城市居民绿色消费行为及影响因素研究

赵晓迪,付佳彦,庞新生

(1.中国林业科学研究院林业科技信息研究所,北京 100091；2.北京林业大学 经济管理学院,北京 100083)

党的十九大强调要“推进绿色发展”,“形成绿色发展方式和生活方式”,并“倡导简约适度、绿色低碳的生活方式”。目前,我国处于经济结构转型升级时期,居民的消费结构正在由衣、食、用、住、行等基础层面的物质需求向健康、绿色、环保等高品质的物质需求和文化需求转型。绿色消费是一种可持续的消费方式,是消费者意识到环境问题后实现购买目的和减少环境损耗的有效兼顾[1]。因此,绿色消费是推动生态文明建设、解决环境问题的重要举措之一。在现阶段,我国市场经济中培育绿色消费产业,是深化我国供给侧结构性改革的一个新的切入点。大多数市民也是支持绿色消费的[2],北京市绿色消费水平较高[3]。本文采用里克特量表法、结构方程模型等定量研究方法,研究我国城市居民绿色消费行为意向及实际行为的影响因素。

1 相关研究回顾及研究假设

绿色消费的思潮最早起源于20世纪40年代的欧洲,Polanyi等[4]在《大转型》一书中提出“生态消费观”,明确指出消费异化是现代西方社会生态危机的根源之一；Elkington等[5]在《绿色消费者指南》中首次系统地对绿色消费的概念进行论述,将绿色消费归纳为“消费的产品是无污染、不浪费资源、对人类安全和国家发展无害的；菲利普·科特勒[6]认为,绿色消费是消费者认识到环境破坏严重影响其生活质量和水平之后,所提出的对企业生产和销售绿色产品的要求,以此降低危害环境的消费；罗永泰[7]认为,绿色消费必须讲究经济实惠,讲求生态效益,符合平等、人道的原则,减少非必要的消费,提倡修理旧物,主张使用再生资源制造的产品。

白光林等[2]研究发现,绿色消费认知、绿色消费态度与绿色消费行为3者互相影响,紧密联系；Lee[8]指出,消费者对环境信息和绿色产品的态度影响其绿色消费的决定；王建国等[9]提出,消费者的态度对绿色消费行为意向影响显著,情境因素在行为合理性、态度和绿色消费行为意向的关系中起调节作用；盛光华等[10]也发现,环境责任感对绿色消费意图具有显著正向影响,对环境关心具有显著正向影响,环境关心对绿色消费意图具有显著正向影响,并在环境责任感和绿色消费意图之间起部分中介作用；王毅杰等[11]发现,城镇居民对环境的关心显著影响其绿色消费；王琰[12]认为,环境态度和环境认知越高,从事绿色消费的频率越高；Peattie[1]的研究表明,对环境知识了解程度更高的消费者更容易刺激其购买绿色产品。由此可见,消费者对环境保护的认知和态度对其自身绿色消费意愿及行为存在显著影响。

Straughan等[13]认为,消费者感知效力能够很好解释其绿色消费行为；孙剑等[14]发现,消费者绿色心理意识局限等因素阻碍消费者的绿色消费行为；张永强等[15]认为,农民绿色消费的不同意识维度对其绿色消费行为影响的力度和方向不同,绿色消费意识结构中的责任观念与环保知识之间存在正向交互效应；劳可夫等[16]认为,绿色消费态度、主观规范和知觉控制之间相互影响,其中,主观规范、知觉控制对绿色消费意向影响显著,消费意向对绿色消费行为影响显著。

社会经济地位对城镇居民的绿色消费具有显著影响[11],价格敏感性在环境关心、环境责任感以及绿色消费意图的关系中呈现反向调节作用[10]。城市居民的收入水平对其绿色农产品消费有很大影响[17]；李国志[18]利用结构方程模型,基于614份农民的数据对农村居民购买节能家电的意愿进行探索,得出结论为产品价格感知是最为显著的负向因素。可见,经济因素(主要指价格要素)负向影响居民的绿色消费意愿。

综合上述研究观点和结论,本研究构建了环保认知、经济因素、绿色消费意愿和绿色消费行为的影响关系图,具体如图1所示。

图1 绿色消费行为结构模型图Fig.1 Structure model of green consumption behavior

2 实证研究

2.1 方法与数据

研究采用国内外获得普遍认可和广泛应用的李克特量表,调查对象为我国6大地区(华东、华中、华南、华北、西北、西南)代表城市(上海、武汉、深圳、北京、西安、成都)中来自不同年龄段和收入水平的1 000位居民。主要测量消费个体认知、消费者绿色消费态度、消费者绿色消费行为、政策干预和调节变量等5个方面内容。

2.2 描述性统计

本次调查共发放量表1 000份,其中有效量表937份,有效率93.7%。在937名受访者中,共有386名男性,占受访者的41%；551名女性,占受访者的59%。所有受访者的年龄组成中,25岁以下的207人,占22.092%；25～35岁的513人,占54.749%；36～45岁的176人,占18.783%；46～55岁的38人,占4.055%；55岁以上的受访者仅3人,占总体的0.320%。受访者的年龄主要集中在25～45岁的年轻群体,符合消费市场的主体要求。51%的受访者为已婚、有子女,38%为未婚人士,10%为已婚、无子女,1%为单身、有子女(离异),来自多成员家庭的受访者会更高频率地考虑绿色产品的购买和使用问题。所有受访者的文化程度大部分为大学本科学历,共579名,占比62%；高中及以下、大专、研究生及以上的人数分别为71,174,113名,占比分别为8%,18%和12%,说明接受绿色消费行为调研的绝大部分受访者都接受了高等教育,对绿色产品有一定地了解。

从受访者的供职单位性质来看,事业单位的有177人,占比19%；政府机关的有34人,占比4%；国有企业的有145人,占比15%；外资企业的有108人,占比12%；民营企业的有445人,占比47%；无职业的有28人,占比3%。在受访者人群中,在民营企业工作的被调查者人数最多,占了调查总数的一半左右；政府机关和无职业的人数占比最少；事业单位、国有企业、外资企业的受访者人数相近。对受访者的家庭人均收入水平进行描述统计发现,家庭人均收入在2 000元以上的受访者占所有受访者的94%,由此可得出一个初步结论:较高的家庭人均收入是居民们进行绿色消费行为的基础,在人均收入低于2 000元的条件下,忙于生计的居民们很难有精力去认识绿色消费,并进行绿色消费的相关行为。

2.3 信度 效度检验

信度、效度检验则是结构方程模型的必备步骤,只有量表通过信度效度检验,才可以进行后续的结构方程分析。在多数情况下,结构方程模型适配度不高有可能是测量模型不佳、量表未通过信度效度检验造成的。

2.3.1信度检验

信度是指问卷的可靠性,主要包括重测信度法、复本信度法、折半信度法、α信度系数法等,本文采用Cronbach α信度系数进行检验,检验结果如表1所示。

表1 问卷的α信度系数Tab.1 Cronbach′s alpha of the questionnaire

经过对Cronbach α信度系数的计算,基于标准化项的Alpha系数为0.913,说明该问卷中所有问题的内部一致性非常理想。通过对每一个维度采用依次删除一个题目分别进行信度计算,得出每个单独的信度系数都比所有题目的信度系数小,说明每道题目在问卷中都是有意义的。

2.3.2效度检验

效度是指问卷有效性,此处采用因子分析法检验问卷效度,检验结果如表2所示。

表2 问卷数据的KMO 和 Bartlett 的检验Tab.2 KMO & bartlett tests of data

其中,KMO值为0.896>0.7,说明问卷的结构效度良好。

3 结果与分析

3.1 变量的整理与选择

在进行结构方程模型构建之前,首先对问卷中的所有量表题的得分情况进行单变量的正态性检验,包括日常行为(1-10题)、消费者感知(11-31题)、外部影响因素(32-47题)、其他因素(48-74题)。将量表中涉及的所有影响因素重新整合,分成5类:

Q1.1-Q1.3为居民绿色消费行为中的购买行为、使用行为和废弃物处置行为。

Q2.1-Q2.3为消费者对于绿色消费行为的态度,包括对购买行为、使用行为和废弃物处置行为的态度。

Q3.1-Q3.3为消费者对于环保的认知,包括消费者对环境和资源的个体责任感、对绿色产品的信任程度、以及消费者的环保习惯。

Q4.1-Q4.3为影响居民绿色消费行为的外部环境因素,包括政策法规、补贴奖励和宣传教育。

Q5.1-Q5.3为影响居民绿色消费行为的客观因素,包括产品价格、回收成本和回收便利性。

3.2 正态性检验和变量分类调整

5大类变量共包含15个具体变量,首先将所有反向打分题的选项得分进行调整,使所有题目变为正向。随后,为判断从问卷中选入模型的变量是否合理,以及能否使用一些特定的统计方法,对15个变量进行正态性检验。对15个变量进行单样本K-S检验,原假设H0:样本服从正态分布,结果如表3所示。

表3 变量的正态性检验Tab.3 Normality tests for variables

在95%的置信水平下,所有变量的P值均小于0.05,认为拒绝原假设,可认为样本均不服从正态分布。由于Q1.1-Q5.3所有变量的KMO值为0.896>0.7,Bartlett球形检验的P值为0.000<0.05,则拒绝原假设,有理由认为相关系数矩阵与单位阵有显著差异。所以,15个变量适合做因子分析。在因子分析中,根据特征值>1的标准提取主成分,经过正交旋转后的矩阵如表4所示。

由表4可知,根据主成分分析结果,发现之前对于变量的整理分类存在一定问题,需要根据成分矩阵重新分类如下:

T1.1-T1.6:绿色消费意愿,包括个人责任感、绿色消费态度和在政策激励下的消费态度。

T2.1-T2.4:环保认知,包括对绿色产品的信任程度、环保习惯、所受的宣传教育和回收行为。

表4 旋转成份矩阵aTab.4 Rotated component matrix

注:提取方法为主成份法,旋转法为具有 Kaiser 标准化的正交旋转法。

T3.1-T3.3:绿色消费行为,包括绿色购买、产品使用和废弃物处置行为。

T4.1-T4.2:经济因素对绿色消费行为的影响,包括绿色产品的价格和回收废弃物的成本。

3.3 结构方程模型的构建

经过变量调整后,绿色消费意愿(T1.1-T1.6)、环保认知(T2.1-T2.4)、绿色消费行为(T3.1-T3.3)、经济因素(T4.1-T4.2)都分别具有收敛效度,且4个主成分之间的相关系数均较低,说明4个主成分之间具有区别效度。根据以上4类变量和变量之间的关系,构造结构方程以及初始结构方程路径图。为方便成图,图2、图3中T1.1用T1#1表示,T2.1用T2#1表示,依次类推。“e”为变量计数,除以上4类变量外,将e16作为经济因素要素总体,e17为消费意愿要素总体,e18为环保认知要素总体,e19为消费行为要素总体(图2)。

图2 结构方程初始路径图Fig.2 Initial path diagram of structural equation

3.4 模型的识别与修正

本文选用AMOS软件进行结构方程模型的构建和修正。在模型拟合方法的选择上,由于结构方程的参数估计方法中,极大似然法适用于大样本且假设观察数据符合多变量正态性的假定,只有在样本服从正态分布的前提下,卡方检验才能合理使用。本文数据不符合多变量正态性假定,因此采用广义最小二乘法对模型进行拟合。

当前模型的输出结果显示卡方过大,P值小于0.05,认为模型不适。卡方大的原因可能与样本不服从正态分布且样本量偏小有关。因此,对模型进行修正,参考AMOS中Modification Indices(修正指标)中给出的建议,模型需要增加变量之间的相关性,增加或删除部分路径,增加参数约束和剔除异常个案,修正步骤是:增加e8和e7,e1和e2,e7和e10,e3和e6之间的变量相关。

在AMOS的异常值检验中,按降序排列了Mahalanobis距离(指每个数据偏离数据中心的距离),当该距离的统计量p2小于0.05时,表示该观察值可能为异常值,按照距离远近逐个剔除个案。因此,剔除第776,673,820,601,837,513,163,874,383,891,862,387,556这13个个案。模型修正后的适配度指标与模型修正前的适配度指标值对比如表5所示。

适配度结果显示,卡方值与自由度之比为2.929<3,适配合理,表明假设模型与样本数据契合度较高；RMSEA值小于0.05,说明模型适配良好；GFI和AGFI值均大于0.9,IFI,TLI,CFI值均未达到0.9,但与模型调整前相比已有显著增长,修正后路径图如图3所示。

表5 修正后模型的适配度指标Tab.5 The adaptation index of the modified model

图3 修正后的路径图Fig.3 The modifies path diagram

3.5 模型结果分析

模型中标准化后的路径系数和相关系数如表6所示。

根据输出结果,首先分析潜在变量之间的相关关系:

1) 从路径系数表可以看出,几乎所有变量对潜变量都存在正向影响,但经济因素对绿色消费行为的相关系数为负数,结合当今绿色产品普遍比一般产品价格偏高的事实,说明绿色产品的相对高价是阻碍消费者购买绿色产品的一大因素,大多数消费者并不会为了环保而支付更高的价格。

2) 环保认知对绿色消费意愿存在正向影响,绿色消费意愿、环保认知对绿色消费行为存在正向影响。在所有的正向影响中,消费者的环保认知对绿色消费意愿的相关系数最接近1,意味着影响最大；其次是绿色消费意愿对绿色消费行为的影响,相关系数为0.784,说明消费者对绿色产品积极的绿色消费意愿能在一定程度上导致其购买绿色产品。

表6 标准化路径系数和相关系数Tab.6 Standardized path coefficient and correlation coefficient

3) 消费者的环保认知通过两种路径对消费行为产生影响,一是通过环保认知的提升积极影响消费者的绿色消费意愿,进而影响其绿色消费行为；二是通过环保认知的提升,直接对城市居民的绿色消费行为产生影响。

其次,分析潜在变量中各观察变量对潜在变量的解释程度:

1) 在绿色消费意愿中,城市居民对环境保护的个体责任感、受到的政策影响和宣传教育等是影响绿色消费意愿的重要因素,相关系数分别为0.829和0.683。说明居民的个体责任感能使其更愿意购买相关的绿色环保产品,当居民感受到政府政策对购买绿色环保产品的支持和福利时,会更愿意对绿色产品进行购买。

2) 城市居民的环保习惯反映环保认知,相关系数为0.747,说明环保认知和环保习惯是相辅相成、互相影响的,积极的环保认识能促进城市居民养成更绿色的环保习惯,同时健康的环保习惯养成后,也能促进城市消费者形成更完善的环保认知；城市居民对绿色产品的信任程度可能与其环保认知有一定的相关关系,相关系数为0.500；城市居民所受到的宣传教育也对促进居民的环保认知起到了一定的作用,相关系数为0.689,认为存在相关关系。

3) 在经济因素中,绿色产品的价格是影响消费者购买意愿的重要原因。一般来说绿色产品的价格与普通产品相比较为昂贵,而我国的消费水平和消费结构还未达到很发达的层次。因此,为了发展我国的环保事业,必须提升我国绿色产品的生产技术水平,给予绿色产品财税优惠政策以降低其价格。

综上所述,为提高居民绿色消费行为的频率,宏观上可以从修改政策法规,鼓励绿色消费,加大保护环境的宣传教育的力度以提升居民的个体责任感、培养居民的环保习惯、提升科技水平、调整绿色产品的价格等角度入手,使得绿色消费的普及度更高。

4 结论与建议

根据文章建构的SEM模型拟合得出结论,1)城市居民的消费意愿对最终绿色消费行为产生正向影响,在消费意愿中,消费者的个体责任感和所受到的国家政策激励能正向影响消费者的绿色消费意愿。2)积极的环保认知能促进消费者的绿色消费意愿,在环保认知中,城市居民的环保认知通过两种路径影响最终的绿色消费行为,即通过影响绿色消费意愿间接影响绿色消费行为,或直接通过环保认知的提升影响绿色消费行为。在环保认知中,城市居民的环保习惯对其环保认知产生正向影响,环保习惯与环保认知相辅相成；城市居民受到的宣传教育也能导致积极的环保认知,进而促进更多绿色消费行为的发生。3)经济因素是阻碍消费者购买绿色产品的重要原因,而在经济因素中,绿色产品相较于普通产品的高价格是阻碍消费者进行绿色消费行为的主要原因。

为促进我国的绿色产品繁荣发展、消费结构绿色转型,促进我国的城市居民采取更多的绿色消费行为,可通过减少绿色产品的税收、宏观调控绿色产品的价格等方面,吸引消费者进行购买；可通过加大对环境保护和绿色产品的宣传力度,提升居民对环保的个体责任感,增强其对绿色产业的信心；通过加强宣传教育,培养居民的环保习惯,进而促使其选择购买绿色产品；通过提升我国生产绿色产品的科技水平,降低生产成本,使得生产绿色产品普及化、购买绿色产品大众化,从而减少由于价格带来的购买阻碍,促进居民采取绿色消费行为,最终达到调整我国消费结构的目的。