王建華　周瑾　馬玲

摘要：在多重環(huán)境治理和環(huán)境保護(hù)模式下，促進(jìn)公眾采取親環(huán)境行為是有效提高當(dāng)前環(huán)境治理效率的方式?；谝绯鲂?yīng)理論，以蘇皖兩省839份消費(fèi)者樣本數(shù)據(jù)為例，利用傾向得分匹配（PSM）實(shí)證探究消費(fèi)者親環(huán)境購買行為對其他親環(huán)境行為的溢出效應(yīng)，運(yùn)用Ologit和CMA模型進(jìn)一步挖掘內(nèi)在機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：權(quán)威從眾價(jià)值觀、環(huán)境態(tài)度和親環(huán)境購買認(rèn)知顯著影響消費(fèi)者的親環(huán)境購買行為；親環(huán)境購買行為對社會環(huán)保主義和環(huán)保媒介使用行為存在正向溢出效應(yīng)，但對物品回收行為沒有顯著的行為溢出；進(jìn)一步的內(nèi)在機(jī)理分析得出，環(huán)境自我認(rèn)同在親環(huán)境購買行為正向溢出效應(yīng)中發(fā)揮中介作用。

關(guān)鍵詞：親環(huán)境行為；親環(huán)境購買行為；溢出效應(yīng)；PSM-Ologit模型；CMA模型

文章編號：2095-5960（2023）06-0051-10；中圖分類號：C913.3；文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

一、引言

生態(tài)文明建設(shè)是關(guān)乎中華民族永續(xù)發(fā)展的根本大計(jì)，保護(hù)生態(tài)環(huán)境就是保護(hù)生產(chǎn)力。面對日益嚴(yán)峻的生態(tài)環(huán)境問題，公眾參與已然成為美麗中國建設(shè)的內(nèi)在要求。親環(huán)境行為（Proenvironmental Behavior）亦稱環(huán)境友好行為，是指促進(jìn)自然資源可持續(xù)性再生和環(huán)境保護(hù)的行為，包括減少對環(huán)境產(chǎn)生負(fù)面影響的一切行為。[1]當(dāng)前已形成政府、媒體、消費(fèi)者等多方主體協(xié)同改善環(huán)境的社會氛圍，一方面通過政府規(guī)制引導(dǎo)和激勵消費(fèi)者積極參與環(huán)境保護(hù)，另一方面利用媒體宣傳教育，促使消費(fèi)者主動采取親環(huán)境行為。如何促使消費(fèi)者更多地采取親環(huán)境行為？消費(fèi)者的親環(huán)境行為之間是否存在聯(lián)系以及存在怎樣的聯(lián)系？這是本文研究思考的核心問題。

已有研究表明，個(gè)體的親環(huán)境行為之間存在溢出效應(yīng)，即個(gè)體的親環(huán)境行為具有連貫性，歷史的某種特定親環(huán)境行為會改變個(gè)體的后續(xù)其他行為。[2]現(xiàn)有研究較少關(guān)注多類親環(huán)境行為之間的溢出效應(yīng)，更甚少將親環(huán)境購買行為作為引導(dǎo)其他親環(huán)境行為的初始行為因素。親環(huán)境購買行為（Proenvironmental buying behavior），亦稱作綠色購買行為，是具體表現(xiàn)在私領(lǐng)域消費(fèi)活動中的環(huán)境責(zé)任行為。[3，4]目前該領(lǐng)域仍存在一定研究空間：一方面，現(xiàn)有研究鮮少納入中國傳統(tǒng)文化背景因素，且對心理特征因素在行為溢出效應(yīng)發(fā)生過程中的作用缺乏深入探討；另一方面，有關(guān)結(jié)論存在較強(qiáng)異質(zhì)性，溢出效應(yīng)的發(fā)生情境和行為領(lǐng)域尚未形成一致意見，且親環(huán)境購買行為對其他領(lǐng)域親環(huán)境行為溢出效應(yīng)的討論相對不足。鑒于此，本文根植于心理特征，以傾向得分匹配的“反事實(shí)推斷”為研究思路，綜合考慮多種親環(huán)境行為，實(shí)證探究消費(fèi)者親環(huán)境購買行為的溢出效應(yīng)，并運(yùn)用Ologit和CMA模型分析溢出效應(yīng)形成機(jī)理，從而揭示了在中國社會情境和文化背景下親環(huán)境購買行為溢出效應(yīng)發(fā)生的內(nèi)在條件，以期為實(shí)現(xiàn)多領(lǐng)域綠色發(fā)展、促進(jìn)我國環(huán)境治理體系的完善提供理論參考和建議。

二、理論分析與假說提出

（一）親環(huán)境行為及溢出效應(yīng)

環(huán)境領(lǐng)域的溢出效應(yīng)（Spillover Effect）是指個(gè)體在某種特定環(huán)境領(lǐng)域的親環(huán)境行為的影響可能延伸至其他親環(huán)境行為中。[5]溢出效應(yīng)存在兩種相反方向的作用，即某種親環(huán)境行為對其他親環(huán)境行為具有增強(qiáng)（正向溢出）或削弱（負(fù)向溢出）作用。Steinhorst等研究發(fā)現(xiàn)，向消費(fèi)者傳遞節(jié)電竅門，不僅促進(jìn)他們的節(jié)電行為，而且增強(qiáng)了他們采取氣候友好行為的意愿。[6]但正向溢出效應(yīng)并不總是發(fā)生，Tiefenbeck等研究得出，消費(fèi)者減少用水量的同時(shí)會消耗更多的電能。[7]Nash等論證了在中國環(huán)境背景下親環(huán)境行為溢出效應(yīng)的存在。[8]Ha等發(fā)現(xiàn)了消費(fèi)者采取親環(huán)境行為溢出效應(yīng)的潛力。[9]綜上所述，本文認(rèn)為在中國情境和環(huán)境領(lǐng)域中，消費(fèi)者親環(huán)境購買行為可能存在溢出效應(yīng)。

參考Larson等[10]、周全等[11]的研究，本文將環(huán)保生活方式（物品回收行為）、社會環(huán)保主義（搜集環(huán)保信息、加入環(huán)保組織和親友互動）、環(huán)保媒介使用（參與話題討論、環(huán)保相關(guān)內(nèi)容關(guān)注）中包含的六種行為，作為研究親環(huán)境購買行為溢出效應(yīng)產(chǎn)生的后續(xù)親環(huán)境行為。盛光華等認(rèn)為具備更強(qiáng)環(huán)境意識的消費(fèi)者更易發(fā)生親環(huán)境行為，因此，當(dāng)消費(fèi)者在日常生活中增強(qiáng)環(huán)保意識、自覺規(guī)范私領(lǐng)域行為時(shí)，才能逐步上升到參與社會各類環(huán)?；顒拥墓I(lǐng)域行為。[12]消費(fèi)者的親環(huán)境購買行為具有較強(qiáng)的利他性質(zhì)，受到內(nèi)外部因素的綜合影響，當(dāng)其形成堅(jiān)定的利他目標(biāo)時(shí)，未來的行為選擇會因該目標(biāo)而與過去行為保持一致，此時(shí)親環(huán)境購買行為發(fā)生正向溢出效應(yīng)。[13]但與此同時(shí)，Lanzini等揭示親環(huán)境購買行為的積極溢出效應(yīng)主要影響低成本的親環(huán)境行為。[14]鑒于以上六種行為屬于低成本的親環(huán)境行為，因此本文提出以下研究假說：

H1a：親環(huán)境購買行為能夠正向影響環(huán)保生活行為。

H1b：親環(huán)境購買行為能夠正向影響社會環(huán)保主義行為。

H1c：親環(huán)境購買行為能夠正向影響環(huán)保媒介使用行為。

（二）親環(huán)境行為溢出機(jī)制及環(huán)境自我認(rèn)同

親環(huán)境行為溢出效應(yīng)為何會產(chǎn)生？這其中引發(fā)了消費(fèi)者何種心理機(jī)制？這是以往研究中的焦點(diǎn)問題。正向溢出效應(yīng)的產(chǎn)生機(jī)制可以用行為一致性理論來闡釋，負(fù)向溢出效應(yīng)則一般認(rèn)為是道德許可效應(yīng)產(chǎn)生的結(jié)果。行為一致性理論認(rèn)為個(gè)體在執(zhí)行各類親環(huán)境行為時(shí)遵循一致性準(zhǔn)則，強(qiáng)調(diào)維持自身本能上的行為一致。道德許可效應(yīng)認(rèn)為個(gè)體在執(zhí)行難度較大的親環(huán)境行為后，感知自己在違背環(huán)境和社會規(guī)范時(shí)得到了道德許可，從而形成了行為“先好后壞”的現(xiàn)象。[2]本文認(rèn)為親環(huán)境購買作為私領(lǐng)域親環(huán)境行為，其行為產(chǎn)生相對容易，對其他低成本的親環(huán)境行為更易產(chǎn)生正向溢出，即行為一致性。在中介變量的機(jī)制研究中，環(huán)境自我認(rèn)同（Environmental seif-identity）作為驅(qū)動個(gè)體自覺踐行環(huán)保主義的重要內(nèi)在因素，在親環(huán)境行為正向溢出效應(yīng)中發(fā)揮有效杠桿作用，環(huán)境自我認(rèn)同感的強(qiáng)化會促進(jìn)個(gè)體更進(jìn)一步親環(huán)境行為。[15，16]但在部分研究中，該中介作用的發(fā)揮受到行為類型的限制。如Margetts對不同目標(biāo)人群的親環(huán)境購買行為溢出效應(yīng)檢驗(yàn)時(shí)發(fā)現(xiàn)，僅在執(zhí)行所需資源相似的親環(huán)境行為時(shí)，環(huán)境自我認(rèn)同才會起到中介作用。[17]由此本文提出以下研究假說：

H2：環(huán)境自我認(rèn)同能夠促進(jìn)親環(huán)境購買行為的正向溢出效應(yīng)。

三、研究方法與變量選擇

（一）數(shù)據(jù)來源及樣本特征

圍繞研究主題，本文選擇以蘇皖兩省消費(fèi)者為例，采用面對面訪談和問卷調(diào)查法相結(jié)合的方式，于2019年7～8月開展實(shí)地調(diào)研并獲取一手?jǐn)?shù)據(jù)。本次調(diào)查選擇涵蓋蘇南（無錫市）、蘇中（揚(yáng)州市）、蘇北（淮安市、連云港市）的4個(gè)代表性城市，和皖南（馬鞍山市、銅陵市、宣城市）、皖中（合肥市、安慶市）、皖北（阜陽市、淮南市、淮北市）的8個(gè)代表性城市。共發(fā)放問卷917份，剔除無效問卷后，回收有效問卷839份，問卷有效率為91.49%。

調(diào)查樣本的基本特征如表1所示：在樣本區(qū)域中，男女比例約為5/4；各年齡層次分布較為均衡，但總體集中在18～45歲的中青年階段；受教育程度方面，大專/本科及以上的消費(fèi)者占比過半；日常居住地較均勻地分散在市區(qū)、城郊、城鎮(zhèn)、農(nóng)村四個(gè)選項(xiàng)，表明城鄉(xiāng)人口分布均衡；在收入水平方面，近七成的受訪者家庭年收入大于8萬元，說明多數(shù)被試者在親環(huán)境購買方面具有一定的經(jīng)濟(jì)承受能力；被試者的職業(yè)涵蓋多個(gè)行業(yè)領(lǐng)域，在校學(xué)生占比最高約為26.70%，這與樣本的年齡、受教育程度分布相呼應(yīng)。同時(shí)，由于本文研究的核心為親環(huán)境行為，受教育程度較高的學(xué)生群體對此可能具有更高的認(rèn)知水平，在行為和態(tài)度等方面的測量上具有較強(qiáng)的參考意義。

（二）研究方法

1.研究方法選擇

實(shí)驗(yàn)法在驗(yàn)證親環(huán)境行為之間的因果關(guān)系上具有一定優(yōu)勢，但過往的實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)大多關(guān)注如何讓被試者參與某種親環(huán)境行為，卻忽略了持續(xù)參與親環(huán)境行為的意愿[18]，因而初始親環(huán)境行為和后續(xù)親環(huán)境行為發(fā)生的干預(yù)期限問題上，并沒有確切的標(biāo)準(zhǔn)。具體來說，測量的兩類行為發(fā)生干預(yù)期限較長時(shí)，難以排除該時(shí)間過程中其他干擾因素對實(shí)驗(yàn)結(jié)果的影響；[19]而干預(yù)期限較短，又無法說明二者是否為持續(xù)的親環(huán)境行為，結(jié)果的可靠性和真實(shí)性存在一定偏倚，從而削弱了現(xiàn)實(shí)意義。

本文運(yùn)用傾向得分匹配（Propensity Score Matching，PSM）這一處理樣本觀察數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)學(xué)研究方法，探究親環(huán)境購買行為的溢出效應(yīng)。該方法最早由Rosenbaum等提出傾向得分概念，后被運(yùn)用于匹配法探究處于“反事實(shí)”狀態(tài)下的個(gè)體行為差異，作為解決內(nèi)生性問題和數(shù)據(jù)偏差問題的“反事實(shí)推斷模型”。[20]本文所研究的溢出效應(yīng)是否存在受到諸多因素影響，在社會環(huán)境的自然實(shí)驗(yàn)中，使用經(jīng)典回歸方法無法消除消費(fèi)者的稟賦特征，而傳統(tǒng)實(shí)驗(yàn)法也難以避免時(shí)間等因素的作用。PSM模型能夠消除兩組消費(fèi)者的初始稟賦差異，且通過構(gòu)建反事實(shí)框架，可以清楚了解到親環(huán)境購買行為程度更高的消費(fèi)者，在其行為程度低的反事實(shí)狀態(tài)下產(chǎn)生的其他親環(huán)境行為，以此更準(zhǔn)確檢驗(yàn)溢出效應(yīng)及其方向。

2.親環(huán)境購買行為溢出效應(yīng)估計(jì)

本文根據(jù)消費(fèi)者對過去親環(huán)境購買行為習(xí)慣的自述，設(shè)置處理組和控制組，將消費(fèi)者分成高、低程度的親環(huán)境購買行為組。構(gòu)建加入控制變量的親環(huán)境購買行為溢出效應(yīng)基礎(chǔ)模型的表達(dá)式為：

? ? Y=β+βT+βZ+ε （1）

（1）式中，Y表示樣本i的第j種親環(huán)境行為；T為消費(fèi)者是否為處理組的虛擬變量，T=1表示為處理組，T=0表示為控制組；Z為影響溢出效應(yīng)的控制變量；ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)；β為常數(shù)項(xiàng)；β為親環(huán)境購買行為的處理效應(yīng)；β為控制變量對親環(huán)境行為的邊際效應(yīng)。

傾向得分匹配的研究過程中，首先需要計(jì)算傾向得分（Propensity Score，PS）。[20]消費(fèi)者的親環(huán)境購買行為是“自選擇”結(jié)果，由消費(fèi)者的稟賦特征變量X決定，傾向得分就是在給定資源稟賦Xi的條件下，所選樣本個(gè)體在處理組的概率：

PS=P（T=1｜X）=exp（βX）/1+exp（βX）=E（T=0｜X） （2）

（2）式中，P（T=1|X）是樣本為處理組的概率，即PS值，X為匹配變量，β為參數(shù)向量，E（T=0|X）為反事實(shí)狀態(tài)下處理組樣本的每次可能結(jié)果期望值。

其次，本文選擇k近鄰匹配的一對一匹配、一對四匹配、半徑匹配、核匹配4種匹配算法進(jìn)行匹配，以提高結(jié)果穩(wěn)健性。最后，計(jì)算處理組樣本的平均處理效應(yīng)，即本文主要觀測的親環(huán)境購買行為溢出效應(yīng)，親環(huán)境購買行為是否促進(jìn)或者抑制了其他親環(huán)境行為：

ATT=E（Y-Y|T=1）

=E{E[Y-Y|T=1，p（X）]}

=E{E[Y|T=1，p（X）]-E[Y|T=0，p（X）]|T=1} （3）

（3）式中，p（X）為處理組樣本i的傾向得分值；E{Y|T=1，p（X）}為高程度親環(huán)境購買行為消費(fèi)者的其他親環(huán)境行為，在T=1的條件下可直接觀測；E{Y|T=0，p（X）}則需要通過構(gòu)建反事實(shí)框架加以估計(jì)。

3.親環(huán)境購買行為溢出效應(yīng)的機(jī)理分析

為探究親環(huán)境購買行為溢出效應(yīng)存在原因，需在（1）式中加入可能引起溢出效應(yīng)的其他解釋變量，本文加入了環(huán)境自我認(rèn)同變量，如下所示：

Y=β+βT+βZ+αW+ε （4）

（4）式中，W為環(huán)境自我認(rèn)同；α為環(huán)境自我認(rèn)同對其他親環(huán)境行為的邊際效應(yīng)。

（三）變量選擇及信效度檢驗(yàn)

處理變量為親環(huán)境購買行為。量表參考Lao等親環(huán)境購買行為量表[21]，題項(xiàng)包括“在購買產(chǎn)品前，我會關(guān)注產(chǎn)品對環(huán)境的影響程度”“我出于環(huán)保原因更換了我以前使用的某產(chǎn)品”等5個(gè)題項(xiàng)。經(jīng)信效度檢驗(yàn)，Cronbach’s α系數(shù)為0.827，KMO值為0.840，說明該量表具有良好的信度和效度。經(jīng)樣本的行為選項(xiàng)篩選，最終獲得低行為組為控制組（563），高行為組為處理組（276）。組間變量差異性T檢驗(yàn)得出T絕對值為40.8808，Pr（|T|>|t|）=0.000，在0.1%的顯著性水平上存在顯著差異，說明分組有效，組間足以顯示行為程度的差異。

構(gòu)建PSM模型的關(guān)鍵在于匹配變量的選擇，目的在于消除初始與后續(xù)行為之間共同影響因素的作用。以往有關(guān)親環(huán)境行為的影響因素，如個(gè)體的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征、經(jīng)濟(jì)社會地位等方面的研究，已得到較為一致的結(jié)論。但在更廣泛的深入研究中，學(xué)者們聚焦到心理因素，并認(rèn)為其對親環(huán)境行為具有較強(qiáng)的解釋力，如環(huán)境態(tài)度對消費(fèi)者親環(huán)境行為差異的解釋力達(dá)到39%。[22]有研究表明，環(huán)境態(tài)度強(qiáng)度在溢出效應(yīng)結(jié)果的不一致性中起著重要作用，個(gè)體的主觀認(rèn)知與所有親環(huán)境行為相關(guān)。[23]另外，親環(huán)境行為根植于特定的文化環(huán)境。[24]勞可夫等的研究證實(shí)了中國傳統(tǒng)文化價(jià)值觀對親環(huán)境行為的積極作用。[25]

參照相關(guān)文獻(xiàn)，本文從消費(fèi)者先天特征和后天行為習(xí)慣兩個(gè)角度，選擇人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量（見表1），并加入涵蓋消費(fèi)者內(nèi)在特征的個(gè)人價(jià)值觀、態(tài)度和認(rèn)知因素作為匹配變量，以實(shí)現(xiàn)最優(yōu)的匹配效果，同時(shí)消除影響溢出效應(yīng)檢驗(yàn)的干擾因素。消費(fèi)者內(nèi)在特征共設(shè)計(jì)19個(gè)觀察變量，用以測量消費(fèi)者內(nèi)在動機(jī)的4個(gè)主要匹配變量（見表2）。權(quán)威從眾價(jià)值觀量表參考潘煜的中國文化背景下消費(fèi)者價(jià)值觀量表，用以描述和排除行為差異之間可能存在的從眾因素的影響；[26]環(huán)境態(tài)度量表參考Schwepker等的態(tài)度量表，選取其中衡量以環(huán)境為中心的人與自然關(guān)系認(rèn)知量表部分；[27]親環(huán)境購買認(rèn)知參考Moser的購買行為量表；[28]環(huán)境自我認(rèn)同參考Ellen等關(guān)于環(huán)境自我認(rèn)同的項(xiàng)目，旨在衡量消費(fèi)者對親環(huán)境購買的環(huán)境友好作用的認(rèn)同感。[29]表2顯示了信效度檢驗(yàn)和組間差異性檢驗(yàn)結(jié)果。檢驗(yàn)量表信度的Cronbach’s α系數(shù)，除了權(quán)威從眾價(jià)值觀為0.624，處于可接受水平，其余均達(dá)到了較高的系數(shù)水平；KMO值均介于0.7～0.8之間，說明量表具有較高的結(jié)構(gòu)效度。在測量樣本的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)中，分組后樣本均值在1%的水平上顯示組間存在差異性，可以反映出親環(huán)境購買行為與匹配變量和中介變量之間存在一定的相關(guān)關(guān)系，但仍需進(jìn)一步驗(yàn)證。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）親環(huán)境購買行為影響因素分析

本文運(yùn)用stata15軟件實(shí)施PSM模型的應(yīng)用，表3顯示了將消費(fèi)者親環(huán)境購買行為作為因變量，匹配變量作為自變量的二元Logit模型回歸結(jié)果。模型整體在1%的水平上顯著，偽R2為0.391，模型擬合優(yōu)度為-323.698，說明9個(gè)匹配變量對親環(huán)境購買行為具有很強(qiáng)的解釋力。由表3可知，基本人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量對親環(huán)境購買行為的影響并不顯著，說明人口基本特征并不是消費(fèi)者親環(huán)境購買行為的主要影響因素，這印證了勞可夫等的觀點(diǎn)。[25]權(quán)威從眾價(jià)值觀、環(huán)境態(tài)度和親環(huán)境購買認(rèn)知對消費(fèi)者親環(huán)境購買行為具有顯著的正向影響，且均在1%的水平上顯著，特別是中國特色文化對消費(fèi)者認(rèn)知觀念的影響，在一定程度上決定著消費(fèi)者的親環(huán)境行為，這與以往部分研究結(jié)論觀點(diǎn)一致。

（二）親環(huán)境購買行為溢出效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果分析

本文較多的低行為組樣本，為高行為組樣本盡可能提供了可匹配對象，在四種匹配算法中，樣本損失程度較低，整體匹配效果良好。表4為消費(fèi)者親環(huán)境購買行為對六種后續(xù)親環(huán)境行為發(fā)生溢出效應(yīng)的總體效應(yīng)估計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示，除了物品回收行為，兩組樣本在匹配后的親環(huán)境行為均存在顯著差異，且在1%的水平上顯著，說明消費(fèi)者的親環(huán)境購買行為確實(shí)存在正向溢出效應(yīng)，且在四種匹配算法下結(jié)論一致，因此假說H1a不成立，假說H1b、H1c成立。該結(jié)果與以往研究結(jié)論存在部分一致性，驗(yàn)證了親環(huán)境行為領(lǐng)域溢出效應(yīng)的存在。[9]物品回收行為并沒有顯著差異的可能原因在于，多數(shù)消費(fèi)者的物品回收意識不足，且回收相對于直接丟棄的處理方式，可能帶來不便。該實(shí)證結(jié)果可能符合凌卯亮等的研究結(jié)論，即當(dāng)后續(xù)行為難度越高時(shí)，行為正向溢出現(xiàn)象越不易發(fā)生。[30]

（三）平衡性檢驗(yàn)

平衡性檢驗(yàn)中各匹配變量在匹配前后的樣本分布情況，除了家庭年收入在匹配前后的兩組樣本中差異較小，均在2%以內(nèi)，其他匹配變量匹配前的標(biāo)準(zhǔn)偏誤顯示，各匹配變量均在10%以上，最高甚至達(dá)到169.7%，而在匹配后得到了均衡。每個(gè)匹配變量在組間均不再有系統(tǒng)差別，匹配后的T值和P值也顯示各匹配變量均不再顯著。總體匹配質(zhì)量的檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示，樣本經(jīng)過不同的匹配算法，偽R2、LR值、均值偏差、中位數(shù)偏差均有顯著下降。B值和R值作為檢驗(yàn)平衡性的重要指標(biāo)，體現(xiàn)出較為理想的匹配效果，B值在匹配前為177.8，匹配后下降為20.4～30.2，匹配后的R值均在1左右。因此，可以認(rèn)為PSM的四種匹配算法均顯著降低了兩組樣本間匹配變量的差異，匹配較為成功。

（四）親環(huán)境購買行為溢出效應(yīng)機(jī)理分析

從消費(fèi)者內(nèi)在動機(jī)考量，本文納入環(huán)境自我認(rèn)同作為中介變量，分析親環(huán)境購買行為溢出效應(yīng)的形成機(jī)理。參考Baron等的中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序[31]，本文首先檢驗(yàn)了親環(huán)境購買行為對環(huán)境自我認(rèn)同的影響?？紤]到環(huán)境自我認(rèn)同水平采用了“1～5”賦值，首先運(yùn)用Ologit模型進(jìn)行回歸?；貧w得出親環(huán)境購買對環(huán)境自我認(rèn)同的相關(guān)系數(shù)約為0.847，穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤約為0.175，Z=4.82，P（p>|z|）=0.000，說明在1%的顯著性水平上，親環(huán)境購買對環(huán)境自我認(rèn)同具有顯著正向影響。進(jìn)一步探究親環(huán)境購買與環(huán)境自我認(rèn)同對其他親環(huán)境行為的影響，回歸結(jié)果如表6所示。對于可回收物的回收行為，同PSM的結(jié)果一致，親環(huán)境購買行為對物品回收行為沒有顯著的溢出效應(yīng)，但環(huán)境自我認(rèn)同是物品回收行為的重要影響因素。而搜集環(huán)保信息、加入環(huán)保組織、和親友互動、參與話題討論、環(huán)保相關(guān)內(nèi)容關(guān)注這五種親環(huán)境行為回歸的結(jié)果顯示，親環(huán)境購買行為通過影響消費(fèi)者的環(huán)境自我認(rèn)同，從而對五種親環(huán)境行為產(chǎn)生影響。環(huán)境自我認(rèn)同是親環(huán)境購買行為溢出效應(yīng)發(fā)生的重要解釋變量，假說H2成立。

（五）基于因果中介效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)及敏感性分析

1.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文運(yùn)用PSM結(jié)合Ologit模型，實(shí)證檢驗(yàn)了親環(huán)境購買行為的溢出效應(yīng)及其內(nèi)在機(jī)理。為進(jìn)一步檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文參考Imai等提出的研究方法[32]，基于CMA模型，利用計(jì)算機(jī)仿真隨機(jī)實(shí)驗(yàn)，以反事實(shí)框架構(gòu)建的因果中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。CMA模型以準(zhǔn)貝葉斯蒙特卡羅逼近的思想，能夠根據(jù)反事實(shí)推斷有效計(jì)算連續(xù)或離散的處理變量、中介變量與結(jié)果變量之間的平均中介效應(yīng)（ACME）和平均直接效應(yīng)（ADE）。[33]該回歸結(jié)果如表7所示，在控制人口統(tǒng)計(jì)特征、環(huán)境態(tài)度等變量的影響下，第一階段回歸得出親環(huán)境購買行為顯著影響環(huán)境自我認(rèn)同的結(jié)論。第二階段回歸結(jié)果顯示，除了物品回收行為，親環(huán)境購買行為和環(huán)境自我認(rèn)同均同時(shí)對其他親環(huán)境行為產(chǎn)生顯著正向影響。因果中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表明，親環(huán)境購買行為對搜集環(huán)保信息、加入環(huán)保組織、和親友互動、參與話題討論、環(huán)保相關(guān)內(nèi)容關(guān)注的親環(huán)境行為具有顯著影響，且均在1%的顯著性水平，其中，環(huán)境自我認(rèn)同的中介效應(yīng)占比分別為0.170、0.095、0.177、0.094、0.108，中介效應(yīng)占比均在9%～18%之間。因果中介效應(yīng)回歸結(jié)果與前文中介效應(yīng)檢驗(yàn)得出的結(jié)論較為一致，說明結(jié)果穩(wěn)健性較高。

2.敏感性分析

為保證因果中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果的可靠性，基于序列可忽略性假設(shè)條件，本文針對環(huán)境自我認(rèn)同變量的隨機(jī)性進(jìn)行敏感性分析。[34]圖1（1）～（6）分別為物品回收、搜集環(huán)保信息、加入環(huán)保組織、和親友互動、參與話題討論、環(huán)保相關(guān)內(nèi)容關(guān)注的敏感性分析圖示，展示敏感性參數(shù)ρ值在不同水平下，ACME的取值變化。當(dāng)ACME為0時(shí)，圖1（1）～（6）的ρ值分別為0.155、0.172、0.093、0.159、0.121、0.128，且95%的置信區(qū)間分別為0.008～0.024、0.009～0.030、0.003～0.009、0.008～0.025、0.005～0.015、0.006～0.016，表明即使存在抽樣變異性，在序列可忽略性假設(shè)條件下，ACME估計(jì)值始終為正，實(shí)證結(jié)果具有較高的可靠性，研究結(jié)論在序列可忽略性發(fā)生偏離的情況下仍保持一定的合理性。[33]因此，本文基于CMA模型進(jìn)行的因果中介效應(yīng)檢驗(yàn)，進(jìn)一步說明了親環(huán)境購買行為溢出效應(yīng)及其機(jī)理的結(jié)果具有較高穩(wěn)健性。

五、結(jié)論與建議

綜合考慮以往研究中親環(huán)境行為的共同影響因素，本文利用PSM模型構(gòu)建親環(huán)境購買行為的“反事實(shí)”框架，實(shí)證探究了親環(huán)境購買行為的溢出效應(yīng)，并進(jìn)一步分析消費(fèi)者親環(huán)境購買行為溢出效應(yīng)的形成機(jī)理。得到的主要結(jié)論有：（1）人口統(tǒng)計(jì)特征，包括性別、年齡、受教育程度、日常居住地、職業(yè)和家庭年收入，對消費(fèi)者親環(huán)境購買行為并沒有顯著的影響。權(quán)威從眾個(gè)人價(jià)值觀、環(huán)境態(tài)度和親環(huán)境購買認(rèn)知能夠顯著影響消費(fèi)者的親環(huán)境購買行為，揭示了消費(fèi)者內(nèi)在特征是影響親環(huán)境購買行為的顯著因素。（2）在排除消費(fèi)者不同資源稟賦和權(quán)威從眾個(gè)人價(jià)值觀、環(huán)境態(tài)度及親環(huán)境購買認(rèn)知的行為影響因素情況下，消費(fèi)者過去親環(huán)境購買行為程度的差異顯示出其他親環(huán)境行為的差異，即親環(huán)境購買行為對搜集環(huán)保信息、加入環(huán)保組織、和親友互動、參與話題討論、環(huán)保相關(guān)內(nèi)容關(guān)注行為存在正向溢出效應(yīng)，而對物品回收這一環(huán)保行為沒有顯著的行為溢出。對物品回收行為未能產(chǎn)生溢出效應(yīng)可能符合已有相關(guān)研究結(jié)論，即行為正向溢出現(xiàn)象在后續(xù)行為難度較高情況下不易發(fā)生。[30]因此親環(huán)境購買行為雖然存在溢出效應(yīng)，但局限于部分公領(lǐng)域親環(huán)境行為。（3）親環(huán)境購買行為的溢出效應(yīng)發(fā)生機(jī)制表明，提升消費(fèi)者的環(huán)境自我認(rèn)同，能夠顯著影響親環(huán)境購買行為，環(huán)境自我認(rèn)同在該機(jī)制中起到了中介作用。本文不同于以往研究的行為視角，立足于親環(huán)境購買行為，得到了環(huán)境自我認(rèn)同在親環(huán)境行為溢出效應(yīng)中的中介機(jī)制，為現(xiàn)有研究結(jié)論提供了新的證據(jù)。值得注意的是，親環(huán)境購買行為對物品回收行為并不會發(fā)生正向溢出效應(yīng)，即使提升消費(fèi)者的環(huán)境自我認(rèn)同，親環(huán)境購買和物品回收仍無法建立較強(qiáng)聯(lián)系。

基于以上研究結(jié)論，本文提出引導(dǎo)消費(fèi)者采取親環(huán)境行為、完善環(huán)境保護(hù)政策制度的相關(guān)建議：一是完善環(huán)境友好型產(chǎn)品市場機(jī)制、拓寬消費(fèi)者親環(huán)境購買渠道，為消費(fèi)者提供優(yōu)質(zhì)的環(huán)境友好型產(chǎn)品和服務(wù)。加大環(huán)境保護(hù)和綠色發(fā)展理念的宣傳與推廣，組織環(huán)境友好型產(chǎn)品設(shè)計(jì)創(chuàng)意征集、產(chǎn)品體驗(yàn)、積分兌換等活動，引導(dǎo)和促進(jìn)消費(fèi)者采取親環(huán)境購買行為。二是關(guān)注消費(fèi)者動態(tài)，充分了解消費(fèi)者需求，進(jìn)一步促進(jìn)親環(huán)境行為之間的溢出效應(yīng)發(fā)生。以社區(qū)為單位，定期開展環(huán)境保護(hù)模范表彰活動，增強(qiáng)消費(fèi)者自身環(huán)保責(zé)任意識以及環(huán)境認(rèn)同感，激勵消費(fèi)者持續(xù)實(shí)現(xiàn)其他親環(huán)境行為，形成消費(fèi)者普遍參與環(huán)境治理的良好氛圍。三是持續(xù)完善引導(dǎo)消費(fèi)者親環(huán)境行為的規(guī)章制度，積極推動消費(fèi)者參與環(huán)境保護(hù)的法治建設(shè)，如健全消費(fèi)者參與環(huán)境保護(hù)的權(quán)利保障機(jī)制，打造多樣化的參與方式，細(xì)化并規(guī)范參與程序。此外，通過政府激勵手段，制定更有效的環(huán)保政策，鼓勵消費(fèi)者自主發(fā)起親環(huán)境行為，實(shí)現(xiàn)消費(fèi)者由被動接受到主動參與的轉(zhuǎn)化，為消費(fèi)者的環(huán)保角色轉(zhuǎn)換提供條件支持。

參考文獻(xiàn)：

[1]Ramkissoon H， Smith L D G. Weiler B. Relationships between place attachment， place satisfaction and pro-environmental behaviour in an Australian national park[J]. Journal of Sustainable Tourism， 2013， 21（3）， 434～457.

[2]吳正祥， 郭婷婷. 信息干預(yù)視角下閑置物品回收行為的溢出效應(yīng)研究[J]. 中央財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)， 2020（6）： 81～90.

[3]劉青. 親環(huán)境農(nóng)產(chǎn)品購買行為研究——基于質(zhì)量安全和農(nóng)業(yè)環(huán)境污染協(xié)調(diào)治理視角[D]. 浙江大學(xué)， 2018.

[4]王國猛， 黎建新， 廖水香. 個(gè)人價(jià)值觀、環(huán)境態(tài)度與消費(fèi)者綠色購買行為關(guān)系的實(shí)證研究[J]. 軟科學(xué)， 2010（4）： 135～140.

[5]Truelove H B， Carrico A R， Weber E U， et al. Positive and negative spillover of pro-environmental behavior：an integrative review and theoretical framework[J]. Global Environmental Change， 2014（29）： 127～138.

[6]Steinhorst J， Matthies E. Monetary or environmental appeals for saving electricity？ -potentials for spillover on low carbon policy acceptability[J]. Energy Policy， 2016（93）： 335～344.

[7]Tiefenbeck V， Staake T， Roth K， et al. For better or for worse？ Empirical evidence of moral licensing in a behavioral energy conservation campaign[J]. Energy Policy， 2013（57）： 160～171.

[8]Nash N， Capstick S， Whitmarsh L. Behavioural spillover in context： negotiating environmentally- responsible lifestyles in Brazil， China and Denmark[M]. Front. Psychol， 2019.

[9]Ha S， Kwon S Y. Spillover from past recycling to green apparel shopping behavior： The role of environ-mental concern and anticipated guilt[J]. Fashion & Textiles， 2016， 3（1）， 1～14.

[10]Larson L R， Stedman R C， Cooper C B， et al. Understanding the multi-dimensional structure of pro-environmental behavior[J]. Journal of Environmental Psychology， 2015（43）： 112～124.

[11]周全， 湯書昆. 媒介使用與中國公眾的親環(huán)境行為：環(huán)境知識與環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)感知的多重中介效應(yīng)分析[J]. 中國地質(zhì)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會科學(xué)版）， 2017（5）： 80～94.

[12]盛光華， 戴佳彤， 龔思羽. 空氣質(zhì)量對中國居民親環(huán)境行為的影響機(jī)制研究[J]. 西安交通大學(xué)學(xué)報(bào)（社會科學(xué)版）， 2020（2）： 95～103.

[13]徐嘉祺， 佘升翔， 田云章， 等. 綠色消費(fèi)行為的溢出效應(yīng)：目標(biāo)視角的調(diào)節(jié)作用[J]. 財(cái)經(jīng)論叢， 2019（12）： 86～94.

[14]Lanzini P， Thgersen J. Behavioural spillover in the environmental domain： An intervention study.[J]. Journal of Environmental Psychology， 2014（40）： 381～390.

[15]Fanghella V， D’ Adda Giovanna， Tavoni M. On the Use of Nudges to Affect Spillovers in Environmental Behaviors[J]. Frontiers in Psychology， 2019（10）： 61.

[16]Nilsson A， Bergquist M， Schultz W P. Spillover effects in environmental behaviors， across time and context： a review andresearch agenda[J]. Environmental Education Research， 2017， 23（4）： 573～589.

[17]Margetts E A， Kashima Y. Spillover between pro-environmental behaviours： The role of resources and perceived similarity[J]. Journal of Environmental Psychology， 2017（49）： 30～42.

[18]孟陸， 劉鳳軍， 陳斯允， 等. 消費(fèi)者思維決策方式對持續(xù)參與綠色行為意愿的影響[J]. 心理科學(xué)， 2020（6）： 1405～1410.

[19]Noblet C L， Mccoy S K. Does One Good Turn Deserve Another？ Evidence of Domain- Specific Licensing in Energy Behavior[J]. Environment and Behavior， 2018， 50（8）： 839～863.

[20]Rosenbaum P R， Rubin D B. The central role of the propensity score in observational studies for causal effects[J]. Biometrica， 1983（701）： 41～55.

[21]Lao K， Wu J. Research on influencing mechanism of consumer green consumption behavior referring to TPB. Finance Econ. 2013 （2）， 91～100.

[22]Grob A. A structural model of environmental attitudes and behaviour[J]. Journal of Environmental Psychology， 1995， 3（15）： 209～220.

[23]Casaló L V， Escario J J. Heterogeneity in the association between environmental attitudes and pro-environmental behavior： A multilevel regression approach[J]. Journal of Cleaner Production， 2018（175）： 155～163.

[24]王建華， 沈旻旻， 朱淀. 環(huán)境綜合治理背景下農(nóng)村居民親環(huán)境行為研究[J].中國人口·資源與環(huán)境， 2020（7）： 128～139.

[25]勞可夫， 王露露. 中國傳統(tǒng)文化價(jià)值觀對環(huán)保行為的影響——基于消費(fèi)者綠色產(chǎn)品購買行為[J]. 上海財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)， 2015（2）： 64～75.

[26]潘煜， 高麗， 張星， 等. 中國文化背景下的消費(fèi)者價(jià)值觀研究——量表開發(fā)與比較[J]. 管理世界， 2014（4）： 90～106.

[27]Schwepker C， Cornwell H. An examination of ecologically concenedconsumers and their intentionto purchase ecologically packaged products[J]. Jounal of public policy & marketing， 1991， 10（2）： 77～101.

[28]Moser A K. Thinking green， buying green？ Drivers of pro-environmental purchasing behavior[J]. Journal of Consumer Marketing， 2015， 32（3）： 167～175.

[29]Ellen V D W， Steg L， Keizer K. It is a moral issue： The relationship between environmental self-identity， obligation-based intrinsic motivation and pro-environmental behaviour[J]. Global Environmental Change， 2013， 23（5）： 1258～1265.

[30]凌卯亮， 徐林. 環(huán)保領(lǐng)域行為公共政策溢出效應(yīng)的影響因素——一個(gè)實(shí)驗(yàn)類研究的元分析[J]. 公共管理學(xué)報(bào)， 2021（2）： 95～104;171.

[31]Baron R M， Kenny D A. The moderator-mediator variable distinction in social psychological research： Conceptual， strategic， and statistical considerations. Journal of Personality and SocialPsychology， 1986， 51（6）： 1173～1182.

[32]Imai K， Keele L， Yamamoto T. Identification， inference and sensitivity analysis for causal mediation effects[J]. Statistical science， 2010， 25（1）： 51～71.

[33]溫博慧， 牛英杰. 美國貨幣政策對中國系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生溢出效應(yīng)嗎——基于反事實(shí)分析和因果中介效應(yīng)檢驗(yàn)[J]. 廣東財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)， 2021（3）： 18～33.

[34]Celli V. Causal mediation analysis in economics： Objectives， assumptions， models[J]. Journal of Economic Surveys， 2022（1）： 214～234.

Spillover effect and internal mechanism of pro-environment purchasing behavior：

Based on the analysis of the influence of personal values， attitudes and cognitive

WANG Jianhua ZHOU Jin MA Ling

（1.School of Business， Jiangnan University， Wuxi， Jiangsu 214122， China;

2.School of Economics and Finance， Xi'an Jiaotong University， Xi'an， Shaanxi 710049， China）

Abstract：Under multiple modes of environmental governance and protection， promoting the public to adopt pro-environment behavior is an effective way to improve the efficiency of current environmental governance. Based on the spillover effect theory， this paper taking 839 consumer samples from Jiangsu and Anhui provinces as examples to explore the spillover effect of consumers' pro-environment purchasing behaviors on other pro-environment behaviors by using Propensity Score Matching （PSM）. Then， the Ologit and CMA models was used to further explore the internal mechanism. The results show that authoritative conformity values， environmental attitudes and pro-environment purchasing cognition significantly affect consumers' pro-environment purchasing behavior. Pro-environment purchasing behavior has a positive spillover effect on social environmentalism and environmental media use behavior， but there is no significant spillover effect on item recycling behavior. Further internal mechanism analysis shows that environmental self-identity plays a mediating role in the positive spillover effect of pro-environment purchasing behavior.

Key words：pro-environment behavior;pro-environment buying behavior;spillover effect;PSM-Ologit model;CMA model

責(zé)任編輯：張建偉