绿色教育与绿色消费意愿：绿色素养和绿色消费态度的链式中介作用

张懿玮， 徐爱萍

(1.上海交通大学 城市科学研究院， 上海 200240； 2.上海杉达学院 管理学院， 上海 201209； 3.上海第二工业大学 经济与管理学院， 上海 201209)

一、引言

2017年10月，习近平总书记在十九大报告中明确提出“人与自然和谐共生”思想，要求树立和践行“绿水青山就是金山银山”的发展理念。2020年9月，总书记又在联合国大会上宣布了我国碳达峰、碳中和的目标。这就要求以节约资源和保护环境为出发点，积极转变经济增长方式，实现经济绿色可持续发展；积极改变居民生活方式，形成环保绿色的消费习惯。为此，围绕环境保护和绿色消费，近年来国家和地方政府出台了一系列政策，如垃圾分类、限塑令等。但要从根本上改变人的行为，需要从绿色教育抓起，以此增强人们的环境意识和敏感性，提升解决环境问题的能力，以及提高环保的参与度[1]。

1972年，联合国在世界环境大会上发布了《斯德哥尔摩宣言》，提出“必须对年轻一代、成人和处境不利群体进行环境问题的教育”。此后，世界各国纷纷开始推进绿色教育，我国也逐步在大专院校和中小学开设相关环境专业或是开设专门的环境保护课程[2]。2016年中国环境保护部、教育部、中宣部等六部委联合印发《全国环境宣传教育工作纲要(2016—2020年)》，全面推进绿色教育。虽然绿色教育日益普及，但有学者认为当前的绿色教育是失败的，他们认为“他们(学生)可以引用奥尔多·利奥波德的话，但这对他们来说也只限于学术罢了”。(1)奥尔多·利奥波德(1887-1948)，美国人，著名生态学家和环境保护主义者，被称为是“生态伦理之父”，主要代表作为《沙乡年鉴》。虽然人们接受了绿色教育，有了更强的环保理念和知识，但是却仍然存在诸多言行不一的情况[3]。比如，Ehrampoush 和Moghadam[4]就发现虽然有相当一部分的学生拥有较高的环保知识，但他们也并未将其转化为实际的环保行动。Gleim等[5]也认为尽管消费者表现出对环境的关心，绿色产品也日益增多，但消费者却并没有像想像中的那样表现出强烈的购买意愿。难道绿色教育真的是失败的吗？在中国又是什么样的情况？绿色教育是否能够促进，以及如何促进消费者对绿色产品的购买意愿呢？这正是本文研究的目的之所在。本文以绿色酒店消费为研究情境，探讨了消费者绿色教育与绿色消费意愿之间的关系，进一步分析了绿色素养和绿色消费态度两个关键变量的作用机制。

二、文献回顾和假设提出

(一) 绿色教育

20世纪60年代末70年代初，以《环境教育杂志》(Journal of Environmental Education)出版、北美环境教育协会和英国环境教育理事会成立等事件为标志[6]，绿色教育正式诞生。目前，绿色教育已经成为学校教育和社会教育的重要内容之一。绿色教育也称环境教育，旨在通过教育促进环境保护[7]。它并非只是一项单一的活动，而是通过一个循序渐进的过程增进人们对环境的理解，培养亲环境的价值理念，并激励人们在环境意识下采取行动平衡社会、经济和生态之间的关系[8]。早期的《贝尔格莱德宪章》和《第比利斯宣言》确定了绿色教育的基本框架，成为引领各国开展绿色教育的纲领性文件。

对绿色教育的研究主要涉及三方面的内容：一是对概念、内涵、体系等绿色教育基本理论的探讨[9，10]。二是有关现状、问题、对策、比较等绿色教育的实践研究[11，12]。三是对绿色教育效果的评价或是对受教育者绿色素养及绿色行为的影响[13-15]，比如有研究发现绿色教育有助于环境友好型产品创新[16]，有助于促进绿色消费行为[17]等。从研究现状看，国内外围绕绿色教育已经展开了大量的研究，为本研究的进一步开展奠定了坚实的基础，尤其是为文章假设的提出提供了理论源泉。但综观当前我国绿色教育的研究现状，定性研究多，定量研究少；理论研究多，实证研究少。国内研究的不足也为我们的研究提供了广阔空间。

(二)绿色消费和绿色消费意愿

绿色消费是指消费既满足个人需求，但又关注社会整体福利，尽量减少对环境的损害[18]。这一理念源于20世纪60年代末70年代初以污染和节能为关注重点的西方生态运动，只是最初主要侧重于限制对环境有害商品的消费以及采取环保措施(如回收利用和乘坐公共交通)。而随着可持续发展理念的深入人心，绿色消费还包括更加积极地购买绿色产品，并反过来促进绿色产品和服务的生产[19]。从市场营销学的角度研究消费者的意愿和行为，并从工业生态学或生态经济学的角度研究这些行为的环境结果，是绿色消费研究的主要内容之一[20]。其中，消费者的绿色消费意愿和行为不仅直接影响环境质量，而且有利于推动社会生产方式发生根本性变革，因此更是成为研究重点。

绿色消费意愿是人们愿意采取绿色消费行为的倾向。它是绿色消费的内驱力，也是将绿色消费认知转化为行为的必要过程[21]。已有绿色消费意愿的研究主要是基于计划行为理论(TPB)、价值-信念-规范理论(VBN)和态度-行为-环境理论(ABC)。基于这些理论发现，消费者对环境保护的态度、主观规范、感知行为控制、环保意识、价值观等心理因素，性别、年龄、学历、收入等人口统计因素，以及经济刺激、信息刺激、规章制度等外部因素都可能影响消费者的绿色消费意愿[22]。虽然已有众多的研究关注绿色消费意愿的影响因素，但有关绿色教育与绿色消费意愿关系的研究仍然十分有限。绿色教育的重要目的就在于提升消费者的绿色消费意愿，并实施绿色消费行为[23]。虽然有研究认为绿色教育可以通过改变态度作用于绿色消费意愿[24，25]。然而，现有研究仍然存在以下不足：一是在分析态度中介作用时，并没有区分对环保的一般态度和对消费的特定态度，两者对消费意愿的影响并不相同；二是以态度为中介机制的分析较为单一，未能更深层次地揭示绿色教育与绿色消费意愿之间的复杂关系；三是有限的相关研究主要集中于学生群体，涉及垃圾回收、循环利用等领域，较少涉及其他绿色消费，尤其是绿色酒店消费，因此，需要进一步扩展至其他群体和领域。

(三)绿色教育、绿色素养与绿色消费意愿

教育有助于改变人的行为意愿。绿色教育不仅使消费者拥有更多的环保知识、环保意识和环保技能，也刺激他们愿意采取更多的环保行动[1]，包括改变人们的消费方式，采取更多的绿色消费行为。Hadjichambis、Paraskeva-Hadjichambi和Ioannou[26]通过实验发现，对儿童进行绿色教育干预后，他们选择绿色产品的意愿明显更强，比如会有更多的儿童选择更环保的玻璃多功能杯(79%)，而不是塑料多功能杯(8%)、纸制一次性杯(6%)或塑料一次性杯(6%)，而在绿色教育之前儿童最喜欢的则是塑料一次性杯(40%)和塑料多功能杯(31%)。Boo和Park[27]、Khandelwal和Bajpai[28]等学者通过实证研究，利用回归模型也发现绿色教育显著提升了消费者的绿色消费和行为意愿。

绿色教育不仅直接影响人们的绿色消费意愿，而且通过提升消费者的绿色素养间接影响绿色消费意愿。作为绿色教育的首要目标和任务，绿色素养是“个人对环境和环境问题的认识和关注，以及致力于解决环境问题的知识、技能和动机”[29]。正如1975年国际环境教育会议发布的《贝尔格莱德宪章》明确提出：绿色教育是为了“培养一个了解和关心环境及其相关问题的世界人，使其具备相应的知识、技能、态度和动机，并能致力于单独或集体地为解决当前问题和预防新问题而努力。”为此，众多教育组织或机构围绕这一目标确立了相应的绿色教育框架，以指导教育工作者在正式或非正式的环境中培养受教育者的绿色素养[30]。实证研究也发现，绿色教育在培养人们绿色素养方面的确起到了积极作用。比如，Chang、Lee和Su[13]发现绿色教育能够显著提升人们有关环境和生态的知识；Zsóka等[31]也发现绿色教育与学生的环保知识之间存在着非常强的相关关系。此外，还有一系列研究表明绿色教育促进学生对环境问题有更强的意识，对环保知识有更多的理解，以及对环保物品有更好的态度[8，32，33]。

绿色教育通过绿色素养有助于促进绿色消费意愿。绿色素养使消费者能够更好地理解自身与环境之间的关系，从而帮助他们就环境问题做出明智的决策[34]。因此，绿色素养高的消费者具有更强的绿色消费意愿[17，35]。Yeh、Ma和Huan[17]研究绿色酒店消费者行为时就发现，绿色素养较高的消费者(如对环境有更强的意识和敏感性，更多的环保知识和技能等)有更强的意愿采取环境友好型的行为，从而有更强的选择绿色酒店的意愿。Paladino和Ng[35]也发现有更多环境知识的消费者，有更强的意愿购买绿色手机。Liao和Li[24]的实证研究更是直接表明绿色教育以绿色素养为中介渠道对消费者的绿色消费意愿产生显著的间接影响。由此，我们提出假设：

假设1：绿色教育能够提高消费者的绿色消费意愿。

假设2：绿色教育通过提高消费者的绿色素养，从而提高其绿色消费意愿。即，绿色素养在绿色教育和绿色消费意愿正向关系中具有中介作用。

(四)绿色教育、绿色消费态度与绿色消费意愿

根据计划行为理论(Theory of Planned Behavior，简称TPB)，态度是影响消费者行为意愿的重要因素之一[36，37]。态度是指“人们对讨论的行为作出的喜欢或不喜欢评价的程度”[36]，它能够直接引导和预测人的行为[38]。众多有关绿色消费的研究表明，态度与消费者购买意愿之间存在正向的显著关系[39-41]。例如Han、Hsu和Sheu[41]就发现，对绿色酒店有更高态度的消费者通常会有更强的入住绿色酒店的意愿。而且，这些研究还发现，态度、主观规范和感知行为控制这三大TPB要素中，态度是影响消费者消费意愿的最主要因素[39，41]。

绿色教育是为了使人们树立正确的消费观念，鼓励绿色消费，避免奢侈浪费和环境破坏，并最终改变社会经济的运行模式。它具有塑造负责任绿色消费者的强大功用[42]，能够改变人们对于产品的看法，增强对绿色消费的态度，从而改变日常消费习惯[31]。尤其是在绿色营销中，研究表明企业通过绿色教育可以提高人们对于绿色产品或绿色品牌的态度，从而提升其购买意愿[28，43]。Varela-Candamio等[25]通过元分析同样证实了绿色教育和绿色消费态度的这种关系和作用。他们发现绿色教育使人们具有更强的绿色消费态度，并促进产生更强的绿色消费意愿。可见，绿色教育不仅直接作用于绿色消费意愿，而且通过绿色消费态度产生间接影响。由此，我们提出假设：

假设3：绿色教育通过提升消费者的绿色消费态度，从而促进提高绿色消费意愿。即，绿色消费态度在绿色教育和绿色消费意愿的正向关系中具有中介作用。

(五)绿色教育、绿色素养、绿色消费态度和绿色消费意愿

从宽泛的角度看，绿色素养不仅要求人们理解绿色的概念，而且要理解其在生态系统中的地位和作用，以及人与自然的相互关系[44]，并且能够采取行动以维持、恢复和提升生态环境的健康性。因此，有学者认为，绿色素养是包括态度、意识、情感、知识、技能等一系列要素在内的广泛概念[29]。但本研究我们仍然区分了绿色素养和绿色消费态度这两个相互关联又不同的构念。因为就绿色素养而言，既包括针对环境和生态的一般态度，也包括针对绿色消费的特定态度[45]，一般态度可以用来预测一般行为，而特定态度可以用于预测特定行为。通常而言，一般态度与特定行为的关系要弱于特定态度与特定行为的关系[45]。因此，我们有必要将两者区分开。我们将绿色素养限定为除消费活动之外的一般绿色素养，而绿色消费态度则是指对特定绿色产品或服务的消费态度，我们试图在前面研究假设的基础上再探究消费者的一般绿色素养是否会通过影响他们对绿色消费的态度，并最终影响绿色消费意愿。

虽然有关绿色教育、绿色素养、绿色消费态度和绿色消费意愿四者链式推进关系的直接文献不多，但现有文献表明，消费者绿色素养可以通过绿色消费态度对消费意愿产生正向影响。比如，Alwitt和Pitts[46]通过对消费者一次性纸尿布购买意愿的研究，发现虽然消费者对环境保护的积极态度与绿色消费意愿之间的关系较弱，但是却可以通过绿色消费的特定态度对消费意愿产生较强的间接影响。Chang等人[13]研究发现消费者对环境知识的了解(包括对环境及其相关问题的认知和关注，对责任、环保行为以及生态可持续发展的理解等)，使得他们对相关绿色产品有更深的认识和更好的态度，从而促进绿色电动车的购买意愿。Kroesen和 Chorus[45]也发现一般态度与特定消费态度之间存在显著的相关关系，如果消费者对环境保护具有更好的态度，那他就会对公共交通产生更强的消费态度，从而增加公共交通的使用。因此，鉴于绿色素养与绿色消费态度的关系，以及前面我们关于绿色教育和绿色素养关系的假设和绿色产品态度和绿色消费意愿关系的假设，我们提出：

假设4：消费者的绿色素养有助于提升绿色消费态度。

假设5：绿色教育通过绿色素养和绿色消费态度对绿色消费意愿产生正向影响。即，绿色素养和绿色消费态度在绿色教育和绿色消费意愿关系中发挥链式中介作用。

三、方法

(一)样本与数据收集

我们主要采用Credamo问卷平台实施网络调研。Credamo是国内一家知名的数据收集平台，拥有超百万的样本群体，可以实现快速的问卷发放和收集。为了避免同一个被调查者重复答题，每台电子设备或每个IP地址都只能被允许回答一次。我们于2021年5月共发放问卷566份。剔除不认真填写的问卷(如答题时间明显过短，或不能通过有效答题测试)，共获得有效问卷530份，有效回收率为93.64%。被调查者平均答题时间为3分29秒。具体的人口统计特征见表1。

表1 样本人口统计特征表

(二)测量工具

除了对绿色教育的测量外，其他所有量表都是来自于国外文献中的成熟量表，并利用翻译和回译的方法确保问卷的准确性。此外，通过专家访谈，我们对个别问卷内容进行了适当调整。我们主要采用李斯特7分量表进行计分，“1-7”表示“极其不同意”-“极其同意”，通过计算均值获得每个构念的分值。由于绿色消费行为涉及的内容较广，聚焦于某一具体的绿色消费行为有助于被调查者更加明确自己的选择。我们以绿色酒店消费作为本次测试的主要情境。主要原因有三：一是针对绿色酒店有较为成熟的量表可供选择和参考，有助于保证问卷的有效性；二是绿色酒店通常会有更高溢价，或是容易给消费者带来不便，而且选择入住绿色酒店通常与消费者自身对健康的关注关系不大，因此选择入住绿色酒店能够体现出更强的绿色消费意愿；三是虽然有关绿色酒店消费意愿的研究较多，但与绿色教育结合的研究却少见，选择酒店行业有助于拓展相关研究。本次调研样本总体的Cronbach α 系数为0.928，大于0.7的临界值，表明样本总体具有较好的信度水平。

1. 绿色教育量表

教育一般包括正式教育和非正式教育。正式教育一般指在学校接受的正规教育，而非正式教育则是指除此之外的其他教育[47]。据此，我们同样将绿色教育划分为正式绿色教育和非正式绿色教育，并根据文献和专家访谈，设计问卷题项。绿色教育共包括6个题项，其中正式绿色教育的测量包括3个题项：(1)“我在学校上过专门的环保课程”，(2)“我在学校参加过学校组织的环保活动”，(3)“我在学校接受过环保教育”；非正式绿色教育测量包括3个题项：(1)“我经常接收到有关环保的各类信息”，(2)“我经常接触到有关环保的各类活动”，(3)“我曾参加过社会上的环保教育活动”。通过计算总均值和各自均值分别获得绿色教育、正式绿色教育和非正式绿色教育的分值。绿色教育总量表的Cronbach α 系数为0.814，正式绿色教育和非正式绿色教育的Cronbach α 系数分别为0.758和0.698，验证性因子分析结果为χ2=45.715，RMR=0.049，TLI=0.927，CFI=0.961，NFI=0.954，表明问卷具有较好的效度和内部一致性。

2. 绿色素养量表

绿色素养的量表主要来自于Yeh、Ma和Huan[17]对绿色教育水平的测量，有4个问题构成： (1)“我敏感意识到环境和环境面临的挑战”，(2)“我具有相关知识，并理解环境和环境面临的挑战”，(3)“我对环境有积极的态度，并关心环境，努力保持环境质量”，(4)“我拥有帮助缓解环境问题的技能”。实测中量表的Cronbach α 系数为0.743，验证性因子分析结果为χ2=5.152，RMR=0.019，TLI=0.981，CFI=0.994，NFI=0.990，表明问卷具有较好的效度和内部一致性。

3. 绿色消费态度量表

绿色消费态度量表主要来自于Verma 和 Chandra[39]以及 Kim 和 Han[48]等研究者的问卷，共有4题构成：(1)“对我来说，旅行时选择绿色酒店是个好的行为。”(2)“对我来说，旅行时选择绿色酒店是值得做的。”(3)“对我来说，旅行时住在绿色酒店是愉快的。”(4)“对我来说，旅行时住在绿色酒店是合乎道德的。”实测中量表的Cronbach α 系数为0.722，验证性因子分析结果为χ2=12.997，RMR=0.026，TLI=0.920，CFI=0.973，NFI=0.969，表明问卷具有较好的效度和内部一致性。

4. 绿色消费意愿量表

绿色酒店消费意愿的量表主要来自Han、 Hsu和 Sheu[41]以及Han 等人[49]的研究，量表共包括了4题：(1)“我愿意在旅行时住在绿色酒店”，(2)“我计划旅行时住在绿色酒店”，(3)“我会尽量在旅行时住在绿色酒店”，(4)“我愿意花更多的钱住在绿色酒店”。实测中量表的Cronbach α 系数为0.746，验证性因子分析结果为χ2=19.047，RMR=0.033，TLI=0.905，CFI=0.968，NFI=0.965，表明问卷具有较好的效度和内部一致性。

(三)共同方法偏差检验

我们采用Harman单因素分析法检验共同方法偏差。我们将所有的题项都纳入进行探索性分析，如果抽取的第一个主成分对方差的解释超过40%，就存在严重的共同方法偏差。本研究结果显示，第一个主成分因子对总方差的解释为38.606%，虽然偏高，但仍低于40%的临界值，表明本研究并不存在严重的共同方法偏差问题。

(四)多重共线性检验

为避免多重共线性问题，我们采用方差膨胀系数(VIF)来检验多重共线性问题。VIF的取值通常以10作为判断边界。当VIF<10，不存在多重共线性问题；当10≤VIF<100，存在较大的多重共线性问题；当VIF≥100，存在严重多重共线性问题。我们用R语言的CAR软件包中的vif()函数计算，GE、GL和ATT的VIF值分别为1.998、2.336和1.549，远低于10的水平，表明模型并不存在多重共线性问题。

此外，我们还可以利用R内置函数kappa()计算条件数来判断多重共线性问题。一般来讲，根据经验法则，条件数≥30，则认为存在严重多重共线性问题；而30>条件数≥10，则存在中等的多重共线性问题；条件数<10，则认为多重共线性问题较小[50]。在本研究中，K值为7.756，表明我们的模型存在多重共线性问题的可能性比较小。

四、实证分析

(一)绿色素养和绿色消费态度的中介效应

我们采用逐步回归法分别检验绿色素养和绿色消费态度的中介效应。我们先检验绿色素养的中介效应(结果见表2)。首先，我们分析绿色教育对消费者绿色消费意愿的影响。在Model1中，我们发现绿色教育会显著正向影响绿色消费意愿(β=0.543，p<0.001)。其次，我们分析绿色教育对消费者绿色素养的影响。Model4的结果表明绿色教育会显著正向影响消费者的绿色素养(β=0.665，p<0.001)。最后，我们同时考虑绿色教育和绿色素养对消费者绿色消费意愿的影响。Model2显示绿色教育和绿色素养同时正向影响消费者的绿色消费意愿，而且在0.1%的水平下显著。因为βGE=0.295<βGE=0.543，逐步回归法表明绿色素养在绿色教育和绿色消费意愿关系中具有部分中介作用。采用同样的方法，我们检验绿色消费态度的中介效应，从表2的Mod-el1、Model3和Model5的结果中可以看出，绿色消费态度同样起到部分中介作用。假设1、假设2和假设3得到验证。

表2 逐步回归法检验中介效应

在回归分析中，我们控制了所有的人口统计特征变量。我们发现消费者的人口统计特征与绿色消费意愿并不存在稳健的显著性相关关系。虽然有学者发现女性群体有更强的意愿购买绿色消费产品[41]，我们在Model2中也发现了类似结论，但一方面这只是在10%的水平下显著，另一方面这一结果在其他模型中也并不稳健。正如吴波[22]在综述研究中所指出的，单纯以人口统计特征来解释消费者的绿色消费行为无法得出有价值的结论。但是，我们发现教育水平与消费者的绿色素养间存在显著的正相关关系，这与前人的研究结果一致[51]。

因为逐步回归法的检验效力相对较低，所以继续采用Bootstrap法检验中介效应。Bootstrap法是一种从样本中重复抽样的方法，如果中介效应的置信区间不包括0，就表示存在中介效应。这是一种比传统方法更优的中介效应检验法。因为逐步回归法只能分别检验两个变量的中介效应，无法确定两个变量的共同影响，因此我们还需要进行多重中介效应的检验。我们利用R语言的Lavaan工具包实施Bootstrap10000次多重中介效应检验，同样控制人口统计特征，结果见表3。可以看出，在95%的置信区间下，绿色教育的直接效应、绿色素养和绿色消费态度的中介效应都显著不为0。绿色素养的中介效应为0.091，占总效应的16.7%；绿色消费态度的中介效应为0.221，占总效应的40.6%。结果表明，绿色教育之所以能够促进绿色消费，很大程度上是因为它提升了消费者的绿色素养和绿色消费态度，假设2和假设3得到进一步验证。而且，绿色消费态度的中介效应是绿色素养中介效应的2.4倍(0.221/0.091=2.4)，效应差为0.130(0.221-0.091=0.130)。表3 Bootstrap中介效应检验还表明两者效应差在95%的置信区间下显著(CI[-0.130，-0.139])。可见，绿色教育最主要的是通过提升消费者的绿色消费态度提升绿色消费意愿。

表3 Bootstrap中介效应检验

(二)绿色素养和绿色消费态度的链式中介效应

我们认为绿色教育之所以起作用，是因为绿色教育有助于提升消费者的绿色素养，由此提升其绿色消费态度，并最终对绿色消费意愿产生影响。因此，我们还需要检验绿色素养和绿色消费态度的链式中介效应。我们采用SPSS中的PROCESS工具包的PROCESS工具包中的模型6，通过Bootstrap10000次抽样实施参数估计(结果见图1和表4)。

图1 变量路径图

表4 链式中介效应检验

图1中所有的路径系数都为正，而且在1%的水平上显著，表明各变量之间存在显著的正向关系。表4显示了绿色教育对绿色消费意愿的间接效应、直接效应和总效应。表4中，所有的95%置信区间都不包括0，表明存在显著的间接效应、直接效应和总效应。比较绿色素养和绿色消费态度，表面看绿色素养的中介效应要高于绿色消费态度的中介效应(βGL=0.091>βATT=0.064)，似乎与之前的结论相反，其实并非如此。绿色教育不仅通过绿色素养和绿色消费态度产生绿色消费意愿，并通过绿色素养促进绿色消费态度这一链式中介作用提升绿色消费意愿(β=0.157，CI[0.099，0.222])。也就是说绿色消费态度发挥中介作用，不仅仅在于绿色教育直接提升绿色消费态度，还在于绿色素养对绿色消费态度的作用，所以总的中介效应应该是0.221(0.064+0.157=0.221)，与之前的结论保持一致。由此，假设5提出的链式中介效应得到验证。

此外，从图1中我们也要注意到，绿色教育最直接最重要的是提升消费者的绿色素养，而非绿色消费态度。从系数中可以看出，绿色教育对绿色素养的系数(0.665)将近是绿色消费态度系数的6倍。因此，我们要认识到虽然发挥中介作用最强的是绿色消费态度，但绿色教育的直接作用对象最主要的仍然是绿色素养。

(三)正式和非正式绿色教育

我们进一步区分正式和非正式绿色教育对消费者绿色消费意愿的影响。由于PROCESS工具包无法直接对两类教育的不同效应进行比较，我们利用R语言的Lavaan工具包构建结构方程模型，并采用Bootstrap法抽样10000次进行参数估计。表5展现了分析结果。学校正式绿色教育方面，绿色素养的中介效应显著，但是绿色消费态度的中介效应在95%的置信区间下并不具有统计上的显著意义(CI[-0.026，0.065]包括0值，p=0.364)，而且绿色教育的直接效应也只是边际显著(CI[-0.011，0.134]，p=0.103)，但是“绿色教育→绿色素养→绿色消费态度→绿色消费意愿”这一链式中介效应显著(CI[0.026，0.091]，p=0.001)，表明正式绿色教育并不能通过提升绿色消费态度提升绿色消费意愿，但是可以通过提升绿色素养间接提升绿色消费意愿。对于非正式绿色教育，在95%的置信区间下，所有的效应都显著。结果表明，非正式绿色教育不仅能够分别提升绿色素养和绿色消费态度增强绿色消费意愿，而且还能够通过链式中介效应产生作用。此外，非正式绿色教育还具有显著的直接效应(CI[0.116，0.272]，p=0.000)。

进一步比较正式和非正式绿色教育的效应，我们发现非正式绿色教育对绿色消费意愿的总效应为0.399，而正式绿色教育的总效应只有0.168。非正式绿色教育对绿色消费意愿的影响要显著高于正式绿色教育(diff=-0.232，CI[-0.381，-0.085])。比较链式中介效应，同样也表现出类似结果，即绿色素养和绿色消费态度的链式中介效应在非正式绿色教育中表现更加明显(diff=-0.046，CI[-0.094，-0.003])。由此，我们可以得出，相比正式绿色教育，非正式绿色教育通过潜移默化的作用能对绿色消费行为意愿产生更强的影响。

表5 正式和非正式绿色教育的中介效应检验

五、结论和启示

(一)主要结论

本研究探讨了绿色教育与绿色消费意愿之间的关系。虽然也有研究关注这两者之间的关系，但是一方面是基于西方情境，另一方面研究的结论也并不一致。比如 Velasco-Martínez等[14]就发现虽然学生接受了更多的绿色教育，但是他们却并没有表现出比接受了更少绿色教育的学生有更高的绿色消费模式(如不使用一次性垃圾袋或降低对过度包装商品的消费)。而我们以中国消费者为研究对象，发现我国的绿色教育对消费者的绿色消费意愿产生正向的促进作用。虽然Tsai和Tsai[3]指出，在考虑经济的情况下，行为可能与认知和情感不一样。但我们研究发现，消费者即使面对更高的价格和不方便，但因为接受了绿色教育，所以仍表现出较强的绿色消费意愿。

我们的研究还发现绿色教育发挥作用的主要机制。绿色教育不仅直接作用于绿色消费意愿，而且通过绿色素养和绿色消费态度产生间接作用。相比绿色消费态度，绿色教育对绿色素养有更强的影响。但是绿色消费态度对绿色消费意愿的影响要明显高于绿色素养。总体看，通过检验多重中介效应，我们发现绿色消费态度的中介效应要显著高于绿色素养的中介效应。这意味着绿色教育如果要对消费者绿色意愿产生影响，最主要是提升消费者对绿色消费的正向态度。

除了多重中介效应外，更重要的是我们研究发现了绿色素养和绿色消费态度的链式中介效应。推行绿色教育，提升绿色素养，再促进对绿色消费的特定态度，最后增强消费意愿，这一链式反应模式体现了绿色教育发挥作用的另一条重要机制。虽然绿色教育对绿色消费态度的影响稍弱，但是仍可以通过提升绿色素养促进绿色消费态度的转变。这与Chang等人[13]的研究结论基本上是一致的。只是他们的研究更多是关注环境的知识，而我们则从更广的维度去探讨消费者的综合绿色素养。我们的研究表明消费者只要是对环保有更深入的认识和理解，那就会对绿色消费有更好的态度，从而产生更高的消费意愿。

最后，我们区分了正式绿色教育和非正式绿色教育。虽然两者都有助于提升消费者绿色消费意愿，但是非正式教育的影响显著高于正式教育。有观点认为正式教育具有惩戒性，而且是严格按照法律或制度而非基于学生需求进行设计，因此难以激发学生的兴趣和真正发挥激励学生的作用[52]。虽然这有过度夸大正式教育缺点的嫌疑，但相比正式教育，非正式教育不仅更加灵活，而且具有更好的认知和情感作用，从而有助于产生更好的激励效果。此外，我们还发现正式教育无法直接对消费者的绿色消费态度产生作用，而只能通过绿色素养间接对绿色消费态度产生影响，从而作用于绿色消费意愿。这可能是与学校绿色教育中有关绿色消费教育的相对不足有关。

(二)管理启示

我们的研究发现绿色教育在促进绿色消费方面起到了至关重要的作用。从1973年我国颁布《关于保护和改善环境的若干规定》第一次提出有关环境保护教育的设想开始，我国的绿色教育已经走过了将近50年。我国的绿色教育从零星走向系统，从独立设置课程走向全面融入，在驱动人们提升绿色理念、转变绿色行为方面起到了积极作用。我们的研究也验证了这一点。但是我们也发现正式绿色教育的效应要低于非正式绿色教育，尤其是正式绿色教育并没有直接作用于消费者对绿色消费的态度。因此，一方面，学校应该全面加强绿色教育，不断提升学生的绿色素养。尤其是在思政教育全面融入课程育人的背景下，绿色教育应该作为重要组成部分起到学生绿色价值塑造的作用。另一方面，要将绿色消费和可持续性消费理念积极融入绿色教育[19]。学校教育不仅要传递一般的环保知识和理念，还要增强学生对于消费和环境关系的理解，推进学生改变消费模式。

在促进绿色消费方面，非正式教育发挥了重要作用。非正式教育作为正式教育的重要补充，形式更加多样、灵活，能够更好地增强教育的效果。因此，各社会组织应该积极发挥环保宣传的作用，既可以通过各类媒体(传统的电视、广播、报纸，新时代的微博、抖音、微信等平台)展开形式多样的绿色教育活动，尤其是积极探索“互联网+教育”发展新模式[53]，也可以发起各类环保参与活动，提升人们的环保融入感。虽然有观点认为非正式教育也要规范化、制度化，但是作为一项融入人们日常生活的教育活动，绿色教育在规范化情况下，还需要更多的碎片化，注重以点滴教育产生水滴石穿的效果，要强调“春风化雨”“润物无声”地发挥非正式教育的作用。正式绿色教育与非正式绿色教育要共同协作发挥作用，提升人们的环保素养，促进绿色消费。

在促进绿色消费过程中，企业应该发挥积极作用。有关产品的知识能够积极影响消费者的购买意愿。一旦消费者积累了更多关于绿色产品的信息并对其有了更多的体验，他们就会对消费产生积极的看法和态度，从而产生强烈的购买意愿[40]。因此，企业应该积极推进绿色营销，增强消费者对于绿色消费的了解和兴趣。

(三)不足和未来研究方向

本研究虽然揭示了绿色教育与消费意愿的关系，并证实了绿色教育的作用机理，但仍有以下不足，值得未来进一步研究。第一，我们研究了绿色教育对绿色消费意愿的影响，虽然意愿是影响行为的最主要因素之一，但是意愿并不总是意味着会付诸实践，因此我们还需要进一步关注消费者的实际绿色消费行为。第二，我们研究的产品是绿色酒店，对绿色酒店的消费意愿并不能完全反映消费者的绿色消费意向。未来的研究中，我们可以引入更多的绿色产品，比如新能源汽车、低能耗家电、环保袋等，更综合地评价消费者的绿色消费意愿。第三，本研究只是考虑了绿色素养和绿色消费态度的中介效应，并没有考虑其他可能影响绿色消费意愿的因素，比如TPB理论中提出的主观规范和感知行为控制力等。未来可以结合TPB、VBN等理论更全面地考虑绿色教育发挥作用的机制。第四，绿色教育对消费者绿色消费意愿的影响可能会受到人口统计特征或其他要素的调节，探讨不同情境下绿色教育的不同作用具有重要价值。