绿色还是享乐？参与环保活动对消费行为的影响*

2016-02-01 22:11李东进王财玉

心理学报 2016年12期

吴波李东进王财玉

(1天津财经大学商学院, 天津 300222) (2南开大学商学院, 天津 300071)(3信阳师范学院心理学系, 信阳 464000)

1 引言

环境保护离每个人的日常生活并不遥远, 人们有很多参与环保活动的机会, 节约水电、购物时自带可重复使用的环保购物袋、在外就餐时不使用一次性筷子、少开私家车、购买节能家电等。随着政府、媒体和公众对环境问题的广泛关注, 会有越来越多的人参与到环保活动中来。那么, 参与环保活动会对人们后续行为产生怎样的影响呢？虽然以往有大量关于如何让人们更多参与环保活动的研究(Peloza, White, & Shang, 2013; White & Simpson,2013; White, Simpson, & Argo, 2014), 但是, 关于参与环保活动对人们后续行为影响的研究并不多,

这些少量的研究也并未得出一个一致的结论。比如,Cornelissen, Pandelaere, Warlop和Dewitte (2008)发现提示人们他们经常从事环保活动会让人们在接下来的活动中变得更为环保。Mazar和Zhong (2010)

则发现当人们购买了绿色产品后会变得比购买普通产品后更加的不利他, 更可能欺骗和偷窃。前者表明从事利他的环保活动会让个体更为利他, 而后者表明从事利他的环保活动会让个体更加的不利他。本研究将消费者的消费偏好作为结果变量, 让参与者在更为利己的享乐产品和更为利他的绿色产品之间进行选择, 以此回答参与环保活动后在什么情况下会让个体偏好利己的享乐消费, 在什么情况下让个体偏好利他的绿色消费, 尝试整合以往研究结论中看似矛盾之处, 研究框架如图1所示。

2 参与环保活动对后续消费行为的影响

2.1 参与环保活动促进绿色消费

图1 研究总体概念框架

参与环保活动能促进消费者绿色消费可以通过两个理论做出解释, 一个理论是启动效应(priming effect), 另一个理论是自我知觉理论(self-perception theory)。启动指对最初遇到刺激的处理会对接下来遇到刺激的反应产生影响, 这是因为对启动刺激的处理使得内容的可接近性更强, 可接近的内容会影响接下来的判断、决策和外显行为(Janiszewski &Wyer, 2014)。启动效应可以让人们产生与启动内容一致的反应。比如, 环境中有较多橙色(万圣节前一天)比环境中有较少橙色(万圣节一周后)时, 个体更容易想到与橙色相关的产品(Berger & Fitzsimons,2008)。通过连词成句的方式启动声望目标比启动节俭目标会让个体更多选择价格高的产品(Chartrand,Huber, Shiv, & Tanner, 2008)。通过幸运数字或词来启动幸运这一内容会让个体觉得自己更幸运, 从而认为自己更可能中奖, 也更愿意参加抽奖(Jiang,Cho, & Adaval, 2009)。按照以上列举的启动效应发挥作用的不同机制, 消费者参与环保活动可能会通过启动环保相关想法、保护环境目标或感觉自己更环保等内容来增加消费者绿色消费的倾向(Wheeler& DeMarree, 2009)。

而依据自我知觉理论, 人们一定程度上会根据自己的行为和行为所发生的情境来判断自己对特定事物的态度(Bem, 1967), 从而更可能从事与自我知觉相一致的行为(Albarracín & Wyer, 2000)。自我知觉理论一个很好的例子是登门坎效应(foot-inthe-door effect), 如果个体一开始同意了他人一个较小的请求, 那么个体更可能在接下来服从他人一个较大的请求(Freedman & Fraser, 1966), 这可能是因为个体在同意一开始小的请求后自我知觉被激活, 比如, 感觉自己是个乐于助人之人的想法变得突出, 那么, 在接下来就更可能按照与自我知觉一致的方式行事(DeJong, 1979)。在环保领域, 研究者也利用自我知觉理论, 通过让人们感觉自己是环保的, 来促进人们更多参与环保活动。让人们感觉自己是环保的有很多方式, 比如, 给人们贴上环保的标签(Allen, 1982)、提示人们他们经常从事环保活动(Cornelissen et al., 2008)、让人们自发参与环保活动(Karmarkar & Bollinger, 2015), 让人们自愿地为环保活动付出一定的努力(Zhang, Xu, Jiang, & Huang,2011), 这些增加人们环保自我知觉的方式都可以有效促进他们的绿色消费。

虽然, 启动效应和自我知觉理论都能解释为什么参与环保活动会促进消费者的绿色消费, 但是,这两个理论发挥作用的前提存在差异。根据自我知觉理论, 个体部分地通过对外显行为和行为发生情况的推断来了解他们自身的态度、情绪和其他内部状态(Bem, 1972)。由于一个外显行为的发生可能有很多不同的解释, 所以, 只有当这个外显行为没有受到明确强化条件限制的时候, 个体才可能从这个行为中推断出自己的信念和态度。因此, 如果一个行为的出现存在外在理由, 这个行为作为自我知觉证据来源的效力就会下降(DeJong, 1979)。由此可见,并不是所有的外显行为都能用于对自我内在态度的推断。这就意味着, 如果参与环保活动促进绿色消费是由于自我知觉理论发挥效力, 那么, 参与环保活动这个行为的强化物必须是微弱和不易辨别的。与自我知觉理论不同, 只要环境中有足够多与环保相关的线索, 就可能启动个体环保相关的想法,从而促进个体的绿色消费。另外, 启动效应和自我知觉理论的作用机制不同, 自我知觉理论起作用的机制在于对自身内在状态的了解, 与自我相关, 而启动效应发挥作用并不必然意味着与自我存在联系, 启动效应在个体无意识状态下也能发挥作用(Dijksterhuis, Smith, van Baaren, & Wigboldus, 2005)。

2.2 参与环保活动促进享乐消费

支持参与环保活动会促进享乐消费的理论是许可效应(licensing effect)。与在消费过程中考虑消费给环境造成可能影响的绿色消费不同(Griskevicius,Tybur, & van den Bergh, 2010), 享乐消费以获得自身感官上的愉悦为特征(Strahilevitz & Myers, 1998)。根据许可效应, 个体会因为自己过去的道德行为而允许自己减少道德行为或出现不道德行为, 即使道德行为没有实际发生, 仅仅是一种对道德行为的承诺, 许可效应就会出现(Khan & Dhar, 2006)。购买绿色产品这样利他的环保行为同样会引发消费者的许可效应, 从而促使消费者出现不道德行为(Mazar& Zhong, 2010)。许可效应对消费的影响表现为自愿从事或承诺一个道德行为会增加消费者的享乐消费, 这是因为享乐消费是非必要的, 所以享乐消费会让消费者产生罪恶感等负面情绪(Okada, 2005),而自愿从事或承诺一个道德行为会促使消费者正面自我概念的增加, 降低与享乐消费相联系的负面自我归因, 为消费者的享乐消费提供许可。根据许可效应, 自愿参与环保活动这样的善行能增加消费者的享乐消费。

2.3 环境价值观的调节作用

绿色消费更为利他, 是环保活动的一种表现形式, 而享乐消费更为利己, 可以作为参与环保活动后对自己放纵的一种许可。当绿色消费和享乐消费是竞争关系的时候, 绿色消费与环保活动是一致的行为, 而享乐消费与环保活动是不一致的行为。那么, 什么情况下消费者参与环保活动后会偏好绿色消费, 什么情况下消费者参与环保活动后会偏好享乐消费呢。环境价值观之于消费者的重要性可能是一个调节变量。价值观是反映在我们生命中什么对于我们是重要的、令人满意的最终状态的概念(Torelli & Kaikati, 2009)。价值观是一个动机构念,遵从一个价值观能实现一个高度抽象的目标, 价值观通过与这些抽象目标相联系指导行动的选择, 以及对人和事物的评价。环境价值观(environmental value)是将保护自然环境视为理想最终状态的构念,环境价值观之于个体的重要性存在差异, 在环境价值观量表上得分越高意味着保护自然环境对于个体越为重要(Verplanken & Holland, 2002)。与环境价值观相近的一个概念是环保意识。环保意识(environmental consciousness)是个体关心环境的程度(Lin & Chang, 2012), 对能给环境带来影响的事实、自己的行为或他人行为的态度(Fransson &Garling, 1999)。价值观与态度不同, 价值观超越特定的情境, 是按重要性层级排列的整体系统。所以,一个特定行为经常涉及竞争价值观的权衡(Verplanken& Holland, 2002), 相比于容易受到情境影响的环保态度而言, 环境价值观更符合本文的研究目的。因为让消费者在享乐产品和绿色产品之间选择, 一定程度上反映的是消费者在环境价值观和更为利己价值观之间的权衡。

由价值观的性质可以推断, 与那些认为环境价值观并不重要的个体相比, 那些认为环境价值观重要的个体更可能将保护环境作为长期目标。根据动态自我调节理论, 目标追求过程中有两个能够增加个体坚持目标的因素：目标承诺和缺乏目标进展(Koo & Fishbach, 2008)。子目标完成被视为进展还是承诺取决于个体将注意放在子目标还是总目标上(Fishbach, Dhar, & Zhang, 2006)。与那些认为环境价值观不重要的个体相比, 认为环境价值观重要的个体更可能将注意放在环保总目标上(Miller &Effron, 2010), 从而将参与环保活动子目标的完成视为对环保总目标的承诺, 而认为环境价值观不重要的个体更可能关注参与环保活动子目标本身的完成, 体验到与子目标完成相联系的一些利益, 促使他们暂时离开这个目标, 而环保活动的利他本质,使得完成环保活动带来的正面自我概念的提升能够促进个体的享乐消费。所以, 那些认为环境价值观重要的个体, 更可能在完成一项环保活动后继续选择绿色消费, 而那些认为环境价值观不重要的个体, 更可能在完成一项环保活动后选择享乐消费。除了动态自我调节理论外, 以往关于价值观与行为关系的研究表明, 只有价值观被激活, 并且个体看重这一价值观时, 个体才会产生与价值观一致的行为(Verplanken & Holland, 2002)。也就是说, 对于看重环境价值观的个体, 启动环境价值观能增强个体对环境价值观相关信息的注意, 并给这些信息赋予更高的权重, 从而产生对绿色产品的偏好, 而对于不看重环境价值观的个体, 即使启动环境价值观也不会增加个体对绿色产品的偏好, 由于从事环保活动能够起到启动环境价值观的作用(Karmarkar &Bollinger, 2015), 所以, 根据价值观与行为关系已有研究的结果, 同样可以预测, 那些认为环境价值观重要的个体, 更可能在完成一项环保活动后继续选择绿色消费, 而认为环境价值观不重要的个体并不会如此, 从事环保活动更可能成为他们享乐消费的合理化理由。据此, 本研究提出以下假设：

H1：对于认为环境价值观重要的个体, 参与环保活动会促进消费者的绿色消费(vs. 享乐消费),而对于认为环境价值观不重要的个体, 参与环保活动会促进消费者的享乐消费(vs. 绿色消费)

2.4 参与环保活动动机对消费行为的影响

对环保行为的界定有两个视角, 一种是意图导向的视角, 另一种是效果导向的视角(Stern, 2000)。意图导向环保行为意味着行动者的动机是决定因素, 而效果导向的环保行为则更关注行为给环境带来的影响。也就是说, 并不是所有参与环保活动的个体都是出于环保内在动机, 有些消费者可能是出于想要节省花费等外在动机参与环保活动。以往研究表明意图导向的环保行为更多与环保态度相关变量有关, 而像家庭能源使用这样的效果导向的环保行为主要与收入、住房大小等因素有关(Gatersleben,Steg, & Vlek, 2002)。参与环保活动动机(出于内在环保动机还是出于外在控制动机)可能对参与环保活动与后续消费行为的关系产生一定的影响。当个体的善行是出于外在动机的时候, 这种善行并不会使个体在乐于助人上面的自我感知被激活, 由于此善行引起的与自我知觉一致的行为反应或许可效应作用下补偿的行为反应都会因为存在外在动机而被削弱(DeJong, 1979; Khan & Dhar, 2006)。如果对于那些认为环境价值观重要的个体来说, 参与环保活动促进绿色消费是由于自我知觉理论引起的,那么, 消费者不会因为出于外在动机从事了环保行为, 而激活环保自我知觉, 进而增加对环保这一长期目标的承诺, 并因此增加绿色消费, 而根据许可效应理论, 对于认为环境价值观不重要的个体, 不会因为出于外部动机从事了环保行为, 而认为自己环保自我概念增加, 进而在环保目标上取得了进展,从而增加享乐消费。但是, 如果对于认为环境价值观重要的个体, 参与环保活动促进绿色消费是由于启动效应引起的, 那么, 由于启动效应的发生只与外部环境线索有关, 而与个体内在动机无关(Janiszewski& Wyer, 2014), 所以, 并不会因为参与环保活动存在外在动机而削弱参与环保活动可能对环保相关想法、环保目标或环保自我知觉的启动效果, 那么,无论环保行为是出于内在环保动机, 还是外在控制动机, 只要参与环保行为就会发生启动效应, 从而增加消费者的绿色消费(Karmarkar & Bollinger,2015)。由于本研究暂时无法确定对于那些认为环境价值观重要的个体, 参与环保活动会促进绿色消费是自我知觉理论还是启动效应在起作用, 因此,本研究提出了两个竞争性的假设：

H2a：对于认为环境价值观重要的个体, 出于内在动机(而不是外在动机)参与环保活动会促进消费者的绿色消费(vs. 享乐消费), 而对于认为环境价值观不重要的个体, 出于内在动机(而不是外在动机)参与环保活动会促进消费者的享乐消费(vs.绿色消费)

H2b：对于认为环境价值观重要的个体, 出于内在动机(或外在动机)参与环保活动会促进消费者的绿色消费(vs. 享乐消费), 而对于认为环境价值观不重要的个体, 出于内在动机(而不是外在动机)参与环保活动会促进消费者的享乐消费(vs. 绿色消费)

3 研究1

3.1 研究设计和流程

研究1主要目的是初步检验环境价值观在参与环保活动与后续消费关系中的调节作用(假设1)。研究1为2(参与环保活动：是vs.否)×2(环境价值观重要性：低vs.高)的组间实验设计, 其中是否参与环保活动通过阅读情景材料操纵, 环境价值观通过量表测量, 因变量是相对于享乐记事本, 环保记事本的选择倾向。实验流程主要参考了Verplanken和Holland (2002)、Fishbach等(2006)、Karmarkar和Bollinger (2015)研究中实验设计的部分。共205名本科生参与了实验, 其中有7名学生的产品选择部分问卷缺失, 视为无效问卷, 故有效参与者198人,其中, 男性41人, 占20.7%, 年龄在18岁到24岁之间, 平均年龄20岁。

在实验开始之前, 研究人员告知参与者将要参与两个不同的研究, 为了感谢大家的积极参与, 每位同学在实验结束时都会得到一份小礼物。在第一个研究中, 参与者需要填写一份价值观量表, 该量表对Schwartz (1992)提出的价值观量表稍作修改,Schwartz价值观量表有56个测项, 其中2个测项与环境有关, 分别是“与自然和谐统一”和“保护环境”。为了更完善和准确地测量参与者的环境价值观, 本研究在Schwartz价值观量表中增加了2个环境价值观测项, 分别是“善待地球”和“环境的可持续性”。增加的2个环境价值观测项主要参考了Peloza等(2013)、Stern, Dietz, Kalof和Guagnano (1995)两个研究。为了避免参与者察觉到研究目的, 4个环境价值观测项穿插在原有的Schwartz价值观量表中, 分别是第10、25、39、52个测项, 相应位置上的原有价值观量表中的测项顺延。参与者需要对58个价值观之于自己的重要性作出评价, 重要性从−1(反对该价值观)到7(这个价值观对我极其重要)9个级别, 并要求参与者极其重要价值观的选择不能超过5个。环境价值观量表的信度α值为0.87。环境价值观均值为4.44, 标准差为1.28, 极小值0, 极大值6.75, 中位数为4.50, 低环境价值观组的环境价值观均值为3.45<3.5, 高环境价值观组的环境价值观均值为5.44。参与环保活动组和未参与环保活动组在环境价值观上不存在显著差异(

=4.38,

=4.49,

(185)=0.60,

=0.551 > 0.05)。价值观量表测量后是有关产品选择偏好的第二个研究。参与者首先需要阅读一段情景, 这个情景是对是否参与环保活动的操纵, 本研究选择了一个大学生经常会遇到的环保活动：去超市购物自带可重复使用的环保购物袋。其中参与环保活动组的参与者阅读到的情景是：“你去超市购物, 结账的时候收银员问你是否需要塑料袋, 你说不需要, 并拿出了自己带来的可重复使用的环保购物袋。收银员帮你结算了商品, 把结算好的商品放到了你带来的购物袋里”, 没有参与环保活动组的参与者阅读到的情景是：“你去超市购物, 结账的时候收银员问你是否需要塑料袋, 你说要一个大号塑料袋。收银员拿出了一个大号塑料袋, 帮你结算了商品, 把结算好的商品放到了你购买的塑料袋里”。前测中给48名参与者先后呈现两个情景, 并询问参与者对从事该活动是环保的这一观点的同意程度, 配对样本T检验表明, 参与者认为自带购物袋比购买塑料袋更加环保(

=5.79,

=3.42,

(47)=11.81,

<0.001)。接下来是对购买记事本情景的描述。让参与者想象自己从超市出来后看到旁边新开了一家文具店, 这时才想起来自己正需要一个记事本, 刚好有两款记事本看上去还不错, 记事本P：皮面、活页、16K、100页; 记事本E：以再生纸为原料、B5、144页。两款记事本的价格都是45元。情景描述下面呈现了两款记事本的图片, 如图2所示。图片来自于京东官网, 研究所选图片分别是这两款记事本卖家展示图片中最能代表其享乐属性和环保属性的图片。要求参与者在1(一定选择P记事本)到7(一定选择E记事本)的7点量表中选择能代表自己对这两款记事本选择偏好的数字。前测中给48名参与者先后呈现了两款记事本的描述和图片, 并让参与者分别在美观度、使用舒适度和环保程度上给两款记事本打分, 配对样本T检验表明皮面记事本P比再生纸记事本E更美观(

=5.54,

=4.71,

(47)=3.91,

< 0.001), 使用更舒适(

=5.85,

=4.98,

(47)=3.91,

< 0.001), 但是更不环保(

=4.31,

=6.10,

(47)=−7.97,

< 0.001), 总体上来说,参与者认为皮面记事本P更能带来感官上的享受,而再生纸记事本E更加环保。最后询问了参与者的性别和年龄。参与者完成实验后得到了一颗费列罗巧克力作为奖励。为了避免提供的小礼物可能对参与者产品选择偏好的影响, 在实验过程中巧克力并未出现在实验环境中, 也并未告知参与者小礼物是什么。

图2 研究1中使用的图片

3.2 数据结果和讨论

以是否参与环保活动、中心化的环境价值观和二者的交互项为自变量, 以相对于皮面记事本的环保记事本选择倾向为因变量进行线性回归分析, 回归模型调整的

=0.12。分析结果表明中心化的环境价值观与是否参与环保活动对环保记事本选择倾向的交互效应显著(

=0.54,

(194)=2.56,

=0.011 < 0.05, Cohen's

=0.36)。由于调节变量环境价值观是连续变量, 因此适合采用Spotlight分析来进一步了解调节效应(Irwin & McClelland, 2001),Spotlight分析表明, 对于环境价值观重要性较低的消费者来说(均值减一个标准差), 参与环保活动会降低消费者对环保记事本的选择倾向(

=−0.67,

(194)=−2.59,

=0.005 < 0.01, Cohen's

=0.37),而对于环境价值观重要性较高的消费者来说(均值加一个标准差), 参与环保活动会增加消费者对环保记事本的选择倾向(

=0.70,

(194)=2.70,

=0.004 < 0.01, Cohen's

=0.38), 如图3所示。另外,是否参与环保活动对环保记事本选择倾向的影响不显著(

=0.02,

(194)=0.06,

=0.955 > 0.05,Cohen's

=0.01), 环境价值观对环保记事本选择倾向的影响不显著(

=−0.39,

(194)=−1.10,

=0.273 > 0.05, Cohen's

=0.14)。当在回归模型中加入性别和年龄两个人口统计特征变量后, 回归模型调整的

=0.11。中心化的环境价值观与是否参与环保活动对环保记事本选择倾向的交互效应仍然显著(

=0.58,

(194)=2.71,

=0.007 < 0.01,Cohen's

=0.37), 其他变量对环保记事本选择倾向的影响效应均未达到显著水平。

图3 是否参与环保活动与环境价值观对环保记事本选择倾向的交互影响

研究1数据结果初步支持了假设1, 对于认为环境价值观不重要的消费者来说, 参与环保活动会降低消费者对环保记事本的选择倾向, 增加消费者对皮面记事本的选择倾向, 而对于认为环境价值观重要的消费者来说, 参与环保活动会增加消费者对环保记事本的选择倾向, 降低消费者对皮面记事本的选择倾向。然而研究1是让参与者想象自己参与一个环保活动, 情景想象和实际参与可能存在差异,为此, 研究2让参与者实际参与一个环保活动, 同时考虑参与环保活动动机可能对后续消费起到的作用。

4 研究2

4.1 研究设计和流程

研究2主要目的是检验假设2。研究2在研究1的基础上做了以下改进：首先, 让参与者真实的参与了一项环保活动, 参考了环保组织“自然之友”所推行的社区垃圾减量项目, 请参与者为该项目提供建议。其次, 为了考察参与环保活动动机可能对后续消费偏好的影响, 研究2同时考虑了消费者出于内在动机参与环保活动和出于外在动机参与环保活动对消费者后续消费影响的情况。最后, 研究2选择了与研究1完全不同的产品, 双肩电脑包。研究2为3(参与环保活动：内在动机vs.外在动机vs.不参与)×2(环境价值观重要性：低vs.高)的组间实验设计, 其中参与环保活动通过实验操纵, 环境价值观通过量表测量。因变量是相对于环保双肩包,享乐双肩包的选择倾向。共307名本科生参与了实验, 其中有4名参与者在关键问题上没有作答, 视为无效问卷, 有效参与者303人。其中, 男性161人,占53.1%, 年龄在18岁到23岁之间, 平均年龄20岁。

在实验过程中, 研究人员告知参与者为了节省调研成本, 我们把4个不相关的调查放到了一起,参与者首先需要填写与研究1相同的价值观量表。环境价值观量表的信度α值为0.83。环境价值观均值为4.56, 标准差为1.26, 极小值0.25, 极大值6.75, 中位数为4.75, 低环境价值观组的环境价值观均值为3.47<3.5, 高环境价值观组的环境价值观均值为5.47。内在动机参与环保活动组、外在动机参与环保活动组和未参与环保活动组在环境价值观得分上不存在显著差异(

=4.60,

=4.52,

=4.57,

(2, 300)=0.11,

=0.894 > 0.05)。在完成价值观量表测量后, 参与者被随机分为3组, 其中有两组要参与一项环保活动, 环保活动的内容是为环保组织“自然之友”推行的垃圾减量项目提供建议。内在动机组指导语强调“我们需要听到您的声音, 您提出的宝贵建议将对此次项目的顺利推行起到至关重要的作用, 希望您能共同参与到我们的环保活动中, 为环保事业贡献自己的力量”。外在动机组的指导语强调“我们正在征询各方建议, 将会按照参与者回答的好坏给予相应的奖励,给予1位回答最好的参与者50元话费奖励, 给予3位回答较好的参与者30元话费奖励, 给予5位回答一般好的参与者20元话费奖励, 另外, 每位参与者都会得到一份小礼物”。两组参与者都将看到两个垃圾分类实施方案, 参与者需要对两个方案进行选择, 给出理由, 然后在两个宣传语中进行选择, 并提供自己想到的宣传语或主题, 最后参与者需要提供关于实施这项活动的建议。与内在动机组不同的是, 外在动机组需要在此处提供手机号码, 以便将来研究者给予话费奖励, 而内在动机组是在所有问卷都回答完毕后才自愿提供手机号码, 并告知会随机给予话费奖励。不参与环保活动的控制组将回答关于选择旅游目的地的一些问题, 与内在动机组相同, 这部分参与者也是在回答所有问卷后被告知会随机给予话费奖励。对48名参与者的前测表明, 参与者认为为垃圾减量项目提供建议比选择旅游目的地更是环保活动(

=5.58,

=3.63,

(47)=10.97,

< 0.001), 内在动机组比外在动机组更可能因为环保本身参与该活动(

=5.73,

=4.08,

(47)=9.41,

< 0.001)。

参与完环保活动或参与完旅游目的地调查的参与者都将回答一系列知识问答作为填充任务, 研究者给出的封面故事是“一项研究表明知识面和创造力相关, 下面是一些知识问答, 用于考察您知识面的广度”, 该知识问答中不涉及任何环保相关问题。

填充任务后是一个购买双肩笔记本电脑包的情景描述。其中有两款可供选择的笔记本电脑包,一款强调了电脑包的环保属性, 比如, 有机纤维等可持续材料和回收聚酯等再生物料制成, 制造过程中最小化废物产生和有毒物质排放, 可循环再利用,另一款强调了电脑包的享乐属性, 比如, 时尚的帆布, 搭配真皮制成, 特色天鹅绒加厚垫层, 背负舒适, 低调奢华, 自由时尚。为了避免两款电脑包外观设计对实验结果可能造成的影响, 研究2没有向参与者呈现两款电脑包的图片。通过文字信息呈现了两款电脑包的特性后, 要求参与者在1(一定选择环保款E)到7(一定选择享乐款H)的7点量表中选择能代表自己对这两款电脑包选择偏好的数字。前测中给48名参与者先后呈现了两款电脑包的描述,并让参与者分别在美观度、使用舒适度和环保程度上给两款电脑包打分, 配对样本T检验表明奢华款H比环保款E更美观(

=5.63,

=5.06,

(47)=2.88,

=0.006 < 0.01), 使用更舒服(

=5.92,

=5.19,

(47)=3.47,

=0.001 < 0.01), 但是更不环保(

=4.52,

=6.00,

(47)=−5.59,

< 0.001), 总体上来说, 参与者认为享乐款电脑包H更能带来感官上的享受, 而环保款电脑包E更加环保。

最后调查了参与者性别和年龄, 内在动机参与环保活动组和旅游目的地偏好调查组分别被告知如果愿意可以提供手机号码。研究者将随机选择1位参与者给予50元话费奖励, 3位参与者给予30元话费奖励, 5位参与者给予20元话费奖励。研究结束后, 给每位参与者两块儿德芙巧克力作为奖励,1周后根据每组不同的规则, 给予相应参与者承诺的话费奖励。

4.2 数据结果和讨论

为了考察参与环保活动动机和环境价值观是否会影响参与者对参与垃圾减量活动的重视程度,以判断对该活动重视程度是否会成为潜在的干扰变量, 研究者们编码了参与者对最后一个开放性问题的回答字数。最后一个问题是“关于我们举办的这次活动, 您还有什么好的建议吗？比如, 您觉得我们最先应该解决的问题是什么？如何才能调动居民参与垃圾分类的热情”。这个问题相比于其他问题来说有更少的限定, 参与者在回答上更加的自愿和自由, 这个题目回答的字数一定程度上能反映参与者是不是很认真地对待这次活动。字数上主要统计的是和问题相关的有效字数, 比如 “没有建议”这种回答编码为0, 因为虽然写了4个字, 但这4个字和建议没有任何关系, 视为无效字数。统计结果表明字数的最小值为0, 最大值为209, 均值为22.63。以参与环保动机、中心化的环境价值观和二者的交互项为自变量, 以字数为因变量进行回归分析, 分析结果表明中心化的环境价值观、参与环保活动动机和二者的交互项与字数的关系均不显著,

值均大于0.56, 这一定程度上说明参与环保动机本身和参与者的环境价值观都没有影响参与者对这次活动的重视程度, 参与者对这次活动的重视程度没有干扰实验的操纵。由于研究2中参与环保活动有3个水平：内在动机、外在动机和不参与, 所以, 需要用两个虚拟变量来反映参与者参与环保活动的情况, 其中一个变量反映是否是出于内在动机参与环保活动, 这个变量取值为1则代表是出于内在动机参与环保活动,取值为0则不是, 另一个变量反映是否是出于外在动机参与环保活动, 这个变量取值为1则代表出于外在动机参与环保活动, 取值为0则不是, 如果两个变量都取值为0则代表参与者没有参与环保活动。以两个虚拟变量、中心化的环境价值观、两个虚拟变量和中心化环境价值观的乘积为自变量, 以相对于环保双肩包的享乐双肩包选择倾向为因变量进行线性回归分析, 回归模型调整的

=0.16。分析结果表明中心化的环境价值观与是否出于内在动机参与环保活动对享乐电脑包选择倾向的交互效应显著(

=−0.50,

(297)=−2.76,

=0.006 <0.01, Cohen's

=0.39)。Spotlight分析表明, 对于环境价值观重要性较低的消费者来说(均值减一个标准差), 出于内在动机参与环保活动会增加消费者对享乐电脑包的选择倾向(

=0.48,

(297)=2.16,

=0.032 < 0.05, Cohen's

=0.47), 而对于环境价值观重要性较高的消费者来说(均值加一个标准差), 出于内在动机参与环保活动会降低消费者对享乐电脑包的选择倾向(

=−0.78,

(297)=−3.51,

=0.001 < 0.01, Cohen's

=0.65), 如图4所示。中心化的环境价值观与是否出于外在动机参与环保活动对享乐电脑包选择倾向的交互效应也显著(

=−0.408,

(297)=−2.30,

=0.022 < 0.05, Cohen's

=0.33)。Spotlight分析表明, 对于环境价值观重要性较低的消费者来说(均值减一个标准差), 出于外在动机参与环保活动不会改变消费者对享乐电脑包的选择倾向(

=0.13,

(297)=0.60,

=0.550 > 0.05,Cohen's

=0.12), 而对于环境价值观重要性较高的消费者来说(均值加一个标准差), 出于外在动机参与环保活动会降低消费者对享乐电脑包的选择倾向(

=−0.89,

(297)=−4.00,

< 0.001, Cohen's

=0.78), 如图5所示。另外, 是否出于内在动机参与环保活动对享乐电脑包选择倾向的影响不显著(

=−0.15,

(297)=−0.67,

=0.50 > 0.05, Cohen's

=0.08), 是否出于外在动机参与环保活动对享乐电脑包选择倾向的影响不显著(

=−0.38,

(297)=−1.70,

=0.090 > 0.05, Cohen's

=0.206), 环境价值观对享乐电脑包选择倾向的影响不显著(

=−0.20,

(297)=−1.53,

=0.127 > 0.05, Cohen's

=0.18)。当在回归模型中加入性别和年龄两个人口统计特征变量后, 调整的

=0.17。中心化的环境价值观与是否出于内在动机参与环保活动对享乐电脑包选择倾向的交互效应仍然显著(

=−0.48,

(297)=−2.62,

=0.009 < 0.01, Cohen's

=0.37),中心化的环境价值观与是否出于外在动机参与环保活动对享乐电脑包选择倾向的交互效应仍然显著(

=−0.39,

(297)=−2.20,

=0.029 < 0.05,Cohen's

=0.31), 其他变量对享乐电脑包选择倾向的影响效应均未达到显著水平。

图4 是否出于内在动机参与环保活动与环境价值观对享乐电脑包选择倾向的交互影响

图5 是否出于外在动机参与环保活动与环境价值观对享乐电脑包选择倾向的交互影响

研究2数据结果支持了假设2b, 对于认为环境价值观不重要的消费者来说, 出于内在动机参与环保活动会降低消费者对环保电脑包的选择倾向, 增加消费者对享乐电脑包的选择倾向, 而出于外在动机参与环保活动并不会引起消费者对环保电脑包选择倾向的变化, 而对于认为环境价值观重要的消费者来说, 只要参与环保活动就会增加消费者对环保电脑包的选择倾向, 降低消费者对享乐电脑包的选择倾向, 无论是出于内在动机还是外在动机。也就是说, 对于认为环境价值观重要的消费者来说,参与环保活动能启动消费者环保相关内容, 增加消费者绿色消费倾向, 而对于认为环境价值观不重要的消费者来说, 参与环保活动对后续消费的影响是许可效应在发挥作用, 只有那些出于内在动机参与环保活动的消费者会增加享乐消费, 而出于外在动机参与环保活动的消费者并不会因此增加享乐消费。虽然研究2的数据结果支持了假设2b, 但是研究2并没有讨论出现这一结果的中间机制是什么,而且研究1和研究2测量环境价值观的方法容易产生社会赞许偏差, 对因变量的测量也使用的是假设性选择, 研究3将弥补以上不足。

5 研究3

5.1 研究设计和流程

研究3主要目的是进一步检验假设2b, 并探寻参与环保活动对后续消费行为影响的中间机制。对于看重环境价值观的消费者来说, 如果是启动效应在起作用, 那么无论参与环保活动是出于内在动机还是外在动机, 都会启动消费者的环保相关想法,消费者的环保自我标准会变得突出, 因此会更想要践行自己的环保自我标准, 有较强的环保自我担当(Karmarkar & Bollinger, 2015; Peloza et al., 2013),从而更倾向于选择绿色产品。而对于不看重环境价值观的消费者来说, 由于许可效应在起作用, 出于内在动机参与环保活动会更可能让消费者感受到在环保这个利他目标上取得了进展, 从而倾向于暂时离开环保这一目标, 选择享乐型产品, 而出于外在动机参与环保活动会削弱消费者在利他环保目标上取得进展的感知(Khan & Dhar, 2006; Fishbach et al., 2006)。基于此, 本研究提出以下假设：

H3：对于认为环境价值观重要的个体, 出于内在动机(或外在动机)参与环保活动会增强消费者的环保自我担当, 从而促进消费者的绿色消费(vs.享乐消费), 而对于认为环境价值观不重要的个体,出于内在动机(而不是外在动机)参与环保活动会让消费者感知在环保目标上取得了更多的进展, 从而促进消费者的享乐消费(vs.绿色消费)

研究3在研究2的基础上做了以下改进：首先,采用了另一种测量环境价值观的方法, 给参与者呈现11个不同的价值观, 其中之一是环境价值观, 让参与者对这11个价值观进行排序, 可以了解到环境价值观相对于其他10个价值观之于消费者的重要性, 这种强行排序的方式可以一定程度上缓解社会赞许偏差的出现。其次, 研究3选择了与研究2完全不同的产品：擦手纸。选择这一产品在于市场上有价格相近的环保品牌和享乐品牌, 为了避免两个品牌知名度差异给实验结果带来的干扰, 实验过程中给参与者展示了没有包装的产品图片, 为了让参与者更真实地表达自己的偏好, 研究者告知参与者呈现的产品将成为本次调研的礼品。最后, 研究3考虑了参与环保活动对后续消费影响的中间机制,分别用3个测项测量了环保自我担当和环保目标进展这两个中介变量。研究3为3(参与环保活动：内在动机vs. 外在动机vs. 不参与)×2(环境价值观重要性：低vs. 高)的组间实验设计, 其中参与环保活动情况通过实验操纵, 环境价值观通过让参与者对价值观排序来间接测量。因变量通过让参与者在环保型擦手纸和享乐型擦手纸之间选择来测量。实验流程与研究2基本一致。共316名本科生参与了实验, 其中, 男性164人, 占51.9%, 年龄在18岁到24岁之间, 平均年龄21岁。

在实验过程中, 首先告知参与者为了节省调研成本, 研究者把4个不相关的调查放到了一起。第一个调查是关于价值观的调查, 参与者需要对11个价值观按照重要性进行排序, 这11个价值观中有1个是环境价值观, 其余10个价值观分别是温和、财富、尊重传统、多彩的生活、健康、诚实、社会承认、超脱、真正的友谊、权威性。这10个价值观主要来自于Schwartz价值观量表。将环境价值观排序反转用于衡量环境价值观重要性, 比如, 如果参与者将环境价值观排为1, 那么反转后重要性值为11。反转后环境价值观均值为5.59, 标准差为2.99, 极小值1, 极大值11, 中位数为5, 低环境价值观组的环境价值观均值为3.04<6, 高环境价值观组的环境价值观均值为8.27。内在动机参与环保活动组、外在动机参与环保活动组和未参与环保活动组在环境价值观上不存在显著差异(

=5.90,

=5.48,

=5.38,

(2, 313)=0.91,

=0.404 > 0.05)。

第二个调查实质上是对环保活动的操纵, 操纵方法与研究2的相同。第三个调查是与研究2相同的知识问答。

第四个调查是产品偏好调查, 告知参与者将获得两包檫手纸作为本次调查的礼品, 有两种可供选择的擦手纸, 只能选择其中一种, 两种擦手纸都是每包200张, 价格12元。其中一种擦手纸强调了环保属性, 以纸浆为主要原料, 将回收的牛奶盒清洗精选分离后, 利用特殊工艺提取出牛奶盒中间的夹心纸层, 制成生活用纸, 保护森林资源。不添加荧光剂等有害物质, 纸张经过高温干燥处理, 洁净卫生。另一种擦手纸强调了享乐属性, 100%天然原生木浆制成, 颜色自然、洁白, 不含荧光剂、增白剂,质纯细致独特纤细起皱工艺, 点对点中控锁水层技术不刺激皮肤, 纸张吸水力强, 吸水速度快, 吸水量大, 柔韧厚实, 擦拭不易破。另外分别展示了两款擦手纸的图片。对两款擦手纸的描述参考了京东官网上对两款擦手纸的介绍, 图片由研究人员实物拍摄。前测中给48名参与者先后呈现了两款擦手纸的描述和图片, 并让参与者分别在美观度、使用舒适度和环保程度上给两款擦手纸打分, 配对样本T检验表明享乐款H比环保款E更美观(

=6.00,

=4.90,

(47)=5.64,

< 0.001), 使用更舒服(

=5.83,

=5.13,

(47)=3.72,

=0.001 < 0.01), 但是更不环保(

=4.35,

=5.88,

(47)=−4.96,

<0.001)。总体上来说, 参与者认为享乐款H擦手纸更能带来感官上的享受, 而环保款E擦手纸更加环保。参与者选择完擦手纸后需要回答6个环保相关的问题, 用于测量参与者的环保自我担当和环保目标进展。环保目标进展量表测项主要参考了Salerno,Laran和Janiszewski (2015)、Fishbach等(2006), 信度为0.75, 环保自我担当量表测项主要参考了Peloza等(2013), 信度为0.78。最后调查了参与者的性别和年龄。内在动机参与环保活动组和旅游目的地偏好调查组被告知可以自愿提供手机号码, 并会随机得到话费奖励。研究结束后, 给每位参与者两条雀巢巧克力威化作为奖励, 一周后根据每组不同的规则, 给予相应参与者承诺的话费奖励。

5.2 数据结果和讨论

由于研究3中参与环保活动有3个水平：内在动机、外在动机和不参与, 同样需要用两个虚拟变量来反映参与者参与环保活动的情况。因变量是类别变量, 将选择环保擦手纸赋值为1, 选择享乐擦手纸赋值为0。以两个虚拟变量、中心化的环境价值观、两个虚拟变量和中心化环境价值观的乘积为自变量, 以是否选择环保擦手纸为因变量进行二元logistic回归分析, 回归模型的Cox & Snell

=0.21。分析结果表明中心化的环境价值观与是否出于内在动机参与环保活动对环保擦手纸选择的交互效应显著(

=0.27, χ(1)=5.19,

=0.023 < 0.05,Cohen's

=0.37)。Spotlight分析表明, 对于环境价值观重要性较低的消费者来说(均值减一个标准差),出于内在动机参与环保活动会降低消费者对环保擦手纸的选择(

=−0.95, χ(1)=9.45,

=0.002 <0.01, Cohen's

=0.38), 而对于环境价值观重要性较高的消费者来说(均值加一个标准差), 出于内在动机参与环保活动会增加消费者对环保擦手纸的选择(

=0.66, χ(1)=4.56,

=0.033 < 0.05,Cohen's

=0.37)。中心化的环境价值观与是否出于外在动机参与环保活动对环保擦手纸选择的交互效应显著(

=0.23, χ(1)=4.29,

=0.038 < 0.05,Cohen's

=0.22)。Spotlight分析表明, 对于环境价值观重要性较低的消费者来说(均值减一个标准差),出于外在动机参与环保活动不会改变消费者对环保擦手纸的选择(

=−0.17, χ(1)=0.29,

=0.592 >0.05, Cohen's

=0.06), 而对于环境价值观重要性较高的消费者来说(均值加一个标准差), 出于外在动机参与环保活动会增加消费者对环保擦手纸的选择(

=1.22, χ(1)=14.67,

< 0.001, Cohen's

=0.44)。另外, 是否出于内在动机参与环保活动对环保擦手纸选择的影响不显著(

=−0.15, χ(1)=0.23,

=0.635 > 0.05, Cohen's

=0.08), 是否出于外在动机参与环保活动对环保擦手纸选择的影响不显著(

=0.52, χ(1)=2.71,

=0.100 > 0.05, Cohen's

=0.16), 环境价值观对环保擦手纸选择的影响显著(

=0.19, χ(1)=6.94,

=0.008 < 0.05, Cohen's

=0.52)。

利用bootstrapping技术(process model 8)进行被调节的中介检验(Hayes, 2013), 样本量5000。以内在动机为自变量, 环境价值观为调节变量, 环保自我担当和环保目标进展为中介变量, 环保擦手纸选择为因变量进行分析, 结果表明内在动机和环境价值观对环保目标进展的交互效应显著, 95%置信区间(−0.19, −0.02)不包含0, 内在动机和环境价值观对环保自我担当的交互效应显著, 95%置信区间(0.06, 0.24)不包含0, 当logistic回归模型中加入环保目标进展和环保自我担当后, 内在动机和环境价值观对环保擦手纸选择的交互效应不显著, 95%置信区间(−0.30, 0.27)包含0。条件间接效应分析结果表明对于较不看重环境价值观的消费者来说(均值减一个标准差), 环保目标进展中介内在动机对环保擦手纸选择的影响, 95%置信区间(−2.06, −0.67)不包含0, 环保自我担当不中介内在动机对环保擦手纸选择的影响, 95%置信区间(−0.61, 0.26)包含0,对于较看重环境价值观的消费者来说(均值加一个标准差), 环保目标进展不中介内在动机对环保擦手纸选择的影响, 95%置信区间(−1.05, 0.07)包含0,环保自我担当中介内在动机对环保擦手纸选择的影响, 95%置信区间(0.35, 1.53)不包含0。以外在动机为自变量, 环境价值观为调节变量, 环保自我担当和环保目标进展为中介变量, 环保擦手纸选择为因变量进行分析, 结果表明外在动机和环境价值观对环保目标进展的交互效应不显著, 95%置信区间(−0.06, 0.12)包含0, 外在动机和环境价值观对环保自我担当的交互效应显著, 95%置信区间(0.01, 0.19)不包含0, 当logistic回归模型中加入环保目标进展和环保自我担当后, 外在动机和环境价值观对环保擦手纸选择的交互效应不显著, 95%置信区间(−0.02, 0.45)包含0。条件间接效应分析结果表明对于较不看重环境价值观的消费者来说(均值减一个标准差), 环保目标进展不中介外在动机对环保擦手纸选择的影响, 95%置信区间(−0.23, 0.30)包含0,环保自我担当不中介外在动机对环保擦手纸选择的影响, 95%置信区间(−0.06, 0.48)包含0, 对于较看重环境价值观的消费者来说(均值加一个标准差),环保目标进展不中介外在动机对环保擦手纸选择的影响, 95%置信区间(−0.37, 0.12)包含0, 环保自我担当中介外在动机对环保擦手纸选择的影响,95%置信区间(0.17, 0.98)不包含0。

研究3数据结果进一步支持了假设2b, 对于认为环境价值观不重要的消费者来说, 出于内在动机参与环保活动会降低消费者对环保擦手纸的选择,增加消费者对享乐檫手纸的选择, 而出于外在动机参与环保活动并不会引起消费者对环保擦手纸选择的变化, 而对于认为环境价值观重要的消费者来说, 只要参与环保活动就会增加消费者对环保擦手纸的选择, 无论是出于内在动机还是外在动机。通过对参与环保活动影响后续消费中间机制的探讨,进一步表明对于认为环境价值观重要的消费者来说, 参与环保活动能激活消费者环保自我标准, 增加消费者环保自我担当, 从而促进消费者绿色消费,而对于认为环境价值观不重要的消费者来说, 参与环保活动对后续消费的影响是许可效应在发挥作用, 只有那些出于内在动机参与环保活动的消费者会由于感受到在环保目标上的进展, 从而暂时离开环保目标, 增加享乐消费, 而出于外在动机参与环保活动的消费者并不会因此增加享乐消费。

6 结论与讨论

环境问题的加剧使得环境保护引起越来越广泛的关注, 越来越多的人会参与到环保活动中来,有的时候人们参与环保活动可能是因为想要为环保事业做出自己的贡献, 而有的时候参与环保活动可能是因为想要节省开销或者迫于社会压力, 那么,究竟参与环保活动会对个体后续行为, 特别是消费行为产生怎样的影响呢？本研究通过3个实验, 使用不同方式操纵参与者环保活动的参与, 使用不同的产品测量消费者的消费偏好, 实证检验了环境价值观在参与环保活动对消费者后续消费影响关系中的调节作用。研究1结果表明对于认为环境价值观重要的消费者而言, 参与环保活动会促进消费者的绿色消费, 而对于认为环境价值观不重要的消费者而言, 参与环保活动会促进消费者的享乐消费。研究2通过让参与者实际参与环保活动, 考察了参与环保活动动机在参与环保活动与后续消费关系中可能起到的作用。研究结果表明对于认为环境价值观重要的消费者而言, 出于环保内在动机和出于奖赏外在动机参与环保活动都会促进消费者的绿色消费, 这说明启动效应发挥了作用, 对于认为环境价值观不重要的消费者而言, 只有出于环保内在动机参与环保活动才能促进消费者的享乐消费, 而出于奖赏外在动机参与环保活动不会促进消费者的享乐消费, 这与许可效应起作用的条件是一致的。研究3进一步考察了环保自我担当和环保目标进展的中介作用, 对于认为环境价值观重要的消费者而言, 出于内在动机和外在动机参与环保活动激活了消费者环保自我标准, 增强了消费者的环保自我担当, 从而促进了消费者的绿色消费, 而对于认为环境价值观不重要的消费者而言, 出于内在动机而不是出于外在动机参与环保活动让消费者感知在环保目标上取得了进展, 从而暂时离开这一目标,促进了消费者的享乐消费。

本研究有以下理论贡献, 第一, 本研究发现了环境价值观在参与环保活动与后续消费关系中的调节作用。以往关于参与环保活动对后续行为影响关系的研究并没有一个一致的结论, 比如, 有的研究发现让人们想到自己经常从事环保活动会促进他们后续更多从事环保活动(Cornelissen et al.,2008)。而有的研究发现当人们购买了绿色产品后会变得比购买普通产品后更加的不利他(Mazar &Zhong, 2010)。本研究则从利己的享乐消费和利他的绿色消费入手, 考察什么样的消费者在参与环保活动后会更偏好利他的绿色消费, 而什么样的消费者在参与环保活动后会更偏好利己的享乐消费, 整合了以往研究中关于参与环保活动对后续行为影响不一致的研究结果。第二, 本研究考虑了参与环保活动动机在参与环保活动与后续消费行为关系中可能起到的作用, 因为在很多情况下人们不是出于对环境问题的关心来参与环保活动的, 而是由于参与环保活动能带来社会或经济利益(Kristofferson,White, & Peloza, 2014; Schuhwerk & Lefkoff-Hagius,1995)。本研究发现对于那些认为环境价值观重要的消费者来说无论是出于内在动机还是外在动机参与环保活动都会促进绿色消费, 而对于认为环境价值观不重要的消费者来说只有出于内在动机参与环保活动才会促进享乐消费, 这就表明对于认为环境价值观重要的消费者来说, 参与环保活动启动了消费者环保相关内容, 从而增加他们对绿色消费的偏好, 排除了自我知觉理论起作用的可能, 因为如果是自我知觉理论起作用, 那么外在动机会削弱参与环保活动对绿色消费的促进作用。而对于认为环境价值观不重要的消费者来说, 参与环保活动促进享乐消费是许可效应发挥作用的结果。第三, 本研究对因变量的测量是让消费者在利己的享乐消费和利他的绿色消费之间进行选择, 消费者会将绿色消费和享乐消费视为非此即彼的竞争关系, 这样就能更清晰地判断消费者在参与环保活动后会选择更为利己的消费形式, 还是更为利他的消费形式,避免了由于参与环保活动同时增加绿色消费和享乐消费的情况(Karmarkar & Bollinger, 2015)。第四,以往关于参与环保活动对后续行为影响的研究几乎没有讨论过中间机制的问题(Karmarkar &Bollinger, 2015; Mazar & Zhong, 2010), 而本研究探索了参与环保活动对后续消费影响的中间机制,对于看重环境价值观的消费者来说, 无论是出于内在动机还是出于外在动机参与环保活动都会激活消费者的环保自我标准, 增强消费者的环保自我担当, 从而促进绿色消费, 对于不看重环境价值观的消费者来说, 只有出于内在动机参与环保活动会让消费者感受到自己在环保目标上取得了进展, 从而偏好享乐消费, 而出于外在动机参与环保活动并不会增加消费者环保目标进展的感知, 也不会因此促进享乐消费。最后, 本研究为道德领域研究中从事道德行为对后续道德相关行为影响的研究做出了补充, 因为环保活动属于利他行为, 是道德行为的范畴, 而以往关于从事道德行为是会让个体变得更可能从事道德行为, 还是会因此给了个体从事不道德行为的许可而让个体变得更可能从事不道德行为也没有得出一致的结论(张宏伟, 李晔, 2014), 而依据本研究的发现, 个体差异可能是引起结果不一致的原因, 后续可以考虑利用道德认同长期个体差异作为调节变量来研究道德认同中心性高和道德认同中心性低的个体是否会在从事道德行为后有不同的道德相关行为反应(Aquino, Freeman, Reed,Lim, & Felps, 2009)。

本研究的实践意义主要体现在以下三个方面,首先, 政府和媒体应该培养公众的环保意识, 提升环境价值观之于个体的重要性, 因为只有那些认为环境价值观重要的个体才更可能因为参加环保活动或者看到环保相关词汇而被启动, 从而更多参与环保活动, 而启动效应对那些认为环境价值观较不重要的个体没有作用(Verplanken & Holland, 2002),其次, 更多引导那些认为环境价值观重要的个体参与环保活动, 或者接触环保相关知识, 因为这样可以促进他们更多从事环保活动, 在销售绿色产品的场所要多出现环保相关线索来启动那些认为环境价值观重要的个体, 促进他们的绿色消费。最后,可以在销售享乐品的场所, 给消费者提供一些参与环保活动的机会, 因为那些认为环境价值观较不重要的消费者更可能因为参与了环保活动这样的善行而选购享乐品, 这样的环保活动和享乐品的搭配既有利于环境保护, 又可以促进享乐品的销售。

本研究尚且存在一些不足, 后续研究可以做进一步的探讨。首先, 本研究中的环保活动都是那些不怎么需要付出太多努力的活动, 如果是那些需要付出较多努力的活动, 本研究的结论是否还适用需要进一步的实证检验。以往研究表明当人们由于外在控制动机从事了一项需要付出较多努力的环保活动时会降低继续从事其他环保活动的动机(Zhang et al., 2011), 而且当最初活动需要较多努力时, 自我知觉理论更可能发挥作用(DeJong, 1979)。从理论上可以推测, 如果消费者最初参与的环保活动需要付出较多的努力, 对于那些认为环境价值观重要的个体来说自我知觉理论可能会起到更大的作用, 那么个体对于出于内在动机从事环保活动和出于外在动机从事环保活动的反应可能会出现差异, 出于外在动机参与环保活动可能不会增加这部分消费者的绿色消费, 甚至可能增加这部分消费者的享乐消费。其次, 除了环境价值观以外其他变量也可能在参与环保活动与后续消费关系中起到调节作用, 比如, 最初参与环保活动是在公开场合还是在私下场合, 以往研究表明当人们在私下而非公开场合表示对一个慈善机构的支持, 那么在接下来更可能给予该慈善机构更实质性的帮助(Kristofferson et al., 2014), 类似地, 在公开场合下人们更可能迫于社会压力从事环保活动, 而在私下里从事环保活动更可能是出于内在动机, 那么, 在私下场合从事环保活动更可能让人们觉得自己是关爱环境的, 自我知觉理论更可能会发挥作用, 从而促进绿色消费, 而在公开场合下从事环保活动不会让人们产生关爱环境的自我知觉, 反而可能因为心里抗拒而促进享乐消费, 本研究的环保活动主要是在私下场合参与, 未来研究可以考虑公开参与环保活动是否会得出不一致的结论。最后, 有时候人们从事环保活动可能是出于一种习惯, 特别是对于那些认为环境价值观重要的个体, 对某个环保行为形成习惯的可能性更大, 与需要较多思考的非习惯行为相比, 人们在从事习惯行为的时候会想很多与行为本身无关的事情, 因为习惯行为本身不需要太多有意识的思考(Wood, Quinn, & Kashy, 2002), 那么当人们对某些环保行为习以为常后从事这些环保行为还能否启动环保相关内容, 进一步促进从事其他环保行为, 后续研究可以探讨参与了一个已经习以为常的环保活动后消费者对绿色消费和享乐消费的偏好是否有不同的影响。另外, 本研究的调节变量是消费者的环境价值观, 实验中只通过量表和排序两种方法测量, 而没有考虑情境启动是否会得到同样的研究结果, 后续研究可以尝试对环境价值观的情境启动, 来进一步完善相关理论。而且本研究均采用学生样本和实验室实验, 研究结论是否同样适用于除学生样本外的其他人群需要后续研究做进一步的论证。

Albarracín, D., & Wyer, R. S., Jr. (2000). The cognitive impact of past behavior: Influences on beliefs, attitudes, and future behavioral decisions.

Journal of Pe rsonality an d Social Psychology, 79

(1), 5–22.Allen, C. T. (1982). Self-perception based strategies for stimulating energy conservation.

Journal of Consumer Research, 8

(4),381–390.Aquino, K., Freeman, D., Reed, A., Lim, V. K. G., & Felps, W.(2009). Testing a social-cognitive model of moral behavior:The interactive influence of situations and moral identity centrality.

Journal of Pe rsonality an d Social Psychology,97

(1), 123–141.Bem, D. J. (1967). Self-perception: An alternative interpretation of cognitive dissonance phenomena.

Psychological R eview,74

(3), 183–200.Bem, D. J. (1972). Self-perception theory.

Advances in Experimental Social Psychology, 6

, 1–62.Berger, J., & Fitzsimons, G. (2008). Dogs on the street, pumas on your feet: How cues in the environment influence product evaluation and choice.

Journal of Marketing Research,45

(1), 1–14.Chartrand, T. L., Huber, J., Shiv, B., & Tanner, R. J. (2008).Nonconscious goals and consumer choice.

Journal of Consumer Research, 35

(2), 189–201.Cornelissen, G., Pandelaere, M., Warlop, L., & Dewitte, S. (2008).Positive cueing: Promoting sustainable consumer behavior by cueing common environmental behaviors as environmental.

International Journal of Research in Marketing, 25

(1), 46–55.DeJong, W. (1979). An examination of self-perception mediation of the foot-in-the-door effect.

Journal of Pe rsonality an d Social Psychology, 37

(12), 2221–2239.Dijksterhuis, A., Smith, P. K., van Baaren, R. B., & Wigboldus,D. H. J. (2005). The unconscious consumer: Effects of environment on consumer behavior.

Journal of Co nsumer Psychology, 15

(3), 193–202.Fishbach, A., Dhar, R., & Zhang, Y. (2006). Subgoals as substitutes or compliments: The role of goal accessibility.

Journal of Personality and Social Psychology, 91

(2), 232–242.Fransson, N., & Gärling, T. (1999). Environmental concern:Conceptual definitions, measurement methods, and research findings.

Journal of Environmental Ps ychology, 19

(4),369–382.Freedman, J. L., & Fraser, S. C. (1966). Compliance without pressure: The foot-in-the door technique.

Journal of Personality and Social Psychology, 4

(2), 195–202.Gatersleben, B., Steg, L., & Vlek, C. (2002). Measurement and determinants of environmentally significant consumer behavior.

Environment and Behavior, 34

(3), 335–362.Griskevicius, V., Tybur, J. M., & van den Bergh, B. (2010).Going green to be seen: Status, reputation, and conspicuous conservation.

Journal of Personality and Social Psychology,98

(3), 392–404.Hayes, A. F. (2013).

An introduction to mediation, moderation,and conditional process analysis: A regression-based approach

.New York: Guilford.Irwin, J. R., & McClelland, G. H. (2001). Misleading heuristics and moderated multiple regression models.

Journal o f Marketing Research, 38

(1), 100–109.Janiszewski, C., & Wyer, R. S., Jr. (2014). Content and process priming: A review.

Journal of Consumer Psychology, 24

(1),96–118.Jiang, Y. W., Cho, A., & Adaval, R. (2009). The unique consequences of feeling lucky: Implications for consumer behavior.

Journal of Consumer Psychology, 19

(2), 171–184.Karmarkar, U. R., & Bollinger, B. (2015). BYOB: How bringing your own shopping bags leads to treating yourself and the environment.

Journal of Marketing, 79

(4), 1–15.Khan, U., & Dhar, R. (2006). Licensing effect in consumer choice.

Journal of Marketing Research, 43

(2), 259–266.Koo, M., & Fishbach, A. (2008). Dynamics of self-regulation:How (un)accomplished goal actions affect motivation.

Journal of Personality and Social Psychology, 94

(2), 183–195.Kristofferson, K., White, K., & Peloza, J. (2014). The nature of slacktivism: How the social observability of an initial act of token support affects subsequent prosocial action.

Journal of Consumer Research, 40

(6), 1149–1166.Lin, Y. C., & Chang, C. C. A. (2012). Double standard: The role of environmental consciousness in green product usage.

Journal of Marketing, 76

(5), 125–134.Mazar, N., & Zhong, C. B. (2010). Do green products make us better people?

Psychological Science, 21

(4), 494–498.Miller, D. T., & Effron, D. A. (2010). Psychological license:When it is needed and how it functions.

Advances in Experimental Social Psychology, 43

, 115–155.Okada, E. M. (2005). Justification effects on consumer choice of hedonic and utilitarian goods.

Journal o f M arketing Research, 42

(1), 43–53.Peloza, J., White, K., & Shang, J. Z. (2013). Good and guilt-free:The role of self-accountability in influencing preferences for products with ethical attributes.

Journal of Marketing,77

(1), 104–119.Salerno, A., Laran, J., & Janiszewski, C. (2015). Pride and regulatory behavior: The influence of appraisal information and self-regulatory goals.

Journal of Consumer Research,42

(3), 499–514.Schuhwerk, M. E., & Lefkoff-Hagius, R. (1995). Green or non-green? Does type of appeal matter when advertising a green product?

Journal of Advertising, 24

(2), 45–54.Schwartz, S. H. (1992). Universals in the content and structure of values: Theoretical advances and empirical tests in 20 countries.

Advances in Experimental Social Psychology, 25

,1–65.Stern, P. C. (2000). Toward a coherent theory of environmentally significant behavior.

Journal o f So cial Issues, 56

(3),407–424.Stern, P. C., Dietz, T., Kalof, L., & Guagnano, G. A. (1995).Values, beliefs, and proenvironmental action: Attitude formation toward emergent attitude objects.

Journal of Applied Social Psychology, 25

(18), 1611–1636.Strahilevitz, M., & Myers, J. G. (1998). Donations to charity as purchase incentives: How well they work may depend on what you are trying to sell.

Journal of Consumer Research,24

(4), 434–446.Torelli, C. J., & Kaikati, A. M. (2009). Values as predictors of judgments and behaviors: The role of abstract and concrete mindsets.

Journal o f P ersonality and S ocial Ps ychology,96

(1), 231–247.Verplanken, B., & Holland, R. W. (2002). Motivated decision making: Effects of activation and self-centrality of values on choices and behavior.

Journal of Personality and Social Psychology, 82

(3), 434–447.Wheeler, S. C., & DeMarree, K. G. (2009). Multiple mechanisms of prime-to-behavior effects.

Social an d Per sonality Psychology Compass, 3

(4), 566–581.White, K., & Simpson, B. (2013). When do (and don’t) normative appeals influence sustainable consumer behaviors?

Journal of Marketing, 77

(2), 78–95.White, K., Simpson, B., & Argo, J. J. (2014). The motivating role of dissociative out-groups in encouraging positive consumer behaviors.

Journal of Marketing Research, 51

(4),433–447.Wood, W., Quinn, J. M., & Kashy, D. A. (2002). Habits in everyday life: Thought, emotion, and action.

Journal of Personality and Social Psychology, 83

(6), 1281–1297.Zhang, H. W., & Li, Y. (2014). Moral behavior under two kinds of moral self-regulation mechanisms.

Advances i n Psychological Science, 22

(7), 1178–1187.[张宏伟, 李晔. (2014). 两种道德自我调节机制下的道德行为.

心理科学进展, 22

(7), 1178–1187.]Zhang, Y., Xu, J., Jiang, Z. X., & Huang, S. C. (2011). Been there, done that: The impact of effort investment on goal value and consumer motivation.

Journal of Consumer Research, 38

(1), 78–93.