補(bǔ)償性消費視角下消費者綠色產(chǎn)品偏好機(jī)制研究

劉志超，陳依穎

(華南理工大學(xué) 工商管理學(xué)院，廣東 廣州 510006)

古往今來，中國文化都非常注重道德問題，傳統(tǒng)觀念認(rèn)為有道德的人受萬人敬仰，做了不道德的事情則會被他人嗤之以鼻。但事實上當(dāng)人們面對道德抉擇的時候，并不是每次都會選擇道德的行為。人們希望他人把自己看作是有道德的人，不道德的行為會對個體自我價值的認(rèn)知產(chǎn)生負(fù)面影響，因而會通過道德行為來重新獲得失去的價值，而消費就是個體拯救受傷自我的常用應(yīng)對方式[1]。

近年來，國內(nèi)外學(xué)者對道德補(bǔ)償理論以及補(bǔ)償性消費進(jìn)行了研究。Zhong等人提出的道德補(bǔ)償理論解釋了個體道德調(diào)節(jié)機(jī)制的規(guī)律，個體先前的不道德或道德行為，會導(dǎo)致其在之后的道德選擇中補(bǔ)償性地做出相反的道德選擇[2]。補(bǔ)償性產(chǎn)品消費是個體進(jìn)行自我道德調(diào)節(jié)的有效途徑之一。在各種補(bǔ)償性的產(chǎn)品中，綠色產(chǎn)品是消費者進(jìn)行道德補(bǔ)償和印象管理的一種重要選擇[3]。然而，對不道德行為后所引發(fā)的補(bǔ)償性消費背后的心理機(jī)制卻缺乏系統(tǒng)的研究。因此，本文擬探討人們在做出不道德行為后所帶來的道德失調(diào)狀態(tài)是否會產(chǎn)生補(bǔ)償性的消費行為傾向、道德失調(diào)所引發(fā)的補(bǔ)償性消費行為背后的心理機(jī)制以及該心理機(jī)制是否存在一定的邊界條件。

一、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

1.道德失調(diào)對綠色產(chǎn)品消費的影響

研究表明，人們在努力地保持著積極的道德自我，偶爾可能會違背內(nèi)心去做一些不道德的選擇。當(dāng)我們認(rèn)為自己做了違背道德的事情時，我們會強(qiáng)烈地體會到這種不適感，這就是所謂的“道德失調(diào)”。道德失調(diào)(moral dissonance)，用來指代一個人的不道德行為和維持道德自我概念需求之間的矛盾，是指當(dāng)不道德行為威脅到個體的道德自我概念時個體所體驗到的心理失衡狀態(tài)[4]。

道德補(bǔ)償理論認(rèn)為，人們先前的道德行為會影響其后的道德行為，當(dāng)人們做出不道德行為后，為了維護(hù)自己的道德形象，人們傾向于在之后選擇更為道德的行為來補(bǔ)償自己的理想道德自我[5]。在消費社會中，當(dāng)消費者某些需求無法獲得滿足從而出現(xiàn)心理失衡狀態(tài)時，對于消費行為的選擇很大可能會作為解決或者補(bǔ)償這部分心理需求的應(yīng)對策略。Kim發(fā)現(xiàn)當(dāng)消費者在特定的方面感受到自我威脅時，其會通過選擇具有該特定方面象征意義的商品來恢復(fù)自我[6]。而補(bǔ)償性消費作為一種特別的消費行為，已經(jīng)成為社會大眾獲得自我身份構(gòu)建的外在標(biāo)志[1]，是人們道德調(diào)節(jié)、道德重塑和自我認(rèn)同感的新手段。因此，當(dāng)消費者產(chǎn)生道德沖突時，為了減少道德自我受到威脅后的道德失調(diào)，其會選擇消費具有道德象征意義的商品來達(dá)到補(bǔ)償作用，而綠色消費正是具有道德屬性的消費行為，其具有親社會性和利他性[7]。

綠色消費所對應(yīng)的即是綠色產(chǎn)品，它通常具有可降解、無毒、可回收再利用、耗能少等特點[8]。綠色消費作為補(bǔ)償性消費的一種形式，同時具有一定的道德屬性，綠色消費行為可以降低由于道德失調(diào)引發(fā)的自責(zé)感和內(nèi)疚感，人們也傾向于認(rèn)為綠色消費者更加道德[9]。因此，當(dāng)個體經(jīng)歷了道德失調(diào)的心理狀態(tài)后，往往會表現(xiàn)得更符合道德規(guī)范，從而增加親社會的意愿，增加綠色消費行為[10]，恢復(fù)自我一致性，實現(xiàn)自我道德的完整性。

綜上所述，我們認(rèn)為道德失調(diào)導(dǎo)致的對道德自我概念的威脅可以通過對綠色產(chǎn)品的消費來推動道德自我形象的恢復(fù)，從而緩解不道德行為所帶來的不適感。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H1與中性控制組相比，在啟動道德失調(diào)的情境下，消費者更偏好于綠色產(chǎn)品。

2.內(nèi)疚感的中介作用

由前文所述，當(dāng)個體做了不道德行為的時候，將會強(qiáng)烈地體會到不適感，這種不適感便是來自個體道德失調(diào)后所產(chǎn)生的內(nèi)疚感。多項研究表明，內(nèi)疚感作為一種典型的道德情感，在補(bǔ)償性的親社會行為中有著重要作用，它是個體在具有一定自我評價的基礎(chǔ)上通過自我反思而產(chǎn)生的情緒[11]，也是個體違反道德準(zhǔn)則或做出危害別人的行為時產(chǎn)生的心理反省[12]。內(nèi)疚感可以激發(fā)個體的道德行為、抑制不道德行為以及鼓勵個體按照公認(rèn)的是非標(biāo)準(zhǔn)行事[13]。由道德引發(fā)的內(nèi)疚感可以促使個體產(chǎn)生幫助、補(bǔ)償?shù)扔H社會道德行為[11]。

因此，內(nèi)疚作為一種情緒，與人們的道德行為息息相關(guān)，當(dāng)個體做了并意識到自身的不道德行為時，個體所產(chǎn)生的內(nèi)疚感會促使其試圖提供補(bǔ)償來修復(fù)自己的行為，即使無法通過直接補(bǔ)償?shù)绞芎φ?，也會通過其他方式例如補(bǔ)償性消費等親社會道德行為來消除自己心中的內(nèi)疚，從而恢復(fù)自身的道德自我概念。因此，本文認(rèn)為個體在經(jīng)歷道德失調(diào)時，由于內(nèi)疚感的產(chǎn)生，會更偏好于選擇綠色產(chǎn)品，以減輕內(nèi)疚情緒，從而恢復(fù)自我一致性。綜上，本文提出如下假設(shè)：

H2道德失調(diào)的個體更偏好綠色產(chǎn)品，這是由于道德失調(diào)引發(fā)個體更高水平的內(nèi)疚感。內(nèi)疚感在道德失調(diào)和綠色產(chǎn)品偏好的關(guān)系中起中介作用。

3.道德推脫的調(diào)節(jié)作用

不同個體在經(jīng)歷道德失調(diào)時所產(chǎn)生的內(nèi)疚感是否會存在差異？當(dāng)個體做出與自己的道德原則不一致的行為時會導(dǎo)致認(rèn)知失調(diào)狀態(tài)進(jìn)而產(chǎn)生內(nèi)疚感，而個體有動機(jī)去避免這種狀態(tài)[14]。Bandura的研究表明，道德推脫可以減少預(yù)期的自我反省和自我譴責(zé)，促進(jìn)有利于攻擊的認(rèn)知和情感反應(yīng)，從而促進(jìn)有害行為[15]。道德推脫是指個體在做出違反道德自我概念行為時產(chǎn)生的一些特定認(rèn)知機(jī)制，這些認(rèn)知機(jī)制包括重新定義自己的行為使其傷害性看起來更小、最大限度地減少自己在行為后果中的責(zé)任和處罰[16]。Moshagen等研究表明道德推脫側(cè)重于證明偏離個人道德標(biāo)準(zhǔn)行為的正當(dāng)性，避免違反道德標(biāo)準(zhǔn)所帶來的不良后果[17]。Clemente等研究表明，當(dāng)個人的道德準(zhǔn)則與他們的行為不相符時，道德推脫可以幫助減少因失調(diào)而引起的內(nèi)疚狀態(tài)[14]。因此，本文引入道德推脫變量，進(jìn)一步研究不同個體的道德推脫水平是否會影響其在不道德行為后內(nèi)疚感的產(chǎn)生。

道德推脫在恢復(fù)自我一致性過程中起著重要作用，人們傾向于為自己的行為辯護(hù)從而保持他們積極的道德自我概念，而不是改變他們不道德的行為[18]。Bandura等認(rèn)為道德推脫可以通過一系列認(rèn)知策略來減少不道德行為、違背自己道德標(biāo)準(zhǔn)的負(fù)面情緒影響，同時擺脫這種行為的道德制裁[19-20]。當(dāng)個體的不道德行為發(fā)生后，在某種程度上不可能通過減少行為的差異與自身的道德價值觀達(dá)成一致，所以，個體可以通過重新定義可接受的行為或通過增加認(rèn)知的支持來緩解不道德行為所帶來的內(nèi)疚感，以及重申他們對自己道德美德的信仰。因此，道德推脫可以使道德自我調(diào)節(jié)選擇性地失去作用，使得個體的行為在違反其內(nèi)部道德標(biāo)準(zhǔn)時沒有明顯的內(nèi)疚和自責(zé)[21]。當(dāng)高道德推脫的個體經(jīng)歷道德失調(diào)時，其將尋找理由或借口將不道德行為重新定義為有價值的目的，或者否認(rèn)這種行為是出于個人動機(jī)，進(jìn)而減少個體所產(chǎn)生的內(nèi)疚感，也不必要為非道德行為進(jìn)行自我譴責(zé)。

因此，本文認(rèn)為在道德失調(diào)的情境下，高度的道德推脫會引發(fā)個體較低的內(nèi)疚感，從而削弱了其對不道德行為的親社會補(bǔ)償行為傾向，即個體對綠色產(chǎn)品的偏好。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H3道德推脫水平調(diào)節(jié)了內(nèi)疚感在道德失調(diào)與綠色產(chǎn)品之間的中介作用。對低道德推脫水平的個體，內(nèi)疚感的中介作用顯著；對高道德推脫水平的個體，內(nèi)疚感的中介作用則不顯著。

基于以上文獻(xiàn)回顧與理論假設(shè)，本文提出研究理論模型如圖1所示。

圖1 研究模型

二、實驗設(shè)計與結(jié)果分析

1.預(yù)實驗

李宏翰等對自變量道德失調(diào)的啟動開發(fā)了四種實驗范式，包括行動回憶啟動范式、行為想象啟動范式、詞語啟動范式和短文啟動范式[22]。為了增強(qiáng)結(jié)論的可靠性，本文采用行動回憶啟動和短文啟動兩種不同的范式。對于因變量綠色產(chǎn)品偏好的測量，本文采用環(huán)保背包作為綠色產(chǎn)品測定被試的偏好[23]。此外，本文在正式實驗前進(jìn)行了三個預(yù)實驗，目的是驗證道德失調(diào)的啟動操縱和綠色產(chǎn)品偏好的啟動操縱是否有效，參加過預(yù)實驗的被試不再參與之后的正式實驗。

(1)預(yù)實驗1

本實驗是為了測量行動回憶啟動范式操縱的有效性，參與者為廣州某高校28名大學(xué)生(其中男生12人，女生16人，平均年齡22.57歲)。通過設(shè)置實驗組和對照組，實驗組要求被試回憶并寫下他們過去后悔的、不可否認(rèn)的不道德行為的實例而引發(fā)道德失調(diào)；對照組要求被試回憶他們過去的一件不愉快事情，兩組均要求內(nèi)容填寫達(dá)到50字以上。道德失調(diào)的操縱檢驗量表采用道德自我量表(MSI)[24]，量表共9個問項，包括“理想中的自己應(yīng)該是一個有同情心、有關(guān)愛、有公平感、友好、慷慨、樂于助人、勤奮、誠實、善良的人，我現(xiàn)在與理想相比”；問項采用7級李克特量表，1=“遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于理想中的狀態(tài)”，7=“遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過理想中的狀態(tài)”，分?jǐn)?shù)越高說明與理想自我越相近，反之則越遠(yuǎn)。獨立樣本t檢驗結(jié)果顯示，實驗組與控制組的差異顯著(M失調(diào)=3.355，M控制=4.12，t(26)=-2.621，p=0.014<0.05)，表明預(yù)實驗1對道德失調(diào)的操縱有效。

(2)預(yù)實驗2

本實驗是為了測量短文啟動范式操縱的有效性，參與者為廣州某高校34名大學(xué)生(其中男生18人，女生16人，平均年齡21.59歲)。通過設(shè)置實驗組和對照組，實驗組讓被試閱讀指定的短文，短文的內(nèi)容是有關(guān)不道德事件的故事，通過閱讀能夠讓被試對材料內(nèi)容進(jìn)行深度加工，從而引發(fā)被試特定的心理狀態(tài)；對照組讓被試閱讀中性結(jié)局的相同故事材料，兩組故事材料的文字長度和內(nèi)容均相同，唯有結(jié)局不同。道德失調(diào)的操縱檢驗量表與預(yù)實驗1相同，獨立樣本t檢驗結(jié)果顯示，實驗組與控制組的差異顯著(M失調(diào)=4.85，M控制=5.52，t(34)=-2.447，p=0.02<0.05，α=0.845)，表明預(yù)實驗2對道德失調(diào)的操縱有效。

(3)預(yù)實驗3

本實驗中，被試需要閱讀兩款背包的產(chǎn)品材料，并回答問題。背包不使用真實品牌名稱，避免被試受到背包品牌和熟悉度的影響。為了提高被試的參與度，材料中提供了背包的不同性能、不同材質(zhì)以及相同價格等信息，背包環(huán)保程度和實用程度不同，目的是為了操縱綠色產(chǎn)品和非綠色產(chǎn)品。被試使用7級李克特量表對兩款背包的實用性、環(huán)保性以及購買傾向進(jìn)行選擇，問項包括“您認(rèn)為哪款背包的實用性更強(qiáng)”“您認(rèn)為哪款背包對環(huán)境污染更小”“您更傾向于購買哪款背包”。1代表“背包A”，7代表“背包B”。參與者為廣州某高校29名大學(xué)生(其中男生13人，女生16人，平均年齡22.45歲)，獨立樣本t檢驗(與中間值4進(jìn)行比較)結(jié)果表明，背包A的實用性顯著高于背包B，背包B的環(huán)保性顯著高于背包A(M實用性=1.72，M環(huán)保性=6.17，t實用性(28)=-16.319，t環(huán)保性(28)=10.298，p<0.001)，說明預(yù)實驗3對綠色消費產(chǎn)品的分類操縱有效。

2.實驗1：道德失調(diào)對綠色產(chǎn)品偏好的主效應(yīng)檢驗

(1)實驗設(shè)計

實驗1是為了檢驗道德失調(diào)對綠色產(chǎn)品偏好的主效應(yīng)，因此采用道德控制(道德失調(diào)組vs中性控制組)×產(chǎn)品類型(綠色產(chǎn)品vs普通產(chǎn)品)的雙因素組間實驗設(shè)計，被試被隨機(jī)分配到四個組中。本實驗的參與者是廣州某高校221名在校研究生(包括MBA)，剔除在綠色產(chǎn)品偏好的操控題項中的被試，最終獲得有效樣本215人，其中男生83人(占38.6%)，女生132人(占61.4%)，平均年齡25.96歲。

(2)實驗操縱測量與流程

被試在參加實驗之前被告知要參加幾個不相關(guān)的實驗。首先，被試需要回憶并寫下一段過去做過的不道德事情來操縱相應(yīng)的道德失調(diào)，控制組則是回憶并寫下一段過去不愉快的事情，具體操作如預(yù)實驗1。

接著，被試進(jìn)入一個看似完全不相關(guān)的消費行為偏好調(diào)查研究中，被試被告知一家公司擬推出一款雙肩背包，本研究受到該公司的委托，需要對這款即將上市的環(huán)保生活背包B(超強(qiáng)度背包A)進(jìn)行消費者歡迎度和喜愛度的調(diào)查，之后需要閱讀關(guān)于該款背包的產(chǎn)品材料并回答問題，包括分別對兩款背包的實用性、環(huán)保性以及購買傾向進(jìn)行選擇，問項采用7級李克特量表，1代表“非常不愿意購買”，7代表“非常愿意購買”[25]。

在完成綠色產(chǎn)品偏好測量后，對控制變量情緒進(jìn)行測量。由于道德失調(diào)容易引起被試的不適感，從而影響其除內(nèi)疚以外的其他情緒，因此研究需要對被試的情緒進(jìn)行控制。研究采用Mehta的情緒量表[26]，包括6個問項：報告對快樂、喜悅、愉悅、悲傷、沮喪、悶悶不樂六種情緒的感受得分，問項采用7級李克特量表，1=“一點也不”，7=“非?！薄Ｗ詈蟊辉囂顚懭丝诮y(tǒng)計信息。

(3)實驗結(jié)果

在整個實驗1中，共有221名被試被隨機(jī)分配到實驗組和控制組中，去除不合格的樣本后，最終實驗組的有效樣本數(shù)為52個，控制組的有效樣本數(shù)分別為54個、54個和55個。在道德失調(diào)的操縱檢驗中，取道德失調(diào)9個問項的均值表示被試得分(Cronbach′s α=0.78)。獨立樣本t檢驗的結(jié)果顯示：道德失調(diào)組所感知到的道德失調(diào)程度高于控制組(M失調(diào)=4.62，M控制=5.35，t(213)=-8.426，p<0.001)；產(chǎn)品綠色屬性的操縱差異顯著(M綠色=5.57，M普通=4.13，t(213)=7.800，p<0.001)，由此說明，道德失調(diào)和綠色產(chǎn)品操縱成功。

以產(chǎn)品購買傾向為檢驗變量，以道德失調(diào)為分組變量的獨立樣本t檢驗結(jié)果表明，實驗組的購買傾向顯著高于控制組(M失調(diào)=4.53，M控制=3.87，t(213)=2.993，p<0.01)，表明道德失調(diào)可以提高對產(chǎn)品的購買傾向。

以綠色產(chǎn)品偏好為因變量、道德失調(diào)和產(chǎn)品類型為自變量、情緒為協(xié)變量進(jìn)行的兩因素方差分析結(jié)果顯示：道德失調(diào)的主效應(yīng)顯著(F(1，211)=9.285，p<0.01，η2=0.060)，產(chǎn)品類型的主效應(yīng)不顯著(F(1，211)=1.027，p=0.312，η2=0.001)，道德失調(diào)與產(chǎn)品類型的交互作用顯著(F(1，211)=6.445，p<0.05，η2=0.080)。圖2是道德失調(diào)對綠色產(chǎn)品購買傾向的影響，由圖可知，首先，對道德失調(diào)組而言，綠色產(chǎn)品偏好高于普通產(chǎn)品偏好(M綠色=4.925，M普通=4.148，t(105)=2.327，p<0.05)；對中性控制組而言，普通產(chǎn)品的購買傾向高于綠色產(chǎn)品，但差異不顯著(M綠色=3.703，M普通=4.037，t(106)=-1.178，p=0.241)。其次，對產(chǎn)品類型進(jìn)行分組比較，對綠色產(chǎn)品來說，道德失調(diào)組的購買傾向顯著高于中性控制組(M失調(diào)=4.925，M控制=3.703，t(105)=3.874,p<0.001)；對普通產(chǎn)品來說，道德失調(diào)組的購買傾向高于中性控制組，但差異并不顯著(M失調(diào)=4.148，M控制=4.037，t(105)=0.367，p=0.715)。據(jù)此，H1得到支持，即啟動道德失調(diào)的條件下，被試更偏好于綠色產(chǎn)品。

圖2 道德失調(diào)對綠色產(chǎn)品購買傾向的影響

此外，本實驗通過獨立樣本t檢驗對控制變量及人口統(tǒng)計變量進(jìn)行檢驗，其中實驗組和控制組的被試情緒(Cronbach′s α=0.73)無顯著差異(M失調(diào)=4.47，M控制=4.61，t(213)=-1.365，p=0.174)。同時，對人口統(tǒng)計變量性別(F(1，213)=3.68，p=0.058)以及年齡(F(10，204)=1.24，p=0.276)進(jìn)行單因素方差分析，結(jié)果表明兩者對綠色產(chǎn)品偏好的影響不顯著，因此，后續(xù)實驗中不再討論。

3.實驗2：內(nèi)疚感的中介效應(yīng)檢驗

(1)實驗設(shè)計

實驗2是為了進(jìn)一步驗證道德失調(diào)對綠色產(chǎn)品偏好的主效應(yīng)以及內(nèi)疚感的中介效應(yīng)，提高實驗結(jié)果的外部效度和結(jié)論的可靠性，因此研究更換了道德失調(diào)的啟動方式，采取道德失調(diào)組vs中性控制組的單因素組間實驗設(shè)計，被試被隨機(jī)分配到道德失調(diào)組或者中性控制組，通過短文故事閱讀來啟動被試的道德失調(diào)。實驗的參與者是廣州某高校132名在校本科生，同實驗1剔除了在綠色產(chǎn)品偏好的操控題項中明顯回答錯誤的被試，最終獲取有效樣本129人，其中男生72人(占55.8%)，女生57人(占44.2%)，平均年齡20.9歲。

(2)實驗操縱測量與流程

首先，我們請被試閱讀一段不道德的故事來操縱相應(yīng)的道德失調(diào)，控制組則是閱讀中性結(jié)局的相同故事材料，道德失調(diào)的具體操縱內(nèi)容同預(yù)實驗2。在完成了道德失調(diào)的操縱測量之后，測量中介變量內(nèi)疚感。本研究采用Antonetti等設(shè)計的量表[27]，內(nèi)疚感的3個題項包括“想想您在上述情境中的感受，您會有多么強(qiáng)烈的懊悔”“想想你在上述情境中的感受，你會有多么強(qiáng)烈的不舒服”“想想你在上述情境中的感受，你會有多么強(qiáng)烈的內(nèi)疚”。其次，被試對綠色產(chǎn)品偏好的測量，量表同預(yù)實驗3。最后，被試填寫人口統(tǒng)計信息。

(3)實驗結(jié)果

在整個實驗過程中，共有132名被試被隨機(jī)分配到實驗組和控制組中，去除不合格的樣本后，最終有效樣本中實驗組為65個、控制組為64個。在道德失調(diào)的操縱檢驗中，取道德失調(diào)9個問項的均值表示被試得分(Cronbach′s α=0.82)。獨立樣本t檢驗的結(jié)果表明：道德失調(diào)組與控制組所感知到的道德失調(diào)程度有顯著差異(M失調(diào)=4.40，M控制=5.15，t(127)=-6.38，p<0.001)，說明道德失調(diào)操縱成功。

主效應(yīng)檢驗中，通過對被試閱讀自我的中性道德和不道德情境故事時綠色產(chǎn)品偏好進(jìn)行單因素方差分析，結(jié)果表明：被試閱讀中性道德和不道德情境故事時，其綠色產(chǎn)品偏好存在顯著差異(M失調(diào)=4.33，M控制=3.05，F(xiàn)(1，127)=17.13，P=<0.001，η2=0.119)。據(jù)此，H1再次得到支持，進(jìn)一步驗證了啟動道德失調(diào)的情境下被試更偏好綠色產(chǎn)品。表1是以購買傾向為因變量的直接效應(yīng)檢驗結(jié)果，由表可知，道德失調(diào)對綠色產(chǎn)品偏好的總效應(yīng)為-1.282 0，其中的直接效應(yīng)為-0.917 3。

表1 以購買傾向為因變量的直接效應(yīng)檢驗

內(nèi)疚感的中介效應(yīng)檢驗中，取內(nèi)疚感3個問項的均值作為被試得分(Cronbach′s α=0.91)。參照Hayes的方法，本研究在95%的置信區(qū)間條件下選擇Model 4，對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行5 000次的bootstrapping中介效應(yīng)檢驗，結(jié)果見表2，內(nèi)疚感的中介檢驗結(jié)果中不包含0(LLCI=-0.713 7，ULCI=-0.096 9)，說明內(nèi)疚感對啟動了道德失調(diào)被試的綠色產(chǎn)品偏好具有顯著的中介作用，且中介效應(yīng)為-0.364 6，占總效應(yīng)的28.44%，進(jìn)一步驗證了H2。

表2 以內(nèi)疚感為中介變量的間接效應(yīng)檢驗

4.實驗3：道德推脫的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

實驗3是為了檢驗在不同道德推脫水平的條件下，是否會對內(nèi)疚感的中介作用產(chǎn)生調(diào)節(jié)效應(yīng)，即不同程度的道德推脫水平會導(dǎo)致內(nèi)疚感在道德失調(diào)和綠色產(chǎn)品偏好之間的中介作用具有顯著差異(H3)。同時在實驗3中測量被試的內(nèi)疚感，并檢驗內(nèi)疚感的中介作用(H2)。此外，實驗3將被試類型從高校學(xué)生轉(zhuǎn)變?yōu)槿珖秶鷥?nèi)的研究對象，以增加實驗結(jié)果的效度。

(1)實驗設(shè)計

研究采取道德控制(道德失調(diào)組vs中性控制組)×道德推脫(高水平道德推脫vs低水平道德推脫)的組間實驗設(shè)計，被試被隨機(jī)分配到道德失調(diào)組或者中性控制組。本實驗來自全國149名被試，剔除在綠色產(chǎn)品偏好的操控題項中明顯回答錯誤的樣本以及連續(xù)5道選項相同的樣本，最終獲取有效樣本143人，其中男生63人(占44.1%)，女生80人(占55.9%)，平均年齡28.77歲。

(2)實驗操縱測量與流程

首先，請被試回憶并寫下一段過去做過的不道德事情來操縱其道德失調(diào)，控制組則是回憶并寫下一段過去不愉快的事情，道德失調(diào)的具體操縱內(nèi)容與操縱檢驗量表同實驗1。在完成了道德失調(diào)的操縱測量之后，測量中介變量內(nèi)疚感和因變量綠色產(chǎn)品偏好，內(nèi)疚感和綠色產(chǎn)品偏好的檢驗測量量表同實驗2。

在完成綠色產(chǎn)品偏好測量后，對調(diào)節(jié)變量道德推脫進(jìn)行測量。研究采用Moore等設(shè)計的道德推脫量表對其進(jìn)行測量[28]，道德推脫的8個問項包括“出于維護(hù)所愛之人的目的去傳播謠言的行為是可以接受的”“如果你只是想借用，那么不經(jīng)他人同意就拿別人東西的行為是可以接受的”，等等。問項采用7級李克特量表，1=“強(qiáng)烈不同意”，7=“強(qiáng)烈同意”。最后被試填寫人口統(tǒng)計信息。

(3)實驗結(jié)果

實驗3中，被試被隨機(jī)分配到實驗組和控制組中，去除不合格的樣本后，最終有效樣本數(shù)實驗組為70個、控制組為73個。在道德失調(diào)的操縱檢驗中，以道德失調(diào)9個問項的均值表示被試得分(Cronbach′s α=0.85)，獨立樣本t檢驗結(jié)果顯示：道德失調(diào)組與控制組所感知到的道德失調(diào)程度有顯著差異(M失調(diào)=4.30，M控制=5.20，t(141)=-7.562，p<0.001)，說明道德失調(diào)操縱成功。

主效應(yīng)檢驗中，通過對被試回憶自我的不愉快和不道德真實情境時的綠色產(chǎn)品偏好進(jìn)行方差分析，結(jié)果表明：不同情境下綠色產(chǎn)品偏好存在顯著差異(M失調(diào)=4.56，M控制=3.21，F(xiàn)(1，141)=25.756，p=<0.001，η2=0.154)，H1再次得到驗證。

內(nèi)疚感的中介效應(yīng)檢驗中，取內(nèi)疚感3個問項的均值作為被試內(nèi)疚感得分(Cronbach′s α=0.73)，取道德推脫8個問項的均值作為被試道德推脫得分(Cronbach′s α=0.88)，采用Bootstrap程序中的Model 7檢驗道德失調(diào)對內(nèi)疚感中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。以綠色產(chǎn)品偏好為因變量，道德失調(diào)為自變量，道德推脫為調(diào)節(jié)變量，內(nèi)疚感為中介變量，樣本量選擇5 000，在95%的置信區(qū)間下進(jìn)行檢驗。由于道德推脫為調(diào)節(jié)變量，Process插件會自動對其進(jìn)行分組，以“均值加減一個標(biāo)準(zhǔn)差”的范圍將數(shù)據(jù)分為三組，分別是道德推脫均值較高組、均值中等組和均值較低組。被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)結(jié)果顯示：置信區(qū)間(LLCI=0.485 8，ULCI=1.239 1)不包含0，即道德失調(diào)與道德推脫對內(nèi)疚感的交互效應(yīng)顯著(β=0.89，p<0.001)，結(jié)合圖3可以得出道德推脫調(diào)節(jié)了道德失調(diào)對綠色產(chǎn)品偏好的影響。對于低道德推脫組的被試，內(nèi)疚感在道德失調(diào)對被試綠色產(chǎn)品偏好影響中的中介效應(yīng)檢驗中，置信區(qū)間不包含0(LLCI=-1.008，ULCI=-0.226 2)，且中介效應(yīng)的大小為-0.554 9，說明內(nèi)疚感的中介效應(yīng)顯著；對于高道德推脫組的被試，內(nèi)疚感的中介效應(yīng)檢驗中，置信區(qū)間包含0(LLCI=-0.113 6，ULCI=0.305 1)，說明內(nèi)疚感的中介效應(yīng)消失。因此，內(nèi)疚感調(diào)節(jié)了道德失調(diào)對綠色產(chǎn)品偏好的影響，內(nèi)疚感的中介作用被個體的道德推脫水平所調(diào)節(jié)，由此支持了H3。

圖3 道德推脫對道德失調(diào)與綠色產(chǎn)品偏好關(guān)系的影響

三、結(jié)論與啟示

1.研究結(jié)論

研究基于道德補(bǔ)償理論構(gòu)建了一個有調(diào)節(jié)的中介模型，通過三個實驗討論了道德失調(diào)對消費者綠色產(chǎn)品偏好的影響，解釋其作用的內(nèi)在機(jī)制以及道德推脫對內(nèi)疚感中介機(jī)制的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果表明，第一，道德失調(diào)組對綠色產(chǎn)品偏好的影響存在顯著差異，道德失調(diào)顯著提高了消費者對綠色產(chǎn)品的偏好。第二，內(nèi)疚感在道德失調(diào)和綠色產(chǎn)品偏好關(guān)系中起中介作用。說明綠色產(chǎn)品有道德補(bǔ)償作用，可以有效地恢復(fù)消費者的道德自我概念和自我一致性。第三，道德推脫調(diào)節(jié)了內(nèi)疚感對道德失調(diào)與綠色產(chǎn)品關(guān)系所起的中介作用。當(dāng)消費者的道德推脫水平較高時，即使在面臨道德失調(diào)的情境下，個體也會通過尋找理由和借口使道德自我調(diào)節(jié)機(jī)制選擇性地失去作用，導(dǎo)致道德失調(diào)通過內(nèi)疚感影響綠色消費行為的中介作用消失，說明個體道德失調(diào)所引發(fā)的內(nèi)疚感的中介效應(yīng)存在邊界條件。此外，研究通過更換實驗材料和被試類型對自變量道德失調(diào)進(jìn)行不同的操縱設(shè)計，提升了研究結(jié)論的效度和穩(wěn)健性，同時也排除了情緒以及人口統(tǒng)計變量等因素可能對實驗結(jié)果產(chǎn)生的影響。

2.理論貢獻(xiàn)和實踐啟示

研究將道德心理學(xué)和市場營銷學(xué)進(jìn)行跨學(xué)科結(jié)合，通過研究道德/不道德行為背后的心理機(jī)制與消費者對綠色產(chǎn)品偏好之間的關(guān)系，拓展了道德心理學(xué)和營銷領(lǐng)域的研究。同時，研究為營銷人員對綠色產(chǎn)品的營銷策略提供了實踐啟示。本文證明了綠色產(chǎn)品消費具有修復(fù)功能，有助于消費者恢復(fù)自我道德形象。當(dāng)人們做了不道德行為后會更傾向于選擇綠色產(chǎn)品，而不是經(jīng)濟(jì)更優(yōu)產(chǎn)品。因此，企業(yè)可以通過在綠色產(chǎn)品的營銷策略中納入道德訴求來獲得更高的投資回報率。首先，幫助企業(yè)更好地理解消費者購買綠色產(chǎn)品的動機(jī)之一是為了彌補(bǔ)曾經(jīng)的不道德行為、挽回形象以及重獲自我肯定。因此，企業(yè)可以利用消費者這一心理，對綠色產(chǎn)品設(shè)計個性化的定位需求。其次，根據(jù)研究結(jié)果，道德推脫水平低的消費者更有可能追求綠色產(chǎn)品消費所帶來的象征性價值。企業(yè)可以通過強(qiáng)調(diào)綠色產(chǎn)品的附加價值對消費者的意義比其功能性價值更大，從而為綠色產(chǎn)品賦予道德高尚且有利于環(huán)境的產(chǎn)品標(biāo)簽，突出購買該產(chǎn)品的消費者具有較高的道德品質(zhì)且富有正義感，進(jìn)一步促進(jìn)該群體購買綠色產(chǎn)品。最后，營銷人員可以在產(chǎn)品推廣中加入罪惡感相關(guān)的道德情景廣告，激發(fā)消費者的道德失調(diào)，增強(qiáng)消費者的道德感知，使其選擇具有正面影響的綠色產(chǎn)品。