亲环境购买行为溢出效应与内在机制研究

王建华　周瑾　马玲

摘要：在多重环境治理和环境保护模式下，促进公众采取亲环境行为是有效提高当前环境治理效率的方式。基于溢出效应理论，以苏皖两省839份消费者样本数据为例，利用倾向得分匹配（PSM）实证探究消费者亲环境购买行为对其他亲环境行为的溢出效应，运用Ologit和CMA模型进一步挖掘內在机制。研究发现：权威从众价值观、环境态度和亲环境购买认知显著影响消费者的亲环境购买行为；亲环境购买行为对社会环保主义和环保媒介使用行为存在正向溢出效应，但对物品回收行为没有显著的行为溢出；进一步的内在机理分析得出，环境自我认同在亲环境购买行为正向溢出效应中发挥中介作用。

关键词：亲环境行为；亲环境购买行为；溢出效应；PSM-Ologit模型；CMA模型

文章编号：2095-5960（2023）06-0051-10；中图分类号：C913.3；文献标识码：A

一、引言

生态文明建设是关乎中华民族永续发展的根本大计，保护生态环境就是保护生产力。面对日益严峻的生态环境问题，公众参与已然成为美丽中国建设的内在要求。亲环境行为（Proenvironmental Behavior）亦称环境友好行为，是指促进自然资源可持续性再生和环境保护的行为，包括减少对环境产生负面影响的一切行为。[1]当前已形成政府、媒体、消费者等多方主体协同改善环境的社会氛围，一方面通过政府规制引导和激励消费者积极参与环境保护，另一方面利用媒体宣传教育，促使消费者主动采取亲环境行为。如何促使消费者更多地采取亲环境行为？消费者的亲环境行为之间是否存在联系以及存在怎样的联系？这是本文研究思考的核心问题。

已有研究表明，个体的亲环境行为之间存在溢出效应，即个体的亲环境行为具有连贯性，历史的某种特定亲环境行为会改变个体的后续其他行为。[2]现有研究较少关注多类亲环境行为之间的溢出效应，更甚少将亲环境购买行为作为引导其他亲环境行为的初始行为因素。亲环境购买行为（Proenvironmental buying behavior），亦称作绿色购买行为，是具体表现在私领域消费活动中的环境责任行为。[3，4]目前该领域仍存在一定研究空间：一方面，现有研究鲜少纳入中国传统文化背景因素，且对心理特征因素在行为溢出效应发生过程中的作用缺乏深入探讨；另一方面，有关结论存在较强异质性，溢出效应的发生情境和行为领域尚未形成一致意见，且亲环境购买行为对其他领域亲环境行为溢出效应的讨论相对不足。鉴于此，本文根植于心理特征，以倾向得分匹配的“反事实推断”为研究思路，综合考虑多种亲环境行为，实证探究消费者亲环境购买行为的溢出效应，并运用Ologit和CMA模型分析溢出效应形成机理，从而揭示了在中国社会情境和文化背景下亲环境购买行为溢出效应发生的内在条件，以期为实现多领域绿色发展、促进我国环境治理体系的完善提供理论参考和建议。

二、理论分析与假说提出

（一）亲环境行为及溢出效应

环境领域的溢出效应（Spillover Effect）是指个体在某种特定环境领域的亲环境行为的影响可能延伸至其他亲环境行为中。[5]溢出效应存在两种相反方向的作用，即某种亲环境行为对其他亲环境行为具有增强（正向溢出）或削弱（负向溢出）作用。Steinhorst等研究发现，向消费者传递节电窍门，不仅促进他们的节电行为，而且增强了他们采取气候友好行为的意愿。[6]但正向溢出效应并不总是发生，Tiefenbeck等研究得出，消费者减少用水量的同时会消耗更多的电能。[7]Nash等论证了在中国环境背景下亲环境行为溢出效应的存在。[8]Ha等发现了消费者采取亲环境行为溢出效应的潜力。[9]综上所述，本文认为在中国情境和环境领域中，消费者亲环境购买行为可能存在溢出效应。

参考Larson等[10]、周全等[11]的研究，本文将环保生活方式（物品回收行为）、社会环保主义（搜集环保信息、加入环保组织和亲友互动）、环保媒介使用（参与话题讨论、环保相关内容关注）中包含的六种行为，作为研究亲环境购买行为溢出效应产生的后续亲环境行为。盛光华等认为具备更强环境意识的消费者更易发生亲环境行为，因此，当消费者在日常生活中增强环保意识、自觉规范私领域行为时，才能逐步上升到参与社会各类环保活动的公领域行为。[12]消费者的亲环境购买行为具有较强的利他性质，受到内外部因素的综合影响，当其形成坚定的利他目标时，未来的行为选择会因该目标而与过去行为保持一致，此时亲环境购买行为发生正向溢出效应。[13]但与此同时，Lanzini等揭示亲环境购买行为的积极溢出效应主要影响低成本的亲环境行为。[14]鉴于以上六种行为属于低成本的亲环境行为，因此本文提出以下研究假说：

H1a：亲环境购买行为能够正向影响环保生活行为。

H1b：亲环境购买行为能够正向影响社会环保主义行为。

H1c：亲环境购买行为能够正向影响环保媒介使用行为。

（二）亲环境行为溢出机制及环境自我认同

亲环境行为溢出效应为何会产生？这其中引发了消费者何种心理机制？这是以往研究中的焦点问题。正向溢出效应的产生机制可以用行为一致性理论来阐释，负向溢出效应则一般认为是道德许可效应产生的结果。行为一致性理论认为个体在执行各类亲环境行为时遵循一致性准则，强调维持自身本能上的行为一致。道德许可效应认为个体在执行难度较大的亲环境行为后，感知自己在违背环境和社会规范时得到了道德许可，从而形成了行为“先好后坏”的现象。[2]本文认为亲环境购买作为私领域亲环境行为，其行为产生相对容易，对其他低成本的亲环境行为更易产生正向溢出，即行为一致性。在中介变量的机制研究中，环境自我认同（Environmental seif-identity）作为驱动个体自觉践行环保主义的重要内在因素，在亲环境行为正向溢出效应中发挥有效杠杆作用，环境自我认同感的强化会促进个体更进一步亲环境行为。[15，16]但在部分研究中，该中介作用的发挥受到行为类型的限制。如Margetts对不同目标人群的亲环境购买行为溢出效应检验时发现，仅在执行所需资源相似的亲环境行为时，环境自我认同才会起到中介作用。[17]由此本文提出以下研究假说：

H2：环境自我认同能够促进亲环境购买行为的正向溢出效应。

三、研究方法与变量选择

（一）数据来源及样本特征

围绕研究主题，本文选择以苏皖两省消费者为例，采用面对面访谈和问卷调查法相结合的方式，于2019年7～8月开展实地调研并获取一手数据。本次调查选择涵盖苏南（无锡市）、苏中（扬州市）、苏北（淮安市、连云港市）的4个代表性城市，和皖南（马鞍山市、铜陵市、宣城市）、皖中（合肥市、安庆市）、皖北（阜阳市、淮南市、淮北市）的8个代表性城市。共发放问卷917份，剔除无效问卷后，回收有效问卷839份，问卷有效率为91.49%。

调查样本的基本特征如表1所示：在样本区域中，男女比例约为5/4；各年龄层次分布较为均衡，但总体集中在18～45岁的中青年阶段；受教育程度方面，大专/本科及以上的消费者占比过半；日常居住地较均匀地分散在市区、城郊、城镇、农村四个选项，表明城乡人口分布均衡；在收入水平方面，近七成的受访者家庭年收入大于8万元，说明多数被试者在亲环境购买方面具有一定的经济承受能力；被试者的职业涵盖多个行业领域，在校学生占比最高约为26.70%，这与样本的年龄、受教育程度分布相呼应。同时，由于本文研究的核心为亲环境行为，受教育程度较高的学生群体对此可能具有更高的认知水平，在行为和态度等方面的测量上具有较强的参考意义。

（二）研究方法

1.研究方法选择

实验法在验证亲环境行为之间的因果关系上具有一定优势，但过往的实验设计大多关注如何让被试者参与某种亲环境行为，却忽略了持续参与亲环境行为的意愿[18]，因而初始亲环境行为和后续亲环境行为发生的干预期限问题上，并没有确切的标准。具体来说，测量的两类行为发生干预期限较长时，难以排除该时间过程中其他干扰因素对实验结果的影响；[19]而干预期限较短，又无法说明二者是否为持续的亲环境行为，结果的可靠性和真实性存在一定偏倚，从而削弱了现实意义。

本文运用倾向得分匹配（Propensity Score Matching，PSM）这一处理样本观察数据的统计学研究方法，探究亲环境购买行为的溢出效应。该方法最早由Rosenbaum等提出倾向得分概念，后被运用于匹配法探究处于“反事实”状态下的个体行为差异，作为解决内生性问题和数据偏差问题的“反事实推断模型”。[20]本文所研究的溢出效應是否存在受到诸多因素影响，在社会环境的自然实验中，使用经典回归方法无法消除消费者的禀赋特征，而传统实验法也难以避免时间等因素的作用。PSM模型能够消除两组消费者的初始禀赋差异，且通过构建反事实框架，可以清楚了解到亲环境购买行为程度更高的消费者，在其行为程度低的反事实状态下产生的其他亲环境行为，以此更准确检验溢出效应及其方向。

2.亲环境购买行为溢出效应估计

本文根据消费者对过去亲环境购买行为习惯的自述，设置处理组和控制组，将消费者分成高、低程度的亲环境购买行为组。构建加入控制变量的亲环境购买行为溢出效应基础模型的表达式为：

    Y=β+βT+βZ+ε （1）

（1）式中，Y表示样本i的第j种亲环境行为；T为消费者是否为处理组的虚拟变量，T=1表示为处理组，T=0表示为控制组；Z为影响溢出效应的控制变量；ε为随机误差项；β为常数项；β为亲环境购买行为的处理效应；β为控制变量对亲环境行为的边际效应。

倾向得分匹配的研究过程中，首先需要计算倾向得分（Propensity Score，PS）。[20]消费者的亲环境购买行为是“自选择”结果，由消费者的禀赋特征变量X决定，倾向得分就是在给定资源禀赋Xi的条件下，所选样本个体在处理组的概率：

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

（2）式中，P（T=1|X）是样本为处理组的概率，即PS值，X为匹配变量，β为参数向量，E（T=0|X）为反事实状态下处理组样本的每次可能结果期望值。

其次，本文选择k近邻匹配的一对一匹配、一对四匹配、半径匹配、核匹配4种匹配算法进行匹配，以提高结果稳健性。最后，计算处理组样本的平均处理效应，即本文主要观测的亲环境购买行为溢出效应，亲环境购买行为是否促进或者抑制了其他亲环境行为：

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）为处理组样本i的倾向得分值；E{Y|T=1，p（X）}为高程度亲环境购买行为消费者的其他亲环境行为，在T=1的条件下可直接观测；E{Y|T=0，p（X）}则需要通过构建反事实框架加以估计。

3.亲环境购买行为溢出效应的机理分析

为探究亲环境购买行为溢出效应存在原因，需在（1）式中加入可能引起溢出效应的其他解释变量，本文加入了环境自我认同变量，如下所示：

Y=β+βT+βZ+αW+ε （4）

（4）式中，W为环境自我认同；α为环境自我认同对其他亲环境行为的边际效应。

（三）变量选择及信效度检验

处理变量为亲环境购买行为。量表参考Lao等亲环境购买行为量表[21]，题项包括“在购买产品前，我会关注产品对环境的影响程度”“我出于环保原因更换了我以前使用的某产品”等5个题项。经信效度检验，Cronbach’s α系数为0.827，KMO值为0.840，说明该量表具有良好的信度和效度。经样本的行为选项筛选，最终获得低行为组为控制组（563），高行为组为处理组（276）。组间变量差异性T检验得出T绝对值为40.8808，Pr（|T|>|t|）=0.000，在0.1%的显著性水平上存在显著差异，说明分组有效，组间足以显示行为程度的差异。

构建PSM模型的关键在于匹配变量的选择，目的在于消除初始与后续行为之间共同影响因素的作用。以往有关亲环境行为的影响因素，如个体的人口统计学特征、经济社会地位等方面的研究，已得到较为一致的结论。但在更广泛的深入研究中，学者们聚焦到心理因素，并认为其对亲环境行为具有较强的解释力，如环境态度对消费者亲环境行为差异的解释力达到39%。[22]有研究表明，环境态度强度在溢出效应结果的不一致性中起着重要作用，个体的主观认知与所有亲环境行为相关。[23]另外，亲环境行为根植于特定的文化环境。[24]劳可夫等的研究证实了中国传统文化价值观对亲环境行为的积极作用。[25]

参照相关文献，本文从消费者先天特征和后天行为习惯两个角度，选择人口统计学变量（见表1），并加入涵盖消费者内在特征的个人价值观、态度和认知因素作为匹配变量，以实现最优的匹配效果，同时消除影响溢出效应检验的干扰因素。消费者内在特征共设计19个观察变量，用以测量消费者内在动机的4个主要匹配变量（见表2）。权威从众价值观量表参考潘煜的中国文化背景下消费者价值观量表，用以描述和排除行为差异之间可能存在的从众因素的影响；[26]环境态度量表参考Schwepker等的态度量表，选取其中衡量以环境为中心的人与自然关系认知量表部分；[27]亲环境购买认知参考Moser的购买行为量表；[28]环境自我认同参考Ellen等关于环境自我认同的项目，旨在衡量消费者对亲环境购买的环境友好作用的认同感。[29]表2显示了信效度检验和组间差异性检验结果。检验量表信度的Cronbach’s α系数，除了权威从众价值观为0.624，处于可接受水平，其余均达到了较高的系数水平；KMO值均介于0.7～0.8之间，说明量表具有较高的结构效度。在测量样本的数据统计中，分组后样本均值在1%的水平上显示组间存在差异性，可以反映出亲环境购买行为与匹配变量和中介变量之间存在一定的相关关系，但仍需进一步验证。

四、实证结果与分析

（一）亲环境购买行为影响因素分析

本文运用stata15软件实施PSM模型的应用，表3显示了将消费者亲环境购买行为作为因变量，匹配变量作为自变量的二元Logit模型回归结果。模型整体在1%的水平上显著，伪R2为0.391，模型拟合优度为-323.698，说明9个匹配变量对亲环境购买行为具有很强的解释力。由表3可知，基本人口统计学变量对亲环境购买行为的影响并不显著，说明人口基本特征并不是消费者亲环境购买行为的主要影响因素，这印证了劳可夫等的观点。[25]权威从众价值观、环境态度和亲环境购买认知对消费者亲环境购买行为具有显著的正向影响，且均在1%的水平上显著，特别是中国特色文化对消费者认知观念的影响，在一定程度上决定着消费者的亲环境行为，这与以往部分研究结论观点一致。

（二）亲环境购买行为溢出效应的估计结果分析

本文较多的低行为组样本，为高行为组样本尽可能提供了可匹配对象，在四种匹配算法中，样本损失程度较低，整体匹配效果良好。表4为消费者亲环境购買行为对六种后续亲环境行为发生溢出效应的总体效应估计结果。结果显示，除了物品回收行为，两组样本在匹配后的亲环境行为均存在显著差异，且在1%的水平上显著，说明消费者的亲环境购买行为确实存在正向溢出效应，且在四种匹配算法下结论一致，因此假说H1a不成立，假说H1b、H1c成立。该结果与以往研究结论存在部分一致性，验证了亲环境行为领域溢出效应的存在。[9]物品回收行为并没有显著差异的可能原因在于，多数消费者的物品回收意识不足，且回收相对于直接丢弃的处理方式，可能带来不便。该实证结果可能符合凌卯亮等的研究结论，即当后续行为难度越高时，行为正向溢出现象越不易发生。[30]

（三）平衡性检验

平衡性检验中各匹配变量在匹配前后的样本分布情况，除了家庭年收入在匹配前后的两组样本中差异较小，均在2%以内，其他匹配变量匹配前的标准偏误显示，各匹配变量均在10%以上，最高甚至达到169.7%，而在匹配后得到了均衡。每个匹配变量在组间均不再有系统差别，匹配后的T值和P值也显示各匹配变量均不再显著。总体匹配质量的检验结果如表5所示，样本经过不同的匹配算法，伪R2、LR值、均值偏差、中位数偏差均有显著下降。B值和R值作为检验平衡性的重要指标，体现出较为理想的匹配效果，B值在匹配前为177.8，匹配后下降为20.4～30.2，匹配后的R值均在1左右。因此，可以认为PSM的四种匹配算法均显著降低了两组样本间匹配变量的差异，匹配较为成功。

（四）亲环境购买行为溢出效应机理分析

从消费者内在动机考量，本文纳入环境自我认同作为中介变量，分析亲环境购买行为溢出效应的形成机理。参考Baron等的中介效应检验程序[31]，本文首先检验了亲环境购买行为对环境自我认同的影响。考虑到环境自我认同水平采用了“1～5”赋值，首先运用Ologit模型进行回归。回归得出亲环境购买对环境自我认同的相关系数约为0.847，稳健标准误约为0.175，Z=4.82，P（p>|z|）=0.000，说明在1%的显著性水平上，亲环境购买对环境自我认同具有显著正向影响。进一步探究亲环境购买与环境自我认同对其他亲环境行为的影响，回归结果如表6所示。对于可回收物的回收行为，同PSM的结果一致，亲环境购买行为对物品回收行为没有显著的溢出效应，但环境自我认同是物品回收行为的重要影响因素。而搜集环保信息、加入环保组织、和亲友互动、参与话题讨论、环保相关内容关注这五种亲环境行为回归的结果显示，亲环境购买行为通过影响消费者的环境自我认同，从而对五种亲环境行为产生影响。环境自我认同是亲环境购买行为溢出效应发生的重要解释变量，假说H2成立。

（五）基于因果中介效应的稳健性检验及敏感性分析

1.稳健性检验

本文运用PSM结合Ologit模型，实证检验了亲环境购买行为的溢出效应及其内在机理。为进一步检验结果的稳健性，本文参考Imai等提出的研究方法[32]，基于CMA模型，利用计算机仿真随机实验，以反事实框架构建的因果中介效应进行检验。CMA模型以准贝叶斯蒙特卡罗逼近的思想，能够根据反事实推断有效计算连续或离散的处理变量、中介变量与结果变量之间的平均中介效应（ACME）和平均直接效应（ADE）。[33]该回归结果如表7所示，在控制人口统计特征、环境态度等变量的影响下，第一阶段回归得出亲环境购买行为显著影响环境自我认同的结论。第二阶段回归结果显示，除了物品回收行为，亲环境购买行为和环境自我认同均同时对其他亲环境行为产生显著正向影响。因果中介效应检验结果表明，亲环境购买行为对搜集环保信息、加入环保组织、和亲友互动、参与话题讨论、环保相关内容关注的亲环境行为具有显著影响，且均在1%的显著性水平，其中，环境自我认同的中介效应占比分别为0.170、0.095、0.177、0.094、0.108，中介效应占比均在9%～18%之间。因果中介效应回归结果与前文中介效应检验得出的结论较为一致，说明结果稳健性较高。

2.敏感性分析

为保证因果中介效应检验结果的可靠性，基于序列可忽略性假设条件，本文针对环境自我认同变量的随机性进行敏感性分析。[34]图1（1）～（6）分别为物品回收、搜集环保信息、加入环保组织、和亲友互动、参与话题讨论、环保相关内容关注的敏感性分析图示，展示敏感性参数ρ值在不同水平下，ACME的取值变化。当ACME为0时，图1（1）～（6）的ρ值分别为0.155、0.172、0.093、0.159、0.121、0.128，且95%的置信区间分别为0.008～0.024、0.009～0.030、0.003～0.009、0.008～0.025、0.005～0.015、0.006～0.016，表明即使存在抽样变异性，在序列可忽略性假设条件下，ACME估计值始终为正，实证结果具有较高的可靠性，研究结论在序列可忽略性发生偏离的情况下仍保持一定的合理性。[33]因此，本文基于CMA模型进行的因果中介效应检验，进一步说明了亲环境购买行为溢出效应及其机理的结果具有较高稳健性。

五、结论与建议

综合考虑以往研究中亲环境行为的共同影响因素，本文利用PSM模型构建亲环境购买行为的“反事实”框架，实证探究了亲环境购买行为的溢出效应，并进一步分析消费者親环境购买行为溢出效应的形成机理。得到的主要结论有：（1）人口统计特征，包括性别、年龄、受教育程度、日常居住地、职业和家庭年收入，对消费者亲环境购买行为并没有显著的影响。权威从众个人价值观、环境态度和亲环境购买认知能够显著影响消费者的亲环境购买行为，揭示了消费者内在特征是影响亲环境购买行为的显著因素。（2）在排除消费者不同资源禀赋和权威从众个人价值观、环境态度及亲环境购买认知的行为影响因素情况下，消费者过去亲环境购买行为程度的差异显示出其他亲环境行为的差异，即亲环境购买行为对搜集环保信息、加入环保组织、和亲友互动、参与话题讨论、环保相关内容关注行为存在正向溢出效应，而对物品回收这一环保行为没有显著的行为溢出。对物品回收行为未能产生溢出效应可能符合已有相关研究结论，即行为正向溢出现象在后续行为难度较高情况下不易发生。[30]因此亲环境购买行为虽然存在溢出效应，但局限于部分公领域亲环境行为。（3）亲环境购买行为的溢出效应发生机制表明，提升消费者的环境自我认同，能够显著影响亲环境购买行为，环境自我认同在该机制中起到了中介作用。本文不同于以往研究的行为视角，立足于亲环境购买行为，得到了环境自我认同在亲环境行为溢出效应中的中介机制，为现有研究结论提供了新的证据。值得注意的是，亲环境购买行为对物品回收行为并不会发生正向溢出效应，即使提升消费者的环境自我认同，亲环境购买和物品回收仍无法建立较强联系。

基于以上研究结论，本文提出引导消费者采取亲环境行为、完善环境保护政策制度的相关建议：一是完善环境友好型产品市场机制、拓宽消费者亲环境购买渠道，为消费者提供优质的环境友好型产品和服务。加大环境保护和绿色发展理念的宣传与推广，组织环境友好型产品设计创意征集、产品体验、积分兑换等活动，引导和促进消费者采取亲环境购买行为。二是关注消费者动态，充分了解消费者需求，进一步促进亲环境行为之间的溢出效应发生。以社区为单位，定期开展环境保护模范表彰活动，增强消费者自身环保责任意识以及环境认同感，激励消费者持续实现其他亲环境行为，形成消费者普遍参与环境治理的良好氛围。三是持续完善引导消费者亲环境行为的规章制度，积极推动消费者参与环境保护的法治建设，如健全消费者参与环境保护的权利保障机制，打造多样化的参与方式，细化并规范参与程序。此外，通过政府激励手段，制定更有效的环保政策，鼓励消费者自主发起亲环境行为，实现消费者由被动接受到主动参与的转化，为消费者的环保角色转换提供条件支持。

參考文献：

[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]吴正祥， 郭婷婷. 信息干预视角下闲置物品回收行为的溢出效应研究[J]. 中央财经大学学报， 2020（6）： 81～90.

[3]刘青. 亲环境农产品购买行为研究——基于质量安全和农业环境污染协调治理视角[D]. 浙江大学， 2018.

[4]王国猛， 黎建新， 廖水香. 个人价值观、环境态度与消费者绿色购买行为关系的实证研究[J]. 软科学， 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， 汤书昆. 媒介使用与中国公众的亲环境行为：环境知识与环境风险感知的多重中介效应分析[J]. 中国地质大学学报（社会科学版）， 2017（5）： 80～94.

[12]盛光华， 戴佳彤， 龚思羽. 空气质量对中国居民亲环境行为的影响机制研究[J]. 西安交通大学学报（社会科学版）， 2020（2）： 95～103.

[13]徐嘉祺， 佘升翔， 田云章， 等. 绿色消费行为的溢出效应：目标视角的调节作用[J]. 财经论丛， 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]孟陆， 刘凤军， 陈斯允， 等. 消费者思维决策方式对持续参与绿色行为意愿的影响[J]. 心理科学， 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]王建华， 沈旻旻， 朱淀. 环境综合治理背景下农村居民亲环境行为研究[J].中国人口·资源与环境， 2020（7）： 128～139.

[25]劳可夫， 王露露. 中国传统文化价值观对环保行为的影响——基于消费者绿色产品购买行为[J]. 上海财经大学学报， 2015（2）： 64～75.

[26]潘煜， 高丽， 张星， 等. 中国文化背景下的消费者价值观研究——量表开发与比较[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. 环保领域行为公共政策溢出效应的影响因素——一个实验类研究的元分析[J]. 公共管理学报， 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. 美国货币政策对中国系统性风险产生溢出效应吗——基于反事实分析和因果中介效应检验[J]. 广东财经大学学报， 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

責任编辑：张建伟