預(yù)期道德失調(diào)對消費(fèi)者綠色購買意愿影響

邵繼紅, 李彬竹

(湖北工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,湖北武漢430068)

近年來,人們對環(huán)境的關(guān)注度增加,其價(jià)值觀念、消費(fèi)行為和消費(fèi)心理也發(fā)生改變。綠色消費(fèi)是基于不斷涌現(xiàn)的生態(tài)危機(jī),針對傳統(tǒng)消費(fèi)不可持續(xù)特征而提出的一種新型消費(fèi)理念,即在消費(fèi)過程中,消費(fèi)者不僅要滿足自身的需求,同時(shí)也要考慮環(huán)境、社會(huì)以及子孫后代的發(fā)展。對環(huán)境問題的關(guān)注部分來源于個(gè)體普遍的道德價(jià)值取向[1]。購買綠色產(chǎn)品的消費(fèi)者也被普遍認(rèn)為是“利他”“道德的”[2],因此綠色消費(fèi)行為也被認(rèn)為是一種道德行為。實(shí)際上,人們并不一定總會(huì)選擇道德行為。當(dāng)人們做出不道德的選擇時(shí),個(gè)人的道德價(jià)值受到?jīng)_擊而處于一種失調(diào)狀態(tài),這種現(xiàn)象被稱為道德失調(diào)[3],而消費(fèi)則是人們應(yīng)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(dāng)人們擬開展不道德行為時(shí),其背后的心理作用機(jī)制以及對綠色產(chǎn)品消費(fèi)意愿的影響。

1 文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

1.1 預(yù)期道德失調(diào)對消費(fèi)者綠色購買意愿的影響

人們有時(shí)會(huì)陷入自相矛盾的不和諧狀態(tài),即已有的信念、認(rèn)知與實(shí)際行為之間產(chǎn)生的沖突,這就是所謂的“認(rèn)知失調(diào)”(cognitive dissonance)。Lowell[5](2012)將認(rèn)知失調(diào)引入道德領(lǐng)域,認(rèn)為當(dāng)人的行為或一般認(rèn)知與其道德觀念發(fā)生沖突時(shí),道德失調(diào)(Moral dissonance)就會(huì)發(fā)生,道德失調(diào)是認(rèn)知失調(diào)的道德層面部分。有學(xué)者認(rèn)為廣義的道德失調(diào)分為預(yù)期道德失調(diào)(anticipated dissonance)與經(jīng)歷過的道德失調(diào)(experienced dissonance)[6]。預(yù)期道德失調(diào)發(fā)生在人們違反道德的行為之前,當(dāng)人們思考不道德的行為時(shí),就會(huì)出現(xiàn)預(yù)期道德失調(diào)。李宏翰[7](2013)認(rèn)為,不道德的行為不一定要真正發(fā)生,僅僅通過想象這種行為也會(huì)與道德自我意識(shí)產(chǎn)生沖突,形成道德失調(diào)。

人們在大部分時(shí)間會(huì)保持正向的道德自我,但有時(shí)也會(huì)突破道德自我去作一些選擇。當(dāng)不道德行為發(fā)生前,人們想象這種不道德行為時(shí),也會(huì)與個(gè)人自身既有的道德觀念不一致,從而產(chǎn)生沖突,導(dǎo)致道德自我受脅。根據(jù)認(rèn)知失調(diào)理論,產(chǎn)生的任何一種不一致都會(huì)使人感到不舒服,因此人們會(huì)采取措施來舒緩這種失調(diào)狀態(tài)。根據(jù)道德補(bǔ)償理論,當(dāng)個(gè)人的道德自我受到損害時(shí),為了維護(hù)道德自我,更為了平衡這種失調(diào)狀態(tài),在其后的行為選擇中,人們往往會(huì)選擇更加道德的行為進(jìn)行彌補(bǔ)。在現(xiàn)代消費(fèi)社會(huì)中,補(bǔ)償性消費(fèi)是彌補(bǔ)自我受損的應(yīng)對方式之一[4]。

從現(xiàn)有的研究中可看出,在綠色消費(fèi)的過程中,消費(fèi)者不僅滿足自身的需求,同時(shí)也考慮環(huán)境、社會(huì)以及子孫后代的發(fā)展。事實(shí)上,有不少學(xué)者認(rèn)為綠色消費(fèi)存在著利他屬性。 勞可夫[8](2013)指出,綠色消費(fèi)行為是消費(fèi)者從商品購買、使用和用后處置過程中最大程度減小對環(huán)境危害角度出發(fā),使個(gè)體消費(fèi)行為對環(huán)境的負(fù)面影響最小。綠色消費(fèi)者強(qiáng)調(diào)個(gè)人對社會(huì)、自然環(huán)境的責(zé)任,因此,參與綠色消費(fèi)行為的個(gè)體被認(rèn)為具有責(zé)任感,綠色消費(fèi)具有一定的道德屬性,反映了道德的原則。綠色消費(fèi)會(huì)使消費(fèi)者獲得道德自我肯定。因此,當(dāng)產(chǎn)生不道德行為想法、自我道德受脅時(shí),個(gè)人更有可能通過綠色產(chǎn)品消費(fèi)來拯救受傷的自我。由此,提出

假設(shè)H1:預(yù)期道德失調(diào)會(huì)提高消費(fèi)者綠色購買意愿。

1.2 內(nèi)疚感的中介作用

人們會(huì)自然地尋求一種認(rèn)知的平衡。當(dāng)個(gè)體在道德自我上產(chǎn)生認(rèn)知失調(diào)時(shí)會(huì)出現(xiàn)不適,這種不適感則來源于人們的內(nèi)疚。Maklan[9](2014)認(rèn)為內(nèi)疚感作為一種自我意識(shí)的情緒,在自我調(diào)節(jié)中扮演著重要的角色,并已經(jīng)被證明會(huì)影響控制個(gè)人決策的能力。當(dāng)個(gè)體體驗(yàn)到內(nèi)疚后,會(huì)設(shè)法減輕或消除這種負(fù)向的體驗(yàn),開展親社會(huì)行為則是一種常見的措施。湯明[10](2019)對內(nèi)疚感進(jìn)行元分析后發(fā)現(xiàn),內(nèi)疚對親社會(huì)行為產(chǎn)生顯著的影響,產(chǎn)生內(nèi)疚的個(gè)體其隨后的親社會(huì)行為也更多且穩(wěn)定。內(nèi)疚感作為一種道德情緒,對引發(fā)親社會(huì)行為起到一定的作用,表明個(gè)體感覺內(nèi)疚時(shí),更愿意通過補(bǔ)償來減輕或消除自己的內(nèi)疚體驗(yàn)。內(nèi)疚感與個(gè)人道德相關(guān),當(dāng)人們意識(shí)到自身做出的不道德行為時(shí),個(gè)體所產(chǎn)生的內(nèi)疚感會(huì)促使其試圖通過提供補(bǔ)償來修復(fù)自己的行為,即使無法直接補(bǔ)償?shù)?也會(huì)通過諸如綠色消費(fèi)等親社會(huì)道德行為來消除自己心中的內(nèi)疚。因此,本文認(rèn)為,個(gè)體在經(jīng)歷道德失調(diào)時(shí),由于內(nèi)疚感的產(chǎn)生,會(huì)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。據(jù)此,本文提出

假設(shè)H2:預(yù)期道德失調(diào)對內(nèi)疚感具有顯著的正向影響,內(nèi)疚感對綠色購買意愿具有顯著的正向影響;內(nèi)疚感在預(yù)期道德失調(diào)對綠色購買意愿的影響中起到中介作用。

1.3 感恩的調(diào)節(jié)作用

感恩是一種情緒或情感狀態(tài),也是個(gè)體產(chǎn)生感激之情的穩(wěn)定傾向,是一種情感反應(yīng),也是個(gè)人在將成功或積極結(jié)果歸因于他者時(shí)所表現(xiàn)出來的積極情緒[11]。McCullough認(rèn)為,感恩與內(nèi)疚一樣也是一種道德的情感,感恩既是道德行為的回應(yīng),也是道德行為的動(dòng)機(jī)。當(dāng)他人的舉動(dòng)促進(jìn)了個(gè)體的利益時(shí),人們會(huì)回報(bào)以感激。并且,McCullough認(rèn)為感恩有三個(gè)與道德相關(guān)的功能:第一,道德晴雨表功能(即對一個(gè)人成為另一個(gè)人道德行為的受益人這一感知的回應(yīng));第二,道德動(dòng)機(jī)功能(激勵(lì)感恩的人對施主和其他人表現(xiàn)出親社會(huì)行為);第三,道德強(qiáng)化功能(即鼓勵(lì)施恩人在未來按道德行事)。

高水平的感恩特質(zhì)者對自然和社會(huì)具有高度的感激之情。而綠色產(chǎn)品作為一種低污染、低資源消耗的產(chǎn)品,綠色消費(fèi)作為一種著眼于社會(huì)的可持續(xù)發(fā)展、環(huán)境友好型的消費(fèi)模式,自然而然地吸引高感恩特質(zhì)者。當(dāng)個(gè)體因?yàn)閮?nèi)疚感而想要通過道德行為補(bǔ)償?shù)赖伦晕业耐暾詴r(shí),感恩特質(zhì)正好強(qiáng)化了這一路徑。據(jù)此,本文提出

假設(shè)H3: 感恩特質(zhì)正向調(diào)節(jié)內(nèi)疚感與綠色購買意愿之間的關(guān)系。

理論模型見圖1。

圖1 預(yù)期道德失調(diào)對消費(fèi)者購買意愿的作用機(jī)制

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本與數(shù)據(jù)收集

本研究主要采用問卷調(diào)查法。調(diào)查對象主要為在校大學(xué)生、研究生。共發(fā)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(diào)查設(shè)計(jì)方面,主要是對現(xiàn)有的研究成果進(jìn)行整理、篩選,適當(dāng)挑選現(xiàn)有成熟量表組成問卷。

2.2 變量的測量

本研究采用Likert5點(diǎn)量表。預(yù)期道德失調(diào)采用行為想象啟動(dòng)范式——李宏翰[7](2013)開發(fā)的啟動(dòng)道德失調(diào)的四種實(shí)驗(yàn)范式之一,讓受訪者想象自己即將實(shí)施不道德行為(如隨手扔垃圾、破壞環(huán)境、作弊、傷害他人等),然后讓受訪者將現(xiàn)在的自我與理想中的自我標(biāo)準(zhǔn)相比較。MSI量表[12]中5個(gè)標(biāo)準(zhǔn)包括:有同情心、友好、善良、有關(guān)愛心、慷慨?！?”代表非常符合理想標(biāo)準(zhǔn),“5”代表很不符合理想標(biāo)準(zhǔn)。分?jǐn)?shù)越高說明失調(diào)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(nèi)疚感選取Cohen[13]等(2011)的GASP量表,包括“上述情形會(huì)讓我感到不舒服”“對上述情形,我會(huì)后悔”“我會(huì)覺得上述情形很可悲”“這種情形會(huì)導(dǎo)致我在未來付出額外的努力來彌補(bǔ)”4個(gè)問項(xiàng),分值越高代表程度越強(qiáng)。感恩特質(zhì)選用孫文剛[14](2010)量表中的7個(gè)問項(xiàng),這些題項(xiàng)包括“我時(shí)常為自然美景所折服”“我真正喜歡一些美好事物,部分是因?yàn)閷λ麄冃拇娓屑ぁ薄拔艺J(rèn)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(huì)取得今天的成就”“我真的感激我的朋友和家人”“雖然我認(rèn)為我比大多數(shù)人道德高尚,但在我生活中并沒有得到應(yīng)得的回報(bào)”“我感覺上天、榮譽(yù)、命運(yùn)都不青睞我”(后兩題為反向題)。分值越高代表程度越強(qiáng),反向題相反。綠色購買意愿采用勞可夫[8](2013)的量表,題項(xiàng)包括“我愿意推薦我的親戚朋友購買綠色產(chǎn)品”“我愿意把綠色產(chǎn)品介紹和推薦給我的家人”“如果需要購買,我會(huì)購買綠色產(chǎn)品”3個(gè)問項(xiàng),分值越高,綠色購買意愿程度越強(qiáng)。

3 實(shí)證分析

3.1 同源性偏差檢驗(yàn)

本研究采取了一定的措施來確保問卷的匿名性、問卷題項(xiàng)表達(dá)的準(zhǔn)確性。但由于問卷基于自我報(bào)告的方式,可能存在同源性方差,因此對數(shù)據(jù)采用了Harman單因素檢測法,檢驗(yàn)同源性偏差程度。通過SPSS26.0軟件對問卷題項(xiàng)進(jìn)行因子分析,在未旋轉(zhuǎn)時(shí)得到的第一個(gè)因子的方差解釋率為44.774%。一般而言,若第一個(gè)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(yán)重。因此,本次收集的數(shù)據(jù)通過了同源性偏差檢驗(yàn)。

3.2 信效度檢驗(yàn)

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

使用SPSS26.0軟件進(jìn)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(shù)

采用SPSS26.0對測量題項(xiàng)進(jìn)行KMO和Bartlett球形檢驗(yàn)。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(yàn)(p<0.000),說明此次收集的數(shù)據(jù)非常適合因子分析(表2)。結(jié)果中各因子方差的累計(jì)解釋率為71.145%,表明量表具有很強(qiáng)的解釋性,效度良好。

表2 巴特利球形檢驗(yàn)結(jié)果

運(yùn)用AMOS26.0軟件進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析。采用四因子模型,分析結(jié)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(biāo)均大于0.9,各項(xiàng)擬合指數(shù)均達(dá)到了標(biāo)準(zhǔn),本研究的結(jié)構(gòu)合理性得到了驗(yàn)證。

3.3 描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

利用SPSS26.0軟件對各變量進(jìn)行平均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)性分析,結(jié)果如表3所示。預(yù)期道德失調(diào)與內(nèi)疚感之間存在著顯著的正相關(guān)關(guān)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(guān)關(guān)系(r=0.478,p<0.01),與感恩特質(zhì)之間的正相關(guān)關(guān)系也很顯著(r=0.497,p<0.01)。內(nèi)疚感與綠色購買意愿之間存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系(r=0.606,p<0.01),內(nèi)疚感與感恩特質(zhì)之間也存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系(r=0.577,p<0.01)。同時(shí)感恩特質(zhì)與綠色購買意愿之間也存在著正向的相關(guān)關(guān)系(r=0.630,p<0.01)。本研究的假設(shè)初步得到了支撐,這為進(jìn)一步回歸分析提供了基礎(chǔ)。

表3 相關(guān)性分析

3.4 假設(shè)檢驗(yàn)

3.4.1主效應(yīng)檢驗(yàn)通過數(shù)據(jù)分析軟件將預(yù)期道德失調(diào)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(jìn)行線性回歸分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn),預(yù)期道德失調(diào)對綠色購買意愿具有顯著的正向影響(β=0.471,p<0.000),假設(shè)H1得到了支持。因此進(jìn)一步進(jìn)行中介效應(yīng)分析。

3.4.2中介效應(yīng)檢驗(yàn)在SPSS26.0上通過PROCESS插件選擇Model 4分析內(nèi)疚感在預(yù)期道德失調(diào)對綠色購買意愿影響中的中介效應(yīng)(表4、表5)。構(gòu)建回歸分析模型:以綠色購買意愿為結(jié)果變量,以預(yù)期道德失調(diào)為自變量進(jìn)行回歸分析;以內(nèi)疚感為結(jié)果變量,以預(yù)期道德失調(diào)為自變量;以綠色購買意愿為結(jié)果變量,以預(yù)期道德失調(diào)為自變量并加入內(nèi)疚感進(jìn)行分析。

表4 中介效應(yīng)

表5 中介效應(yīng)占比

由表4結(jié)果可知,預(yù)期道德失調(diào)對個(gè)人的內(nèi)疚感產(chǎn)生顯著的正向影響(β=0.5023,p<0.000),內(nèi)疚感對消費(fèi)者的綠色購買意愿產(chǎn)生顯著的正向影響(β=0.5209,p<0.000),初步說明內(nèi)疚感在預(yù)期道德失調(diào)對綠色購買意愿中起到中介作用。在預(yù)期道德失調(diào)(綠色購買意愿回歸模型中)加入內(nèi)疚感后,發(fā)現(xiàn)主效應(yīng)依舊顯著(β=0.2095,p<0.001),說明內(nèi)疚感在預(yù)期道德失調(diào)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(qū)間分析,發(fā)現(xiàn)總效應(yīng)、中介效應(yīng)、直接效應(yīng)的置信區(qū)間上限與下限均不包括0,且直接效應(yīng)占比為44.46%,中介效應(yīng)占比為55.52%,這說明內(nèi)疚感在預(yù)期道德失調(diào)對綠色購買意愿的影響中起到顯著的部分中介作用,假設(shè)H2得到了驗(yàn)證。

3.4.3 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn) 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(qū)間)來檢驗(yàn)感恩特質(zhì)在內(nèi)疚感對綠色購買意愿影響中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。將內(nèi)疚感、感恩特質(zhì)以及其交互項(xiàng)“內(nèi)疚感×感恩特質(zhì)”放入回歸方程中進(jìn)行檢驗(yàn),結(jié)果發(fā)現(xiàn)整個(gè)模型顯著(R2=0.5135,F=75.294),內(nèi)疚感與感恩特質(zhì)的交互項(xiàng)對綠色購買意愿產(chǎn)生顯著的正向影響(β=0.2786,p<0.001),說明感恩特質(zhì)在內(nèi)疚感對綠色購買意愿影響中的正向調(diào)節(jié)作用顯著。

3.4.4有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)驗(yàn)證為了進(jìn)一步探究感恩特質(zhì)在該模型中可能存在的調(diào)節(jié)效應(yīng),本研究進(jìn)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(qū)間)來檢驗(yàn)。按照均值加上一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差、平均值、均值加減去一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差,把感恩特質(zhì)分為高、中、低3種水平,結(jié)果如表6所示。當(dāng)處于低水平的感恩時(shí),其下限、上限分別為-0.151、0.1405,中間包含了0,內(nèi)疚感的中介效應(yīng)不顯著;當(dāng)處于中等水平的感恩特質(zhì)時(shí),其上下限分別為0.2294、0.0112,不包括0;當(dāng)處于高水平的感恩特質(zhì)時(shí),其上下限分別為0.3534、0.1119,其中不包括0,內(nèi)疚感的中介作用顯著。綜上所述,感恩特質(zhì)強(qiáng)化了內(nèi)疚感的中介效應(yīng),假設(shè)H3成立。

表6 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)

4 研究結(jié)論與實(shí)踐啟示

4.1 結(jié)論

1)預(yù)期道德失調(diào)對消費(fèi)者綠色購買意愿有正向影響,即預(yù)期道德失調(diào)程度越高,消費(fèi)者的綠色購買意愿越強(qiáng)。

2)內(nèi)疚感中介了預(yù)期道德失調(diào)對綠色購買意愿的影響,預(yù)期道德失調(diào)會(huì)通過增強(qiáng)個(gè)體的內(nèi)疚感來提高其綠色購買意愿,因?yàn)閮?nèi)疚感會(huì)使個(gè)體產(chǎn)生強(qiáng)烈的親社會(huì)行為沖動(dòng)以恢復(fù)自我一致性。

3)個(gè)體的感恩特質(zhì)會(huì)正向調(diào)節(jié)這一作用過程,個(gè)人的感恩特質(zhì)越強(qiáng),預(yù)期道德失調(diào)通過影響內(nèi)疚感而引發(fā)的綠色購買意愿就越強(qiáng)烈。感恩特質(zhì)較弱的個(gè)體則不會(huì)強(qiáng)化這一作用過程。

4.2 實(shí)踐啟示

1)營銷人員在推廣綠色產(chǎn)品時(shí),可以通過讓消費(fèi)者想象不道德的場景來刺激消費(fèi)者,將消費(fèi)者引入預(yù)期道德失調(diào)的狀態(tài),激發(fā)消費(fèi)者對綠色產(chǎn)品的購買意愿。

2)部分消費(fèi)者購買產(chǎn)品不僅僅是為了產(chǎn)品本身的功能價(jià)值,也有可能通過購買產(chǎn)品來恢復(fù)其道德自我一致性。綠色消費(fèi)屬于親社會(huì)、親自然的道德行為,能平復(fù)消費(fèi)者因?yàn)轭A(yù)期道德自我受脅而引發(fā)的內(nèi)疚感。因此,企業(yè)在推廣綠色產(chǎn)品時(shí),應(yīng)在品牌創(chuàng)立之初就強(qiáng)化其道德屬性,強(qiáng)調(diào)綠色產(chǎn)品的道德附加價(jià)值和環(huán)境標(biāo)簽。

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