
经济管理前沿
Frontiers in Economics and Management
- 主办单位:未來中國國際出版集團有限公司
- ISSN:3079-3696(P)
- ISSN:3079-9090(O)
- 期刊分类:经济管理
- 出版周期:月刊
- 投稿量:3
- 浏览量:786
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漂绿感知对购买意愿的影响——品牌态度的中介作用
The Impact of Greenwashing Perception on Purchase Intention ——The Mediating Role of Brand Attitude
引言
可持续发展和绿色消费已成为全球社会关注的热点。联合国等国际组织揭示了政策愿景与企业行为与消费实践存在落差,我国政府也已将绿色发展纳入国家战略框架,然而,企业在绿色治理中行为不一等问题不断涌现。
企业与消费者共同处于绿色转型的前沿。企业不仅是绿色生产与绿色营销的核心主体,同时也是潜在的风险源。研究表明消费者对环保产品普遍持有积极态度。然而,意愿与行为间依然存在显著“绿色消费鸿沟”。
综上所述,本研究立足于绿色转型的全球与国家背景,结合企业漂绿行为频发与消费者绿色消费实践受阻的现实矛盾,试图从消费者视角切入,探讨漂绿感知对购买意愿的影响机制。
一、文献综述与理论模型构建
漂绿感知描述的是消费者认为某种产品在环境效益方面具有误导性的程度,是影响消费者购买意愿以及对企业或品牌态度的关键因素,并且对消费者购买意愿产生负面影响。
购买意愿是顾客在选择购买某一物品的主观倾向性。Dodd等学者指出,购买意愿实质上反映了消费者对于某一品牌产品消费意愿的可能性或概率。此外,积极的品牌信息能够显著提升顾客对于产品或服务的质量和价值的感知,从而正面影响消费者的购买意愿。反之,消费者对漂绿感知越低,消费者购买环保绿色产品的意愿就越强。Sun等学者也证明了消费者漂绿感知对消费者绿色购买意愿产生负向作用。
上述分析表明,消费者的漂绿感知直接或间接地负面影响了消费者的购买意愿。企业的漂绿行为会影响消费者对其绿色营销的判断,消费者倾向于购买无漂绿营销行为的产品。因此,本研究认为消费者的漂绿感知对其购买意愿具有负面影响,并提出假设:
H1:消费者的漂绿感知负向影响消费者的购买意愿。
品牌态度与假设
品牌态度,作为消费者针对特定品牌满足其需求程度的总体评价,Schmuck等人的研究证实了模糊声明作为企业漂绿方式对消费者的品牌态度产生负面影响。基于上述文献回顾发现,当消费者产生漂绿感知,会通过不同的路径影响其品牌态度,对某一产品或品牌的漂绿感知越多时,消费者的品牌态度越负面。因此,本研究认为消费者的漂绿感知对其品牌态度具有负面影响,并提出假设:
H2:消费者的漂绿感知负向影响消费者的品牌态度。
Kudeshia等学者探讨了品牌态度对购买意愿的中介作用,消费者的品牌态度会对其购买意愿产生显著影响。根据前文可知,品牌态度是消费者购买意向的重要影响因素,且消费者的品牌态度与其购买意向为同方向变动关系。当消费者的品牌态度越积极时,越会刺激其购买意愿,进而产生购买行为。基于此,本研究认为消费者的品牌态度正向影响消费者的购买意愿,并提出假设:
H3:消费者的品牌态度正向影响消费者的购买意愿。
二、实证研究
(一)各变量概念界定及测量
1. 漂绿感知
Zhang等人对漂绿感知的解释作为本研究对漂绿感知的定义,即消费者对品牌环境实践及其宣称的环境效益真实性的感知,并借鉴Laufer所开发的漂绿感知测量量表对漂绿感知进行测量:(1)该产品的环境特征具有文字误导性;(2)本产品在环境特征方面以视觉或图形进行误导;(3)本产品具有模糊或看似无法证明的绿色主张;(4)本产品夸大或夸大其绿色功能;(5)本产品遗漏或掩盖重绿色功能的实际情况和重要信息,使绿色声明听起来比实际情况好。
2. 购买意愿
本研究采用Mullet等学者对消费者购买意愿的定义,将其界定为消费者对于特定商品或服务所表现出的主观倾向性,并参考Salisbury W D等人编制的量表,将其改编为:(1)我会购买某绿色品牌的产品;(2)我有很大的可能性从某绿色品牌购买产品;(3)我可以想象自己购买某绿色品牌的产品。
3. 品牌态度
本研究对品牌定义为消费者通过感知或实际使用特定品牌,对品牌信息进行接收,形成一个人对一个品牌的内部评价。采用Spears等学者编制的量表作为测量工具:(1)不吸引人/吸引人;(2)坏/好;(3)不愉快的/愉快的;(4)不利/有利;(5)不喜欢/喜欢。
(二)大规模调研
本次调研选取随机抽样法,用Google Form制作了在线问卷,共回收526份,实际有效回收问卷500份。运用SPSS 26对正式调研有效样本全部数据进行描述性统计分析,结果(见表1)表明数据分布偏移状态近似正态分布。
| 变量名 | 最小值 | 最大值 | 均值 | 标准差 | 偏度 | 峰度 |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 漂绿感知 | 1.000 | 4.800 | 2.772 | 0.891 | -0.050 | -0.899 |
| 品牌态度 | 1.200 | 5.000 | 3.256 | 0.942 | 0.071 | -0.933 |
| 购买意愿 | 1.000 | 5.000 | 3.295 | 0.948 | -0.021 | -0.817 |
(三)信度分析
漂绿感知、品牌态度、购买意愿信度系数值分别为为0.847、0.864、0.778,针对“项已删除的α系数”,项删除后的信度系数都小于总体,针对“CITC值”,分析项的CITC值均大于0.4,说明分析项之间具有良好的相关关系,同时也说明信度水平良好。综上所述,数据信度质量极好。另外,总体信度经标准化后的信度系数为0.880,超过 0.8 的常用阈值,表明问卷总体具有较高的内部一致性与可靠性。
(四)效度分析
KMO检验的系数结果为0.914,Bartlett检验卡方值为8562.181(Sig.=0.000<0.01),说明问卷总体的效度极好。因子分析一共提取出9个因子,特征根值均大于1,此9个因子旋转后的方差解释率分别是8.863%,8.681%,7.811%,7.601%,7.426%,7.387%,7.278%,7.227%,5.346%。旋转后累积方差解释率为67.621%。使用最大方差旋转方法进行旋转后,所有研究项对应的共同度值均高于0.4,意味着研究项和因子之间有着较强的关联性,因子可以有效的提取出信息。
(五)相关性分析
Pearson相关分析后,研究结果显示漂绿感知与品牌态度、购买意愿呈显著负相关,品牌态度与购买意愿呈显著正相关,相关系数和显著水平如表2所示。
| 漂绿感知 | 品牌态度 | 购买意愿 | ||
|---|---|---|---|---|
| 漂绿感知 | 皮尔逊相关性 | 1 | ||
| Sig.(双尾) | ||||
| 品牌态度 | 皮尔逊相关性 | -0.330*** | 1 | |
| Sig.(双尾) | 0.000 | |||
| 购买意愿 | 皮尔逊相关性 | -0.285*** | 0.355*** | 1 |
| Sig.(双尾) | 0.000 | 0.000 |
(六)验证性因子分析
本次针对共3个因子,以及13个分析项进行验证性因子分析分析。本次分析有效样本量为500,超出分析项数量的10倍,样本量适中。针对测量关系来看:标准化载荷系数(表3)绝对值均大于0.6且呈现出显著性,意味着有着较好的测量关系。如表4所示,所有因子AVE值全部均大于0.5,且CR值全部均高于0.7,意味着本次分析数据具有良好的聚合效度。AVE平方根值(表5)显示3个因子均具有良好的区分效度。
| 变量 | 测量项 | 非标准载荷系数 | S.E. | C.R. | p | 标准载荷系数 | ||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 漂绿感知 | FacA1 | 1 | - | - | 0.000*** | 0.738 | ||||||
| FacA2 | 0.986 | 0.066 | 14.873 | 0.000*** | 0.723 | |||||||
| FacA3 | 0.967 | 0.067 | 14.388 | 0.000*** | 0.698 | |||||||
| FacA4 | 1.043 | 0.068 | 15.347 | 0.000*** | 0.748 | |||||||
| FacA5 | 0.990 | 0.067 | 14.717 | 0.000*** | 0.715 | |||||||
| 品牌态度 | FacC1 | 1 | - | - | 0.000*** | 0.742 | ||||||
| FacC2 | 0.964 | 0.063 | 15.393 | 0.000*** | 0.727 | |||||||
| FacC3 | 1.011 | 0.064 | 15.922 | 0.000*** | 0.753 | |||||||
| FacC4 | 0.998 | 0.063 | 15.903 | 0.000*** | 0.752 | |||||||
| FacC5 | 1.047 | 0.065 | 16.185 | 0.000*** | 0.765 | |||||||
| 购买意向 | FacD1 | 1 | - | - | 0.000*** | 0.667 | ||||||
| FacD2 | 1.141 | 0.089 | 12.781 | 0.000*** | 0.775 | |||||||
| FacD3 | 1.192 | 0.093 | 12.746 | 0.000*** | 0.762 | |||||||
注:*p<0.05, **p<0.01, ***p<0.001,下同。
| AVE | CR | |
|---|---|---|
| 漂绿感知 | 0.525 | 0.847 |
| 品牌态度 | 0.559 | 0.864 |
| 购买意向 | 0.542 | 0.779 |
| 漂绿感知 | 品牌态度 | 购买意向 | |
|---|---|---|---|
| 漂绿感知 | 0.725 | ||
| 品牌态度 | -0.382 | 0.748 | |
| 购买意向 | -0.347 | 0.439 | 0.736 |
(七)结构方程模型
由拟合指数(表6)可知,模型拟合指数达标,因此可以进行变量间的路径分析和假设检验:各路径指标如表7所示,结果表明,漂绿感知对购买意向有显著的负向影响作用,即假设H1成立;漂绿感知对品牌态度有显著的负向影响作用,即假设H2成立;品牌态度对购买意向有显著的正向影响作用,即假设H3成立。如表8所示,间接效应和直接效应置信区间都不包含0,可知品牌态度在漂绿感知和购买意向之间起到部分中介作用。
| 常用指标 | χ2 | df | p | χ2/df | GFI | RMSEA | RMR | CFI | NFI | AGFI |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 判断标准 | - | - | >0.05 | <3 | >0.9 | <0.08 | <0.05 | >0.9 | >0.9 | >0.9 |
| 值 | 73.668 | 62 | 0.147 | 1.188 | 0.979 | 0.019 | 0.035 | 0.995 | 0.972 | 0.968 |
| 路径 | 非标准
路径系数 |
S.E. | C.R. | P | 标准路径
系数 |
||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 品牌态度 | <-- | 漂绿感知 | -0.405 | 0.058 | -7.020 | 0.000*** | -0.382 |
| 购买意向 | <-- | 漂绿感知 | -0.192 | 0.053 | -3.649 | 0.000*** | -0.210 |
| 购买意向 | <-- | 品牌态度 | 0.310 | 0.052 | 5.953 | 0.000*** | 0.359 |
| 路径 | 影响系数 | 置信区间上限 | 置信区间下限 | 假设 |
|---|---|---|---|---|
| 购买意向<-品牌态度<-漂绿感知(间接效应) | -0.126 | -0.183 | -0.082 | 部分中介 |
| 购买意向<-漂绿感知(直接效应) | -0.192 | -0.164 | -0.078 | 成立 |
三、研究结论
(一)研究结论一:消费者的漂绿感知负向影响消费者的购买意愿
本研究结果表明,消费者的漂绿感知对消费者的购买意愿具有显著的负向影响,说明当消费者当消费者在信息识别和消费体验等消费过程中中感受到企业存在漂绿行为时,他们对该产品的购买意愿会明显下降。这一结果可以通过消费者信任理论予以解释,这一结论与国内外相关研究结果相一致,这不仅深化了对绿色消费行为的理解,也为进一步研究企业绿色营销与市场反应的关系明确企业自身的市场定位。
(二)研究结论二:消费者的漂绿感知负向影响消费者的品牌态度
本研究结果表明,消费者的漂绿感知对其品牌态度产生了显著的负向影响,即当消费者察觉到企业存在漂绿行为时,会降低对该品牌的整体评价与信任。这一发现表明,企业的漂绿行为不仅直接削弱了购买意愿(结论一),还通过塑造负面的品牌态度在潜移默化中损害企业的市场竞争力。这一结论可以通过信任理论与企业声誉理论得到解释。从实践层面看,若企业过度包装环保形象,则可能从短期营销收益转向长期负面影响,真实、透明和可验证的绿色行动才是维护和提升品牌态度的根本途径。
(三)研究结论三:消费者的品牌态度正向影响消费者的购买意愿
本研究结果表明,消费者的品牌态度对其购买意愿具有显著的正向影响。即当消费者对某品牌持有积极态度时,他们更可能转化为具体的购买行为意向;反之,消极的品牌认知则会削弱购买倾向。该结论与经典的消费者行为理论相契合,企业应通过多维度举措塑造消费者正向品牌态度,以提升其购买意愿,实现持续发展。
综上所述,品牌建设是推动绿色消费行为的重要杠杆。对企业而言,若希望提升顾客的绿色购买意愿,除避免漂绿行为外,还应长期投入于正向品牌形象的培养,由此,积极的品牌态度才能转化为真实且持久的消费意愿。
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