1. 引言
近年来，随着经济的发展和人民生活水平的提高，我国居民消费需求也呈现出明显的增长，有力地推动了我国服装行业的发展[1]。服装行业被视为世界上污染最严重的行业之一，因为其制造过程会对生物多样性、水资源以及温室气体等多方面的环境、资源造成许多负面影响[2]。据国家统计局数据，我国2023年服装商品的零售额同比增长12.9%，呈现较快增长的趋势，导致了我国每年都要大约产生2700万废旧衣物，这造成了很大的环境污染与资源浪费[3]。而我国服装行业严重的环境污染和资源浪费归根结底是源于消费者不可持续的消费模式，故采取可持续消费模式是我国应对资源环境问题与加快生态文明体制改革的现实选择[4]。国内现有的关于绿色购买行为的研究大多集中在绿色食品、新能源汽车、节能家电等产品上，对环保服装的研究不够系统[1]。
环保服装是具有使用天然或可降解材质、生产制造时对环保无污染或污染小、穿着时对人体无害并且处理回收方便等特点的服装产品。国外学者Diddi等发现消费者在购物时虽然更加有可持续意识，但在购买服装时考虑可持续性的消费者数量仍然很少[5]。而在国内，相比于污染较大的服装品牌，Kleeklee和之禾此类坚持可持续发展、使用天然材料的环保服装品牌也仍然属于小众品牌，梁建芳等也认为就环保服装这一产品而言，国内环保服装的购买状况并未达到预期[6]。那么，环保服装为何未能吸引大多数消费者？有哪些深层次的因素影响了他们的决策？为了提升消费者对环保服装的购买兴趣，环保服装企业需要解决哪些障碍？对这些问题的研究将帮助环保服装企业赢得顾客，然而目前关于环保服装的研究大多集中在购买前的积极预测因素上[1] [6]，而对消费者在购买环保服装前可能面临的担忧和障碍等消极预测因素却较少关注。事实上，消费者采纳前阶段的感知障碍研究能让我们更准确地了解消费者在购买环保服装上所存在的问题，并助力相关企业进一步完善其产品与营销手段。
目前国内消费者对环保服装的普及度、认知度及识别度不高，同时环保服装企业的生产、制作与包装过程都并不透明，再加之我国对环保服装的标准也并没有明确的定义，这都会导致消费者在选择环保服装时会感到犹豫，担心环保服装的品质、款式、绿色属性真实性和价格等，并迫于种种障碍，最终放弃对环保服装产品的购买[7]。以往的大部分学者在研究创新抵抗理论时，常常将消费者心理性障碍与功能性障碍视为平行关系，而本研究在创新抵抗理论的基础上，构建了心理性障碍与功能性障碍的新研究框架，将其理论中的心理性障碍变量作为自变量，研究其对消费者环保服装功能性障碍的感知与环保服装购买行为，为环保服装企业调整产品与营销策略提供理论上的帮助。
2. 概念界定
环保服装目前并没有形成统一的定义。Joergens认为环保服装是指采用回收材料或环保材料制成的服装，这类服装在制造过程中对环境造成的危害极小或没有危害[8]。Henninger等环保服装主要强调通过供应链赋权员工，利用升级循环、回收再利用和传统生产技术，以及采用可再生和有机原材料的服装[9]。Rausch等则指出环保服装虽然没有统一的定义，但文献一致同意可持续服装消费行为的概念为在服装生命周期的每一个阶段采取环保行动，即从购买前、购买到购买后，包括获取、储存、使用和维护，以及处理都采取环保的行动[10]。虽然环保服装并没有统一的定义，但学者对其的定义都主要强调了使用材料、生产过程、使用过程和处理回收等四个方面的环保性，故本研究将环保服装定义为具有使用天然或可降解材质、生产制造时对环保无污染或污染小、穿着时对人体无害并且处理回收方便等特点的服装产品。
以往许多国内外学者都对环保服装购买意愿或购买行为的内部影响因素做了探讨与研究，学者们的研究大多聚焦在环境意识[11]、文化价值观[12] [13]和个体感知价值[5] [14]等相关变量的影响上，但还缺乏系统的研究。同时，以往的学者在研究环保服装时，更多地从感知价值出发[15]，却忽略了感知障碍的消极影响，环保服装标准无定义、生产过程不透明、绿色属性难确定，消费者在选择环保服装时会感到种种障碍，担心环保服装的品质、款式、绿色属性真实性和价格等，并最终放弃对环保服装产品的购买。
3. 理论基础与研究假设
3.1. 创新抵抗理论
创新抵制是消费者在理性思考和评估新创新时产生的一种行为，当消费者认为该创新可能改变其现有的现状，就会使得其产生创新抵抗倾向，消费者的抵制行为在塑造创新的接受或拒绝方面起着重要作用[14]。创新抵抗理论是从创新和用户特征的角度解释用户对创新抵制的理论，该理论主要将障碍分为功能和心理性障碍，其中功能性障碍包括使用、价值和风险障碍，而心理性障碍则包括形象和传统障碍[16]。功能性障碍源于消费者对采用创新带来的变化的感知，例如，当消费者接触到一个全新的产品时，他们可能会觉得这个产品的功能复杂难懂，这种对新功能的不确定感会阻碍他们的尝试和购买。而心理性障碍则源于消费者在采用创新时对其先前信念体系的感知矛盾，比如，消费者习惯了某一品牌的产品，而新品牌的出现可能会让他们觉得不值得冒险尝试，甚至对新品牌持有偏见。功能性障碍和心理性障碍都会阻碍消费者进行创新，而具体到消费领域中，消费者在面对一个全新的产品或品牌时，出于对其的不熟悉，很容易会产生功能或心理上的障碍，从而不太愿意进行尝试或购买，这也是消费领域下，逃避创新最常见的表现形式。目前，IRT理论已被用于调查不同用户创新领域的障碍和抵制，包括有机食品[17]、酒店在线预定[18]、移动支付采用[19]和绿色化妆品[20]等领域，而在环保服装领域目前还存在空缺。同时，大部分学者将消费者心理性障碍与功能性障碍视为平行关系[16]-[21]，鲜少有学者考虑消费者心理性障碍对功能性障碍的影响作用。
综上所述，本研究以创新抵抗理论为主要理论，将创新抵抗理论中的心理性障碍(传统、形象障碍)作为自变量，并研究消费者在面对环保服装时，其心理性障碍是如何影响其功能性障碍(使用、价值和风险障碍)与其购买行为的，具体研究框架如图1所示。
Figure 1. Theoretical model
图1. 理论模型
3.2. 理论假设
3.2.1. 消费者心理性障碍与功能性障碍、环保服装购买行为的关系
传统深深植根于社会和人们的生活中，如果任何创新与传统发生冲突，就会引起消费者的强烈反弹，包括口碑恶劣、负面宣传和抵制，而传统障碍指的是创新所带来的障碍，如果该创新改变了消费者现有的日常、文化和行为，就会产生障碍[22]。以往许多学者发现消费者的心理性障碍会直接影响其购买产品的意愿，环保酒店作为新兴的、价格更高的新型酒店，有学者却发现环保酒店会“减少豪华”，并可能会面临“运营困难”，传统障碍对客户使用环保酒店的意愿有负面影响[23]，同时Sadiq等在使用创新阻力理论研究消费者对购买环保化妆品的抵抗原因时，发现传统障碍对购买环保化妆品的意愿有显著负面影响[20]。
而也有学者认为传统障碍除了可以直接影响消费者对某产品的购买意愿或行为，还可能会通过影响其对该产品的功能性障碍感知，并最终影响消费者对其的购买意愿或行为。Chaouali等在研究老年人群对移动银行的抵制情况时，发现了传统障碍会影响老年人对移动银行的使用、价值和风险障碍，即心理性障碍会影响功能性障碍，且所有障碍(传统、形象、使用、价值和风险障碍)都显著正向影响抵制行为[24]。这都是因为抵制创新者认为放弃现状所带来的感知损失超过了感知收益，消费者在付出了更高的价格后，却对新产品的功能性价值感知不足，故进而进行了抵制。故本研究综合了以往学者的研究结果，认为消费者对环保服装的心理性障碍会影响其对环保服装的功能性障碍感知，也会直接影响消费者对该服装产品的购买行为，本研究提出的假设如下：
H1：消费者环保服装的传统障碍对其使用障碍有显著的正向影响。
H2：消费者环保服装的传统障碍对其价值障碍有显著的正向影响。
H3：消费者环保服装的传统障碍对其风险障碍有显著的正向影响。
H4：消费者环保服装的传统障碍对其购买行为有显著的负向影响。
形象障碍源于个体对新产品的具体分类、行业和原产国等方面主观形成的第一印象，是对新产品或服务存在的推测性负面态度和认知[25]。以往有许多学者研究了形象障碍与购买行为的关系，有学者发现消费者的形象障碍会显著负面影响其购买意愿或行为，但也有学者并没有成功验证这一负面影响效果。适当的环境管理和使用绿色形象有助于建立酒店的形象和声誉，但对“绿色洗白”的指责和酒店豪华度的降低会导致消费者对预订环保酒店持消极态度[26]，Sadiq等也发现消费者的形象障碍对其购买环保化妆品的意愿有显著负面影响[20]。Khanra等通过分析隐私顾虑和可见性，扩展了创新抵抗理论，最终发现形象障碍对消费者采用移动支付服务意向具有显著的负面影响[16]。
也有学者认为形象障碍除了可以直接影响消费者的购买意愿或行为，还可能会通过影响其对产品的功能性障碍感知，最终达到影响消费者购买意愿或行为的效果。Chaouali等调查了老年人群中对移动银行的抵制情况后，也发现了形象障碍会正向影响使用、价值和风险障碍，加剧消费者对该产品的功能性障碍感知，且所有障碍都显著正向影响老年人群对移动支付服务的抵制行为[24]。总的来说，当消费者对新产品持有不利的印象时，他们就很难看到其与其他产品相比的好处或附加价值，即低估该产品的功能性价值，故本研究提出以下假设：
H5：消费者环保服装的形象障碍对其使用障碍有显著的正向影响。
H6：消费者环保服装的形象障碍对其价值障碍有显著的正向影响。
H7：消费者环保服装的形象障碍对其风险障碍有显著的正向影响。
H8：消费者环保服装的形象障碍对其购买行为有显著的负向影响。
3.2.2. 消费者功能性障碍与环保服装购买行为的关系
在采纳新产品前，消费者无法完全识别采纳该产品的所有优势，便很容易产生使用障碍。使用障碍是消费者对于适应新创新所需变化的感知，当消费者认为适应新创新可能改变其现状时便会出现这种障碍[14]。当消费者发现创新使用难度大，或需要耗费大量时间、精力学习与适应时，他们则可能会抵制采纳该创新。Behera等通过将使用担忧、风险担忧、价值担忧、形象担忧、传统担忧、复杂性担忧和价格担忧纳入创新抵抗模型(IRT)以探索移动支付服务的负面影响，最终发现由于移动支付服务中存在使用威胁，所以很多消费者放弃了使用该服务[21]。而在环保产品领域，使用障碍对购买环保产品的购买意愿有显著的负面影响，Kushwah等指出，消费者在购买有机食物时更倾向于非连续购买环保产品，因为购买有机食品可能会打破他们对传统产品的熟悉感和平衡状态[16]。Sadiq等在印度进行了实证调查，使用创新阻力理论研究印度消费者对购买环保化妆品的抵抗原因，并发现使用障碍对环保化妆品的购买意愿有显著负面影响，并进而影响行为[20]。考虑到诸多研究对使用障碍和消费者接受新产品的行为关系讨论，本研究提出假设：
H9：使用障碍对消费者环保服装的购买行为有显著的负面影响。
价值障碍是消费者对创新性产品在价格方面相对于其替代品的性能与付出价值的感知，也被称为新产品相对于其替代品的感知价值[16]。价值障碍与新产品在性能和货币价值方面相对于其替代品所提供的价值相关，并且当新产品在这两个参数中任何一个上表现不佳时，就会触发价值障碍，从而使消费者更倾向于对该产品产生抵制倾向。Kushwah等发现，价值障碍成为阻止个体显示有机食品选择行为的最强阻碍因素[16]。Chen等采用创新抵制理论，来验证移动购票应用使用的影响因素，最终发现价值障碍对使用移动购票应用的意愿产生了负面影响[27]。Talwar等使用扩展IRT模型发现，对在线旅行社而言，利益障碍是购买意向的主要抑制因素[18]。许多学者都对消费者对新产品的价值障碍与其意愿之间的关系进行了讨论，并发现价值障碍是阻碍消费者购买意愿产生的重要因素，又因为意愿是行为的一个重要预测因素[28]，所以本研究提出假设：
H10：价值障碍对消费者环保服装的购买行为有显著的负面影响。
在采纳新产品前，消费者可能会担心该产品的质量、性能等无法满足自身的预期，这就会提高消费者对新产品的风险感知，故风险障碍被定义为消费者对创新相对于其替代品具有风险的感知[22]，人们认为，与新创新相关的不确定性水平越高，感知的风险就越高。由于不确定性导致的风险，消费者更倾向于推迟采纳创新产品，直到他们彻底了解该产品，Kim等发现，风险障碍对车载娱乐系统的采用会产生负面影响[29]。Nuttavuthisit等提出，消费者对有机产品的认证和制造过程表现出较低的信任水平，这影响了他们的购买决策，并导致了与绿色产品相关的感知风险的产生，从而阻碍了购买的可能性[30]。Chen等在研究氢电摩托车的采用时发现，风险障碍会增加消费者的创新抵制[31]，Sadiq等也并发现风险障碍对环保化妆品的购买意愿有显著负面影响，从而影响消费者的购买行为[20]。以往许多学者都对风险障碍做了相关研究，并且发现了风险障碍对消费者购买行为存在负面影响，而本研究的研究对象为环保服装，故本研究中的风险感知侧重于服装的审美角度，消费者在购买环保服装前，很难确定该服装的色差、质感和搭配风格，也便易于产生风险障碍。综上，本研究提出假设：
H11：风险障碍对消费者环保服装的购买行为有显著的负面影响。
3.2.3. 环保自我效能感的调节效应
自我效能指的是个体对自己是否能成功完成某项特定任务的主观判断和信心，且随着研究的深入，这一概念在不同的领域中逐渐展现出不同的属性。而在环境研究领域，学者们就引入了环保自我效能感的概念，指的是个人对自己解决环境和资源问题的能力和信念[32]。环保自我效能感是消费者人格的特征，使他们从目的论的角度关注其消费行为的道德性，现有的很多研究都显示，自我效能感对个体的绿色行为存在促进作用。杜建国和段声丽在研究环境责任感对消费者绿色购买行为的影响时，也发现了环保自我效能感和绿色感知价值在其影响中具有显著的链式中介作用，并且环保自我效能感的中介作用更强[4]。Roberts认为消费者在环保方面的自我效能感是绿色消费行为的关键前因变量，高环保自我效能感的人士在各种环境责任任务中表现出更强的参与度[32]。环保自我效能感包含两个方面，即消费者自身拥有足够的能力、信心与该产品的绿色属性属实，一旦消费者对这两方面的其中一方面感到犹豫，便会影响消费者最终对绿色产品的购买行为。环保自我效能感也具有调节作用，Berger等的研究就证实了环保自我效能感在环保态度和行为之间起调节作用[33]。而消费者在购买环保服装前会感知到多种障碍，包括价格过高和绿色属性不实等问题，高环保自我效能感的消费者可能会提高对绿色产品的价值感知与对该绿色品牌形象的信任度，从而降低价值与形象障碍对环保服装购买的负面影响，故本研究提出以下假设：
H12：环保自我效能感在价值障碍对环保服装购买行为的负面影响中起到调节作用。
H13：环保自我效能感在形象障碍对环保服装购买行为的负面影响中起到调节作用。
4. 研究设计
4.1. 问卷设计
本研究采用问卷调查法，共涉及7个变量，各变量均采用七级李克特量表，度量范围自“非常不同意”到“非常同意”。所有变量的测量题项都源于已有文献的成熟量表，具体参考量表如表1所示。
Table 1. Sources of scale items
表1. 各变量的参考题项来源
变量 |
参考题项来源 |
传统障碍 |
Sadiq等(2021)和甘哲娜(2017) |
形象障碍 |
Laukkanen等(2007)和Sadiq等(2021) |
使用障碍 |
Sadiq等(2021) |
价值障碍 |
Lian和Yen (2013) |
风险障碍 |
李文超和邵婧(2023) |
环保服装购买行为 |
李文超和邵婧(2023) |
环保自我效能感 |
Chen等(2001) |
4.2. 数据与样本
本研究通过国内专业的问卷调查平台“见数”发放问卷，2024年1月17日在正式调查前进行预调查，并根据收集到的数据进行相应修改。本研究的调查时间为2024年1月25日至3月18日，共发放了问卷600份，剔除157份无效问卷后，得到443份有效问卷。在性别方面，男性占47.9%，女性占52.1%；在年龄分布上，20岁及以下的占4.1%，21到30岁的占54.6%，31岁到40岁的占32.7%，41岁及以上的占到8.6%；在学历方面，大部分受访者都是本科学历；在月收入方面，3000元以下的占17.8%，3001~8000元的占36.3%，8001~12000元的占25.5%，12000元以上的占到了20.3%。
4.3. 共同方法检验
本研究采用自我报告数据，因此需要进行共同方法检验。首先，本研究构建了验证性因子分析模型M1，其次又构建包含方法因子的模型M2，在比较模型M1与模型M2的主要拟合指数后得：ΔCFI = 0.012，ΔTLI = 0.010，ΔRMSEA = ΔSRMR = 0.008，由于各项拟合指数的变化都小于0.03，表明在加入共同方法因子后，模型的改进不明显，因此没有严重的共同方法偏差。
5. 实证结果与分析
5.1. 测量模型检验结果
本文使用AMOS26.0对量表的测量模型进行了验证性因子分析，以检验其效度。如表2所示，本研究的量表共有29个题项，其KMO检验的值为0.951，大于0.7，显著性水平小于0.001，说明可以进行进一步因子分析，最终拟合指标为：𝑥2/df = 2.823，RMSEA = 0.064，NFI = 0.944，RFI = 0.935，IFI = 0.963，TLI = 0.957，CFI = 0.963。由于模型的卡方与自由度比(𝑥2/df)小于3，RMSEA小于0.08，且其他适配指标(如GFI)大于或等于0.9，说明模型适配度良好。如表2，各观测变量的因子载荷值均大于0.5，克隆巴赫α值超过0.8，表明量表稳定性、可靠性及内部一致性较高。此外，各潜变量的组合信度(CR)均大于0.8，平均提取方差(AVE)均大于0.6，说明量表具有良好的收敛效度。
Table 2. Results of reliability and validity tests
表2. 信度和效度检验结果
变量 |
题目 |
因子载荷 |
AVE |
CR |
Cronbach’s α |
购买障碍 |
UB1 |
0.603 |
0.690 |
0.916 |
0.915 |
UB2 |
0.881 |
UB3 |
0.917 |
UB4 |
0.858 |
UB5 |
0.856 |
价值障碍 |
VB1 |
0.725 |
0.717 |
0.882 |
0.866 |
VB2 |
0.852 |
VB3 |
0.949 |
风险障碍 |
RB1 |
0.876 |
0.768 |
0.930 |
0.930 |
RB2 |
0.917 |
RB3 |
0.875 |
RB4 |
0.836 |
形象障碍 |
IB1 |
0.909 |
0.803 |
0.942 |
0.942 |
IB2 |
0.921 |
IB3 |
0.888 |
IB4 |
0.865 |
传统障碍 |
TB1 |
0.897 |
0.812 |
0.956 |
0.956 |
TB2 |
0.939 |
TB3 |
0.906 |
TB4 |
0.863 |
TB5 |
0.900 |
环保自我效能感 |
PC1 |
0.794 |
0.668 |
0.910 |
0.912 |
PC2 |
0.903 |
PC3 |
0.854 |
PC4 |
0.763 |
PC5 |
0.764 |
购买行为 |
PB1 |
0.876 |
0.804 |
0.891 |
0.923 |
PB2 |
0.917 |
由表3可知，本研究各潜变量的行、列相关系数的绝对值均低于其平均提取方差(AVE)的平方根，表明量表具有良好的区分效度。
Table 3. Discriminant validity assessment
表3. 区分效度检验结果
变量 |
使用障碍 |
价值障碍 |
风险障碍 |
形象障碍 |
传统障碍 |
购买行为 |
购买障碍 |
0.831 |
|
|
|
|
|
价值障碍 |
0.725 |
0.847 |
|
|
|
|
风险障碍 |
0.671 |
0.519 |
0.876 |
|
|
|
形象障碍 |
0.726 |
0.618 |
0.676 |
0.896 |
|
|
传统障碍 |
0.791 |
0.758 |
0.598 |
0.694 |
0.901 |
|
购买行为 |
−0.709 |
−0.704 |
−0.443 |
−0.551 |
−0.748 |
0.897 |
本研究紧接着对提出的假设进行了检验，结果如表4所示。传统障碍对使用障碍(β = 0.604, P < 0.001)、价值障碍(β = 0.669, P < 0.001)、风险障碍(β = 0.234, P < 0.001)的正向影响和对购买行为(β = −0.452, P < 0.001)的负向影响通过了显著性检验，故假设H1~H4成立。形象障碍对使用障碍(β = 0.338, P < 0.001)、价值障碍(β = 0.167, P < 0.01)、风险障碍(β = 0.555, P < 0.001)的正向影响通过了显著性检验，故假设H6~H7成立，但形象障碍对购买行为的负向影响没有通过检验，故假设H8未得到验证。同时，功能性障碍中使用障碍(β = −0. 411, P < 0.001)和价值障碍(β = −0.181, P < 0.01)对购买行为有显著的负向影响，而值得注意的是，功能性障碍中的风险障碍(β = 0.121, P < 0.05)对购买行为存在微弱的正向影响作用，并通过了显著性检验，但与本研究假设的负向影响不符，故假设H9、H10成立，假设H11未得到验证。
Table 4. Path coefficient analysis of the theoretical model
表4. 理论模型路径系数分析
假设 |
路径 |
Estimate |
S.E |
C.R |
检验结果 |
H1 |
传统障碍→使用障碍 |
0.604 |
0.050 |
10.884*** |
成立 |
H2 |
传统障碍→价值障碍 |
0.669 |
0.046 |
12.848*** |
成立 |
H3 |
传统障碍→风险障碍 |
0.234 |
0.052 |
4.199*** |
成立 |
H4 |
传统障碍→购买行为 |
−0.452 |
0.043 |
−5.615*** |
成立 |
H5 |
形象障碍→使用障碍 |
0.338 |
0.046 |
3.200*** |
成立 |
H6 |
形象障碍→价值障碍 |
0.167 |
0.047 |
7.634** |
成立 |
H7 |
形象障碍→风险障碍 |
0.555 |
0.060 |
9.380*** |
成立 |
H8 |
形象障碍→购买行为 |
0.088 |
0.036 |
1.403 |
不成立 |
H9 |
使用障碍→购买行为 |
−0.411 |
0.042 |
−5.393*** |
成立 |
H10 |
价值障碍→购买行为 |
−0.181 |
0.037 |
−3.209** |
成立 |
H11 |
风险障碍→购买行为 |
0.121 |
0.028 |
2.492* |
不成立 |
注：***代表P < 0.001；**代表P < 0.01；*代表P < 0.05。
5.2. 中介效应检验
使用SPSS25.0进行回归分析，设定抽样次数为5000次，以检验模型中中介效应的直接、间接和总效应及中介路径，Bootstrap检验结果如表5所示。
结果表明，消费者的形象障碍(IB)对环保服装购买行为(PB)的直接效应不显著，但其间接效应显著，说明存在显著的完全中介作用。其中的三条中介路径均通过检验，置信区间分别为[−0.262, −0.157]、[−0.2, −0.115]和[0.003, 0.078]，均不包含零，说明形象障碍(IB)是通过使用障碍(UB)、价值障碍(VB)和风险障碍(RB)对购买行为(PB)产生影响的。消费者的传统障碍(TB)对环保服装购买行为(PB)的直接、间接效应均显著，表明两者之间存在显著的部分中介作用。其中的三条中介路径均通过检验，置信区间分别为[−0.193, −0.084]、[−0.158, −0.074]和[0.014, 0.075]，均不包含零，说明传统障碍(TB)可以通过使用障碍(UB)、价值障碍(VB)和风险障碍(RB)对购买行为(PB)产生影响，也可以直接影响消费者对环保服装的购买行为。
Table 5. Results of the Bootstrap test for mediating effects
表5. 中介效应Bootstrap检验结果
中介路径 |
直接效应 |
间接效应 |
95%的置信区间 |
下限 |
上限 |
形象障碍→使用障碍→购买行为 |
−0.023 |
−0.207 |
−0.262 |
−0.157 |
形象障碍→价值障碍→购买行为 |
−0.154 |
−0.200 |
−0.115 |
形象障碍→风险障碍→购买行为 |
0.040 |
0.003 |
0.078 |
传统障碍→使用障碍→购买行为 |
−0.238*** |
−0.139 |
−0.193 |
−0.084 |
传统障碍→价值障碍→购买行为 |
−0.116 |
−0.158 |
−0.074 |
传统障碍→风险障碍→购买行为 |
0.044 |
0.014 |
0.075 |
注：***代表P < 0.001。
5.3. 调节效应检验
本研究采用分层回归的方法来测试环境自我效能感的调节效应，在对环境自我效能感变量进行中心化处理后，将购买环保服装的行为视为因变量，并逐步将控制变量(模型1)、自变量和调节变量(模型2)、以及自变量与调节变量之间的交互项(模型3)引入回归方程，通过自变量与调节变量之间的交互项的显著性来检验环境自我效能感是否具有调节效应。本研究将价值障碍和形象障碍作为自变量，环境自我效能感作为调节变量进行分层回归分析，结果见表6。价值障碍与环境自我效能感之间的交互项系数，以及形象障碍与环境自我效能感之间的交互项系数均显著，验证了假设H12。
Table 6. The moderating effect of environmental self-efficacy
表6. 环保自我效能感的调节效应
变量 |
价值障碍 |
形象障碍 |
模型1 |
模型2 |
模型3 |
模型1 |
模型2 |
模型3 |
性别 |
−0.154*** |
−0.128 |
−0.112 |
−0.154*** |
−0.066 |
−0.047 |
月收入 |
0.227*** |
0.100 |
0.106 |
0.227*** |
0.117 |
0.131 |
家庭规模 |
0.108*** |
0.063 |
0.063 |
0.108*** |
0.053 |
0.050 |
VB |
|
−0.640*** |
−0.652*** |
|
|
|
IB |
|
|
|
|
−0.391*** |
−0.363*** |
PC |
|
−0.072* |
−0.018* |
|
−0.205*** |
−0.147*** |
VB × PC |
|
|
0.095** |
|
|
|
IB × PC |
|
|
|
|
|
0.150*** |
R2 |
0.081 |
0.529 |
0.536 |
0.081 |
0.350 |
0.366 |
ΔR2 |
0.081 |
0.449 |
0.006 |
0.081 |
0.270 |
0.016 |
sig. |
0.000 |
0.000 |
0.016 |
0.000 |
0.000 |
0.001 |
注：***代表P < 0.01；**代表P < 0.05；*代表P < 0.1；VB表示价值障碍；IB表示形象障碍；PC表示环保自我效能感。
Figure 2. The moderating effect of environmental self-efficacy
图2. 环保自我效能感的调节效应
进一步绘制调节效应图，如图2。环保自我效能感在价值障碍和环保服装购买行为之间存在显著的负向调节效应。当环保自我效能感较低时，价值障碍对环保服装购买行为的负向影响较强且斜率陡峭；而当环保自我效能感较高时，价值障碍的负向影响减弱且斜率较平缓，这表明高环保自我效能感可以抑制价值障碍对消费者环保服装购买行为的负面影响。此外，环保自我效能感在形象障碍和环保服装购买行为之间存在显著的负向调节效应。当环保自我效能感较低时，形象障碍对环保服装购买行为的负向影响较强且斜率陡峭；而当环保自我效能感较高时，形象障碍对购买行为的负向影响减弱，斜率较平缓，这表明高环保自我效能感可以减轻形象障碍对消费者环保服装购买行为的负面影响。
6. 结论与分析
本研究以创新抵抗模型为基础构建了理论模型，分析了其相关理论变量之间的关系与各变量对消费者环保服装购买行为的影响，并得出以下结论：消费者的心理性障碍(传统障碍)与功能性障碍(使用、价值障碍)对其环保服装购买行为有显著、直接的负面影响，同时值得注意的是，消费者的风险障碍对其环保服装购买行为有微弱的正向影响作用。消费者的心理性障碍(形象、传统障碍)对环保服装购买行为还存在间接的负面影响作用，两者的间接作用都是通过功能性障碍(使用、价值与风险障碍)等三条中介路径实现的。环保自我效能感负向调节了形象障碍和购买行为、传统障碍和购买行为之间的关系。
本文的研究贡献主要有两个方面：首先，IRT理论已被用于调查不同用户创新领域的障碍和抵制，包括在线旅行网站、绿色酒店、有机食品和绿色化妆品等领域，而在环保服装领域目前还存在空缺，本研究则填补了这一空缺。其次，以往的大部分学者在研究创新抵抗理论时，常常将消费者心理性障碍与功能性障碍视为平行关系，而本研究在创新抵抗理论的基础上，构建了心理性障碍与功能性障碍的新研究框架，将其理论中的心理性障碍变量(传统、形象障碍)作为自变量，研究其对消费者环保服装功能性障碍的感知与环保服装购买行为。最后，在具体的研究过程中，本研究因为研究产品为环保服装，所以将风险障碍聚焦在服装的搭配风险上，并最终发现，消费者环保服装的搭配风险障碍对消费者的购买行为存在微弱的正向影响。本研究认为消费者可能存在对搭配服装的挑战感，尤其是时尚引领者或环保先锋，搭配环保服装所带来的“挑战感”是一个展示个人时尚品味与环保承诺的机会。成功驾驭具有不确定性的服装，能够为他们带来强烈的自我效能感和成就感，故环保服装的搭配风险障碍会正向影响消费者的购买行为，这一发现区别于以往研究，是本研究的一个关键贡献。
本文的研究发现也为环保服装的企业提供了重要的帮助与建议。在政府层面上，因为传统障碍对消费者环保服装购买行为有着直接与间接的负面影响，因此政府可以营造“跨出舒适圈”的氛围与明确如今环境问题的严峻性，加强服装污染与浪费主题的宣传和教育工作，通过学校、社区中心和线上平台开展环保时尚教育活动，提高公众对环保服装的认知，鼓励消费者在服装消费上将其大部分的传统服装消费转向环保服装的消费。在企业层面上，因为价值障碍、使用障碍会负面影响消费者环保服装的购买行为，故企业应摒弃空泛的环保口号，采用可量化、可感知的营销语言，并通过短视频、产品溯源系统等载体，讲述从原料采集到成衣的完整绿色故事。在产品标签上详细标注原材料来源、生产过程中的环保措施和认证信息，更需以简明图示阐释这些认证对消费者自身(如亲肤安全)与环境(如节水减排30%)的实际益处，加强消费者对自身产品的信任度，并提供便捷的线上购物平台和优质的线下购物体验，优化全渠道的服务体验，例如在线上平台提供基于人工智能的实时搭配建议，在线下门店设置环保面料体验区与旧衣回收专区，确保消费者可以方便地购买到环保服装，最终推进消费者的购买行为。
本研究也存在一定的局限性，这为未来研究提供了方向。首先，研究样本主要通过线上获取，在年龄、地域和教育背景上的分布不够广泛，可能影响结论的普适性，未来研究可采用多渠道抽样策略以提升样本代表性。其次，数据完全依赖消费者自我报告，可能存在社会期许偏差，后续研究建议结合实验法或实际消费数据进行更客观的验证。最后，本研究聚焦于环保服装领域，结论是否适用于其他可持续产品仍有待检验，未来可以拓展至不同产品类别以验证理论的适用边界。
基金项目
国家社会科学基金重点项目(22AGL028)资助。