作者简介：宋亚非（1955-），男，山东定陶人，经济学博士，教授，主要从事企业管理和跨国管理等方面的研究。E-mail：[email protected] 摘要：中国绿色食品市场尚处于发展初期，在消费环境和消费文化上不同于市场经济发达国家。本文基于绿色食品购买者特征和消费者对绿色标识的认知两个基本变量，选取大连地区购买绿色食品的消费者作为调研对象，通过问卷调查和实证分析，验证绿色消费者特征和绿色食品标识认知的各个因子对绿色购买意向的影响，进而探索这些因素对绿色购买行为的影响程度，希望可以为绿色食品产业和绿色食品市场的发展提供研究数据和对策建议。 关键词：消费者特征；绿色食品认知；购买行为 中图分类号：F063.2文献标识码：A文章编号：1000-176X（2012）12-0011-07 一、引言 2012年是中国绿色食品发展的第21个年头，绿色食品在中国保持持续平稳增长，全国具有绿色食品标志的企业数量和绿色产品的产品数量都有所增长。以2010年的统计数据为例，绿色食品产品结构中以农林及其加工产品比例最大，约为64%，其次是蓄禽类产品、饮品类和水产类等。因此，绿色食品中以我们平时接触最多的日常食品比重较大。据中国绿色食品网记载，截止到2010年，全国已经创建的绿色食品原料标准化生产基地为340个，而且绿色食品现在基本按照全程质量控制的标准化生产和规范性的管理方式，建立了较为完善的标准体系，基本可以达到国际先进水准。在这样的背景下，绿色食品将作为放心的食品引领着我们的消费方式。 然而，2011年是中国食品危机频出的一年，多起食品危机事件的发生使得消费者对于中国食品的消费环境失去了信心。面对这样的困境，绿色食品作为健康的值得信赖的食品就必将受到消费者的广泛关注。研究和分析绿色食品购买者的特征及对绿色食品标识的认知程度，进而探索对绿色购买行为的影响，为绿色食品产业和绿色食品市场的发展提供研究数据和对策建议，对促进消费者购买绿色食品具有应用价值。 二、研究模型和研究假设 1.研究模型 根据有关文献综述梳理结果，我们发现由于个人特征因子对绿色购买行为的影响存在争议，所以本文将个人特征因子作为基础信息方面的参考题项。我们仅以绿色购买者的生活方式特征和对绿色食品标识认知程度这两个基本变量，分析对绿色购买行为产生的影响。本文在绿色购买者的生活方式特征因子中引用冲动购买、意见领袖、产品兴趣、品牌忠诚和价格敏感这五个维度研究对绿色购买行为的影响；在绿色食品标识认知因子中引用对绿色食品标识认知程度这一个维度，研究对绿色购买行为的影响。具体研究模型如图1所示。 2.研究假设 （1）生活方式特征因子 生活方式因子能解释消费者的日常生活对购买行为的一些态度、看法等，有助于更准确地了解绿色食品消费者购买偏好等方面的信息，因此本文选取生活方式因子来测量对绿色食品购买行为的影响。本文选取生活方式特征中的冲动购买、意见领袖、产品兴趣、品牌忠诚以及价格敏感这五个方面分析对绿色购买行为产生的影响。通过梳理和整理学者们在这个领域的研究得出：绿色食品购买者大部分是理性消费者，并不是冲动型购买者，但是他们的意见在周围的人中存在影响力，他们对新鲜事物充满好奇，是新产品的最先尝试者，他们对食品品牌产生一定程度的忠诚度，虽然他们对绿色食品价格敏感，但是却会为绿色食品付出溢价[1]-[4]。 基于以上观点，本文提出研究假设如下： H-a： 生活方式特征因子对绿色购买行为产生显著影响。 H-a1： 冲动购买因子对绿色购买行为产生负向影响。 H-a2：意见领袖因子对绿色购买行为产生正向影响。 H-a3：产品兴趣因子对绿色购买行为产生正向影响。 H-a4：品牌忠诚因子对绿色购买行为产生正向影响。 H-a5：价格敏感因子对绿色购买行为产生正向影响。 （2）绿色标识认知 为了使绿色食品与其它普通食品相区别，中国绿色食品发展中心在国家工商行政管理总局商标局注册了绿色食品标识，该标识的作用是使潜在消费者认出绿色品牌，并了解绿色食品与普通食品的区别，进而产生相比于普通食品更强的购买力，消费者对绿色标识认知程度将会对绿色购买行为产生显著影响。 基于以上观点，本文提出研究假设如下： H-b：消费者对绿色食品标识认知程度越高，越能产生绿色购买行为。 三、研究设计 本文中问卷部分的每个因子均通过国内外学者的实证检验，其中的大部分题项内容是根据国外量表翻译成量表内容。本量表包括测量因子、二级因子以及题项内容三个部分。其中量表的测量因子部分主要由三部分组成，前两部分是绿色购买行为的影响因素，采用5级李克特量表进行测量，问卷采访者根据自身对绿色食品购买情况进行选择，该部分主要包括测量绿色食品购买者的生活方式特征、绿色消费者对绿色食品标识认知程度的信息。其中绿色食品购买者生活方式特征量表共有14个问项，该量表来自Shrum等[4]，L.J；McCarty，JohnA.：Lowrey，TinaM（1995）在文章《Buyer Characteristics of the Green Consumer and Their Implications for Advertising Strategy》中引用的问卷题目，绿色食品标识认知程度量表有1个问项，综合引用杜圣普[5]等的观点，将消费者对绿色食品标识的认知程度作为一个测量维度；而量表的第三部分是绿色购买行为量表，总共有3个问项，笔者引用何志毅和杨少琼及Shrum等的观点中的三个测量维度来测量绿色消费者的绿色购买行为。 具体量表如表 1所示。 本文量表的第二部分主要是个人特征基本信息部分，此部分主要引用张小霞和于冷[6]、陈雨生等[7]的文献中性别、年龄、学历、收入和家庭中是否有小孩这五个测量维度来测量绿色消费者对绿色购买行为的影响，具体情况会在实证分析中进行描述性探讨。 本文的正式调查在2012年5月―2012年7月进行，主要选取的地点为大连地区各种大型超市，选取的调查者为已经购买了绿色食品的消费者进行随机抽样，基本保证了样本在个人信息方面，如性别、年龄、受教育程度、收入和家庭中是否有18岁以下孩子方面的多样性，保证了样本的质量。总计发放了220份问卷，回收了181份问卷，有效问卷为146份。 四、实证分析 1.描述性分析 首先对数据样本的基本特征项方面主要从每个基本特征量的频数、所占的百分比、有效百分比和累计百分比来进行测量和分析。本文通过SPSS16.0统计软件进行样本的描述性分析，得到的样本特征如表2所示。 从性别结构上看，本文样本数据中男性为82人，占总人数的百分比为56.2%，女性为64人，占总人数的百分比为43.8%，男女比例基本均衡。 从年龄结构上看，本文样本数据中25岁以下人数为32人，占总人数的百分比为21.9%，25岁到35岁人数为91人，占总人数的百分比为62.3%，35岁到45岁人数为19人，占总人数的百分比为13.0%，45岁到55岁人数为3人，占总人数的百分比为2.1%，55岁及55岁以上的人数为1人，占总人数的百分比为0.7%。从该数据可以发现样本年龄层大多数在35岁以下的年轻人，笔者认为可能是由于绿色观点在中国发展时间较短，尚处于新兴事物，年轻人肯定会更先接受绿色食品，调查时亦发现购买了绿色食品的消费者大多数偏向年轻人。 从教育程度结构上看，本文样本数据中教育程度为高中以下的人数为1人，占总人数的百分比为0.7%，教育程度为高中的人数为12人，占总人数的百分比为8.2%，教育程度为专科的人数为16人，占总人数的百分比为11.0%，教育程度为本科的人数为71人，占总人数的百分比为48.6%，教育程度为研究生及研究生以上的人数为46人，占总人数的百分比为31.5%，样本的高学历现象可能是因为高学历者更能接受绿色食品。 从收入结构上看，本文样本数据中收入在1 500元以下的人数为38人，占总人数的百分比为26.0%，收入在1 500元-2 500元的人数为24人，占总人数的百分比为16.4%，收入在2 500 ―3 500元的人数为65人，占总人数的百分比为44.5%，收入在3 500―4 500元的人数为12人，占总人数的百分比为8.2%，收入在4 500元-5 500元的人数为2人，占总人数的百分比为1.4%，收入在5 500元及5 500元以上的人数为5人，占总人数的百分比为3.4%。总的来看，收入样本数据在2 500―3 500元的人数最多，笔者认为可能是由于这正符合了大连居民的普遍收入标准。 从家庭中是否有18岁以下小孩的比例上看，家庭中有18岁以下小孩的人数为34人，占总人数的百分比为23.3%，家庭中没有18岁以下小孩的人数为112人，占总人数的百分比为76.7%，该样本数据在家庭中没有18岁以下小孩的人数占多数，笔者认为可能是由于我们研究的样本数据年龄层较轻，大多数为未婚人士或刚结婚人士，所以该样本会存在大部分人没有18岁以下小孩的现象。 综上所述，关于本文数据样本的基本特征统计描述如表2所述： 2.因子分析 （1）效度检验 本文采用探索性因子分析的方法来检验量表的建构效度。探索性因子分析是一项用来找出多元观测变量本质结构并进行降维处理的技术。为了判断因子是否适合做因子分析，主要进行了三个步骤：第一步是进行Bartlett球体检验和KMO样本检测，用来测量每个问项之间是否相关，即是否适合用来做因子分析。Bartlett球体检验主要检验题项间相关系数是否显著，一般要求Bartlett的伴生概率p 本文通过SPSS16.0统计软件得出KMO值为0.712>0.7，根据统计学家Kaiser给出的标准，适合做因子分析，并且Bartlett球体检验结果为0.000小于显著性水平0.001，因此拒绝零假设，适合做因子分析。综上所述，本文数据总的来看适合做因子分析。并且在进行因子分析中，采用主成分分析的方法，同时采用方差最大法进行了正交旋转，删去了不符合标准的题项后得出的结果如表3和表4所示。 表3表示因子分析后因子提取及因子旋转的结果，从第五列到第七列可以发现提取了7个因子后，7个因子累计贡献率为71.697%，反映了原因子的大部分信息。 表4第一个因子反映了GS因子，也即在绿色购买因子上具有较高的载荷；第二个因子反应了IB因子，也即在冲动购买因子上具有较高的载荷；第三个因子反映了OL因子，也即在意见领袖因子上具有较高的载荷；第四个因子反映了IP因子，也即在产品兴趣因子上具有较高的载荷；第五个因子反映了CS因子，也即在价格敏感因子上具有较高的载荷；第六个因子反映了BL因子，也即在品牌忠诚因子上具有较高的载荷；第七个因子反映了GC因子，也即在绿色标识因子上具有较高的载荷。 （2）信度检验 我们常常在问卷采用李克特量表时，采用α信度系数法，α系数是对问卷所有分割方法的折半信度的平均数，信度更加科学，因此本文数据处理采用Cronbach的一致性系数（α系数）来分析信度，根据标准有：当α≥0.7时，表示高信度，当0.6≤α 本文通过克朗巴哈α系数处理后得到的结果如表6可知：本文数据共18项问卷题目测试的总的Cronbach-α值为0.703>0.7，因此总的量表之间具有良好的一致性。笔者尝试按照因子类型分开对因子进行Cronbach-α值测量，其中由于绿色标识因子仅有一项题目，所以无法测量信度，其他17项题目Cronbach-α值如表5所示，均大于0.6，因此本文样本可以说是具有较好的一致性和稳定性。 3.相关分析 本文采用Person简单相关系数来测量因子间的相关关系。由于样本抽样的随机性，样本相关系数并不能直接反映总体的相关程度，因此我们对相关系数进行假设检验，首先假设总体数据的相关性为零，其次计算其相应的统计量和相伴概率值。 根据上述分析，采用SPSS12.0统计软件进行处理，对数据采用Person简单相关关系，并且选用双侧检验（双边）来判断两个因子之间的正相关或是负相关，选择Flag significations correlations选项，表示显示的结果中以*表示相伴概率，其中一个*表示在显著性水平为0.05时，相伴概率值小于或等于0.05，即无显著性相关的可能性为0.05；两个*表示在显著性水平为0.01时，相伴概率值小于或等于0.01，即无显著性相关的可能性为0.01，因此，两个*比一个*更加显著。我们得到的结果如表6所示。IB因子和IP因子在一个*下对GS因子显著，即在显著水平为0.05情况下对GS因子（绿色购买行为因子）产生了显著相关性；而CS因子和GC因子在两个*下对GS因子显著，即在显著水平为0.01情况下对GS因子（绿色购买行为因子）产生了显著相关性；而OL因子和BL因子对GS因子不存在显著相关性。综上所述，由相关性分析我们得出结果为：冲动购买因子和绿色购买因子之间具有显著负相关关系，并且为负相关关系；产品兴趣因子和绿色购买因子之间具有显著正相关关系，并且为正相关关系；价格敏感因子和绿色购买因子之间具有显著正相关关系，并且为正相关关系；绿色标识因子和绿色购买因子之间具有显著正相关关系，并且为正相关关系。而意见领袖因子及品牌忠诚因子和绿色购买因子之间不存在相关性，所以我们发现研究结果不支持之前的假设Ha2和Ha4，即拒绝了假设H-a2和H-a4，验证了H-a1、H-a3、H-a5、H-b假设的成立。 4.回归分析 由于本文影响因变量因子有多个，所以采用多元线性回归的方法。我们以冲动购买、产品兴趣、价格敏感、食品标识为自变量因子，以绿色购买行为为因变量因子，进行回归分析，得到结果如表7、表8和表9所示。 由表7中调整后的判定系数R平方为2=0.161，可知生活方式各因子及绿色食品标识因子共同解释绿色购买意愿的16.1%，可能是由于本文样本量的缺乏和数据记录的偏差导致，虽然该判定系数R2较低，但是表8中的F值为7.980，F统计值的伴生概率非常显著，因此该模型的总体回归效果显著，而且表7中的DW值为1.904接近于2，说明不存在序列相关，而且表9中的容忍度均接近于1，VIF1.960，而且在0.05的显著性水平下显著，并且通过回归系数为负值可以发现，冲动购买与绿色购买行为为负相关；IP因子即产品兴趣因子的t>1.960，而且在0.05的显著性水平下显著，并且通过回归系数为正值可以发现，产品兴趣因子与绿色购买因子为正相关；CS因子即价格敏感因子的t>1.960，而且在0.01的显著性水平下显著，并且通过回归系数为正值可以发现，价格敏感因子与绿色购买因子之间是正向相关；GC1因子即食品标识认知因子的t>1.960，而且在0.01的显著性水平下显著，并且通过回归系数为正值可以发现，食品标识认知因子与绿色购买因子之间为正向相关；因此假设中的H-a1、H-a3、H-a5、H-b得到验证。 五、结论和管理建议 1.本文结论 （1）冲动购买因子对绿色购买行为的影响 从相关分析以及回归分析中，我们可以看到绿色食品购买者大部分是对金钱有一定的规划性，而且他们对于食品的购买是经过一定程度的思考，对于超出自己承受能力的食品并不会经常购买，也就是说发生冲动型购买行为的可能性不高。本文该结论验证了绿色食品购买者是理智型消费者 通过该结论笔者认为绿色食品的购买者可能是出于对自身以及家人健康的考虑，或者是以一种理性的诉求点为主，引起一种对于环境保护的共鸣等原因。 （2）意见领袖因子对绿色购买行为的影响 从本文的相关性分析中已经得出了结论；绿色购买者的意见领袖特征和绿色购买行为之间并没有关联性 也就是说他们并不是像之前国外学者们研究的那样，绿色购买者是一些对周围的人产生影响力的人。而且本文研究也表明绿色购买者并不认为自己是个领导者，也不希望被他人认为自己是个领导者。这可能是由于中国人做事低调，并不十分崇尚领袖精神，而美国人个性鲜明和对个人主义精神的崇拜，所以导致了运用同样的量表，得出的结论会有不同，或有可能是因为本文收集的个人信息方面偏向于年轻人，他们处于事业的起点，大部分并没有做到单位的高级岗位，所以并不会产生领袖效应。 （3）产品兴趣因子对绿色购买行为的影响 从本文的相关性分析和回归分析的显著性，我们验证了产品兴趣和绿色购买行为之间产生显著影响 说购买了绿色食品的消费者们大部分喜欢购买新颖的、独特的东西，经常是新食品的第一批尝试者，而且周围的朋友们会经常咨询这些绿色食品购买者关于食品和品牌的意见。产生这样结果的原因可能是因为这些人喜欢将自己的绿色食品体验结果与周围的人分享，传播关于环保与健康的理念，而且自己独特的眼光和敢于尝试的精神也常常会感染到周围的人。 （4）品牌忠诚因子对绿色购买行为的影响 从本文的相关性分析得出结论；品牌忠诚因子与绿色购买因子之间不产生显著相关关系 即绿色食品购买者并不具有品牌忠诚的特征，他们可能大部分不会坚持使用著名的品牌产品，他们也并不认为宣传的广告产品比无牌的产品是更好的选择，这个结论可能是由于绿色食品购买者是理智型的购买者，而且需要理智地了解新产品的信息。 所以一旦之前的食品品牌出现了一些问题和负面消息，就会转向自己平时关注的一些新颖的、与众不同的东西，也有学者说过中国本身存在的品牌忠诚度的消费者就不多，所以会出现这样的结果。 （5）价格敏感因子对绿色购买行为的影响 从本文的相关性分析中我们发现价格敏感因子对绿色购买行为产生了非常显著的相关性，而且在回归分析中我们也可以看出，价格敏感因子对绿色购买因子产生了极为显著的影响 也就是说，绿色食品的购买者们是价格敏感的购买者，他们大部分会对价格的变化产生不同的购买选择，他们会在产品特价时购买更多的产品，而且他们大部分会在购物前列出购物清单。从该结论我们可以发现绿色食品购买者的其中一个特征为：对食品的价格很关注。 （6）绿色食品标识认知对绿色购买行为的影响 从本文的相关性分析中我们发现；绿色食品标识的认知和绿色购买行为之间产生了非常显著的相关性，而且在回归分析中我们也发现，绿色食品标识认知因子对绿色购买行为产生了非常显著的影响 该假设的成立说明了消费者对绿色食品标识认知的程度越高，产生的绿色购买行为越强。由于绿色食品在中国尚处于初级发展阶段，随着人们了解绿色食品的程度加深，就会更加的了解绿色食品相比于其他普通食品的特色和优点，那么必然会产生更强的绿色购买力。 2.本文的管理建议 （1）加强绿色食品的营销宣传，增强消费者对绿色食品的认知程度 在消费行为心理学中有这样的观点：认知是消费者进行购买行为的前提条件。当消费者意识到绿色食品可能对自己的身体健康或保护人类的生态环境产生影响时，会产生出强烈的购买欲望，并转为实际的绿色购买行为。如果缺乏一定的信息和有效的绿色宣传活动，那么将会造成消费者的认知不足。虽然绿色食品在中国已经进入了消费者的日常生活，但是中国绿色食品的营销一直被认为是宣传力度不够，而宣传的不到位导致了我国绿色食品认知度低。 从本文的结论中可以发现绿色认知程度越高，越会产生绿色购买力，因此绿色食品企业可以通过一定的宣传和教育，使得更多的消费者认识绿色标识，以及了解绿色食品的优点。首先，通过从绿色食品标识认知度的提高开始进行绿色宣传，使绿色消费者逐渐从绿色食品的尝试消费转化为经常消费，这样的消费者就会产生更强的绿色购买力。其次，进行绿色教育。也是因为绿色食品常常需要分摊绿色成本，所以价格会比普通的食品价格偏高。所以有必要通过绿色教育，使消费者真正了解绿色食品的价格构成。如果消费者了解并接受了绿色食品，那么消费者会为绿色食品付出溢价。因此，如果绿色食品企业能够突出绿色的真实性和绿色食品的绿色程度，消费者会为企业付出的绿色成本买单。 （2）营销宣传要突出绿色食品的新颖与环保概念 目前国内的大多数绿色企业仍未从根本上树立绿色观念，绿色营销尚处于起步阶段，很多企业还停留在诱导顾客消费的手段上，并没有从根本上根据绿色购买者的特点进行本质性的绿色营销。绿色食品的概念在中国仍停留在一种高层次的新食品层面上。所以绿色食品企业要突出本企业食品独特的特点，并要及时地向绿色购买者介绍该产品的环保特性。从结论我们也可以发现绿色食品购买者会改变他们的日常使用品牌，转向去购买那些环保的绿色食品。因此，如果商家的营销诉求点可以让消费者感受到自己的购买行为是与环保和改善环境生态有关，或与自身的身体健康有关，那么该商家的绿色食品会产生更强的购买力。对这部分的绿色购买者设计的食品宣传策略重点偏向于感性、新奇、环保以及营造一种标新立异的时尚氛围。 （3）绿色食品企业要根据不同的消费者进行差异化营销 通过本文的分析可以发现，购买了绿色食品的消费者偏向于年轻化和高学历的人群。因此企业在进行市场推广时，可以通过分层次的差异化营销，在年轻化和高学历的组合上加强营销力度，并且强调该绿色食品与众不同的特色。因为年轻人会成为新食品的第一批尝试者，同时较高学历使得这些人更加倾向于消费具有利于自身健康的食品。对于这部分的消费者要更加注意对社会责任感的诉求。绿色食品企业也不能忽视其他的消费群体，要准确地做好市场定位，例如对于年龄较大的消费群体，企业可以突出引导他们对自然生态和孩子身体健康的关注。 参考文献： [1]井绍平.绿色营销及其对消费者心理与行为影响的分析[J].管理世界，2004，（5）. [2]唐小飞.认知忠诚和情感忠诚的消费者行为研究[J].中国工业经济，2008，（3）. [3]何志毅，杨少琼.对绿色消费者生活方式特征的研究[J].南开管理评论，2004，7（3）：4-10. [4]Shrum，L.J.，McCarty，J.A.，Lowrey，T.M.Buyer Characteristics of the Green Consumer and Their Implications for Advertising Strategy[J].Journal of Advertising，1995，（2）. [5]杜圣普.绿色产品概念的认知测度和绿色营销策略建议[D].北京：首都经济贸易大学硕士学位论文，2006. [6]张小霞，于冷.绿色食品的消费者行为研究――基于上海市消费者的实证分析[J].农业技术经济，2006，（6）. [7]陈雨生，乔娟，李秉龙，周腰华.消费者认证蔬菜购买意愿影响因素的实证分析[J].技术创新与现代农业发展，2009.
作者简介：宋亚非（1955-），男，山东定陶人，经济学博士，教授，主要从事企业管理和跨国管理等方面的研究。E-mail：[email protected] 摘要：中国绿色食品市场尚处于发展初期，在消费环境和消费文化上不同于市场经济发达国家。本文基于绿色食品购买者特征和消费者对绿色标识的认知两个基本变量，选取大连地区购买绿色食品的消费者作为调研对象，通过问卷调查和实证分析，验证绿色消费者特征和绿色食品标识认知的各个因子对绿色购买意向的影响，进而探索这些因素对绿色购买行为的影响程度，希望可以为绿色食品产业和绿色食品市场的发展提供研究数据和对策建议。 关键词：消费者特征；绿色食品认知；购买行为 中图分类号：F063.2文献标识码：A文章编号：1000-176X（2012）12-0011-07 一、引言 2012年是中国绿色食品发展的第21个年头，绿色食品在中国保持持续平稳增长，全国具有绿色食品标志的企业数量和绿色产品的产品数量都有所增长。以2010年的统计数据为例，绿色食品产品结构中以农林及其加工产品比例最大，约为64%，其次是蓄禽类产品、饮品类和水产类等。因此，绿色食品中以我们平时接触最多的日常食品比重较大。据中国绿色食品网记载，截止到2010年，全国已经创建的绿色食品原料标准化生产基地为340个，而且绿色食品现在基本按照全程质量控制的标准化生产和规范性的管理方式，建立了较为完善的标准体系，基本可以达到国际先进水准。在这样的背景下，绿色食品将作为放心的食品引领着我们的消费方式。 然而，2011年是中国食品危机频出的一年，多起食品危机事件的发生使得消费者对于中国食品的消费环境失去了信心。面对这样的困境，绿色食品作为健康的值得信赖的食品就必将受到消费者的广泛关注。研究和分析绿色食品购买者的特征及对绿色食品标识的认知程度，进而探索对绿色购买行为的影响，为绿色食品产业和绿色食品市场的发展提供研究数据和对策建议，对促进消费者购买绿色食品具有应用价值。 二、研究模型和研究假设 1.研究模型 根据有关文献综述梳理结果，我们发现由于个人特征因子对绿色购买行为的影响存在争议，所以本文将个人特征因子作为基础信息方面的参考题项。我们仅以绿色购买者的生活方式特征和对绿色食品标识认知程度这两个基本变量，分析对绿色购买行为产生的影响。本文在绿色购买者的生活方式特征因子中引用冲动购买、意见领袖、产品兴趣、品牌忠诚和价格敏感这五个维度研究对绿色购买行为的影响；在绿色食品标识认知因子中引用对绿色食品标识认知程度这一个维度，研究对绿色购买行为的影响。具体研究模型如图1所示。 2.研究假设 （1）生活方式特征因子 生活方式因子能解释消费者的日常生活对购买行为的一些态度、看法等，有助于更准确地了解绿色食品消费者购买偏好等方面的信息，因此本文选取生活方式因子来测量对绿色食品购买行为的影响。本文选取生活方式特征中的冲动购买、意见领袖、产品兴趣、品牌忠诚以及价格敏感这五个方面分析对绿色购买行为产生的影响。通过梳理和整理学者们在这个领域的研究得出：绿色食品购买者大部分是理性消费者，并不是冲动型购买者，但是他们的意见在周围的人中存在影响力，他们对新鲜事物充满好奇，是新产品的最先尝试者，他们对食品品牌产生一定程度的忠诚度，虽然他们对绿色食品价格敏感，但是却会为绿色食品付出溢价[1]-[4]。 基于以上观点，本文提出研究假设如下： H-a： 生活方式特征因子对绿色购买行为产生显著影响。 H-a1： 冲动购买因子对绿色购买行为产生负向影响。 H-a2：意见领袖因子对绿色购买行为产生正向影响。 H-a3：产品兴趣因子对绿色购买行为产生正向影响。 H-a4：品牌忠诚因子对绿色购买行为产生正向影响。 H-a5：价格敏感因子对绿色购买行为产生正向影响。 （2）绿色标识认知 为了使绿色食品与其它普通食品相区别，中国绿色食品发展中心在国家工商行政管理总局商标局注册了绿色食品标识，该标识的作用是使潜在消费者认出绿色品牌，并了解绿色食品与普通食品的区别，进而产生相比于普通食品更强的购买力，消费者对绿色标识认知程度将会对绿色购买行为产生显著影响。 基于以上观点，本文提出研究假设如下： H-b：消费者对绿色食品标识认知程度越高，越能产生绿色购买行为。 三、研究设计 本文中问卷部分的每个因子均通过国内外学者的实证检验，其中的大部分题项内容是根据国外量表翻译成量表内容。本量表包括测量因子、二级因子以及题项内容三个部分。其中量表的测量因子部分主要由三部分组成，前两部分是绿色购买行为的影响因素，采用5级李克特量表进行测量，问卷采访者根据自身对绿色食品购买情况进行选择，该部分主要包括测量绿色食品购买者的生活方式特征、绿色消费者对绿色食品标识认知程度的信息。其中绿色食品购买者生活方式特征量表共有14个问项，该量表来自Shrum等[4]，L.J；McCarty，JohnA.：Lowrey，TinaM（1995）在文章《Buyer Characteristics of the Green Consumer and Their Implications for Advertising Strategy》中引用的问卷题目，绿色食品标识认知程度量表有1个问项，综合引用杜圣普[5]等的观点，将消费者对绿色食品标识的认知程度作为一个测量维度；而量表的第三部分是绿色购买行为量表，总共有3个问项，笔者引用何志毅和杨少琼及Shrum等的观点中的三个测量维度来测量绿色消费者的绿色购买行为。 具体量表如表 1所示。 本文量表的第二部分主要是个人特征基本信息部分，此部分主要引用张小霞和于冷[6]、陈雨生等[7]的文献中性别、年龄、学历、收入和家庭中是否有小孩这五个测量维度来测量绿色消费者对绿色购买行为的影响，具体情况会在实证分析中进行描述性探讨。 本文的正式调查在2012年5月―2012年7月进行，主要选取的地点为大连地区各种大型超市，选取的调查者为已经购买了绿色食品的消费者进行随机抽样，基本保证了样本在个人信息方面，如性别、年龄、受教育程度、收入和家庭中是否有18岁以下孩子方面的多样性，保证了样本的质量。总计发放了220份问卷，回收了181份问卷，有效问卷为146份。 四、实证分析 1.描述性分析 首先对数据样本的基本特征项方面主要从每个基本特征量的频数、所占的百分比、有效百分比和累计百分比来进行测量和分析。本文通过SPSS16.0统计软件进行样本的描述性分析，得到的样本特征如表2所示。 从性别结构上看，本文样本数据中男性为82人，占总人数的百分比为56.2%，女性为64人，占总人数的百分比为43.8%，男女比例基本均衡。 从年龄结构上看，本文样本数据中25岁以下人数为32人，占总人数的百分比为21.9%，25岁到35岁人数为91人，占总人数的百分比为62.3%，35岁到45岁人数为19人，占总人数的百分比为13.0%，45岁到55岁人数为3人，占总人数的百分比为2.1%，55岁及55岁以上的人数为1人，占总人数的百分比为0.7%。从该数据可以发现样本年龄层大多数在35岁以下的年轻人，笔者认为可能是由于绿色观点在中国发展时间较短，尚处于新兴事物，年轻人肯定会更先接受绿色食品，调查时亦发现购买了绿色食品的消费者大多数偏向年轻人。 从教育程度结构上看，本文样本数据中教育程度为高中以下的人数为1人，占总人数的百分比为0.7%，教育程度为高中的人数为12人，占总人数的百分比为8.2%，教育程度为专科的人数为16人，占总人数的百分比为11.0%，教育程度为本科的人数为71人，占总人数的百分比为48.6%，教育程度为研究生及研究生以上的人数为46人，占总人数的百分比为31.5%，样本的高学历现象可能是因为高学历者更能接受绿色食品。 从收入结构上看，本文样本数据中收入在1 500元以下的人数为38人，占总人数的百分比为26.0%，收入在1 500元-2 500元的人数为24人，占总人数的百分比为16.4%，收入在2 500 ―3 500元的人数为65人，占总人数的百分比为44.5%，收入在3 500―4 500元的人数为12人，占总人数的百分比为8.2%，收入在4 500元-5 500元的人数为2人，占总人数的百分比为1.4%，收入在5 500元及5 500元以上的人数为5人，占总人数的百分比为3.4%。总的来看，收入样本数据在2 500―3 500元的人数最多，笔者认为可能是由于这正符合了大连居民的普遍收入标准。 从家庭中是否有18岁以下小孩的比例上看，家庭中有18岁以下小孩的人数为34人，占总人数的百分比为23.3%，家庭中没有18岁以下小孩的人数为112人，占总人数的百分比为76.7%，该样本数据在家庭中没有18岁以下小孩的人数占多数，笔者认为可能是由于我们研究的样本数据年龄层较轻，大多数为未婚人士或刚结婚人士，所以该样本会存在大部分人没有18岁以下小孩的现象。 综上所述，关于本文数据样本的基本特征统计描述如表2所述： 2.因子分析 （1）效度检验 本文采用探索性因子分析的方法来检验量表的建构效度。探索性因子分析是一项用来找出多元观测变量本质结构并进行降维处理的技术。为了判断因子是否适合做因子分析，主要进行了三个步骤：第一步是进行Bartlett球体检验和KMO样本检测，用来测量每个问项之间是否相关，即是否适合用来做因子分析。Bartlett球体检验主要检验题项间相关系数是否显著，一般要求Bartlett的伴生概率p 本文通过SPSS16.0统计软件得出KMO值为0.712>0.7，根据统计学家Kaiser给出的标准，适合做因子分析，并且Bartlett球体检验结果为0.000小于显著性水平0.001，因此拒绝零假设，适合做因子分析。综上所述，本文数据总的来看适合做因子分析。并且在进行因子分析中，采用主成分分析的方法，同时采用方差最大法进行了正交旋转，删去了不符合标准的题项后得出的结果如表3和表4所示。 表3表示因子分析后因子提取及因子旋转的结果，从第五列到第七列可以发现提取了7个因子后，7个因子累计贡献率为71.697%，反映了原因子的大部分信息。 表4第一个因子反映了GS因子，也即在绿色购买因子上具有较高的载荷；第二个因子反应了IB因子，也即在冲动购买因子上具有较高的载荷；第三个因子反映了OL因子，也即在意见领袖因子上具有较高的载荷；第四个因子反映了IP因子，也即在产品兴趣因子上具有较高的载荷；第五个因子反映了CS因子，也即在价格敏感因子上具有较高的载荷；第六个因子反映了BL因子，也即在品牌忠诚因子上具有较高的载荷；第七个因子反映了GC因子，也即在绿色标识因子上具有较高的载荷。 （2）信度检验 我们常常在问卷采用李克特量表时，采用α信度系数法，α系数是对问卷所有分割方法的折半信度的平均数，信度更加科学，因此本文数据处理采用Cronbach的一致性系数（α系数）来分析信度，根据标准有：当α≥0.7时，表示高信度，当0.6≤α 本文通过克朗巴哈α系数处理后得到的结果如表6可知：本文数据共18项问卷题目测试的总的Cronbach-α值为0.703>0.7，因此总的量表之间具有良好的一致性。笔者尝试按照因子类型分开对因子进行Cronbach-α值测量，其中由于绿色标识因子仅有一项题目，所以无法测量信度，其他17项题目Cronbach-α值如表5所示，均大于0.6，因此本文样本可以说是具有较好的一致性和稳定性。 3.相关分析 本文采用Person简单相关系数来测量因子间的相关关系。由于样本抽样的随机性，样本相关系数并不能直接反映总体的相关程度，因此我们对相关系数进行假设检验，首先假设总体数据的相关性为零，其次计算其相应的统计量和相伴概率值。 根据上述分析，采用SPSS12.0统计软件进行处理，对数据采用Person简单相关关系，并且选用双侧检验（双边）来判断两个因子之间的正相关或是负相关，选择Flag significations correlations选项，表示显示的结果中以*表示相伴概率，其中一个*表示在显著性水平为0.05时，相伴概率值小于或等于0.05，即无显著性相关的可能性为0.05；两个*表示在显著性水平为0.01时，相伴概率值小于或等于0.01，即无显著性相关的可能性为0.01，因此，两个*比一个*更加显著。我们得到的结果如表6所示。IB因子和IP因子在一个*下对GS因子显著，即在显著水平为0.05情况下对GS因子（绿色购买行为因子）产生了显著相关性；而CS因子和GC因子在两个*下对GS因子显著，即在显著水平为0.01情况下对GS因子（绿色购买行为因子）产生了显著相关性；而OL因子和BL因子对GS因子不存在显著相关性。综上所述，由相关性分析我们得出结果为：冲动购买因子和绿色购买因子之间具有显著负相关关系，并且为负相关关系；产品兴趣因子和绿色购买因子之间具有显著正相关关系，并且为正相关关系；价格敏感因子和绿色购买因子之间具有显著正相关关系，并且为正相关关系；绿色标识因子和绿色购买因子之间具有显著正相关关系，并且为正相关关系。而意见领袖因子及品牌忠诚因子和绿色购买因子之间不存在相关性，所以我们发现研究结果不支持之前的假设Ha2和Ha4，即拒绝了假设H-a2和H-a4，验证了H-a1、H-a3、H-a5、H-b假设的成立。 4.回归分析 由于本文影响因变量因子有多个，所以采用多元线性回归的方法。我们以冲动购买、产品兴趣、价格敏感、食品标识为自变量因子，以绿色购买行为为因变量因子，进行回归分析，得到结果如表7、表8和表9所示。 由表7中调整后的判定系数R平方为2=0.161，可知生活方式各因子及绿色食品标识因子共同解释绿色购买意愿的16.1%，可能是由于本文样本量的缺乏和数据记录的偏差导致，虽然该判定系数R2较低，但是表8中的F值为7.980，F统计值的伴生概率非常显著，因此该模型的总体回归效果显著，而且表7中的DW值为1.904接近于2，说明不存在序列相关，而且表9中的容忍度均接近于1，VIF1.960，而且在0.05的显著性水平下显著，并且通过回归系数为负值可以发现，冲动购买与绿色购买行为为负相关；IP因子即产品兴趣因子的t>1.960，而且在0.05的显著性水平下显著，并且通过回归系数为正值可以发现，产品兴趣因子与绿色购买因子为正相关；CS因子即价格敏感因子的t>1.960，而且在0.01的显著性水平下显著，并且通过回归系数为正值可以发现，价格敏感因子与绿色购买因子之间是正向相关；GC1因子即食品标识认知因子的t>1.960，而且在0.01的显著性水平下显著，并且通过回归系数为正值可以发现，食品标识认知因子与绿色购买因子之间为正向相关；因此假设中的H-a1、H-a3、H-a5、H-b得到验证。 五、结论和管理建议 1.本文结论 （1）冲动购买因子对绿色购买行为的影响 从相关分析以及回归分析中，我们可以看到绿色食品购买者大部分是对金钱有一定的规划性，而且他们对于食品的购买是经过一定程度的思考，对于超出自己承受能力的食品并不会经常购买，也就是说发生冲动型购买行为的可能性不高。本文该结论验证了绿色食品购买者是理智型消费者 通过该结论笔者认为绿色食品的购买者可能是出于对自身以及家人健康的考虑，或者是以一种理性的诉求点为主，引起一种对于环境保护的共鸣等原因。 （2）意见领袖因子对绿色购买行为的影响 从本文的相关性分析中已经得出了结论；绿色购买者的意见领袖特征和绿色购买行为之间并没有关联性 也就是说他们并不是像之前国外学者们研究的那样，绿色购买者是一些对周围的人产生影响力的人。而且本文研究也表明绿色购买者并不认为自己是个领导者，也不希望被他人认为自己是个领导者。这可能是由于中国人做事低调，并不十分崇尚领袖精神，而美国人个性鲜明和对个人主义精神的崇拜，所以导致了运用同样的量表，得出的结论会有不同，或有可能是因为本文收集的个人信息方面偏向于年轻人，他们处于事业的起点，大部分并没有做到单位的高级岗位，所以并不会产生领袖效应。 （3）产品兴趣因子对绿色购买行为的影响 从本文的相关性分析和回归分析的显著性，我们验证了产品兴趣和绿色购买行为之间产生显著影响 说购买了绿色食品的消费者们大部分喜欢购买新颖的、独特的东西，经常是新食品的第一批尝试者，而且周围的朋友们会经常咨询这些绿色食品购买者关于食品和品牌的意见。产生这样结果的原因可能是因为这些人喜欢将自己的绿色食品体验结果与周围的人分享，传播关于环保与健康的理念，而且自己独特的眼光和敢于尝试的精神也常常会感染到周围的人。 （4）品牌忠诚因子对绿色购买行为的影响 从本文的相关性分析得出结论；品牌忠诚因子与绿色购买因子之间不产生显著相关关系 即绿色食品购买者并不具有品牌忠诚的特征，他们可能大部分不会坚持使用著名的品牌产品，他们也并不认为宣传的广告产品比无牌的产品是更好的选择，这个结论可能是由于绿色食品购买者是理智型的购买者，而且需要理智地了解新产品的信息。 所以一旦之前的食品品牌出现了一些问题和负面消息，就会转向自己平时关注的一些新颖的、与众不同的东西，也有学者说过中国本身存在的品牌忠诚度的消费者就不多，所以会出现这样的结果。 （5）价格敏感因子对绿色购买行为的影响 从本文的相关性分析中我们发现价格敏感因子对绿色购买行为产生了非常显著的相关性，而且在回归分析中我们也可以看出，价格敏感因子对绿色购买因子产生了极为显著的影响 也就是说，绿色食品的购买者们是价格敏感的购买者，他们大部分会对价格的变化产生不同的购买选择，他们会在产品特价时购买更多的产品，而且他们大部分会在购物前列出购物清单。从该结论我们可以发现绿色食品购买者的其中一个特征为：对食品的价格很关注。 （6）绿色食品标识认知对绿色购买行为的影响 从本文的相关性分析中我们发现；绿色食品标识的认知和绿色购买行为之间产生了非常显著的相关性，而且在回归分析中我们也发现，绿色食品标识认知因子对绿色购买行为产生了非常显著的影响 该假设的成立说明了消费者对绿色食品标识认知的程度越高，产生的绿色购买行为越强。由于绿色食品在中国尚处于初级发展阶段，随着人们了解绿色食品的程度加深，就会更加的了解绿色食品相比于其他普通食品的特色和优点，那么必然会产生更强的绿色购买力。 2.本文的管理建议 （1）加强绿色食品的营销宣传，增强消费者对绿色食品的认知程度 在消费行为心理学中有这样的观点：认知是消费者进行购买行为的前提条件。当消费者意识到绿色食品可能对自己的身体健康或保护人类的生态环境产生影响时，会产生出强烈的购买欲望，并转为实际的绿色购买行为。如果缺乏一定的信息和有效的绿色宣传活动，那么将会造成消费者的认知不足。虽然绿色食品在中国已经进入了消费者的日常生活，但是中国绿色食品的营销一直被认为是宣传力度不够，而宣传的不到位导致了我国绿色食品认知度低。 从本文的结论中可以发现绿色认知程度越高，越会产生绿色购买力，因此绿色食品企业可以通过一定的宣传和教育，使得更多的消费者认识绿色标识，以及了解绿色食品的优点。首先，通过从绿色食品标识认知度的提高开始进行绿色宣传，使绿色消费者逐渐从绿色食品的尝试消费转化为经常消费，这样的消费者就会产生更强的绿色购买力。其次，进行绿色教育。也是因为绿色食品常常需要分摊绿色成本，所以价格会比普通的食品价格偏高。所以有必要通过绿色教育，使消费者真正了解绿色食品的价格构成。如果消费者了解并接受了绿色食品，那么消费者会为绿色食品付出溢价。因此，如果绿色食品企业能够突出绿色的真实性和绿色食品的绿色程度，消费者会为企业付出的绿色成本买单。 （2）营销宣传要突出绿色食品的新颖与环保概念 目前国内的大多数绿色企业仍未从根本上树立绿色观念，绿色营销尚处于起步阶段，很多企业还停留在诱导顾客消费的手段上，并没有从根本上根据绿色购买者的特点进行本质性的绿色营销。绿色食品的概念在中国仍停留在一种高层次的新食品层面上。所以绿色食品企业要突出本企业食品独特的特点，并要及时地向绿色购买者介绍该产品的环保特性。从结论我们也可以发现绿色食品购买者会改变他们的日常使用品牌，转向去购买那些环保的绿色食品。因此，如果商家的营销诉求点可以让消费者感受到自己的购买行为是与环保和改善环境生态有关，或与自身的身体健康有关，那么该商家的绿色食品会产生更强的购买力。对这部分的绿色购买者设计的食品宣传策略重点偏向于感性、新奇、环保以及营造一种标新立异的时尚氛围。 （3）绿色食品企业要根据不同的消费者进行差异化营销 通过本文的分析可以发现，购买了绿色食品的消费者偏向于年轻化和高学历的人群。因此企业在进行市场推广时，可以通过分层次的差异化营销，在年轻化和高学历的组合上加强营销力度，并且强调该绿色食品与众不同的特色。因为年轻人会成为新食品的第一批尝试者，同时较高学历使得这些人更加倾向于消费具有利于自身健康的食品。对于这部分的消费者要更加注意对社会责任感的诉求。绿色食品企业也不能忽视其他的消费群体，要准确地做好市场定位，例如对于年龄较大的消费群体，企业可以突出引导他们对自然生态和孩子身体健康的关注。 参考文献： [1]井绍平.绿色营销及其对消费者心理与行为影响的分析[J].管理世界，2004，（5）. [2]唐小飞.认知忠诚和情感忠诚的消费者行为研究[J].中国工业经济，2008，（3）. [3]何志毅，杨少琼.对绿色消费者生活方式特征的研究[J].南开管理评论，2004，7（3）：4-10. [4]Shrum，L.J.，McCarty，J.A.，Lowrey，T.M.Buyer Characteristics of the Green Consumer and Their Implications for Advertising Strategy[J].Journal of Advertising，1995，（2）. [5]杜圣普.绿色产品概念的认知测度和绿色营销策略建议[D].北京：首都经济贸易大学硕士学位论文，2006. [6]张小霞，于冷.绿色食品的消费者行为研究――基于上海市消费者的实证分析[J].农业技术经济，2006，（6）. [7]陈雨生，乔娟，李秉龙，周腰华.消费者认证蔬菜购买意愿影响因素的实证分析[J].技术创新与现代农业发展，2009.