第四章 研究设计
本章主要阐述问卷设计、数据收集、数据分析的过程,在上述步骤的基础上对假设进行检验并作出简要讨论。
第一节 问卷设计
一、问卷设计过程
问卷调查法是实证研宄获取数据最为普遍和常用的方法之一,本研究基于以下步骤展开问卷设计:
(1)文献回顾,相关经典量表收集。本研究在回顾国内外相关文献的基础上,结合理论构思及核心变量概念界定,收集了核心变量(消费者伦理信念、主观规范、知觉行为控制、感知公平)的测量量表。
(2)编制初始调研问卷,并进行小样本测试。本研宄结合既有的相关经典量表以及研宄主题,编制初始问卷。在初始问卷形成后,本研究通过小样本预测对问卷的信度、效度进行检验,进而对测量条款进行蹄选与净化;(3)进一步修订,形成最终问卷。基于小样本测试中所发现的问题,进一步修改、完善相关测量条款,最终形成正式问卷。
二、预调查样本描述
在进行大样本问卷发放前,本研究以厦门地区在校大学生为样本进行了小范围预调查。本研宄通过现场回收的方式共收集问卷142份,其中有效问卷113份,问卷有效率为79.6%。本研究运用SPSS20.0对有效问卷进行了项目分析、可靠性分析及探索性因子分析,以检验问卷的信效度,最终确立正式问卷的主要内容。
从表4-1中看出,受访者女性(占57.5%)的比例略大于男性(占42.5%);大部分受访者为本科生,占64.5%;绝大部分受访者为90后一代(24岁及以下的),占71.7%;超过半数受访者(占54.9%)的月可支配收入为1001至2000元,可支配收入为1000元及以下的受访者占39.8%,这与大学生的消费者能力基本一致。【1】
本研究采用以下三个方法对113份预调查问卷的信效度进行处理:第一,使用项目分析净化测量项目一般情况下净化测量项目釆用的是CITC(corrected item total correlation,项目总分相关系数)系数判别法,CITC系数是指在同一变量维度下,每一个项目与其他所有测量项目之和的相关系数,当CITC值小于0.4时,就应该删除该测量项目气第二,利用Cronbach'sa信度系数法检验测量项目的信度。一般认为,Cronbach'sa值在0.7以上,就表明问卷的信度较高,达到了研宄的要求(Crocker&Algina,1986),也有研宄认为当量表中的测量条款数目在6个以下时,a系数值在0.6以上也可以接受(Nunnally& Bemtein,1994)。第三,对样本数据进行KMO测算和Bartlett (巴特莱特)球体检验以判断相关变量是否适合做因子分析,具体来说,KMO值在0.6以上,Bartlett球体检验结果显着(显着性小于0.001),即可以做因子分析(卢纹倍,2010)。本研究采用主成分分析法,以最大方差法进行正交旋转,选取因子负荷值在0.5以上旳测量条目,以了解问卷的结构效度。本研究依照上述分析方法与标准对消费者伦理信念、消费者非伦理行为意向、主观规范、知觉行为控制、感知公平等变量进行信效度检验,最终确定大样本调查问卷内容。
(一)消费者伦理信念
Muncy-Vitell (1992)幵发了四维度的26条款的CES量表,采用李克特五级评分法则,按照“1”(深信是错的)到“5”(深信没有错)来评定,分值越大意味着对在伦理上受到质疑的消费者行为的认同度越高,即意味着消费者伦理水平越低。国内学者曾伏娥和甘碧群(2007)以CES量表为蓝本对其修正,形成了13条款的测量量表;刘接忠(2010)、赵宝春(2008)结合中国文化情境分别开发出12条款、24条款的测量量表。本研宄结合上述学者们的成果整理出21个测量条款,分“主动获利的问题行为”(7条款)、“被动获利行为”(5条款)、“主动获利的问题行为”(5条款)和“无伤害行为”(4条款)四个维度对消费者伦理信念进行测量。【2】
在预测试中,本研究发现:“谎报小孩年纪以获取低价优惠”、“利用店员的粗心大意使用过期的优惠券”、“手机电话卡欠费后直接将它废弃,另办一张”、“在超市顺手多拿几个装食品的塑料袋回家当垃圾袋”、“在超市里喝完饮料不付钱”、“乘坐无人售票公交车时,不投或少投硬币”这6个测量条款分别与其维度总项的相关系数(CITC)均在0.4以下(分别为0.308、0.367、0.348、0.225、0.316、0.210),且这6个测量条款被副除后,可以提高总体量表的Cronbach's a系数(从0.816提升到0.912); KM值为0.783,Bartlett球形检验显着,提取出的4个公因子共解释方差变异量的68.890%。有鉴于此,本研宄将这些效果不好的测量条款删除,所以,本研宄大样本正式调研最终采用4个维度15个测量条款的量表,具体如表4-2所示。
(二)消费者非伦理行为意向测量量表
该量表与消费者伦理信念量表密切相关并呈对应关系,本研宄参考己有学者的量表,并结合本研究的零售环境,对己有量表进行了汇总和删减。【3】
该量表采用李克特五级评分法则,按照“1”(完全不可能)到“5”(完全有可能)来评定,分值越大意味着消费者对非伦理行为实施的可能性越高。在预测试中,本研宄发现:“篡改保修卡日期以获取商家免费保修”、“利用店员的粗心大意使用过期优惠券”、“慌报小孩年龄以获取商家的低价优惠”这3个测量条款与其总分题项的相关系数在0.4以下,且删除可以提高总体量表的Cronbach's a系数(从0.828提升到0.906); KMO值为0.817, Bartlett球形检验显着,提取出的4个公因子共解释方差变异量的68.881%。因此,本研宄删除了这些3个测量条款,最终形成了 4维度12个测量条款的测量量表,如表4-3所示。
(三)主观规范测量量表
主规规范作为单维度变量,其量表的设计参考ChauandHu (2001 )、邓新明(2012)的问卷内容并结合本研究的具体问题,在初始问卷中共有4个测量题项。
信效度分析结果表明4个题项与总分题项的相关系数均大于0.5,Cronbach'sa值为0.892,KMO值为0.675, Bartlett球形检验显着,且4个题项共可以提出出1个因子,解释方差变异量的76.835%,这说明主规规量表具有较好的信效度,本研宄该量表的保留所有测试题项,具体测量条款如表4-4所示:【4】
(四)知觉行为控制测量量表
知觉行为控制量表的设计参考ChauandHu (2001)、邓新明(2012)的问卷内容并结合本研究的具体问题,在初始问卷中共有4个测量题项。信效度分析结果表明4个题项与总分题项的相关系数均大于0.5, Cronbach'sa值为0.808,KMO值为0.673,Bartlett球形检验显着且4个题项共可以提出出1个因子,解释变异量为65.101%,,这表明知觉行为控制量表具有较好的信效度,本研究保留所有的测试题项,具体测量条款如表4-5所示:【5】
(五)感知公平控制测量量表
感知公平主要由分配公平、交互公平、程序公平三个维度构成,该测量量表的设计参考了 Blodgett等人(1994)、Kuo和Wu (2012)以及曾伏娥(2006)的量表构成。预测试数据表明:“在A商家购物付款时,常常需要排队等很长时间”、“我在A商家没有感受到顾客至上的感觉”、“我认为A商家的服务态度很虚假”这3个测量条款与总分题项的相关系数小于0.4,且删除该三项测量条款时量表的Cronbach's a系数从0.709提升到0.782; KMO值为0.661,Bartlett球形检验显着,所有题项都落入提取的3个因子中,解释方差变异量的64.839%,因此本研宄最终形成了 9个测量条款的感知公平量表,具体内容如表4-6所示:【6】
第二节 样本数据的描述性统计
一、数据收集
本研究正式数据收集从2014年2月中旬到2014年3月初结束,采用调查问卷测量方式。为了减少社会称许性作答所带来偏差,问卷收集工作主要借助问卷网的发放平台,通过网络渠道进行;此外,为了更真实地呈现消费者的内心想法,在问卷描述中本研宄采用了第三人称(如您认为您的朋友会怎么做)描述气正式问卷共回收412份,有效问卷296份,有效回收率为71.8%。问卷剔除标准有两个:(1)问卷填写时间过短。本研究在正式问卷发放前,通过对5位研宄生同学的问卷填写时间进行记录,发现填写本研究问卷一般需要3.5到5分钟时间,因此,本研宄对填写时间低于3分钟的问卷予以剔除处理;(2)对大部分题项选择同一得分的问卷予以副除。
二、样本的描述性统计
本研宄使用SPSS 20.0统计软件对消费者者的基本资料进行分析,包括消费者的性别、年龄、月均可支配收入、受教育程度等,具体如表4-7所示。
受访者中女性(占62.2%)的比例大于男性(占37.8%),从调查样本的年龄分布状况来看,25~34岁以及3544岁的消费者分别有139人和93人,共占78.4%,所占比重最大;其次为24岁及以下的消费者,有59人,占19.9%;45岁以上,的消费者仅占1.7%。
被试样本中,大专及本科文化水平的消费者有206人,占69.6%;硕士及以上文化水平的消费者有32人,占10.8%;高中及以下文化水平的消费者有58人,仅占19.6%,这就是说有80.4%的消费者具有大专科及其以上的学历,艮口大多数消费者有着良好的教育背景。
从调查样本的月均可支配收入分布状况来看,月可支配收入在20013000元之间的受访者有89人,占比最大为30.1%;其次是月可支配收入在1001-2000元之间的受访者,有80人,占比27.0%;每月可支配收入在1000元及以下的受访者与月支配收入在3001-5000元的受访者数量相当,分别有43人、47人,占为14.5%、15.9%;月可支配收入在5001元及以上的受访者有37人,占比12.5%。【7】
第三节 量表分析
对正式样本的信效度检验和预调查样本中所用到的方法基本一致,主要从以下四个方面进行:第一,使用纠正项目的总相关(CITC)系数净化测量项目;第二,利用Cronbach'sa信度系数检验测量项目的信度;第三,对样本进行KMO测度和Bartlett球形检验以判断是否适合做因子分析;第四,运用SPSS20.0进行探索性因子分析,运用Amosl7.0进行验证性因子分析。
消费者伦理信念量表分析由表4-8a可以看出,消费者伦理信念量表15个题项(编号为A1-D3)的CICT值均大于0.5,即该量表不需要进行项目净化;在信度分析上,消费者伦理信念量表的整体Cronbach's a值为0.895,且四个维度的Cronbach's a值均大于0.7,这说明这些项目之间的内部一致性良好;消费者伦理信念量表的KMO值为0.888,且Bartlett球形度检验小于0.001,即该量表可以进行因子分析。【8】
探索性因子分析结果显示在主动获利的非法行为、主动获利的问题行为、被动获利行为和无伤害行为四个维度上各测量条款的因子载荷值均大于0.5,结构效度良好;验证性因子分析结果表明x2/df=2.7808 < 3,CFI=0.929 > 0.9 ,RMSEM=0.078<0.1 GFI=0.896>0.85, IFI=0.925>0.9,均达到可接受标准,表明消费者伦理信念四因子模型是有效的,且拟合度较好;此外,4个维度的15个测量条款共解释方差的69.558%。上述数据表明消费者伦理信念量表具有较好的信度和效度,不需要对测量项目进行删减。
消费者伦理信念在本研究中是一个二阶因子,主动获利的非法行为信念、被动获利行为信念、主动获利的问题行为信念和无伤害行为信念的四个因子的AVE值分别0.521、0.533、0.552和0.516,均大于0.5的临界判断标准,因此该量表具有较好的收敛性,具体如表4-8b所示。【9】
二、主观规范量表分析
在表4-9中,主规规范量表4个测量题项(编号为E1-E4)的CITC值都在0.5700.688之间,均大于0.5,不需要进行项目净化处理;主规规范变量的Cronbach's a值为0.837,这说明这4个项目之间具有良好的内部一致性;KMO值为0.740,Bartlett的球形度检验显着,适合做因子分析;探索性因子分析的结果表明4个测量项目共提取出一个因子且各测量项目的因子荷载值均大于0.5,具有良好的结构效度;验证性因子分析结果表明5C2/df4.2598<3,CFI=0.995>0.9,GFI=0.992>0.9, IFI-0.995>0.9, RMSEM=0.070<0.1,均达到可接受标准;而且4个测量条款共解释方差的67.504%。因此,主观规范量表具有良好的信效度,不需要调整其测量项目。【10】
三、知觉行为控制量表分析
在表4-9中,知觉行为控制量表4个题项(编号为F1-F4)的CITC值都在0.595-0.741之间,表明不需要进行项目净化处理;在信度检验的过程中,主规规范变量的Cronbach'sa值为0.815,这说明这些项目之间具有良好的内部一致性;KMO值为0.754,Bartlett的球形度检验小于0.001,适合做因子分析;在探索性因子分析的数据表明知觉行为控制测量项目的因子荷载值均大于0.5,表明该量表具有良好的结构效度;验证性因子分析结果表明x2/df=1.2598<3,CFI=0.975>0.9,GFI=0.978>0.9, IFI=0.975>0.9, RMSEM=0.083<0.L 均达到可接受标准;4个测量条款共解释方差的64.605%。因此,知觉行为控制量表具有良好的信效度,不需要调整其测量项目。
四、感知公平量表分析
由表4-lOa可知,感知公平各测量题项(编号为X1-Z3)的CITC值都在0.573~0.672之间,不需要进行项目净化处理;在信度检验的过程中,感知公平的Cronbach's a值为0.805,分配公平、交互公平、程序公平的Cronbach's a值分别为0.764、0.750、0.650,这说明这些项目之间具有良好的内部一致性;KMO值为0.788, Bartlett的球形度检验显着,适合做因子分析。【11】
在探索性因子分析的过程中发现,所有9个题项都落入所提取的3个因素中,且各个测量条款的因子载荷均大于0.5,表明该量表具有良好的结构效度;验证性因子分析结果表明 x2/df4.9038<3, CFI=0.901 >0.9,GFI=0.881 >0.8,IFI=0.919〉0.9, RMSEM=0.058<0.1,均达到可接受标准,表明感知公平三因子模型是有效的,且拟合度较好,如表4-lOb所示;3个因子共解释方差变异量的67.501%。因此,感知公平量表具有良好的信效度,不需要调整其测量项目。
五、消费者非伦理行为意向量表分析
由表4-lla可以看出,消费者非伦理行为意向量表(编号为J1-M2) 12个题项的CICT值都在0.5570.782之间,均大于0.4,该量表不需要做净化项目处理;消费者非伦理行为意向量表的整体Cronbach's a值为0.906,且各分维度的Cronbach's a值均大于0.7,这说明这些项目之间的内部一致性良好,信度较佳;消费者非伦理行为意向量表的KMO值为0.848,且Bartlett的球形度检验显着,即该量表可以进行因子分析。【12】
探索性因子分析结果显示所有12个题项均落在提取出的4个因子上,四个因子上各测量条款的载荷值均大于0.5,结构效度良好;验证性因子分析结果表明 x2/df=3.850 < 5, CFI=0.910 > 0.9,GFI=0.890 > 0.8,IFI=0.900 > 0.9,RMSEM=0.087<0.1,表明消费者非伦理行为四因子模型是有效的,且拟合度较好,如表4-llb所示;在信度分析上,4个维度的12个测量条款共解释方差变异量的69.218%。通过对消费者非伦理行为意向量表的信效度检验,本研宄认为该变量具有较好的信效度,不需要对其测量项目进行删减。
第四节 数据分析与假设
检验在大样本调查数据质量得以保证,各测量量表信效度良好的前提下,本节将运用SPSS 20.0对研究模型中提出的9个假设展开检验。从内容上看,本章主要涉及以下三类分析:(1)各个变量的相关性检验;(2)主规规范、消费者伦理信念、知觉行为控制、感知公平及其子维度对消费者非伦理行为意向的影响分析;(3)消费者伦理信念在主规规范与非伦理行为意向、知觉行为控制与非伦理行为意向间的中介效应分析。
一、变量间相关性分析
本研究运用双变量相关分析来对各个变量间的两两关系进行分析,表4-12展示了各变量的平均值、标准差以及Pearson相关系数。在表4-12中,消费者伦理信念在5分量表上的均值为2.7050,表明受访者整体上对于非伦理行为是并不认同的;而消费者非伦理行为意向在5分量表上的均值为3.0127,表明受访者具有一定的非伦理行为倾向;主规规范在5分量表上的均值为3.0764,表明受访者在非伦理行为上受到参照群体一定程度的影响;知觉行为控制在5分量表上的均值为3.3294,这表明受访者普遍认为实施非伦理行为的难度较低,即认为自身具备实施非伦理行为的能力;感知公平及其三个子维度在5分量表上的得分均值均大于3,这表明受访者认为与商家相比自身处于劣势,受访者在消费过程中普遍感受到过不公平。
为了验证理论框架的合理性,本研究对消费者非伦理行为意向及其影响因素之间的关系进行了 Person相关分析,双尾检验的结果如表4-12所示。结果显示消费者伦理信念(r=0.598,P <0.01)、主规规范(1=0.455,p <0.01)、知觉行为控制(r=0.436,pO.Ol)与消费者非伦理行为意向之间存在显着的正相关关系;感知公平(r=0.524, p<0.01)及其子维度分配公平(r=0.313, p<0.01)、交互公平(r=0.441, pO.Ol)、程序公平(1=0.459,p<0.01)与消费者非伦理行为意向之间存在显着的正相关关系;主规规范(r=0.251,p<0.01)、知觉行为控制(r=0.442,p<0.01)与消费者伦理信念之间存在显着的正相关关系。【13】
相关分析的结果初步说明了消费者非伦理行为意向与其影响因素间的依存关系,具体来说,对消费者非伦理行为较高的认可度,较高的主规规范与知觉行为控制程度,强化了消费者实施非伦理行为的意向;较高的感知不公平程度加强了消费者非伦理行为意向的形成;较高的主规规范与知觉行为控制程度强化了消费者对非伦理行为态度的认可,因此可以认为本文的理论模型及假设预期具有合理性。
二、假设检验
本研究采用回归分析进行假设检验,首先检验消费者伦理信念、主规规范、知觉行为控制对非伦理行为意向的影响;其次检验感知公平及其子维度对非伦理行为意向的意向;最后检验消费者伦理信念的中介作用;在进行假设检验之前本研宄对控制变量的主效应进行了分析。
(一)控制变量的影响作用
为了更清晰地理解消费者非伦理行为意向影响因素的作用机制,我们将人口统计变量作为本文的控制变量,并对它们的主效应予以分析。本研究中的控制变量具体包括性别、年龄、受教育程度、月可支配收入四个变量,性别变量属于二分变量,可以直接进入回归方程;年龄、受教育程度、月可支配等变量属于分组连续性变量,本文将它们作为连续变量进行处理,直接进入回归方程,无需进行虚拟化处理。在研究性别在各个变量上是否有显着差异时,自变量性别为二分类别变量,因变量消费者伦理行为意向、消费者伦理信念均为连续变量,因而统计方法采用独立样本t检验。在研宄年龄、受教育程度、月均可支配收入在各个变量上是否有显着差异时,自变量均为为多分类别变量,因变量消费者伦理行为意向、消费者伦理信念均为连续变量,因而统计方法采用单因子方差分析(ANOVA)。【14】
在表4-13及表4-13a中,性别对消费者非伦理行为意向、消费者伦理信念均不产生显着,不同性别的受访者在消费者伦理信念、非伦理行为意向上均值无差异,这与以往的研宄有差异:Vitell等人(1991)指出性别是美国消费者伦理信念的重要决定因素之一;Rawwas (1996)的研究表明女性消费者普遍比男性消费者更具伦理性;Whipple和Swords (1992)发现在对待伦理问题上女性比男性更具批判性。笔者认为造成研究结果差异的原因可能是文化背景的差异,也可能是样本在性别上分布不均的问题(女性占比为62.2%,男性仅为37.8%)。【15】
表4-13表明,年龄显着正向影响消费者非伦理行为意向(|3=0.305,p<0.05)1及以下)的受访者具有最高的伦理水平(4〉2>1; 3>2>1)和最低的非伦理行为意向(4〉2〉1; 3>1) , 45岁以上的受访者与35~44岁的受访者在消费者伦理信念和伦理行为意向间均无显着差异。关于年龄是否影响消费者伦理信念、非伦理行为意向,学者们得出了不同的结论:Vitell等人(1991)研宄表明美国老年消费者比年轻消费者更伦理;Swaidan等人(2003)发现年长的消费者更容易拒绝非伦理行为;Erffmeyer等人(1999)研宄却表明日本年轻消费者比年长消费者的伦理水平更高;刘如萍等人(2009)研宄表明年龄并不影响消费者伦理信念。根据Kohlberg (1976)的道德发展理论,随着年龄的增长,个体行为应逐渐体现出社会一致性和公正性,其伦理水平应不断提高,这与本研究的分析结论相矛盾,本研究认为可能是样本分布不均勾的问题(24岁及以下、25~34岁、35~44岁、45岁及以上的受访者分别占比19.9%、47.0%、31.4%、1.7%),也可能是样本在年龄上区分度不够,不能准确地反应年龄差异,如无法考证60岁以上的受访者的伦理状况,这也本研究的数据收集渠道有关,年龄越大的受访者越难以通过网络渠道获取)。【16】
在表4-13及表4-13C中,受教育程度对消费者伦理信念、非伦理行为意向均不产生显着影响,不同受教育程度的受访者在消费者伦理信念与消费者非伦理行为意向的得分无差异。关于受教育程度是否影响消费者伦理信念、非伦理行为意向,学者们也有不同的看法:虽然有研究结果表明受教育程度高的消费者,其伦理程度也相应较髙(Kelleyetal., 1990;刘汝萍等,2008; Swaidan et al., 2003),但有些研究未能发现受教育程度与消费者伦理信念间存在显着相关关系(Laczniak & Inderrieden, 1987;赵宝春,2008等),本研宄的分析结论与已有的研究并不冲突。
同时,表4-13及表4-13d表明月均可支配收入对消费者非伦理行为意向、消费者伦理信念均不产生显着影响,不同受教育程度的受访者在消费者伦理信念与消费者非伦理行为意向的得分无差异,然而依据马斯洛需求层次理论,月可支配收入越高的消费者应该具有更髙的伦理水平,本研究认为这可能是由于调查问卷在设计时对收入范围的涵盖度不够,不能真实地反应收入差异。
根据上述分析,本研究认为人口统计学变量在消费者非伦理行为的研究中具有重要意义,在理论假设的验证过程中,为了避免它们的干扰作用,本研究将其作为控制变量,以剔除它们对消费者非伦理行为意向、消费者伦理信念的影响。【17】
(二)伦理信念、主规规范、知觉行为控制对消费者非伦理行为意向的影响
本部分采用多元回归分析的方法检验消费者伦理信念、主规规范、知觉行为控制这三个自变量对消费者非伦理行为意向的影响是否显着,即主要检验HI、H2、H3、H4是否成立。在控制了性别、年龄、受教育程度和月可支配收入等4个变量后,以消费者伦理信念为自变量,以非伦理行为意向为因变量构建模型3。
对比模型1,模型3的R2值有了显着提高,AF值在0.05水平上显着,这表明在控制了人口统计学变量后,消费者伦理信念(卩=0.428,p<0.05)显着正向影响消费者非伦理行为意向的形成,即假设HI成立。同理,依据表4-14a,主规规范(p=0.398,p<0.05)与知觉行为控制(p=0.550,p<0.05)均显着正向影响消费者非伦理行为意向的形成,即假设H2、H3得到支持。
在表4-14b中,本研究同时以消费者伦理信念、主规规范为自变量对消费者非伦理行为意向回归形成模型6,同时以消费者伦理信念、主规规范、知觉行为控制为自变量对消费者非伦理行为意向回归形成模型7。与模型3对比,模型6的R2值有了显着提高,AF值在0.05水平上显着;对比模型6,模型7的R2值有了较大提高,AF值在0.05水平上显着,这表明模型7在这6个模型中是最优的。同时,对模型7进行共线性检验,如表4-14b所示,模型各主要变量的容忍度(tolerence)在0.5360.989之间,方差膨胀因子(VIF)在1.0111.865之间,这表明模型各变量之间不存在多重共线性问题。【18】
(三)感知公平及其子维度对消费者非伦理行为意向的影响
本部分采用多元回归分析的方法检验感知公平及其三个子维度对消费者非伦理行为意向的影响是否显着,即主要检验H4、H4a、H4b、H4c是否成立。在控制了性别、年龄、受教育程度和月可支配收入等4个变量后,以感知公平为自变量对消费者非伦理行为意向进行回归形成模型8,以分配公平、交互公平、程序公平为自变量对消费者非伦理行为意向进行回归形成模型9。【19】
在表4-15a中,感知公平(卩=0.497, P <0.05)及其子维度分配公平(13=0.120,p<0.05)、交互公平((3=0.226, p<0.05)、程序公平((3=0.287,p<0.05)显着正向影响消费者非伦理行为意向的形成,即假设H4、H4a、H4b、H4c均得到支持,表4-15a也表明感知不公平对消费者非伦理行为意向的影响更多地加载在交互不公平(卩=0.226,p<0.05)和程序不公平(卩=0.287,p<0.05)上。此外,对比模型8和模型9,如表4-15a所示,R2并无明显变化,这意味着对感知公平进行分维度研究并没有其提高对模型的解释力,将感知公平作为整体研究具有一定的可取性。在表4-15b中,本研究同时以消费者伦理信念、知觉行为控制、主规规范、感知公平为自变量进行回归形成模型10。对比模型7,模型10的R2值有较大幅度的提升,四个变量共解释消费者非伦理行为意向变化的67.7%,对模型10进行共线性检验,如表4-15b所示,模型各主要变量的容忍度(tolerence)在0.536~0.989之间,方差膨胀因子(VIF)在1.0081.865之间,这表明模型各变量之间不存在多重共线性问题,这表明在上述模型中,模型10是最优模型。【20】
(四)中介效应分析
对中介效应进行检验的传统做法是依次检验回归系数,具体过程检验过程如下:(1)自变量是否显着影响因变量;(2)自变量是否显着影响中介变量;(3)自变量和中介变量同时对因变量进行回归,如果中介变量效应显着而自变量效应下降且显着,则表明存在部分中介效应,如果自变量效应不显着而中介变量效应显着,则表明存在完全中介效应。本部分旨在检验消费者伦理信念是否在主规规范与消费者非伦理行为意向之间、知觉行为控制与消费者非伦理行为意向之间存在部分中介作用,即主要检验H5、H6是否成立。
1、消费者伦理信念在主规规范与消费者非伦理行为意向间的中介效应检验在该检验中,自变量为主规规范,中介变量为消费者伦理信念,因变量为消费者非伦理行为意向,如图4-1所示。【21】
依据中介效应的检验步骤,首先以主规规范为自变量对消费者非伦理行为意向回归,如表4-16所示。【22】
主规规范显着正向(P=0.398,p<0.05)影响消费者非伦理行为意向(stepl);其次以主规规范为自变量对消费者伦理信念回归形成模型11,主规规范显着正向(P=0.187,p<0.05)影响消费者伦理信念(step2);最后以主规规范、消费者伦理信念为自变量同时对非伦理行为意向回归形成模型12,主规规范((3=0.337,p<0.05)和消费者伦理信念(P=0.328,p<0.05 )均显着正向影响非伦理行为意向(step3),这表明消费者伦理信念在主规规范与非伦理行为意向间起到部分中介作用,假设5得到支持。
2V消费者伦理信念在知觉行为控制与非伦理行为意向间的中介效应检验在该检验中,自变量为知觉行为控制,中介变量为消费者伦理信念,因变量为消费者非伦理行为意向,如图4-2所示:【23】
依据中介效应的检验步骤,首先以知觉行为控制为自变量对消费者非伦理行为意向回归,如表4-17所示。【24】
知觉行为控制显着正向(p=0.134,p<0.05)影响消费者非伦理行为意向(stepl);其次以知觉行为控制为自变量对消费者伦理信念回归形成模型13,知觉行为控制显着正向(P=0.187,p<0.05)影响消费者伦理信念(step2);最后以知觉行为控制、消费者伦理信念为自变量同时对消费者非伦理行为意向回归形成模型12,知觉行为控制(卩=0.232,p0.05)和消费者伦理信念(p=0.487,p<0.05)均显着正向影响消费者非伦理行为意向(step3),这表明消费者伦理信念在主规规范与消费者非伦理行为意向间起到部分中介作用,即假设6得到支持。
第五节 本章研究小结
本章在预调查数据的基础上对初始问卷进行修订以提高量表的信效度,随后进行正式问卷发放、回收,通过大样本数据依次检验本研宄所提出的假设,表4-18将对本研究的主要假设及检验结果予以汇总,总的来说本研究的9个假设均得到了支持。【25】
