預期道德失調對消費者綠色購買意愿影響

邵繼紅, 李彬竹

(湖北工業大學經濟與管理學院,湖北武漢430068)

近年來,人們對環境的關注度增加,其價值觀念、消費行為和消費心理也發生改變。綠色消費是基于不斷涌現的生態危機,針對傳統消費不可持續特征而提出的一種新型消費理念,即在消費過程中,消費者不僅要滿足自身的需求,同時也要考慮環境、社會以及子孫后代的發展。對環境問題的關注部分來源于個體普遍的道德價值取向[1]。購買綠色產品的消費者也被普遍認為是“利他”“道德的”[2],因此綠色消費行為也被認為是一種道德行為。實際上,人們并不一定總會選擇道德行為。當人們做出不道德的選擇時,個人的道德價值受到沖擊而處于一種失調狀態,這種現象被稱為道德失調[3],而消費則是人們應對這種沖擊、拯救受傷自我的一種方式[4]。因此,本研究旨在探究當人們擬開展不道德行為時,其背后的心理作用機制以及對綠色產品消費意愿的影響。

1 文獻綜述與研究假設

1.1 預期道德失調對消費者綠色購買意愿的影響

人們有時會陷入自相矛盾的不和諧狀態,即已有的信念、認知與實際行為之間產生的沖突,這就是所謂的“認知失調”(cognitive dissonance)。Lowell[5](2012)將認知失調引入道德領域,認為當人的行為或一般認知與其道德觀念發生沖突時,道德失調(Moral dissonance)就會發生,道德失調是認知失調的道德層面部分。有學者認為廣義的道德失調分為預期道德失調(anticipated dissonance)與經歷過的道德失調(experienced dissonance)[6]。預期道德失調發生在人們違反道德的行為之前,當人們思考不道德的行為時,就會出現預期道德失調。李宏翰[7](2013)認為,不道德的行為不一定要真正發生,僅僅通過想象這種行為也會與道德自我意識產生沖突,形成道德失調。

人們在大部分時間會保持正向的道德自我,但有時也會突破道德自我去作一些選擇。當不道德行為發生前,人們想象這種不道德行為時,也會與個人自身既有的道德觀念不一致,從而產生沖突,導致道德自我受脅。根據認知失調理論,產生的任何一種不一致都會使人感到不舒服,因此人們會采取措施來舒緩這種失調狀態。根據道德補償理論,當個人的道德自我受到損害時,為了維護道德自我,更為了平衡這種失調狀態,在其后的行為選擇中,人們往往會選擇更加道德的行為進行彌補。在現代消費社會中,補償性消費是彌補自我受損的應對方式之一[4]。

從現有的研究中可看出,在綠色消費的過程中,消費者不僅滿足自身的需求,同時也考慮環境、社會以及子孫后代的發展。事實上,有不少學者認為綠色消費存在著利他屬性。 勞可夫[8](2013)指出,綠色消費行為是消費者從商品購買、使用和用后處置過程中最大程度減小對環境危害角度出發,使個體消費行為對環境的負面影響最小。綠色消費者強調個人對社會、自然環境的責任,因此,參與綠色消費行為的個體被認為具有責任感,綠色消費具有一定的道德屬性,反映了道德的原則。綠色消費會使消費者獲得道德自我肯定。因此,當產生不道德行為想法、自我道德受脅時,個人更有可能通過綠色產品消費來拯救受傷的自我。由此,提出

假設H1:預期道德失調會提高消費者綠色購買意愿。

1.2 內疚感的中介作用

人們會自然地尋求一種認知的平衡。當個體在道德自我上產生認知失調時會出現不適,這種不適感則來源于人們的內疚。Maklan[9](2014)認為內疚感作為一種自我意識的情緒,在自我調節中扮演著重要的角色,并已經被證明會影響控制個人決策的能力。當個體體驗到內疚后,會設法減輕或消除這種負向的體驗,開展親社會行為則是一種常見的措施。湯明[10](2019)對內疚感進行元分析后發現,內疚對親社會行為產生顯著的影響,產生內疚的個體其隨后的親社會行為也更多且穩定。內疚感作為一種道德情緒,對引發親社會行為起到一定的作用,表明個體感覺內疚時,更愿意通過補償來減輕或消除自己的內疚體驗。內疚感與個人道德相關,當人們意識到自身做出的不道德行為時,個體所產生的內疚感會促使其試圖通過提供補償來修復自己的行為,即使無法直接補償到,也會通過諸如綠色消費等親社會道德行為來消除自己心中的內疚。因此,本文認為,個體在經歷道德失調時,由于內疚感的產生,會更偏好于選擇綠色產品,以減輕內疚情緒,從而恢復自我一致性。據此,本文提出

假設H2:預期道德失調對內疚感具有顯著的正向影響,內疚感對綠色購買意愿具有顯著的正向影響;內疚感在預期道德失調對綠色購買意愿的影響中起到中介作用。

1.3 感恩的調節作用

感恩是一種情緒或情感狀態,也是個體產生感激之情的穩定傾向,是一種情感反應,也是個人在將成功或積極結果歸因于他者時所表現出來的積極情緒[11]。McCullough認為,感恩與內疚一樣也是一種道德的情感,感恩既是道德行為的回應,也是道德行為的動機。當他人的舉動促進了個體的利益時,人們會回報以感激。并且,McCullough認為感恩有三個與道德相關的功能:第一,道德晴雨表功能(即對一個人成為另一個人道德行為的受益人這一感知的回應);第二,道德動機功能(激勵感恩的人對施主和其他人表現出親社會行為);第三,道德強化功能(即鼓勵施恩人在未來按道德行事)。

高水平的感恩特質者對自然和社會具有高度的感激之情。而綠色產品作為一種低污染、低資源消耗的產品,綠色消費作為一種著眼于社會的可持續發展、環境友好型的消費模式,自然而然地吸引高感恩特質者。當個體因為內疚感而想要通過道德行為補償道德自我的完整性時,感恩特質正好強化了這一路徑。據此,本文提出

假設H3: 感恩特質正向調節內疚感與綠色購買意愿之間的關系。

理論模型見圖1。

圖1 預期道德失調對消費者購買意愿的作用機制

2 研究設計

2.1 樣本與數據收集

本研究主要采用問卷調查法。調查對象主要為在校大學生、研究生。共發放256份問卷,收回有效問卷218份,有效回收率為85.16%。在樣本人群中,男性占比51.83%,女性占比48.17%。在問卷調查設計方面,主要是對現有的研究成果進行整理、篩選,適當挑選現有成熟量表組成問卷。

2.2 變量的測量

本研究采用Likert5點量表。預期道德失調采用行為想象啟動范式——李宏翰[7](2013)開發的啟動道德失調的四種實驗范式之一,讓受訪者想象自己即將實施不道德行為(如隨手扔垃圾、破壞環境、作弊、傷害他人等),然后讓受訪者將現在的自我與理想中的自我標準相比較。MSI量表[12]中5個標準包括:有同情心、友好、善良、有關愛心、慷慨?！?”代表非常符合理想標準,“5”代表很不符合理想標準。分數越高說明失調程度越大。其他變量的題測均是“1”代表很不同意,“5”代表很同意。內疚感選取Cohen[13]等(2011)的GASP量表,包括“上述情形會讓我感到不舒服”“對上述情形,我會后悔”“我會覺得上述情形很可悲”“這種情形會導致我在未來付出額外的努力來彌補”4個問項,分值越高代表程度越強。感恩特質選用孫文剛[14](2010)量表中的7個問項,這些題項包括“我時常為自然美景所折服”“我真正喜歡一些美好事物,部分是因為對他們心存感激”“我認為活著的每一天都心存感激是很重要的”“如果沒有許多人的幫助,我就不會取得今天的成就”“我真的感激我的朋友和家人”“雖然我認為我比大多數人道德高尚,但在我生活中并沒有得到應得的回報”“我感覺上天、榮譽、命運都不青睞我”(后兩題為反向題)。分值越高代表程度越強,反向題相反。綠色購買意愿采用勞可夫[8](2013)的量表,題項包括“我愿意推薦我的親戚朋友購買綠色產品”“我愿意把綠色產品介紹和推薦給我的家人”“如果需要購買,我會購買綠色產品”3個問項,分值越高,綠色購買意愿程度越強。

3 實證分析

3.1 同源性偏差檢驗

本研究采取了一定的措施來確保問卷的匿名性、問卷題項表達的準確性。但由于問卷基于自我報告的方式,可能存在同源性方差,因此對數據采用了Harman單因素檢測法,檢驗同源性偏差程度。通過SPSS26.0軟件對問卷題項進行因子分析,在未旋轉時得到的第一個因子的方差解釋率為44.774%。一般而言,若第一個主成分的方差解釋率不超過50%,則表示同源性偏差問題不嚴重。因此,本次收集的數據通過了同源性偏差檢驗。

3.2 信效度檢驗

信度分析采用Cronbacha’sα檢驗。當Cronbacha’sα<0.50時,不可信; 當0.500.70時,信度較好。

使用SPSS26.0軟件進行信度分析,具體如表1,說明信度較好。

表1 各變量的克隆巴赫系數

采用SPSS26.0對測量題項進行KMO和Bartlett球形檢驗。本研究總體的KMO值為0.902,各變量的KMO值均大于0.7,均通過了巴特利球形檢驗(p<0.000),說明此次收集的數據非常適合因子分析(表2)。結果中各因子方差的累計解釋率為71.145%,表明量表具有很強的解釋性,效度良好。

表2 巴特利球形檢驗結果

運用AMOS26.0軟件進行驗證性因子分析。采用四因子模型,分析結果為:χ2=266.989,df=143,χ2/df=1.867<3,RMSEA=0.063<0.08,IFI=0.959,TLI=0.950,CFI=0.958,NFI=0.915。IFI、TLI、CFI、NFI指標均大于0.9,各項擬合指數均達到了標準,本研究的結構合理性得到了驗證。

3.3 描述性統計和相關分析

利用SPSS26.0軟件對各變量進行平均值、標準差及相關性分析,結果如表3所示。預期道德失調與內疚感之間存在著顯著的正相關關系(r=0.562,p<0.01);與綠色購買意愿之間也存在著顯著的正相關關系(r=0.478,p<0.01),與感恩特質之間的正相關關系也很顯著(r=0.497,p<0.01)。內疚感與綠色購買意愿之間存在著顯著的正相關關系(r=0.606,p<0.01),內疚感與感恩特質之間也存在著顯著的正相關關系(r=0.577,p<0.01)。同時感恩特質與綠色購買意愿之間也存在著正向的相關關系(r=0.630,p<0.01)。本研究的假設初步得到了支撐,這為進一步回歸分析提供了基礎。

表3 相關性分析

3.4 假設檢驗

3.4.1主效應檢驗通過數據分析軟件將預期道德失調作為自變量,綠色購買意愿作為因變量,年齡、性別作為控制變量進行線性回歸分析。結果發現,預期道德失調對綠色購買意愿具有顯著的正向影響(β=0.471,p<0.000),假設H1得到了支持。因此進一步進行中介效應分析。

3.4.2中介效應檢驗在SPSS26.0上通過PROCESS插件選擇Model 4分析內疚感在預期道德失調對綠色購買意愿影響中的中介效應(表4、表5)。構建回歸分析模型:以綠色購買意愿為結果變量,以預期道德失調為自變量進行回歸分析;以內疚感為結果變量,以預期道德失調為自變量;以綠色購買意愿為結果變量,以預期道德失調為自變量并加入內疚感進行分析。

表4 中介效應

表5 中介效應占比

由表4結果可知,預期道德失調對個人的內疚感產生顯著的正向影響(β=0.5023,p<0.000),內疚感對消費者的綠色購買意愿產生顯著的正向影響(β=0.5209,p<0.000),初步說明內疚感在預期道德失調對綠色購買意愿中起到中介作用。在預期道德失調(綠色購買意愿回歸模型中)加入內疚感后,發現主效應依舊顯著(β=0.2095,p<0.001),說明內疚感在預期道德失調與綠色購買意愿中起到部分中介作用。通過Bootstrap方法選取95%的置信區間分析,發現總效應、中介效應、直接效應的置信區間上限與下限均不包括0,且直接效應占比為44.46%,中介效應占比為55.52%,這說明內疚感在預期道德失調對綠色購買意愿的影響中起到顯著的部分中介作用,假設H2得到了驗證。

3.4.3 調節效應檢驗 在SPSS軟件上,通過PROCESS插件選擇Model 1(選擇5000的樣本量和95%的置信區間)來檢驗感恩特質在內疚感對綠色購買意愿影響中的調節效應。將內疚感、感恩特質以及其交互項“內疚感×感恩特質”放入回歸方程中進行檢驗,結果發現整個模型顯著(R2=0.5135,F=75.294),內疚感與感恩特質的交互項對綠色購買意愿產生顯著的正向影響(β=0.2786,p<0.001),說明感恩特質在內疚感對綠色購買意愿影響中的正向調節作用顯著。

3.4.4有調節的中介效應驗證為了進一步探究感恩特質在該模型中可能存在的調節效應,本研究進一步在SPSS上通過PROCESS插件選擇Mode 14(選擇5000的樣本量和95%的置信區間)來檢驗。按照均值加上一個標準差、平均值、均值加減去一個標準差,把感恩特質分為高、中、低3種水平,結果如表6所示。當處于低水平的感恩時,其下限、上限分別為-0.151、0.1405,中間包含了0,內疚感的中介效應不顯著;當處于中等水平的感恩特質時,其上下限分別為0.2294、0.0112,不包括0;當處于高水平的感恩特質時,其上下限分別為0.3534、0.1119,其中不包括0,內疚感的中介作用顯著。綜上所述,感恩特質強化了內疚感的中介效應,假設H3成立。

表6 有調節的中介效應

4 研究結論與實踐啟示

4.1 結論

1)預期道德失調對消費者綠色購買意愿有正向影響,即預期道德失調程度越高,消費者的綠色購買意愿越強。

2)內疚感中介了預期道德失調對綠色購買意愿的影響,預期道德失調會通過增強個體的內疚感來提高其綠色購買意愿,因為內疚感會使個體產生強烈的親社會行為沖動以恢復自我一致性。

3)個體的感恩特質會正向調節這一作用過程,個人的感恩特質越強,預期道德失調通過影響內疚感而引發的綠色購買意愿就越強烈。感恩特質較弱的個體則不會強化這一作用過程。

4.2 實踐啟示

1)營銷人員在推廣綠色產品時,可以通過讓消費者想象不道德的場景來刺激消費者,將消費者引入預期道德失調的狀態,激發消費者對綠色產品的購買意愿。

2)部分消費者購買產品不僅僅是為了產品本身的功能價值,也有可能通過購買產品來恢復其道德自我一致性。綠色消費屬于親社會、親自然的道德行為,能平復消費者因為預期道德自我受脅而引發的內疚感。因此,企業在推廣綠色產品時,應在品牌創立之初就強化其道德屬性,強調綠色產品的道德附加價值和環境標簽。

3)感恩在消費者道德自我修復的過程中起到強化作用。因此企業可以在綠色營銷中加入能喚醒人們感恩情感的內容,充分利用感恩情景和氛圍,刺激消費者的綠色消費意愿。