任勝楠，蔡建峰

（西北工業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，陜西 西安710129）

一、問(wèn)題提出

隨著全球化進(jìn)程的不斷加快，世界各國(guó)已成為休戚與共的共同體，共同面臨著諸如大氣污染、生態(tài)環(huán)境破壞等現(xiàn)實(shí)問(wèn)題，如何實(shí)現(xiàn)低污染、零排放、低碳發(fā)展成為當(dāng)前世界各國(guó)面臨的重要議題。 改革開(kāi)放以后，中國(guó)走上了傳統(tǒng)工業(yè)發(fā)展模式的道路，在為經(jīng)濟(jì)帶來(lái)高速增長(zhǎng)的同時(shí)給我國(guó)生態(tài)環(huán)境造成巨大壓力。習(xí)近平總書(shū)記在黨的十九大報(bào)告中指出，要加快生態(tài)文明建設(shè)，推動(dòng)綠色發(fā)展，著力解決突出環(huán)境問(wèn)題。 目前，消費(fèi)活動(dòng)引起的環(huán)境問(wèn)題占全部環(huán)境問(wèn)題的比重高達(dá)三分之一以上，解決環(huán)境問(wèn)題的一個(gè)重要途徑就是改變?nèi)藗兊南M(fèi)方式，推動(dòng)綠色產(chǎn)品和生態(tài)服務(wù)的發(fā)展，讓綠色產(chǎn)品、生態(tài)產(chǎn)品成為新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn)，使生態(tài)優(yōu)勢(shì)轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)，這是貫徹綠水青山就是金山銀山的理念的重要舉措。

綠色消費(fèi)行為的內(nèi)涵體現(xiàn)著節(jié)能、環(huán)保的思想，綠色產(chǎn)品需要通過(guò)消費(fèi)行為實(shí)現(xiàn)自身價(jià)值，綠色消費(fèi)需求的增長(zhǎng)必然會(huì)帶動(dòng)綠色產(chǎn)品的發(fā)展，二者相輔相成。 影響綠色消費(fèi)行為的因素有很多，已有研究表明，年齡、性別等人口統(tǒng)計(jì)因素對(duì)綠色消費(fèi)行為都有一定的影響［1］。 還有很多研究文獻(xiàn)從態(tài)度、感知和責(zé)任感等心理意識(shí)因素方面探討了綠色消費(fèi)行為的影響因素。本文在個(gè)體心理因素研究的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步指出性別角色是影響消費(fèi)者綠色消費(fèi)行為的一個(gè)關(guān)鍵變量，它可以揭示綠色消費(fèi)行為實(shí)施的內(nèi)在過(guò)程和發(fā)生機(jī)理。

一些研究發(fā)現(xiàn)，相較于男性，女性表現(xiàn)出更強(qiáng)烈的保護(hù)環(huán)境的態(tài)度和意愿，女性的平均碳排放也低于男性［2-3］。在2017年阿里巴巴綠色消費(fèi)報(bào)告中，數(shù)據(jù)顯示女性消費(fèi)者更關(guān)注環(huán)保，在綠色消費(fèi)行為主體中，女性占比64%。 針對(duì)這一現(xiàn)象，學(xué)界展開(kāi)了多角度的研究。 一些學(xué)者認(rèn)為，該差異是親環(huán)境行為與女性化特征之間的潛在聯(lián)系造成的。Brough 等人發(fā)現(xiàn)，女性比男性更容易接受綠色行為［2］。Zelezny 等以加利福尼亞地區(qū)的小學(xué)生和中學(xué)生為研究對(duì)象，觀察未成年人的親環(huán)境行為差異，他們發(fā)現(xiàn)，女孩在未成年時(shí)期環(huán)保意識(shí)已經(jīng)顯著高于男孩［4］。這些研究都是基于兩極劃分法，忽視了其他維度的變量因素。問(wèn)題在于，現(xiàn)有研究雖然發(fā)現(xiàn)在綠色消費(fèi)行為上存在性別之間的異質(zhì)性，研究重點(diǎn)是探討如何改善這一差異，但尚未對(duì)產(chǎn)生這一差異的根源進(jìn)行探討，比如性別的角色認(rèn)同對(duì)綠色消費(fèi)行為的影響。 在研究方法上，多數(shù)研究是采用人口統(tǒng)計(jì)學(xué)樣本進(jìn)行檢驗(yàn)的，方法較為單一，且缺乏對(duì)造成這種差異內(nèi)在原因的研究。 為彌補(bǔ)現(xiàn)有研究缺陷，本文采用多維度劃分法進(jìn)行研究，將不同性別角色之間綠色消費(fèi)行為的異質(zhì)性進(jìn)行對(duì)比，來(lái)探討不同維度的性格特征對(duì)綠色消費(fèi)行為的影響，試圖通過(guò)調(diào)節(jié)產(chǎn)品的性別屬性改善消費(fèi)者綠色消費(fèi)行為的意愿。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）性別角色與綠色消費(fèi)行為

綠色消費(fèi)行為是指消費(fèi)者在產(chǎn)品購(gòu)買(mǎi)、使用和用后處置過(guò)程中，兼顧自身需求和環(huán)境保護(hù)，努力將消費(fèi)活動(dòng)對(duì)環(huán)境負(fù)面影響最小化的消費(fèi)方式，是消費(fèi)者環(huán)境價(jià)值觀主導(dǎo)下的自覺(jué)行為［5］。 有學(xué)者認(rèn)為，綠色消費(fèi)行為等同于綠色購(gòu)買(mǎi)行為［6］，也有學(xué)者將綠色購(gòu)買(mǎi)行為與綠色消費(fèi)行為區(qū)分開(kāi)來(lái)，認(rèn)為綠色消費(fèi)行為的內(nèi)涵要廣于綠色購(gòu)買(mǎi)行為，綠色購(gòu)買(mǎi)行為僅是綠色消費(fèi)行為的核心組成部分，特指對(duì)綠色產(chǎn)品或服務(wù)的購(gòu)買(mǎi)行為［5］。也可以說(shuō)，綠色購(gòu)買(mǎi)行為是狹義的綠色消費(fèi)行為。 本研究將側(cè)重于綠色消費(fèi)行為的狹義概念。

性別角色是個(gè)體在社會(huì)化過(guò)程中通過(guò)模仿學(xué)習(xí)獲得的一套與自己性別相應(yīng)的行為規(guī)范，隨著社會(huì)文化的不同而有所不同，雖然受到生理性別的影響，但主要是一種社會(huì)性別。 性別角色認(rèn)同指?jìng)€(gè)體所表現(xiàn)出的、符合社會(huì)刻板印象中對(duì)男性化或女性化氣質(zhì)認(rèn)同的程度，是個(gè)人認(rèn)同自身和他人的性別群體的理想的心理結(jié)構(gòu)［7-8］，而生理性別通常由基因、染色體和激素的分泌來(lái)決定。 之所以要明確性別角色這一概念，原因在于早期研究者認(rèn)為性別角色是一維結(jié)構(gòu)，男性化與女性化是該維度的兩極，個(gè)體性別角色處于該維度的某一個(gè)點(diǎn)［9］。 基于此，Rossi 提出了雙性化的概念，即個(gè)體可以同時(shí)擁有男性和女性人格特質(zhì)，并認(rèn)為雙性化是最合適的性別角色類型［10］。 Constantinople 的研究發(fā)現(xiàn)，男性氣質(zhì)和女性氣質(zhì)可以在同一個(gè)個(gè)體中并存，并可以獨(dú)立變化［11］。隨著性別角色理論的發(fā)展，L.Bem 根據(jù)性別圖式理論，編制性別角色量表（以下簡(jiǎn)稱BSRI 量表）將角色分為男性化、女性化、雙性化與未分化四種類型，極大促進(jìn)了性別角色領(lǐng)域的研究［12］。 與此同時(shí)，T.Spence 提出了基于工具性與表達(dá)性的人格特征量表（以下簡(jiǎn)稱PAQ 量表），認(rèn)為：男性傳統(tǒng)意義上充當(dāng)“工具性角色” （Instrumental Role），其“工具性行為”與工作、成就、統(tǒng)治相聯(lián)系；女性傳統(tǒng)意義上充當(dāng)“表達(dá)性角色” （Expressive Role），其“表達(dá)性行為”與情緒、感受的表達(dá)有關(guān)［9,13］。 這兩種量表的區(qū)別在于，BSRI 量表是“男性化”與“女性化”的雙維度量表，PAQ 量表是“工具性”與“表達(dá)性”的雙維度量表，兩個(gè)量表所選取的特征因素和測(cè)量方法不同。 根據(jù)生態(tài)女性主義理論［3］，女性特征與自然之間的關(guān)系緊密，而男性則與文化之間的聯(lián)系更密切。 換言之，由于女性化特征使然，較男性而言，女性的環(huán)保意識(shí)更強(qiáng)［3］。 因此，有學(xué)者認(rèn)為，女性化特征正向影響綠色消費(fèi)行為［14］，男性化特征負(fù)向影響綠色消費(fèi)行為［15］。

基于Bem 的性別角色劃分視角，本研究將綠色消費(fèi)行為作為因變量，將性別角色作為自變量，將產(chǎn)品性別作為調(diào)節(jié)變量，結(jié)合自我認(rèn)同一致性理論，構(gòu)建了性別角色影響綠色消費(fèi)意向的關(guān)系模型。 如圖1 所示。

圖1 研究模型

關(guān)于性別角色與綠色消費(fèi)行為的作用機(jī)制研究表明，消費(fèi)者自身的人格特征，諸如共情、利他和勤儉細(xì)心等因素會(huì)影響個(gè)體綠色消費(fèi)行為。 性別角色理論當(dāng)中，性別角色中的男性化、女性化、雙性化、未分化這四類人格特征具有異質(zhì)性。 基于性格特征二維結(jié)構(gòu)劃分，男性化消費(fèi)者屬于高男性化、低女性化特征群體，女性化消費(fèi)者屬于高女性化、低男性化特征群體，雙性化消費(fèi)者屬于高男性化、高女性化特征群體，而未分化消費(fèi)者屬于低男性化、低女性化的群體［9,12］。 基于此提出假設(shè)1：

H1：消費(fèi)者性別角色的異質(zhì)性對(duì)綠色消費(fèi)行為存在影響。

H1a：女性化特征與綠色消費(fèi)行為存在正向聯(lián)系，男性化特征與綠色消費(fèi)行為存在負(fù)向聯(lián)系。

H1b：女性化認(rèn)同的消費(fèi)者綠色消費(fèi)行為顯著高于男性化認(rèn)同的消費(fèi)者。

H1c：雙性化認(rèn)同的消費(fèi)者綠色消費(fèi)行為顯著高于男性化認(rèn)同的消費(fèi)者。

H1d：女性化認(rèn)同的消費(fèi)者與雙性化認(rèn)同的消費(fèi)者綠色消費(fèi)行為差異不顯著。

（二）自我認(rèn)同與產(chǎn)品性別

自我認(rèn)同是個(gè)體對(duì)自身具有或不具有某種特質(zhì)、屬性、能力或歸屬群體等的感知［16］。 它所表述的是以自我為主體身份在多種領(lǐng)域內(nèi)建構(gòu)和尋找自我意義的過(guò)程和結(jié)果，是個(gè)體看待自我的一種心理表征［17］。 如果個(gè)體在情境中接受到積極的自我信息，那么這種信息會(huì)促使他當(dāng)下的自我認(rèn)同感出現(xiàn)提升的狀態(tài)，繼而呈現(xiàn)出對(duì)自我價(jià)值的肯定和明確的方向感，甚至產(chǎn)生當(dāng)下的自豪感，這種情況被稱為自我認(rèn)同一致。 個(gè)體會(huì)經(jīng)常從事與自我認(rèn)同一致的行為，當(dāng)產(chǎn)品與某種一直被重視的社會(huì)身份有關(guān)聯(lián)的時(shí)候，或是當(dāng)自我認(rèn)同的某個(gè)方面被啟動(dòng)的時(shí)候，他們會(huì)對(duì)該產(chǎn)品給予更高的評(píng)價(jià)，從而影響對(duì)該產(chǎn)品的消費(fèi)行為。

產(chǎn)品性別是指某一產(chǎn)品的性別形象［18］。 Van Tilburg 等認(rèn)為產(chǎn)品性別只能是男性化或女性化非此即彼的性別劃分。比如護(hù)膚品是女性化產(chǎn)品，而香煙是男性化產(chǎn)品［19］。而Van den Hende 和Mugge 認(rèn)為，產(chǎn)品性別屬性并非一成不變的，可以通過(guò)營(yíng)銷手段如代言人性別、廣告信息等因素進(jìn)行調(diào)節(jié)［20］。 在同一件產(chǎn)品上，它的性別屬性可以出現(xiàn)男性化與女性化共存的情況。 產(chǎn)品和消費(fèi)者個(gè)體一樣也具有性別屬性，也可以被劃分為具有男性化、女性化、雙性化與未分化的產(chǎn)品［19］。 但在隨后對(duì)不同產(chǎn)品的性別屬性進(jìn)行驗(yàn)證后，一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品性別只有男性化的或女性化的，即使增加了雙性化或未分化的產(chǎn)品維度，也鮮少有產(chǎn)品被劃分為雙性化或未分化的。且產(chǎn)品性別與消費(fèi)者性別角色的測(cè)量方法也是不同的。基于此，本研究?jī)H對(duì)產(chǎn)品進(jìn)行了男性化或女性化的兩種劃分。營(yíng)銷者可以通過(guò)改變產(chǎn)品的設(shè)計(jì)實(shí)現(xiàn)產(chǎn)品性別的轉(zhuǎn)換［21］。例如，圓形和淺色的產(chǎn)品被認(rèn)為是女性化的，而棱形和深色的產(chǎn)品被認(rèn)為是男性化的［22］。 因此，產(chǎn)品可以分為男性化產(chǎn)品和女性化產(chǎn)品，前者呈現(xiàn)出高男性化、低女性化特征，后者呈現(xiàn)出高女性化、低男性化特征［20,22］。 相關(guān)研究表明，消費(fèi)者在購(gòu)買(mǎi)產(chǎn)品時(shí)候，會(huì)更傾向于選擇與自己性別一致的產(chǎn)品［8］。

不同的消費(fèi)者在購(gòu)買(mǎi)過(guò)程中也會(huì)傾向于選擇與自己的性別角色認(rèn)同相一致的產(chǎn)品［8］。 當(dāng)個(gè)體從外界接受到積極的自我反饋信息時(shí)，他們的自我認(rèn)同感會(huì)得到提升。 而消費(fèi)行為是個(gè)體從外界接受到積極自我反饋的一種方式，個(gè)體通過(guò)消費(fèi)可以獲取正面的反饋信息。 所以，當(dāng)增加綠色產(chǎn)品的性別屬性時(shí)，該屬性對(duì)應(yīng)的性別角色的消費(fèi)者的自我認(rèn)同得到肯定，其綠色消費(fèi)意向也會(huì)得到提升。 基于此，提出假設(shè)2：

H2：產(chǎn)品性別可以調(diào)節(jié)男性化認(rèn)同消費(fèi)者與綠色消費(fèi)行為之間的關(guān)系。

H2a：當(dāng)綠色產(chǎn)品為女性化產(chǎn)品時(shí)，男性化認(rèn)同消費(fèi)者的綠色消費(fèi)行為顯著低于女性化認(rèn)同消費(fèi)者。

H2b：當(dāng)綠色產(chǎn)品為女性化產(chǎn)品時(shí)，男性化認(rèn)同消費(fèi)者的綠色消費(fèi)行為顯著低于雙性化認(rèn)同消費(fèi)者。

H2c： 當(dāng)綠色產(chǎn)品為男性化產(chǎn)品時(shí)，男性化認(rèn)同消費(fèi)者的綠色消費(fèi)行為與女性化認(rèn)同消費(fèi)者無(wú)顯著差異。

H2d： 當(dāng)綠色產(chǎn)品為男性化產(chǎn)品時(shí)，男性化認(rèn)同消費(fèi)者的綠色消費(fèi)行為與雙性化認(rèn)同消費(fèi)者無(wú)顯著差異。

三、實(shí)驗(yàn)過(guò)程與假設(shè)驗(yàn)證

（一）實(shí)驗(yàn)一的數(shù)據(jù)分析及假設(shè)檢驗(yàn)

1.數(shù)據(jù)收集

實(shí)驗(yàn)一所采用的初始量表，是在國(guó)內(nèi)外已有成熟量表基礎(chǔ)上改善完成的。 首先，選用L.Bem 的BSRI 性別角色量表改進(jìn)版，將量表分為男性化與女性化兩個(gè)維度［9,12］。 量表中所涉及的男性化特征與女性化特征因素分別為16 個(gè)，每個(gè)維度含3 個(gè)潛變量，共計(jì)32 道題目。 其次，關(guān)于綠色消費(fèi)行為問(wèn)卷參考Gollwitzer 和張新寧關(guān)于綠色消費(fèi)行為的相關(guān)量表進(jìn)行編寫(xiě)［1,23］。最后，問(wèn)卷采用7 級(jí)李科特量表，受試者將根據(jù)自我認(rèn)知的情況，對(duì)自身各項(xiàng)性格特征進(jìn)行打分，1 分表示完全不符合，7 分表示完全符合。

本次試驗(yàn)的研究對(duì)象為普通消費(fèi)者。 首先，我們?cè)谛》秶鷥?nèi)發(fā)放50 份問(wèn)卷進(jìn)行預(yù)調(diào)研，采用SPSS 軟件做探索性因子分析，主要是為了剔除性別角色量表當(dāng)中解釋力較低的因素。 經(jīng)過(guò)對(duì)變量的篩選，剔除標(biāo)準(zhǔn)載荷小于0.3 的因子，得到最終問(wèn)卷（表1 所示）。通過(guò)檢驗(yàn)得到Cronbach’s α 系數(shù)0.909，KMO 值0.696 基本接近0.7，Barlett 球形檢驗(yàn)在0.001 下顯著，標(biāo)準(zhǔn)載荷均大于0.6，信度效度檢驗(yàn)基本通過(guò)。 然后，根據(jù)調(diào)研結(jié)果對(duì)實(shí)驗(yàn)問(wèn)卷進(jìn)行修改完善，隨后提交給三名專家對(duì)問(wèn)卷進(jìn)行評(píng)審，以確保問(wèn)卷的適用性、可讀性和準(zhǔn)確性。問(wèn)卷的發(fā)放形式，主要通過(guò)問(wèn)卷星平臺(tái)形成鏈接和二維碼，我們以有償答卷的方式在社交網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)上以滾雪球的方式發(fā)放問(wèn)卷。

2.結(jié)果分析

經(jīng)過(guò)一個(gè)月的調(diào)查，本次調(diào)研共收集問(wèn)卷350 份，剔除不符合邏輯關(guān)系、答卷不完整和填寫(xiě)問(wèn)卷時(shí)長(zhǎng)過(guò)長(zhǎng)或過(guò)短的不合格問(wèn)卷后得到335 份有效問(wèn)卷。 在樣本的選擇方面，我們注意控制人群的性別、年齡以及受教育程度等相關(guān)因素以保證數(shù)據(jù)質(zhì)量，樣本的基本統(tǒng)計(jì)信息如表格1 所示。

表1 樣本人口統(tǒng)計(jì)學(xué)分析

實(shí)驗(yàn)一的信效度檢驗(yàn)采用偏最小二乘法 （Partial Least Squares,PLS）, 使用SmartPls 軟件進(jìn)行信效度檢驗(yàn)。 根據(jù)表2，所有反應(yīng)潛在變量的AVE 都大于0.7，且所有題項(xiàng)的因子載荷都大于學(xué)者Aiken 和West 提出的0.5，表明聚合效度有效。 潛在變量的組合信度（CR）、Cronbachs Alpha 都在0.8 以上，大于0.7，表明測(cè)量模型內(nèi)部一致性有效。

表2 測(cè)量模型效度概況

表3 區(qū)分效度檢驗(yàn)結(jié)果

Fornell 和Larcker 提出通過(guò)比較潛變量AVE 的平方根和變量間的相關(guān)系數(shù)來(lái)檢驗(yàn)區(qū)分效度。 結(jié)果如表3 所示，全部變量的AVE 的平方根均大于該變量與其他變量的相關(guān)系數(shù)，說(shuō)明該量表的區(qū)分效度較好。

本文采用SmartPls 對(duì)綠色消費(fèi)行為進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型分析。 使用PLS 算法和bootstrapping 重復(fù)抽樣（335 個(gè)案，5000 次重復(fù)抽樣）檢驗(yàn)結(jié)構(gòu)模型。其中，綠色消費(fèi)行為的R2為0.439，表明模型具有良好的預(yù)測(cè)效果。 結(jié)構(gòu)檢測(cè)結(jié)果包括標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)，基于T 檢驗(yàn)的顯著性系數(shù)以及決定性系數(shù)R2。 結(jié)果如圖2 所示。 其中，女性化特征的三個(gè)潛在變量包括女子氣、同理心和勤儉的都在p＜0.001 顯著，表明女性化特征正向影響綠色消費(fèi)行為； 而男性化特征的三個(gè)潛在變量包括男子氣、領(lǐng)導(dǎo)力和理性的當(dāng)中，男子氣、領(lǐng)導(dǎo)力與理性的均負(fù)向影響綠色消費(fèi)行為，其中男子氣與領(lǐng)導(dǎo)力兩個(gè)維度在p＜0.001 顯著，而理性的維度p＞0.05，對(duì)綠色消費(fèi)行為的負(fù)向影響不顯著。 由此可得假設(shè)H1a 成立。

圖2 路徑分析

3.方差分析

在對(duì)樣本的性別角色分類時(shí)，本研究借鑒Bem 性別角色測(cè)量方法。將受試者以4 分為臨界值，劃分為四種分型：

（1）當(dāng)男性化特征的平均分大于4，女性化特征的平均分小于4 時(shí)，受試者被視為為男性化分型；

（2）當(dāng)女性化特征的平均分大于4，男性化特征的平均分小于4 時(shí)，受試者被視為女性化分型；

（3）當(dāng)男性化特征的平均分大于4，女性化特征的平均分也大于4 時(shí)，受試者被視為雙性化分型；

（4）當(dāng)男性化特征的平均分小于4，女性化特征的平均分也小于4 時(shí)，受試者被視為未分化分型。

研究采用SPSS 進(jìn)行變量間的描述統(tǒng)計(jì)分析。 通過(guò)分析得出結(jié)論：男性化認(rèn)同52 人，女性化認(rèn)同61 人，雙性化認(rèn)同214 人，未分化認(rèn)同8 人。 其中，男性化認(rèn)同群體的綠色消費(fèi)行為平均值為3.45；女性化認(rèn)同群體的綠色消費(fèi)行為平均值為5.95；雙性化認(rèn)同群體的綠色消費(fèi)行為平均值為5.19；未分化認(rèn)同群體的綠色消費(fèi)行為平均值為3.20。 然后，本文針對(duì)上述四類性別角色受試者，通過(guò)ANOVA 方差分析法對(duì)他們綠色消費(fèi)行為分值進(jìn)行檢驗(yàn)，以驗(yàn)證他們的綠色消費(fèi)行為值之間是否存在顯著差異。 結(jié)果表明，不同的性別角色認(rèn)同受試者的綠色消費(fèi)行為之間存在顯著差異（F=141.322.p＜0.005）。 值得注意的是，女性化認(rèn)同的消費(fèi)者綠色消費(fèi)行為分值最高，與其他三類的差異十分顯著（p＜0.005）；雙性化認(rèn)同受試者綠色分值第二，與其他三類的差異也十分顯著（p＜0.005）；男性化認(rèn)同的消費(fèi)者的綠色消費(fèi)分值較低，顯著低于女性化認(rèn)同與雙性化認(rèn)同的消費(fèi)者（p<0.005）；未分化型消費(fèi)者的綠色消費(fèi)意向最低，但由于數(shù)量較少，在此不做比較。 實(shí)驗(yàn)一的結(jié)果與Kato 和Luchs 等人的研究結(jié)果相似［3,14］。 Kato 認(rèn)為，女性特征與自然關(guān)系密切，并與給予生命和養(yǎng)育等方面相聯(lián)系，而環(huán)境保護(hù)主義反映的是對(duì)環(huán)境的關(guān)心和愛(ài)護(hù)，這是典型的女性特征。 Luchs 則以大五人格模型為依據(jù)發(fā)現(xiàn)了女性的宜人性維度較為顯著，其中包括利他的、共情的等特征，這對(duì)綠色消費(fèi)行為具有顯著的促進(jìn)作用。 可見(jiàn)，性別間的綠色消費(fèi)差異與性格特征之間具有十分重要的聯(lián)系，女性化的性格特征正向影響綠色消費(fèi)行為，這也解釋了為什么相較于男性，女性的綠色消費(fèi)水平更高。 再者，現(xiàn)有的研究尚未對(duì)男性化特征進(jìn)行分析，本文發(fā)現(xiàn)，男性化特征與綠色消費(fèi)呈負(fù)相關(guān)，進(jìn)一步補(bǔ)充了Pinna 關(guān)于男性化特征對(duì)道德消費(fèi)負(fù)相關(guān)的研究發(fā)現(xiàn)［24］。筆者分析，這與傳統(tǒng)的男性化特征中的工具性特征較多有關(guān)，其中包括競(jìng)爭(zhēng)性，高效性等因素，這些因素促進(jìn)了男性化特征群體中的利己性的傾向。 研究結(jié)果證明了假設(shè)H1b、H1c 和H1d成立。

（二）實(shí)驗(yàn)二的數(shù)據(jù)分析與假設(shè)檢驗(yàn)數(shù)

1.數(shù)據(jù)收集

前測(cè)試。首先，本文選擇專家法作為前測(cè)試的一種方法，目的是選擇合適的刺激物。這些刺激物從價(jià)格、使用頻率以及使用方法上都要盡可能地貼近日常生活，并且產(chǎn)品的自身屬性均屬中性。 我們一共準(zhǔn)備了20種類型的產(chǎn)品，其中涵蓋了電器類、洗護(hù)類、食品類這三大類別，并且這三大類均無(wú)明顯的性別屬性。 經(jīng)三名專家篩選后，本文最終選擇“咖啡”“空調(diào)”“臺(tái)燈”“牙膏”這4 種產(chǎn)品進(jìn)行分析。

接下來(lái)，通過(guò)對(duì)前測(cè)試中篩選的4 種刺激物進(jìn)行外觀設(shè)計(jì)，從而調(diào)節(jié)刺激物的性別屬性。 本文針對(duì)所選取的咖啡、空調(diào)、臺(tái)燈、牙膏這4 種產(chǎn)品，分別設(shè)計(jì)出a 和b 兩款類型并作為一組，其中a 款為男性化的產(chǎn)品，b 款為女性化的產(chǎn)品。這些產(chǎn)品的外觀設(shè)計(jì)均由美術(shù)專業(yè)人士完成，并運(yùn)用PS 軟件設(shè)計(jì)，以實(shí)現(xiàn)調(diào)節(jié)產(chǎn)品性別屬性之目的。 隨后，我們?cè)诰€招募200 名測(cè)試者（男性85 人，女性115 人，平均年齡38 歲），以在線問(wèn)卷的形式對(duì)4 組刺激物的性別屬性進(jìn)行劃分量值［25］。 分值測(cè)量部分同樣采用7 分制李科特量表，在測(cè)試開(kāi)展過(guò)程中，受試者通過(guò)觀察產(chǎn)品外觀，根據(jù)主觀印象對(duì)產(chǎn)品的性別屬性進(jìn)行打分。

根據(jù)所收集到的數(shù)據(jù)，筆者將其劃分為兩種情形：其一，當(dāng)產(chǎn)品為高男性化且低女性化分值時(shí)，我們將它視為男性化產(chǎn)品；其二，當(dāng)產(chǎn)品為高女性化且低男性化分值時(shí)，我們將其視為女性化產(chǎn)品［19］。 通過(guò)對(duì)男性化與女性化特征評(píng)分進(jìn)行比較，當(dāng)男性化特征評(píng)分高于統(tǒng)計(jì)平均值，且該數(shù)值存在顯著統(tǒng)計(jì)學(xué)差異時(shí)，該刺激物則被判定為男性化產(chǎn)品。

同理，女性化產(chǎn)品的判斷標(biāo)準(zhǔn)可仿照上述男性化產(chǎn)品的判斷標(biāo)準(zhǔn)，經(jīng)相應(yīng)修改后適用。 （具體的分類結(jié)果如表4 所示，分類結(jié)果與預(yù)期一致）

表4 刺激物產(chǎn)品性別劃分

主測(cè)試。 本次實(shí)驗(yàn)的樣本通過(guò)專業(yè)的數(shù)據(jù)機(jī)構(gòu)進(jìn)行收集，共計(jì)發(fā)放樣本量為580 份，去除少答和不合時(shí)間要求的樣本，經(jīng)過(guò)篩選共得到有效樣本量為531 份，其中男性188 人，占比40%；女性284 人，占比60%。樣本具體的描述性統(tǒng)計(jì)分析如表5 所示。

表5 實(shí)驗(yàn)二樣本人口統(tǒng)計(jì)學(xué)分析

變量測(cè)量：（1）性別角色。 本次實(shí)驗(yàn)依然選用實(shí)驗(yàn)一中的性別角色量表進(jìn)行測(cè)量。 （2）綠色消費(fèi)行為。 我們使用前測(cè)試中挑選設(shè)計(jì)的刺激物，并對(duì)每種產(chǎn)品附上簡(jiǎn)短的產(chǎn)品描述，描述中包含了產(chǎn)品的功效、特點(diǎn)以及是否具有綠色環(huán)保性質(zhì)等相關(guān)因素。 在空調(diào)組與咖啡組中，我們進(jìn)一步將產(chǎn)品的性別屬性作為調(diào)節(jié)因素加入其中，把偏男性化產(chǎn)品描述為綠色產(chǎn)品；同樣，在牙膏與臺(tái)燈組中，我們將偏女性化產(chǎn)品設(shè)計(jì)為綠色產(chǎn)品。在測(cè)試當(dāng)中，受試者通過(guò)圖片觀察產(chǎn)品外觀，并閱讀下方所描述的產(chǎn)品介紹。之后，受試者在充分了解產(chǎn)品的基礎(chǔ)上，對(duì)4 組產(chǎn)品中的a 款或b 款作出認(rèn)同抉擇。

2.結(jié)果分析

接下來(lái)對(duì)數(shù)據(jù)處理，將產(chǎn)品分為具有綠色因素的女性化產(chǎn)品（組別1）和具有綠色因素的男性化產(chǎn)品（組別2）。 隨后，對(duì)兩組產(chǎn)品同時(shí)進(jìn)行ANOVA 單因素方差分析，對(duì)4 種性別角色的認(rèn)同消費(fèi)者的綠色消費(fèi)行為進(jìn)行對(duì)比發(fā)現(xiàn)：組別1 中，男性化認(rèn)同消費(fèi)者的綠色消費(fèi)行為平均值為0.24。 組別2 中，男性化認(rèn)同的消費(fèi)者綠色消費(fèi)行為平均值為1.64。兩組對(duì)比其顯著系數(shù)p＜0.05，兩組間的綠色消費(fèi)意向存在顯著差異。女性化認(rèn)同消費(fèi)者的兩組產(chǎn)品的綠色消費(fèi)行為分別為1.59 和1.68，p＞0.05,無(wú)顯著差異。雙性化認(rèn)同中，兩組的綠色消費(fèi)行為分值分別為1.33 和1.46，p＞0.05，兩組之間無(wú)顯著差異（如表6 所示）。 消費(fèi)驗(yàn)證結(jié)果證實(shí)了Brough和Wilkie 等學(xué)者的觀點(diǎn)，即通過(guò)塑造非女性化形象，如通過(guò)營(yíng)銷過(guò)程中對(duì)顏色、字體、符號(hào)等的調(diào)節(jié)，可以增強(qiáng)男性消費(fèi)者的綠色消費(fèi)行為［2］。 分析結(jié)果可以從圖2 中看出。 故而驗(yàn)證假設(shè)2 中的H2a、H2b 成立。

表6 綠色消費(fèi)行為值的組間差異

四、結(jié)論與啟示

（一）研究結(jié)論

本研究以性別角色理論為基礎(chǔ)，研究了4 種性別角色的消費(fèi)者之間的綠色消費(fèi)行為差異，試圖通過(guò)調(diào)節(jié)產(chǎn)品的性別屬性這一方法，改善人們的消費(fèi)習(xí)慣，提高消費(fèi)者的綠色消費(fèi)行為值。 研究得出以下結(jié)論：

第一，4 種性別角色的消費(fèi)者之間存在顯著的綠色消費(fèi)行為差異。男性化認(rèn)同消費(fèi)者的綠色消費(fèi)行為值最低，女性化認(rèn)同消費(fèi)者的綠色消費(fèi)行為值最高，雙性化認(rèn)同消費(fèi)者介于兩者之間。 雖然雙性化認(rèn)同的消費(fèi)者的綠色消費(fèi)行為分值低于女性化認(rèn)同的消費(fèi)者，但是其差異性不顯著。 這也部分解釋了為什么一些學(xué)者在研究綠色消費(fèi)時(shí)，僅以生理性別劃分會(huì)得出截然相反的結(jié)論。 在現(xiàn)實(shí)社會(huì)中雙性化認(rèn)同人群比例的提升進(jìn)一步弱化了綠色消費(fèi)行為的性別差異，因此我們不能簡(jiǎn)單地說(shuō)是性別差異導(dǎo)致了綠色消費(fèi)行為的異質(zhì)性。此外，由于未分化認(rèn)同消費(fèi)者的樣本數(shù)量較少，不具備統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，在此不做比較驗(yàn)證。

第二，通過(guò)路徑分析發(fā)現(xiàn)，女性化特征因素正向影響綠色消費(fèi)行為值，而男性化特征因素負(fù)向影響綠色消費(fèi)行為值。 這也許與女性化特征的富有同情心，共情的、有愛(ài)心的等利他心理因素有關(guān)；而男性化特征中，好競(jìng)爭(zhēng)的、豪放的、大度的等工具性特征明顯，這些因素與追求成就等利己心理因素聯(lián)系密切，因此與綠色消費(fèi)行為負(fù)相關(guān)。 一些學(xué)者以大五人格量表為基礎(chǔ)，研究性格特征在性別與綠色消費(fèi)行為之間的中介作用，本研究則以性別角色量表為劃分基礎(chǔ)，針對(duì)性格特征進(jìn)行了男性化認(rèn)同與女性化認(rèn)同的區(qū)分，這一劃分基礎(chǔ)與性別造成的綠色消費(fèi)行為差異更加契合，這有利于我們更全面地理解性格特征與綠色消費(fèi)之間的關(guān)系。 此外，本研究的結(jié)論也能夠部分說(shuō)明為什么一些學(xué)者得出女性的綠色消費(fèi)行為顯著高于男性的結(jié)論：這是由于女性化認(rèn)同的人群與男性化認(rèn)同的人群中，多數(shù)人的性別與性別角色認(rèn)同是一致的，即男性化認(rèn)同的人群多數(shù)為男性，而女性化認(rèn)同的人群多數(shù)為女性，但忽略了雙性化人群的生理性別多樣性。

第三，本研究通過(guò)調(diào)節(jié)綠色產(chǎn)品的性別特征，測(cè)試不同性別角色消費(fèi)者的綠色消費(fèi)行為。 當(dāng)偏女性化產(chǎn)品被描述為綠色時(shí)，男性化認(rèn)同的受試者綠色消費(fèi)分值較低，但當(dāng)偏男性化的產(chǎn)品被描述為綠色時(shí)，男性化認(rèn)同的受試者綠色消費(fèi)值提升，且與之前的綠色消費(fèi)行為值之間存在顯著的差異；當(dāng)試驗(yàn)調(diào)節(jié)綠色產(chǎn)品的性別屬性時(shí)，發(fā)現(xiàn)女性化、雙性化認(rèn)同的消費(fèi)者的綠色消費(fèi)行為的組間差異不顯著，這主要是由于女性化認(rèn)同與雙性化認(rèn)同的消費(fèi)者的女性化特征維度值較高，因此正向影響了綠色消費(fèi)行為。 Brough 發(fā)現(xiàn)，調(diào)節(jié)產(chǎn)品的性別屬性可以顯著影響男性消費(fèi)者的綠色消費(fèi)意向［2］，而本研究則發(fā)現(xiàn)，對(duì)于雙性化認(rèn)同的消費(fèi)者，這種調(diào)節(jié)作用并不顯著，其中也包含了雙性化認(rèn)同群體中的男性消費(fèi)者。

（二）管理啟示

對(duì)于企業(yè)而言，在綠色消費(fèi)者細(xì)分上可以增加消費(fèi)者的社會(huì)性別作為另一種細(xì)分工具。 在綠色產(chǎn)品進(jìn)入市場(chǎng)之前，企業(yè)在考慮到目標(biāo)消費(fèi)者生理性別的同時(shí)，也應(yīng)該考慮到特定群體的社會(huì)性別。 了解群體所在的社會(huì)性別現(xiàn)狀，是對(duì)消費(fèi)者心理因素的深入了解，它有利于提高產(chǎn)品定位的準(zhǔn)確度，提高消費(fèi)者的自我認(rèn)同一致性，增加產(chǎn)品與目標(biāo)群體的契合度。 消費(fèi)者的性別角色基于工具性（男性化特征）和表達(dá)性（女性化特征）特征的劃分，消費(fèi)者的表達(dá)性特征正向影響綠色消費(fèi)行為，如果產(chǎn)品的目標(biāo)客戶是表達(dá)性特征較高的群體，企業(yè)在綠色產(chǎn)品或服務(wù)的策略上，可以更加多樣化，因?yàn)榫G色相關(guān)因素可以增加表達(dá)性特征群體對(duì)產(chǎn)品的好感度，從而達(dá)到提升綠色消費(fèi)行為的效果。 相比之下，工具性特征負(fù)向影響綠色消費(fèi)，如果目標(biāo)客戶僅是工具性特征較強(qiáng)的群體，那么企業(yè)在進(jìn)行綠色產(chǎn)品設(shè)計(jì)與宣傳時(shí)，應(yīng)根據(jù)特定人群，適當(dāng)?shù)厝趸a(chǎn)品的女性化特征。 據(jù)此，對(duì)消費(fèi)者的社會(huì)性別角色進(jìn)行細(xì)分，一方面企業(yè)通過(guò)優(yōu)化可以設(shè)計(jì)、包裝等因素增加消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品的好感度，另一方面企業(yè)可以更有效地選擇目標(biāo)市場(chǎng)和制定市場(chǎng)營(yíng)銷策略，有利于集中人力、物力投入目標(biāo)市場(chǎng)，從而提高企業(yè)的經(jīng)濟(jì)效益。

消費(fèi)者應(yīng)該適度地完善個(gè)人性格特征，提高對(duì)綠色消費(fèi)行為的認(rèn)同度。 消費(fèi)者要不斷地提高對(duì)綠色消費(fèi)行為的認(rèn)知，摒棄對(duì)綠色產(chǎn)品和綠色消費(fèi)行為的偏見(jiàn)。 第一，要適當(dāng)?shù)靥嵘T如富有愛(ài)心、同理心和勤儉等女性化相關(guān)特征。適當(dāng)?shù)卦黾优曰S度的相關(guān)特征，對(duì)綠色消費(fèi)行為有正向影響的作用。第二，要全面地學(xué)習(xí)有關(guān)綠色消費(fèi)知識(shí)，樹(shù)立正確的綠色消費(fèi)價(jià)值觀。 對(duì)綠色消費(fèi)的知識(shí)的擴(kuò)展是認(rèn)識(shí)綠色消費(fèi)的基礎(chǔ)，是形成正確的消費(fèi)態(tài)度和價(jià)值觀最主要的方法，也是培養(yǎng)綠色消費(fèi)方式的重要手段。 第三，要對(duì)綠色消費(fèi)行為保持客觀的態(tài)度，避免將綠色行為與女性化特征進(jìn)行關(guān)聯(lián)。 筆者認(rèn)為，作為可持續(xù)發(fā)展的重要一環(huán)，短期內(nèi)看，綠色消費(fèi)行為或許僅僅是對(duì)環(huán)境具有改善作用，而個(gè)體成本卻因此增加，是一種利他的行為，但從長(zhǎng)遠(yuǎn)角度講，綠色消費(fèi)行為所帶來(lái)的好處將會(huì)反映到方方面面，例如環(huán)境改善后的個(gè)體健康水平得到提高，醫(yī)療成本隨之減少，而環(huán)境污染所帶來(lái)的治理成本也會(huì)因此降低。

（三）研究局限與未來(lái)展望

首先，在樣本數(shù)據(jù)收集上，受試者多集中于年輕人群，未來(lái)應(yīng)盡可能地?cái)U(kuò)大樣本量，增加樣本的多樣性，特別是年齡階段和地域上的多樣性。 本研究中未分化認(rèn)同人群整體占比較小，無(wú)法做出嚴(yán)謹(jǐn)?shù)姆治?，擴(kuò)大樣本量后可分析此類人群的綠色消費(fèi)行為。 其次，本研究在做產(chǎn)品性別特征的調(diào)節(jié)作用測(cè)試時(shí)，僅驗(yàn)證了男性化和女性化兩種性別屬性的綠色產(chǎn)品，而對(duì)于中性化的產(chǎn)品沒(méi)有做研究。 盡管一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)，雙性化分類的產(chǎn)品較少見(jiàn)，但現(xiàn)代社會(huì)消費(fèi)中的極簡(jiǎn)風(fēng)趨勢(shì)等與綠色產(chǎn)品設(shè)計(jì)也有一定的聯(lián)系，未來(lái)研究會(huì)進(jìn)一步探索產(chǎn)品中性化設(shè)計(jì)的劃分維度及其是否對(duì)綠色消費(fèi)行為產(chǎn)生影響。 現(xiàn)代社會(huì)消費(fèi)中的極簡(jiǎn)風(fēng)趨勢(shì)等與綠色產(chǎn)品設(shè)計(jì)也有一定的聯(lián)系，許多產(chǎn)品的設(shè)計(jì)偏向中性化，未來(lái)應(yīng)進(jìn)一步探索中性化綠色產(chǎn)品的研究。