節(jié)能領(lǐng)域的助推干預(yù)效果
--基于現(xiàn)場實驗類研究的薈萃分析

方學(xué)梅 高煜辰 陳 松

一、引言

節(jié)能減排、保護環(huán)境已經(jīng)成為全世界共同關(guān)注的重要話題。公眾作為水、電、燃氣等生活能源消費的主體，其日常用能習(xí)慣中蘊藏著巨大的節(jié)能減排潛力。對此，各國政府采取了眾多措施，意圖推動公眾參與到節(jié)能減排的行動中來。其中普遍采取的干預(yù)手段主要有行政管制(如拉閘限電、斷供暖氣)、經(jīng)濟刺激(如階梯電價)的傳統(tǒng)社會治理方式。諸如此類的傳統(tǒng)干預(yù)手段，往往面臨著高成本、強制性的缺陷，且僅在短期內(nèi)有效，干預(yù)措施一旦停止就會面臨失效的問題。而助推(nudge)這種低成本、非強制的干預(yù)工具的出現(xiàn)，為節(jié)能減排提供了一項新的選擇。

助推不依賴傳統(tǒng)的行政強制或經(jīng)濟激勵的手段，而是在保障個人自由選擇的基礎(chǔ)上，運用簡便、低成本的方式適當(dāng)?shù)馗淖冞x擇架構(gòu)，從而使人們的行為發(fā)生預(yù)期的改變(Thaler &Sunstein，2008)。此種干預(yù)方式遵循了“自由家長主義”理念，既非“胡蘿卜”也非“大棒”，打破了單純的家長制(限制自由)或自由主義(缺乏控制)的局限，提出了社會治理的第三條道路(何貴兵等，2018)。助推也在多國的治理實踐中得到了推廣(Hansen，2018；黃湛冰、劉磊，2020；李燕等，2021)。學(xué)術(shù)界有關(guān)助推在公共管理領(lǐng)域的研究也呈現(xiàn)逐年增加的趨勢(Mertens et al.，2022)，其中節(jié)能環(huán)保領(lǐng)域是助推研究關(guān)注的重點領(lǐng)域之一(何貴兵等，2018)，更是具有“以小撥大”的深遠意義(張書維等，2018)。但是助推干預(yù)的效果存在爭議(Allcott，2011；Sudarshan，2017；Myers &Souza，2020；Byrne et al.，2018)。事實上，已有學(xué)者對助推干預(yù)的效果開展過薈萃分析(Delmas，2013；羋凌云等，2017；Nisa et al.，2019；Buckley，2020；Nemati &Penn，2020)。上述研究對本研究具有重要的參考價值，但也存在以下不足。首先，這些研究領(lǐng)域過于寬泛，涵蓋健康、食品、金融、環(huán)保等多方面，未能聚焦具體的節(jié)能領(lǐng)域。其次，這些研究納入的文獻時間跨度較大，且缺乏近幾年的文獻，而近幾年是全球有關(guān)助推研究的高速發(fā)展期，也是學(xué)術(shù)界對于助推方法爭議最多的幾年。最后，上述研究納入的亞洲樣本較少，其結(jié)果不足以概括全球研究概貌。本文在借鑒上述文獻的基礎(chǔ)上，運用薈萃分析技術(shù)，對2008年至2022年10月發(fā)表的55篇節(jié)水、節(jié)電、節(jié)氣等節(jié)能領(lǐng)域助推干預(yù)的相關(guān)中英文實驗類研究進行分析，系統(tǒng)評價助推對公眾節(jié)能行為的干預(yù)效果。本研究要厘清的兩個問題是：節(jié)水、節(jié)電、節(jié)氣等節(jié)能領(lǐng)域的助推干預(yù)效果如何？哪些潛在變量會對上述領(lǐng)域中助推的效果造成影響？

二、文獻綜述

(一)助推在生活節(jié)能領(lǐng)域的總體干預(yù)效果分析

通過文獻梳理，本研究將節(jié)能領(lǐng)域聚焦于節(jié)約用電、節(jié)約用水、節(jié)約燃氣等方面。助推策略的種類繁多，本文結(jié)合傅鑫媛等(2019)的研究，主要聚焦在節(jié)能領(lǐng)域常見的4種策略：社會規(guī)范、框架效應(yīng)、使用反饋與目標(biāo)設(shè)定。

目前學(xué)術(shù)界有關(guān)助推在節(jié)能領(lǐng)域的應(yīng)用及其干預(yù)效果開展了豐富的研究。對于助推干預(yù)在節(jié)能領(lǐng)域的實際效果這一問題，現(xiàn)有研究結(jié)果之間存在分歧。

有研究支持助推對于改善干預(yù)對象節(jié)能行為的有效性。節(jié)電領(lǐng)域是助推研究較多的領(lǐng)域，獲得的證據(jù)支持也較多。一些研究發(fā)現(xiàn)了明顯的節(jié)電效果。如羋凌云等(2019)對我國居民采取了設(shè)定節(jié)能目標(biāo)并結(jié)合對比反饋(自我對比或他人對比)的干預(yù)方式，有效促進了居民的節(jié)電行為，節(jié)省了約11.86%～14.45%的用電量。Parodi等(2019)對一所大學(xué)的行政人員開展了助推實驗，接受社會規(guī)范的被試在干預(yù)期間和干預(yù)后分別減少了10%和11%的電量消耗。有部分研究發(fā)現(xiàn)了6%～10%的節(jié)電效果(Handgraaf et al.，2013；Nolan et al.，2008；Callery et al.，2021)。還有一些研究則發(fā)現(xiàn)較低的節(jié)電效果。如Costa和Kahn(2013)針對美國的居民進行助推干預(yù)，平均節(jié)約了2.1%的能耗。Kim和Kaemingk(2021)對摩爾多瓦的居民進行社會規(guī)范助推，僅減少了1.7%～2.1%的電量消耗。Allcott(2011)發(fā)現(xiàn)利用信息反饋與社會規(guī)范的干預(yù)方式降低了居民家庭2%的用電量。

助推在節(jié)約用水和節(jié)約燃氣方面的有效性也獲得了證據(jù)支持。Visser等(2021)對南非的105所中小學(xué)進行了使用反饋與社會規(guī)范的助推干預(yù)，這兩種干預(yù)方式分別減少了干預(yù)對象25.60%和15.13%的用水量。Petersen等(2007)的研究發(fā)現(xiàn)，接受能耗反饋的大學(xué)生在兩周內(nèi)共減少了約20500加侖的用水量。Ayres等(2013)的研究也表明，接受使用反饋與社會規(guī)范兩種干預(yù)方式的家庭平均減少了1.2%的月均天然氣用量。

然而，也有研究得出了相反的結(jié)論，認為助推在節(jié)能領(lǐng)域未能體現(xiàn)出良好的干預(yù)效果。Myers和Souza(2020)的研究發(fā)現(xiàn)，社會規(guī)范未能顯著減少大學(xué)生的用電量。Chabé-Ferret等(2019)對法國農(nóng)民進行了使用反饋干預(yù)，研究發(fā)現(xiàn)干預(yù)對象用水量并未顯著減少。Geelen等(2019)的研究也發(fā)現(xiàn)，使用反饋未能顯著減少荷蘭家庭天然氣的消耗量。Byrne等(2018)的研究發(fā)現(xiàn)使用反饋反而增加了家庭的用電量。

上述研究結(jié)果的差異有多方面原因，既有研究對象的原因，也有研究領(lǐng)域、實驗設(shè)計等因素的影響。在深入分析這些結(jié)果存在差異的文獻后，本研究將重點從具體的領(lǐng)域、助推策略、干預(yù)頻率以及干預(yù)時長等因素進行異質(zhì)性分析。

(二)助推效果的異質(zhì)性分析

1.具體的節(jié)能領(lǐng)域

助推干預(yù)效果受到具體領(lǐng)域的影響。節(jié)約燃氣的節(jié)能方式多為調(diào)低取暖器的設(shè)定溫度、減少燃氣設(shè)備的使用頻率等；節(jié)約用電大多采取及時關(guān)閉不常用電器的方法，多為舉手之勞，對原有生活的影響也較??；而節(jié)約用水則需要被試減少洗澡、洗衣、洗菜等清潔活動的次數(shù)或時間，以及用額外的儲水容器進行水資源的重復(fù)利用，操作繁瑣并且會影響生活質(zhì)量(姜海珊、趙衛(wèi)華，2015)。因此，助推干預(yù)的效果可能在節(jié)電、節(jié)水和節(jié)約燃氣等方面存在差異。Delmas等(2013)對節(jié)電領(lǐng)域基于信息干預(yù)的研究進行了薈萃分析，發(fā)現(xiàn)了信息干預(yù)的有效性，但是沒有分析在節(jié)水和節(jié)約燃氣方面的影響。

2.助推策略

在節(jié)水、節(jié)電和節(jié)約燃氣領(lǐng)域常見的助推策略主要有社會規(guī)范、使用反饋、框架效應(yīng)與目標(biāo)設(shè)定4種。

社會規(guī)范助推是通過郵件、宣傳單、短信等方式，定期告知被試與其鄰居或社區(qū)的能耗比較情況，以誘發(fā)其節(jié)能行為。使用反饋常見于通過家庭能耗報告、智能儀表、手機APP等途徑，向干預(yù)對象提供其實際的能耗量?？蚣苄?yīng)是巧用不同的損益框架、計算框架等，描述被試的行為所產(chǎn)生的影響，從而促進人們做出有利于環(huán)境保護的決策(傅鑫媛等，2019)。目標(biāo)設(shè)定策略則是為干預(yù)對象設(shè)定一項節(jié)能目標(biāo)，使其為之努力。

上述4種助推策略各有側(cè)重。社會規(guī)范運用群體壓力和社會認同心理來促進節(jié)能，使用反饋是通過及時反饋的自我增進功能達到節(jié)能目標(biāo)，框架效應(yīng)是通過激發(fā)決策系統(tǒng)中的情緒偏好來促進節(jié)能，目標(biāo)設(shè)定則是通過目標(biāo)激勵的作用來干預(yù)行為。大部分的實驗研究都使用了其中的一種或多種方式。學(xué)界就社會規(guī)范和使用反饋的節(jié)能效果達成了較多共識，而框架效應(yīng)和目標(biāo)設(shè)定的作用則仍存在較大爭議(Trinh et al.，2021；Visser et al.，2021；Cappa et al.，2020；Nolan et al.，2008；Loock et al.，2013；羋凌云等，2019)。

3.干預(yù)時長

經(jīng)整理發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前搜集到的文獻中研究的干預(yù)時長各異，從1個月及以下、1～3個月、3～6個月、6個月～1年、1年以上不等。干預(yù)時長的增加是否會帶來更好的助推成效？是否存在一個最理想的干預(yù)期限？這些問題在學(xué)界仍有一定的爭議。一般認為，較長時間的助推干預(yù)，有利于形成新的節(jié)能習(xí)慣，從而更有可能產(chǎn)生持久的影響。但有學(xué)者指出，這并不能表明長期干預(yù)會比短期干預(yù)節(jié)省更多能源(Schultz et al.，2015；Fischer，2008)。

4.干預(yù)頻率

干預(yù)頻率也可能在一定程度上影響助推的實施效果。就干預(yù)頻率而言，即時反饋更有助于建立行動與影響之間的聯(lián)系，從而提升被試的行動后果意識(王帥，2021)。那么，是否意味著更頻繁地干預(yù)能夠提高節(jié)能助推的效果呢？這方面的研究結(jié)果并不一致。Ayres等(2013)采用了月度報告與季度報告兩種頻率不同的干預(yù)方式，結(jié)果顯示干預(yù)效果沒有顯著區(qū)別。Earnhart和Ferraro(2021)研究顯示，收到月度報告的城市污水處理機構(gòu)的污水排放率降低了11%～14%，收到季度報告的機構(gòu)的污水排放率降低了1%～2%。

當(dāng)前，大多數(shù)的實驗研究都缺乏對干預(yù)頻率影響的獨立分析，少數(shù)研究也未發(fā)現(xiàn)干預(yù)頻率的顯著影響。根據(jù)現(xiàn)有研究，初步將干預(yù)頻率分為實時干預(yù)、每天1次、每周2次、每周1次、每月2次、每月1次、3個月及以上1次、只干預(yù)1次。

綜上，本研究構(gòu)建的理論框架如圖1所示。

圖1 理論框架資料來源：作者自制。

三、數(shù)據(jù)與方法

(一)數(shù)據(jù)收集

1.建立數(shù)據(jù)庫

首先，開展文獻的檢索與篩選工作。在中國知網(wǎng)、百鏈、Science Direct、Springer LINK、Web of Science等國內(nèi)外數(shù)據(jù)庫，檢索主題為節(jié)能領(lǐng)域助推干預(yù)的文獻。由于Thaler和Sunstein于2008年在其著作中正式提出了助推的概念，本研究將檢索時間跨度定為2008年至2022年10月發(fā)表的文獻。所使用的關(guān)鍵詞(中英文)包含助推、節(jié)能、環(huán)境保護、社會規(guī)范、信息反饋、框架效應(yīng)、目標(biāo)設(shè)定、節(jié)水、節(jié)電、節(jié)約燃氣等。此外，為了提高文獻檢索的全面性，還通過相關(guān)文獻的參考文獻進行補充。

在文獻篩選前，先制定文獻的納入標(biāo)準(zhǔn)，具體如下。(1)必須為實驗類研究。實驗應(yīng)包含對照組與干預(yù)組，或前測與后測數(shù)據(jù)。(2)研究必須使用助推的方式對被試進行干預(yù)。(3)研究報告的結(jié)果必須為被試的實際節(jié)能行為(表現(xiàn)為具體的能源使用量)，而非被試開展節(jié)能行為的意愿。(4)文獻報告的數(shù)據(jù)完整，包含薈萃分析所需的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，如實驗的樣本量、均值、方差、p值、t值、回歸系數(shù)等。

隨后，根據(jù)文獻的標(biāo)題、關(guān)鍵詞、摘要等信息判斷其是否符合本研究的研究主題，文獻是否重復(fù)、是否屬于實證研究，發(fā)表年份，以此進行初步的篩選。接著，對文獻進行全文閱讀，并依照上述的篩選標(biāo)準(zhǔn)，排除不適用的文獻。再對余下的文獻重復(fù)閱讀，開展第三次篩選，對缺失薈萃分析必要統(tǒng)計數(shù)據(jù)的文獻進行排除。最后，將剩余的完全符合標(biāo)準(zhǔn)的文獻納入薈萃分析。本文共納入55篇符合標(biāo)準(zhǔn)的實驗類文獻并進行薈萃分析，其中只有3篇文獻的研究開展地為中國，且僅1篇為中文文獻，其余均為英文文獻。

圖2 文獻篩選流程資料來源：作者自制。

2.數(shù)據(jù)編碼

本研究主要從三個層面進行文獻的編碼。首先記錄的是文獻的基礎(chǔ)信息，包含標(biāo)題、作者信息、發(fā)表年份、實驗地點、出版刊物等。隨后，對文獻中有關(guān)的實驗特征信息進行提取，其中包括用于薈萃分析檢驗的潛在調(diào)節(jié)變量。例如，實驗涉及的具體節(jié)能領(lǐng)域，分為節(jié)約用電、節(jié)約用水、節(jié)約燃氣等。實驗干預(yù)所使用的助推策略，分為框架效應(yīng)、社會規(guī)范、使用反饋、目標(biāo)設(shè)定。實驗的干預(yù)時長，初步分為1個月及以下、1～3個月(含3個月)、3～6個月(含6個月)、6個月～1年(含1年)、1年以上。干預(yù)的頻率，分為實時、每天1次、每周2次、每周1次、每月2次、每月1次、3個月及以上1次、只干預(yù)1次。并以此對預(yù)測的調(diào)節(jié)變量進行信息錄入。最后，需要記錄文獻中報告的實驗數(shù)據(jù)，用于之后的效應(yīng)量計算，包含實驗的樣本量、均值、方差、P值、t值、回歸系數(shù)等統(tǒng)計數(shù)據(jù)。其中，對于部分含有多項實驗的文獻，本研究將其按照各項實驗單獨編碼。

(二)數(shù)據(jù)分析

本研究主要采用薈萃分析技術(shù)，運用Comprehensive Meta-Analysis(CMA)3.0軟件完成數(shù)據(jù)的分析工作。

1.統(tǒng)一效應(yīng)量

效應(yīng)量是指薈萃分析中不依賴于單項研究的樣本量大小，從整體上反映自變量與因變量關(guān)系強度的統(tǒng)計量(Cohen，1992)。這就需要從數(shù)據(jù)庫中將各實驗報告提取的統(tǒng)計量轉(zhuǎn)化為可供比較的統(tǒng)一效應(yīng)量。由于本研究關(guān)注的因變量是助推干預(yù)后被試的節(jié)能行為發(fā)生的真實改變，例如，被試的平均能源消耗量(用電量、用水量、用氣量等)的改變。所以，本研究使用標(biāo)準(zhǔn)均值差作為統(tǒng)一效應(yīng)量。

學(xué)者Hedges(1981)提出小樣本量的研究可能會對總體效應(yīng)量帶來偏差?？紤]到本研究的數(shù)據(jù)庫中存在部分樣本量較少的研究，因此使用Hedges的g值(Hedges’g)計算公式，具體如式(1)、式(2)所示。

(1)

(2)

曉眉和家人聽說寶寶越大越健康，所以孕期一直海補，最后分娩前發(fā)現(xiàn)寶寶過大，陰道試產(chǎn)失敗，不得不剖宮產(chǎn)掏出了重達4.5千克的寶寶，診為“巨大胎兒”。寶寶半歲時，曉眉與其他新媽媽交流發(fā)現(xiàn)，自己的“大寶寶”長得還不如那些六七斤的“小寶寶”，體重被反超，體質(zhì)也沒比別人好。

對于報告了回歸結(jié)果的實驗，本研究使用坎貝爾協(xié)作網(wǎng)(Campbell Collaboration)開發(fā)的效應(yīng)量計算器，通過回歸系數(shù)計算其標(biāo)準(zhǔn)均值差(Wilson，2001)。

2.異質(zhì)性檢驗，選取模型

在效應(yīng)值檢驗前需要對納入的研究進行異質(zhì)性檢驗，以此選取相應(yīng)的統(tǒng)計模型。首先，需要計算加權(quán)因子wi，計算方式如式(3)所示。

(3)

其中，ni1和ni2為研究i中組1和組2的樣本量，gi為研究i的g值。

然后，通過Hedges和Olkin(1985)提出的Qt統(tǒng)計量檢驗效應(yīng)量的異質(zhì)性。該統(tǒng)計量服從自由度為k-1的卡方分布，通過比較卡方在一定顯著性上的臨界值，檢驗其異質(zhì)性。計算方式如式(4)所示。

(4)

若異質(zhì)性不顯著，則選取固定效應(yīng)模型合并效應(yīng)量；若異質(zhì)性顯著，則說明存在影響助推效果的調(diào)節(jié)變量，并選取隨機效應(yīng)模型合并效應(yīng)量。

3.假設(shè)檢驗

假設(shè)檢驗部分包含對助推的主效應(yīng)檢驗與潛在因素的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗。主效應(yīng)檢驗的是助推對于被試節(jié)能行為的作用效果。即在一定的顯著性水平下，將合并后的效應(yīng)量g值，通過P值檢驗其顯著性。

調(diào)節(jié)變量檢驗，主要通過亞組分析法，對包括具體節(jié)能領(lǐng)域、助推策略、干預(yù)時長、干預(yù)頻率在內(nèi)的潛在調(diào)節(jié)因素進行檢驗。將原始研究數(shù)據(jù)按照研究設(shè)計進行分組，然后在各個分組內(nèi)計算合并效應(yīng)量，并檢驗各個亞組之間的合并效應(yīng)量之間的差異是否在統(tǒng)計學(xué)上顯著。

4.發(fā)表偏倚檢驗

有學(xué)者指出，當(dāng)評審者根據(jù)研究中的自變量對因變量的影響大小、方向及顯著性來判斷研究是否能夠發(fā)表時，就可能存在發(fā)表偏倚問題，典型的表現(xiàn)為“抽屜效應(yīng)”(魏江等，2012)。而發(fā)表偏倚是影響薈萃分析結(jié)果可靠性的重要因素。

因此，本研究將先使用可視化的漏斗圖，以直觀方式識別是否存在發(fā)表偏倚。接著，進一步采用失安全系數(shù)(fail-save number)檢驗發(fā)表偏倚，計算額外需要多少相反結(jié)論的研究才能使薈萃分析的結(jié)果失去意義(Rosenthal，1979)。此外，本研究還運用Begg秩相關(guān)檢驗判斷是否存在發(fā)表偏差，P值不顯著則表明不存在發(fā)表偏倚(Geyskens et al.，2009)。

四、研究結(jié)果

(一)主效應(yīng)檢驗

本研究將55篇文獻納入薈萃分析，產(chǎn)生了104個效應(yīng)量。應(yīng)用CMA3.0軟件對節(jié)能領(lǐng)域助推干預(yù)的實際效果開展數(shù)據(jù)分析，具體結(jié)果如表1所示。

表1 節(jié)能領(lǐng)域助推干預(yù)的主效應(yīng)檢驗結(jié)果

Q值檢驗結(jié)果顯示，各研究的效應(yīng)量之間存在顯著的異質(zhì)性(Q=309.747，P<0.001，I2=66.747)，因此采用隨機效應(yīng)模型計算合并效應(yīng)量。結(jié)果顯示，節(jié)能領(lǐng)域的助推干預(yù)主效應(yīng)顯著(Hedges’g=-0.086，95%置信區(qū)間：-0.107～-0.064)。依照學(xué)者Cohen(1992)提出的衡量標(biāo)準(zhǔn)解釋效應(yīng)量，效應(yīng)量絕對值<0.2為低效應(yīng)量，0.2～0.5為中等效應(yīng)量，>0.5為高效應(yīng)量。本研究的主效應(yīng)達到低水平，表明經(jīng)過助推干預(yù)減少了被試的實際能源消耗量，產(chǎn)生了低等程度的影響(Z=-7.812，P<0.001)。

(二)調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

異質(zhì)性檢驗結(jié)果表明，各研究結(jié)果存在較強的異質(zhì)性，可能存在調(diào)節(jié)變量。因此，在檢驗助推干預(yù)對公眾節(jié)能行為影響的主效應(yīng)基礎(chǔ)上，對影響兩者間關(guān)系強度的調(diào)節(jié)變量進行亞組分析，以具體的節(jié)能領(lǐng)域、所使用的助推策略、干預(yù)時長、干預(yù)頻率為調(diào)節(jié)變量進行調(diào)節(jié)效應(yīng)分析，具體結(jié)果見表2。

表2 節(jié)能領(lǐng)域助推干預(yù)的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗結(jié)果

從節(jié)能領(lǐng)域來看：組間異質(zhì)性檢驗結(jié)果不顯著(Q=5.066，P=0.079>0.05)，表明助推干預(yù)被用于節(jié)電、節(jié)水、節(jié)約燃氣等領(lǐng)域所產(chǎn)生的效果之間不存在顯著差異。亞組分析顯示，節(jié)電、節(jié)水、節(jié)約燃氣三個領(lǐng)域的助推干預(yù)都產(chǎn)生了顯著的效果，都能夠促進干預(yù)對象的實際節(jié)能行為。

從助推策略來看：使用反饋、社會規(guī)范、目標(biāo)設(shè)定、框架效應(yīng)各亞組間存在顯著的異質(zhì)性(Q=15.951，P=0.001<0.05)。該結(jié)果表明，不同助推策略的節(jié)能效果存在顯著差異。具體分析結(jié)果顯示，采用目標(biāo)設(shè)定的助推策略效果不顯著(P=0.165>0.05)，其余三種助推策略均顯著(P=0.000<0.001)，其中使用反饋策略的干預(yù)效果最佳(g=-0.199)，接近中等效應(yīng)水平；社會規(guī)范策略的效果略低(g=-0.075)，框架效應(yīng)的干預(yù)效果最弱(g=-0.038)，均處于低效應(yīng)水平，但仍有顯著的干預(yù)效果。

從干預(yù)時長來看：各亞組間的異質(zhì)性顯著(Q=18.253，P=0.001<0.05)，意味著助推的干預(yù)時長與干預(yù)效果之間存在顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)。具體分析結(jié)果顯示，所有干預(yù)時長均干預(yù)效果顯著?？傮w而言，隨著干預(yù)時長的增加，助推產(chǎn)生的節(jié)能效果呈現(xiàn)下降趨勢。其中，時長控制在1個月及以下的干預(yù)效果最強(g=-0.396)，達到了中等效應(yīng)水平；當(dāng)干預(yù)時長超過6個月以后，助推干預(yù)效果相對較低，6個月至1年(g=-0.048)、1年以上(g=-0.043)，呈現(xiàn)弱效應(yīng)水平，但干預(yù)效果仍顯著。

從干預(yù)頻率來看：組間異質(zhì)性檢驗結(jié)果顯著(Q=88.439，P=0.000<0.05)。亞組分析結(jié)果顯示，每周2次的情況較為特殊，所涉及的實驗數(shù)量較少，納入分析的效應(yīng)量均少于3個，考慮到其代表性較低，因此對該亞組的數(shù)據(jù)不進行深入分析。每月2次、3個月及以上1次干預(yù)頻率的亞組檢驗結(jié)果均不顯著，且效應(yīng)量較少，故不做過多分析。對其余的5組數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，各干預(yù)頻率組都取得了顯著的干預(yù)效果。另外，通過各組的效應(yīng)量發(fā)現(xiàn)，較高的助推頻率所產(chǎn)生的干預(yù)效果更強，隨著干預(yù)頻率的降低，助推的節(jié)能效果也有所下降。其中，實時干預(yù)(g=-0.270)以及每天干預(yù)1次(g=-0.364)的效果最佳，其次是每周1次的干預(yù)頻率(g=-0.254)；當(dāng)干預(yù)頻率減少至每月1次，效果降至弱效應(yīng)(g=-0.033)；而只干預(yù)1次的助推效果(g=-0.039)也為弱效應(yīng)量，但仍具有顯著的干預(yù)效果。

(三)發(fā)表偏倚檢驗

發(fā)表偏倚的漏斗圖檢驗如圖3所示，僅有少量的研究樣本量較小，其研究誤差較大，位于漏斗圖底部；絕大多數(shù)的研究樣本量大，誤差較小，均聚集于漏斗圖的頂部。本研究的漏斗圖總體上呈對稱分布，大部分效應(yīng)值都聚集在總效應(yīng)量的附近，且并未發(fā)現(xiàn)存在明顯的缺失研究，表明薈萃分析結(jié)果不存在明顯的發(fā)表偏倚。此外，失安全系數(shù)N=5200遠大于5K+10(K為原始研究數(shù)量)的臨界值，說明需要額外5200篇結(jié)論相反的缺失研究才能推翻當(dāng)前的薈萃分析結(jié)果。Begg檢驗結(jié)果顯示不顯著(P=0.107>0.05)，表明當(dāng)前的薈萃分析結(jié)論不存在顯著的發(fā)表偏倚。綜上所述，本研究的結(jié)論較為可靠，未受到嚴(yán)重的發(fā)表偏倚影響。

圖3 發(fā)表偏倚檢驗的漏斗圖檢驗資料來源：作者自制。

五、結(jié)論與討論

(一)主要結(jié)論與政策啟示

基于對55篇實地實驗類研究的薈萃分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：(1)整體而言，節(jié)能領(lǐng)域的助推干預(yù)能夠顯著減少干預(yù)對象的實際能源消耗，主效應(yīng)強度達到弱效應(yīng)水平。(2)助推干預(yù)的效果受到助推策略、干預(yù)時長、干預(yù)頻率的影響。具體而言，運用使用反饋策略的節(jié)能效果更好，干預(yù)時長控制在1個月以內(nèi)的助推干預(yù)效果最佳，采取實時干預(yù)、每天1次、每周1次的干預(yù)頻率較好。(3)具體節(jié)能領(lǐng)域的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著，助推干預(yù)被用于不同的生活節(jié)能領(lǐng)域(節(jié)電、節(jié)水、節(jié)約燃氣)所產(chǎn)生的效果之間不存在顯著差異。

總體來看，節(jié)能領(lǐng)域的助推干預(yù)效果顯著。這與前人的研究結(jié)果基本一致(羋凌云等，2017；McKerracher &Torriti，2013；Buckley，2020；Nemati和Penn，2020)。該發(fā)現(xiàn)為解答當(dāng)前學(xué)界對于節(jié)能領(lǐng)域助推干預(yù)是否有效這一爭議問題提供了答案，也為充分運用各種助推策略進行政策設(shè)計和優(yōu)化、激勵實施節(jié)能行為、形成節(jié)能減排的社會風(fēng)氣提供了科學(xué)依據(jù)。但是另一方面，我們也發(fā)現(xiàn)助推的效應(yīng)大小存在差異，受到多種因素的影響。

不同的助推策略，其干預(yù)效果存在顯著的不同。經(jīng)檢驗的4種助推策略中，使用反饋、社會規(guī)范、框架效應(yīng)3種策略均表現(xiàn)出顯著的節(jié)能效果，其中使用反饋(g=-0.199)優(yōu)于社會規(guī)范(g=-0.075)及框架效應(yīng)(g=-0.038)。使用反饋優(yōu)于其他干預(yù)策略也在其他研究中得到了證實(Faruqui et al.，2010；McKerracher &Torriti，2013)。使用反饋是指運用家庭能耗報告，向被試提供其實際的能耗信息，克服其在能源消費時的認知局限。由于使用反饋憑借的是被試自身形成正確的認知(王帥，2021)，其受到的外部影響較小。社會規(guī)范則是提供了被試與鄰居或社區(qū)的能耗比較情況，告知社會大多數(shù)成員的行為，通過道德約束，使其在無意識中感受到壓力并順從(Fielding et al.，2013)。Delmas(2013)的研究也發(fā)現(xiàn)社會規(guī)范在節(jié)能領(lǐng)域優(yōu)于其他行為干預(yù)策略。而社會規(guī)范這一方法可能導(dǎo)致“回返效應(yīng)”，表現(xiàn)為原先能耗較低的被試也會呈現(xiàn)向平均能耗水平靠攏，從而造成其能耗量有所增加(Schultz et al.，2007)?？蚣苄?yīng)的效果則更弱，可能是由于框架效應(yīng)需要實驗者巧妙地設(shè)計文本，告知被試減少能源消耗對環(huán)境或個人的影響，所用框架的合理與否決定了干預(yù)的成效。例如，有學(xué)者發(fā)現(xiàn)將節(jié)約的能源以節(jié)省潛在電費成本的方式呈現(xiàn)，并不能引起參與者的節(jié)能行為，反而增加了能耗(Delmas，2013)。目標(biāo)設(shè)定策略對節(jié)能行為的影響不顯著。由于目標(biāo)設(shè)定策略的效果一定程度上取決于節(jié)能目標(biāo)是否恰當(dāng)。Loock等(2013)指出，設(shè)置過高或過低的節(jié)能目標(biāo)，都會降低人們的努力程度，對結(jié)果產(chǎn)生不利影響。

實驗的干預(yù)時長對助推的效果也具有顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)。本研究發(fā)現(xiàn)，隨著干預(yù)時長的增加，助推對被試節(jié)能行為的干預(yù)效果整體上逐漸減弱。1個月及以內(nèi)的干預(yù)效果最強(g=-0.396)，達到了較高的中等效應(yīng)水平，之后的干預(yù)效果出現(xiàn)了下降趨勢，當(dāng)干預(yù)時長超過1個月，助推效果降至弱效應(yīng)水平。這與Delmas等人(2013年)以及Nemati和Penn(2020)的研究一致。另外值得注意的是，所有干預(yù)時長的助推效果均顯著，表明短期、長期的助推干預(yù)都有效促進了被試的節(jié)能行為。這一發(fā)現(xiàn)與學(xué)者Fischer(2008)的觀點相符合，他認為長時間的助推，更有可能形成節(jié)能習(xí)慣，造成持續(xù)的影響，但不代表長期干預(yù)會比短期干預(yù)節(jié)約更多的能源。這主要是由于隨著時間的延長，彈性需求的能耗被壓縮，剛性需求的能耗占比越來越大，節(jié)能難度也變大(羋凌云等，2017)。

不同的干預(yù)頻率也對助推的效果產(chǎn)生顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)。助推頻率越高，干預(yù)效果越強；干預(yù)頻率降低，助推的節(jié)能效果也下降。干預(yù)效果從高到低依次為：實時干預(yù)以及每天干預(yù)1次>每周1次>每月1次以及僅干預(yù)1次，其中實時干預(yù)、每天1次、每周1次的干預(yù)效果更是達到中等效應(yīng)水平。因此，在今后相關(guān)的研究設(shè)計或政策實踐中，應(yīng)盡可能增加干預(yù)的頻率，以提高助推效果。

具體節(jié)能領(lǐng)域的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。助推被用于節(jié)電、節(jié)水、節(jié)約燃氣三種不同領(lǐng)域，其所產(chǎn)生的干預(yù)效果之間不存在顯著差異?？赡苁怯捎谶@三種行為都是習(xí)慣性節(jié)能行為，是人們根據(jù)生活經(jīng)驗做出的判斷，具有重復(fù)性、日?；陀邢蘩硇缘奶攸c，因此彼此之間的差別不大(Barr et al.，2005)。

基于上述研究發(fā)現(xiàn)，政府及相關(guān)部門應(yīng)重視并發(fā)揮助推干預(yù)在節(jié)能領(lǐng)域的重要作用。根據(jù)人們喜歡比較的特點，在助推策略的選擇上，可以優(yōu)先選擇使用反饋和社會規(guī)范。通過縱向的自我比較和橫向的群體間比較，引導(dǎo)公眾主動節(jié)能。例如，水、電、燃氣賬單上除了可以顯示公眾當(dāng)月的能源消耗量，還可以顯示公眾上月的消耗量以及本地區(qū)公眾平均消耗量。此外，由于國內(nèi)開展節(jié)能領(lǐng)域助推干預(yù)的實地實驗較少，國內(nèi)外的社會文化背景、制度等條件存在差異，干預(yù)的效果可能存在差異。而且，各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平不一樣，公眾的環(huán)保意識也不一樣，所以政府部門和管理機構(gòu)需要因地制宜設(shè)置不同的助推型節(jié)能政策。只有通過不斷的實踐和探索，才能走出一條適合我國國情的節(jié)能減排的新路徑。

(二)理論價值與研究局限

本研究的主要貢獻有以下兩點。(1)厘清了節(jié)能領(lǐng)域助推干預(yù)效果的爭議以及爭議的原因。本研究通過薈萃分析技術(shù)將現(xiàn)有的單一實驗數(shù)據(jù)進行整合，通過綜合分析，從而能夠有效解決此類爭議話題，這為今后探討節(jié)能助推干預(yù)問題提供了重要的理論基礎(chǔ)和經(jīng)驗證據(jù)。(2)通過探討復(fù)雜現(xiàn)象背后的微觀行為基礎(chǔ)，為理解經(jīng)典公共管理提供新的視角，促進了行為公共管理與行為公共政策的發(fā)展。

本研究存在以下三方面不足。第一，納入的文獻有限。由于助推的概念于2008年由Thaler和Sunstein正式提出，因此本研究選取了時間跨度為2008年至2022年10月發(fā)表的文獻進行檢索，而在此之前的研究被排除在外。第二，調(diào)節(jié)效應(yīng)分析時，本研究為檢驗助推策略對干預(yù)效果的影響，選擇了4種常見的助推策略，沒有窮盡所有的助推策略。第三，在分析影響助推干預(yù)效果的影響因素時，未能將研究對象的特點、所處國家或地區(qū)的差異等因素納入考慮。

未來的研究可以從以下三方面進行完善。(1)納入更多的文獻?？梢詫⑽墨I檢索的時間往前推，通過對更多的研究進行分析，獲得更可靠的研究結(jié)論。(2)增加更多的助推干預(yù)策略并對其進行分類，對助推干預(yù)效果進行更細致、更全面地分析。(3)在影響因素分析中納入個體差異、地域差異等變量。同時未來可以開展節(jié)能領(lǐng)域助推干預(yù)的實地實驗，以獲得一手的觀察資料，為助推干預(yù)的跨文化有效性提供更直接、更有效的證據(jù)。