基于ELM理論的綠色消費多維整合模型構(gòu)建與實態(tài)檢驗 *

● 盛光華 戴佳彤 解 芳

(1，2 吉林大學(xué)商學(xué)院 長春 130012； 3 南京財經(jīng)大學(xué)營銷與物流管理學(xué)院 南京 210023)

1.引言

改革開放以來我國經(jīng)濟飛速發(fā)展，隨之而來的環(huán)境問題已經(jīng)上升為國家戰(zhàn)略層面的問題?！叭伺c自然是生命共同體，人類必須尊重自然、順應(yīng)自然、保護自然”，因此，建設(shè)生態(tài)文明，是關(guān)系人民福祉、關(guān)乎民族未來的千年大計，是努力建設(shè)美麗中國、實現(xiàn)中華民族永續(xù)發(fā)展、走向社會主義生態(tài)文明新時代的必經(jīng)之路。在大力開展生態(tài)文明建設(shè)的偉大時代背景下，綠色消費作為一種以保護生態(tài)為特征的新型消費，是綠色發(fā)展的實現(xiàn)機制之一，是優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和消費結(jié)構(gòu)的重要動因，更是大眾消費模式轉(zhuǎn)型的民意所在和必然選擇。由于綠色消費是通過消費者的綠色購買來實現(xiàn)與完成，所以如何推動消費者綠色購買不僅是生態(tài)文明和美麗中國建設(shè)的現(xiàn)實需要，也是消費者行為理論必須回答和解釋的問題。

目前理論界對于綠色購買行為的研究已經(jīng)取得了豐碩的成果，研究的聚焦點主要是探討和挖掘影響消費者綠色購買行為的因素，主要包括消費者自身因素，如收入、婚姻狀況、性別、受教育水平等自身客觀因素(白光林和萬晨陽，2012)和價值觀、個人規(guī)范、道德水平、環(huán)境知識、環(huán)境態(tài)度等行為心理因素(Stern，Dietz，Abel，et al.，1999；Ajzen，1991；Maichum，Parichatnon，& Peng，2016；盛光華，葛萬達和岳蓓蓓，2018)，以及外部因素，如媒體、政府和企業(yè)的影響(Chan，2001；Zukin & Maguire，2004；盛光華和林政男，2018)，為認(rèn)識和了解消費者綠色行為、破解消費者的消費密碼提供了理論支持。但是，以往的研究通常都是從單一維度出發(fā)，探究某一個或幾個變量對綠色購買行為的影響機制，沒有綜合考慮多個維度的共同作用。消費者制定購買決策的第一步就是接收信息并進行信息處理，通過信息加工處理形成對產(chǎn)品的認(rèn)知并產(chǎn)生購買意愿。因此，本研究基于ELM理論(Petty，Cacioppo & Schumann，1983)，從多維角度出發(fā)，引入綠色產(chǎn)品類型、綠色廣告訴求以及消費者印象管理動機三個變量，通過分析消費者的一致性需求和處理加工信息的動機，判斷消費者是通過中心路徑還是邊緣路徑處理加工信息，進而探究消費者購買決策制定過程中各個維度對綠色購買意愿的直接作用及交互作用。為此，本研究試圖建立一個基于綠色產(chǎn)品類型(利己/利他)、綠色廣告訴求(理性/感性)、消費者印象管理動機(強/弱)的綠色消費多維整合模型，通過設(shè)計的三個實驗，來驗證綠色產(chǎn)品的利己型和利他型維度對綠色購買意愿產(chǎn)生的不同影響，綠色廣告訴求的理性和感性維度對綠色購買意愿產(chǎn)生的不同影響，印象管理動機強和弱兩個維度對綠色購買意愿的不同影響，以及各個維度之間的交互作用對綠色購買意愿產(chǎn)生的不同影響，以期更加全面深入地探究影響消費者綠色購買的因素，為我國消費模式綠色化轉(zhuǎn)型提供實踐指導(dǎo)和理論依據(jù)。

2.理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

2.1 精細(xì)加工理論

精細(xì)加工理論又稱為精細(xì)加工模型或詳盡可能性模型(Elaboration Likelihood Model，ELM)(Petty，Cacioppo & Schumann，1983)，是研究消費者廣告信息處理中最有影響力的理論模型。該理論認(rèn)為，消費者對廣告信息的加工處理與態(tài)度形成是經(jīng)由兩條途徑進行的，分別是中心路徑與邊緣路徑。中心路徑是指消費者有意識地對廣告信息進行認(rèn)真思考和邏輯推理，在綜合考慮過產(chǎn)品的優(yōu)缺點、性能、特點后形成對產(chǎn)品的態(tài)度；邊緣路徑是指消費者態(tài)度的形成與改變不是基于對廣告信息的精細(xì)加工或?qū)Ξa(chǎn)品知識的認(rèn)真思考，而是受消費者的情緒、直觀感覺與其他積極或消極的邊緣線索的影響(Petty，Cacioppo & Schumann，1983；Mosler & Martens，2008；Petty & Wegener，1999)。相對于邊緣路徑，中心路徑對消費者購買意愿與行為更具有預(yù)測性。找到消費者從哪條路徑進行信息加工處理，對于廣告策劃的成功與否是至關(guān)重要的。為了更好地在消費和廣告領(lǐng)域應(yīng)用精細(xì)加工理論，確定消費者通過哪條路徑進行信息加工，國內(nèi)外很多專家在精細(xì)加工理論的基礎(chǔ)上開展了更加深入的研究。

MacInnis和Jaworski(1989)認(rèn)為影響消費者通過何種路徑進行信息加工處理的主要因素是MAO心理指標(biāo)，即動機(motivation)-能力(ability)-機會(opportunity)(Macinnis，Jaworski & Institute，1989)。動機是指消費者在接觸到產(chǎn)品廣告時是否想對廣告中的信息進行加工，動機的產(chǎn)生取決于產(chǎn)品本身及廣告信息是否滿足消費者的需求。能力指的是消費者加工處理廣告信息的能力。能力的缺乏可能源于個體本身技能限制或信息模糊等外在因素，缺乏能力可能導(dǎo)致消費者不去解讀信息或無法正確解讀信息。機會反映了消費者接受廣告信息時環(huán)境對信息處理的有利程度，廣告中的不相干因素和廣告信息的數(shù)量、類型、重復(fù)率等都會影響信息加工的機會(Petty & Wegener，1999；Macinnis，Jaworski & Institute，1989)。當(dāng)動機、能力、機會三者的水平都較高時，消費者才會有較大可能性通過中心路徑進行信息處理，這時包含清晰產(chǎn)品信息的理性廣告訴求將會起到更大的作用；當(dāng)缺乏處理信息的動機、能力或機會時，消費者將趨向通過邊緣路徑處理信息，這時感性廣告訴求能夠通過一些邊緣線索引起消費者情感上的共鳴，起到更好的效果(Petty & Wegener，1999；Macinnis，Jaworski & Institute，1989；王懷明和陳毅文，1999)。

在精細(xì)加工模型的基礎(chǔ)上，Johar和Sirgy(1991)認(rèn)為消費者的功能一致性和自我一致性決定了消費者通過哪條路徑處理信息。功能一致性是指廣告信息和產(chǎn)品信息與消費者對產(chǎn)品功能的期望需求相一致，自我一致性是指產(chǎn)品品牌傳遞出的價值形象與消費者的自我形象和諧一致(Johar & Sirgy，1991；Aguirrerodriguez，Bosnjak & Sirgy，2012)。當(dāng)消費者注重功能一致性時，需要通過廣告中的信息了解產(chǎn)品功能，因此產(chǎn)生處理信息的動機，在同時具備能力與機會時，MAO水平較高，消費者通過中心路徑處理信息，此時理性廣告訴求更加有效；當(dāng)消費者更注重自我一致性時，會缺乏加工煩瑣信息的動機，希望通過簡單的氛圍烘托了解產(chǎn)品的形象價值，達到情感上的共鳴，由于處理信息動機的缺乏，消費者將通過邊緣路徑加工信息，此時感性廣告訴求能更好地發(fā)揮作用(王懷明和陳毅文，1999)。

2.2 綠色產(chǎn)品類型與綠色購買意愿

由于我國還沒有對綠色產(chǎn)品給出明確定義，只是提出要“逐步將目前分頭設(shè)立的環(huán)保、節(jié)能、節(jié)水、循環(huán)、低碳、再生、有機等產(chǎn)品統(tǒng)一整合為綠色產(chǎn)品”(盛光華，解芳和曲紀(jì)同，2017)。所以，綠色產(chǎn)品也可以理解為在生產(chǎn)、使用和處理過程中既有利于生態(tài)環(huán)境的可持續(xù)發(fā)展，也有利于人類身體健康。可見綠色產(chǎn)品的綠色價值屬性既包含對環(huán)境的利益，如減少污染和節(jié)約資源等，也包含對消費者自身的利益，如保護健康和節(jié)省開支等。消費者在購買綠色產(chǎn)品時可能會更傾向于獲得其中某一方面的利益，黎建新(2007)根據(jù)綠色產(chǎn)品的綠色價值屬性和消費者的購買動機，將綠色產(chǎn)品分為自利型綠色產(chǎn)品和利他型綠色產(chǎn)品(黎建新，2007)。自利型綠色產(chǎn)品是指自身屬性和價值表達傾向于消費者自身利益的產(chǎn)品，盡管自利型綠色產(chǎn)品也具有一定的外部環(huán)境效益，有利于保護環(huán)境，但消費者做出購買決策的動機主要是利己，如基于保護健康、節(jié)省開支等角度考慮。利他型綠色產(chǎn)品是指那些主要強調(diào)環(huán)保屬性的產(chǎn)品，消費者做出購買決策的主要目的是保護環(huán)境。本研究采用黎建新的綠色產(chǎn)品分類方法，將綠色產(chǎn)品類型分為利己型綠色產(chǎn)品和利他型綠色產(chǎn)品。利己型綠色產(chǎn)品是產(chǎn)品屬性和價值表達傾向于消費者自身利益的綠色產(chǎn)品。利他型綠色產(chǎn)品是產(chǎn)品屬性和價值表達傾向于環(huán)保效益的綠色產(chǎn)品。

心理學(xué)中將意愿定義為個人從事某特定行為的主觀概念，目前通常用購買意愿來衡量消費者購買某項產(chǎn)品或服務(wù)的可能性(左文明，王旭和樊償，2014)。計劃行為理論認(rèn)為，意愿是行為的基礎(chǔ)，消費者只有產(chǎn)生了購買意愿才會做出購買行為。然而，目前學(xué)術(shù)界對綠色購買意愿沒有一個統(tǒng)一的定義，一般認(rèn)為綠色購買意愿是指消費者愿意購買綠色產(chǎn)品和服務(wù)的傾向以及愿意為此付出的努力(盛光華，解芳和曲紀(jì)同，2017；Srivastava，2007)。在以往關(guān)于消費者綠色產(chǎn)品購買意愿的研究中，基本是從一般意義上來研究綠色產(chǎn)品，并沒有對其進行區(qū)分，然而不同類型的綠色產(chǎn)品對消費者的購買動機和意愿的影響方式是不同的(黎建新，劉洪深和宋明菁，2014)。根據(jù)ELM理論，由于利己型綠色產(chǎn)品的核心屬性是保護健康、節(jié)省成本等利己屬性，滿足的是消費者的功能一致性需求，所以消費者通常是通過中心路徑加工信息；由于利他型綠色產(chǎn)品的核心屬性是保護自然環(huán)境、節(jié)約資源等利他屬性，滿足的是消費者的自我一致性需求，所以消費者通常是通過邊緣路徑加工信息(Petty，Cacioppo & Schumann，1983；王懷明和陳毅文，1999)。已有研究證明，中心路徑引起的消費者購買意愿將大于邊緣路徑，所以消費者對利己型綠色產(chǎn)品將產(chǎn)生更大的綠色購買意愿(Johar & Sirgy，1991；熊小明，黃靜和郭昱瑯，2015；陳凱和肖蘭，2016)。同樣，理性人假說也認(rèn)為，作為經(jīng)濟決策的主體都是充滿理智的，主體追求的唯一目標(biāo)是自身利益最大化，因此，消費者在進行綠色產(chǎn)品選擇時，可能會先從自身利益出發(fā)而選擇利己型綠色產(chǎn)品(熊小明，黃靜和郭昱瑯，2015；陳凱和肖蘭，2016)?；谝陨戏治觯疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

H1：相對于利他型綠色產(chǎn)品，消費者對利己型綠色產(chǎn)品的綠色購買意愿更大。

2.3 綠色廣告訴求與綠色購買意愿

廣告是企業(yè)在激烈的競爭市場中獲得競爭優(yōu)勢的手段之一(王懷明和陳毅文，1999；Belch & Belch，1995；郭國慶，周健明和鄧詩鑒，2015)。商家在進行廣告宣傳時為了激發(fā)消費者的興趣，會在廣告中增加一些心理動力，也就是廣告訴求(黎建新，劉洪深和宋明菁，2014)。根據(jù)廣告強調(diào)的信息類型不同，學(xué)術(shù)界普遍將廣告訴求分為理性訴求和感性訴求。理性訴求通過客觀的描述，強調(diào)產(chǎn)品的質(zhì)量、功能、可靠性等實際使用價值，滿足消費者對產(chǎn)品功能的需求使消費者產(chǎn)生購買意愿；感性訴求主要與消費者的情緒、情感相聯(lián)系，通過激發(fā)消費者正面或負(fù)面的情緒，達到激發(fā)消費者購買意愿的目的(黎建新，劉洪深和宋明菁，2014；郭國慶，周健明和鄧詩鑒，2015；毛振福，余偉萍和李雨軒，2017；黎光明，王幸君，蔣歡等，2015)。

對于綠色廣告，理性訴求更強調(diào)產(chǎn)品的環(huán)保屬性和健康屬性，通過直觀的信息陳述來與消費者的功能需求相契合，消費者在處理理性訴求信息時通常會選擇中心路徑；而感性訴求通過渲染健康和環(huán)境保護的情境，與消費者建立情感上的共鳴，使產(chǎn)品形象與消費者的自我形象契合(黎光明，王幸君，蔣歡等，2015)，消費者在處理感性訴求信息時通常會選擇邊緣路徑。如前所述，因為中心路徑引起的消費者購買意愿將大于邊緣路徑，所以理性訴求對購買意愿的影響將大于感性訴求。基于以上分析，本文提出以下假設(shè)：

H2：相比于感性廣告訴求，理性廣告訴求更能激發(fā)消費者的綠色購買意愿。

2.4 綠色產(chǎn)品類型與綠色廣告訴求的交互作用

不同的廣告訴求會對消費者產(chǎn)生不同的效果，但這種效果對于不同類型的產(chǎn)品是有差異的(李銳和王衛(wèi)紅，2001)。郭國慶等(2015)認(rèn)為，當(dāng)產(chǎn)品是實用型產(chǎn)品時，理性訴求的效果更好，當(dāng)產(chǎn)品是享樂型產(chǎn)品時，感性訴求的效果更好(郭國慶，周健明和鄧詩鑒，2015)。黎建新等(2014)也認(rèn)為，不能簡單地評價哪種廣告訴求方式帶來的廣告效果更好，還應(yīng)該考慮綠色產(chǎn)品類型與廣告訴求的交互作用，并證明了對于自利型綠色產(chǎn)品，理性訴求和感性訴求對購買意愿的影響有顯著差異，相對于感性訴求，理性訴求帶來的效果更佳；對于利他型綠色產(chǎn)品，兩者的差異并不顯著(黎建新，劉洪深和宋明菁，2014)。對于利己型綠色產(chǎn)品來說，消費者更想知道綠色產(chǎn)品具備怎樣的功能，能夠給自身帶來怎樣的實質(zhì)性利益，更注重追求產(chǎn)品的功能一致性，因此理性訴求要比感性訴求的效果更好；而消費者在購買利他型綠色產(chǎn)品時，既有受自身環(huán)境價值觀的驅(qū)使來積極進行環(huán)保行為的需求，又有想要通過購買利他型綠色產(chǎn)品來展示自己是一個環(huán)保人士的需求。因此，消費者在購買利他型綠色產(chǎn)品時，不僅需要了解產(chǎn)品的環(huán)保屬性，追求綠色產(chǎn)品的功能一致性，而且還需要產(chǎn)品形象與自身形象相契合，追求綠色產(chǎn)品的自我一致性。在這種情況下，難以斷定消費者是通過中心路徑還是邊緣路徑處理信息，所以理性訴求和感性訴求對消費者產(chǎn)生的效果可能不會有明顯的差異?；谝陨戏治觯疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

H3：綠色產(chǎn)品類型和綠色廣告訴求對綠色購買意愿的影響存在交互作用。

H3a：在利己型綠色產(chǎn)品情境下，相對于感性廣告訴求，理性廣告訴求對消費者綠色購買意愿的影響更顯著；

H3b：在利他型綠色產(chǎn)品情境下，感性廣告訴求和理性廣告訴求對消費者綠色購買意愿影響的差異不大。

2.5 印象管理動機的調(diào)節(jié)作用

印象管理(Impression Management)是個體試圖控制他人對自己形成的印象的過程(劉娟娟，2006)。個體想要進行印象管理的愿望，稱之為印象管理動機(White & Peloza，2009)。人們都有想要給別人留下好印象的動機，只不過不同的人具備的動機的強烈程度不同(Leary & Kowalski，1990)。印象管理動機被廣泛應(yīng)用于行為學(xué)和社會心理學(xué)等領(lǐng)域，通常作為調(diào)節(jié)變量來探究其對某一機制的影響，現(xiàn)有研究也通過實證多次驗證了印象管理動機的調(diào)節(jié)作用，如陳凱(2016)在研究利己和利他廣告訴求對綠色購買意愿的影響時提出，印象管理動機能夠起到調(diào)節(jié)作用，且當(dāng)消費者具有強印象管理動機時，利他廣告訴求對綠色購買意愿的影響更加積極(陳凱和肖蘭，2016)；高日光(2015)在對組織公民行為的研究中認(rèn)為，印象管理動機能夠調(diào)節(jié)親社會動機對組織公民行為的影響(高日光和李勝蘭，2015)；鄧新明(2017)在研究中也提出印象管理動機會在公司評價對消費者購買意愿的影響中起負(fù)向調(diào)節(jié)作用(鄧新明和龍賢義，2017)。

Griskevicius等(2010)認(rèn)為，消費者會通過對購買綠色產(chǎn)品這一行為進行炫耀性展示來建立和維護自己的社會聲譽(Griskevicius，Tybur & Bram，2010)。印象管理動機強的消費者由于更加在乎自己的社會聲譽，會更想通過利他行為和親社會的消費行為來給公眾留下正面積極的印象。對于印象管理動機強的消費者來說，利己型和利他型綠色產(chǎn)品都對他們有著吸引力，他們可能會因為利己型綠色產(chǎn)品滿足他們保護健康或節(jié)能等方面的需求做出購買行為，也可能會因為利他型的購買行為能夠使消費者感到更親近社會，有利于提高給公眾留下的積極印象，從而購買利他型綠色產(chǎn)品；而印象管理動機弱的消費者由于缺乏提高自身社會形象的動機而不會做出利他的購買決策，但是可能會出于保護健康或節(jié)省預(yù)算等目的購買利己型綠色產(chǎn)品。

因此本文認(rèn)為，強印象管理動機會縮小綠色產(chǎn)品類型不同帶來的綠色購買意愿之間的差異；而弱印象管理動機會增大綠色產(chǎn)品類型不同帶來的綠色購買意愿之間的差異，消費者對利己型綠色產(chǎn)品的購買意愿將會遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于利他型綠色產(chǎn)品，即印象管理動機在綠色產(chǎn)品類型對綠色購買意愿的影響中起到調(diào)節(jié)作用。

H4：印象管理動機在綠色產(chǎn)品類型與綠色購買意愿之間起調(diào)節(jié)作用。

雖然印象管理動機對理性、感性廣告訴求效果的影響尚不明確，但是自我監(jiān)控對理性、感性廣告訴求效果的影響已經(jīng)得到了廣泛的驗證。王懷明和陳毅文(1999)證實了自我監(jiān)控會影響理性、感性廣告訴求的效果(王懷明和陳毅文，1999)。Snyder(1995)等學(xué)者研究表明，自我監(jiān)控程度高的消費者對感性訴求的廣告評價較高，對廣告中的產(chǎn)品有更高的購買意愿，而自我監(jiān)控低的消費者對理性訴求的廣告評價較高，對廣告中的產(chǎn)品有更高的購買意愿(Snyder & Debono，1985)。同時，自我監(jiān)控與印象管理動機具有顯著的正相關(guān)關(guān)系(劉娟娟，2006；Rosenfeld，Giacalone & Riordan，1995)。由于自我監(jiān)控會通過影響功能一致性和自我一致性來影響廣告訴求的效果，而印象管理動機也能夠影響消費者的功能一致性和自我一致性需求，因此本文認(rèn)為，印象管理動機也能夠通過影響功能一致性和自我一致性來影響廣告訴求的效果。強印象管理動機的消費者希望通過綠色購買行為來展示自己的親社會形象，會在意產(chǎn)品形象與自我形象是否一致，即具有更大的自我一致性需求，感性訴求則能夠通過滿足消費者的自我一致性來增強消費者的綠色購買意愿，此時理性訴求和感性訴求帶來的綠色購買意愿的差異將會大大減少。對于弱印象管理動機的消費者，相對于自我一致性而言，更在意產(chǎn)品的功能是否滿足其需要，即具有更大的功能一致性需求，理性訴求則能夠通過詳細(xì)描述產(chǎn)品的功能來滿足消費者的功能一致性需求，進而增強消費者的綠色購買意愿，此時理性訴求和感性訴求帶來的綠色購買意愿之間的差異將會大大增加?；谝陨戏治?，本文提出如下假設(shè)：

H5：印象管理動機在綠色廣告訴求與綠色購買意愿之間起調(diào)節(jié)作用。

當(dāng)消費者印象管理動機較弱時，消費者缺乏通過利他性的購買行為來影響他人對自己的印象的動機，亦不具有較強的自我一致性需求，因此對利他型綠色產(chǎn)品的購買意愿較低，但消費者具有較強的功能一致性需求，因此會更加關(guān)注利己型綠色產(chǎn)品的利己功能。同時，理性廣告訴求能通過滿足功能一致性需求來進一步提高消費者對利己型綠色產(chǎn)品的購買意愿，消費者對利己型綠色產(chǎn)品的購買意愿將遠(yuǎn)大于對利他型綠色產(chǎn)品的購買意愿；反之，如果使用感性廣告訴求，消費者將不能清晰地獲取利己型綠色產(chǎn)品的功能型信息，從而不會產(chǎn)生較高的購買意愿，縮小了消費者對利己型綠色產(chǎn)品和利他型綠色產(chǎn)品的購買意愿之間的差異。

當(dāng)消費者具有較強的印象管理動機時，消費者具有通過利他性購買行為來顯示其親環(huán)境和親社會形象的動機，在強印象管理動機的驅(qū)使下不僅愿意購買利他型綠色產(chǎn)品，同時也會出于自利動機購買利己型綠色產(chǎn)品。由于消費者對兩種綠色產(chǎn)品都具有較高的購買意愿，因此無論使用哪種廣告訴求，利己型和利他型綠色產(chǎn)品的購買意愿都不會有顯著的差異?；谝陨戏治觯疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

H6：印象管理動機在綠色產(chǎn)品類型與廣告訴求的交互作用對綠色購買意愿的影響中存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。

本文的研究框架見圖1。

圖1 研究框架

3.研究方法

3.1 實驗1

實驗1的目的是驗證綠色產(chǎn)品類型的主效應(yīng)與印象管理動機的調(diào)節(jié)作用，即驗證假設(shè)H1和假設(shè)H4。

3.1.1 實驗過程

實驗1為2(綠色產(chǎn)品類型：利己型綠色產(chǎn)品vs.利他型綠色產(chǎn)品)×2(印象管理動機：高vs.低)的組間設(shè)計。確定實驗產(chǎn)品。本研究整理了熊小明等(2015)、陳凱和肖蘭(2016)、楊德鋒(2017)等學(xué)者在實驗中用到的綠色產(chǎn)品，并對東北某高校商學(xué)院長期從事綠色消費研究的10名專業(yè)人員進行了小組訪談，最后選取濃縮洗衣液為實驗產(chǎn)品。編寫實驗材料。利己型綠色產(chǎn)品實驗材料為“該款濃縮洗衣液采用純天然原材料制作，使用表面活性劑成分，去污能力強且用量少，低泡沫易漂洗，節(jié)水又節(jié)電，不傷衣服不傷手，使用過程更高效”。利他型綠色產(chǎn)品實驗材料為“該款濃縮洗衣液采用純天然原材料制作，使用表面活性劑成分替代污染環(huán)境的無機助劑，低泡沫易漂洗，可有效減少能源和資源的消耗，無污染更環(huán)保”。對印象管理動機的實驗操縱采用情境喚起法，參照Fan等(2016)、Dibb-Smith和Brindal(2017)的實驗研究范式，請高印象管理動機組的被試想象自己要和朋友一同去超市購買洗衣液的情境，低印象管理動機組的被試想象自己要獨自一人去超市購買洗衣液的情境。

本研究在某大型國企中招募了154名具有居家生活經(jīng)驗的員工作為被試，要求被試在實驗室集中參與本次實驗，被試完成試驗后將得到價值8元的純棉手絹作為獎勵。將被試隨機分為A、B、C、D四組，其中，A組為利己型綠色產(chǎn)品高印象管理動機組，B組為利己型綠色產(chǎn)品低印象管理動機組，C組為利他型綠色產(chǎn)品高印象管理動機組，D組為利他型綠色產(chǎn)品低印象管理動機組。請每組被試閱讀相應(yīng)的實驗材料，為了保證每個被試都認(rèn)真地閱讀了實驗材料，要求被試在閱讀材料后寫下自己得到的關(guān)于該濃縮洗衣液的關(guān)鍵信息。然后，為了檢驗印象管理動機的操縱是否成功，請被試填寫印象管理動機7點李克特量表(吳波等，2014)。最后，請被試填寫綠色購買意愿7點李克特量表(盛光華等，2019)和個人基本資料。

3.1.2 結(jié)果分析

首先，檢驗量表的信度。綠色購買意愿的Cronbach’sα系數(shù)為0.909，印象管理動機的Cronbach’sα系數(shù)為0.848，均達到可接受標(biāo)準(zhǔn)。

其次，檢驗印象管理動機操縱的有效性。對高印象管理動機組和低印象管理動機組進行獨立樣本t檢驗，結(jié)果顯示，高印象管理動機組均值(M高=5.773)顯著高于低印象管理動機組(M低=4.135)，t=7.037，p<0.001，說明印象管理動機操縱成功。

再次，檢驗綠色產(chǎn)品類型的主效應(yīng)。采用單因素ANOVA分析綠色產(chǎn)品類型對綠色購買意愿的影響。結(jié)果表明：綠色產(chǎn)品類型的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)(1，154)=48.228，p<0.001，驗證了本研究的假設(shè)H1，即相對于利他型綠色產(chǎn)品，消費者對利己型綠色產(chǎn)品的綠色購買意愿更大。

最后，檢驗印象管理動機的調(diào)節(jié)作用。采用雙因素ANOVA分析綠色產(chǎn)品類型與印象管理動機的交互作用對綠色購買意愿的影響。結(jié)果表明，綠色產(chǎn)品類型與印象管理動機對綠色購買意愿存在交互作用，F(xiàn)(1，154)=53.474，p<0.001(見圖2)。進一步的分析表明，當(dāng)印象管理動機較弱時，相較于利他型綠色產(chǎn)品，消費者更愿意購買利己型綠色產(chǎn)品，F(xiàn)(1，154)=92.54，p<0.001。當(dāng)印象管理動機較強時，消費者對利己型綠色產(chǎn)品和利他型綠色產(chǎn)品的綠色購買意愿無差異，F(xiàn)=1.29，p=0.259。由此驗證了本研究的假設(shè)H4，即印象管理動機在綠色產(chǎn)品類型與綠色購買意愿之間起調(diào)節(jié)作用。

圖2 印象管理動機和綠色產(chǎn)品類型對綠色購買意愿的交互影響

3.2 實驗2

實驗2的目的是驗證綠色廣告訴求的主效應(yīng)與印象管理動機的調(diào)節(jié)作用，即驗證假設(shè)H2和假設(shè)H5。

3.2.1 實驗過程

實驗2采用了2(廣告訴求：理性vs.感性)×2(印象管理動機：高vs.低)的組間設(shè)計。實驗2采用與實驗1相同的方法選擇實驗產(chǎn)品，最后確定了綠色大米作為實驗產(chǎn)品，并以市場上現(xiàn)有綠色大米的廣告語為基礎(chǔ)，征詢東北某高校廣告專業(yè)的專家意見，按照理性訴求和感性訴求分別撰寫了綠色大米的理性廣告和感性廣告。理性廣告的材料強調(diào)的是“優(yōu)質(zhì)環(huán)境種植，山泉水灌溉；農(nóng)家肥滋養(yǎng)，誘蟲燈除蟲；具有礦物質(zhì)含量的質(zhì)檢報告和國家有機認(rèn)證”。感性廣告的材料強調(diào)的是“綠色種植，收獲營養(yǎng)；天然無公害，健康永相伴；國家認(rèn)證的有機大米給您和家人一份健康保證”。與實驗1相同，本次實驗對印象管理動機的實驗操縱同樣采用情境喚起法，參照Hamerman等(2017)使用社會情境操縱印象管理動機的實驗研究范式，高印象管理動機組的被試設(shè)想的情境是“你要和一群人一起去超市購買大米，這些人你不是很了解，但你想要給他們留下好印象，讓他們喜歡你”。低印象管理動機組的被試設(shè)想的情境是“你與一群認(rèn)識并熟悉多年的朋友一起去超市購買大米，這些人讓你感到很放松，他們也很喜歡你，你可以完全做你自己”。

本研究邀請了長春地區(qū)152名具有生活購物經(jīng)驗的居民作為被試，被試完成實驗后將獲得8元的現(xiàn)金獎勵。首先將被試隨機分為A、B、C、D四組，其中，A組為理性廣告訴求高印象管理動機組，B組為理性廣告訴求低印象管理動機組，C組為感性廣告訴求高印象管理動機組，D組為感性廣告訴求低印象管理動機組。請每組被試閱讀相應(yīng)的實驗材料，并寫出該綠色大米的關(guān)鍵信息。與實驗1相同，請被試填寫印象管理動機和綠色購買意愿的7點李克特量表以及個人基本資料。

3.2.2 結(jié)果分析

首先，對量表的信度進行檢驗。綠色購買意愿的Cronbach’sα系數(shù)為0.891，印象管理動機的Cronbach’sα系數(shù)為0.831，均達到可接受標(biāo)準(zhǔn)。

其次，對印象管理動機操縱的有效性進行檢驗。對高印象管理動機組和低印象管理動機組進行獨立樣本t檢驗，結(jié)果顯示，高印象管理動機組均值(M高=5.883)顯著高于低印象管理動機組(M低=4.231)，t=14.462，p<0.001，說明印象管理動機操縱成功。

再次，對廣告訴求的主效應(yīng)進行檢驗。采用單因素ANOVA分析綠色廣告訴求對綠色購買意愿的影響。結(jié)果顯示：綠色廣告訴求的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)(1，152)=16.954，p<0.001，驗證了本研究的假設(shè)H2，即相對于感性廣告訴求，理性廣告訴求更能激發(fā)消費者的綠色購買意愿。

最后，對印象管理動機的調(diào)節(jié)作用進行檢驗。采用雙因素ANOVA分析綠色廣告訴求與印象管理動機的交互作用對綠色購買意愿的影響。結(jié)果顯示，綠色廣告訴求與印象管理動機對綠色購買意愿存在交互作用，F(xiàn)(1，152)=27.009，p<0.001(見圖3)。進一步分析的結(jié)果顯示，當(dāng)印象管理動機較弱時，相較于感性訴求，理性訴求更能激發(fā)消費者的綠色購買意愿，F(xiàn)(1，152)=40.13，p<0.001。當(dāng)印象管理動機較強時，理性廣告訴求和感性廣告訴求對消費者綠色購買意愿的影響無差異，F(xiàn)<1。由此驗證了本研究的假設(shè)H5，即印象管理動機在綠色廣告訴求與綠色購買意愿之間起調(diào)節(jié)作用。

圖3 印象管理動機和綠色廣告訴求對綠色購買意愿的交互影響

3.3 實驗3

實驗3的目的是驗證綠色產(chǎn)品類型與綠色廣告訴求的交互作用以及印象管理動機對綠色產(chǎn)品類型和廣告訴求交互作用的調(diào)節(jié)作用，即假設(shè)H3和假設(shè)H6。

3.3.1 實驗過程

實驗3采用2(綠色產(chǎn)品類型：利己型vs.利他型)×2(廣告訴求：理性vs.感性)×2(印象管理動機：高vs.低)的組間實驗。實驗3采用與實驗1和實驗2 相同的方法確定了環(huán)保紙抽為實驗產(chǎn)品，并分別撰寫了環(huán)保紙抽的四組實驗材料。利己型綠色產(chǎn)品理性廣告內(nèi)容強調(diào)的是“無殘留不傷皮膚，內(nèi)含‘竹醌’抗菌抑菌，兩次細(xì)化質(zhì)地柔軟”。利己型綠色產(chǎn)品感性廣告內(nèi)容強調(diào)的是“天然純粹備感安心，為你的健康保駕護航，給你帶來觸動心弦般的溫柔呵護”。利他型綠色產(chǎn)品理性廣告內(nèi)容強調(diào)的是“無添加無污染，竹子再生能力強可減少森林砍伐，可自然降解，不產(chǎn)生白色垃圾”。利他型綠色產(chǎn)品感性廣告內(nèi)容強調(diào)的是“追求綠色時尚，擁抱綠色生活，留住綠水青山萬年青?！庇捎谟∠蠊芾韯訖C的強弱是人格因素和情境因素共同作用的結(jié)果(劉娟娟，2006)，消費者人格特質(zhì)的差異是導(dǎo)致印象管理動機不同的根本原因之一。因此，為了提升本研究的外部效度，增強實驗結(jié)果的可推廣性，實驗3使用量表測量被試固有人格特質(zhì)所形成的印象管理動機。

本研究選取281名在校大學(xué)生和研究生作為被試，被試在完成實驗后將獲得5元的現(xiàn)金獎勵。首先將被試隨機分到A、B、C、D四組，A組為利己型綠色產(chǎn)品理性廣告組，B組為利己型綠色產(chǎn)品感性廣告組，C組為利他型綠色產(chǎn)品理性廣告組，D組為利他型綠色產(chǎn)品感性廣告組。請每組被試閱讀相應(yīng)的實驗材料，為了保證每個被試都認(rèn)真地閱讀了實驗材料，我們要求被試在閱讀完實驗材料后寫下該環(huán)保紙抽的關(guān)鍵信息。然后，請被試填寫印象管理動機的7點李克特量表，并按照均值將每組被試分辨為強印象管理動機組與弱印象管理動機組。最后，請被試填寫綠色購買意愿的7點李克特量表和個人基本資料。

3.3.2 結(jié)果分析

首先，對量表的信度進行檢驗。綠色購買意愿的Cronbach’sα系數(shù)為0.909，印象管理動機的Cronbach’sα系數(shù)為0.892，均達到可接受標(biāo)準(zhǔn)0.7。

其次，對綠色產(chǎn)品類型與綠色廣告訴求對綠色購買意愿的交互作用進行檢驗。采用雙因素ANOVA分析綠色產(chǎn)品類型與綠色廣告訴求的交互作用對綠色購買意愿的影響。結(jié)果顯示，綠色產(chǎn)品類型與綠色廣告訴求對綠色購買意愿的影響存在交互作用，F(xiàn)(1，281)=12.546，p<0.001，驗證了本研究的假設(shè)H3(見圖4)。進一步分析的結(jié)果顯示，在利己型綠色產(chǎn)品情境下，相對于感性廣告訴求，理性廣告訴求對消費者綠色購買意愿的影響更顯著，F(xiàn)(1，281)=20.78，p<0.001，驗證了本研究的假設(shè)H3a。在利他型綠色產(chǎn)品情境下，感性廣告訴求和理性廣告訴求對消費者綠色購買意愿影響的差異不大，F(xiàn)(1，281)=1.77，p>0.05，驗證了本研究的假設(shè)H3b。

圖4 綠色產(chǎn)品類型和綠色廣告訴求對綠色購買意愿的交互影響

最后，檢驗印象管理動機在綠色產(chǎn)品類型與廣告訴求的交互作用對綠色購買意愿的影響中存在的調(diào)節(jié)效應(yīng)。將印象管理動機按照均值劃分為強印象管理動機和弱印象管理動機，將高于均值(M=4.93)的被試劃分為強印象管理動機組(Mmean+1SD=6.18)，將低于均值(M=4.93)的被試劃分為弱印象管理動機組(Mmean-1SD=3.67)。采用三因素ANOVA分析印象管理動機在綠色產(chǎn)品類型和廣告訴求的交互作用中的調(diào)節(jié)效應(yīng)，結(jié)果顯示，綠色產(chǎn)品類型、綠色廣告訴求和印象管理動機在對綠色購買意愿的影響中起到三重交互作用，F(xiàn)(1，281)=10.605，p<0.01(見圖5)。進一步的分析顯示，當(dāng)印象管理動機弱時，綠色產(chǎn)品類型與綠色廣告訴求在對綠色購買意愿的影響中起二重交互作用，F(xiàn)(1，281)=21.057，p<0.001。當(dāng)印象管理動機強時，綠色產(chǎn)品類型與綠色廣告訴求在對綠色購買意愿的影響中不存在二重交互作用，F(xiàn)<1。

圖5 印象管理動機在綠色產(chǎn)品類型與廣告訴求的交互作用對綠色購買意愿的影響中存在的調(diào)節(jié)效應(yīng)

4.結(jié)論與啟示

4.1 研究結(jié)論與理論貢獻

本研究基于精細(xì)加工模型，通過設(shè)計的三個實驗對綠色產(chǎn)品類型、綠色廣告訴求以及印象管理動機對消費者的綠色購買意愿的作用機制進行了討論，并得出以下結(jié)論：(1)綠色產(chǎn)品類型對消費者的綠色購買意愿具有顯著影響，且相對于利他型綠色產(chǎn)品，消費者對利己型綠色產(chǎn)品的綠色購買意愿更大；綠色廣告訴求對消費者綠色購買意愿具有顯著影響，且相比于感性廣告訴求，理性廣告訴求更能激發(fā)消費者的綠色購買意愿。(2)綠色產(chǎn)品類型和廣告訴求的交互作用對綠色購買意愿有顯著影響。在利己型綠色產(chǎn)品情境下，相對于感性廣告訴求，理性廣告訴求對消費者綠色購買意愿的影響更顯著；在利他型綠色產(chǎn)品情境下，感性廣告訴求和理性廣告訴求對消費者綠色購買意愿影響的差異不大。(3)印象管理動機在綠色產(chǎn)品類型→綠色購買意愿；綠色廣告訴求→綠色購買意愿；綠色產(chǎn)品類型×綠色廣告訴求→綠色購買意愿三條路徑中存在調(diào)節(jié)作用。在綠色產(chǎn)品類型→綠色購買意愿的路徑中，當(dāng)印象管理動機較弱時，相較于利他型綠色產(chǎn)品，消費者更愿意購買利己型綠色產(chǎn)品；當(dāng)印象管理動機較強時，消費者對利己型綠色產(chǎn)品和利他型綠色產(chǎn)品的綠色購買意愿無差異。在綠色廣告訴求→綠色購買意愿的路徑中，當(dāng)印象管理動機較弱時，相較于感性訴求，理性訴求更能激發(fā)消費者的綠色購買意愿；當(dāng)印象管理動機較強時，理性廣告訴求和感性廣告訴求對消費者綠色購買意愿的影響無差異。在綠色產(chǎn)品類型×綠色廣告訴求→綠色購買意愿的路徑中，當(dāng)印象管理動機弱時，綠色產(chǎn)品類型與綠色廣告訴求在對綠色購買意愿的影響中起交互作用；當(dāng)印象管理動機強時，綠色產(chǎn)品類型與綠色廣告訴求在對綠色購買意愿的影響中不存在交互作用。

本研究的理論貢獻主要是：(1)本研究考察了綠色產(chǎn)品類型與綠色廣告訴求對消費者綠色購買意愿的協(xié)同作用機制，以往研究多是從單一角度來考察綠色產(chǎn)品類型或綠色廣告訴求對綠色購買意愿的影響，本研究在此基礎(chǔ)上進一步研究了兩者之間的交互作用，豐富了綠色產(chǎn)品類型和綠色廣告訴求的作用機制研究。(2)本研究從消費者心理特征角度出發(fā)，引入印象管理動機來分析由消費者印象管理動機水平的差異所導(dǎo)致的綠色產(chǎn)品類型與綠色廣告訴求對綠色購買意愿作用機制的差異，并將印象管理理論引入了綠色消費行為研究領(lǐng)域，構(gòu)建了影響消費者綠色購買行為的多維整合模型，還多層次地探討了消費者綠色購買意愿的形成機制。

4.2 營銷啟示

從本文的研究結(jié)論能夠得到以下營銷啟示：首先，企業(yè)的管理者應(yīng)當(dāng)意識到綠色產(chǎn)品類型和綠色廣告訴求會對消費者的綠色購買意愿產(chǎn)生影響，且利己型綠色產(chǎn)品和理性廣告訴求更能激發(fā)消費者的購買意愿，因此企業(yè)在推廣綠色產(chǎn)品的過程中應(yīng)當(dāng)更多強調(diào)綠色產(chǎn)品為消費者本身帶來的價值，在廣告宣傳中著重強調(diào)綠色產(chǎn)品的質(zhì)量、功能、可靠性等實際使用價值。其次，企業(yè)在綠色產(chǎn)品的營銷策略制定過程中應(yīng)注意將綠色產(chǎn)品類型與廣告訴求相契合。在推廣利己型綠色產(chǎn)品時，消費者會對陳述商品具體屬性信息的理性訴求廣告更加敏感，從而產(chǎn)生更高的購買意愿，因此建議企業(yè)在宣傳利己型綠色產(chǎn)品時應(yīng)盡可能地使用理性廣告訴求。在推廣利他型綠色產(chǎn)品時，消費者既會被產(chǎn)品的具體屬性打動，又會受到氛圍影響，因此企業(yè)在宣傳利他型綠色產(chǎn)品時不能單純地使用理性廣告訴求，在介紹產(chǎn)品屬性時還要加入感性廣告訴求，以進一步激發(fā)消費者的綠色購買意愿。最后，企業(yè)還應(yīng)注意具有不同水平印象管理動機的消費者對綠色產(chǎn)品類型的偏好以及對不同廣告訴求的敏感程度是有差別的。因此，企業(yè)在使用不同的廣告策略時應(yīng)考慮目標(biāo)客戶的印象管理動機水平如何，針對弱印象管理動機的消費者，企業(yè)應(yīng)側(cè)重于使用客觀的描述性信息向消費者推廣有益于其自身的綠色產(chǎn)品；針對強印象管理動機的消費者，企業(yè)應(yīng)采用多樣化的營銷組合策略，注意理性訴求和感性訴求的綜合運用，多角度地宣傳綠色產(chǎn)品的健康、環(huán)保、經(jīng)濟、節(jié)能等屬性。

4.3 研究局限與展望

本研究尚存在以下不足：首先，本研究僅將綠色產(chǎn)品類型劃分為利己型綠色產(chǎn)品和利他型綠色產(chǎn)品，后續(xù)研究可進一步考慮綠色產(chǎn)品的分類問題，尋找其他劃分綠色產(chǎn)品類型的方式。其次，本研究僅從消費者心理特征角度出發(fā)考慮了印象管理動機的調(diào)節(jié)作用，是否還會存在其他外部影響因素，諸如購物環(huán)境、他人是否在場、親朋好友的偏好等，在綠色產(chǎn)品類型和廣告訴求對綠色購買意愿的影響機制中起到調(diào)節(jié)作用，尚需在后續(xù)研究中做進一步的探討。

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