趙曉迪,付佳彥,龐新生

(1.中國林業(yè)科學(xué)研究院林業(yè)科技信息研究所,北京 100091；2.北京林業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院,北京 100083)

黨的十九大強調(diào)要“推進(jìn)綠色發(fā)展”,“形成綠色發(fā)展方式和生活方式”,并“倡導(dǎo)簡約適度、綠色低碳的生活方式”。目前,我國處于經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級時期,居民的消費結(jié)構(gòu)正在由衣、食、用、住、行等基礎(chǔ)層面的物質(zhì)需求向健康、綠色、環(huán)保等高品質(zhì)的物質(zhì)需求和文化需求轉(zhuǎn)型。綠色消費是一種可持續(xù)的消費方式,是消費者意識到環(huán)境問題后實現(xiàn)購買目的和減少環(huán)境損耗的有效兼顧[1]。因此,綠色消費是推動生態(tài)文明建設(shè)、解決環(huán)境問題的重要舉措之一。在現(xiàn)階段,我國市場經(jīng)濟中培育綠色消費產(chǎn)業(yè),是深化我國供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的一個新的切入點。大多數(shù)市民也是支持綠色消費的[2],北京市綠色消費水平較高[3]。本文采用里克特量表法、結(jié)構(gòu)方程模型等定量研究方法,研究我國城市居民綠色消費行為意向及實際行為的影響因素。

1 相關(guān)研究回顧及研究假設(shè)

綠色消費的思潮最早起源于20世紀(jì)40年代的歐洲,Polanyi等[4]在《大轉(zhuǎn)型》一書中提出“生態(tài)消費觀”,明確指出消費異化是現(xiàn)代西方社會生態(tài)危機的根源之一；Elkington等[5]在《綠色消費者指南》中首次系統(tǒng)地對綠色消費的概念進(jìn)行論述,將綠色消費歸納為“消費的產(chǎn)品是無污染、不浪費資源、對人類安全和國家發(fā)展無害的；菲利普·科特勒[6]認(rèn)為,綠色消費是消費者認(rèn)識到環(huán)境破壞嚴(yán)重影響其生活質(zhì)量和水平之后,所提出的對企業(yè)生產(chǎn)和銷售綠色產(chǎn)品的要求,以此降低危害環(huán)境的消費；羅永泰[7]認(rèn)為,綠色消費必須講究經(jīng)濟實惠,講求生態(tài)效益,符合平等、人道的原則,減少非必要的消費,提倡修理舊物,主張使用再生資源制造的產(chǎn)品。

白光林等[2]研究發(fā)現(xiàn),綠色消費認(rèn)知、綠色消費態(tài)度與綠色消費行為3者互相影響,緊密聯(lián)系；Lee[8]指出,消費者對環(huán)境信息和綠色產(chǎn)品的態(tài)度影響其綠色消費的決定；王建國等[9]提出,消費者的態(tài)度對綠色消費行為意向影響顯著,情境因素在行為合理性、態(tài)度和綠色消費行為意向的關(guān)系中起調(diào)節(jié)作用；盛光華等[10]也發(fā)現(xiàn),環(huán)境責(zé)任感對綠色消費意圖具有顯著正向影響,對環(huán)境關(guān)心具有顯著正向影響,環(huán)境關(guān)心對綠色消費意圖具有顯著正向影響,并在環(huán)境責(zé)任感和綠色消費意圖之間起部分中介作用；王毅杰等[11]發(fā)現(xiàn),城鎮(zhèn)居民對環(huán)境的關(guān)心顯著影響其綠色消費；王琰[12]認(rèn)為,環(huán)境態(tài)度和環(huán)境認(rèn)知越高,從事綠色消費的頻率越高；Peattie[1]的研究表明,對環(huán)境知識了解程度更高的消費者更容易刺激其購買綠色產(chǎn)品。由此可見,消費者對環(huán)境保護(hù)的認(rèn)知和態(tài)度對其自身綠色消費意愿及行為存在顯著影響。

Straughan等[13]認(rèn)為,消費者感知效力能夠很好解釋其綠色消費行為；孫劍等[14]發(fā)現(xiàn),消費者綠色心理意識局限等因素阻礙消費者的綠色消費行為；張永強等[15]認(rèn)為,農(nóng)民綠色消費的不同意識維度對其綠色消費行為影響的力度和方向不同,綠色消費意識結(jié)構(gòu)中的責(zé)任觀念與環(huán)保知識之間存在正向交互效應(yīng)；勞可夫等[16]認(rèn)為,綠色消費態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺控制之間相互影響,其中,主觀規(guī)范、知覺控制對綠色消費意向影響顯著,消費意向?qū)G色消費行為影響顯著。

社會經(jīng)濟地位對城鎮(zhèn)居民的綠色消費具有顯著影響[11],價格敏感性在環(huán)境關(guān)心、環(huán)境責(zé)任感以及綠色消費意圖的關(guān)系中呈現(xiàn)反向調(diào)節(jié)作用[10]。城市居民的收入水平對其綠色農(nóng)產(chǎn)品消費有很大影響[17]；李國志[18]利用結(jié)構(gòu)方程模型,基于614份農(nóng)民的數(shù)據(jù)對農(nóng)村居民購買節(jié)能家電的意愿進(jìn)行探索,得出結(jié)論為產(chǎn)品價格感知是最為顯著的負(fù)向因素。可見,經(jīng)濟因素(主要指價格要素)負(fù)向影響居民的綠色消費意愿。

綜合上述研究觀點和結(jié)論,本研究構(gòu)建了環(huán)保認(rèn)知、經(jīng)濟因素、綠色消費意愿和綠色消費行為的影響關(guān)系圖,具體如圖1所示。

圖1 綠色消費行為結(jié)構(gòu)模型圖Fig.1 Structure model of green consumption behavior

2 實證研究

2.1 方法與數(shù)據(jù)

研究采用國內(nèi)外獲得普遍認(rèn)可和廣泛應(yīng)用的李克特量表,調(diào)查對象為我國6大地區(qū)(華東、華中、華南、華北、西北、西南)代表城市(上海、武漢、深圳、北京、西安、成都)中來自不同年齡段和收入水平的1 000位居民。主要測量消費個體認(rèn)知、消費者綠色消費態(tài)度、消費者綠色消費行為、政策干預(yù)和調(diào)節(jié)變量等5個方面內(nèi)容。

2.2 描述性統(tǒng)計

本次調(diào)查共發(fā)放量表1 000份,其中有效量表937份,有效率93.7%。在937名受訪者中,共有386名男性,占受訪者的41%；551名女性,占受訪者的59%。所有受訪者的年齡組成中,25歲以下的207人,占22.092%；25～35歲的513人,占54.749%；36～45歲的176人,占18.783%；46～55歲的38人,占4.055%；55歲以上的受訪者僅3人,占總體的0.320%。受訪者的年齡主要集中在25～45歲的年輕群體,符合消費市場的主體要求。51%的受訪者為已婚、有子女,38%為未婚人士,10%為已婚、無子女,1%為單身、有子女(離異),來自多成員家庭的受訪者會更高頻率地考慮綠色產(chǎn)品的購買和使用問題。所有受訪者的文化程度大部分為大學(xué)本科學(xué)歷,共579名,占比62%；高中及以下、大專、研究生及以上的人數(shù)分別為71,174,113名,占比分別為8%,18%和12%,說明接受綠色消費行為調(diào)研的絕大部分受訪者都接受了高等教育,對綠色產(chǎn)品有一定地了解。

從受訪者的供職單位性質(zhì)來看,事業(yè)單位的有177人,占比19%；政府機關(guān)的有34人,占比4%；國有企業(yè)的有145人,占比15%；外資企業(yè)的有108人,占比12%；民營企業(yè)的有445人,占比47%；無職業(yè)的有28人,占比3%。在受訪者人群中,在民營企業(yè)工作的被調(diào)查者人數(shù)最多,占了調(diào)查總數(shù)的一半左右；政府機關(guān)和無職業(yè)的人數(shù)占比最少；事業(yè)單位、國有企業(yè)、外資企業(yè)的受訪者人數(shù)相近。對受訪者的家庭人均收入水平進(jìn)行描述統(tǒng)計發(fā)現(xiàn),家庭人均收入在2 000元以上的受訪者占所有受訪者的94%,由此可得出一個初步結(jié)論:較高的家庭人均收入是居民們進(jìn)行綠色消費行為的基礎(chǔ),在人均收入低于2 000元的條件下,忙于生計的居民們很難有精力去認(rèn)識綠色消費,并進(jìn)行綠色消費的相關(guān)行為。

2.3 信度 效度檢驗

信度、效度檢驗則是結(jié)構(gòu)方程模型的必備步驟,只有量表通過信度效度檢驗,才可以進(jìn)行后續(xù)的結(jié)構(gòu)方程分析。在多數(shù)情況下,結(jié)構(gòu)方程模型適配度不高有可能是測量模型不佳、量表未通過信度效度檢驗造成的。

2.3.1信度檢驗

信度是指問卷的可靠性,主要包括重測信度法、復(fù)本信度法、折半信度法、α信度系數(shù)法等,本文采用Cronbach α信度系數(shù)進(jìn)行檢驗,檢驗結(jié)果如表1所示。

表1 問卷的α信度系數(shù)Tab.1 Cronbach′s alpha of the questionnaire

經(jīng)過對Cronbach α信度系數(shù)的計算,基于標(biāo)準(zhǔn)化項的Alpha系數(shù)為0.913,說明該問卷中所有問題的內(nèi)部一致性非常理想。通過對每一個維度采用依次刪除一個題目分別進(jìn)行信度計算,得出每個單獨的信度系數(shù)都比所有題目的信度系數(shù)小,說明每道題目在問卷中都是有意義的。

2.3.2效度檢驗

效度是指問卷有效性,此處采用因子分析法檢驗問卷效度,檢驗結(jié)果如表2所示。

表2 問卷數(shù)據(jù)的KMO 和 Bartlett 的檢驗Tab.2 KMO & bartlett tests of data

其中,KMO值為0.896>0.7,說明問卷的結(jié)構(gòu)效度良好。

3 結(jié)果與分析

3.1 變量的整理與選擇

在進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型構(gòu)建之前,首先對問卷中的所有量表題的得分情況進(jìn)行單變量的正態(tài)性檢驗,包括日常行為(1-10題)、消費者感知(11-31題)、外部影響因素(32-47題)、其他因素(48-74題)。將量表中涉及的所有影響因素重新整合,分成5類:

Q1.1-Q1.3為居民綠色消費行為中的購買行為、使用行為和廢棄物處置行為。

Q2.1-Q2.3為消費者對于綠色消費行為的態(tài)度,包括對購買行為、使用行為和廢棄物處置行為的態(tài)度。

Q3.1-Q3.3為消費者對于環(huán)保的認(rèn)知,包括消費者對環(huán)境和資源的個體責(zé)任感、對綠色產(chǎn)品的信任程度、以及消費者的環(huán)保習(xí)慣。

Q4.1-Q4.3為影響居民綠色消費行為的外部環(huán)境因素,包括政策法規(guī)、補貼獎勵和宣傳教育。

Q5.1-Q5.3為影響居民綠色消費行為的客觀因素,包括產(chǎn)品價格、回收成本和回收便利性。

3.2 正態(tài)性檢驗和變量分類調(diào)整

5大類變量共包含15個具體變量,首先將所有反向打分題的選項得分進(jìn)行調(diào)整,使所有題目變?yōu)檎颉ｋS后,為判斷從問卷中選入模型的變量是否合理,以及能否使用一些特定的統(tǒng)計方法,對15個變量進(jìn)行正態(tài)性檢驗。對15個變量進(jìn)行單樣本K-S檢驗,原假設(shè)H0:樣本服從正態(tài)分布,結(jié)果如表3所示。

表3 變量的正態(tài)性檢驗Tab.3 Normality tests for variables

在95%的置信水平下,所有變量的P值均小于0.05,認(rèn)為拒絕原假設(shè),可認(rèn)為樣本均不服從正態(tài)分布。由于Q1.1-Q5.3所有變量的KMO值為0.896>0.7,Bartlett球形檢驗的P值為0.000<0.05,則拒絕原假設(shè),有理由認(rèn)為相關(guān)系數(shù)矩陣與單位陣有顯著差異。所以,15個變量適合做因子分析。在因子分析中,根據(jù)特征值>1的標(biāo)準(zhǔn)提取主成分,經(jīng)過正交旋轉(zhuǎn)后的矩陣如表4所示。

由表4可知,根據(jù)主成分分析結(jié)果,發(fā)現(xiàn)之前對于變量的整理分類存在一定問題,需要根據(jù)成分矩陣重新分類如下:

T1.1-T1.6:綠色消費意愿,包括個人責(zé)任感、綠色消費態(tài)度和在政策激勵下的消費態(tài)度。

T2.1-T2.4:環(huán)保認(rèn)知,包括對綠色產(chǎn)品的信任程度、環(huán)保習(xí)慣、所受的宣傳教育和回收行為。

表4 旋轉(zhuǎn)成份矩陣aTab.4 Rotated component matrix

注:提取方法為主成份法,旋轉(zhuǎn)法為具有 Kaiser 標(biāo)準(zhǔn)化的正交旋轉(zhuǎn)法。

T3.1-T3.3:綠色消費行為,包括綠色購買、產(chǎn)品使用和廢棄物處置行為。

T4.1-T4.2:經(jīng)濟因素對綠色消費行為的影響,包括綠色產(chǎn)品的價格和回收廢棄物的成本。

3.3 結(jié)構(gòu)方程模型的構(gòu)建

經(jīng)過變量調(diào)整后,綠色消費意愿(T1.1-T1.6)、環(huán)保認(rèn)知(T2.1-T2.4)、綠色消費行為(T3.1-T3.3)、經(jīng)濟因素(T4.1-T4.2)都分別具有收斂效度,且4個主成分之間的相關(guān)系數(shù)均較低,說明4個主成分之間具有區(qū)別效度。根據(jù)以上4類變量和變量之間的關(guān)系,構(gòu)造結(jié)構(gòu)方程以及初始結(jié)構(gòu)方程路徑圖。為方便成圖,圖2、圖3中T1.1用T1#1表示,T2.1用T2#1表示,依次類推?！癳”為變量計數(shù),除以上4類變量外,將e16作為經(jīng)濟因素要素總體,e17為消費意愿要素總體,e18為環(huán)保認(rèn)知要素總體,e19為消費行為要素總體(圖2)。

圖2 結(jié)構(gòu)方程初始路徑圖Fig.2 Initial path diagram of structural equation

3.4 模型的識別與修正

本文選用AMOS軟件進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型的構(gòu)建和修正。在模型擬合方法的選擇上,由于結(jié)構(gòu)方程的參數(shù)估計方法中,極大似然法適用于大樣本且假設(shè)觀察數(shù)據(jù)符合多變量正態(tài)性的假定,只有在樣本服從正態(tài)分布的前提下,卡方檢驗才能合理使用。本文數(shù)據(jù)不符合多變量正態(tài)性假定,因此采用廣義最小二乘法對模型進(jìn)行擬合。

當(dāng)前模型的輸出結(jié)果顯示卡方過大,P值小于0.05,認(rèn)為模型不適?？ǚ酱蟮脑蚩赡芘c樣本不服從正態(tài)分布且樣本量偏小有關(guān)。因此,對模型進(jìn)行修正,參考AMOS中Modification Indices(修正指標(biāo))中給出的建議,模型需要增加變量之間的相關(guān)性,增加或刪除部分路徑,增加參數(shù)約束和剔除異常個案,修正步驟是:增加e8和e7,e1和e2,e7和e10,e3和e6之間的變量相關(guān)。

在AMOS的異常值檢驗中,按降序排列了Mahalanobis距離(指每個數(shù)據(jù)偏離數(shù)據(jù)中心的距離),當(dāng)該距離的統(tǒng)計量p2小于0.05時,表示該觀察值可能為異常值,按照距離遠(yuǎn)近逐個剔除個案。因此,剔除第776,673,820,601,837,513,163,874,383,891,862,387,556這13個個案。模型修正后的適配度指標(biāo)與模型修正前的適配度指標(biāo)值對比如表5所示。

適配度結(jié)果顯示,卡方值與自由度之比為2.929<3,適配合理,表明假設(shè)模型與樣本數(shù)據(jù)契合度較高；RMSEA值小于0.05,說明模型適配良好；GFI和AGFI值均大于0.9,IFI,TLI,CFI值均未達(dá)到0.9,但與模型調(diào)整前相比已有顯著增長,修正后路徑圖如圖3所示。

表5 修正后模型的適配度指標(biāo)Tab.5 The adaptation index of the modified model

圖3 修正后的路徑圖Fig.3 The modifies path diagram

3.5 模型結(jié)果分析

模型中標(biāo)準(zhǔn)化后的路徑系數(shù)和相關(guān)系數(shù)如表6所示。

根據(jù)輸出結(jié)果,首先分析潛在變量之間的相關(guān)關(guān)系:

1) 從路徑系數(shù)表可以看出,幾乎所有變量對潛變量都存在正向影響,但經(jīng)濟因素對綠色消費行為的相關(guān)系數(shù)為負(fù)數(shù),結(jié)合當(dāng)今綠色產(chǎn)品普遍比一般產(chǎn)品價格偏高的事實,說明綠色產(chǎn)品的相對高價是阻礙消費者購買綠色產(chǎn)品的一大因素,大多數(shù)消費者并不會為了環(huán)保而支付更高的價格。

2) 環(huán)保認(rèn)知對綠色消費意愿存在正向影響,綠色消費意愿、環(huán)保認(rèn)知對綠色消費行為存在正向影響。在所有的正向影響中,消費者的環(huán)保認(rèn)知對綠色消費意愿的相關(guān)系數(shù)最接近1,意味著影響最大；其次是綠色消費意愿對綠色消費行為的影響,相關(guān)系數(shù)為0.784,說明消費者對綠色產(chǎn)品積極的綠色消費意愿能在一定程度上導(dǎo)致其購買綠色產(chǎn)品。

表6 標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)和相關(guān)系數(shù)Tab.6 Standardized path coefficient and correlation coefficient

3) 消費者的環(huán)保認(rèn)知通過兩種路徑對消費行為產(chǎn)生影響,一是通過環(huán)保認(rèn)知的提升積極影響消費者的綠色消費意愿,進(jìn)而影響其綠色消費行為；二是通過環(huán)保認(rèn)知的提升,直接對城市居民的綠色消費行為產(chǎn)生影響。

其次,分析潛在變量中各觀察變量對潛在變量的解釋程度:

1) 在綠色消費意愿中,城市居民對環(huán)境保護(hù)的個體責(zé)任感、受到的政策影響和宣傳教育等是影響綠色消費意愿的重要因素,相關(guān)系數(shù)分別為0.829和0.683。說明居民的個體責(zé)任感能使其更愿意購買相關(guān)的綠色環(huán)保產(chǎn)品,當(dāng)居民感受到政府政策對購買綠色環(huán)保產(chǎn)品的支持和福利時,會更愿意對綠色產(chǎn)品進(jìn)行購買。

2) 城市居民的環(huán)保習(xí)慣反映環(huán)保認(rèn)知,相關(guān)系數(shù)為0.747,說明環(huán)保認(rèn)知和環(huán)保習(xí)慣是相輔相成、互相影響的,積極的環(huán)保認(rèn)識能促進(jìn)城市居民養(yǎng)成更綠色的環(huán)保習(xí)慣,同時健康的環(huán)保習(xí)慣養(yǎng)成后,也能促進(jìn)城市消費者形成更完善的環(huán)保認(rèn)知；城市居民對綠色產(chǎn)品的信任程度可能與其環(huán)保認(rèn)知有一定的相關(guān)關(guān)系,相關(guān)系數(shù)為0.500；城市居民所受到的宣傳教育也對促進(jìn)居民的環(huán)保認(rèn)知起到了一定的作用,相關(guān)系數(shù)為0.689,認(rèn)為存在相關(guān)關(guān)系。

3) 在經(jīng)濟因素中,綠色產(chǎn)品的價格是影響消費者購買意愿的重要原因。一般來說綠色產(chǎn)品的價格與普通產(chǎn)品相比較為昂貴,而我國的消費水平和消費結(jié)構(gòu)還未達(dá)到很發(fā)達(dá)的層次。因此,為了發(fā)展我國的環(huán)保事業(yè),必須提升我國綠色產(chǎn)品的生產(chǎn)技術(shù)水平,給予綠色產(chǎn)品財稅優(yōu)惠政策以降低其價格。

綜上所述,為提高居民綠色消費行為的頻率,宏觀上可以從修改政策法規(guī),鼓勵綠色消費,加大保護(hù)環(huán)境的宣傳教育的力度以提升居民的個體責(zé)任感、培養(yǎng)居民的環(huán)保習(xí)慣、提升科技水平、調(diào)整綠色產(chǎn)品的價格等角度入手,使得綠色消費的普及度更高。

4 結(jié)論與建議

根據(jù)文章建構(gòu)的SEM模型擬合得出結(jié)論,1)城市居民的消費意愿對最終綠色消費行為產(chǎn)生正向影響,在消費意愿中,消費者的個體責(zé)任感和所受到的國家政策激勵能正向影響消費者的綠色消費意愿。2)積極的環(huán)保認(rèn)知能促進(jìn)消費者的綠色消費意愿,在環(huán)保認(rèn)知中,城市居民的環(huán)保認(rèn)知通過兩種路徑影響最終的綠色消費行為,即通過影響綠色消費意愿間接影響綠色消費行為,或直接通過環(huán)保認(rèn)知的提升影響綠色消費行為。在環(huán)保認(rèn)知中,城市居民的環(huán)保習(xí)慣對其環(huán)保認(rèn)知產(chǎn)生正向影響,環(huán)保習(xí)慣與環(huán)保認(rèn)知相輔相成；城市居民受到的宣傳教育也能導(dǎo)致積極的環(huán)保認(rèn)知,進(jìn)而促進(jìn)更多綠色消費行為的發(fā)生。3)經(jīng)濟因素是阻礙消費者購買綠色產(chǎn)品的重要原因,而在經(jīng)濟因素中,綠色產(chǎn)品相較于普通產(chǎn)品的高價格是阻礙消費者進(jìn)行綠色消費行為的主要原因。

為促進(jìn)我國的綠色產(chǎn)品繁榮發(fā)展、消費結(jié)構(gòu)綠色轉(zhuǎn)型,促進(jìn)我國的城市居民采取更多的綠色消費行為,可通過減少綠色產(chǎn)品的稅收、宏觀調(diào)控綠色產(chǎn)品的價格等方面,吸引消費者進(jìn)行購買；可通過加大對環(huán)境保護(hù)和綠色產(chǎn)品的宣傳力度,提升居民對環(huán)保的個體責(zé)任感,增強其對綠色產(chǎn)業(yè)的信心；通過加強宣傳教育,培養(yǎng)居民的環(huán)保習(xí)慣,進(jìn)而促使其選擇購買綠色產(chǎn)品；通過提升我國生產(chǎn)綠色產(chǎn)品的科技水平,降低生產(chǎn)成本,使得生產(chǎn)綠色產(chǎn)品普及化、購買綠色產(chǎn)品大眾化,從而減少由于價格帶來的購買阻礙,促進(jìn)居民采取綠色消費行為,最終達(dá)到調(diào)整我國消費結(jié)構(gòu)的目的。