節能領域的助推干預效果
--基于現場實驗類研究的薈萃分析

方學梅 高煜辰 陳 松

一、引言

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

助推不依賴傳統的行政強制或經濟激勵的手段，而是在保障個人自由選擇的基礎上，運用簡便、低成本的方式適當地改變選擇架構，從而使人們的行為發生預期的改變(Thaler &Sunstein，2008)。此種干預方式遵循了“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)。學術界有關助推在公共管理領域的研究也呈現逐年增加的趨勢(Mertens et al.，2022)，其中節能環保領域是助推研究關注的重點領域之一(何貴兵等，2018)，更是具有“以小撥大”的深遠意義(張書維等，2018)。但是助推干預的效果存在爭議(Allcott，2011；Sudarshan，2017；Myers &Souza，2020；Byrne et al.，2018)。事實上，已有學者對助推干預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，這些研究領域過于寬泛，涵蓋健康、食品、金融、環保等多方面，未能聚焦具體的節能領域。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助推研究的高速發展期，也是學術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，其結果不足以概括全球研究概貌。本文在借鑒上述文獻的基礎上，運用薈萃分析技術，對2008年至2022年10月發表的55篇節水、節電、節氣等節能領域助推干預的相關中英文實驗類研究進行分析，系統評價助推對公眾節能行為的干預效果。本研究要厘清的兩個問題是：節水、節電、節氣等節能領域的助推干預效果如何？哪些潛在變量會對上述領域中助推的效果造成影響？

二、文獻綜述

(一)助推在生活節能領域的總體干預效果分析

通過文獻梳理，本研究將節能領域聚焦于節約用電、節約用水、節約燃氣等方面。助推策略的種類繁多，本文結合傅鑫媛等(2019)的研究，主要聚焦在節能領域常見的4種策略：社會規范、框架效應、使用反饋與目標設定。

目前學術界有關助推在節能領域的應用及其干預效果開展了豐富的研究。對于助推干預在節能領域的實際效果這一問題，現有研究結果之間存在分歧。

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

助推在節約用水和節約燃氣方面的有效性也獲得了證據支持。Visser等(2021)對南非的105所中小學進行了使用反饋與社會規范的助推干預，這兩種干預方式分別減少了干預對象25.60%和15.13%的用水量。Petersen等(2007)的研究發現，接受能耗反饋的大學生在兩周內共減少了約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范兩種干預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論，認為助推在節能領域未能體現出良好的干預效果。Myers和Souza(2020)的研究發現，社會規范未能顯著減少大學生的用電量。Chabé-Ferret等(2019)對法國農民進行了使用反饋干預，研究發現干預對象用水量并未顯著減少。Geelen等(2019)的研究也發現，使用反饋未能顯著減少荷蘭家庭天然氣的消耗量。Byrne等(2018)的研究發現使用反饋反而增加了家庭的用電量。

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

(二)助推效果的異質性分析

1.具體的節能領域

助推干預效果受到具體領域的影響。節約燃氣的節能方式多為調低取暖器的設定溫度、減少燃氣設備的使用頻率等；節約用電大多采取及時關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??；而節約用水則需要被試減少洗澡、洗衣、洗菜等清潔活動的次數或時間，以及用額外的儲水容器進行水資源的重復利用，操作繁瑣并且會影響生活質量(姜海珊、趙衛華，2015)。因此，助推干預的效果可能在節電、節水和節約燃氣等方面存在差異。Delmas等(2013)對節電領域基于信息干預的研究進行了薈萃分析，發現了信息干預的有效性，但是沒有分析在節水和節約燃氣方面的影響。

2.助推策略

在節水、節電和節約燃氣領域常見的助推策略主要有社會規范、使用反饋、框架效應與目標設定4種。

社會規范助推是通過郵件、宣傳單、短信等方式，定期告知被試與其鄰居或社區的能耗比較情況，以誘發其節能行為。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，向干預對象提供其實際的能耗量?？蚣苄乔捎貌煌膿p益框架、計算框架等，描述被試的行為所產生的影響，從而促進人們做出有利于環境保護的決策(傅鑫媛等，2019)。目標設定策略則是為干預對象設定一項節能目標，使其為之努力。

上述4種助推策略各有側重。社會規范運用群體壓力和社會認同心理來促進節能，使用反饋是通過及時反饋的自我增進功能達到節能目標，框架效應是通過激發決策系統中的情緒偏好來促進節能，目標設定則是通過目標激勵的作用來干預行為。大部分的實驗研究都使用了其中的一種或多種方式。學界就社會規范和使用反饋的節能效果達成了較多共識，而框架效應和目標設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.干預時長

經整理發現，當前搜集到的文獻中研究的干預時長各異，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期限？這些問題在學界仍有一定的爭議。一般認為，較長時間的助推干預，有利于形成新的節能習慣，從而更有可能產生持久的影響。但有學者指出，這并不能表明長期干預會比短期干預節省更多能源(Schultz et al.，2015；Fischer，2008)。

4.干預頻率

干預頻率也可能在一定程度上影響助推的實施效果。就干預頻率而言，即時反饋更有助于建立行動與影響之間的聯系，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能夠提高節能助推的效果呢？這方面的研究結果并不一致。Ayres等(2013)采用了月度報告與季度報告兩種頻率不同的干預方式，結果顯示干預效果沒有顯著區別。Earnhart和Ferraro(2021)研究顯示，收到月度報告的城市污水處理機構的污水排放率降低了11%～14%，收到季度報告的機構的污水排放率降低了1%～2%。

當前，大多數的實驗研究都缺乏對干預頻率影響的獨立分析，少數研究也未發現干預頻率的顯著影響。根據現有研究，初步將干預頻率分為實時干預、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1次。

綜上，本研究構建的理論框架如圖1所示。

圖1 理論框架資料來源：作者自制。

三、數據與方法

(一)數據收集

1.建立數據庫

首先，開展文獻的檢索與篩選工作。在中國知網、百鏈、Science Direct、Springer LINK、Web of Science等國內外數據庫，檢索主題為節能領域助推干預的文獻。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月發表的文獻。所使用的關鍵詞(中英文)包含助推、節能、環境保護、社會規范、信息反饋、框架效應、目標設定、節水、節電、節約燃氣等。此外，為了提高文獻檢索的全面性，還通過相關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準，具體如下。(1)必須為實驗類研究。實驗應包含對照組與干預組，或前測與后測數據。(2)研究必須使用助推的方式對被試進行干預。(3)研究報告的結果必須為被試的實際節能行為(表現為具體的能源使用量)，而非被試開展節能行為的意愿。(4)文獻報告的數據完整，包含薈萃分析所需的統計數據，如實驗的樣本量、均值、方差、p值、t值、回歸系數等。

隨后，根據文獻的標題、關鍵詞、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、是否屬于實證研究，發表年份，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準，排除不適用的文獻。再對余下的文獻重復閱讀，開展第三次篩選，對缺失薈萃分析必要統計數據的文獻進行排除。最后，將剩余的完全符合標準的文獻納入薈萃分析。本文共納入55篇符合標準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.數據編碼

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信息，包含標題、作者信息、發表年份、實驗地點、出版刊物等。隨后，對文獻中有關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節變量。例如，實驗涉及的具體節能領域，分為節約用電、節約用水、節約燃氣等。實驗干預所使用的助推策略，分為框架效應、社會規范、使用反饋、目標設定。實驗的干預時長，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1次。并以此對預測的調節變量進行信息錄入。最后，需要記錄文獻中報告的實驗數據，用于之后的效應量計算，包含實驗的樣本量、均值、方差、P值、t值、回歸系數等統計數據。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)數據分析

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

1.統一效應量

效應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系強度的統計量(Cohen，1992)。這就需要從數據庫中將各實驗報告提取的統計量轉化為可供比較的統一效應量。由于本研究關注的因變量是助推干預后被試的節能行為發生的真實改變，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，本研究使用標準均值差作為統一效應量。

學者Hedges(1981)提出小樣本量的研究可能會對總體效應量帶來偏差?？紤]到本研究的數據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，最后分娩前發現寶寶過大，陰道試產失敗，不得不剖宮產掏出了重達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現，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，體質也沒比別人好。

對于報告了回歸結果的實驗，本研究使用坎貝爾協作網(Campbell Collaboration)開發的效應量計算器，通過回歸系數計算其標準均值差(Wilson，2001)。

2.異質性檢驗，選取模型

在效應值檢驗前需要對納入的研究進行異質性檢驗，以此選取相應的統計模型。首先，需要計算加權因子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統計量檢驗效應量的異質性。該統計量服從自由度為k-1的卡方分布，通過比較卡方在一定顯著性上的臨界值，檢驗其異質性。計算方式如式(4)所示。

(4)

若異質性不顯著，則選取固定效應模型合并效應量；若異質性顯著，則說明存在影響助推效果的調節變量，并選取隨機效應模型合并效應量。

3.假設檢驗

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

調節變量檢驗，主要通過亞組分析法，對包括具體節能領域、助推策略、干預時長、干預頻率在內的潛在調節因素進行檢驗。將原始研究數據按照研究設計進行分組，然后在各個分組內計算合并效應量，并檢驗各個亞組之間的合并效應量之間的差異是否在統計學上顯著。

4.發表偏倚檢驗

有學者指出，當評審者根據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表時，就可能存在發表偏倚問題，典型的表現為“抽屜效應”(魏江等，2012)。而發表偏倚是影響薈萃分析結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表偏倚。接著，進一步采用失安全系數(fail-save number)檢驗發表偏倚，計算額外需要多少相反結論的研究才能使薈萃分析的結果失去意義(Rosenthal，1979)。此外，本研究還運用Begg秩相關檢驗判斷是否存在發表偏差，P值不顯著則表明不存在發表偏倚(Geyskens et al.，2009)。

四、研究結果

(一)主效應檢驗

本研究將55篇文獻納入薈萃分析，產生了104個效應量。應用CMA3.0軟件對節能領域助推干預的實際效果開展數據分析，具體結果如表1所示。

表1 節能領域助推干預的主效應檢驗結果

Q值檢驗結果顯示，各研究的效應量之間存在顯著的異質性(Q=309.747，P<0.001，I2=66.747)，因此采用隨機效應模型計算合并效應量。結果顯示，節能領域的助推干預主效應顯著(Hedges’g=-0.086，95%置信區間：-0.107～-0.064)。依照學者Cohen(1992)提出的衡量標準解釋效應量，效應量絕對值<0.2為低效應量，0.2～0.5為中等效應量，>0.5為高效應量。本研究的主效應達到低水平，表明經過助推干預減少了被試的實際能源消耗量，產生了低等程度的影響(Z=-7.812，P<0.001)。

(二)調節效應檢驗

異質性檢驗結果表明，各研究結果存在較強的異質性，可能存在調節變量。因此，在檢驗助推干預對公眾節能行為影響的主效應基礎上，對影響兩者間關系強度的調節變量進行亞組分析，以具體的節能領域、所使用的助推策略、干預時長、干預頻率為調節變量進行調節效應分析，具體結果見表2。

表2 節能領域助推干預的調節效應檢驗結果

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

從助推策略來看：使用反饋、社會規范、目標設定、框架效應各亞組間存在顯著的異質性(Q=15.951，P=0.001<0.05)。該結果表明，不同助推策略的節能效果存在顯著差異。具體分析結果顯示，采用目標設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效果最佳(g=-0.199)，接近中等效應水平；社會規范策略的效果略低(g=-0.075)，框架效應的干預效果最弱(g=-0.038)，均處于低效應水平，但仍有顯著的干預效果。

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

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

(三)發表偏倚檢驗

發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，大部分效應值都聚集在總效應量的附近，且并未發現存在明顯的缺失研究，表明薈萃分析結果不存在明顯的發表偏倚。此外，失安全系數N=5200遠大于5K+10(K為原始研究數量)的臨界值，說明需要額外5200篇結論相反的缺失研究才能推翻當前的薈萃分析結果。Begg檢驗結果顯示不顯著(P=0.107>0.05)，表明當前的薈萃分析結論不存在顯著的發表偏倚。綜上所述，本研究的結論較為可靠，未受到嚴重的發表偏倚影響。

圖3 發表偏倚檢驗的漏斗圖檢驗資料來源：作者自制。

五、結論與討論

(一)主要結論與政策啟示

基于對55篇實地實驗類研究的薈萃分析，結果發現：(1)整體而言，節能領域的助推干預能夠顯著減少干預對象的實際能源消耗，主效應強度達到弱效應水平。(2)助推干預的效果受到助推策略、干預時長、干預頻率的影響。具體而言，運用使用反饋策略的節能效果更好，干預時長控制在1個月以內的助推干預效果最佳，采取實時干預、每天1次、每周1次的干預頻率較好。(3)具體節能領域的調節效應不顯著，助推干預被用于不同的生活節能領域(節電、節水、節約燃氣)所產生的效果之間不存在顯著差異。

總體來看，節能領域的助推干預效果顯著。這與前人的研究結果基本一致(羋凌云等，2017；McKerracher &Torriti，2013；Buckley，2020；Nemati和Penn，2020)。該發現為解答當前學界對于節能領域助推干預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計和優化、激勵實施節能行為、形成節能減排的社會風氣提供了科學依據。但是另一方面，我們也發現助推的效應大小存在差異，受到多種因素的影響。

不同的助推策略，其干預效果存在顯著的不同。經檢驗的4種助推策略中，使用反饋、社會規范、框架效應3種策略均表現出顯著的節能效果，其中使用反饋(g=-0.199)優于社會規范(g=-0.075)及框架效應(g=-0.038)。使用反饋優于其他干預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。社會規范則是提供了被試與鄰居或社區的能耗比較情況，告知社會大多數成員的行為，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)的研究也發現社會規范在節能領域優于其他行為干預策略。而社會規范這一方法可能導致“回返效應”，表現為原先能耗較低的被試也會呈現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男Ч麆t更弱，可能是由于框架效應需要實驗者巧妙地設計文本，告知被試減少能源消耗對環境或個人的影響，所用框架的合理與否決定了干預的成效。例如，有學者發現將節約的能源以節省潛在電費成本的方式呈現，并不能引起參與者的節能行為，反而增加了能耗(Delmas，2013)。目標設定策略對節能行為的影響不顯著。由于目標設定策略的效果一定程度上取決于節能目標是否恰當。Loock等(2013)指出，設置過高或過低的節能目標，都會降低人們的努力程度，對結果產生不利影響。

實驗的干預時長對助推的效果也具有顯著的調節效應。本研究發現，隨著干預時長的增加，助推對被試節能行為的干預效果整體上逐漸減弱。1個月及以內的干預效果最強(g=-0.396)，達到了較高的中等效應水平，之后的干預效果出現了下降趨勢，當干預時長超過1個月，助推效果降至弱效應水平。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，所有干預時長的助推效果均顯著，表明短期、長期的助推干預都有效促進了被試的節能行為。這一發現與學者Fischer(2008)的觀點相符合，他認為長時間的助推，更有可能形成節能習慣，造成持續的影響，但不代表長期干預會比短期干預節約更多的能源。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，節能難度也變大(羋凌云等，2017)。

不同的干預頻率也對助推的效果產生顯著的調節效應。助推頻率越高，干預效果越強；干預頻率降低，助推的節能效果也下降。干預效果從高到低依次為：實時干預以及每天干預1次>每周1次>每月1次以及僅干預1次，其中實時干預、每天1次、每周1次的干預效果更是達到中等效應水平。因此，在今后相關的研究設計或政策實踐中，應盡可能增加干預的頻率，以提高助推效果。

具體節能領域的調節效應不顯著。助推被用于節電、節水、節約燃氣三種不同領域，其所產生的干預效果之間不存在顯著差異?？赡苁怯捎谶@三種行為都是習慣性節能行為，是人們根據生活經驗做出的判斷，具有重復性、日?；陀邢蘩硇缘奶攸c，因此彼此之間的差別不大(Barr et al.，2005)。

基于上述研究發現，政府及相關部門應重視并發揮助推干預在節能領域的重要作用。根據人們喜歡比較的特點，在助推策略的選擇上，可以優先選擇使用反饋和社會規范。通過縱向的自我比較和橫向的群體間比較，引導公眾主動節能。例如，水、電、燃氣賬單上除了可以顯示公眾當月的能源消耗量，還可以顯示公眾上月的消耗量以及本地區公眾平均消耗量。此外，由于國內開展節能領域助推干預的實地實驗較少，國內外的社會文化背景、制度等條件存在差異，干預的效果可能存在差異。而且，各地區經濟發展水平不一樣，公眾的環保意識也不一樣，所以政府部門和管理機構需要因地制宜設置不同的助推型節能政策。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)厘清了節能領域助推干預效果的爭議以及爭議的原因。本研究通過薈萃分析技術將現有的單一實驗數據進行整合，通過綜合分析，從而能夠有效解決此類爭議話題，這為今后探討節能助推干預問題提供了重要的理論基礎和經驗證據。(2)通過探討復雜現象背后的微觀行為基礎，為理解經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月發表的文獻進行檢索，而在此之前的研究被排除在外。第二，調節效應分析時，本研究為檢驗助推策略對干預效果的影響，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論。(2)增加更多的助推干預策略并對其進行分類，對助推干預效果進行更細致、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能領域助推干預的實地實驗，以獲得一手的觀察資料，為助推干預的跨文化有效性提供更直接、更有效的證據。