程培堽，盧凌霄，陳忠輝，蔡曉燕

(1.蘇州農(nóng)業(yè)職業(yè)技術(shù)學(xué)院 a經(jīng)貿(mào)系；b食品系，江蘇 蘇州215008；2.南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 新農(nóng)村建設(shè)研究院，江蘇 南京210095)

一、引言

在快速發(fā)展的同時(shí)，轉(zhuǎn)基因技術(shù)在食品生產(chǎn)中的應(yīng)用已成為國(guó)內(nèi)最有爭(zhēng)議的話題之一。充分理解這種爭(zhēng)議和制定出合適的公共政策所需要的一個(gè)關(guān)鍵信息是消費(fèi)者對(duì)轉(zhuǎn)基因食品的態(tài)度和需求意愿。Falton和Giannakas[1]認(rèn)為消費(fèi)者對(duì)轉(zhuǎn)基因(GM)食品態(tài)度和需求意愿對(duì)引入GM農(nóng)作物的福利效應(yīng)和對(duì)GM食品標(biāo)簽的福利效應(yīng)有重要影響，他們發(fā)現(xiàn)，當(dāng)GM食品沒有標(biāo)簽時(shí)，消費(fèi)者對(duì)GM食品厭惡度的增加將導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)商的福利和生命科學(xué)公司的利潤(rùn)降低。用一般均衡模型，Nielsen，Thierfelder和Robinson的研究[2]表明，生產(chǎn)商的福利關(guān)鍵取決于消費(fèi)者對(duì)GM食品的接受度。Bureau等[3]的理論分析表明，GM非關(guān)稅壁壘的福利效應(yīng)，隨消費(fèi)者對(duì)GM厭惡度的增加而增加。簡(jiǎn)言之，作為轉(zhuǎn)基因技術(shù)和食品的最終目標(biāo)指向，消費(fèi)者在GM食品問題上所體現(xiàn)的態(tài)度與消費(fèi)傾向會(huì)對(duì)政府和食品企業(yè)的行為選擇產(chǎn)生深刻影響，為此許多學(xué)者對(duì)我國(guó)消費(fèi)者對(duì)GM食品的態(tài)度和購買意愿進(jìn)行了廣泛研究。根據(jù)中國(guó)期刊網(wǎng)的檢索，相關(guān)研究已發(fā)表論文的數(shù)量達(dá)1000余篇。大量的調(diào)查研究提供了豐富的數(shù)據(jù)資料和成果，然而各項(xiàng)研究的結(jié)果存在較大差異。譬如綠色和平組織2003年對(duì)廣州、上海、北京三個(gè)城市電腦輔助電話訪問的調(diào)查結(jié)果[4]表明：僅有35%消費(fèi)者一定會(huì)或可能會(huì)購買食用GM食品；而Li等在北京調(diào)查的結(jié)果[5]149-150表明,73%～80%消費(fèi)者有購買GM食品愿意, 甚至愿意為GM食品支付更高的價(jià)格。還有許多其它研究表明，不同地區(qū)消費(fèi)者對(duì)GM食品的接受程度也存在著很大差異，如天津和南京市消費(fèi)者的接受程度約為50%[6-7]，而北京的接受程度為80%[8]。

既然各項(xiàng)研究的結(jié)果存在較大的差異，因此有必要對(duì)這些研究進(jìn)行全面、客觀、科學(xué)的回顧和總結(jié),但傳統(tǒng)的文獻(xiàn)綜述法沒有系統(tǒng)的定量綜合，對(duì)眾多矛盾的研究結(jié)果定性分析也蒼白無力。近年來,一些學(xué)者提出了一種新的將定性分析與定量分析相結(jié)合的文獻(xiàn)綜合方法——元分析。元分析(meta-analysis)是對(duì)某一研究領(lǐng)域內(nèi)大量同類研究的結(jié)果進(jìn)行定性與定量的綜合評(píng)價(jià)與分析，整合現(xiàn)有研究成果和評(píng)價(jià)研究的客觀而有效的方法，是對(duì)傳統(tǒng)綜述方法的改進(jìn)[9]。美國(guó)教育心理學(xué)家Glass在1976年首次以“元分析”命名這種研究方法以來，該方法在社會(huì)科學(xué)研究中被廣泛應(yīng)用。我國(guó)學(xué)術(shù)界在上世紀(jì)開始注意和應(yīng)用這種方法，但在經(jīng)濟(jì)學(xué)、管理學(xué)領(lǐng)域，元分析方法的介紹和元分析研究實(shí)例并不多*目前，在國(guó)內(nèi)元分析主要應(yīng)用于心理學(xué)的研究。如馮正直、戴琴[11]的中國(guó)軍人心理健康狀況的元分析等。。為此本文嘗試用元分析方法對(duì)研究國(guó)內(nèi)消費(fèi)者購買GM食品意愿的文獻(xiàn)進(jìn)行述評(píng)。

本文的目的是對(duì)已報(bào)告國(guó)內(nèi)消費(fèi)者對(duì)GM食品購買意愿文獻(xiàn)進(jìn)行元分析，并確定所研究的消費(fèi)者特征、調(diào)查方法特征和食品產(chǎn)品特征對(duì)研究結(jié)果的影響。目標(biāo)是導(dǎo)出一個(gè)不基于某一特定研究的，消費(fèi)者對(duì)GM食品購買意愿的結(jié)果；以及為研究者和政策制定者提供一個(gè)現(xiàn)存文獻(xiàn)的精確綜述；也為不同文獻(xiàn)研究結(jié)果之間較大的差異做出合理的解釋。由于此主題的特定性質(zhì)和此領(lǐng)域正在進(jìn)行的研究，我們不能提供一個(gè)GM食品購買意愿研究的全面的文獻(xiàn)綜述。然而，我們收集了相當(dāng)數(shù)量和代表性的此類研究用于分析。數(shù)據(jù)由11個(gè)獨(dú)立的研究構(gòu)成，共提供了70個(gè)消費(fèi)者對(duì)GM食品購買意愿估計(jì)。

二、文獻(xiàn)選擇的方法和數(shù)據(jù)抽取

1.文獻(xiàn)檢索和選擇標(biāo)準(zhǔn)

在中國(guó)期刊網(wǎng)的中國(guó)期刊全文數(shù)據(jù)庫和中國(guó)優(yōu)秀博碩士論文數(shù)據(jù)庫(CDMD)中以“轉(zhuǎn)基因食品”為檢索詞,命中1995—2010年16年間的研究成果841篇,以“態(tài)度”或“購買意愿”或“消費(fèi)傾向”等為檢索詞進(jìn)行二次檢索,得到有關(guān)文獻(xiàn)84篇；其后檢索擴(kuò)展到英文數(shù)據(jù)庫，包括EconLit，Business Source Premier和Agricola數(shù)據(jù)庫等，共命中文獻(xiàn)3篇。另外,對(duì)已查得文獻(xiàn)進(jìn)行了文獻(xiàn)追溯，并向有關(guān)專家及學(xué)者收集未發(fā)表文獻(xiàn)、學(xué)位論文，得到文獻(xiàn)1篇。所有文獻(xiàn)共計(jì)88篇。

文獻(xiàn)搜集好以后，根據(jù)以下幾個(gè)標(biāo)準(zhǔn)決定某一文獻(xiàn)是否納入元分析。首先研究必須報(bào)告消費(fèi)者對(duì)GM食品購買意愿。幾篇文獻(xiàn)，雖然研究?jī)?nèi)容涉及GM食品的消費(fèi)者接受度和購買行為，但沒有滿足此標(biāo)準(zhǔn)(如：鐘甫寧、陳希[10]；Li等[5] 145-152)。盡管此標(biāo)準(zhǔn)淘汰了許多有用的、有意義的研究，但是我們希望匯集的研究能有一個(gè)表示消費(fèi)者接受程度的共同維度。第二，不重復(fù)。存在這樣的情形，同一作者采用相同的數(shù)據(jù)發(fā)表多篇論文。在此情形下，僅一篇論文入選元分析。如，黃季焜等[12]61-67與白軍飛的碩士學(xué)位論文[13]采用的是同一個(gè)調(diào)查數(shù)據(jù)。第三，被調(diào)查者是中國(guó)大陸居民或者消費(fèi)者。研究表明，消費(fèi)者對(duì)GM食品的態(tài)度和購買意愿受其文化、價(jià)值、生活方式的影響[14],并且該結(jié)論得到大量實(shí)證研究支持[15]28-44。因此不同文化背景的消費(fèi)者，其對(duì)GM食品態(tài)度和購買意愿極有可能是異質(zhì)的。第四，因資料不完整或有明顯錯(cuò)誤而導(dǎo)致結(jié)果不可信的文獻(xiàn)排除在外。通過這個(gè)過程，我們最終入選11篇原始文獻(xiàn)(下簡(jiǎn)稱文獻(xiàn))，這些文獻(xiàn)提供了70個(gè)觀察*為節(jié)省篇幅，11篇文獻(xiàn)70個(gè)觀察的詳細(xì)清單不在此列出。需要的讀者可來函索取。。

2.文獻(xiàn)編碼和數(shù)據(jù)抽取

為綜合不同文獻(xiàn)的研究結(jié)果，元分析需要選擇一個(gè)統(tǒng)一的指標(biāo)，即所謂的效應(yīng)值(effect size)。本文選擇所有文獻(xiàn)均報(bào)告的愿意購買GM食品的消費(fèi)者比例(為便于表達(dá)，在不至于混淆之處，下文簡(jiǎn)稱為消費(fèi)者購買傾向)為結(jié)果變量。除綜合不同文獻(xiàn)的研究結(jié)果以外，元分析還有一個(gè)目的，即分析研究特征(包括實(shí)質(zhì)性特征和方法論特征)與結(jié)果變量之間的關(guān)系。通過這種分析，可以顯示各項(xiàng)研究之間差異的原因，評(píng)論研究的質(zhì)量和有效性。Hamstra[16-18]調(diào)查了消費(fèi)者對(duì)GM食品和其他借助于現(xiàn)代生物技術(shù)生產(chǎn)的食品的態(tài)度；研究表明消費(fèi)者特征和產(chǎn)品特征是影響消費(fèi)者接受度的二個(gè)決定性因素。Lusk, et al.[15]31發(fā)現(xiàn)調(diào)查方法對(duì)消費(fèi)者對(duì)GM食品的支付意愿也有顯著影響。據(jù)此我們?cè)O(shè)定下列一系列特征變量來識(shí)別這11篇文獻(xiàn)70個(gè)觀察：

(1)消費(fèi)者樣本特征

關(guān)于消費(fèi)者樣本特征，我們記錄了各文獻(xiàn)的調(diào)查區(qū)域和被調(diào)查者是否是超市購物者。研究表明，相對(duì)于農(nóng)村消費(fèi)者，城市消費(fèi)者對(duì)GM食品的知識(shí)和信息了解得更多，同時(shí)具有更強(qiáng)的食品安全意識(shí)和健康意識(shí)，因此城市消費(fèi)者和農(nóng)村消費(fèi)者對(duì)GM食品的態(tài)度和購買意愿存在顯著的差異。為此我們引入了一個(gè)變量(urban)以捕捉入選文獻(xiàn)調(diào)查區(qū)域的不同。鑒于入選文獻(xiàn)中沒有專門針對(duì)農(nóng)村消費(fèi)者的調(diào)查，我們把調(diào)查區(qū)域分為城市和非城市。以城市為調(diào)查區(qū)域的文獻(xiàn)約占83%，另17%的文獻(xiàn)調(diào)查區(qū)域包括城市、近郊、遠(yuǎn)郊和農(nóng)村(表1)。Lusk和Fox[19]發(fā)現(xiàn)在商店環(huán)境中，消費(fèi)者對(duì)食品評(píng)價(jià)不同于非商店環(huán)境。他們認(rèn)為消費(fèi)者正是在商店環(huán)境做出實(shí)際食品購買決策。在購物場(chǎng)所進(jìn)行的調(diào)查，更能夠真實(shí)地反映消費(fèi)者的態(tài)度和夠買意愿，因?yàn)橘徫飯?chǎng)所進(jìn)行的調(diào)查更接近于購買決策的情景。基于此，我們定義了一個(gè)變量(shopper)以描述樣本是否由超市購物者構(gòu)成*由于僅有一篇文獻(xiàn)以學(xué)生為被調(diào)查者，故不再單獨(dú)設(shè)置變量。，描述性統(tǒng)計(jì)列于表1。其中以超市購物者為調(diào)查樣本的文獻(xiàn)觀察占32%(表1)，有68%的文獻(xiàn)觀察來自于非購物者(如小區(qū)居民、學(xué)生等)。

研究表明，消費(fèi)者的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征也可能影響消費(fèi)者對(duì)GM食品態(tài)度和購買意愿。譬如從性別角度看, Hossain et al.[20]研究發(fā)現(xiàn), 男性消費(fèi)者對(duì)GM食品的接受程度比女性略高。從年齡角度看, Morris et al .[21]認(rèn)為中青年消費(fèi)者比其他年齡消費(fèi)者更不愿接受GM食品, 但更多的研究[20,22]表明老年人才是接受程度最低的群體, 而Lin et al .[23]研究表明年齡與消費(fèi)者態(tài)度的關(guān)系并不顯著。受教育程度影響的結(jié)論也不盡相同, IFIC[24]表明受教育水平越高, 消費(fèi)者越不愿接受GM食品, 與Hoban的結(jié)論[22]正好相反；Hossain et al.[20]認(rèn)為兩者之間沒有明顯的關(guān)系。但是也有研究[18]表明消費(fèi)者對(duì)現(xiàn)代生物技術(shù)在食品生產(chǎn)中應(yīng)用的態(tài)度主要由消費(fèi)者對(duì)實(shí)際產(chǎn)品特征的主觀知覺所決定的，而人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量幾乎沒有解釋力。因此從原始文獻(xiàn)中收集人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征信息并且分析其對(duì)消費(fèi)者購買傾向的影響是有意義的。考慮到有些原始文獻(xiàn)沒有報(bào)告其樣本人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征數(shù)據(jù)，我們僅僅引入所有文獻(xiàn)均報(bào)告的三個(gè)變量age、edu、year,分別定義為被調(diào)查者性別、平均受教育年限、平均年齡。表1統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表明，入選文獻(xiàn)樣本的平均年齡為41歲；平均受教育年限為11.77年，相當(dāng)于高中文化；構(gòu)成樣本的男性被調(diào)查者比例平均為44%。

消費(fèi)者對(duì)GM食品的認(rèn)知水平對(duì)其購買傾向也可能有顯著的影響。在歐洲、美國(guó)和日本的調(diào)查表明, 隨著時(shí)間的推移, 消費(fèi)者對(duì)GM食品認(rèn)知水平在提高, 但接受程度卻呈下降趨勢(shì)[25-26]。而黃季焜等研究[12]64-65表明,沒有聽說過GM食品的消費(fèi)者對(duì)GM食品的接受程度低于聽說過的消費(fèi)者。Lin et al.[23]發(fā)現(xiàn), 聽說GM食品超過三年的消費(fèi)者對(duì)GM食品的態(tài)度與沒聽說的消費(fèi)者沒什么差別。鑒于消費(fèi)者認(rèn)知水平對(duì)其購買傾向可能存在潛在影響，本文也定義一個(gè)變量(heard)來識(shí)別不同文獻(xiàn)被調(diào)查者對(duì)GM食品認(rèn)知程度的不同。表1數(shù)據(jù)表明，入選文獻(xiàn)的樣本中，聽說過GM食品的被調(diào)查者平均約占41%。

(2)調(diào)查方法特征

關(guān)于調(diào)查方法，Lusk, et al.[15]40證實(shí)個(gè)人訪談和電話或者網(wǎng)絡(luò)調(diào)查的結(jié)果存在較明顯的差異。他們研究發(fā)現(xiàn)，由于被調(diào)查者知道有人正在觀察他們或由于他們努力使調(diào)查者對(duì)他們的回答感到滿意，因此他們行為與平時(shí)有所不同?；蛘呦鄬?duì)于在他們自己舒適的家中給出的答復(fù)，當(dāng)與調(diào)查者面對(duì)面時(shí)他們對(duì)其答復(fù)會(huì)做出更大的認(rèn)知努力。他們的研究表明，以面訪形式調(diào)查所得到的非GM食品支付意愿溢價(jià)低于通過電話或郵件調(diào)查所得到的溢價(jià)。為此我們定義一個(gè)變量(In-person)來區(qū)分文獻(xiàn)所采用的調(diào)查方法。In-person被定義為引出消費(fèi)者購買意愿時(shí)，研究者與消費(fèi)者面對(duì)面交流溝通。采用此法調(diào)查的文獻(xiàn)觀察約占3/4(表1)。

表1 因變量和解釋變量定義和均值

資料來源：根據(jù)入選文獻(xiàn)報(bào)告的數(shù)據(jù)簡(jiǎn)單平均。

調(diào)查過程中，是否向被調(diào)查者提供信息，以及向被調(diào)查者提供信息類型——是正面信息還是負(fù)面信息，可能對(duì)被調(diào)查者的態(tài)度和購買意愿起著重要作用[12]。為此我們定義二個(gè)虛擬變量(pos-msg，neg-msg)來表明文獻(xiàn)研究過程中是否向被調(diào)查者提供信息以及何種信息。pos-msg被定義為研究過程中向被調(diào)查者提供正面信息或者正面信息多于負(fù)面信息；neg-msg為研究過程中向被調(diào)查者提供負(fù)面信息或者負(fù)面信息多于正面信息。如表1所示，向被調(diào)查者提供正面信息或者正面信息多于負(fù)面信息的文獻(xiàn)觀察大約有10%；大約6%的文獻(xiàn)觀察在調(diào)查過程向被調(diào)查者提供負(fù)面信息或者負(fù)面信息多于正面信息；余下文獻(xiàn)在調(diào)查過程沒有向被調(diào)查者提供額外的信息。

(3) GM食品特征

已經(jīng)有文獻(xiàn)證實(shí)產(chǎn)品(Product)類型和屬性影響消費(fèi)者的態(tài)度和購買意愿。消費(fèi)者對(duì)不同種類的GM食品的態(tài)度和購買意愿可能有所不同。根據(jù)國(guó)內(nèi)外的相關(guān)研究結(jié)果，消費(fèi)者對(duì)動(dòng)物性GM食品的接受程度一般低于植物性GM食品[12]。Lusk, et al.的研究[15]41發(fā)現(xiàn)，GM肉食品是最不能被消費(fèi)者接受，而GM食用油的接受程度最高。他們認(rèn)為GM食用油的接受程度最高是由于由GM玉米和GM大豆制成的食用油實(shí)際上不含任何GM成份，因?yàn)槟壳吧锛夹g(shù)的應(yīng)用不會(huì)改變植物中的脂肪細(xì)胞。另外，GM食品是否作為主食，消費(fèi)者的購買意愿可能有所不同，因?yàn)橹魇辰?jīng)常性攝入，攝入量較大，而且消費(fèi)者無法回避。為此我們定義四個(gè)變量(meat,main,non-main，oil)來表證文獻(xiàn)所研究的食品類型和屬性。Meat表示GM肉食品；main表示GM主食(如大米)以non-main表示以GM技術(shù)生產(chǎn)或者種植的調(diào)料、零食、水果、蔬菜等(為便于表達(dá)，簡(jiǎn)稱為非主食)；oil表示GM食用油。如表1所示，文獻(xiàn)觀察中，肉產(chǎn)品、主食、非主食和食用油分別是5.7%、28.5%、7.1%和14.9%；余下沒有特別指定某類食品。

關(guān)于食品特征的最后一個(gè)變量Benefit用于說明GM食品是否被認(rèn)為對(duì)消費(fèi)者具有直接的有益利益，如改善營(yíng)養(yǎng)，提高品質(zhì)。研究表明，對(duì)提高作物品質(zhì)的GM農(nóng)產(chǎn)品的接受程度高于提高產(chǎn)量或降低成本的GM農(nóng)產(chǎn)品；抗蟲害的水果、蔬菜的接受程度高于延長(zhǎng)儲(chǔ)存期的水果和蔬菜，原因可能是消費(fèi)者擔(dān)心食品中的農(nóng)藥殘留[12]。鐘甫寧、丁玉蓮對(duì)于不同利益的GM食品消費(fèi)者接受程度的研究結(jié)果[27]表明，消費(fèi)者最愿意接受的是營(yíng)養(yǎng)型的,其次是功能保健型的,最后是抗蟲型的。在納入本文元分析的文獻(xiàn)中，約30%的觀察為對(duì)消費(fèi)者具有直接利益的食品。

三、分析結(jié)果

1.消費(fèi)者購買意愿的合并效應(yīng)

表2列出了對(duì)入選文獻(xiàn)所報(bào)告的消費(fèi)者購買傾向進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析的結(jié)果。表2第一行數(shù)據(jù)表明，國(guó)內(nèi)消費(fèi)者購買傾向從最低的3%到最大的91%。最低的3%來自于陳桂榮等在2004年對(duì)昆明消費(fèi)者的一項(xiàng)調(diào)查[28]，該數(shù)值意味著幾乎所有消費(fèi)者不接受GM食品；其次為8%，來自于王玉清、薛達(dá)元等[29]對(duì)北京消費(fèi)者和黃俊明等[30]對(duì)廣州地區(qū)居民的調(diào)查。因此來自于陳桂榮等的觀察[28]似乎是一個(gè)極端值*表3回歸結(jié)果表明，以殘差超過3個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差為標(biāo)準(zhǔn)，證實(shí)陳桂榮等的這個(gè)觀察是一個(gè)極端值。。因此在接下來的分析中，我們也報(bào)告排除此極端值的分析結(jié)果。

表2數(shù)據(jù)顯示，包括極端值在內(nèi)的所有研究的消費(fèi)者購買傾向的簡(jiǎn)單平均為54%，標(biāo)準(zhǔn)差為0.25，95%置信區(qū)間為48%～60%；剔除極端值后簡(jiǎn)單平均為55%，標(biāo)準(zhǔn)差為0.243，95%置信區(qū)間為49%～60%。當(dāng)以各觀察的樣本數(shù)作為權(quán)重，所有研究的消費(fèi)者購買傾向的加權(quán)平均為58.5%(表2第三行)；剔除極端值后加權(quán)平均為59%(表2第四行)，均略高于簡(jiǎn)單平均。相對(duì)于簡(jiǎn)單平均均值，加權(quán)平均均值沒有實(shí)質(zhì)性變化。因此本文的第一個(gè)發(fā)現(xiàn)：國(guó)內(nèi)超過一半消費(fèi)者具有購買GM食品的意愿；相對(duì)于歐洲消費(fèi)者，中國(guó)消費(fèi)者似乎更能夠接受GM食品。

表2 消費(fèi)者購買傾向描述性統(tǒng)計(jì)

資料來源：根據(jù)文末所列參考文獻(xiàn)報(bào)告的數(shù)據(jù)計(jì)算。

2.影響消費(fèi)者購買意愿的因素

為識(shí)別消費(fèi)者樣本特征、調(diào)查方法特征和所研究的食品特征對(duì)消費(fèi)者購買GM食品意愿的影響，我們使用回歸方法進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，其中因變量(被解釋變量)是消費(fèi)者購買傾向，解釋變量為表1定義的變量。然而，由于消費(fèi)者購買傾向(概率)取值范圍在0-1之間，而普通線性回歸模型要求被解釋變量取值為(-∞，+∞)；而且普通線性回歸模型中解釋變量與被解釋變量之間的關(guān)系是線性的，但是實(shí)際上消費(fèi)者的選擇與自變量的關(guān)系往往不是線性的，而是服從邊際收益遞減規(guī)律[31]。而logistic函數(shù)恰好具有這樣的性質(zhì),當(dāng)自變量較小或較大時(shí),曲線變化率越??；在曲線的中心點(diǎn),曲線變化率較大[31]。為此我們首先對(duì)消費(fèi)者購買傾向進(jìn)行l(wèi)ogit轉(zhuǎn)換。

設(shè)消費(fèi)者購買傾向?yàn)镻，那么消費(fèi)者不購買GM食品的傾向?yàn)?-P，購買傾向與不購買傾向之比(簡(jiǎn)稱為購買比*在回歸理論中，稱為發(fā)生比，相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)或者概率比(odds ratio)。)為

對(duì)Ω取自然對(duì)數(shù)，即得

經(jīng)過logit轉(zhuǎn)換后，就可利用普通線性回歸(OLS)模型建立如下被解釋變量與解釋變量之間的依存模型：

logitP=xβ+ε

式中，x為表1定義的解釋變量向量；β表示相應(yīng)的解釋變量系數(shù)向量；ε表示殘差項(xiàng)。需要指出的是，系數(shù)的大小并不能直接反映單個(gè)解釋變量對(duì)消費(fèi)者購買傾向P的邊際效應(yīng)。對(duì)上式求導(dǎo)，得

由于表1所列文獻(xiàn)樣本數(shù)量不同，而且差別通常很大，因此我們亦采用加權(quán)最小二乘回歸方法(WLS)，其中權(quán)重為各文獻(xiàn)的樣本數(shù)量。直覺上，這種方法使得采用大樣本所得到結(jié)果比采用小樣本所得到結(jié)果對(duì)變量系數(shù)有更大的效應(yīng)。表3列示了加權(quán)和未加權(quán)最小二乘回歸的主要結(jié)果。

另外需要說明的是，變量urban,age,sex,education和income之間的Pearson相關(guān)系數(shù)均顯著，因此在回歸分析時(shí)，有可能存在嚴(yán)重的多重共線性?；貧w結(jié)果也表明，當(dāng)把這些變量urban,age,sex,education和income均納入回歸分析時(shí)，容差<0.01,VIF>10, CI>30, 從而證實(shí)多重共線性的存在。經(jīng)過逐步回歸篩選，剔除了age,sex,education和income，保留urban。

供給側(cè)改革的核心是調(diào)整結(jié)構(gòu)，從而提高供給質(zhì)量和效率。供給側(cè)改革雖然屬于經(jīng)濟(jì)改革范疇，但給農(nóng)村養(yǎng)老模式的升級(jí)帶來了機(jī)遇，主要表現(xiàn)在資源供給與制度創(chuàng)新。

表3顯示，無論是否剔除極端值，無論是否加權(quán)，F(xiàn)值表明模型整體在5%水平上顯著，R2值亦較高，均在0.63以上。當(dāng)剔除極端值時(shí)，adjR2值為0.62(未加權(quán)回歸)或0.71(加權(quán)回歸)。也就是說，當(dāng)我們考慮到調(diào)查方法之多樣，所研究的食品種類之多(如從肉類到食用油)，被調(diào)查者分布之廣，表3所列變量解釋了GM食品購買傾向估計(jì)方差的71%，這是比較高的。由于模型具有相

表3 消費(fèi)者購買傾向的回歸結(jié)果

資料來源：根據(jù)文末所列參考文獻(xiàn)報(bào)告的數(shù)據(jù)計(jì)算。

對(duì)精確性，需要初始了解消費(fèi)者購買傾向的研究者在進(jìn)行各自獨(dú)立分析前可以利用表3進(jìn)行粗略估計(jì)。也可按此方法，從一個(gè)樣本得到的消費(fèi)者購買傾向估計(jì)推斷其他樣本消費(fèi)者購買傾向估計(jì)。在以下討論中，將會(huì)進(jìn)一步討論此問題，主要涉及到模型的樣本外預(yù)測(cè)特性。

由于剔除了極端值以后的WLS擬合效果最好，因此我們?cè)谙挛闹攸c(diǎn)解釋此模型。然而，需要強(qiáng)調(diào)的是，表3中的其他三個(gè)模型與剔除極端值以后的WLS模型在顯著變量的系數(shù)符號(hào)上不存在相反的現(xiàn)象,數(shù)值方面也不存在明顯差異。

在剔除極端值的WLS模型中，表3中的常數(shù)項(xiàng)表明，通過面訪方式調(diào)查中國(guó)城市消費(fèi)者在購物環(huán)境下對(duì)有直接收益的GM食品的自主消費(fèi)傾向約為77%。在所有關(guān)于消費(fèi)者樣本特征的三個(gè)變量中，僅urban均在統(tǒng)計(jì)上顯著(表3)。結(jié)果表明，城市消費(fèi)者購買比大約是非城市消費(fèi)者購買比的8倍。而許多文獻(xiàn)(如黃季焜等[12]64-65)認(rèn)為的認(rèn)知程度提高有利于增加對(duì)GM食品的接受程度在本文并沒有得到證實(shí)，盡管heard的系數(shù)為正，但是并不顯著?？赡茉蛟谟?1)變量heard并沒有真正反映消費(fèi)者認(rèn)知程度，而僅僅表示消費(fèi)者是否聽說過GM這個(gè)概念；(2)該變量與變量pos-msg相關(guān)性較強(qiáng)*這也許意味著媒體的宣傳以正面為主(這在鐘甫寧、丁玉蓮等的研究中已經(jīng)得到證實(shí))，因而消費(fèi)者接收到的主要是正面信息。(R=0.364)，且顯著(sig<0.01)。需要說明的是，shopper在四個(gè)模型中的系數(shù)均為負(fù)，而且在二個(gè)OLS模型中均顯著。這意味著超市購物者的購買傾向可能低于一般人群，或者說被調(diào)查者在面臨實(shí)際購買決策真正選擇購買GM食品的比例要低于一般環(huán)境下的購買比例。此結(jié)果一定程度上與Lusk和Fox[19]觀點(diǎn)相符。他們研究發(fā)現(xiàn)超市購物者的支付意愿低于一般人群，他們認(rèn)為在超市環(huán)境購物者的支付意愿更接近于實(shí)際食品購買決策。

在所有表征研究方法特征的三個(gè)變量中，有二個(gè)變量(In-person，pos-msg)顯著或者邊際顯著。In-person系數(shù)1.694，這意味著以面訪進(jìn)行消費(fèi)者購買意愿調(diào)查時(shí)，被調(diào)查者傾向于增加購買GM食品的意愿，從而也證實(shí)了存在Lusk,et al.所謂的Hawthorn-type效應(yīng)[15]32。變量pos-msg系數(shù)大于0，而且在兩個(gè)WLS模型中顯著，意味著如果向消費(fèi)者提供GM食品的正面信息，有利于提高消費(fèi)者的購買意愿。

在所有表征被評(píng)價(jià)食品特征的四個(gè)變量中，僅有benefit,price統(tǒng)計(jì)上顯著。price系數(shù)為負(fù)，意味著GM食品的價(jià)格越低，消費(fèi)者購買傾向越高，符合經(jīng)濟(jì)學(xué)上的需求規(guī)律。價(jià)格每降低10%，消費(fèi)者購買比將增加0.59倍。正如從表3benefit系數(shù)觀察到的，如果GM食品當(dāng)向消費(fèi)者提供直接利益時(shí)，他們更能接受GM食品。具體地，如果向消費(fèi)者提供直接利益，消費(fèi)者購買比將增加0.68倍。此結(jié)果表明，相對(duì)于僅向農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者提供直接利益的第一代GM生物技術(shù)，向消費(fèi)者提供直接利益的所謂的第二代生物技術(shù)更受公眾歡迎。而表征被評(píng)價(jià)食品種類的變量(main,non-main,meat,oil)均不顯著，可能原因：第一，國(guó)內(nèi)消費(fèi)者普遍缺乏GM知識(shí)及其食品安全知識(shí)，難以區(qū)分不同種類食品的加工過程及其對(duì)健康影響；其二，盡管目前國(guó)內(nèi)對(duì)轉(zhuǎn)基因的討論非常激烈，但是真正上市的GM食品種類并不多，消費(fèi)者缺乏實(shí)際感受；第三，納入元分析的文獻(xiàn)大多針對(duì)一般性的食品，而沒有具體到某種食品。對(duì)表2數(shù)據(jù)的觀察可以證實(shí)這一點(diǎn)，以主食為研究產(chǎn)品占29%，產(chǎn)品為調(diào)料、零食、水果、蔬菜等的研究?jī)H占7%；所研究的產(chǎn)品為肉食品的文獻(xiàn)僅占6%不到，以食用油為研究對(duì)象占14%，也就是說，近一半(48%)研究沒有具體到某種食品。需要說明的是，盡管main,meat,oil的系數(shù)不顯著，但是在四個(gè)模型中均為負(fù)，而non-main的系數(shù)為正，這意味著相對(duì)于蔬菜、水果和零食等，GM主食、肉食品和食用油似乎是不受歡迎的GM食品。

可能會(huì)有人因相對(duì)較少的樣本而質(zhì)疑本文結(jié)果的可靠性，以及對(duì)包含或者剔除某一特定原始文獻(xiàn)后結(jié)果的穩(wěn)健性提出疑慮。此問題從“收益轉(zhuǎn)移”視角來說顯然是重要的。那么我們模型在樣本外預(yù)測(cè)(out-of-sample forecast)方面準(zhǔn)確性到底如何？

為回答這些問題，我們進(jìn)行delete-one交叉效應(yīng)檢驗(yàn)[15]，也就是刪掉一個(gè)觀察，重新估計(jì)模型，然后用估計(jì)的模型預(yù)測(cè)那個(gè)刪掉的觀察。對(duì)樣本中每個(gè)觀察重復(fù)執(zhí)行這個(gè)過程產(chǎn)生70(或69，當(dāng)排除極端值時(shí))個(gè)樣本外預(yù)測(cè)。為評(píng)價(jià)模型樣本外預(yù)測(cè)的效果，我們計(jì)算出相應(yīng)的樣本外R2(out-of-sample R2)統(tǒng)計(jì)值。傳統(tǒng)的R2統(tǒng)計(jì)值是觀察值和預(yù)測(cè)值相關(guān)度的平方，預(yù)測(cè)值從全數(shù)據(jù)(包括被預(yù)測(cè)的觀察)估計(jì)的模型中得出。樣本外R2統(tǒng)計(jì)值亦同樣是觀察值和預(yù)測(cè)值相關(guān)度的平方，然而預(yù)測(cè)值根據(jù)不包括被預(yù)測(cè)的觀察本身所估計(jì)的模型計(jì)算得到。剔除極端值后的WLS模型觀察值和樣本外預(yù)測(cè)值相關(guān)系數(shù)為0.81，正如預(yù)期那樣，樣本外R2低于樣本內(nèi)R2，但是仍然達(dá)到0.65。

為進(jìn)一步證實(shí)此結(jié)果，我們以樣本外預(yù)測(cè)值為縱坐標(biāo)，觀察值為橫坐標(biāo)作圖(圖1)。沿45°線的點(diǎn)意味著完美預(yù)測(cè)。與樣本外R2結(jié)果一致，圖1顯示大多數(shù)點(diǎn)落在45°線一個(gè)合理的區(qū)間?？傮w上，這些結(jié)果支持我們的觀點(diǎn)：需要粗略了解消費(fèi)者購買GM食品傾向的研究者可利用表3的模型進(jìn)行估計(jì)，而不是費(fèi)時(shí)耗錢進(jìn)行調(diào)查。

四、結(jié)論

盡管有大量的文獻(xiàn)調(diào)查分析了消費(fèi)者對(duì)GM食品態(tài)度和購買意愿，但是各文獻(xiàn)報(bào)告的結(jié)果差異比較明顯。本文對(duì)報(bào)告70個(gè)消費(fèi)者購買傾向的11項(xiàng)研究進(jìn)行元分析。綜合分析所有這些文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，國(guó)內(nèi)消費(fèi)者購買GM食品的傾向在54%(所有數(shù)據(jù)的未加權(quán)平均)～59%(剔除一個(gè)極端值后的加權(quán)平均)之間，也就是說，一半以上的國(guó)內(nèi)消費(fèi)者能夠接受GM食品。

圖1 因變量觀察值和樣本外預(yù)測(cè)值比較

然而許多因素顯著影響此值的估計(jì)。在所有關(guān)于消費(fèi)者樣本特征的三個(gè)變量中，僅urban均在統(tǒng)計(jì)上顯著。這意味城市消費(fèi)者購買意愿高于非城市消費(fèi)者。通過考察調(diào)查方法特征對(duì)消費(fèi)者購買意愿的影響，我們發(fā)現(xiàn)(a)相對(duì)于通過電話或郵件調(diào)查，以面訪方式調(diào)查時(shí)，被調(diào)查者傾向于增加購買意愿；(b)如果在調(diào)查時(shí)向消費(fèi)者提供GM食品的正面信息，消費(fèi)者購買意愿也將顯著提高。通過分析被評(píng)價(jià)食品特征對(duì)消費(fèi)者購買意愿的影響，我們發(fā)現(xiàn)(a)價(jià)格是影響消費(fèi)者購買意愿的顯著因素。價(jià)格每降低10%，消費(fèi)者購買比將增加約0.58倍；(b)當(dāng)GM食品當(dāng)向消費(fèi)者提供直接利益時(shí)，他們更能接受GM食品。此外，我們還發(fā)現(xiàn)(c)GM肉食品、主食、食用油可能最不能被消費(fèi)者接受。

這些發(fā)現(xiàn)的意義在于它們與單個(gè)研究的結(jié)果無關(guān)。它們是基于一系列的不同作者在不同的區(qū)域采用不同方法對(duì)不同的食品進(jìn)行調(diào)查的綜合分析結(jié)果。很明顯，為更好地理解消費(fèi)者對(duì)GM食品的接受程度，需要進(jìn)行更多的研究，但是我們的模型有效地總結(jié)了現(xiàn)有文獻(xiàn)。事實(shí)上，我們的模型能解釋消費(fèi)者購買意愿方差70%以上。當(dāng)進(jìn)行樣本外預(yù)測(cè)時(shí)，模型性能(表現(xiàn))良好。實(shí)際值和樣本外預(yù)測(cè)值的相關(guān)系數(shù)高達(dá)0.81。因此，如果研究者意欲粗略了解消費(fèi)者購買意愿，那么我們的模型可能產(chǎn)生一個(gè)合理的、初步的估計(jì)。

本文模型也可被用于食品企業(yè)、農(nóng)業(yè)企業(yè)制定市場(chǎng)營(yíng)銷策略時(shí)參考。譬如，GM食品投放市場(chǎng)時(shí)，宜以城市消費(fèi)者作為目標(biāo)市場(chǎng)，采用低價(jià)滲透策略；在產(chǎn)品開發(fā)方面，宜以向消費(fèi)者提供直接利益的第二代GM蔬菜水果為主。

致謝：本研究受江蘇省高校青藍(lán)工程學(xué)術(shù)帶頭人培養(yǎng)對(duì)象項(xiàng)目、2010年江蘇省高等學(xué)校大學(xué)生實(shí)踐創(chuàng)新訓(xùn)練計(jì)劃立項(xiàng)項(xiàng)目資助，作者表示感謝。

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