吳 波 李東進 王財玉

(1天津財經(jīng)大學(xué)商學(xué)院, 天津 300222) (2南開大學(xué)商學(xué)院, 天津 300071)(3信陽師范學(xué)院心理學(xué)系, 信陽 464000)

1 引言

環(huán)境保護離每個人的日常生活并不遙遠, 人們有很多參與環(huán)?；顒拥臋C會, 節(jié)約水電、購物時自帶可重復(fù)使用的環(huán)保購物袋、在外就餐時不使用一次性筷子、少開私家車、購買節(jié)能家電等。隨著政府、媒體和公眾對環(huán)境問題的廣泛關(guān)注, 會有越來越多的人參與到環(huán)?；顒又衼怼Ｄ敲? 參與環(huán)?；顒訒θ藗兒罄m(xù)行為產(chǎn)生怎樣的影響呢？雖然以往有大量關(guān)于如何讓人們更多參與環(huán)保活動的研究(Peloza, White, & Shang, 2013; White & Simpson,2013; White, Simpson, & Argo, 2014), 但是, 關(guān)于參與環(huán)?；顒訉θ藗兒罄m(xù)行為影響的研究并不多,

這些少量的研究也并未得出一個一致的結(jié)論。比如,Cornelissen, Pandelaere, Warlop和Dewitte (2008)發(fā)現(xiàn)提示人們他們經(jīng)常從事環(huán)保活動會讓人們在接下來的活動中變得更為環(huán)保。Mazar和Zhong (2010)

則發(fā)現(xiàn)當(dāng)人們購買了綠色產(chǎn)品后會變得比購買普通產(chǎn)品后更加的不利他, 更可能欺騙和偷竊。前者表明從事利他的環(huán)?；顒訒寕€體更為利他, 而后者表明從事利他的環(huán)?；顒訒寕€體更加的不利他。本研究將消費者的消費偏好作為結(jié)果變量, 讓參與者在更為利己的享樂產(chǎn)品和更為利他的綠色產(chǎn)品之間進行選擇, 以此回答參與環(huán)?；顒雍笤谑裁辞闆r下會讓個體偏好利己的享樂消費, 在什么情況下讓個體偏好利他的綠色消費, 嘗試整合以往研究結(jié)論中看似矛盾之處, 研究框架如圖1所示。

2 參與環(huán)?；顒訉罄m(xù)消費行為的影響

2.1 參與環(huán)?；顒哟龠M綠色消費

圖1 研究總體概念框架

參與環(huán)保活動能促進消費者綠色消費可以通過兩個理論做出解釋, 一個理論是啟動效應(yīng)(priming effect), 另一個理論是自我知覺理論(self-perception theory)。啟動指對最初遇到刺激的處理會對接下來遇到刺激的反應(yīng)產(chǎn)生影響, 這是因為對啟動刺激的處理使得內(nèi)容的可接近性更強, 可接近的內(nèi)容會影響接下來的判斷、決策和外顯行為(Janiszewski &Wyer, 2014)。啟動效應(yīng)可以讓人們產(chǎn)生與啟動內(nèi)容一致的反應(yīng)。比如, 環(huán)境中有較多橙色(萬圣節(jié)前一天)比環(huán)境中有較少橙色(萬圣節(jié)一周后)時, 個體更容易想到與橙色相關(guān)的產(chǎn)品(Berger & Fitzsimons,2008)。通過連詞成句的方式啟動聲望目標(biāo)比啟動節(jié)儉目標(biāo)會讓個體更多選擇價格高的產(chǎn)品(Chartrand,Huber, Shiv, & Tanner, 2008)。通過幸運數(shù)字或詞來啟動幸運這一內(nèi)容會讓個體覺得自己更幸運, 從而認為自己更可能中獎, 也更愿意參加抽獎(Jiang,Cho, & Adaval, 2009)。按照以上列舉的啟動效應(yīng)發(fā)揮作用的不同機制, 消費者參與環(huán)保活動可能會通過啟動環(huán)保相關(guān)想法、保護環(huán)境目標(biāo)或感覺自己更環(huán)保等內(nèi)容來增加消費者綠色消費的傾向(Wheeler& DeMarree, 2009)。

而依據(jù)自我知覺理論, 人們一定程度上會根據(jù)自己的行為和行為所發(fā)生的情境來判斷自己對特定事物的態(tài)度(Bem, 1967), 從而更可能從事與自我知覺相一致的行為(Albarracín & Wyer, 2000)。自我知覺理論一個很好的例子是登門坎效應(yīng)(foot-inthe-door effect), 如果個體一開始同意了他人一個較小的請求, 那么個體更可能在接下來服從他人一個較大的請求(Freedman & Fraser, 1966), 這可能是因為個體在同意一開始小的請求后自我知覺被激活, 比如, 感覺自己是個樂于助人之人的想法變得突出, 那么, 在接下來就更可能按照與自我知覺一致的方式行事(DeJong, 1979)。在環(huán)保領(lǐng)域, 研究者也利用自我知覺理論, 通過讓人們感覺自己是環(huán)保的, 來促進人們更多參與環(huán)?；顒?。讓人們感覺自己是環(huán)保的有很多方式, 比如, 給人們貼上環(huán)保的標(biāo)簽(Allen, 1982)、提示人們他們經(jīng)常從事環(huán)保活動(Cornelissen et al., 2008)、讓人們自發(fā)參與環(huán)保活動(Karmarkar & Bollinger, 2015), 讓人們自愿地為環(huán)?；顒痈冻鲆欢ǖ呐?Zhang, Xu, Jiang, & Huang,2011), 這些增加人們環(huán)保自我知覺的方式都可以有效促進他們的綠色消費。

雖然, 啟動效應(yīng)和自我知覺理論都能解釋為什么參與環(huán)?；顒訒龠M消費者的綠色消費, 但是,這兩個理論發(fā)揮作用的前提存在差異。根據(jù)自我知覺理論, 個體部分地通過對外顯行為和行為發(fā)生情況的推斷來了解他們自身的態(tài)度、情緒和其他內(nèi)部狀態(tài)(Bem, 1972)。由于一個外顯行為的發(fā)生可能有很多不同的解釋, 所以, 只有當(dāng)這個外顯行為沒有受到明確強化條件限制的時候, 個體才可能從這個行為中推斷出自己的信念和態(tài)度。因此, 如果一個行為的出現(xiàn)存在外在理由, 這個行為作為自我知覺證據(jù)來源的效力就會下降(DeJong, 1979)。由此可見,并不是所有的外顯行為都能用于對自我內(nèi)在態(tài)度的推斷。這就意味著, 如果參與環(huán)保活動促進綠色消費是由于自我知覺理論發(fā)揮效力, 那么, 參與環(huán)?；顒舆@個行為的強化物必須是微弱和不易辨別的。與自我知覺理論不同, 只要環(huán)境中有足夠多與環(huán)保相關(guān)的線索, 就可能啟動個體環(huán)保相關(guān)的想法,從而促進個體的綠色消費。另外, 啟動效應(yīng)和自我知覺理論的作用機制不同, 自我知覺理論起作用的機制在于對自身內(nèi)在狀態(tài)的了解, 與自我相關(guān), 而啟動效應(yīng)發(fā)揮作用并不必然意味著與自我存在聯(lián)系, 啟動效應(yīng)在個體無意識狀態(tài)下也能發(fā)揮作用(Dijksterhuis, Smith, van Baaren, & Wigboldus, 2005)。

2.2 參與環(huán)?；顒哟龠M享樂消費

支持參與環(huán)保活動會促進享樂消費的理論是許可效應(yīng)(licensing effect)。與在消費過程中考慮消費給環(huán)境造成可能影響的綠色消費不同(Griskevicius,Tybur, & van den Bergh, 2010), 享樂消費以獲得自身感官上的愉悅為特征(Strahilevitz & Myers, 1998)。根據(jù)許可效應(yīng), 個體會因為自己過去的道德行為而允許自己減少道德行為或出現(xiàn)不道德行為, 即使道德行為沒有實際發(fā)生, 僅僅是一種對道德行為的承諾, 許可效應(yīng)就會出現(xiàn)(Khan & Dhar, 2006)。購買綠色產(chǎn)品這樣利他的環(huán)保行為同樣會引發(fā)消費者的許可效應(yīng), 從而促使消費者出現(xiàn)不道德行為(Mazar& Zhong, 2010)。許可效應(yīng)對消費的影響表現(xiàn)為自愿從事或承諾一個道德行為會增加消費者的享樂消費, 這是因為享樂消費是非必要的, 所以享樂消費會讓消費者產(chǎn)生罪惡感等負面情緒(Okada, 2005),而自愿從事或承諾一個道德行為會促使消費者正面自我概念的增加, 降低與享樂消費相聯(lián)系的負面自我歸因, 為消費者的享樂消費提供許可。根據(jù)許可效應(yīng), 自愿參與環(huán)?；顒舆@樣的善行能增加消費者的享樂消費。

2.3 環(huán)境價值觀的調(diào)節(jié)作用

綠色消費更為利他, 是環(huán)?；顒拥囊环N表現(xiàn)形式, 而享樂消費更為利己, 可以作為參與環(huán)保活動后對自己放縱的一種許可。當(dāng)綠色消費和享樂消費是競爭關(guān)系的時候, 綠色消費與環(huán)?；顒邮且恢碌男袨? 而享樂消費與環(huán)?；顒邮遣灰恢碌男袨椤Ｄ敲? 什么情況下消費者參與環(huán)?；顒雍髸镁G色消費, 什么情況下消費者參與環(huán)?；顒雍髸孟順废M呢。環(huán)境價值觀之于消費者的重要性可能是一個調(diào)節(jié)變量。價值觀是反映在我們生命中什么對于我們是重要的、令人滿意的最終狀態(tài)的概念(Torelli & Kaikati, 2009)。價值觀是一個動機構(gòu)念,遵從一個價值觀能實現(xiàn)一個高度抽象的目標(biāo), 價值觀通過與這些抽象目標(biāo)相聯(lián)系指導(dǎo)行動的選擇, 以及對人和事物的評價。環(huán)境價值觀(environmental value)是將保護自然環(huán)境視為理想最終狀態(tài)的構(gòu)念,環(huán)境價值觀之于個體的重要性存在差異, 在環(huán)境價值觀量表上得分越高意味著保護自然環(huán)境對于個體越為重要(Verplanken & Holland, 2002)。與環(huán)境價值觀相近的一個概念是環(huán)保意識。環(huán)保意識(environmental consciousness)是個體關(guān)心環(huán)境的程度(Lin & Chang, 2012), 對能給環(huán)境帶來影響的事實、自己的行為或他人行為的態(tài)度(Fransson &Garling, 1999)。價值觀與態(tài)度不同, 價值觀超越特定的情境, 是按重要性層級排列的整體系統(tǒng)。所以,一個特定行為經(jīng)常涉及競爭價值觀的權(quán)衡(Verplanken& Holland, 2002), 相比于容易受到情境影響的環(huán)保態(tài)度而言, 環(huán)境價值觀更符合本文的研究目的。因為讓消費者在享樂產(chǎn)品和綠色產(chǎn)品之間選擇, 一定程度上反映的是消費者在環(huán)境價值觀和更為利己價值觀之間的權(quán)衡。

由價值觀的性質(zhì)可以推斷, 與那些認為環(huán)境價值觀并不重要的個體相比, 那些認為環(huán)境價值觀重要的個體更可能將保護環(huán)境作為長期目標(biāo)。根據(jù)動態(tài)自我調(diào)節(jié)理論, 目標(biāo)追求過程中有兩個能夠增加個體堅持目標(biāo)的因素：目標(biāo)承諾和缺乏目標(biāo)進展(Koo & Fishbach, 2008)。子目標(biāo)完成被視為進展還是承諾取決于個體將注意放在子目標(biāo)還是總目標(biāo)上(Fishbach, Dhar, & Zhang, 2006)。與那些認為環(huán)境價值觀不重要的個體相比, 認為環(huán)境價值觀重要的個體更可能將注意放在環(huán)保總目標(biāo)上(Miller &Effron, 2010), 從而將參與環(huán)?；顒幼幽繕?biāo)的完成視為對環(huán)保總目標(biāo)的承諾, 而認為環(huán)境價值觀不重要的個體更可能關(guān)注參與環(huán)?；顒幼幽繕?biāo)本身的完成, 體驗到與子目標(biāo)完成相聯(lián)系的一些利益, 促使他們暫時離開這個目標(biāo), 而環(huán)?；顒拥睦举|(zhì),使得完成環(huán)保活動帶來的正面自我概念的提升能夠促進個體的享樂消費。所以, 那些認為環(huán)境價值觀重要的個體, 更可能在完成一項環(huán)保活動后繼續(xù)選擇綠色消費, 而那些認為環(huán)境價值觀不重要的個體, 更可能在完成一項環(huán)?；顒雍筮x擇享樂消費。除了動態(tài)自我調(diào)節(jié)理論外, 以往關(guān)于價值觀與行為關(guān)系的研究表明, 只有價值觀被激活, 并且個體看重這一價值觀時, 個體才會產(chǎn)生與價值觀一致的行為(Verplanken & Holland, 2002)。也就是說, 對于看重環(huán)境價值觀的個體, 啟動環(huán)境價值觀能增強個體對環(huán)境價值觀相關(guān)信息的注意, 并給這些信息賦予更高的權(quán)重, 從而產(chǎn)生對綠色產(chǎn)品的偏好, 而對于不看重環(huán)境價值觀的個體, 即使啟動環(huán)境價值觀也不會增加個體對綠色產(chǎn)品的偏好, 由于從事環(huán)?；顒幽軌蚱鸬絾迎h(huán)境價值觀的作用(Karmarkar &Bollinger, 2015), 所以, 根據(jù)價值觀與行為關(guān)系已有研究的結(jié)果, 同樣可以預(yù)測, 那些認為環(huán)境價值觀重要的個體, 更可能在完成一項環(huán)保活動后繼續(xù)選擇綠色消費, 而認為環(huán)境價值觀不重要的個體并不會如此, 從事環(huán)?；顒痈赡艹蔀樗麄兿順废M的合理化理由。據(jù)此, 本研究提出以下假設(shè)：

H1：對于認為環(huán)境價值觀重要的個體, 參與環(huán)?；顒訒龠M消費者的綠色消費(vs. 享樂消費),而對于認為環(huán)境價值觀不重要的個體, 參與環(huán)?；顒訒龠M消費者的享樂消費(vs. 綠色消費)

2.4 參與環(huán)?；顒觿訖C對消費行為的影響

對環(huán)保行為的界定有兩個視角, 一種是意圖導(dǎo)向的視角, 另一種是效果導(dǎo)向的視角(Stern, 2000)。意圖導(dǎo)向環(huán)保行為意味著行動者的動機是決定因素, 而效果導(dǎo)向的環(huán)保行為則更關(guān)注行為給環(huán)境帶來的影響。也就是說, 并不是所有參與環(huán)?；顒拥膫€體都是出于環(huán)保內(nèi)在動機, 有些消費者可能是出于想要節(jié)省花費等外在動機參與環(huán)?；顒?。以往研究表明意圖導(dǎo)向的環(huán)保行為更多與環(huán)保態(tài)度相關(guān)變量有關(guān), 而像家庭能源使用這樣的效果導(dǎo)向的環(huán)保行為主要與收入、住房大小等因素有關(guān)(Gatersleben,Steg, & Vlek, 2002)。參與環(huán)?；顒觿訖C(出于內(nèi)在環(huán)保動機還是出于外在控制動機)可能對參與環(huán)?；顒优c后續(xù)消費行為的關(guān)系產(chǎn)生一定的影響。當(dāng)個體的善行是出于外在動機的時候, 這種善行并不會使個體在樂于助人上面的自我感知被激活, 由于此善行引起的與自我知覺一致的行為反應(yīng)或許可效應(yīng)作用下補償?shù)男袨榉磻?yīng)都會因為存在外在動機而被削弱(DeJong, 1979; Khan & Dhar, 2006)。如果對于那些認為環(huán)境價值觀重要的個體來說, 參與環(huán)?；顒哟龠M綠色消費是由于自我知覺理論引起的,那么, 消費者不會因為出于外在動機從事了環(huán)保行為, 而激活環(huán)保自我知覺, 進而增加對環(huán)保這一長期目標(biāo)的承諾, 并因此增加綠色消費, 而根據(jù)許可效應(yīng)理論, 對于認為環(huán)境價值觀不重要的個體, 不會因為出于外部動機從事了環(huán)保行為, 而認為自己環(huán)保自我概念增加, 進而在環(huán)保目標(biāo)上取得了進展,從而增加享樂消費。但是, 如果對于認為環(huán)境價值觀重要的個體, 參與環(huán)?；顒哟龠M綠色消費是由于啟動效應(yīng)引起的, 那么, 由于啟動效應(yīng)的發(fā)生只與外部環(huán)境線索有關(guān), 而與個體內(nèi)在動機無關(guān)(Janiszewski& Wyer, 2014), 所以, 并不會因為參與環(huán)?；顒哟嬖谕庠趧訖C而削弱參與環(huán)?；顒涌赡軐Νh(huán)保相關(guān)想法、環(huán)保目標(biāo)或環(huán)保自我知覺的啟動效果, 那么,無論環(huán)保行為是出于內(nèi)在環(huán)保動機, 還是外在控制動機, 只要參與環(huán)保行為就會發(fā)生啟動效應(yīng), 從而增加消費者的綠色消費(Karmarkar & Bollinger,2015)。由于本研究暫時無法確定對于那些認為環(huán)境價值觀重要的個體, 參與環(huán)?；顒訒龠M綠色消費是自我知覺理論還是啟動效應(yīng)在起作用, 因此,本研究提出了兩個競爭性的假設(shè)：

H2a：對于認為環(huán)境價值觀重要的個體, 出于內(nèi)在動機(而不是外在動機)參與環(huán)?；顒訒龠M消費者的綠色消費(vs. 享樂消費), 而對于認為環(huán)境價值觀不重要的個體, 出于內(nèi)在動機(而不是外在動機)參與環(huán)?；顒訒龠M消費者的享樂消費(vs.綠色消費)

H2b：對于認為環(huán)境價值觀重要的個體, 出于內(nèi)在動機(或外在動機)參與環(huán)保活動會促進消費者的綠色消費(vs. 享樂消費), 而對于認為環(huán)境價值觀不重要的個體, 出于內(nèi)在動機(而不是外在動機)參與環(huán)?；顒訒龠M消費者的享樂消費(vs. 綠色消費)

3 研究1

3.1 研究設(shè)計和流程

研究1主要目的是初步檢驗環(huán)境價值觀在參與環(huán)保活動與后續(xù)消費關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用(假設(shè)1)。研究1為2(參與環(huán)保活動：是vs.否)×2(環(huán)境價值觀重要性：低vs.高)的組間實驗設(shè)計, 其中是否參與環(huán)?；顒油ㄟ^閱讀情景材料操縱, 環(huán)境價值觀通過量表測量, 因變量是相對于享樂記事本, 環(huán)保記事本的選擇傾向。實驗流程主要參考了Verplanken和Holland (2002)、Fishbach等(2006)、Karmarkar和Bollinger (2015)研究中實驗設(shè)計的部分。共205名本科生參與了實驗, 其中有7名學(xué)生的產(chǎn)品選擇部分問卷缺失, 視為無效問卷, 故有效參與者198人,其中, 男性41人, 占20.7%, 年齡在18歲到24歲之間, 平均年齡20歲。

在實驗開始之前, 研究人員告知參與者將要參與兩個不同的研究, 為了感謝大家的積極參與, 每位同學(xué)在實驗結(jié)束時都會得到一份小禮物。在第一個研究中, 參與者需要填寫一份價值觀量表, 該量表對Schwartz (1992)提出的價值觀量表稍作修改,Schwartz價值觀量表有56個測項, 其中2個測項與環(huán)境有關(guān), 分別是“與自然和諧統(tǒng)一”和“保護環(huán)境”。為了更完善和準(zhǔn)確地測量參與者的環(huán)境價值觀, 本研究在Schwartz價值觀量表中增加了2個環(huán)境價值觀測項, 分別是“善待地球”和“環(huán)境的可持續(xù)性”。增加的2個環(huán)境價值觀測項主要參考了Peloza等(2013)、Stern, Dietz, Kalof和Guagnano (1995)兩個研究。為了避免參與者察覺到研究目的, 4個環(huán)境價值觀測項穿插在原有的Schwartz價值觀量表中, 分別是第10、25、39、52個測項, 相應(yīng)位置上的原有價值觀量表中的測項順延。參與者需要對58個價值觀之于自己的重要性作出評價, 重要性從?1(反對該價值觀)到7(這個價值觀對我極其重要)9個級別, 并要求參與者極其重要價值觀的選擇不能超過5個。環(huán)境價值觀量表的信度α值為0.87。環(huán)境價值觀均值為4.44, 標(biāo)準(zhǔn)差為1.28, 極小值0, 極大值6.75, 中位數(shù)為4.50, 低環(huán)境價值觀組的環(huán)境價值觀均值為3.45<3.5, 高環(huán)境價值觀組的環(huán)境價值觀均值為5.44。參與環(huán)?；顒咏M和未參與環(huán)?；顒咏M在環(huán)境價值觀上不存在顯著差異(

M

=4.38,

M

=4.49,

t

(185)=0.60,

p

=0.551 > 0.05)。價值觀量表測量后是有關(guān)產(chǎn)品選擇偏好的第二個研究。參與者首先需要閱讀一段情景, 這個情景是對是否參與環(huán)保活動的操縱, 本研究選擇了一個大學(xué)生經(jīng)常會遇到的環(huán)?；顒樱喝コ匈徫镒詭Э芍貜?fù)使用的環(huán)保購物袋。其中參與環(huán)保活動組的參與者閱讀到的情景是：“你去超市購物, 結(jié)賬的時候收銀員問你是否需要塑料袋, 你說不需要, 并拿出了自己帶來的可重復(fù)使用的環(huán)保購物袋。收銀員幫你結(jié)算了商品, 把結(jié)算好的商品放到了你帶來的購物袋里”, 沒有參與環(huán)保活動組的參與者閱讀到的情景是：“你去超市購物, 結(jié)賬的時候收銀員問你是否需要塑料袋, 你說要一個大號塑料袋。收銀員拿出了一個大號塑料袋, 幫你結(jié)算了商品, 把結(jié)算好的商品放到了你購買的塑料袋里”。前測中給48名參與者先后呈現(xiàn)兩個情景, 并詢問參與者對從事該活動是環(huán)保的這一觀點的同意程度, 配對樣本T檢驗表明, 參與者認為自帶購物袋比購買塑料袋更加環(huán)保(

M

=5.79,

M

=3.42,

t

(47)=11.81,

p

<0.001)。接下來是對購買記事本情景的描述。讓參與者想象自己從超市出來后看到旁邊新開了一家文具店, 這時才想起來自己正需要一個記事本, 剛好有兩款記事本看上去還不錯, 記事本P：皮面、活頁、16K、100頁; 記事本E：以再生紙為原料、B5、144頁。兩款記事本的價格都是45元。情景描述下面呈現(xiàn)了兩款記事本的圖片, 如圖2所示。圖片來自于京東官網(wǎng), 研究所選圖片分別是這兩款記事本賣家展示圖片中最能代表其享樂屬性和環(huán)保屬性的圖片。要求參與者在1(一定選擇P記事本)到7(一定選擇E記事本)的7點量表中選擇能代表自己對這兩款記事本選擇偏好的數(shù)字。前測中給48名參與者先后呈現(xiàn)了兩款記事本的描述和圖片, 并讓參與者分別在美觀度、使用舒適度和環(huán)保程度上給兩款記事本打分, 配對樣本T檢驗表明皮面記事本P比再生紙記事本E更美觀(

M

=5.54,

M

=4.71,

t

(47)=3.91,

p

< 0.001), 使用更舒適(

M

=5.85,

M

=4.98,

t

(47)=3.91,

p

< 0.001), 但是更不環(huán)保(

M

=4.31,

M

=6.10,

t

(47)=?7.97,

p

< 0.001), 總體上來說,參與者認為皮面記事本P更能帶來感官上的享受,而再生紙記事本E更加環(huán)保。最后詢問了參與者的性別和年齡。參與者完成實驗后得到了一顆費列羅巧克力作為獎勵。為了避免提供的小禮物可能對參與者產(chǎn)品選擇偏好的影響, 在實驗過程中巧克力并未出現(xiàn)在實驗環(huán)境中, 也并未告知參與者小禮物是什么。

圖2 研究1中使用的圖片

3.2 數(shù)據(jù)結(jié)果和討論

以是否參與環(huán)?；顒?、中心化的環(huán)境價值觀和二者的交互項為自變量, 以相對于皮面記事本的環(huán)保記事本選擇傾向為因變量進行線性回歸分析, 回歸模型調(diào)整的

R

=0.12。分析結(jié)果表明中心化的環(huán)境價值觀與是否參與環(huán)?；顒訉Νh(huán)保記事本選擇傾向的交互效應(yīng)顯著(

B

=0.54,

t

(194)=2.56,

p

=0.011 < 0.05, Cohen's

d

=0.36)。由于調(diào)節(jié)變量環(huán)境價值觀是連續(xù)變量, 因此適合采用Spotlight分析來進一步了解調(diào)節(jié)效應(yīng)(Irwin & McClelland, 2001),Spotlight分析表明, 對于環(huán)境價值觀重要性較低的消費者來說(均值減一個標(biāo)準(zhǔn)差), 參與環(huán)?；顒訒档拖M者對環(huán)保記事本的選擇傾向(

B

=?0.67,

t

(194)=?2.59,

p

=0.005 < 0.01, Cohen's

d

=0.37),而對于環(huán)境價值觀重要性較高的消費者來說(均值加一個標(biāo)準(zhǔn)差), 參與環(huán)?；顒訒黾酉M者對環(huán)保記事本的選擇傾向(

B

=0.70,

t

(194)=2.70,

p

=0.004 < 0.01, Cohen's

d

=0.38), 如圖3所示。另外,是否參與環(huán)?；顒訉Νh(huán)保記事本選擇傾向的影響不顯著(

B

=0.02,

t

(194)=0.06,

p

=0.955 > 0.05,Cohen's

d

=0.01), 環(huán)境價值觀對環(huán)保記事本選擇傾向的影響不顯著(

B

=?0.39,

t

(194)=?1.10,

p

=0.273 > 0.05, Cohen's

d

=0.14)。當(dāng)在回歸模型中加入性別和年齡兩個人口統(tǒng)計特征變量后, 回歸模型調(diào)整的

R

=0.11。中心化的環(huán)境價值觀與是否參與環(huán)?；顒訉Νh(huán)保記事本選擇傾向的交互效應(yīng)仍然顯著(

B

=0.58,

t

(194)=2.71,

p

=0.007 < 0.01,Cohen's

d

=0.37), 其他變量對環(huán)保記事本選擇傾向的影響效應(yīng)均未達到顯著水平。

圖3 是否參與環(huán)?；顒优c環(huán)境價值觀對環(huán)保記事本選擇傾向的交互影響

研究1數(shù)據(jù)結(jié)果初步支持了假設(shè)1, 對于認為環(huán)境價值觀不重要的消費者來說, 參與環(huán)?；顒訒档拖M者對環(huán)保記事本的選擇傾向, 增加消費者對皮面記事本的選擇傾向, 而對于認為環(huán)境價值觀重要的消費者來說, 參與環(huán)?；顒訒黾酉M者對環(huán)保記事本的選擇傾向, 降低消費者對皮面記事本的選擇傾向。然而研究1是讓參與者想象自己參與一個環(huán)保活動, 情景想象和實際參與可能存在差異,為此, 研究2讓參與者實際參與一個環(huán)?；顒? 同時考慮參與環(huán)?；顒觿訖C可能對后續(xù)消費起到的作用。

4 研究2

4.1 研究設(shè)計和流程

研究2主要目的是檢驗假設(shè)2。研究2在研究1的基礎(chǔ)上做了以下改進：首先, 讓參與者真實的參與了一項環(huán)?；顒? 參考了環(huán)保組織“自然之友”所推行的社區(qū)垃圾減量項目, 請參與者為該項目提供建議。其次, 為了考察參與環(huán)?；顒觿訖C可能對后續(xù)消費偏好的影響, 研究2同時考慮了消費者出于內(nèi)在動機參與環(huán)保活動和出于外在動機參與環(huán)?；顒訉οM者后續(xù)消費影響的情況。最后, 研究2選擇了與研究1完全不同的產(chǎn)品, 雙肩電腦包。研究2為3(參與環(huán)?；顒樱簝?nèi)在動機vs.外在動機vs.不參與)×2(環(huán)境價值觀重要性：低vs.高)的組間實驗設(shè)計, 其中參與環(huán)?；顒油ㄟ^實驗操縱, 環(huán)境價值觀通過量表測量。因變量是相對于環(huán)保雙肩包,享樂雙肩包的選擇傾向。共307名本科生參與了實驗, 其中有4名參與者在關(guān)鍵問題上沒有作答, 視為無效問卷, 有效參與者303人。其中, 男性161人,占53.1%, 年齡在18歲到23歲之間, 平均年齡20歲。

在實驗過程中, 研究人員告知參與者為了節(jié)省調(diào)研成本, 我們把4個不相關(guān)的調(diào)查放到了一起,參與者首先需要填寫與研究1相同的價值觀量表。環(huán)境價值觀量表的信度α值為0.83。環(huán)境價值觀均值為4.56, 標(biāo)準(zhǔn)差為1.26, 極小值0.25, 極大值6.75, 中位數(shù)為4.75, 低環(huán)境價值觀組的環(huán)境價值觀均值為3.47<3.5, 高環(huán)境價值觀組的環(huán)境價值觀均值為5.47。內(nèi)在動機參與環(huán)?；顒咏M、外在動機參與環(huán)?；顒咏M和未參與環(huán)保活動組在環(huán)境價值觀得分上不存在顯著差異(

M

=4.60,

M

=4.52,

M

=4.57,

F

(2, 300)=0.11,

p

=0.894 > 0.05)。在完成價值觀量表測量后, 參與者被隨機分為3組, 其中有兩組要參與一項環(huán)?；顒? 環(huán)保活動的內(nèi)容是為環(huán)保組織“自然之友”推行的垃圾減量項目提供建議。內(nèi)在動機組指導(dǎo)語強調(diào)“我們需要聽到您的聲音, 您提出的寶貴建議將對此次項目的順利推行起到至關(guān)重要的作用, 希望您能共同參與到我們的環(huán)保活動中, 為環(huán)保事業(yè)貢獻自己的力量”。外在動機組的指導(dǎo)語強調(diào)“我們正在征詢各方建議, 將會按照參與者回答的好壞給予相應(yīng)的獎勵,給予1位回答最好的參與者50元話費獎勵, 給予3位回答較好的參與者30元話費獎勵, 給予5位回答一般好的參與者20元話費獎勵, 另外, 每位參與者都會得到一份小禮物”。兩組參與者都將看到兩個垃圾分類實施方案, 參與者需要對兩個方案進行選擇, 給出理由, 然后在兩個宣傳語中進行選擇, 并提供自己想到的宣傳語或主題, 最后參與者需要提供關(guān)于實施這項活動的建議。與內(nèi)在動機組不同的是, 外在動機組需要在此處提供手機號碼, 以便將來研究者給予話費獎勵, 而內(nèi)在動機組是在所有問卷都回答完畢后才自愿提供手機號碼, 并告知會隨機給予話費獎勵。不參與環(huán)保活動的控制組將回答關(guān)于選擇旅游目的地的一些問題, 與內(nèi)在動機組相同, 這部分參與者也是在回答所有問卷后被告知會隨機給予話費獎勵。對48名參與者的前測表明, 參與者認為為垃圾減量項目提供建議比選擇旅游目的地更是環(huán)?；顒?

M

=5.58,

M

=3.63,

t

(47)=10.97,

p

< 0.001), 內(nèi)在動機組比外在動機組更可能因為環(huán)保本身參與該活動(

M

=5.73,

M

=4.08,

t

(47)=9.41,

p

< 0.001)。

參與完環(huán)?；顒踊騾⑴c完旅游目的地調(diào)查的參與者都將回答一系列知識問答作為填充任務(wù), 研究者給出的封面故事是“一項研究表明知識面和創(chuàng)造力相關(guān), 下面是一些知識問答, 用于考察您知識面的廣度”, 該知識問答中不涉及任何環(huán)保相關(guān)問題。

填充任務(wù)后是一個購買雙肩筆記本電腦包的情景描述。其中有兩款可供選擇的筆記本電腦包,一款強調(diào)了電腦包的環(huán)保屬性, 比如, 有機纖維等可持續(xù)材料和回收聚酯等再生物料制成, 制造過程中最小化廢物產(chǎn)生和有毒物質(zhì)排放, 可循環(huán)再利用,另一款強調(diào)了電腦包的享樂屬性, 比如, 時尚的帆布, 搭配真皮制成, 特色天鵝絨加厚墊層, 背負舒適, 低調(diào)奢華, 自由時尚。為了避免兩款電腦包外觀設(shè)計對實驗結(jié)果可能造成的影響, 研究2沒有向參與者呈現(xiàn)兩款電腦包的圖片。通過文字信息呈現(xiàn)了兩款電腦包的特性后, 要求參與者在1(一定選擇環(huán)?？頔)到7(一定選擇享樂款H)的7點量表中選擇能代表自己對這兩款電腦包選擇偏好的數(shù)字。前測中給48名參與者先后呈現(xiàn)了兩款電腦包的描述,并讓參與者分別在美觀度、使用舒適度和環(huán)保程度上給兩款電腦包打分, 配對樣本T檢驗表明奢華款H比環(huán)保款E更美觀(

M

=5.63,

M

=5.06,

t

(47)=2.88,

p

=0.006 < 0.01), 使用更舒服(

M

=5.92,

M

=5.19,

t

(47)=3.47,

p

=0.001 < 0.01), 但是更不環(huán)保(

M

=4.52,

M

=6.00,

t

(47)=?5.59,

p

< 0.001), 總體上來說, 參與者認為享樂款電腦包H更能帶來感官上的享受, 而環(huán)?？铍娔X包E更加環(huán)保。

最后調(diào)查了參與者性別和年齡, 內(nèi)在動機參與環(huán)?；顒咏M和旅游目的地偏好調(diào)查組分別被告知如果愿意可以提供手機號碼。研究者將隨機選擇1位參與者給予50元話費獎勵, 3位參與者給予30元話費獎勵, 5位參與者給予20元話費獎勵。研究結(jié)束后, 給每位參與者兩塊兒德芙巧克力作為獎勵,1周后根據(jù)每組不同的規(guī)則, 給予相應(yīng)參與者承諾的話費獎勵。

4.2 數(shù)據(jù)結(jié)果和討論

為了考察參與環(huán)保活動動機和環(huán)境價值觀是否會影響參與者對參與垃圾減量活動的重視程度,以判斷對該活動重視程度是否會成為潛在的干擾變量, 研究者們編碼了參與者對最后一個開放性問題的回答字數(shù)。最后一個問題是“關(guān)于我們舉辦的這次活動, 您還有什么好的建議嗎？比如, 您覺得我們最先應(yīng)該解決的問題是什么？如何才能調(diào)動居民參與垃圾分類的熱情”。這個問題相比于其他問題來說有更少的限定, 參與者在回答上更加的自愿和自由, 這個題目回答的字數(shù)一定程度上能反映參與者是不是很認真地對待這次活動。字數(shù)上主要統(tǒng)計的是和問題相關(guān)的有效字數(shù), 比如 “沒有建議”這種回答編碼為0, 因為雖然寫了4個字, 但這4個字和建議沒有任何關(guān)系, 視為無效字數(shù)。統(tǒng)計結(jié)果表明字數(shù)的最小值為0, 最大值為209, 均值為22.63。以參與環(huán)保動機、中心化的環(huán)境價值觀和二者的交互項為自變量, 以字數(shù)為因變量進行回歸分析, 分析結(jié)果表明中心化的環(huán)境價值觀、參與環(huán)?；顒觿訖C和二者的交互項與字數(shù)的關(guān)系均不顯著,

p

值均大于0.56, 這一定程度上說明參與環(huán)保動機本身和參與者的環(huán)境價值觀都沒有影響參與者對這次活動的重視程度, 參與者對這次活動的重視程度沒有干擾實驗的操縱。由于研究2中參與環(huán)?；顒佑?個水平：內(nèi)在動機、外在動機和不參與, 所以, 需要用兩個虛擬變量來反映參與者參與環(huán)?；顒拥那闆r, 其中一個變量反映是否是出于內(nèi)在動機參與環(huán)?；顒? 這個變量取值為1則代表是出于內(nèi)在動機參與環(huán)保活動,取值為0則不是, 另一個變量反映是否是出于外在動機參與環(huán)保活動, 這個變量取值為1則代表出于外在動機參與環(huán)?；顒? 取值為0則不是, 如果兩個變量都取值為0則代表參與者沒有參與環(huán)?；顒?。以兩個虛擬變量、中心化的環(huán)境價值觀、兩個虛擬變量和中心化環(huán)境價值觀的乘積為自變量, 以相對于環(huán)保雙肩包的享樂雙肩包選擇傾向為因變量進行線性回歸分析, 回歸模型調(diào)整的

R

=0.16。分析結(jié)果表明中心化的環(huán)境價值觀與是否出于內(nèi)在動機參與環(huán)?；顒訉ο順冯娔X包選擇傾向的交互效應(yīng)顯著(

B

=?0.50,

t

(297)=?2.76,

p

=0.006 <0.01, Cohen's

d

=0.39)。Spotlight分析表明, 對于環(huán)境價值觀重要性較低的消費者來說(均值減一個標(biāo)準(zhǔn)差), 出于內(nèi)在動機參與環(huán)?；顒訒黾酉M者對享樂電腦包的選擇傾向(

B

=0.48,

t

(297)=2.16,

p

=0.032 < 0.05, Cohen's

d

=0.47), 而對于環(huán)境價值觀重要性較高的消費者來說(均值加一個標(biāo)準(zhǔn)差), 出于內(nèi)在動機參與環(huán)?；顒訒档拖M者對享樂電腦包的選擇傾向(

B

=?0.78,

t

(297)=?3.51,

p

=0.001 < 0.01, Cohen's

d

=0.65), 如圖4所示。中心化的環(huán)境價值觀與是否出于外在動機參與環(huán)?；顒訉ο順冯娔X包選擇傾向的交互效應(yīng)也顯著(

B

=?0.408,

t

(297)=?2.30,

p

=0.022 < 0.05, Cohen's

d

=0.33)。Spotlight分析表明, 對于環(huán)境價值觀重要性較低的消費者來說(均值減一個標(biāo)準(zhǔn)差), 出于外在動機參與環(huán)?；顒硬粫淖兿M者對享樂電腦包的選擇傾向(

B

=0.13,

t

(297)=0.60,

p

=0.550 > 0.05,Cohen's

d

=0.12), 而對于環(huán)境價值觀重要性較高的消費者來說(均值加一個標(biāo)準(zhǔn)差), 出于外在動機參與環(huán)?；顒訒档拖M者對享樂電腦包的選擇傾向(

B

=?0.89,

t

(297)=?4.00,

p

< 0.001, Cohen's

d

=0.78), 如圖5所示。另外, 是否出于內(nèi)在動機參與環(huán)?；顒訉ο順冯娔X包選擇傾向的影響不顯著(

B

=?0.15,

t

(297)=?0.67,

p

=0.50 > 0.05, Cohen's

d

=0.08), 是否出于外在動機參與環(huán)保活動對享樂電腦包選擇傾向的影響不顯著(

B

=?0.38,

t

(297)=?1.70,

p

=0.090 > 0.05, Cohen's

d

=0.206), 環(huán)境價值觀對享樂電腦包選擇傾向的影響不顯著(

B

=?0.20,

t

(297)=?1.53,

p

=0.127 > 0.05, Cohen's

d

=0.18)。當(dāng)在回歸模型中加入性別和年齡兩個人口統(tǒng)計特征變量后, 調(diào)整的

R

=0.17。中心化的環(huán)境價值觀與是否出于內(nèi)在動機參與環(huán)?；顒訉ο順冯娔X包選擇傾向的交互效應(yīng)仍然顯著(

B

=?0.48,

t

(297)=?2.62,

p

=0.009 < 0.01, Cohen's

d

=0.37),中心化的環(huán)境價值觀與是否出于外在動機參與環(huán)保活動對享樂電腦包選擇傾向的交互效應(yīng)仍然顯著(

B

=?0.39,

t

(297)=?2.20,

p

=0.029 < 0.05,Cohen's

d

=0.31), 其他變量對享樂電腦包選擇傾向的影響效應(yīng)均未達到顯著水平。

圖4 是否出于內(nèi)在動機參與環(huán)保活動與環(huán)境價值觀對享樂電腦包選擇傾向的交互影響

圖5 是否出于外在動機參與環(huán)?；顒优c環(huán)境價值觀對享樂電腦包選擇傾向的交互影響

研究2數(shù)據(jù)結(jié)果支持了假設(shè)2b, 對于認為環(huán)境價值觀不重要的消費者來說, 出于內(nèi)在動機參與環(huán)?；顒訒档拖M者對環(huán)保電腦包的選擇傾向, 增加消費者對享樂電腦包的選擇傾向, 而出于外在動機參與環(huán)?；顒硬⒉粫鹣M者對環(huán)保電腦包選擇傾向的變化, 而對于認為環(huán)境價值觀重要的消費者來說, 只要參與環(huán)?；顒泳蜁黾酉M者對環(huán)保電腦包的選擇傾向, 降低消費者對享樂電腦包的選擇傾向, 無論是出于內(nèi)在動機還是外在動機。也就是說, 對于認為環(huán)境價值觀重要的消費者來說,參與環(huán)?；顒幽軉酉M者環(huán)保相關(guān)內(nèi)容, 增加消費者綠色消費傾向, 而對于認為環(huán)境價值觀不重要的消費者來說, 參與環(huán)?；顒訉罄m(xù)消費的影響是許可效應(yīng)在發(fā)揮作用, 只有那些出于內(nèi)在動機參與環(huán)?；顒拥南M者會增加享樂消費, 而出于外在動機參與環(huán)保活動的消費者并不會因此增加享樂消費。雖然研究2的數(shù)據(jù)結(jié)果支持了假設(shè)2b, 但是研究2并沒有討論出現(xiàn)這一結(jié)果的中間機制是什么,而且研究1和研究2測量環(huán)境價值觀的方法容易產(chǎn)生社會贊許偏差, 對因變量的測量也使用的是假設(shè)性選擇, 研究3將彌補以上不足。

5 研究3

5.1 研究設(shè)計和流程

研究3主要目的是進一步檢驗假設(shè)2b, 并探尋參與環(huán)?；顒訉罄m(xù)消費行為影響的中間機制。對于看重環(huán)境價值觀的消費者來說, 如果是啟動效應(yīng)在起作用, 那么無論參與環(huán)?；顒邮浅鲇趦?nèi)在動機還是外在動機, 都會啟動消費者的環(huán)保相關(guān)想法,消費者的環(huán)保自我標(biāo)準(zhǔn)會變得突出, 因此會更想要踐行自己的環(huán)保自我標(biāo)準(zhǔn), 有較強的環(huán)保自我擔(dān)當(dāng)(Karmarkar & Bollinger, 2015; Peloza et al., 2013),從而更傾向于選擇綠色產(chǎn)品。而對于不看重環(huán)境價值觀的消費者來說, 由于許可效應(yīng)在起作用, 出于內(nèi)在動機參與環(huán)?；顒訒赡茏屜M者感受到在環(huán)保這個利他目標(biāo)上取得了進展, 從而傾向于暫時離開環(huán)保這一目標(biāo), 選擇享樂型產(chǎn)品, 而出于外在動機參與環(huán)保活動會削弱消費者在利他環(huán)保目標(biāo)上取得進展的感知(Khan & Dhar, 2006; Fishbach et al., 2006)?；诖? 本研究提出以下假設(shè)：

H3：對于認為環(huán)境價值觀重要的個體, 出于內(nèi)在動機(或外在動機)參與環(huán)?；顒訒鰪娤M者的環(huán)保自我擔(dān)當(dāng), 從而促進消費者的綠色消費(vs.享樂消費), 而對于認為環(huán)境價值觀不重要的個體,出于內(nèi)在動機(而不是外在動機)參與環(huán)保活動會讓消費者感知在環(huán)保目標(biāo)上取得了更多的進展, 從而促進消費者的享樂消費(vs.綠色消費)

研究3在研究2的基礎(chǔ)上做了以下改進：首先,采用了另一種測量環(huán)境價值觀的方法, 給參與者呈現(xiàn)11個不同的價值觀, 其中之一是環(huán)境價值觀, 讓參與者對這11個價值觀進行排序, 可以了解到環(huán)境價值觀相對于其他10個價值觀之于消費者的重要性, 這種強行排序的方式可以一定程度上緩解社會贊許偏差的出現(xiàn)。其次, 研究3選擇了與研究2完全不同的產(chǎn)品：擦手紙。選擇這一產(chǎn)品在于市場上有價格相近的環(huán)保品牌和享樂品牌, 為了避免兩個品牌知名度差異給實驗結(jié)果帶來的干擾, 實驗過程中給參與者展示了沒有包裝的產(chǎn)品圖片, 為了讓參與者更真實地表達自己的偏好, 研究者告知參與者呈現(xiàn)的產(chǎn)品將成為本次調(diào)研的禮品。最后, 研究3考慮了參與環(huán)保活動對后續(xù)消費影響的中間機制,分別用3個測項測量了環(huán)保自我擔(dān)當(dāng)和環(huán)保目標(biāo)進展這兩個中介變量。研究3為3(參與環(huán)保活動：內(nèi)在動機vs. 外在動機vs. 不參與)×2(環(huán)境價值觀重要性：低vs. 高)的組間實驗設(shè)計, 其中參與環(huán)保活動情況通過實驗操縱, 環(huán)境價值觀通過讓參與者對價值觀排序來間接測量。因變量通過讓參與者在環(huán)保型擦手紙和享樂型擦手紙之間選擇來測量。實驗流程與研究2基本一致。共316名本科生參與了實驗, 其中, 男性164人, 占51.9%, 年齡在18歲到24歲之間, 平均年齡21歲。

在實驗過程中, 首先告知參與者為了節(jié)省調(diào)研成本, 研究者把4個不相關(guān)的調(diào)查放到了一起。第一個調(diào)查是關(guān)于價值觀的調(diào)查, 參與者需要對11個價值觀按照重要性進行排序, 這11個價值觀中有1個是環(huán)境價值觀, 其余10個價值觀分別是溫和、財富、尊重傳統(tǒng)、多彩的生活、健康、誠實、社會承認、超脫、真正的友誼、權(quán)威性。這10個價值觀主要來自于Schwartz價值觀量表。將環(huán)境價值觀排序反轉(zhuǎn)用于衡量環(huán)境價值觀重要性, 比如, 如果參與者將環(huán)境價值觀排為1, 那么反轉(zhuǎn)后重要性值為11。反轉(zhuǎn)后環(huán)境價值觀均值為5.59, 標(biāo)準(zhǔn)差為2.99, 極小值1, 極大值11, 中位數(shù)為5, 低環(huán)境價值觀組的環(huán)境價值觀均值為3.04<6, 高環(huán)境價值觀組的環(huán)境價值觀均值為8.27。內(nèi)在動機參與環(huán)?；顒咏M、外在動機參與環(huán)?；顒咏M和未參與環(huán)?；顒咏M在環(huán)境價值觀上不存在顯著差異(

M

=5.90,

M

=5.48,

M

=5.38,

F

(2, 313)=0.91,

p

=0.404 > 0.05)。

第二個調(diào)查實質(zhì)上是對環(huán)?；顒拥牟倏v, 操縱方法與研究2的相同。第三個調(diào)查是與研究2相同的知識問答。

第四個調(diào)查是產(chǎn)品偏好調(diào)查, 告知參與者將獲得兩包檫手紙作為本次調(diào)查的禮品, 有兩種可供選擇的擦手紙, 只能選擇其中一種, 兩種擦手紙都是每包200張, 價格12元。其中一種擦手紙強調(diào)了環(huán)保屬性, 以紙漿為主要原料, 將回收的牛奶盒清洗精選分離后, 利用特殊工藝提取出牛奶盒中間的夾心紙層, 制成生活用紙, 保護森林資源。不添加熒光劑等有害物質(zhì), 紙張經(jīng)過高溫干燥處理, 潔凈衛(wèi)生。另一種擦手紙強調(diào)了享樂屬性, 100%天然原生木漿制成, 顏色自然、潔白, 不含熒光劑、增白劑,質(zhì)純細致獨特纖細起皺工藝, 點對點中控鎖水層技術(shù)不刺激皮膚, 紙張吸水力強, 吸水速度快, 吸水量大, 柔韌厚實, 擦拭不易破。另外分別展示了兩款擦手紙的圖片。對兩款擦手紙的描述參考了京東官網(wǎng)上對兩款擦手紙的介紹, 圖片由研究人員實物拍攝。前測中給48名參與者先后呈現(xiàn)了兩款擦手紙的描述和圖片, 并讓參與者分別在美觀度、使用舒適度和環(huán)保程度上給兩款擦手紙打分, 配對樣本T檢驗表明享樂款H比環(huán)保款E更美觀(

M

=6.00,

M

=4.90,

t

(47)=5.64,

p

< 0.001), 使用更舒服(

M

=5.83,

M

=5.13,

t

(47)=3.72,

p

=0.001 < 0.01), 但是更不環(huán)保(

M

=4.35,

M

=5.88,

t

(47)=?4.96,

p

<0.001)。總體上來說, 參與者認為享樂款H擦手紙更能帶來感官上的享受, 而環(huán)?？頔擦手紙更加環(huán)保。參與者選擇完擦手紙后需要回答6個環(huán)保相關(guān)的問題, 用于測量參與者的環(huán)保自我擔(dān)當(dāng)和環(huán)保目標(biāo)進展。環(huán)保目標(biāo)進展量表測項主要參考了Salerno,Laran和Janiszewski (2015)、Fishbach等(2006), 信度為0.75, 環(huán)保自我擔(dān)當(dāng)量表測項主要參考了Peloza等(2013), 信度為0.78。最后調(diào)查了參與者的性別和年齡。內(nèi)在動機參與環(huán)保活動組和旅游目的地偏好調(diào)查組被告知可以自愿提供手機號碼, 并會隨機得到話費獎勵。研究結(jié)束后, 給每位參與者兩條雀巢巧克力威化作為獎勵, 一周后根據(jù)每組不同的規(guī)則, 給予相應(yīng)參與者承諾的話費獎勵。

5.2 數(shù)據(jù)結(jié)果和討論

由于研究3中參與環(huán)保活動有3個水平：內(nèi)在動機、外在動機和不參與, 同樣需要用兩個虛擬變量來反映參與者參與環(huán)?；顒拥那闆r。因變量是類別變量, 將選擇環(huán)保擦手紙賦值為1, 選擇享樂擦手紙賦值為0。以兩個虛擬變量、中心化的環(huán)境價值觀、兩個虛擬變量和中心化環(huán)境價值觀的乘積為自變量, 以是否選擇環(huán)保擦手紙為因變量進行二元logistic回歸分析, 回歸模型的Cox & Snell

R

=0.21。分析結(jié)果表明中心化的環(huán)境價值觀與是否出于內(nèi)在動機參與環(huán)?；顒訉Νh(huán)保擦手紙選擇的交互效應(yīng)顯著(

B

=0.27, χ(1)=5.19,

p

=0.023 < 0.05,Cohen's

d

=0.37)。Spotlight分析表明, 對于環(huán)境價值觀重要性較低的消費者來說(均值減一個標(biāo)準(zhǔn)差),出于內(nèi)在動機參與環(huán)?；顒訒档拖M者對環(huán)保擦手紙的選擇(

B

=?0.95, χ(1)=9.45,

p

=0.002 <0.01, Cohen's

d

=0.38), 而對于環(huán)境價值觀重要性較高的消費者來說(均值加一個標(biāo)準(zhǔn)差), 出于內(nèi)在動機參與環(huán)保活動會增加消費者對環(huán)保擦手紙的選擇(

B

=0.66, χ(1)=4.56,

p

=0.033 < 0.05,Cohen's

d

=0.37)。中心化的環(huán)境價值觀與是否出于外在動機參與環(huán)保活動對環(huán)保擦手紙選擇的交互效應(yīng)顯著(

B

=0.23, χ(1)=4.29,

p

=0.038 < 0.05,Cohen's

d

=0.22)。Spotlight分析表明, 對于環(huán)境價值觀重要性較低的消費者來說(均值減一個標(biāo)準(zhǔn)差),出于外在動機參與環(huán)?；顒硬粫淖兿M者對環(huán)保擦手紙的選擇(

B

=?0.17, χ(1)=0.29,

p

=0.592 >0.05, Cohen's

d

=0.06), 而對于環(huán)境價值觀重要性較高的消費者來說(均值加一個標(biāo)準(zhǔn)差), 出于外在動機參與環(huán)?；顒訒黾酉M者對環(huán)保擦手紙的選擇(

B

=1.22, χ(1)=14.67,

p

< 0.001, Cohen's

d

=0.44)。另外, 是否出于內(nèi)在動機參與環(huán)?；顒訉Νh(huán)保擦手紙選擇的影響不顯著(

B

=?0.15, χ(1)=0.23,

p

=0.635 > 0.05, Cohen's

d

=0.08), 是否出于外在動機參與環(huán)保活動對環(huán)保擦手紙選擇的影響不顯著(

B

=0.52, χ(1)=2.71,

p

=0.100 > 0.05, Cohen's

d

=0.16), 環(huán)境價值觀對環(huán)保擦手紙選擇的影響顯著(

B

=0.19, χ(1)=6.94,

p

=0.008 < 0.05, Cohen's

d

=0.52)。

利用bootstrapping技術(shù)(process model 8)進行被調(diào)節(jié)的中介檢驗(Hayes, 2013), 樣本量5000。以內(nèi)在動機為自變量, 環(huán)境價值觀為調(diào)節(jié)變量, 環(huán)保自我擔(dān)當(dāng)和環(huán)保目標(biāo)進展為中介變量, 環(huán)保擦手紙選擇為因變量進行分析, 結(jié)果表明內(nèi)在動機和環(huán)境價值觀對環(huán)保目標(biāo)進展的交互效應(yīng)顯著, 95%置信區(qū)間(?0.19, ?0.02)不包含0, 內(nèi)在動機和環(huán)境價值觀對環(huán)保自我擔(dān)當(dāng)?shù)慕换バ?yīng)顯著, 95%置信區(qū)間(0.06, 0.24)不包含0, 當(dāng)logistic回歸模型中加入環(huán)保目標(biāo)進展和環(huán)保自我擔(dān)當(dāng)后, 內(nèi)在動機和環(huán)境價值觀對環(huán)保擦手紙選擇的交互效應(yīng)不顯著, 95%置信區(qū)間(?0.30, 0.27)包含0。條件間接效應(yīng)分析結(jié)果表明對于較不看重環(huán)境價值觀的消費者來說(均值減一個標(biāo)準(zhǔn)差), 環(huán)保目標(biāo)進展中介內(nèi)在動機對環(huán)保擦手紙選擇的影響, 95%置信區(qū)間(?2.06, ?0.67)不包含0, 環(huán)保自我擔(dān)當(dāng)不中介內(nèi)在動機對環(huán)保擦手紙選擇的影響, 95%置信區(qū)間(?0.61, 0.26)包含0,對于較看重環(huán)境價值觀的消費者來說(均值加一個標(biāo)準(zhǔn)差), 環(huán)保目標(biāo)進展不中介內(nèi)在動機對環(huán)保擦手紙選擇的影響, 95%置信區(qū)間(?1.05, 0.07)包含0,環(huán)保自我擔(dān)當(dāng)中介內(nèi)在動機對環(huán)保擦手紙選擇的影響, 95%置信區(qū)間(0.35, 1.53)不包含0。以外在動機為自變量, 環(huán)境價值觀為調(diào)節(jié)變量, 環(huán)保自我擔(dān)當(dāng)和環(huán)保目標(biāo)進展為中介變量, 環(huán)保擦手紙選擇為因變量進行分析, 結(jié)果表明外在動機和環(huán)境價值觀對環(huán)保目標(biāo)進展的交互效應(yīng)不顯著, 95%置信區(qū)間(?0.06, 0.12)包含0, 外在動機和環(huán)境價值觀對環(huán)保自我擔(dān)當(dāng)?shù)慕换バ?yīng)顯著, 95%置信區(qū)間(0.01, 0.19)不包含0, 當(dāng)logistic回歸模型中加入環(huán)保目標(biāo)進展和環(huán)保自我擔(dān)當(dāng)后, 外在動機和環(huán)境價值觀對環(huán)保擦手紙選擇的交互效應(yīng)不顯著, 95%置信區(qū)間(?0.02, 0.45)包含0。條件間接效應(yīng)分析結(jié)果表明對于較不看重環(huán)境價值觀的消費者來說(均值減一個標(biāo)準(zhǔn)差), 環(huán)保目標(biāo)進展不中介外在動機對環(huán)保擦手紙選擇的影響, 95%置信區(qū)間(?0.23, 0.30)包含0,環(huán)保自我擔(dān)當(dāng)不中介外在動機對環(huán)保擦手紙選擇的影響, 95%置信區(qū)間(?0.06, 0.48)包含0, 對于較看重環(huán)境價值觀的消費者來說(均值加一個標(biāo)準(zhǔn)差),環(huán)保目標(biāo)進展不中介外在動機對環(huán)保擦手紙選擇的影響, 95%置信區(qū)間(?0.37, 0.12)包含0, 環(huán)保自我擔(dān)當(dāng)中介外在動機對環(huán)保擦手紙選擇的影響,95%置信區(qū)間(0.17, 0.98)不包含0。

研究3數(shù)據(jù)結(jié)果進一步支持了假設(shè)2b, 對于認為環(huán)境價值觀不重要的消費者來說, 出于內(nèi)在動機參與環(huán)?；顒訒档拖M者對環(huán)保擦手紙的選擇,增加消費者對享樂檫手紙的選擇, 而出于外在動機參與環(huán)?；顒硬⒉粫鹣M者對環(huán)保擦手紙選擇的變化, 而對于認為環(huán)境價值觀重要的消費者來說, 只要參與環(huán)?；顒泳蜁黾酉M者對環(huán)保擦手紙的選擇, 無論是出于內(nèi)在動機還是外在動機。通過對參與環(huán)?；顒佑绊懞罄m(xù)消費中間機制的探討,進一步表明對于認為環(huán)境價值觀重要的消費者來說, 參與環(huán)?；顒幽芗せ钕M者環(huán)保自我標(biāo)準(zhǔn), 增加消費者環(huán)保自我擔(dān)當(dāng), 從而促進消費者綠色消費,而對于認為環(huán)境價值觀不重要的消費者來說, 參與環(huán)保活動對后續(xù)消費的影響是許可效應(yīng)在發(fā)揮作用, 只有那些出于內(nèi)在動機參與環(huán)?；顒拥南M者會由于感受到在環(huán)保目標(biāo)上的進展, 從而暫時離開環(huán)保目標(biāo), 增加享樂消費, 而出于外在動機參與環(huán)?；顒拥南M者并不會因此增加享樂消費。

6 結(jié)論與討論

環(huán)境問題的加劇使得環(huán)境保護引起越來越廣泛的關(guān)注, 越來越多的人會參與到環(huán)?；顒又衼?有的時候人們參與環(huán)?；顒涌赡苁且驗橄胍獮榄h(huán)保事業(yè)做出自己的貢獻, 而有的時候參與環(huán)保活動可能是因為想要節(jié)省開銷或者迫于社會壓力, 那么,究竟參與環(huán)?；顒訒€體后續(xù)行為, 特別是消費行為產(chǎn)生怎樣的影響呢？本研究通過3個實驗, 使用不同方式操縱參與者環(huán)保活動的參與, 使用不同的產(chǎn)品測量消費者的消費偏好, 實證檢驗了環(huán)境價值觀在參與環(huán)?；顒訉οM者后續(xù)消費影響關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用。研究1結(jié)果表明對于認為環(huán)境價值觀重要的消費者而言, 參與環(huán)?；顒訒龠M消費者的綠色消費, 而對于認為環(huán)境價值觀不重要的消費者而言, 參與環(huán)?；顒訒龠M消費者的享樂消費。研究2通過讓參與者實際參與環(huán)?；顒? 考察了參與環(huán)?；顒觿訖C在參與環(huán)?；顒优c后續(xù)消費關(guān)系中可能起到的作用。研究結(jié)果表明對于認為環(huán)境價值觀重要的消費者而言, 出于環(huán)保內(nèi)在動機和出于獎賞外在動機參與環(huán)?；顒佣紩龠M消費者的綠色消費, 這說明啟動效應(yīng)發(fā)揮了作用, 對于認為環(huán)境價值觀不重要的消費者而言, 只有出于環(huán)保內(nèi)在動機參與環(huán)保活動才能促進消費者的享樂消費, 而出于獎賞外在動機參與環(huán)?；顒硬粫龠M消費者的享樂消費, 這與許可效應(yīng)起作用的條件是一致的。研究3進一步考察了環(huán)保自我擔(dān)當(dāng)和環(huán)保目標(biāo)進展的中介作用, 對于認為環(huán)境價值觀重要的消費者而言, 出于內(nèi)在動機和外在動機參與環(huán)?；顒蛹せ盍讼M者環(huán)保自我標(biāo)準(zhǔn), 增強了消費者的環(huán)保自我擔(dān)當(dāng), 從而促進了消費者的綠色消費, 而對于認為環(huán)境價值觀不重要的消費者而言, 出于內(nèi)在動機而不是出于外在動機參與環(huán)?；顒幼屜M者感知在環(huán)保目標(biāo)上取得了進展, 從而暫時離開這一目標(biāo),促進了消費者的享樂消費。

本研究有以下理論貢獻, 第一, 本研究發(fā)現(xiàn)了環(huán)境價值觀在參與環(huán)?；顒优c后續(xù)消費關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用。以往關(guān)于參與環(huán)?；顒訉罄m(xù)行為影響關(guān)系的研究并沒有一個一致的結(jié)論, 比如, 有的研究發(fā)現(xiàn)讓人們想到自己經(jīng)常從事環(huán)保活動會促進他們后續(xù)更多從事環(huán)?；顒?Cornelissen et al.,2008)。而有的研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)人們購買了綠色產(chǎn)品后會變得比購買普通產(chǎn)品后更加的不利他(Mazar &Zhong, 2010)。本研究則從利己的享樂消費和利他的綠色消費入手, 考察什么樣的消費者在參與環(huán)?；顒雍髸美木G色消費, 而什么樣的消費者在參與環(huán)保活動后會更偏好利己的享樂消費, 整合了以往研究中關(guān)于參與環(huán)?；顒訉罄m(xù)行為影響不一致的研究結(jié)果。第二, 本研究考慮了參與環(huán)?；顒觿訖C在參與環(huán)?；顒优c后續(xù)消費行為關(guān)系中可能起到的作用, 因為在很多情況下人們不是出于對環(huán)境問題的關(guān)心來參與環(huán)保活動的, 而是由于參與環(huán)?；顒幽軒砩鐣蚪?jīng)濟利益(Kristofferson,White, & Peloza, 2014; Schuhwerk & Lefkoff-Hagius,1995)。本研究發(fā)現(xiàn)對于那些認為環(huán)境價值觀重要的消費者來說無論是出于內(nèi)在動機還是外在動機參與環(huán)保活動都會促進綠色消費, 而對于認為環(huán)境價值觀不重要的消費者來說只有出于內(nèi)在動機參與環(huán)?；顒硬艜龠M享樂消費, 這就表明對于認為環(huán)境價值觀重要的消費者來說, 參與環(huán)保活動啟動了消費者環(huán)保相關(guān)內(nèi)容, 從而增加他們對綠色消費的偏好, 排除了自我知覺理論起作用的可能, 因為如果是自我知覺理論起作用, 那么外在動機會削弱參與環(huán)?；顒訉G色消費的促進作用。而對于認為環(huán)境價值觀不重要的消費者來說, 參與環(huán)保活動促進享樂消費是許可效應(yīng)發(fā)揮作用的結(jié)果。第三, 本研究對因變量的測量是讓消費者在利己的享樂消費和利他的綠色消費之間進行選擇, 消費者會將綠色消費和享樂消費視為非此即彼的競爭關(guān)系, 這樣就能更清晰地判斷消費者在參與環(huán)?；顒雍髸x擇更為利己的消費形式, 還是更為利他的消費形式,避免了由于參與環(huán)保活動同時增加綠色消費和享樂消費的情況(Karmarkar & Bollinger, 2015)。第四,以往關(guān)于參與環(huán)?；顒訉罄m(xù)行為影響的研究幾乎沒有討論過中間機制的問題(Karmarkar &Bollinger, 2015; Mazar & Zhong, 2010), 而本研究探索了參與環(huán)?；顒訉罄m(xù)消費影響的中間機制,對于看重環(huán)境價值觀的消費者來說, 無論是出于內(nèi)在動機還是出于外在動機參與環(huán)?；顒佣紩せ钕M者的環(huán)保自我標(biāo)準(zhǔn), 增強消費者的環(huán)保自我擔(dān)當(dāng), 從而促進綠色消費, 對于不看重環(huán)境價值觀的消費者來說, 只有出于內(nèi)在動機參與環(huán)保活動會讓消費者感受到自己在環(huán)保目標(biāo)上取得了進展, 從而偏好享樂消費, 而出于外在動機參與環(huán)?；顒硬⒉粫黾酉M者環(huán)保目標(biāo)進展的感知, 也不會因此促進享樂消費。最后, 本研究為道德領(lǐng)域研究中從事道德行為對后續(xù)道德相關(guān)行為影響的研究做出了補充, 因為環(huán)?；顒訉儆诶袨? 是道德行為的范疇, 而以往關(guān)于從事道德行為是會讓個體變得更可能從事道德行為, 還是會因此給了個體從事不道德行為的許可而讓個體變得更可能從事不道德行為也沒有得出一致的結(jié)論(張宏偉, 李曄, 2014), 而依據(jù)本研究的發(fā)現(xiàn), 個體差異可能是引起結(jié)果不一致的原因, 后續(xù)可以考慮利用道德認同長期個體差異作為調(diào)節(jié)變量來研究道德認同中心性高和道德認同中心性低的個體是否會在從事道德行為后有不同的道德相關(guān)行為反應(yīng)(Aquino, Freeman, Reed,Lim, & Felps, 2009)。

本研究的實踐意義主要體現(xiàn)在以下三個方面,首先, 政府和媒體應(yīng)該培養(yǎng)公眾的環(huán)保意識, 提升環(huán)境價值觀之于個體的重要性, 因為只有那些認為環(huán)境價值觀重要的個體才更可能因為參加環(huán)?；顒踊蛘呖吹江h(huán)保相關(guān)詞匯而被啟動, 從而更多參與環(huán)?；顒? 而啟動效應(yīng)對那些認為環(huán)境價值觀較不重要的個體沒有作用(Verplanken & Holland, 2002),其次, 更多引導(dǎo)那些認為環(huán)境價值觀重要的個體參與環(huán)?；顒? 或者接觸環(huán)保相關(guān)知識, 因為這樣可以促進他們更多從事環(huán)?；顒? 在銷售綠色產(chǎn)品的場所要多出現(xiàn)環(huán)保相關(guān)線索來啟動那些認為環(huán)境價值觀重要的個體, 促進他們的綠色消費。最后,可以在銷售享樂品的場所, 給消費者提供一些參與環(huán)?；顒拥臋C會, 因為那些認為環(huán)境價值觀較不重要的消費者更可能因為參與了環(huán)?；顒舆@樣的善行而選購享樂品, 這樣的環(huán)?；顒雍拖順菲返拇钆浼扔欣诃h(huán)境保護, 又可以促進享樂品的銷售。

本研究尚且存在一些不足, 后續(xù)研究可以做進一步的探討。首先, 本研究中的環(huán)?；顒佣际悄切┎辉趺葱枰冻鎏嗯Φ幕顒? 如果是那些需要付出較多努力的活動, 本研究的結(jié)論是否還適用需要進一步的實證檢驗。以往研究表明當(dāng)人們由于外在控制動機從事了一項需要付出較多努力的環(huán)?；顒訒r會降低繼續(xù)從事其他環(huán)?；顒拥膭訖C(Zhang et al., 2011), 而且當(dāng)最初活動需要較多努力時, 自我知覺理論更可能發(fā)揮作用(DeJong, 1979)。從理論上可以推測, 如果消費者最初參與的環(huán)?；顒有枰冻鲚^多的努力, 對于那些認為環(huán)境價值觀重要的個體來說自我知覺理論可能會起到更大的作用, 那么個體對于出于內(nèi)在動機從事環(huán)?；顒雍统鲇谕庠趧訖C從事環(huán)保活動的反應(yīng)可能會出現(xiàn)差異, 出于外在動機參與環(huán)?；顒涌赡懿粫黾舆@部分消費者的綠色消費, 甚至可能增加這部分消費者的享樂消費。其次, 除了環(huán)境價值觀以外其他變量也可能在參與環(huán)?；顒优c后續(xù)消費關(guān)系中起到調(diào)節(jié)作用, 比如, 最初參與環(huán)?；顒邮窃诠_場合還是在私下場合, 以往研究表明當(dāng)人們在私下而非公開場合表示對一個慈善機構(gòu)的支持, 那么在接下來更可能給予該慈善機構(gòu)更實質(zhì)性的幫助(Kristofferson et al., 2014), 類似地, 在公開場合下人們更可能迫于社會壓力從事環(huán)?；顒? 而在私下里從事環(huán)保活動更可能是出于內(nèi)在動機, 那么, 在私下場合從事環(huán)?；顒痈赡茏屓藗冇X得自己是關(guān)愛環(huán)境的, 自我知覺理論更可能會發(fā)揮作用, 從而促進綠色消費, 而在公開場合下從事環(huán)?；顒硬粫屓藗儺a(chǎn)生關(guān)愛環(huán)境的自我知覺, 反而可能因為心里抗拒而促進享樂消費, 本研究的環(huán)?；顒又饕窃谒较聢龊蠀⑴c, 未來研究可以考慮公開參與環(huán)?；顒邮欠駮贸霾灰恢碌慕Y(jié)論。最后, 有時候人們從事環(huán)?；顒涌赡苁浅鲇谝环N習(xí)慣, 特別是對于那些認為環(huán)境價值觀重要的個體, 對某個環(huán)保行為形成習(xí)慣的可能性更大, 與需要較多思考的非習(xí)慣行為相比, 人們在從事習(xí)慣行為的時候會想很多與行為本身無關(guān)的事情, 因為習(xí)慣行為本身不需要太多有意識的思考(Wood, Quinn, & Kashy, 2002), 那么當(dāng)人們對某些環(huán)保行為習(xí)以為常后從事這些環(huán)保行為還能否啟動環(huán)保相關(guān)內(nèi)容, 進一步促進從事其他環(huán)保行為, 后續(xù)研究可以探討參與了一個已經(jīng)習(xí)以為常的環(huán)?；顒雍笙M者對綠色消費和享樂消費的偏好是否有不同的影響。另外, 本研究的調(diào)節(jié)變量是消費者的環(huán)境價值觀, 實驗中只通過量表和排序兩種方法測量, 而沒有考慮情境啟動是否會得到同樣的研究結(jié)果, 后續(xù)研究可以嘗試對環(huán)境價值觀的情境啟動, 來進一步完善相關(guān)理論。而且本研究均采用學(xué)生樣本和實驗室實驗, 研究結(jié)論是否同樣適用于除學(xué)生樣本外的其他人群需要后續(xù)研究做進一步的論證。

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