張懿瑋， 徐愛萍

(1.上海交通大學 城市科學研究院， 上海 200240； 2.上海杉達學院 管理學院， 上海 201209； 3.上海第二工業(yè)大學 經(jīng)濟與管理學院， 上海 201209)

一、引言

2017年10月，習近平總書記在十九大報告中明確提出“人與自然和諧共生”思想，要求樹立和踐行“綠水青山就是金山銀山”的發(fā)展理念。2020年9月，總書記又在聯(lián)合國大會上宣布了我國碳達峰、碳中和的目標。這就要求以節(jié)約資源和保護環(huán)境為出發(fā)點，積極轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式，實現(xiàn)經(jīng)濟綠色可持續(xù)發(fā)展；積極改變居民生活方式，形成環(huán)保綠色的消費習慣。為此，圍繞環(huán)境保護和綠色消費，近年來國家和地方政府出臺了一系列政策，如垃圾分類、限塑令等。但要從根本上改變?nèi)说男袨椋枰獜木G色教育抓起，以此增強人們的環(huán)境意識和敏感性，提升解決環(huán)境問題的能力，以及提高環(huán)保的參與度[1]。

1972年，聯(lián)合國在世界環(huán)境大會上發(fā)布了《斯德哥爾摩宣言》，提出“必須對年輕一代、成人和處境不利群體進行環(huán)境問題的教育”。此后，世界各國紛紛開始推進綠色教育，我國也逐步在大專院校和中小學開設相關環(huán)境專業(yè)或是開設專門的環(huán)境保護課程[2]。2016年中國環(huán)境保護部、教育部、中宣部等六部委聯(lián)合印發(fā)《全國環(huán)境宣傳教育工作綱要(2016—2020年)》，全面推進綠色教育。雖然綠色教育日益普及，但有學者認為當前的綠色教育是失敗的，他們認為“他們(學生)可以引用奧爾多·利奧波德的話，但這對他們來說也只限于學術(shù)罷了”。(1)奧爾多·利奧波德(1887-1948)，美國人，著名生態(tài)學家和環(huán)境保護主義者，被稱為是“生態(tài)倫理之父”，主要代表作為《沙鄉(xiāng)年鑒》。雖然人們接受了綠色教育，有了更強的環(huán)保理念和知識，但是卻仍然存在諸多言行不一的情況[3]。比如，Ehrampoush 和Moghadam[4]就發(fā)現(xiàn)雖然有相當一部分的學生擁有較高的環(huán)保知識，但他們也并未將其轉(zhuǎn)化為實際的環(huán)保行動。Gleim等[5]也認為盡管消費者表現(xiàn)出對環(huán)境的關心，綠色產(chǎn)品也日益增多，但消費者卻并沒有像想像中的那樣表現(xiàn)出強烈的購買意愿。難道綠色教育真的是失敗的嗎？在中國又是什么樣的情況？綠色教育是否能夠促進，以及如何促進消費者對綠色產(chǎn)品的購買意愿呢？這正是本文研究的目的之所在。本文以綠色酒店消費為研究情境，探討了消費者綠色教育與綠色消費意愿之間的關系，進一步分析了綠色素養(yǎng)和綠色消費態(tài)度兩個關鍵變量的作用機制。

二、文獻回顧和假設提出

(一) 綠色教育

20世紀60年代末70年代初，以《環(huán)境教育雜志》(Journal of Environmental Education)出版、北美環(huán)境教育協(xié)會和英國環(huán)境教育理事會成立等事件為標志[6]，綠色教育正式誕生。目前，綠色教育已經(jīng)成為學校教育和社會教育的重要內(nèi)容之一。綠色教育也稱環(huán)境教育，旨在通過教育促進環(huán)境保護[7]。它并非只是一項單一的活動，而是通過一個循序漸進的過程增進人們對環(huán)境的理解，培養(yǎng)親環(huán)境的價值理念，并激勵人們在環(huán)境意識下采取行動平衡社會、經(jīng)濟和生態(tài)之間的關系[8]。早期的《貝爾格萊德憲章》和《第比利斯宣言》確定了綠色教育的基本框架，成為引領各國開展綠色教育的綱領性文件。

對綠色教育的研究主要涉及三方面的內(nèi)容：一是對概念、內(nèi)涵、體系等綠色教育基本理論的探討[9，10]。二是有關現(xiàn)狀、問題、對策、比較等綠色教育的實踐研究[11，12]。三是對綠色教育效果的評價或是對受教育者綠色素養(yǎng)及綠色行為的影響[13-15]，比如有研究發(fā)現(xiàn)綠色教育有助于環(huán)境友好型產(chǎn)品創(chuàng)新[16]，有助于促進綠色消費行為[17]等。從研究現(xiàn)狀看，國內(nèi)外圍繞綠色教育已經(jīng)展開了大量的研究，為本研究的進一步開展奠定了堅實的基礎，尤其是為文章假設的提出提供了理論源泉。但綜觀當前我國綠色教育的研究現(xiàn)狀，定性研究多，定量研究少；理論研究多，實證研究少。國內(nèi)研究的不足也為我們的研究提供了廣闊空間。

(二)綠色消費和綠色消費意愿

綠色消費是指消費既滿足個人需求，但又關注社會整體福利，盡量減少對環(huán)境的損害[18]。這一理念源于20世紀60年代末70年代初以污染和節(jié)能為關注重點的西方生態(tài)運動，只是最初主要側(cè)重于限制對環(huán)境有害商品的消費以及采取環(huán)保措施(如回收利用和乘坐公共交通)。而隨著可持續(xù)發(fā)展理念的深入人心，綠色消費還包括更加積極地購買綠色產(chǎn)品，并反過來促進綠色產(chǎn)品和服務的生產(chǎn)[19]。從市場營銷學的角度研究消費者的意愿和行為，并從工業(yè)生態(tài)學或生態(tài)經(jīng)濟學的角度研究這些行為的環(huán)境結(jié)果，是綠色消費研究的主要內(nèi)容之一[20]。其中，消費者的綠色消費意愿和行為不僅直接影響環(huán)境質(zhì)量，而且有利于推動社會生產(chǎn)方式發(fā)生根本性變革，因此更是成為研究重點。

綠色消費意愿是人們愿意采取綠色消費行為的傾向。它是綠色消費的內(nèi)驅(qū)力，也是將綠色消費認知轉(zhuǎn)化為行為的必要過程[21]。已有綠色消費意愿的研究主要是基于計劃行為理論(TPB)、價值-信念-規(guī)范理論(VBN)和態(tài)度-行為-環(huán)境理論(ABC)?；谶@些理論發(fā)現(xiàn)，消費者對環(huán)境保護的態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制、環(huán)保意識、價值觀等心理因素，性別、年齡、學歷、收入等人口統(tǒng)計因素，以及經(jīng)濟刺激、信息刺激、規(guī)章制度等外部因素都可能影響消費者的綠色消費意愿[22]。雖然已有眾多的研究關注綠色消費意愿的影響因素，但有關綠色教育與綠色消費意愿關系的研究仍然十分有限。綠色教育的重要目的就在于提升消費者的綠色消費意愿，并實施綠色消費行為[23]。雖然有研究認為綠色教育可以通過改變態(tài)度作用于綠色消費意愿[24，25]。然而，現(xiàn)有研究仍然存在以下不足：一是在分析態(tài)度中介作用時，并沒有區(qū)分對環(huán)保的一般態(tài)度和對消費的特定態(tài)度，兩者對消費意愿的影響并不相同；二是以態(tài)度為中介機制的分析較為單一，未能更深層次地揭示綠色教育與綠色消費意愿之間的復雜關系；三是有限的相關研究主要集中于學生群體，涉及垃圾回收、循環(huán)利用等領域，較少涉及其他綠色消費，尤其是綠色酒店消費，因此，需要進一步擴展至其他群體和領域。

(三)綠色教育、綠色素養(yǎng)與綠色消費意愿

教育有助于改變?nèi)说男袨橐庠?。綠色教育不僅使消費者擁有更多的環(huán)保知識、環(huán)保意識和環(huán)保技能，也刺激他們愿意采取更多的環(huán)保行動[1]，包括改變?nèi)藗兊南M方式，采取更多的綠色消費行為。Hadjichambis、Paraskeva-Hadjichambi和Ioannou[26]通過實驗發(fā)現(xiàn)，對兒童進行綠色教育干預后，他們選擇綠色產(chǎn)品的意愿明顯更強，比如會有更多的兒童選擇更環(huán)保的玻璃多功能杯(79%)，而不是塑料多功能杯(8%)、紙制一次性杯(6%)或塑料一次性杯(6%)，而在綠色教育之前兒童最喜歡的則是塑料一次性杯(40%)和塑料多功能杯(31%)。Boo和Park[27]、Khandelwal和Bajpai[28]等學者通過實證研究，利用回歸模型也發(fā)現(xiàn)綠色教育顯著提升了消費者的綠色消費和行為意愿。

綠色教育不僅直接影響人們的綠色消費意愿，而且通過提升消費者的綠色素養(yǎng)間接影響綠色消費意愿。作為綠色教育的首要目標和任務，綠色素養(yǎng)是“個人對環(huán)境和環(huán)境問題的認識和關注，以及致力于解決環(huán)境問題的知識、技能和動機”[29]。正如1975年國際環(huán)境教育會議發(fā)布的《貝爾格萊德憲章》明確提出：綠色教育是為了“培養(yǎng)一個了解和關心環(huán)境及其相關問題的世界人，使其具備相應的知識、技能、態(tài)度和動機，并能致力于單獨或集體地為解決當前問題和預防新問題而努力。”為此，眾多教育組織或機構(gòu)圍繞這一目標確立了相應的綠色教育框架，以指導教育工作者在正式或非正式的環(huán)境中培養(yǎng)受教育者的綠色素養(yǎng)[30]。實證研究也發(fā)現(xiàn)，綠色教育在培養(yǎng)人們綠色素養(yǎng)方面的確起到了積極作用。比如，Chang、Lee和Su[13]發(fā)現(xiàn)綠色教育能夠顯著提升人們有關環(huán)境和生態(tài)的知識；Zsóka等[31]也發(fā)現(xiàn)綠色教育與學生的環(huán)保知識之間存在著非常強的相關關系。此外，還有一系列研究表明綠色教育促進學生對環(huán)境問題有更強的意識，對環(huán)保知識有更多的理解，以及對環(huán)保物品有更好的態(tài)度[8，32，33]。

綠色教育通過綠色素養(yǎng)有助于促進綠色消費意愿。綠色素養(yǎng)使消費者能夠更好地理解自身與環(huán)境之間的關系，從而幫助他們就環(huán)境問題做出明智的決策[34]。因此，綠色素養(yǎng)高的消費者具有更強的綠色消費意愿[17，35]。Yeh、Ma和Huan[17]研究綠色酒店消費者行為時就發(fā)現(xiàn)，綠色素養(yǎng)較高的消費者(如對環(huán)境有更強的意識和敏感性，更多的環(huán)保知識和技能等)有更強的意愿采取環(huán)境友好型的行為，從而有更強的選擇綠色酒店的意愿。Paladino和Ng[35]也發(fā)現(xiàn)有更多環(huán)境知識的消費者，有更強的意愿購買綠色手機。Liao和Li[24]的實證研究更是直接表明綠色教育以綠色素養(yǎng)為中介渠道對消費者的綠色消費意愿產(chǎn)生顯著的間接影響。由此，我們提出假設：

假設1：綠色教育能夠提高消費者的綠色消費意愿。

假設2：綠色教育通過提高消費者的綠色素養(yǎng)，從而提高其綠色消費意愿。即，綠色素養(yǎng)在綠色教育和綠色消費意愿正向關系中具有中介作用。

(四)綠色教育、綠色消費態(tài)度與綠色消費意愿

根據(jù)計劃行為理論(Theory of Planned Behavior，簡稱TPB)，態(tài)度是影響消費者行為意愿的重要因素之一[36，37]。態(tài)度是指“人們對討論的行為作出的喜歡或不喜歡評價的程度”[36]，它能夠直接引導和預測人的行為[38]。眾多有關綠色消費的研究表明，態(tài)度與消費者購買意愿之間存在正向的顯著關系[39-41]。例如Han、Hsu和Sheu[41]就發(fā)現(xiàn)，對綠色酒店有更高態(tài)度的消費者通常會有更強的入住綠色酒店的意愿。而且，這些研究還發(fā)現(xiàn)，態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制這三大TPB要素中，態(tài)度是影響消費者消費意愿的最主要因素[39，41]。

綠色教育是為了使人們樹立正確的消費觀念，鼓勵綠色消費，避免奢侈浪費和環(huán)境破壞，并最終改變社會經(jīng)濟的運行模式。它具有塑造負責任綠色消費者的強大功用[42]，能夠改變?nèi)藗儗τ诋a(chǎn)品的看法，增強對綠色消費的態(tài)度，從而改變?nèi)粘ＯM習慣[31]。尤其是在綠色營銷中，研究表明企業(yè)通過綠色教育可以提高人們對于綠色產(chǎn)品或綠色品牌的態(tài)度，從而提升其購買意愿[28，43]。Varela-Candamio等[25]通過元分析同樣證實了綠色教育和綠色消費態(tài)度的這種關系和作用。他們發(fā)現(xiàn)綠色教育使人們具有更強的綠色消費態(tài)度，并促進產(chǎn)生更強的綠色消費意愿?？梢姡G色教育不僅直接作用于綠色消費意愿，而且通過綠色消費態(tài)度產(chǎn)生間接影響。由此，我們提出假設：

假設3：綠色教育通過提升消費者的綠色消費態(tài)度，從而促進提高綠色消費意愿。即，綠色消費態(tài)度在綠色教育和綠色消費意愿的正向關系中具有中介作用。

(五)綠色教育、綠色素養(yǎng)、綠色消費態(tài)度和綠色消費意愿

從寬泛的角度看，綠色素養(yǎng)不僅要求人們理解綠色的概念，而且要理解其在生態(tài)系統(tǒng)中的地位和作用，以及人與自然的相互關系[44]，并且能夠采取行動以維持、恢復和提升生態(tài)環(huán)境的健康性。因此，有學者認為，綠色素養(yǎng)是包括態(tài)度、意識、情感、知識、技能等一系列要素在內(nèi)的廣泛概念[29]。但本研究我們?nèi)匀粎^(qū)分了綠色素養(yǎng)和綠色消費態(tài)度這兩個相互關聯(lián)又不同的構(gòu)念。因為就綠色素養(yǎng)而言，既包括針對環(huán)境和生態(tài)的一般態(tài)度，也包括針對綠色消費的特定態(tài)度[45]，一般態(tài)度可以用來預測一般行為，而特定態(tài)度可以用于預測特定行為。通常而言，一般態(tài)度與特定行為的關系要弱于特定態(tài)度與特定行為的關系[45]。因此，我們有必要將兩者區(qū)分開。我們將綠色素養(yǎng)限定為除消費活動之外的一般綠色素養(yǎng)，而綠色消費態(tài)度則是指對特定綠色產(chǎn)品或服務的消費態(tài)度，我們試圖在前面研究假設的基礎上再探究消費者的一般綠色素養(yǎng)是否會通過影響他們對綠色消費的態(tài)度，并最終影響綠色消費意愿。

雖然有關綠色教育、綠色素養(yǎng)、綠色消費態(tài)度和綠色消費意愿四者鏈式推進關系的直接文獻不多，但現(xiàn)有文獻表明，消費者綠色素養(yǎng)可以通過綠色消費態(tài)度對消費意愿產(chǎn)生正向影響。比如，Alwitt和Pitts[46]通過對消費者一次性紙尿布購買意愿的研究，發(fā)現(xiàn)雖然消費者對環(huán)境保護的積極態(tài)度與綠色消費意愿之間的關系較弱，但是卻可以通過綠色消費的特定態(tài)度對消費意愿產(chǎn)生較強的間接影響。Chang等人[13]研究發(fā)現(xiàn)消費者對環(huán)境知識的了解(包括對環(huán)境及其相關問題的認知和關注，對責任、環(huán)保行為以及生態(tài)可持續(xù)發(fā)展的理解等)，使得他們對相關綠色產(chǎn)品有更深的認識和更好的態(tài)度，從而促進綠色電動車的購買意愿。Kroesen和 Chorus[45]也發(fā)現(xiàn)一般態(tài)度與特定消費態(tài)度之間存在顯著的相關關系，如果消費者對環(huán)境保護具有更好的態(tài)度，那他就會對公共交通產(chǎn)生更強的消費態(tài)度，從而增加公共交通的使用。因此，鑒于綠色素養(yǎng)與綠色消費態(tài)度的關系，以及前面我們關于綠色教育和綠色素養(yǎng)關系的假設和綠色產(chǎn)品態(tài)度和綠色消費意愿關系的假設，我們提出：

假設4：消費者的綠色素養(yǎng)有助于提升綠色消費態(tài)度。

假設5：綠色教育通過綠色素養(yǎng)和綠色消費態(tài)度對綠色消費意愿產(chǎn)生正向影響。即，綠色素養(yǎng)和綠色消費態(tài)度在綠色教育和綠色消費意愿關系中發(fā)揮鏈式中介作用。

三、方法

(一)樣本與數(shù)據(jù)收集

我們主要采用Credamo問卷平臺實施網(wǎng)絡調(diào)研。Credamo是國內(nèi)一家知名的數(shù)據(jù)收集平臺，擁有超百萬的樣本群體，可以實現(xiàn)快速的問卷發(fā)放和收集。為了避免同一個被調(diào)查者重復答題，每臺電子設備或每個IP地址都只能被允許回答一次。我們于2021年5月共發(fā)放問卷566份。剔除不認真填寫的問卷(如答題時間明顯過短，或不能通過有效答題測試)，共獲得有效問卷530份，有效回收率為93.64%。被調(diào)查者平均答題時間為3分29秒。具體的人口統(tǒng)計特征見表1。

表1 樣本人口統(tǒng)計特征表

(二)測量工具

除了對綠色教育的測量外，其他所有量表都是來自于國外文獻中的成熟量表，并利用翻譯和回譯的方法確保問卷的準確性。此外，通過專家訪談，我們對個別問卷內(nèi)容進行了適當調(diào)整。我們主要采用李斯特7分量表進行計分，“1-7”表示“極其不同意”-“極其同意”，通過計算均值獲得每個構(gòu)念的分值。由于綠色消費行為涉及的內(nèi)容較廣，聚焦于某一具體的綠色消費行為有助于被調(diào)查者更加明確自己的選擇。我們以綠色酒店消費作為本次測試的主要情境。主要原因有三：一是針對綠色酒店有較為成熟的量表可供選擇和參考，有助于保證問卷的有效性；二是綠色酒店通常會有更高溢價，或是容易給消費者帶來不便，而且選擇入住綠色酒店通常與消費者自身對健康的關注關系不大，因此選擇入住綠色酒店能夠體現(xiàn)出更強的綠色消費意愿；三是雖然有關綠色酒店消費意愿的研究較多，但與綠色教育結(jié)合的研究卻少見，選擇酒店行業(yè)有助于拓展相關研究。本次調(diào)研樣本總體的Cronbach α 系數(shù)為0.928，大于0.7的臨界值，表明樣本總體具有較好的信度水平。

1. 綠色教育量表

教育一般包括正式教育和非正式教育。正式教育一般指在學校接受的正規(guī)教育，而非正式教育則是指除此之外的其他教育[47]。據(jù)此，我們同樣將綠色教育劃分為正式綠色教育和非正式綠色教育，并根據(jù)文獻和專家訪談，設計問卷題項。綠色教育共包括6個題項，其中正式綠色教育的測量包括3個題項：(1)“我在學校上過專門的環(huán)保課程”，(2)“我在學校參加過學校組織的環(huán)?；顒印保?3)“我在學校接受過環(huán)保教育”；非正式綠色教育測量包括3個題項：(1)“我經(jīng)常接收到有關環(huán)保的各類信息”，(2)“我經(jīng)常接觸到有關環(huán)保的各類活動”，(3)“我曾參加過社會上的環(huán)保教育活動”。通過計算總均值和各自均值分別獲得綠色教育、正式綠色教育和非正式綠色教育的分值。綠色教育總量表的Cronbach α 系數(shù)為0.814，正式綠色教育和非正式綠色教育的Cronbach α 系數(shù)分別為0.758和0.698，驗證性因子分析結(jié)果為χ2=45.715，RMR=0.049，TLI=0.927，CFI=0.961，NFI=0.954，表明問卷具有較好的效度和內(nèi)部一致性。

2. 綠色素養(yǎng)量表

綠色素養(yǎng)的量表主要來自于Yeh、Ma和Huan[17]對綠色教育水平的測量，有4個問題構(gòu)成： (1)“我敏感意識到環(huán)境和環(huán)境面臨的挑戰(zhàn)”，(2)“我具有相關知識，并理解環(huán)境和環(huán)境面臨的挑戰(zhàn)”，(3)“我對環(huán)境有積極的態(tài)度，并關心環(huán)境，努力保持環(huán)境質(zhì)量”，(4)“我擁有幫助緩解環(huán)境問題的技能”。實測中量表的Cronbach α 系數(shù)為0.743，驗證性因子分析結(jié)果為χ2=5.152，RMR=0.019，TLI=0.981，CFI=0.994，NFI=0.990，表明問卷具有較好的效度和內(nèi)部一致性。

3. 綠色消費態(tài)度量表

綠色消費態(tài)度量表主要來自于Verma 和 Chandra[39]以及 Kim 和 Han[48]等研究者的問卷，共有4題構(gòu)成：(1)“對我來說，旅行時選擇綠色酒店是個好的行為?！?2)“對我來說，旅行時選擇綠色酒店是值得做的?！?3)“對我來說，旅行時住在綠色酒店是愉快的。”(4)“對我來說，旅行時住在綠色酒店是合乎道德的?！睂崪y中量表的Cronbach α 系數(shù)為0.722，驗證性因子分析結(jié)果為χ2=12.997，RMR=0.026，TLI=0.920，CFI=0.973，NFI=0.969，表明問卷具有較好的效度和內(nèi)部一致性。

4. 綠色消費意愿量表

綠色酒店消費意愿的量表主要來自Han、 Hsu和 Sheu[41]以及Han 等人[49]的研究，量表共包括了4題：(1)“我愿意在旅行時住在綠色酒店”，(2)“我計劃旅行時住在綠色酒店”，(3)“我會盡量在旅行時住在綠色酒店”，(4)“我愿意花更多的錢住在綠色酒店”。實測中量表的Cronbach α 系數(shù)為0.746，驗證性因子分析結(jié)果為χ2=19.047，RMR=0.033，TLI=0.905，CFI=0.968，NFI=0.965，表明問卷具有較好的效度和內(nèi)部一致性。

(三)共同方法偏差檢驗

我們采用Harman單因素分析法檢驗共同方法偏差。我們將所有的題項都納入進行探索性分析，如果抽取的第一個主成分對方差的解釋超過40%，就存在嚴重的共同方法偏差。本研究結(jié)果顯示，第一個主成分因子對總方差的解釋為38.606%，雖然偏高，但仍低于40%的臨界值，表明本研究并不存在嚴重的共同方法偏差問題。

(四)多重共線性檢驗

為避免多重共線性問題，我們采用方差膨脹系數(shù)(VIF)來檢驗多重共線性問題。VIF的取值通常以10作為判斷邊界。當VIF<10，不存在多重共線性問題；當10≤VIF<100，存在較大的多重共線性問題；當VIF≥100，存在嚴重多重共線性問題。我們用R語言的CAR軟件包中的vif()函數(shù)計算，GE、GL和ATT的VIF值分別為1.998、2.336和1.549，遠低于10的水平，表明模型并不存在多重共線性問題。

此外，我們還可以利用R內(nèi)置函數(shù)kappa()計算條件數(shù)來判斷多重共線性問題。一般來講，根據(jù)經(jīng)驗法則，條件數(shù)≥30，則認為存在嚴重多重共線性問題；而30>條件數(shù)≥10，則存在中等的多重共線性問題；條件數(shù)<10，則認為多重共線性問題較小[50]。在本研究中，K值為7.756，表明我們的模型存在多重共線性問題的可能性比較小。

四、實證分析

(一)綠色素養(yǎng)和綠色消費態(tài)度的中介效應

我們采用逐步回歸法分別檢驗綠色素養(yǎng)和綠色消費態(tài)度的中介效應。我們先檢驗綠色素養(yǎng)的中介效應(結(jié)果見表2)。首先，我們分析綠色教育對消費者綠色消費意愿的影響。在Model1中，我們發(fā)現(xiàn)綠色教育會顯著正向影響綠色消費意愿(β=0.543，p<0.001)。其次，我們分析綠色教育對消費者綠色素養(yǎng)的影響。Model4的結(jié)果表明綠色教育會顯著正向影響消費者的綠色素養(yǎng)(β=0.665，p<0.001)。最后，我們同時考慮綠色教育和綠色素養(yǎng)對消費者綠色消費意愿的影響。Model2顯示綠色教育和綠色素養(yǎng)同時正向影響消費者的綠色消費意愿，而且在0.1%的水平下顯著。因為βGE=0.295<βGE=0.543，逐步回歸法表明綠色素養(yǎng)在綠色教育和綠色消費意愿關系中具有部分中介作用。采用同樣的方法，我們檢驗綠色消費態(tài)度的中介效應，從表2的Mod-el1、Model3和Model5的結(jié)果中可以看出，綠色消費態(tài)度同樣起到部分中介作用。假設1、假設2和假設3得到驗證。

表2 逐步回歸法檢驗中介效應

在回歸分析中，我們控制了所有的人口統(tǒng)計特征變量。我們發(fā)現(xiàn)消費者的人口統(tǒng)計特征與綠色消費意愿并不存在穩(wěn)健的顯著性相關關系。雖然有學者發(fā)現(xiàn)女性群體有更強的意愿購買綠色消費產(chǎn)品[41]，我們在Model2中也發(fā)現(xiàn)了類似結(jié)論，但一方面這只是在10%的水平下顯著，另一方面這一結(jié)果在其他模型中也并不穩(wěn)健。正如吳波[22]在綜述研究中所指出的，單純以人口統(tǒng)計特征來解釋消費者的綠色消費行為無法得出有價值的結(jié)論。但是，我們發(fā)現(xiàn)教育水平與消費者的綠色素養(yǎng)間存在顯著的正相關關系，這與前人的研究結(jié)果一致[51]。

因為逐步回歸法的檢驗效力相對較低，所以繼續(xù)采用Bootstrap法檢驗中介效應。Bootstrap法是一種從樣本中重復抽樣的方法，如果中介效應的置信區(qū)間不包括0，就表示存在中介效應。這是一種比傳統(tǒng)方法更優(yōu)的中介效應檢驗法。因為逐步回歸法只能分別檢驗兩個變量的中介效應，無法確定兩個變量的共同影響，因此我們還需要進行多重中介效應的檢驗。我們利用R語言的Lavaan工具包實施Bootstrap10000次多重中介效應檢驗，同樣控制人口統(tǒng)計特征，結(jié)果見表3?？梢钥闯?，在95%的置信區(qū)間下，綠色教育的直接效應、綠色素養(yǎng)和綠色消費態(tài)度的中介效應都顯著不為0。綠色素養(yǎng)的中介效應為0.091，占總效應的16.7%；綠色消費態(tài)度的中介效應為0.221，占總效應的40.6%。結(jié)果表明，綠色教育之所以能夠促進綠色消費，很大程度上是因為它提升了消費者的綠色素養(yǎng)和綠色消費態(tài)度，假設2和假設3得到進一步驗證。而且，綠色消費態(tài)度的中介效應是綠色素養(yǎng)中介效應的2.4倍(0.221/0.091=2.4)，效應差為0.130(0.221-0.091=0.130)。表3 Bootstrap中介效應檢驗還表明兩者效應差在95%的置信區(qū)間下顯著(CI[-0.130，-0.139])?？梢?，綠色教育最主要的是通過提升消費者的綠色消費態(tài)度提升綠色消費意愿。

表3 Bootstrap中介效應檢驗

(二)綠色素養(yǎng)和綠色消費態(tài)度的鏈式中介效應

我們認為綠色教育之所以起作用，是因為綠色教育有助于提升消費者的綠色素養(yǎng)，由此提升其綠色消費態(tài)度，并最終對綠色消費意愿產(chǎn)生影響。因此，我們還需要檢驗綠色素養(yǎng)和綠色消費態(tài)度的鏈式中介效應。我們采用SPSS中的PROCESS工具包的PROCESS工具包中的模型6，通過Bootstrap10000次抽樣實施參數(shù)估計(結(jié)果見圖1和表4)。

圖1 變量路徑圖

表4 鏈式中介效應檢驗

圖1中所有的路徑系數(shù)都為正，而且在1%的水平上顯著，表明各變量之間存在顯著的正向關系。表4顯示了綠色教育對綠色消費意愿的間接效應、直接效應和總效應。表4中，所有的95%置信區(qū)間都不包括0，表明存在顯著的間接效應、直接效應和總效應。比較綠色素養(yǎng)和綠色消費態(tài)度，表面看綠色素養(yǎng)的中介效應要高于綠色消費態(tài)度的中介效應(βGL=0.091>βATT=0.064)，似乎與之前的結(jié)論相反，其實并非如此。綠色教育不僅通過綠色素養(yǎng)和綠色消費態(tài)度產(chǎn)生綠色消費意愿，并通過綠色素養(yǎng)促進綠色消費態(tài)度這一鏈式中介作用提升綠色消費意愿(β=0.157，CI[0.099，0.222])。也就是說綠色消費態(tài)度發(fā)揮中介作用，不僅僅在于綠色教育直接提升綠色消費態(tài)度，還在于綠色素養(yǎng)對綠色消費態(tài)度的作用，所以總的中介效應應該是0.221(0.064+0.157=0.221)，與之前的結(jié)論保持一致。由此，假設5提出的鏈式中介效應得到驗證。

此外，從圖1中我們也要注意到，綠色教育最直接最重要的是提升消費者的綠色素養(yǎng)，而非綠色消費態(tài)度。從系數(shù)中可以看出，綠色教育對綠色素養(yǎng)的系數(shù)(0.665)將近是綠色消費態(tài)度系數(shù)的6倍。因此，我們要認識到雖然發(fā)揮中介作用最強的是綠色消費態(tài)度，但綠色教育的直接作用對象最主要的仍然是綠色素養(yǎng)。

(三)正式和非正式綠色教育

我們進一步區(qū)分正式和非正式綠色教育對消費者綠色消費意愿的影響。由于PROCESS工具包無法直接對兩類教育的不同效應進行比較，我們利用R語言的Lavaan工具包構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型，并采用Bootstrap法抽樣10000次進行參數(shù)估計。表5展現(xiàn)了分析結(jié)果。學校正式綠色教育方面，綠色素養(yǎng)的中介效應顯著，但是綠色消費態(tài)度的中介效應在95%的置信區(qū)間下并不具有統(tǒng)計上的顯著意義(CI[-0.026，0.065]包括0值，p=0.364)，而且綠色教育的直接效應也只是邊際顯著(CI[-0.011，0.134]，p=0.103)，但是“綠色教育→綠色素養(yǎng)→綠色消費態(tài)度→綠色消費意愿”這一鏈式中介效應顯著(CI[0.026，0.091]，p=0.001)，表明正式綠色教育并不能通過提升綠色消費態(tài)度提升綠色消費意愿，但是可以通過提升綠色素養(yǎng)間接提升綠色消費意愿。對于非正式綠色教育，在95%的置信區(qū)間下，所有的效應都顯著。結(jié)果表明，非正式綠色教育不僅能夠分別提升綠色素養(yǎng)和綠色消費態(tài)度增強綠色消費意愿，而且還能夠通過鏈式中介效應產(chǎn)生作用。此外，非正式綠色教育還具有顯著的直接效應(CI[0.116，0.272]，p=0.000)。

進一步比較正式和非正式綠色教育的效應，我們發(fā)現(xiàn)非正式綠色教育對綠色消費意愿的總效應為0.399，而正式綠色教育的總效應只有0.168。非正式綠色教育對綠色消費意愿的影響要顯著高于正式綠色教育(diff=-0.232，CI[-0.381，-0.085])。比較鏈式中介效應，同樣也表現(xiàn)出類似結(jié)果，即綠色素養(yǎng)和綠色消費態(tài)度的鏈式中介效應在非正式綠色教育中表現(xiàn)更加明顯(diff=-0.046，CI[-0.094，-0.003])。由此，我們可以得出，相比正式綠色教育，非正式綠色教育通過潛移默化的作用能對綠色消費行為意愿產(chǎn)生更強的影響。

表5 正式和非正式綠色教育的中介效應檢驗

五、結(jié)論和啟示

(一)主要結(jié)論

本研究探討了綠色教育與綠色消費意愿之間的關系。雖然也有研究關注這兩者之間的關系，但是一方面是基于西方情境，另一方面研究的結(jié)論也并不一致。比如 Velasco-Martínez等[14]就發(fā)現(xiàn)雖然學生接受了更多的綠色教育，但是他們卻并沒有表現(xiàn)出比接受了更少綠色教育的學生有更高的綠色消費模式(如不使用一次性垃圾袋或降低對過度包裝商品的消費)。而我們以中國消費者為研究對象，發(fā)現(xiàn)我國的綠色教育對消費者的綠色消費意愿產(chǎn)生正向的促進作用。雖然Tsai和Tsai[3]指出，在考慮經(jīng)濟的情況下，行為可能與認知和情感不一樣。但我們研究發(fā)現(xiàn)，消費者即使面對更高的價格和不方便，但因為接受了綠色教育，所以仍表現(xiàn)出較強的綠色消費意愿。

我們的研究還發(fā)現(xiàn)綠色教育發(fā)揮作用的主要機制。綠色教育不僅直接作用于綠色消費意愿，而且通過綠色素養(yǎng)和綠色消費態(tài)度產(chǎn)生間接作用。相比綠色消費態(tài)度，綠色教育對綠色素養(yǎng)有更強的影響。但是綠色消費態(tài)度對綠色消費意愿的影響要明顯高于綠色素養(yǎng)?？傮w看，通過檢驗多重中介效應，我們發(fā)現(xiàn)綠色消費態(tài)度的中介效應要顯著高于綠色素養(yǎng)的中介效應。這意味著綠色教育如果要對消費者綠色意愿產(chǎn)生影響，最主要是提升消費者對綠色消費的正向態(tài)度。

除了多重中介效應外，更重要的是我們研究發(fā)現(xiàn)了綠色素養(yǎng)和綠色消費態(tài)度的鏈式中介效應。推行綠色教育，提升綠色素養(yǎng)，再促進對綠色消費的特定態(tài)度，最后增強消費意愿，這一鏈式反應模式體現(xiàn)了綠色教育發(fā)揮作用的另一條重要機制。雖然綠色教育對綠色消費態(tài)度的影響稍弱，但是仍可以通過提升綠色素養(yǎng)促進綠色消費態(tài)度的轉(zhuǎn)變。這與Chang等人[13]的研究結(jié)論基本上是一致的。只是他們的研究更多是關注環(huán)境的知識，而我們則從更廣的維度去探討消費者的綜合綠色素養(yǎng)。我們的研究表明消費者只要是對環(huán)保有更深入的認識和理解，那就會對綠色消費有更好的態(tài)度，從而產(chǎn)生更高的消費意愿。

最后，我們區(qū)分了正式綠色教育和非正式綠色教育。雖然兩者都有助于提升消費者綠色消費意愿，但是非正式教育的影響顯著高于正式教育。有觀點認為正式教育具有懲戒性，而且是嚴格按照法律或制度而非基于學生需求進行設計，因此難以激發(fā)學生的興趣和真正發(fā)揮激勵學生的作用[52]。雖然這有過度夸大正式教育缺點的嫌疑，但相比正式教育，非正式教育不僅更加靈活，而且具有更好的認知和情感作用，從而有助于產(chǎn)生更好的激勵效果。此外，我們還發(fā)現(xiàn)正式教育無法直接對消費者的綠色消費態(tài)度產(chǎn)生作用，而只能通過綠色素養(yǎng)間接對綠色消費態(tài)度產(chǎn)生影響，從而作用于綠色消費意愿。這可能是與學校綠色教育中有關綠色消費教育的相對不足有關。

(二)管理啟示

我們的研究發(fā)現(xiàn)綠色教育在促進綠色消費方面起到了至關重要的作用。從1973年我國頒布《關于保護和改善環(huán)境的若干規(guī)定》第一次提出有關環(huán)境保護教育的設想開始，我國的綠色教育已經(jīng)走過了將近50年。我國的綠色教育從零星走向系統(tǒng)，從獨立設置課程走向全面融入，在驅(qū)動人們提升綠色理念、轉(zhuǎn)變綠色行為方面起到了積極作用。我們的研究也驗證了這一點。但是我們也發(fā)現(xiàn)正式綠色教育的效應要低于非正式綠色教育，尤其是正式綠色教育并沒有直接作用于消費者對綠色消費的態(tài)度。因此，一方面，學校應該全面加強綠色教育，不斷提升學生的綠色素養(yǎng)。尤其是在思政教育全面融入課程育人的背景下，綠色教育應該作為重要組成部分起到學生綠色價值塑造的作用。另一方面，要將綠色消費和可持續(xù)性消費理念積極融入綠色教育[19]。學校教育不僅要傳遞一般的環(huán)保知識和理念，還要增強學生對于消費和環(huán)境關系的理解，推進學生改變消費模式。

在促進綠色消費方面，非正式教育發(fā)揮了重要作用。非正式教育作為正式教育的重要補充，形式更加多樣、靈活，能夠更好地增強教育的效果。因此，各社會組織應該積極發(fā)揮環(huán)保宣傳的作用，既可以通過各類媒體(傳統(tǒng)的電視、廣播、報紙，新時代的微博、抖音、微信等平臺)展開形式多樣的綠色教育活動，尤其是積極探索“互聯(lián)網(wǎng)+教育”發(fā)展新模式[53]，也可以發(fā)起各類環(huán)保參與活動，提升人們的環(huán)保融入感。雖然有觀點認為非正式教育也要規(guī)范化、制度化，但是作為一項融入人們?nèi)粘Ｉ畹慕逃顒樱G色教育在規(guī)范化情況下，還需要更多的碎片化，注重以點滴教育產(chǎn)生水滴石穿的效果，要強調(diào)“春風化雨”“潤物無聲”地發(fā)揮非正式教育的作用。正式綠色教育與非正式綠色教育要共同協(xié)作發(fā)揮作用，提升人們的環(huán)保素養(yǎng)，促進綠色消費。

在促進綠色消費過程中，企業(yè)應該發(fā)揮積極作用。有關產(chǎn)品的知識能夠積極影響消費者的購買意愿。一旦消費者積累了更多關于綠色產(chǎn)品的信息并對其有了更多的體驗，他們就會對消費產(chǎn)生積極的看法和態(tài)度，從而產(chǎn)生強烈的購買意愿[40]。因此，企業(yè)應該積極推進綠色營銷，增強消費者對于綠色消費的了解和興趣。

(三)不足和未來研究方向

本研究雖然揭示了綠色教育與消費意愿的關系，并證實了綠色教育的作用機理，但仍有以下不足，值得未來進一步研究。第一，我們研究了綠色教育對綠色消費意愿的影響，雖然意愿是影響行為的最主要因素之一，但是意愿并不總是意味著會付諸實踐，因此我們還需要進一步關注消費者的實際綠色消費行為。第二，我們研究的產(chǎn)品是綠色酒店，對綠色酒店的消費意愿并不能完全反映消費者的綠色消費意向。未來的研究中，我們可以引入更多的綠色產(chǎn)品，比如新能源汽車、低能耗家電、環(huán)保袋等，更綜合地評價消費者的綠色消費意愿。第三，本研究只是考慮了綠色素養(yǎng)和綠色消費態(tài)度的中介效應，并沒有考慮其他可能影響綠色消費意愿的因素，比如TPB理論中提出的主觀規(guī)范和感知行為控制力等。未來可以結(jié)合TPB、VBN等理論更全面地考慮綠色教育發(fā)揮作用的機制。第四，綠色教育對消費者綠色消費意愿的影響可能會受到人口統(tǒng)計特征或其他要素的調(diào)節(jié)，探討不同情境下綠色教育的不同作用具有重要價值。