行监测更新。在成果数据中经常会出现以下几类质量问题。

H1c消费者的价格意识能够正向的影响绿色消费意向;

H1d消费者的发展意识能够正向的影响绿色消费意向。

在主观规范、生活方式与绿色消费意向的关系上,消费者的主观规范来自于家庭、朋友、邻居和亲戚所给予的社会压力,这种外在社会压力的感知会促使消费者在面临产品选择时,会选择能够给环境带来更小危害的绿色产品,所以主观规范能够显著的正向影响消费者的绿色消费意向(劳可夫,2013[15];劳可夫和王露露,2015[24];Paul等,2016[25])。但是主观规范对绿色消费意向的影响不仅如此,当消费者感知对环境保护问题的社会压力越强,越能够促使其从旧有的生活方式向绿色消费行为转化。所以,主观规范在生活方式与绿色消费意向的影响机制中起到正向的交互作用。基于以上推理,本研究提出如下假设:

H2a主观规范在时尚意识与绿色消费意向的关系中存在正向的交互作用,即消费者感知的主观规范越是强烈,其时尚意识越能够影响绿色消费意向;

本文采用Cronbach’s α值来验证各量表及整体量表的信度,如表2所示,本研究所有量表的Cronbach’s α值全部高于0.7,同时组成信度C.R.值全部高于0.7,说明本研究的量表具有较好的内部一致性;本研究的效度检验分为收敛效度和区分效度,收敛效度采用验证性因子分析(CFA)进行检验,模型的整体拟合度为χ2=1069.737,df=278,χ2/df=3.848(小于5),GFI=0.899(大于0.9),NFI=0.908(大于0.9),TLI=0.918(大于0.9),CFI=0.930(大于0.9),RMSEA=0.060(小于0.08),说明本研究具有较好的收敛效度。所有构念的平均方差萃取量(AVE)除价格意识0.499外,其他所有构念都高于0.5,且所有构念的AVE值平方根均大于该构念与其他构念间的相关系数,说明本研究具有较好的区分效度。

2.主观规范的交互作用

H2c主观规范在价格意识与绿色消费意向的关系中存在正向的交互作用,即消费者感知的主观规范越是强烈,其价格意识越能够影响绿色消费意向;

H2d主观规范在发展意识与绿色消费意向的关系中存在正向的交互作用,即消费者感知的主观规范越是强烈,其发展意识越能够影响绿色消费意向。

在感知行为控制、生活方式与绿色消费意向的关系上,消费者的感知行为控制同样能够影响消费者的绿色消费意向(劳可夫,2013[15];劳可夫和王露露,2015[24];Paul等,2016[25])。消费者的感知行为控制来自于个体对执行某项行为难易程度的自我感知(Ajzen,2007[17]),当个体对绿色消费行为的感知行为控制越强,越易产生绿色消费行为。这就促使消费者的生活方式向绿色消费意向的转化越是容易。即感知行为控制在生活方式对绿色消费意向的影响机制中起到正向的交互作用。所以,本研究提出如下假设:

H3a感知行为控制在时尚意识与绿色消费意向的关系中存在正向的交互作用,即消费者感知行为控制越是强烈,其时尚意识越能够影响绿色消费意向;

二、三年级学生是以具体形象思维为主,他们对抽象概念本质的领悟,都必须以足够的直观材料和充分的实践经验为基础。对比上面表格及材料,我们不难发现,十年前给二年级学生上“倍的认识”时,只有在“再识倍”这个环节中放手让学生操作“摆一摆”多倍。除此以外的教学过程都是由教师“扶”着学生感知理解“倍的意义”,生生互动较少。而十年后在三年级学生学习“倍”时,整节课学生都处在“数一数、摆一摆、画一画,再画一画、做一做、分一分”的学习中,教师在重点、难点处介入学习,师生、生生互动比较多,学习方式呈现任务驱动化,让不同的学生在完成任务过程中有不同的体悟。

H3d感知行为控制在发展意识与绿色消费意向的关系中存在正向的交互作用,即消费者感知行为控制越是强烈,其发展意识越能够影响绿色消费意向。

H3c感知行为控制在价格意识与绿色消费意向的关系中存在正向的交互作用,即消费者感知行为控制越是强烈,其价格意识越能够影响绿色消费意向;

H3b感知行为控制在领导意识与绿色消费意向的关系中存在正向的交互作用,即消费者感知行为控制越是强烈,其领导意识越能够影响绿色消费意向;

到了台湾,除了看外景,就会跟她一起约着吃饭,两个人都安安静静的。那时候我还曾经去看过她的表演。我是坐在特别的包厢里面,在楼上的地方,她唱歌的时候,除了会看台底下的观众,也会往上看,我知道她在看我。我就坐在那边,看着台下的观众们为她用力地鼓掌呐喊,心里想,她是我的女朋友。当时外界并不知道我们在一起,看这场演出我也是没有等到结束就离开,在当时的台湾,如果被人拍到我们在一起,会是爆炸性的新闻。

屈哨兵:这也是我们目前正在探讨中的问题,也是广州好教育下一步的基本走向问题。总的来讲,我想有几个大的板块儿和工程要继续做好。

  

图1 本研究理论框架

结合以上研究假设,归纳生活方式绿色化的转化路径为生活方式(时尚意识、领导意识、价格意识、发展意识)能够显著的影响绿色消费意向,而消费者的主观规范和感知行为控制在这个转化路径中发挥正向的交互效果。请参见图1。

研究方法

(一)样本选取

本研究采用层次回归的方法来分析生活方式对绿色消费意向的影响。如表4所示,时尚意识对绿色消费意向起到显著的正向影响(M2:β时尚意识=0.079,T=2.079,P<0.05),假设1a获得支持;领导意识对绿色消费意向起到显著的正向影响(M2:β领导意识=0.150,T=4.056,P<0.001),假设1b获得支持;价格意识对绿色消费意向起到显著的正向影响(M2:β价格意识=0.076,T=2.018,P<0.05),假设1c获得支持;发展意识对绿色消费意向起到显著的正向影响(M2:β发展意识=0.316,T=9.064,P<0.001),假设1d获得支持。

 

1 描述性统计分析结果(N=782)

  

项目统计结果性别男性占42.2%,女性占57.8%年龄18岁以下占2.9%,18-25岁占29.9%,26-30岁占27%,31-40岁占24.9%,41-50岁占14.4%,51-60岁占0.5%,60岁以上占0.4%。婚姻未婚占57.8%,已婚占42.2%月收入1000元以下占13.9%,1001-2000元占22.7%,2001-3000元占24.9%,3001-4000元占19.8%,4001-5000元占7.7%,5001-6000元占1.9%,6000元以上占9.1%学历小学及小学以下占1.8%,初中、中专占7.3%,高中、职高占5.4%,大专占17.3%,本科占43.5%,硕士占23.3%,博士及以上占1.6%

(二)研究量表

本研究测量四个核心构念(生活方式、主观规范、感知行为控制与绿色消费意向)。所有构念的测量均选择较为成熟量表。其中生活方式借鉴盛光华和高键(2016)[1]的研究量表,其中时尚意识、价格意识与发展意识各4个题项,领导意识3个题项,共15个题项;主观规范量表借鉴主观规范量表借鉴Cialdini(1991)[29]和劳可夫(2013)[15]的研究量表,共4个题项;感知行为控制量表借鉴Ajzen(2001[16],2007[17])和劳可夫(2013)[15]的研究量表,共4个题项;绿色消费意向借鉴Gollwitzer(1999)[30]和劳可夫(2013)[15]的研究量表,共3个题项。所有题项测量均采用李克特5级量表,1-5分分别代表非常不同意、不同意、一般、同意和非常同意。同时本研究还选取5个消费者行为研究中常用的人口统计变量——性别、年龄、婚姻、月收入与学历作为研究的控制变量。

在统计方法上,本研究采用SPSS22.0软件进行所有统计分析。首先对所有样本进行验证性因子分析和可靠性分析,以检验研究量表的信度和效度;其次采用层次回归方法,对研究假设进行实证检验。

实证分析

(一)信度与效度分析

H2b主观规范在领导意识与绿色消费意向的关系中存在正向的交互作用,即消费者感知的主观规范越是强烈,其领导意识越能够影响绿色消费意向;

(二)共同方法偏误检验

数据间若存在共同方法偏误(Common Method Bias,CMB),则会导致构念间存在虚假的关系。本研究采用两种方法进行共同方法偏误检验。首先是Harman的单因子法。在探索性因子分析中,未旋转下第一个因子方差解释量超过50%,则说明具有较高的CMB,本研究中第一个因子的方差解释量为30.437%,小于50%,说明CMB在可接受的范围内;其次是检验构念间的相关系数,若构念间相关系数大于0.9,则说明具有较高的CMB,本研究中构念间相关系数在0.011-0.604之间,均小与0.9,说明CMB在可接受的范围内。综上,本研究具有较低的CMB。

 

2 本研究信度效度分析结果

  

构念C.R组成信度AVE平均方差萃取量Cronbach’sα生活方式时尚意识0.8530.5940.849领导意识0.8290.6170.827价格意识0.7980.4990.796发展意识0.8610.6090.860主观规范0.9010.6970.901感知行为控制0.8010.5010.800绿色消费意向0.8800.7150.866整体量表Cronbach’sα0.901模型拟合度χ2=1069.737,df=278,χ2/df=3.848,GFI=0.899,NFI=0.908,TLI=0.918,CFI=0.930,RMSEA=0.060

(三)假设检验

1.生活方式对绿色消费意向的影响

本文采用问卷调查法来进行数据分析。正式调研样本来源于研究团队对吉林省长春市红旗街商业街与吉林市大东门商业街的街头拦访。数据样本采用随机抽样的方式,即每三位消费者随机选择一位被试者的方式。调查时间为2015年7月15日至2015年9月1日。共发放问卷1100份,回收问卷841份,有效问卷为782份,有效回收率92.98%。本研究以环保洗衣液为绿色产品的研究对象。在被试者正式填答前,需阅读一段导入文字,以使被试者进入本研究设定的研究情景。被试者阅读文字为:“假设您需要购买一瓶洗衣液,有环保洗衣液和普通洗衣液两种可以选择,环保洗衣液与普通洗衣液相比较,洗涤效果一致,但是在环保效果上,环保洗衣液要好于普通洗衣液,而在价格上,环保洗衣液要高于普通洗衣液。”研究样本的描述性统计分析结果见表1所示。

一辆公交车到达某个站点时,下去了一半的人,又上来18位乘客,最后车上的人数是原有人数的两倍。请问公交车到达该站点前,原有多少人?

 

3 本研究相关系数矩阵(N=782)

  

构念1234567时尚意识1(0.771)领导意识0.349∗∗∗1(0.785)价格意识0.498∗∗∗0.313∗∗∗1(0.706)发展意识0.177∗∗∗0.391∗∗∗0.255∗∗∗1(0.780)主观规范0.0110.283∗∗∗0.099∗∗0.462∗∗∗1(0.835)感知行为控制0.218∗∗∗0.289∗∗∗0.229∗∗∗0.333∗∗∗0.604∗∗∗1(0.708)绿色消费意向0.225∗∗∗0.315∗∗∗0.244∗∗∗0.410∗∗∗0.596∗∗∗0.544∗∗∗1(0.846)

注:***表示显著性水平 p<0.001,**表示显著性水平 p<0.01,*表示 p<0.05。对角线括号内为各构念AVE值平方根。

受企业传统管理结构模式所影响,信息的传递时间较长,而且传递的速度较慢,这就在无形中降低了工作的效率,同时违背了信息化的特点,这种模式不利于企业的长远发展,对企业的发展有一定的阻碍。所以,企业应该根据信息化发展的特点,改变组织结构,提高信息的传递速度,实现企业中各部门的信息互通有无,保证信息的准确性和安全性,提高企业的信息化管理水平,所以扁平化组织结构的出现,正好实现了该内容,它不仅能够保证信息之间的连贯性和有效性,同时也提高了管理水平。

主观规范在生活方式与绿色消费意向间的交互作用检验采用Aiken和West等(1991)提出的交互作用分析建议[31],对每个构念的交互效用分别采用三个模型进行检验,首先检验自变量的效应,其次在自变量外增加调节变量,最后在上述变量外增加交互项进行检验。为了降低分析中的多重共线性问题,本研究对所有变量进行了中心化处理。分析结果如下:主观规范在时尚意识对绿色消费意向的关系中起到显著的正向交互作用(M3:β时尚意识=0.224,T=6,390,P<0.001;M7:β时尚意识=0.217,T=2.079,P<0.05,β主观规范=0.591,T=21.288,P<0.001;M8:β时尚意识=0.204,T=7.202,P<0.001,β主观规范=0.590,T=21.303,P<0.001,β时尚意识×主观规范=0.062,T=2.204,P<0.05),假设2a成立;主观规范在发展意识对绿色消费意向的关系中起到显著的正向交互作用(M6:β发展意识=0.407,T=12.485,P<0.001;M13:β发展意识=0.170,T=5.334,P<0.001,β主观规范=0.514,T=16.128,P<0.001;M14:β发展意识=0.171,T=5.387,P<0.001,β主观规范=0.535,T=16.422,P<0.001,β发展意识×主观规范=0.082,T=2.827,P<0.01),假设2d成立;而主观规范在领导意识(M4:β领导意识=0.327,T=9.566,P<0.001;M9:β领导意识=0.168,T=5.627,P<0.001,β主观规范=0.545,T=18.476,P<0.001;M10:β领导意识=0.161,T=5.354,P<0.001,β主观规范=0.553,T=18.387,P<0.001,β领导意识×主观规范=0.040,T=1.375,ns)、价格意识(M5:β价格意识=0.243,T=6.981,P<0.001;M11:β价格意识=0.184,T=5.528,P<0.001,β主观规范=0.574,T=20.377,P<0.001;M12:β价格意识=0.174,T=5.976,P<0.001,β主观规范=0.579,T=20.410,P<0.001,β价格意识×主观规范=0.041,T=1.403,ns)对绿色消费意向的关系中的交互作用则不显著,假设2b和2c未获得支持(请参见表5)。

 

4 主效应假设检验结果

  

绿色消费意向M1M2M3M4M5M6控制变量性别0.060(1.635)0.077∗(2.338)0.054(1.499)0.097∗∗(2.782)0.066(1.850)0.060(1.803)年龄0.084(1.635)0.056(1.226)0.079(1.572)0.066(1.360)0.076(1.520)0.064(1.366)婚姻0.025(0.483)0.030(0.651)0.035(0.687)0.024(0.483)0.029(0.565)0.027(0.559)收入-0.045(-1.043)-0.059(-1.538)-0.063(-1.504)-0.068(-1.669)-0.033(-0.805)-0.045(-1.167)学历0.001(0.020)0.021(0.564)0.022(0.542)0.005(0.142)0.021(0.447)0.007(0.194)自变量时尚意识0.079∗(2.079)0.224∗∗∗(6.390)领导意识0.150∗∗∗(4.056)0.327∗∗∗(9.566)价格意识0.076∗(2.018)0.243∗∗∗(6.981)发展意识0.316∗∗∗(9.064)0.407∗∗∗(12.485)R20.0130.2250.0630.1180.0720.179AdjustR20.0070.2160.0560.1110.0650.172F值change2.14552.73240.83791.51148.738155.881

注:***表示显著性水平 p<0.001,**表示显著性水平 p<0.01,*表示 p<0.05。

3.感知行为控制的交互作用

盖髓剂三氧化矿物聚合体治疗恒磨牙露髓的疗效观察……………………… 刘玲珍,王 玮,魏 丽,等(3·229)

不稳定型心绞痛有起病快、病情急、预后差的特点,治疗不及时极易造成心肌梗死。多数研究认为,由冠状动脉粥样硬化、破裂、急性血栓所致,同时和局部炎症有密切关系[2] 。

感知行为控制在生活方式和绿色消费意向间的交互作用检验仍采用上述检验方法。其分析结果如下:感知行为控制在时尚意识对绿色消费意向的关系中起到显著的正向交互作用(M3:β时尚意识=0.224,T=6,390,P<0.001;M15:β时尚意识=0.113,T=3.688,P<0.001,β感知行为控制=0.519,T=17.004,P<0.001;M16:β时尚意识=0.092,T=3.062,P<0.01,β感知行为控制=0.517,T=17.040,P<0.001,β时尚意识×感知行为控制=0.102,T=3.384,P<0.001),假设3a成立;感知行为控制在价格意识对绿色消费意向的关系中起到显著的正向交互作用(M6:β价格意识=0.407,T=12.485,P<0.001;M19:β价格意识=0.124,T=4.052,P<0.001,β感知行为控制=0.515,T=16.814,P<0.001;M20:β价格意识=0.100,T=3.157,P<0.01,β感知行为控制=0.516,T=16.919,P<0.001,β价格意识×感知行为控制=0.089,T=2.879,P<0.01),假设3c成立;而感知行为控制在领导意识(M4:β领导意识=0.327,T=9.566,P<0.001;M17:β领导意识=0.187,T=6.030,P<0.001,β感知行为控制=0.491,T=15.997,P<0.001;M18:β领导意识=0.186,T=6.000,P<0.001,β感知行为控制=0.491,T=15.986,P<0.001,β领导意识×感知行为控制=0.006,T=0.201,ns)、发展意识(M5:β发展意识=0.243,T=6.981,P<0.001;M21:β发展意识=0.256,T=8.410,P<0.001,β感知行为控制=0.458,T=15.011,P<0.001;M22:β发展意识=0.255,T=8.343,P<0.001,β感知行为控制=0.459,T=14.999,P<0.001,β发展意识×感知行为控制=-0.006,T=-0.213,ns)对绿色消费意向的关系中的交互作用则不显著,假设3b和3d未获得支持(请参见表6)。

 

5 主观规范交互作用假设检验结果

  

绿色消费意向M7M8M9M10M11M12M13M14控制变量性别0.033(1.145)0.032(1.133)0.059∗(2.035)0.060∗(2.060)0.044(1.522)0.044(1.533)0.042(1.435)0.044(1.526)年龄0.050(1.240)0.045(1.130)0.048(1.173)0.041(0.995)0.049(1.218)0.045(1.111)0.050(1.229)0.040(0.986)婚姻0.007(0.164)0.010(0.236)-0.001(-0.033)0.000(-0.010)0.001(0.013)0.002(0.059)0.001(0.033)0.005(0.116)收入-0.047(-1.426)-0.048(-1.462)-0.043(-1.261)-0.041(-1.229)-0.022(-0.645)-0.023(-0.674)-0.032(-0.947)-0.030(-0.905)学历-0.015(-0.480)-0.014(-0.454)-0.030(-0.937)-0.033(-1.028)-0.022(-0.672)-0.023(-0.728)-0.028(-0.868)-0.033(-1.024)自变量时尚意识0.217∗∗∗(7.784)0.204∗∗∗(7.202)领导意识0.168∗∗∗(5.627)0.161∗∗∗(5.354)价格意识0.184∗∗∗(6.528)0.174∗∗∗(5.976)发展意识0.170∗∗∗(5.334)0.171∗∗∗(5.387)调节变量主观规范0.591∗∗∗(21.288)0.590∗∗∗(21.303)0.545∗∗∗(18.476)0.553∗∗∗(18.387)0.574∗∗∗(20.377)0.579∗∗∗(20.410)0.514∗∗∗(16.128)0.535∗∗∗(16.422)交互项时尚意识×主观规范0.062∗(2.204)领导意识×主观规范0.040(1.375)价格意识×主观规范0.041(1.403)发展意识×主观规范0.082∗∗(2.827)R20.4090.4130.3880.3890.3960.3970.3850.392AdjustR20.4040.4070.3820.3830.3900.3910.3800.385F值change453.1734.856341.3741.891415.2281.969260.1097.994

注:***表示显著性水平 p<0.001,**表示显著性水平 p<0.01,*表示 p<0.05。

 

6 感知行为控制交互作用假设检验结果

  

绿色消费意向M15M16M17M18M19M20M21M22控制变量性别0.054(1.767)0.054(1.777)0.078∗∗(2.590)0.079∗∗(2.596)0.060∗(1.974)0.064∗(2.106)0.058(1.959)0.058(1.954)年龄0.069(1.602)0.063(1.477)0.062(1.463)0.061(1.436)0.067(1.572)0.060(1.412)0.060(1.456)0.061(1.469)婚姻0.002(0.049)0.009(0.212)-0.002(-0.047)-0.002(-0.039)-0.001(-0.019)0.006(0.149)0.001(0.033)0.001(0.024)收入-0.077(-2.151)∗-0.080∗(-2.259)-0.079∗(-2.259)-0.079∗(-2.254)-0.062(-1.732)-0.069(-1.941)-0.065(-1.903)-0.066(-1.909)学历0.011(0.317)0.012(0.344)0.003(0.089)0.003(0.081)0.009(0.264)0.008(0.229)0.004(0.134)0.005(0.138)自变量时尚意识0.113∗∗∗(3.688)0.095∗∗(3.062)领导意识0.187∗∗∗(6.030)0.186∗∗∗(6.000)价格意识0.124∗∗∗(4.052)0.100∗∗(3.157)发展意识0.256∗∗∗(8.410)0.255∗∗∗(8.343)调节变量感知行为控制0.519∗∗∗(17.004)0.517∗∗∗(17.040)0.491∗∗∗(15.997)0.491∗∗∗(15.986)0.515∗∗∗(16.814)0.516∗∗∗(16.919)0.458∗∗∗(15.011)0.459∗∗∗(14.999)交互项时尚意识×感知行为控制0.102∗∗∗(3.384)领导意识×感知行为控制0.006(0.201)价格意识×感知行为控制0.089∗∗(2.875)发展意识×感知行为控制-0.006(-0.213)R20.3180.3280.3370.3370.3200.3270.3640.368AdjustR20.3120.3210.3310.3300.3140.3200.3580.361F值change289.14711.452255.9000.041282.7108.265225.3400.045

注:***表示显著性水平P<0.001,**表示显著性水平P<0.01,*表示P<0.05。

研究讨论

(一)研究结论

在生活方式绿色化的转化机制问题研究中,生活方式的不同维度对绿色消费意向的影响存在差异。通过建立生活方式与绿色消费意向的双重交互模型,从计划行为理论视角,揭示了生活方式绿色化的内部与外部交互因素。主要取得如下研究结论:(1)生活方式维度中的时尚意识、领导意识、价格意识及发展意识对绿色消费意向具有显著的正向影响;(2)主观规范在时尚意识和发展意识对绿色消费意向的影响中起到正向的交互作用;(3)感知行为控制在时尚意识和价格意识对绿色消费意向的影响中起到正向的交互作用。本研究同时发现主观规范在领导意识、价格意识与绿色消费意向的关系中的交互效应不显著;同时感知行为控制在领导意识、发展意识对绿色消费意向的关系中的交互效应不显著。造成理论推演与研究结论存在不同的原因,本研究认为有如下三个方面:(1)领导意识较强的消费者在消费决策过程中,独立自主能力较强,不易受到外在环境压力(主观规范)的影响,同时由于绿色产品往往为新产品,消费者在选择时往往不具备较强的认知水平,虽然量力而为是消费者选择产品时一个重要决策因素,但是由于创新性的存在以及消费者独立自主的决策风格,导致其往往会忽视其所具有的能力,进行超出自己能力范围的消费行为;(2)由于绿色产品在价格上相比较一般产品具有相对较高的特性,故而在选择绿色产品上,其更加尊崇其内心的真实想法,而忽略社会群体带来的压力。(3)消费者的发展意识较强,其会从更加全面和历史的角度思考自身行为给环境带来的影响,而这种能力并非一种短时间的对自身能力的认知,而更多的认为是对自身能力所产生的一种缓释效果,故而在影响上降低了感知行为控制上的交互效应。

(二)研究启示

通过实证检验,本研究发现在生活方式绿色化的过程中,时尚意识、领导意识、价格意识和发展意识都能够促使绿色消费意向的产生。通过生活方式与消费意向的绿色互动,进而促进生活方式绿色化的形成。同时消费者的生活方式绿色化的过程还受到消费者所感知的内部因素和外部因素的影响。所以在实际营销过程中,提升消费者的主观规范和感知行为控制对影响消费者的绿色消费具有重要作用。具体而言:

首先,努力提升社会环境保护意识。社会环境保护意识的提升,能够促进建立珍惜环境、保护环境的社会氛围。使消费者在消费过程中获得对绿色保护问题更高的社会压力感知。即从外在的压力视角增强消费者对绿色消费行为和生活方式绿色化的主观规范。

其次,提升生产能力,降低绿色产品价格。困扰消费者绿色产品购买的一个重要瓶颈,就是相比较普通产品,绿色产品往往具有更高的价格[32]。而提升绿色产品的规模化生产,降低产品的价格以激活消费的绿色产品需求,对于促进消费者绿色消费具有非常重要的作用。同时价格的降低还有助于提升消费者的感知行为控制。

最后,生活方式绿色化应注重消费者群体差异。消费者的生活方式本身就有差异化的特点,所以对消费者生活方式绿色化的转化也应从差异化的视角进行分析。消费者的生活方式绿色化是一个较为漫长的过程,而生活方式绿色化水平的衡量也是过去与现在,现在与未来之间的比较。特别是我国区域生态文明建设水平具有非常明显的差异化特征,公众对于生活方式绿色化的理解也存在差异,这就使得生活方式绿色化的政策制定也需因地制宜。只有通过对不同地域,不同细分市场的不同消费群体施加有针对性的绿色生活方式的政策指引,才能够保证生活方式绿色化水平稳定持续提升。

参考文献:

[1]盛光华, 高键. 生活方式绿色化的转化机理研究——以绿色消费为视角 [J]. 西安交通大学学报(社会科学版), 2016,(04): 8-16.

[2]刘晨跃, 尚远红. 雾霾污染程度的经济社会影响因素及其时空差异分析——基于30个大中城市面板数据的实证检验 [J]. 经济与管理评论, 2017, (01): 75-82.

[3]刘华军, 刘传明. 环境污染空间溢出的网络结构及其解释——基于1997-2013年中国省际数据的经验考察 [J]. 经济与管理评论, 2017, (01): 57-64.

[4]张彩平, 张莹. 基于资源价值流的碳绩效评价指标及其在钢铁企业的应用 [J]. 湖南财政经济学院学报, 2016, (01): 39-47.

[5]中华人民共和国环境保护部.关于加快推动生活方式绿色化的实施意见[EB/OL](2015-11-16)[2016-8-15].http://www.mep.gov.cn/gkml/hbb/bwj/201511/t20151116_317156.htm.

[6]Ageev I A, Ageeva V V. Urban Lifestyle as an Element of Consumption Ideal and Economic Wellbeing: Meaning-changing Transformation from Soviet Period to Modernity ☆ [J]. Procedia - Social and Behavioral Sciences, 2015, 166:24-29.

[7]Aaron, Ahuvia, 阳翼. “生活方式”研究综述:一个消费者行为学的视角 [J]. 商业经济与管理, 2005, (08): 32-38.

[8]凡勃仑. 有闲阶级论 [M]. 北京:商务印书馆, 1964.

[9]潘煜, 高丽, 王方华. 中国消费者购买行为研究——基于儒家价值观与生活方式的视角[J]. 中国工业经济, 2009, (09): 77-86.

[10]陈文沛. 生活方式、消费者创新性与新产品购买行为的关系 [J]. 经济管理, 2011, (02): 103-110.

[11]Plummer J T. The Concept and Application of Life Style Segmentation [J]. Journal of Marketing, 1974, 38(01): 33-37.

[12]何志毅, 杨少琼. 对绿色消费者生活方式特征的研究 [J]. 南开管理评论, 2004, (03): 4-10.

[13]Koshksaray A A, Franklin D, Hanzaee K H. The relationship between e-lifestyle and Internet advertising avoidance [J]. Australasian Marketing Journal,2015,23(01): 38-48.

[14]Pandey S, Chawla D. E-lifestyles of Indian online shoppers: A scale validation [J]. Journal of Retailing & Consumer Services, 2014, 21(06): 1068-1074.

[15]劳可夫. 消费者创新性对绿色消费行为的影响机制研究 [J]. 南开管理评论, 2013, (04): 106-13.

[16]Ajzen I. Nature and operation of attitudes [J]. Annual Review of Psychology, 2001, 52(01): 27.

[17]Ajzen I. The theory of planned behavior [J]. British Journal of Social Psychology, 2007, 40(04): 471.

[18]Hagger M S, Chatzisarantis N L D. First- and higher-order models of attitudes, normative influence, and perceived behavioural control in the theory of planned behaviour [J]. British Journal of Social Psychology, 2005, 44(04): 513-535.

[19]杨智, 董学兵. 价值观对绿色消费行为的影响研究 [J]. 华东经济管理, 2010, (10): 131-133.

[20]段文婷, 江光荣. 计划行为理论述评 [J]. 心理科学进展, 2008, (02): 315-320.

[21]Greaves M, Zibarras L D, Stride C. Using the theory of planned behavior to explore environmental behavioral intentions in the workplace[J].Journal of Environmental Psychology, 2013, 34(34): 109-120.

[22]Conner M, Armitage C J. Sparks, P.: Extending the Theory of Planned Behavior: A Review and Avenues for Further Research[J]. Journal of Applied Social Psychology, 2006, 28(15): 1429-1464.

[23]Chen M F, Peiju T. Developing an extended Theory of Planned Behavior model to predict consumers' intention to visit green hotels [J]. International Journal of Hospitality Management, 2014, 36(01): 221-230.

[24]劳可夫, 王露露. 中国传统文化价值观对环保行为的影响——基于消费者绿色产品购买行为 [J]. 上海财经大学学报, 2015, (02): 64-75.

[25]Paul J, Modi A, Patel J. Predicting green product consumption using theory of planned behavior and reasoned action [J]. Journal of Retailing & Consumer Services, 2016, (29):123-134.

[26]Yu C S. Construction and validation of an e‐lifestyle instrument [J]. Internet Research, 2011, 21(03): 214-235.

[27]陈晓, 魏兰叶. 提高城镇居民消费水平的路径探究 [J]. 湖南财政经济学院学报, 2016, (04): 81-87.

[28]陈转青, 高维和, 谢佩洪. 绿色生活方式、绿色产品态度和购买意向关系——基于两类绿色产品市场细分实证研究 [J]. 经济管理, 2014, (11): 166-177.

[29]Cialdini R B, Kallgren C A, Reno R R. A Focus Theory of Normative Conduct: A Theoretical Refinement and Reevaluation of the Role of Norms in Human Behavior [J]. Advances in Experimental Social Psychology, 1991, 24(01): 201-234.

[30]Gollwitzer P M. Implementation intentions: Strong effects of simple plans [J]. American Psychologist, 1999, 54(07): 493-503.

[31]Aiken L S, West S G. Multiple regression: Testing and interpreting interactions [M]. Newbury Park: CA: Sage, 1991.

[32]宗计川, 吕源, 唐方方. 环境态度、支付意愿与产品环境溢价——实验室研究证据 [J]. 南开管理评论, 2014, (02): 153-160.

综上所述,构建情境是一种能够有效提高高中化学教学质量的手段和方法,在高中化学教学中,教师可以结合实际教学情况为学生构建生活情境、实验情境和实践情境,让学生在情境的引导下学习化学知识,并提升自身的实践运用能力以及化学综合素养。

 
高键,魏胜
《经济与管理评论》 2018年第02期
《经济与管理评论》2018年第02期文献

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