引言

在"双碳"目标的国家战略背景下，居民生活能源消费已成为我国能源消费增长的主要驱动力。根据《“十五五”节能减排综合工作方案》最新要求，居民生活领域是实现碳减排的关键环节，家电领域节能潜力尤为突出。数据显示，2025年我国居民生活用电量已突破1.2万亿千瓦时，占全社会用电量的14.5%，其中东部地区贡献率达58%且能源对外依存度高。近年来政策体系持续升级，除阶梯电价、节能补贴外，2025年推出的“绿色家电消费促进计划”首次将能效标准与碳足迹挂钩，凸显政策引导的系统性转变。然而，政策效果与居民实际响应仍存在差距，亟需通过实证研究揭示行为驱动机制，为政策优化提供科学依据。

2020—2025年城镇居民家电保有量年均增长8.2%，用电占比升至终端能源消费的28%，但能效认知度仅61.3%，二级能效产品价格接受阈值低于实际成本30%，全生命周期成本认知缺失率达73%。当前正值“节能惠民工程”产品集中更换期，为研究消费升级提供了契机。

现有研究多集中于工业减排与技术政策，对居民消费行为驱动机制探讨不足；心理因素研究虽引入计划行为理论（TPB）与规范激活理论（NAM），但针对中国城市居民文化特质的实证仍较薄弱，行为经济学视角下的“动机-行为”链路存在空白，且横截面数据难以捕捉政策长期效果。本研究通过多学科交叉与动态数据追踪，旨在破解“认知-行为差距”，为“十五五”节能减排目标落地提供政策工具。

一、绪论

（一）研究目的及意义

第一，刻画节能家电认知与消费行为现状，分析个体特征在认知与意愿上的差异，识别不同群体的行为特征。

第二，识别消费动机与影响机制，基于有序逻辑回归量化认知水平、行为习惯与外部环境对消费意愿的影响，揭示“认知-行为差距”的形成机制。

第三，基于计划行为理论构建结构方程模型，检验行为态度、主观规范、感知行为控制对消费意愿的路径影响，厘清心理因素在消费决策中的作用机制。

第四，识别典型消费群体，综合前述分析提出面向政府政策与企业推广的差异化建议。

（二）文献综述

随着“双碳”目标的推进，节能家电消费行为研究日益受到关注。本节从节能家电市场发展、可持续发展与绿色消费、消费者行为理论三个维度梳理相关文献。

1. 节能家电市场发展现状研究

在全球气候变化和能源危机日益严峻的背景下，推动绿色消费、促进节能减排已成为各国政府和学术界的共识。家用电器的能源消耗是居民生活能源消费的主要构成部分，据聂慧的报道，约70%的家庭碳排放来自家用电器，其中空调、冰箱和电视三类电器占其中的50%。近年来，随着我国“双碳”目标的提出和绿色消费政策的持续推进，节能家电市场迎来了快速发展期。2025年1月，商务部等部门发布通知，加大补贴政策力度和扩大范围推进居民家电以旧换新工作，对购买2级及以上能效产品给予补贴。

节能家电市场在最近这些年展现出了蓬勃发展的状况。依据相关研究做出的预测，节能装备产业的市场规模会达到7500亿元。这样的增长主要是因为政策给予的强力推动。白亚峰等人在2025年进行研究时发现，“以旧换新”政策对于绿色消费升级有着驱动效应，在该政策实施以后，节能家电的销售额出现了明显的增长。何晓曦在2024年报道了江苏省借助以旧换新政策推动绿色节能家电消费升级的实践经验，数据表明该政策激发了消费者的购买热情。国补新政的实施进一步促使节能家电市场获得发展。沈靖然通过对重庆京东MALL展开实地调研发现，新政实施之后门店销售额环比增长超过了百分之三十，其中智能产品销售额环比增长超过百分之八十五。

2. 可持续发展与绿色消费相关研究

绿色消费被看作是突破生态限制的关键路径。亢楠楠在2025年提出，绿色消费能够借着满足自我实现需求来提高个体的幸福感，可是这要以控制消费总量作为前提条件。张芳等人于2024年归纳出我国绿色消费面临着像认知不足、供给不充分等方面的挑战。马爽等人借助可视化分析得出，情感因素、数字技术、政策机制是当下绿色消费研究的热门要点。

在具体的行为机制方面，盛光华等人于2018年通过实证研究发现，环境责任感、绿色感知价值、激励政策，均属于对于绿色产品购买行为产生影响的关键因素。张轶之等人在2020年指出，诸如赞赏感这类积极情感，对于节能家电购买行为所造成的影响比较显著。王建明与吴龙昌于2015年所提出的情感—行为双因素模型，进一步证明了情感因素的重要意义。就数字技术而言，刘旭妍等人于2025年发现，数字平台能够借助降低信息成本、增强社交互动等方式来推动绿色消费，而聂春艳与汪涛在2025年则揭示出了AI推荐在绿色产品购买过程中存在的局限性。

3. 消费者行为方面的相关研究

计划行为理论，即TPB，是用来解释绿色消费行为的核心理论框架。刘宇伟在2008年对态度、主观规范与感知行为控制对行为意向的作用机制做了全面阐述，张露等人在2013年依据实验数据证实了TPB在绿色消费领域的适用性。张长鲁与赵世圆在2024年的研究中又进一步引入了消费者创新性，发现TPB变量能够提高绿色家电购买意愿。除TPB外，价值-信念-规范理论也被广泛用来解释亲环境行为，强调个人价值观与环境信念对行为所产生的影响。梅蕾与赵子牛在2024年基于S-O-R模型发现，在线展示与口碑通过影响绿色感知价值与自我效能感，从而激发绿色购买意愿。上述这些研究为本项研究建立分析框架奠定了理论基础。

二、问卷与抽样设计

（一）问卷设计

问卷设计目的在于深入探究城市居民在家电消费中的节能减碳认知、实践与意愿，从而推动绿色生活方式。本研究以城市18岁及以上居民为对象，整合“认知—态度—行为”模型与计划行为理论，结合文献综述，系统解析节能家电消费行为的形成机制，聚焦认知、态度与行为维度，揭示绿色消费决策的关键因素。问卷设计涵盖以下八个方面：问卷背景说明；居民及家庭基本信息；节能家电获取的便利性；节能家电认知程度；支付意愿；家电使用习惯；信息获取渠道及购买使用情况；外部影响因素。

（二）抽样与样本量计算

本研究运用典型调查法，遵循目的性抽样的原则，采用“划类选典”的策略。依据城市商业等级，把城市划分成一线、新一线、二线、三线及以下这四类，并且分别选取北京、青岛、济南、淄博当作代表。借助分层典型选取的方式，保证样本能够覆盖主要的情境类型，以此达成理论建立的目标。

依据国家统计局所发布的《2024年国民经济和社会发展统计公报》可知，在2024年年末的时候，全国常住人口数量为140828万人。其中年龄大于18岁的人口数量约占71.5%，也就是大概100692万人。鉴于整体规模极大，远远超过了1000万，所以本研究把它看作是无限总体，进而不需要进行有限总体修正。如此一来，本研究对于样本量的计算，采用由Cochran提出的公式来估算描述性统计的最小样本量：

参考国内外同类能源消费行为的样本量通常为450至600份的惯例，本研究将目标有效样本量设定为500份以上，以支持模型构建、信效度检验及分城市层级的比较分析。

三、信效度检验

（一）信度分析

信度（reliability），用来表示在条件一致的情况下，对同一事物测量多次时，最终的测量结果的相互一致或符合的程度，以此来说明所收集数据的可靠性。一般最常用Cronbach信度系数进行考察。其计算公式为：

调查项目	题号	删除项后的克隆巴赫系数	基于标准项的克隆巴赫系数	信度评价
购买节能家电的可行性	Q9-R1 Q9-R2 Q9-R3	0.888 0.886 0.893	0.896	良好
对节能家电的认知与态度	Q14-R1 Q14-R2 Q14-R3	0.884 0.889 0.884	0.896	良好
节能家电的购买行为	Q15-R1 Q15-R2 Q15-R3	0.887 0.890 0.890	0.896	良好
节能家电的使用习惯	Q16-R1 Q16-R2 Q16-R3	0.886 0.892 0.888	0.896	良好
购买节能家电的外部影响	Q17-R1 Q17-R2 Q17-R3	0.887 0.892 0.893	0.896	良好

在本问卷中，基于标准项的克隆巴赫系数均大于0.8，所以问卷整体性设计较为合理。问卷中的数据真实性，可靠性俱佳，可以满足后续研究需求（表1）。

（二）效度分析

效度（Validity），它是指测量工具或手段能够准确测出所需测量的事物的程度。效度是指所测量到的结果反映所要考察内容的程度，测量结果与要考察的内容越吻合，则效度越高。

KMO取样适切性量值		0.908
Bartlett球形度检验	近似卡方	822.104
	df	105
	P	0.000***

注：***、**、*分别代表1%、5%、10%的显著性水平，下文不再说明。

对问卷内所有测量题项降维因子分析，得到 KMO取样适切性量数的值为0.908，大于0.6，球形度检验显著度为0.000，其小于0.05，说明问卷数据合理，因此，此问卷适合于因子分析（表2）。

四、节能家电的消费特征分析

（一）被调查者基本特征分析

样本	特征	频率
性别	男 女	40.1% 59.9%
年龄	18-25岁 26-35岁 36-45岁 46-55岁	15.1% 43.3% 34.3% 7.3%
学历	高中/中专及以下 专科/本科 硕士/博士	3.2% 86.0% 10.8%
地域	一线城市 新一线城市 二线城市 三线城市及以下	27.0% 36.6% 20.9% 15.4%
家庭月总收入	1万元以下 1-2万元 2-3.5万元 3.5-5万元 5万元以上	14.0% 33.4% 33.4% 16.3% 2.9%
家庭常住人口	1人 2人 3人 4人 5人及以上	4.7% 11.6% 51.2% 20.6% 11.9%

本次被调查者的基本特征如上表所示，样本在性别分布上呈现女性偏多的特征，年龄集中于26至45岁青中年群体，受教育程度普遍较高，以专科及本科学历为主。家庭月总收入集中于1万至3.5万元区间，家庭结构以三人户为主，与城市典型家庭模式相符。地区覆盖较为均衡，涵盖一线至三线及以下城市，具备一定的区域代表性。整体而言，样本结构合理，可为后续分析提供可靠的数据基础（表3）。

（二）被调查者的认知与满意程度分析

在国家电能效认知方面（1–5评分，1为“完全不了解”，5为“完全了解”），选择4与5的受访者合计占61.9%，选择3的占25.0%，选择1与2的合计占13.1%。多数受访者对能效标识具备一定认知。

在节能家电的节能效果满意度方面，“非常满意”与“比较满意”合计占71.8%，“一般”占22.7%，“比较不满意”与“非常不满意”合计占5.5%。大多数受访者对节能效果表示满意。

关于节能家电的“产品价值”认知，各维度的认同比例分别为：环保减碳67.2%、长期节省电费54.1%、技术先进与体验更佳52.6%、符合高品质生活形象41.9%、享受政策补贴优惠31.7%、其他0.3%。

（三）基于交叉分析的消费者认知与消费意愿分析

1. 被调查者个体特征与国家电能效标识认识程度的关系分析

变量	分类	卡方	显著性
性别	男 女	10.602	0.031**
学历	高中及以下 专科/本科 硕士/博士研究生	9.667	0.280
家庭月总收入	1万元以下 1-2万元 2-3.5万元 3.5-5万元 5万元以上	14.988	0.526
家庭常住人口	1人 2人 3人 4人 5人及以上	20.507	0.198

在表4中，分析了性别、学历、家庭月总收入、家庭常住人口对国家电能效标识认识程度的关系。从数据中可以看出，学历、家庭总收入、家庭常住人口的卡方检验的显著值分别为0.280、0.526和0.198大于0.05，表明学历和家庭月总收入与国家电能效标认识程度之间没有显著的统计学关系。性别的卡方检验的显著值为0.031**小于0.05，表明性别与国家电能效标认识程度之间有显著关系。

2. 被调查者个体特征与节能家电消费意愿分析

变量	分类	卡方	显著性
性别	男 女	3.516	0.475
学历	高中及以下 专科/本科 硕士/博士研究生	14.838	0.062*
家庭月总收入	1万元以下 1-2万元 2-3.5万元 3.5-5万元 5万元以上	15.647	0.478
家庭常住人口	1人 2人 3人 4人 5人及以上	23.051	0.112

在表5中，分析了性别、学历、家庭月总收入、家庭常住人口对节能家电消费意愿的关系。从数据中可以看出，性别、学历、家庭总收入、家庭常住人口的卡方检验的显著值分别为0.475、0.062、0.478和0.112均大于0.05，表明性别、学历和家庭月总收入、家庭常住人口与节能家电消费意愿之间没有显著的统计学关系。

五、节能家电的消费影响因素分析

（一）基于有序 logistic 回归的节能家电消费动机识别

1. 模型的选择与运用

因变量（消费意愿）为五级有序分类变量，满足有序Logistic回归的比例优势假设（Parallel Lines Test, p=0.121）。采用累积比数模型（Proportional Odds Model）分析多分类有序变量与自变量的关联性，模型表达式为：

其中，j=1,2,3,4 对应消费意愿等级，负号表示高等级需更大解释变量值驱动（表6）。

变量类型	变量名	题号
因变量 认知水平 行为习惯 外部环境	消费意愿 能效标识认识程度 长期经济性信念 日常使用的自适应节能行为 关闭电源的习惯行为 定期维护保养的行为 对政府补贴政策的敏感度 对促销活动的敏感度 受社会（亲朋）影响的程度	Q15-R2 Q14-R1 Q14-R3 Q16-R1 Q16-R2 Q16-R3 Q17-R1 Q17-R2 Q17-R3

2. 分析过程及结果

（1）似然卡方检验

根据似然比检验，我们可以发现，似然比卡方值为125.64（p<0.001），强烈原假设，说明模型有统计意义，通过检验，也就是说原假设模型能很好地拟合原始数据（表7）。

似然比卡方	P	AIC	BIC
125.64	0.000***	812.42	839.386

（2）有序逻辑回归结果

在有序逻辑回归分析中，认知水平、外部环境与行为习惯的回归系数均为正且显著（P<0.01）。认知水平的回归系数为0.79（OR=2.203，95%CI[1.523,3.186]），表明消费者能效认知每提升一个单位，其节能家电消费意愿向更高等级跃迁的概率增加约120.3%，是驱动消费意愿的最关键因素。

外部环境的回归系数为0.54（OR=1.715，95%CI[1.147,2.565]），政策补贴、促销活动及社会影响等外部因素每优化一个单位，消费者意愿向高等级跃迁的概率提高71.5%，说明外部激励与社会引导在消费决策中仍发挥重要作用。

行为习惯的回归系数为0.575（OR=1.778，95%CI[1.166,2.71]），消费者在日常生活中形成的节能行为习惯（如关闭电源、定期维护、自适应节能）每改善一个单位，其消费意愿提升至高等级的发生比增加77.8%，表明日常行为模式与消费意愿之间存在正向传导机制（表8）。

项	回归系数	标准误差	z	P	OR	OR95%置信区间
						上限	下限
认知水平	0.79	0.188	4.194	0.000***	2.203	1.523	3.186
外部环境	0.54	0.205	2.629	0.009***	1.715	1.147	2.565
行为习惯	0.575	0.215	2.674	0.008***	1.778	1.166	2.71

（二）基于计划行为理论的节能家电消费意愿分析

1. 理论基础与评价系统构建

计划行为理论（Theory of Planned Behavior, TPB）认为行为意向由态度（Attitude）、主观规范（Subjective Norm）和感知行为控制（Perceived Behavioral Control）共同决定。结合城市居民节能家电消费场景，理论框架为（表9）：

行为意愿：节能家电的支付与选择意愿Q14-R1/R2

行为态度：绿色购买态度 Q13-R2/R3

主观规范：社会影响Q16-R3

感知控制行为：Q9-R1

TPB维度	测量指标	对应问卷题目
行为意愿	节能家电的支付与选择意愿	Q15-R1/R2
行为态度	绿色购买态度	Q14-R2/R3
主观规范	社会影响	Q17-R3
感知控制行为	可靠节能家电获取容易度	Q9-R1

2.结构方程模型路径图

3. 因子载荷分析结果

因子	变量	非标准载荷系数	标准化载荷系数
因子1	感知行为控制	1	0.642
因子2	主观规范	1	0.424
因子3	行为态度	1	0.764
因子4	行为意愿	1	0.851

因子载荷系数表显示，四个潜变量（因子1至因子4）的标准化载荷系数介于0.424至0.851之间，均超过0.4的常规阈值，表明各观测变量能有效反映其对应的理论构念。其中，行为意愿（因子4）的载荷最高（0.851），行为态度（因子3）次之（0.764），感知行为控制（因子1）为0.642，主观规范（因子2）相对最低（0.424）（表10）。

4. 路径分析结果

Factor（潜变量）	→	分析项（显变量）	非标准化系数	标准化系数	标准误	Z	P
因子1	→	因子4	0.236	0.222	0.033	7.166	0.000***
因子2	→	因子4	0.31	0.196	0.036	8.619	0.000***
因子3	→	因子4	0.516	0.466	0.026	20.097	0.000***

结构方程模型路径分析显示，三个潜变量对因子4的回归系数均显著（p<0.001）。其中，因子3的效应最强（非标准化系数β=0.516，标准化β=0.466，Z=20.097），其对因子4的方差解释比例约为21.7%（0.466²）；因子2次之（β=0.310，标准化β=0.196，Z=8.619）；因子1相对最弱（β=0.236，标准化β=0.222，Z=7.166）。标准化系数比较呈现因子3 > 因子1 > 因子2的排序（表11）。

综上，行为态度、主观规范与感知行为控制三个核心变量均对城市居民节能家电消费意愿产生显著正向影响，其中行为态度的驱动作用最为突出，其路径系数最高，远高于其他两个变量，这表明消费者对绿色购买行为的内在价值认同与积极评价，是决定其节能家电购买意愿的最关键心理因素；相比之下，主观规范与感知行为控制的效应量较小，表明在当前的消费情境中，社会群体压力与资源可获取性感知对意愿的驱动作用明显弱于消费者内在的绿色购买态度。

六、结论与建议

（一）研究结论

本项研究依据北京、青岛、济南、淄博四类城市居民的问卷调查数据，综合运用描述性统计、交叉分析、有序逻辑回归及计划行为理论结构方程模型，对城市居民节能家电的认知水平、消费意愿及其影响因素进行了系统性探究，主要得出以下结论：

第一，居民对节能家电的认知水平整体较高，有超过60%的受访者对我国能效标识有一定了解，而且多数居民认同节能家电的环保价值和长期经济效益。但居民的认知并未充分转化为购买行为，约有四成受访者因价格过高等原因尚未购买节能家电。

第二，性别与能效标识认知程度存在比较明显的关联（p=0.031），然而学历、收入、家庭人口数跟认知程度并没有显著的关系；性别、学历、收入、家庭人口数与消费意愿同样没有显著关系（p>0.05）。

第三，促使消费意愿产生的关键因素主要有认知水平、日常节能习惯与外部政策环境。有序逻辑回归显示，能效标识认知水平所产生的边际效应是最为突出的（OR=2.203），而日常节能习惯（OR=1.778）与外部政策环境（OR=1.715）相对来说较弱（p<0.01）。

第四，行为态度对消费意愿的贡献要高于主观规范与感知行为控制。结构方程模型表明，行为态度的标准化路径系数最高（β=0.466），感知行为控制（β=0.222）与主观规范（β=0.196）相对较低。

（二）政策建议

基于上述研究结论，本研究从政府政策引导与企业市场推广两个层面，提出以下建议：

第一，加大能效标识教育工作，以此提升认知转化的效率。对标识呈现方式进行优化，使其可读性与辨识度得以增强；依靠社区、学校及新媒体平台开展节能知识普及工作，强化全生命周期成本认识，从而缩小认知与行为之间的差距。

第二，强化内在价值的认同，以此来引导绿色消费文化。企业的营销活动由“节能属性告知”转变为“价值认同塑造”，借助品牌故事、用户案例，凸显环保贡献与高品质的象征价值；政府则借助公益广告、绿色消费评选，营造出“节能光荣、绿色时尚”的社会氛围。

第三，实施差异化营销策略，关注群体异质性。针对认知水平较高的群体侧重产品品质与能效优势传播；针对年轻群体突出环保价值、社会形象与使用体验，提升情感共鸣与购买意愿。

参考文献：

1. [1] 白亚峰. “以旧换新”政策驱动下的绿色消费升级效应研究[J]. 商业经济研究,2025(18):59-61.
2. [2] 亢楠楠.绿色消费及其对幸福感的影响:综述与展望[J].生态文明研究,2025(03):99-112.
3. [3] 刘旭妍. 数字平台对居民绿色消费的影响研究[J]. 金融与经济,2025(12):87-94.
4. [4] 刘宇伟.计划行为理论和中国消费者绿色消费行为[J]. 中国流通经济,2008,22(08):66-69.
5. [5] 梅蕾,赵子牛. 在线展示与口碑对消费者绿色购买意愿的影响研究——基于绿色感知价值和绿色自我效能感的中介作用分析[J].价格理论与实践,2024(05):187-192.
6. [6] 聂春艳,汪涛. AI让人更环保？AI推荐对消费者的绿色产品购买意愿的影响[J]. 南开管理评论,2025,28(03):51-62.
7. [7] 盛光华,葛万达,汤立. 消费者环境责任感对绿色产品购买行为的影响——以节能家电产品为例[J].统计与信息论坛,2018,33(05):114-120.
8. [8] 张芳. 我国绿色消费发展现状、挑战与建议[J]. 西南金融,2025(05):87-97.
9. [9] 张长鲁,赵世圆. 居民绿色家电购买意愿及其实现路径研究[J].价格理论与实践,2024(11):181-185.
10. [10] 张露,帅传敏,刘洋. 消费者绿色消费行为的心理归因及干预策略分析——基于计划行为理论与情境实验数据的实证研究[J]. 中国地质大学学报(社会科学版),2013,13(05):49-55+139.
11. [11] 张轶之,刘长进,滕玉华. 异质性节能情感对农村居民节能行为的影响研究[J].生态经济,2020,36(07):126-130.
12. [12] 何晓曦. 江苏：以旧换新推动绿色节能家电消费升级[N]. 国际商报,2024-09-26(002).
13. [13] 马爽,刘丹,田明华. 国内外绿色消费研究脉络及前沿趋势——基于CiteSpace的可视化分析[J]. 商业经济研究,2026(01):69-73.
14. [14] 王建明,吴龙昌.绿色购买的情感-行为双因素模型:假设和检验[J]. 管理科学,2015,28(06):80-94.