1. 引言
随着我国经济的快速增长，环境质量下降与资源短缺问题日益突出，这一矛盾已成为制约可持续发展的重要因素。针对这一紧迫问题，国家层面已将其列为重点关注的战略议题。到2025年实现“绿色低碳产品市场占有率大幅提升，绿色消费方式得到普遍推行”的目标是《促进绿色消费实施方案》在2022年发布时明确提出的，此外，《方案》着重指出在实施进程中要同步促进国内消费水平的提升与消费结构的优化调整。在党的二十大战略部署下，生态文明建设被赋予新的时代内涵，推动绿色消费模式转型、构建低碳生产体系和生活方式已成为国家发展的重要战略导向。根据中国政府网公布数据显示，2023年度消费支出对GDP增长的拉动效应已达到82.5%，标志着居民消费已成为国民经济发展的主要驱动力。在此发展态势下，绿色消费研究领域呈现出以下主要关注点：首先是消费者践行环保理念的行为模式，其次是绿色产品消费意愿的形成机理，最后是实际购买行为的转化机制。
尽管消费者对绿色产品的认知水平和接受度呈现上升趋势，但其购买行为并未呈现相应程度的增长，这种认知与行为之间的差异被学术界称为“态度–行为鸿沟”。以往的研究中，学者们主要关注了包括人口统计变量(如性别[1]、年龄[2]、教育水平[3]、收入水平[4])、外部情境因素(绿色品牌形象[5]、产品环保特性[6]、媒体关注度[7]、人工智能[8] [9]等)以及个人心理因素(如态度和情感[10])等影响消费者绿色消费行为的多种因素。认知行为理论认为认知会影响情绪，情绪会驱动认知。根据认知行为理论的基本观点，消费者对绿色产品的认知水平与其购买决策存在显著关联，即认知程度的深化将有效提高其选择环保产品的概率。然而，尽管认知被认为是行为的基石，但将消费者绿色认知作为前置变量探讨其对绿色购买行为的影响因素研究仍相对匮乏，即存在“认知–行为”缺口现象。
因此本文基于知–信–行理论框架，结合认知行为理论，构建并验证消费者绿色认知、绿色自我效能感与可持续消费行为之间的作用机制模型。本文的贡献在于深入剖析上述因素之间的相互影响及其对绿色购买行为产生作用的具体途径，打破“认知–行为”缺口，丰富消费者绿色行为理论研究。
2. 文献回顾与研究假设
2.1. 绿色认知与绿色购买行为
认知作为行为主体心理活动的核心反映，是一个动态且复杂的过程，它涉及对当前情境下信息要素与情感成分的深度加工，包括信息的重新存储、精细编码、内在转化、概念重构及差异性的精准判断[11]。已有研究表明，消费者对绿色相关知识的认知水平是促使其产生绿色消费意愿并付诸行为的核心要素。白光林(2012)的研究证实了消费者的绿色消费认知在收入水平的调节下能够显著促进其绿色消费行为[12]。而吴水龙(2022)的研究则深入指出，消费者个人的环境知识和价值观对其环保动机有显著正面作用，这进一步影响了他们的绿色消费行为[6]。在深入分析绿色认知的多维度特征时，叶楠(2019)将其细化为资源环境知识、资源环境感知以及个体绿色责任感认知三个层面，并发现这些维度均对资源节约型和环境友好型行为产生显著正向效应[11]。本研究采纳此视角，认为绿色认知是消费者在消费活动中，对资源与环境现状的深切关怀与敏锐感知，以及对自身承担环境保护责任的高度认知。随着消费者对资源环境认知的深化及绿色责任感的增强，他们将更加聚焦于环境问题，主动寻求绿色消费相关的信息与技能，且能更全面地认识到绿色消费在环境保护与消费模式升级中的关键作用，拥有较高绿色认知的消费者将展现出更为强烈的绿色购买行为。基于此，本文提出如下假设：
H1a：消费者资源环境感知正向影响绿色购买行为。
H1b：消费者资源环境知识正向影响绿色购买行为。
H1c：消费者绿色责任认知正向影响绿色购买行为。
2.2. 绿色认知与绿色自我效能感
绿色自我效能感是个体对自己能否完成特定任务或实现预定目标的能力所持有的信念与评价，它构成了评估个人能力的内在指标。在环境科学与社会心理学相互融合的研究领域中，众多学者引入了绿色自我效能感这一概念，用来描述个体对自己实现环境目标所拥有能力的自我评估。自我一致性理论认为人们会主动选择符合自我认同的行为或群体，以强化身份认同。Korman (1970)依据自我一致性理论，阐述了个体的环境认知需借助恰当的行为展示来达成“一致性”状态。这种一致性认知会促使个体积极参与有效行为，并激发其产生超越预期的行为动机[13]。丁道韧和陈万明(2017)的研究进一步表明，自我效能感作为个体心理认知的重要维度，对决策过程具有显著的促进作用，这种促进作用主要体现在工作效能的提升方面。然而，个体要达到较高的自我效能水平，关键在于其决策过程中信息理解能力和运用能力的有效发挥[14]。杜建国和段声丽(2022)的研究则发现，那些具备较高环境责任感的个体往往从生态利益的视角审视环境问题，并主动采取相应措施，这些行动持续增强了他们组织与实施环境行为的自信心，进而推动了绿色自我效能感的增强[15]。当个体具备较高的绿色认知水平时，他们更倾向于从个人角度出发思考环境问题并采取行动，并展现出更强的意愿去努力解决资源与环境问题。基于此，本文提出如下假设：
H2a：资源环境感知对绿色自我效能感具有显著正向影响。
H2b：资源环境知识对绿色自我效能感具有显著正向影响。
H2c：绿色责任认知对绿色自我效能感具有显著正向影响。
2.3. 绿色自我效能感与绿色购买行为
自我效能感作为社会认知理论的核心要素，深刻影响着个体的内在认知与外在行为，能够展现出强大的预测效能。在环保领域，绿色自我效能感尤为关键，它成为驱动个体参与绿色购买行为的核心动力。当个体确信自己具备执行绿色行为所需的技能与资源时，他们更可能主动投身于绿色行动之中。刘飞燕(2022)研究显示，具有高主动性人格的消费者能够利用各种方式增强自己在环保方面的自我效能感，这种自我效能感的提升进一步促使其在购物时更倾向于选择具有环保价值的绿色产品[5]。Tawde等人(2023)在研究绿色态度与行为之间的差距时，也证实了绿色自我效能感能够有效促进消费者的绿色购买行为，其水平的提升是决定绿色消费能否得以实施的关键因素[16]。基于此，本文提出如下假设：
H3：绿色自我效能感对绿色购买行为具有显著正向影响。
2.4. 绿色自我效能感的中介作用
知–信–行理论模型认为，个体对相关领域知识的获取，会引发其对该领域态度或行为态度的转变，直至最终行为的改变，这是一个连续的动态过程。其中，“知”是基础与前提，目标对象需具备一定的认知水平，且认知水平的高低对行为的影响显著；“信”作为内在动力，是达成目标的关键驱动力，信念在知识与行为之间起着中介作用；“知”与“信”则共同作用于“行”，指导个体行为的产生与改变。王建明和郑冉冉(2011)在生态文明行为相关研究中指出，认知能够通过影响信念或情感，间接地对行为产生作用[10]；基于知–信–行理论框架的研究表明，消费者的环保认知水平与生态情感态度均能显著促进其可持续消费行为(叶楠，2022) [11]。对于拥有高水平绿色认知的消费者来说，随着对环境问题的关注度提升及知识的积累，他们的绿色自我效能感得到不断强化。根据知–信–行理论框架，环保自我效能感在消费者行为决策中具有双重作用：一方面，它能够增强个体对环境资源感知、生态知识储备以及环境责任意识的认知处理能力；另一方面，这种效能感通过强化行为感知机制，进而促进可持续消费行为的产生。基于此，本文提出如下假设：
H4a：绿色自我效能感在资源与环境问题感知与绿色购买行为之间发挥中介作用。
H4b：绿色自我效能感在绿色知识与绿色购买行为之间发挥中介作用。
H4c：绿色自我效能感在绿色责任意识与绿色购买行为之间发挥中介作用。
基于上文所述，本文构建如下研究模型(图1)：
Figure 1. Theoretical model
图1. 理论模型
3. 研究设计
3.1. 问卷设计
为确保测量工具的科学性和有效性，本研究采用的量表均来源于国内外权威学者开发的标准化测量工具，并专家团队的指导与协助下，本研究在保持原量表核心意义的同时进行了适当的调整和优化。研究所选取变量采用李克特五级量表进行测量。自变量绿色认知采用Kilbourne (2008) [17]、贺爱忠(2013) [18]、Stone (1995) [19]、杜建国(2022) [15]开发的量表；中介变量绿色自我效能感采用Chen (2015) [20]等开发的量表；因变量绿色购买行为参考劳可夫(2013) [21]开发、杜建国(2022) [15]翻译的量表。同时，本研究将性别、年龄、学历、职业以及月收入纳入控制变量。
具体量表题目设计如表1所示：
Table 1. Scale item design
表1. 量表题项设计
变量 |
变量定义 |
题项 |
参考来源 |
绿色认知 |
资源环境
感知 |
消费者在消费活动中，对资源与环境现状的深切关怀与敏锐感知，以及对自身承担环境保护责任的高度认知 |
众多类型的污染物浓度正不断攀升至危险临界值。 |
Kilbourne、 贺爱忠等 |
一些重要资源正遭遇短缺困境。 |
一些生物正遭受灭绝的严重威胁。 |
资源紧缺与环境污染已经对人类的生存构成了严 重威胁。 |
资源环境
知识 |
我知道什么是环境认证标志。 |
贺爱忠 |
我知道什么是节能标志。 |
我了解资源节约的相关知识或信息。 |
我了解环境保护的相关知识或信息。 |
绿色责任
认知 |
我有义务竭尽所能地保护环境以及节约资源。 |
Stone、 杜建国 |
我会主动学习关于环境保护的相关知识。 |
哪怕个人的影响力有限，我也要为环境保护尽 一份绵薄之力。 |
我的消费活动会对自然环境造成一定的影响。 |
绿色自我
效能感 |
|
个体对自己能否完成特定任务或实现预定目标的能力所持有的信念与评价 |
我能够成功实践环保理念。 |
Chen |
我能够积极完成环保目标。 |
我能够顺利的完成规定的环保任务。 |
我能够有效地履行环保使命 |
我能够有效处理环境方面的问题 |
我能够找到解决环境问题的创造性方法 |
绿色购买
行为 |
|
消费者为降低自身行为对生态环境产生的负面效应，开始重点关注商品全生命周期内的环保属性，并基于此开展具有环境意识的购买行为 |
我愿意寻找并选购绿色产品。 |
劳可夫、 杜建国 |
我愿意搜集学习更多关于绿色产品的信息。 |
我愿意向我的亲朋好友推荐购买绿色产品。 |
如有必要，我会选购绿色产品。 |
3.2. 数据收集与样本特征
本研究采用网络问卷调查法，通过问卷星平台结合微信、QQ、微博等多渠道进行数据采集，最终获得339份问卷。经过筛选，最终保留302份有效样本，有效回收率达89%。样本特征分析显示：性别分布中，男性占比55.63%，女性占比44.37%；年龄结构呈现多元化特征，其中18岁以下群体占14.24%，19~29岁群体占27.15%，30~39岁群体占23.51%，40~49岁群体占12.58%，50岁及以上群体占22.52%；教育程度分布方面，大专及以下学历者占32.12%，本科及以上学历者占67.88%，表明受访群体整体受教育程度较高；职业方面，学生群体占比25.83％，企事业单位员工占比32.45%，其余12.91%归属于其他职业类别，体现了职业背景的多样性；收入水平则集中于3001~9000元，其中，3001~6000元占21.52%，6001~9000元占31.13%，反映了中等收入群体的主导地位。
3.3. 共同方法偏差检验
鉴于本研究的数据全部来源于自我报告问卷，可能存在因同一数据采集手段和受试者反应倾向而导致的共同方法偏差。运用Harman单因子检验法进行分析，未旋转因子前，发现5个特征值超过1的因子。首要因子解释变异量为38.413%，未达40%临界值，显示本研究无显著共同方法偏差。
3.4. 信度和效度分析
为验证测量工具的信度水平，本研究运用SPSS 27.0统计软件对量表进行可靠性分析。数据分析结果表明(见表2)：绿色认知三个构面的Cronbach’s α系数依次为0.825、0.815和0.837；绿色自我效能感量表的α系数达到0.888；绿色购买行为量表的α系数为0.853。所有测量变量的α系数均超过0.8的可接受标准，证实了量表的内部一致性良好。进一步通过KMO检验和Bartlett球形检验评估量表的结构效度，结果显示各量表的KMO值均高于0.8的最低标准，且Bartlett检验均达到显著性水平(P < 0.001)，说明量表适合进行因子分析。
Table 2. Reliability and convergence validity results
表2. 信度与收敛效度结果
变量名称 |
最小因子载荷 |
Cronbach’s α |
KMO |
AVE |
CR值 |
资源环境感知 |
0.715 |
0.829 |
0.805 |
0.550 |
0.830 |
资源环境知 |
0.706 |
0.818 |
0.803 |
0.531 |
0.819 |
绿色责任认知 |
0.676 |
0.843 |
0.817 |
0.576 |
0.844 |
绿色自我效能感 |
0.748 |
0.892 |
0.907 |
0.581 |
0.893 |
绿色购买行为 |
0.724 |
0.856 |
0.821 |
0.599 |
0.857 |
本研究采用Amos 24.0软件进行验证性因子分析，以检验量表的效度水平。分析结果表明(见表2)：所有观测变量在其对应潜变量上的标准化因子载荷均超过0.6的最低标准；各构念的组合信度(CR)值均高于0.7的阈值；平均方差抽取量(AVE)值均大于0.5的可接受标准，这些指标证实了测量模型具有良好的收敛效度。此外，表4数据显示，各潜变量AVE的平方根均显著高于其与其他变量间的相关系数，这一结果支持了测量模型具有理想的区分效度。
3.5. 模型拟合优度检验
本研究采用Amos 24.0软件对理论模型进行适配性验证(见表3)，与其他竞争模型相比，五因子测量模型展现出最优的模型拟合优度。其中χ2/df = 1.321 < 3；RMSEA = 0.033 < 0.05，SRMR = 0.035 < 0.05，IFI = 0.980、TLI = 0.977、CFI = 0.980，均大于0.9，各指标均达到可接受标准，本研究结构模型配适度较好。此外，通过表3可知单因子模型的拟合效果较差，这进一步证实了本研究中并未出现显著的共同方法偏差问题。
Table 3. Confirmatory factor analysis and homologous variance test
表3. 验证性因子分析和同源方差检验
因子模型 |
χ2/df |
RMSEA |
SRMR |
IFI |
TLI |
CFI |
五因子：ZHG，ZHZ，LZR，LZXG，LSGX |
1.321 |
0.033 |
0.035 |
0.980 |
0.977 |
0.980 |
四因子：ZHG + ZHZ，LZR，LZXG，LSGX |
2.959 |
0.081 |
0.069 |
0.877 |
0.859 |
0.876 |
三因子：ZHG + ZHZ + LZR，LZXG，LSGX |
3.688 |
0.094 |
0.076 |
0.828 |
0.806 |
0.827 |
二因子：ZHG + ZHZ + LZR + LZXG，LSGX |
5.142 |
0.117 |
0.927 |
0.733 |
0.701 |
0.731 |
单因子：ZHG + ZHZ + LZR + LZXG + LSGX |
5.992 |
0.129 |
0.098 |
0.676 |
0.64 |
0.674 |
注：ZHG表示资源环境感知，ZHZ表示资源环境知识，LZR表示绿色责任认知，LZXG表示绿色自我效能感，LSGX表示绿色购买行为。
4. 实证分析与假设检验
4.1. 描述性统计和相关性分析
使用SPSS27.0工具，分析研究中各变量的平均值、标准差及其相关性，以初步把握变量之间的相互作用。表4所示结果揭示了以下显著相关性：资源环境感知(β = 0.876, P < 0.01)、资源环境知识(β = 0.876, P < 0.01)以及绿色责任认知(β = 0.876, P < 0.01)均与绿色购买行为之间存在正向显著关系；同时，这三项因素(β值及P值同上)也与绿色自我效能感表现出正向显著的相关性。此外，绿色自我效能感(β = 0.545, P < 0.01)与绿色购买行为之间同样存在正向显著的关系。这些发现初步验证了本研究提出的假设，为后续进行回归分析奠定了坚实的基础。
Table 4. Descriptive statistics of variables and correlation coefficients between variables
表4. 变量描述性统计与变量间相关系数
变量 |
均值 |
标准差 |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
8 |
9 |
10 |
1) 性别 |
1.440 |
0.497 |
- |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
2) 年龄 |
3.020 |
1.369 |
−0.101 |
- |
|
|
|
|
|
|
|
|
3) 受教育程度 |
2.860 |
0.933 |
0.090 |
−0.112 |
- |
|
|
|
|
|
|
|
4) 职业 |
2.290 |
0.992 |
−0.105 |
0.187** |
−0.208** |
- |
|
|
|
|
|
|
5) 收入 |
2.580 |
1.093 |
−0.129* |
0.174** |
−0.096 |
0.194** |
- |
|
|
|
|
|
6) 资源环境感知 |
3.974 |
0.870 |
0.032 |
−0.032 |
0.013 |
−0.082 |
−0.090 |
0.741 |
|
|
|
|
7) 资源环境知识 |
3.832 |
0.890 |
0.013 |
0.130* |
−0.050 |
0.059 |
0.130* |
0.292** |
0.728 |
|
|
|
8) 绿色责任认知 |
3.829 |
0.975 |
0.072 |
−0.063 |
−0.030 |
−0.105 |
−0.054 |
0.440** |
0.450** |
0.759 |
|
|
9) 绿色自我效能感 |
3.688 |
0.964 |
0.044 |
−0.044 |
0.058 |
−0.058 |
−0.097 |
0.420** |
0.462** |
0.493** |
0.762 |
|
10) 绿色购买行为 |
3.893 |
0.963 |
0.042 |
−0.055 |
0.033 |
−0.140* |
−0.175** |
0.469** |
0.420** |
0.561** |
0.545** |
0.774 |
注：***表示P < 0.001，**表示P < 0.01，*表示P < 0.05；对角线加粗数值为AVE的平方根。
4.2. 假设检验
运用SPSS27.0软件采用层次回归分析法探究各变量之间的影响效应。在模型M1中纳入控制变量，并在此基础上检验了其对绿色自我效能感的作用；同样地，在模型M3中，控制变量被纳入后，进一步检验了它们对绿色购买行为的影响；模型M2、M7和M8在M1的基础上加入了资源环境感知、资源环境知识和绿色责任认知，以检验其对绿色自我效能感的影响；类似地，模型M4、M9和M10在M3的基础上上述三个变量以检验其对绿色购买行为的影响，在模型M3的基础上，模型M5增设了绿色自我效能感这一变量，旨在探究其对绿色购买行为的具体影响。进一步地，模型M6、M11及M12则是在模型M4的基础上整合了绿色自我效能感，以此检验绿色自我效能感是否在资源环境感知、资源环境知识以及绿色责任认知与绿色购买行为之间扮演中介角色。
表5展示了回归分析的结果。在控制了性别、年龄、受教育程度、职业及收入等变量后，各模型验证情况如下：根据M2模型，资源环境感知对绿色自我效能感展现出显著的正向效应(β = 0.414, P < 0.01)，从而证实了假设H2a。M4模型揭示，资源环境感知对绿色购买行为同样具有显著正向影响(β = 0.451, P < 0.01)，支持了假设H1a。通过M5模型可知绿色自我效能感对绿色购买行为存在显著正向影响(β = 0.531, P < 0.01)，验证了假设H3。在M6模型中，当同时纳入控制变量、资源环境感知及绿色自我效能感时，绿色自我效能感对绿色购买行为继续保持显著正向影响(β = 0.415, P < 0.01)。同时，资源环境感知对绿色购买行为的正向影响依然显著(β = 0.280, P < 0.01)。这一结果表明，绿色自我效能感在资源环境感知与绿色购买行为间扮演了部分中介角色，从而证实了假设H4a。
Table 5. Principal effect and mediation effect test results (Resource and environment perception)
表5. 主效应与中介效应检验结果(资源环境感知)
变量 |
绿色自我效能感 |
绿色购买行为 |
M1 |
M2 |
M3 |
M4 |
M5 |
M6 |
性别 |
0.025 |
0.019 |
0.011 |
0.004 |
−0.003 |
−0.004 |
年龄 |
−0.018 |
−0.015 |
−0.008 |
−0.005 |
0.001 |
0.001 |
受教育程度 |
0.040 |
0.044 |
−0.006 |
−0.001 |
0.027 |
−0.020 |
职业 |
−0.028 |
0.000 |
−0.109 |
−0.079 |
−0.094 |
−0.079 |
收入 |
−0.082 |
−0.051 |
−0.152* |
−0.118* |
−0.108* |
−0.097* |
资源环境感知 |
|
0.414*** |
|
0.451*** |
|
0.280*** |
绿色自我效能感 |
|
|
|
|
0.531*** |
0.415*** |
R2 |
0.014 |
0.183 |
0.042 |
0.244 |
0.321 |
0.385 |
调整后R2 |
−0.003 |
0.166 |
0.026 |
0.228 |
0.307 |
0.370 |
ΔR2 |
0.014 |
0.169 |
0.042 |
0.201 |
0.278 |
0.141 |
F |
0.828 |
10.986*** |
2.657* |
15.839*** |
23.192*** |
26.241*** |
注：***表示P < 0.001，**表示P < 0.01，*表示P < 0.05。
同样的，对绿色自我效能感在资源环境知识和绿色责任认知与绿色购买行为之间的中介作用进行检验，如表6所呈现。从M2和M3的结果来看，资源环境知识与绿色责任认知对绿色自我效能感都存在显著的正向促进作用(β = 0.493, P < 0.001; β = 0.494, P < 0.001)，这验证了假设H2b和H2c；M5和M6的分析结果，资源环境知识、绿色责任认知对绿色购买行为也有显著的正向促进作用(β = 0.469, P < 0.001; β = 0.552, P < 0.001)，从而证实了假设H1b和H1c；由M8与M9得知，在纳入资源环境知识、绿色责任认知以及绿色自我效能感的情况下，绿色自我效能感对绿色购买行为呈现出显著的正向作用。(β = 0.404, P < 0.001; β = 0.344, P < 0.001)，同时资源环境知识(β = 0.262, P < 0.001)和绿色责任认知(β = 0.382, P < 0.001)对绿色购买行为也存在显著的正向作用。由此可得，绿色自我效能感在资源环境感知、绿色责任意识与绿色购买行为的关系中起到了部分中介作用，从而证实了H4b、H4c。
Table 6. Principal effect and mediator effect test results (Resource and environmental knowledge, green responsibility cognition)
表6. 主效应与中介效应检验结果(资源环境知识、绿色责任认知)
变量 |
绿色自我效能感 |
绿色购买行为 |
M7 |
M8 |
M9 |
M10 |
M11 |
M12 |
性别 |
0.004 |
−0.004 |
0.049 |
−0.022 |
−0.011 |
−0.021 |
年龄 |
−0.071 |
0.003 |
−0.048 |
0.015 |
−0.03 |
0.014 |
受教育程度 |
0.054 |
0.072 |
0.018 |
0.029 |
−0.015 |
0.005 |
职业 |
−0.036 |
0.021 |
−0.116* |
−0.054 |
−0.102* |
−0.061 |
收入 |
−0.136* |
−0.069 |
−0.191*** |
−0.137** |
−0.148** |
−0.113* |
资源环境知识 |
0.493*** |
|
0.469*** |
|
0.262*** |
|
绿色责任认知 |
|
0.494*** |
|
0.552*** |
|
0.382*** |
绿色自我效能感 |
|
|
|
|
0.404*** |
0.344*** |
R2 |
0.25 |
0.253 |
0.254 |
0.34 |
0.371 |
0.429 |
调整后R2 |
0.234 |
0.237 |
0.24 |
0.327 |
0.356 |
0.415 |
ΔR2 |
0.236 |
0.239 |
0.213 |
0.34 |
0.123 |
0.088 |
F |
16.349*** |
16.613*** |
17.287*** |
25.373*** |
24.768*** |
31.519*** |
注：***表示P < 0.001，**表示P < 0.01，*表示P < 0.05。
4.3. 稳健性检验
本研究采用了Hayes的Bootstrap方法来深入验证中介效应[22]，同时考虑了性别、年龄、教育水平、职业和月收入等控制变量。表7结果显示，在Bootstrap 95%的置信区间范围内，资源环境感知、资源环境知识及绿色责任认知对绿色购买行为的直接效应，以及绿色自我效能感的中介效应，其置信区间的上下限均未包含0值，表明资源环境感知、资源环境知识、绿色责任认知不仅能够直接影响绿色购买行为，而且还能通过绿色自我效能感的中介作用影响绿色购买行为，其各自的中介效应分别占总效应的38%、43%、31%。由此表明，假设H4a、H4b、H4c得到进一步验证。
Table 7. Results of the Bootstrap test for the mediating effect
表7. 中介效应的Bootstrap检验结果
路径 |
|
Effect |
Boot SE |
Boot LLCI |
Boot ULCI |
|
资源环境感知–绿色自我效能感–绿色购买行为 |
Total effect |
0.500 |
0.056 |
0.389 |
0.611 |
|
Direct effect |
0.310 |
0.056 |
0.200 |
0.420 |
62% |
Indirect effect |
0.190 |
0.040 |
0.119 |
0.274 |
38% |
资源环境知识–绿色自我效能感–绿色购买行为 |
Total effect |
0.499 |
0.056 |
0.390 |
0.608 |
|
Direct effect |
0.283 |
0.058 |
0.168 |
0.398 |
57% |
Indirect effect |
0.216 |
0.440 |
0.140 |
0.314 |
43% |
绿色责任认知–绿色自我效能感–绿色购买行为 |
Total effect |
0.545 |
0.472 |
0.452 |
0.638 |
|
Direct effect |
0.377 |
0.051 |
0.278 |
0.477 |
69% |
Indirect effect |
0.170 |
0.039 |
0.101 |
0.251 |
31% |
5. 研究结论与启示
5.1. 研究结论
本研究基于实证研究得出以下结论：
第一，研究阐明了消费者的绿色认知及其内含的三个维度对绿色购买行为展现出显著的正面推动效应。表明那些在日常生活中展现出较高绿色认知水平的个体，往往能够更加积极地践行绿色购买行为。这些个体更倾向于购买绿色环保的产品和服务，显示出对可持续发展理念的深刻认同与积极响应。
第二，在探究资源环境感知、资源环境知识以及绿色责任认知对消费者绿色购买行为的影响机制中，绿色自我效能感被证实起到了部分中介作用。这表明个体对于自身能否有效参与环境保护、实现环境目标的信念是连接其绿色认知与实施绿色购买行动之间的关键桥梁。消费者在实施绿色购买行为时，通过增强其能够为实现环境保护做出贡献的信心，可以更有效地将绿色认知转化为实际绿色购买行动。
5.2. 研究启示
加强对资源环境问题的宣传与教育力度。政府和企业应当高度重视环境问题的宣传教育工作，不仅要通过传统媒体与新兴数字平台广泛传播环保知识与理念，增强公众对环境问题的认识与关注，还要鼓励消费者积极参与各类环保实践活动。例如，蚂蚁森林通过游戏化方式鼓励用户参与环保行动；抖音的“低碳生活挑战”话题引发广泛参与；美团的“青山计划”则通过推广环保包装减少塑料污染。这些成功案例为政府和企业提供了宝贵的借鉴经验。通过这些举措，有效提升消费者的绿色认知水平，激发其内在的环保动力，进而促进绿色购买行为的广泛发生。
重视加强环保行为和知识的培训，帮助消费者建立起对实现环境目标能力的信心。企业应当积极开展环保技能培训课程，如通过抖音直播邀请专家讲解环保知识，并实时解答消费者疑问，让消费者掌握实用的环保知识与技能。同时，通过成功案例分享、环保成果展示等形式，让消费者看到个人行动对于环境保护的积极影响，从而增强其参与环保行动的自我效能感。此外，政府也应当建立环保奖励机制，如绿色积分兑换、环保荣誉表彰等，激励更多消费者主动参与到绿色消费与环保行动中来。
5.3. 不足与展望
第一，本研究在深入分析绿色购买行为形成的内在机理时，对于其边界条件即哪些可能对变量间关系产生调节效应的因素探讨尚显不足。边界条件的缺失限制了对绿色购买行为形成机理的全面把握，未来的研究可以积极引入这些潜在的调节变量。第二，在数据采集环节，本研究主要采用调查问卷的方式，这一方式可能令研究结果受到某些主观因素的影响。例如，受访者的个人记忆偏差、对问题理解的不同以及社会期望效应等都可能削弱数据的客观性和精确度。后续研究可考虑加入其他数据收集手段，比如开展深度访谈以及设计实验室实验等，收集更具客观性和全面性的数据。