尹世久， 王小楠 ， 高 楊， 徐迎軍

(曲阜師范大學 經(jīng)濟學院，山東 日照 276826)

一、引言

近年來，諸如“地溝油”、“瘦肉精”、“三聚氰胺”等食品安全事件屢有發(fā)生，沉重打擊了消費者對食品質(zhì)量的信心，食品安全問題日益受到政、學等社會各界關注。[1]食品安全問題的根源在于消費者和供應商之間對于食品特定屬性或特征的信息不對稱所導致的市場失靈。[2]318供應商往往利用其與消費者之間的信息不對稱而做出欺騙等投機行為。相對于供應商，獨立的第三方認證機構(gòu)往往更易取得消費者信任，其引入可在一定程度上有效緩解食品市場中的信息不對稱問題。

20世紀90年代中后期以來，我國逐步構(gòu)建起以無公害食品、綠色食品、有機食品(本文將其統(tǒng)稱為“安全食品”)為主體的食品安全認證體系。作為一個新興市場，由于利益驅(qū)動且市場監(jiān)管缺位，安全食品市場存在著較為嚴重的投機行為。以2011年“重慶沃爾瑪綠色豬肉門”及2013年“貴州茅臺假有機風波”為代表的認證造假事件，致使食品安全認證的權(quán)威性受到強烈質(zhì)疑。在我國社會公眾總體信任不斷下降的背景下，消費者信任缺失可能會成為制約中國安全食品市場持續(xù)發(fā)展的瓶頸。旨在傳遞食品品質(zhì)信息、提升消費者信任的安全認證制度能否獲得消費者的有效認可？哪些因素影響著消費者對安全食品的信任？應如何有效提升消費者信任？對這一系列問題的深入探討，就成為本文的研究主題。

國外學者圍繞安全食品的消費者行為展開了大量研究。Janssen & Hamm運用隨機參數(shù)Logit模型研究發(fā)現(xiàn)歐洲消費者對加貼不同認證標簽有機食品的偏好存在異質(zhì)性。[3]Akaichi等通過實驗拍賣驗證了信息交流對改變消費者對有機食品的信任進而提高其支付意愿的積極作用。[4]Napolitano等研究發(fā)現(xiàn)知曉更多有機認證知識的消費者對有機牛肉更為認可，且愿意支付更高的價格。[5]Gracia & Magistris構(gòu)建離散選擇模型研究了意大利消費者的有機食品購買行為，認為消費者認知與信任等因素是影響市場規(guī)模能否持續(xù)擴大的重要原因。[6]Roitner-Schobesberger等在泰國曼谷的調(diào)研表明，消費者對有機蔬菜的購買意愿主要受制于對有機食品的認知與信任。[7]

我國學者更多關注無公害食品與綠色食品市場中的消費者行為，近年來開始有學者關注有機食品的消費者行為。黃季伸等的研究表明，年齡、收入與認知程度等顯著影響消費者對無公害蔬菜的購買行為。[8]張海英等研究發(fā)現(xiàn)，消費者對綠色食品的支付意愿受收入、受教育程度、市場規(guī)范、消費理念等因素的顯著影響。[9]尹世久等對消費者有機食品購買意愿的研究表明，消費者收入、信任與健康意識等是影響顯著的因素。[10]81

由此可見，在對安全食品市場消費者行為的現(xiàn)有研究中，已有學者開始關注信任在消費決策或行為中的作用，且這些研究結(jié)果幾乎一致地表明消費者信任對其購買決策有著顯著影響，這也與諸多圍繞信任與食品選擇行為研究的結(jié)論相吻合。[11]但現(xiàn)有文獻往往將消費者信任設置為解釋變量，而未能對消費者信任的影響因素展開深入分析。在公眾對食品安全高度擔憂、消費者信任普遍缺失的背景下，深入研究消費者對安全食品的信任評價及相應影響因素，探求增強消費者信任的可行路徑，對于提高消費者購買意愿、促進安全食品市場持續(xù)發(fā)展，具有積極的現(xiàn)實意義。

基于上述分析，本文的主要貢獻在于，以調(diào)研為基本工具，采用結(jié)構(gòu)方程模型(Structural Equation Model，SEM)分析消費者對安全食品的信任評價及相應影響因素，探究相關變量與消費者信任間作用路徑，據(jù)此提出增強消費者信任、促進安全食品市場發(fā)展的政策建議。

二、研究假設與變量設置

(一)理論與文獻簡要回顧

20世紀60年代以后，越來越多的經(jīng)濟學者開始關注消費者信任問題。[12]76經(jīng)驗研究表明，消費者信任是受眾多因素影響的復雜函數(shù)。[13]117雖然學者們對信任的影響因素進行了諸多不同的歸納與分類，但概括起來，可分為如下四個方面：(1)個體為基礎的信任：是個體愿意或不愿意相信并信任他人的傾向，屬于個體的人格特征；(2)認知為基礎的信任：是基于個人印象、態(tài)度或價值觀等而非經(jīng)驗形成的信任；(3)知識為基礎的信任：是一種預測，由于具有交易對象的知識，使得信任者可以預測對方的行為；(4)計算為基礎的信任：是使用經(jīng)濟效益與交易經(jīng)驗分析現(xiàn)存的關系，評估是否值得對方進行投機行為。

在信任建立初期，個體為基礎的信任和認知為基礎的信任對消費者是否愿意與特定對象進行交易的影響最大。因為當買賣雙方對彼此都非常陌生且沒有過去互動的經(jīng)驗和相關信息時，無法進行理性的評估，只能依靠本身的人格特質(zhì)和認知來選擇是否信任對方。隨著雙方交易次數(shù)的增加，消費者逐漸掌握交易對象的相關信息與過去信用狀況，能利用這些信息與經(jīng)驗，使用理性的方式評估對方是否值得信任，知識和計算為基礎的信任在此階段逐漸開始發(fā)揮作用。[14]74由于我國安全食品市場尚處于初級階段，難以獲得足夠的有效數(shù)據(jù)，以計算為基礎的信任相對薄弱且缺乏數(shù)據(jù)。因此，本文重點關注個體為基礎的信任、認知為基礎的信任和知識為基礎的信任。

(二)研究假設

基于上述分析，本文將影響消費者對安全食品信任的因素歸結(jié)為個體特征、食品安全意識、安全認證知識以及信息交流等方面。個體特征形成個體為基礎的信任，食品安全意識形成認知為基礎的信任，安全認證知識及信息交流形成知識為基礎的信任。消費者對安全食品的信任可能會受到這些因素影響，并進而影響購買意愿。

1.個體特征與消費者信任

經(jīng)驗研究表明，諸如年齡、學歷及收入等消費者個體特征變量會不同程度影響個體的心理過程與態(tài)度傾向，這就必然會影響其對安全食品的信任評價。一些學者比較了不同個體特征消費者對食品安全的信任，如De Jonge認為受教育水平等個體差異是影響消費者對食品安全信任的關鍵因素；[15]盧菲菲等發(fā)現(xiàn)消費者年齡、收入對其食品質(zhì)量安全的信任有顯著影響；[16]72尹世久等研究發(fā)現(xiàn)年齡與受教育程度對消費者信任有積極的正向影響。[13]115因此，本研究提出如下假設：

H1：個體特征會顯著影響消費者對安全食品的信任。

2.食品安全意識與消費者信任

相較于常規(guī)食品，安全食品更為健康和安全，更加關注食品安全問題的消費者可能更傾向于信任并購買安全食品。[17]食品安全意識和消費者信任間關系也已被經(jīng)驗研究所證實。[18]53因此，本研究提出如下假設：

H2：食品安全意識對消費者信任產(chǎn)生顯著影響。

3.認證知識與消費者信任

產(chǎn)品知識對消費者決策具有顯著效應，知識的獲取與評價被認為是消費者研究中影響其心理活動與決策過程的重要因素。食品安全認證的知識水平會影響消費者對安全食品的信任，[14]75且在食品市場中消費者產(chǎn)品知識水平對其信心的作用已為諸多研究所證實。[19]700因此，本研究提出如下假設：

H3：消費者安全認證知識顯著影響其信任水平。

4.信息交流與消費者信任

信任是對所提供信息可信賴性的感知，增加風險交流及提供更多信息來消除信息不對稱有助于信任的建立。[20]信息提供在一定程度上直接決定著消費者信任。[21]671劉艷秋等研究發(fā)現(xiàn)信息交流顯著影響消費者對QS認證的信任。[12]79可見，信息交流對消費者信任具有非常重要的作用，因此，本研究提出如下假設：

H4：信息交流顯著影響消費者對安全食品的信任。

5.消費者信任與購買意愿

消費者信任對購買意愿或行為的影響已為大量經(jīng)驗研究所證實。[22]尹世久等研究發(fā)現(xiàn)消費者信任積極影響其有機食品購買意愿。[10]86Krystallis等指出消費者對有機食品的支付意愿與其信任程度顯著相關。[23]320因此，本研究提出如下假設：

H5：消費者對安全食品的信任會對其購買意愿產(chǎn)生顯著的正向影響。

基于上述分析，本文建立消費者對安全食品信任影響因素的理論假設模型，見圖1。

圖1 消費者信任影響因素理論假設模型

Fig.1Consumertrustinfluencingfactorstheoryhypothesizedmodel

(三)變量設置與度量

基于圖1所示假設模型，本文共設置18個變量用以測量消費者對安全食品的信任及相應變量間關系(表1)。

1.消費者信任與購買意愿的測量

由于安全食品必須經(jīng)過認證機構(gòu)認證且加貼質(zhì)量安全認證標簽后方可在市場上銷售，認證標簽成為消費者鑒別安全食品真?zhèn)蔚闹匾罁?jù)。因此，本文將所關注的消費者對安全食品的信任，可以直接定義為消費者對安全認證標簽的信任，即消費者是否相信加貼認證標簽的食品能夠達到相應的安全生產(chǎn)標準。

衡量消費者信任首先要設定信任值的取值范圍，一般可用模糊邏輯定義的集合來表示。Chen & Yeager提出了“-1～4”的可信尺度。[24]Rahman & Hailes提出了四個不同等級可信度尺度。[25]對信任度等級來說，等級太少不能反應實際交易中的細節(jié)，而太多又會導致被調(diào)查者難以把握其中的區(qū)別，采用五個等級比較合適。[26]因此，本文將消費者對安全食品的信任程度劃分為“1～5”五個等級，依次表示“很不信任”、“不太信任”、“一般信任”、“比較信任”、“非常信任”。

對消費者購買意愿的衡量，我們借鑒相關研究的做法，[27]將消費者對安全食品愿意支付的價格溢價設置為“1～5”五個等級，依次表示“不愿意”、“不超過10%”、“10～20%”、“20～100%”、“大于100%”。

2.其他變量的測量方法

除個體特征外，借鑒Ortega[2]320、Ure?a[28]等學者的做法，涉及消費者態(tài)度或評價的相關變量皆采用5級李克特量表(Likert Scale)或5級語義差別量表(Semantic Differential Scale)進行測量。變量的具體描述見表1。

表1 變量設置與描述

三、調(diào)查基本情況

(一)樣本選擇

本次調(diào)研地點選擇在山東省。山東省位于我國東部沿海地區(qū)，屬于經(jīng)濟相對發(fā)達的區(qū)域，且山東省東部沿海地區(qū)與中西部內(nèi)陸地區(qū)形成較大的發(fā)展差異，可大致視為我國東西部經(jīng)濟發(fā)展不均衡狀態(tài)的縮影。近年來，山東安全食品市場有了較快發(fā)展，尤其大型超市日益成為安全食品主要的銷售渠道*從作者的實地考察與調(diào)研的結(jié)果來看，在青島等所調(diào)研城市，超市、專賣店等多種安全食品的銷售渠道并存，且超市中安全食品銷售額增長迅速。。選擇山東省作為調(diào)研區(qū)域來分析消費者對安全食品的信任問題具有一定的代表性。因此，作者分別在處于山東省東、中、西部的青島、日照、淄博、濟南、菏澤及棗莊等6個城市展開系列調(diào)研。

2012年10月，在山東省日照市新瑪特超市及附近商業(yè)區(qū)采取便利抽樣法，進行了預調(diào)研，共回收102份有效問卷，對問卷進行信度和效度分析，

將不適當問卷項目剔除或調(diào)整。

2013年1月至2月，在山東省濟南等6個城市利用調(diào)整后的調(diào)查問卷展開正式調(diào)研。具體調(diào)研地點選擇在大型超市的食品銷售區(qū)及其附近的商業(yè)區(qū)。預調(diào)研發(fā)現(xiàn)，超市及商業(yè)區(qū)的專賣店等銷售終端是當前安全食品的主要銷售場所。調(diào)研由經(jīng)過訓練的調(diào)查員通過面對面直接訪談的方式進行，并約定以進入視線的第三個消費者作為采訪對象，以保證樣本選取的隨機性[29]。本次調(diào)查共發(fā)放問卷480份(每個城市約發(fā)放80份)，回收有效問卷456份，有效回收率為95%。樣本男女比例約為4:6，與我國家庭中食品購買者通常為女性的現(xiàn)實相符；年齡主要分布在18～59歲之間(占98.2%)，跨度較大，年收入主要集中在3～5萬元，構(gòu)成受訪者的主體。調(diào)研樣本的具體統(tǒng)計特征見表2。

表2 樣本描述性統(tǒng)計

(二)消費者信任評價的總體描述

從調(diào)研結(jié)果來看，消費者對安全食品總體還是比較信任的，對三種食品表示"非常信任"及"比較信任"的受訪者占樣本總數(shù)的比例都超過50%(圖2)。具體來看，消費者對無公害食品和綠色食品的信任度較高，而對有機食品的信任評價相對較低。值得注意的是，調(diào)研數(shù)據(jù)顯示，受訪者對有機食品的信任評價中選擇"一般"的樣本數(shù)比例(26.53%)遠高于無公害食品(21.05%)和綠色食品(17.11%)，這在一定程度上從側(cè)面反映出消費者對無公害食品和綠色食品的認知較高，而對有機食品的了解則相對較少。

圖2 消費者對安全食品的信任評價(N=456)

四、實證模型與分析結(jié)果

(一)模型選擇

消費者信任屬于個體的主觀認識，不同個體可能持有不同觀點，具有無法直接觀測的基本特征。SEM是基于變量的協(xié)方差矩陣來分析變量之間關系的一種統(tǒng)計方法。相對于傳統(tǒng)的統(tǒng)計方法不能妥善處理潛變量的缺陷，SEM能夠同時處理潛變量及其指標，為人們研究難以直接測量的變量間關系提供了科學的分析工具[30]。為此，本文引入SEM研究消費者對安全食品的信任及其影響因素間作用路徑。

SEM包括測量模型和結(jié)構(gòu)模型，前者反映潛變量和可測變量間的關系，后者反映潛變量間的結(jié)構(gòu)關系。SEM一般由3個矩陣方程式所代表：

η=βη+Γξ+ξ

(1)

X=Λxξ+δ

(2)

Y=Λη+ε

(3)

方程(1)為結(jié)構(gòu)模型，η為內(nèi)生潛變量，ξ為外源潛變量，η通過β和Γ系數(shù)矩陣以及誤差向量ξ把內(nèi)生潛變量和外源潛變量聯(lián)系起來，β為內(nèi)生潛變量間的關系，Γ為外源潛變量對內(nèi)生潛變量的影響，ξ為結(jié)構(gòu)方程的殘差項，反映了在方程中未能被解釋的部分。方程(2)和方程(3)為測量模型，X為外源潛變量的可測變量，Y為內(nèi)生潛變量的可測變量，Λx為外源潛變量與其可測變量的關聯(lián)系數(shù)矩陣，Λy為內(nèi)生潛變量與其可測變量的關聯(lián)系數(shù)矩陣， 為外源指標X的誤差項，ε為內(nèi)生指標Y的誤差項，通過測量模型，潛變量可以由可測變量來反映。

(二)探索性因子分析

本文研究運用SPSS19.0軟件對樣本數(shù)據(jù)進行因子分析的適當性檢驗。結(jié)果顯示，KMO值為0.701(理想值為1，可接受值為0.6)，Bartlett球型檢驗的近似卡方值為2882.288，顯著性水平小于0.01，拒絕零假設，表明原始變量間有共同因素存在，適合使用因子分析法。其旋轉(zhuǎn)后因子矩陣如表3所示，抽取出的6個因子共解釋70.144%的方差(大于常用基準值70%)，各指標在對應因子的負載(以黑體顯示，均大于0.6)遠大于在其他因子的交叉負載(均小于0.3)，顯示各指標能有效地反映其對應因子，最終得到17個變量。

表3 因子旋轉(zhuǎn)后載荷矩陣數(shù)值

(三)信度與效度檢驗

采用正式調(diào)研數(shù)據(jù)進一步檢驗變量的信度與效度。表3中最后一行列出各因子的克倫巴赫系數(shù)α值均大于0.6, 表明變量之間的內(nèi)部一致性較好，說明潛變量所對應的問卷題項具有良好而穩(wěn)定的信度。

為保證較好的內(nèi)容效度，問卷潛變量和測量指標的設定是基于文獻和理論分析，反復商討并結(jié)合預調(diào)研結(jié)論進行調(diào)整，基本保證了問卷的維度和題項能夠包含影響消費者對安全食品信任的主要因素，從而保證問卷具有較好的內(nèi)容效度。

收斂效度(Convergent Validity)的檢驗分析表明，所有指標因子載荷系數(shù)的t值均在9.90～16.95之間，大于1.96的臨界值，表明在5%水平上統(tǒng)計顯著；且6個潛變量的平均變異抽取量(Average Variances Extracted, AVE)都高于標準值0.50(表4)，說明測量模型的收斂效度理想。表4數(shù)據(jù)分析顯示，對角線上的AVE的平方根都大于對角線左下角的相關系數(shù)，這說明本文變量間具有良好的判別效度。收斂效度和判別效度的分析結(jié)果表明，問卷的結(jié)構(gòu)效度良好。

(四)結(jié)構(gòu)模型的檢驗與討論

1.模型擬合檢驗

如果卡方/自由度χ2/df≤3.0、GFI≥0.85、AGFI≥0.85、CFI≥0.90、RMSEA≤0.05*GFI代表擬合優(yōu)度指數(shù)(goodness of fit index)；AGFI代表調(diào)整擬合優(yōu)度(adjust goodness of fit index)；CFI代表比較擬合指數(shù)(comparative fit index)；RMSEA代表近似誤差均方根(root mean square error of approximation)。，則模型的擬合效果是可接受的。表5中估計過程所產(chǎn)生的擬合優(yōu)度檢驗指標顯示，模型統(tǒng)計參數(shù)均滿足評估標準，各評價指標達到理想狀態(tài)，模型整體擬合很好。

表4 潛變量之間的相關系數(shù)與AVE的平方根

表5 模型擬合度

2.假設檢驗與討論

運用LISREL8.70軟件對數(shù)據(jù)進行實證分析，得到模型的路徑系數(shù)圖(圖3)，并得到實證檢驗結(jié)果參見表6。每個潛變量的因子載荷均在0.5以上，達到要求，可知潛變量都得到較好測度，可用于假設模型的相關解釋。

表6 消費者對安全食品信任的假設檢驗結(jié)果

注：*，**，***分別表示在10%，5%和1%水平上顯著。

基于圖3和表6的假設檢驗結(jié)果，就消費者對安全食品信任的影響因素可以做如下推斷與討論：

(1)SELF的標準化系數(shù)為0.32，高于其他變量，表明對TRUST影響最大，SELF對TRUST在1%的水平上產(chǎn)生顯著的正向影響，假設1得到證實。EDU對TRUST有正向的顯著作用，可能是由于受教育程度高的消費者接受新事物的意識較強且態(tài)度較開放，從而更愿意信任在我國現(xiàn)階段尚屬于新產(chǎn)品的安全食品；INCM對TRUST有正向顯著影響，其原因可能在于高收入階層擁有較強的支付能力，更愿意相信“高價質(zhì)優(yōu)”。這也與盧菲菲等關于消費者對食品質(zhì)量安全信任影響因素的研究結(jié)果相吻合。[16]72

(2)AWARE與TRUST的標準化路徑系數(shù)為-0.14，未通過顯著性檢驗，假設2未能得到證實，這與鞏順龍等學者研究的食品安全意識和消費者信任間關系的研究結(jié)論相悖[18]53，可能的原因在于，一定限度內(nèi)的食品安全意識對消費者安全食品的信任會產(chǎn)生正向作用，即對常規(guī)食品安全有所擔憂的消費者會更傾向于信任安全食品，但當受訪者食品安全意識達到較高水平時，代表著受訪者不僅懷疑常規(guī)食品的安全性，對安全食品的安全性也將產(chǎn)生顧慮，從而對信任將產(chǎn)生負面影響。

(3)KNOW的標準化路徑系數(shù)為0.27，對TRUST在1%的水平上具有顯著正向作用。由此可知，消費者安全認證知識水平的提高，可以緩解信息不對稱帶來的市場失靈問題，克服外界信息干擾造成的不信任問題，從而有效提升消費者信任。這也與Han等學者關于消費者產(chǎn)品知識水平對其信心的作用的研究結(jié)論相類似,[19]700假設3得到驗證。

(4)INFORM的標準化路徑系數(shù)為0.18，與TRUST在5%的范圍內(nèi)顯著正相關，INFORM對TRUST具有正向影響，與假設4相符。促進信息交流能夠提升消費者對安全食品的認知水平，降低消費者與供應商之間的信息不對稱，從而促使消費者信任水平的提升，這與De Krom等學者關于信息交流會增強消費者信任的研究結(jié)論基本一致。[21]671

(5)由統(tǒng)計結(jié)果可知，消費者對安全食品的TRUST與WTP之間在1%的水平上顯著正相關，假設5也得到證實。TRUST每增加1個標準單位，WTP就會增加0.30個單位。提升消費者對安全食品的信任，將會降低消費者的心理風險，將對購買意愿產(chǎn)生有利影響，這與Krystallis等眾多學者的研究結(jié)果相一致。[23]320

圖3 信任模型路徑系數(shù)圖

五、主要結(jié)論

本文基于山東省456個消費者樣本的調(diào)研數(shù)據(jù)，運用SEM對影響消費者安全食品信任的主要因素進行了分析，主要得出如下結(jié)論：(1)消費者對安全食品總體較為信任，且對無公害食品和綠色食品的信任程度高于有機食品。(2)消費者受教育程度和收入水平對消費者信任影響顯著。在我國經(jīng)濟高速增長、居民收入水平和受教育程度不斷提高的背景下，我國安全食品市場有望具有良好前景。(3)認證知識是影響消費者信任的重要因素，且信息交流可以有效提升消費者信任。應多渠道增加消費者的認證知識，促進企業(yè)與消費者間的信息交流。(4)消費者信任對其購買意愿產(chǎn)生顯著影響，說明消費者信任對安全食品市場發(fā)展具有決定性作用。我國安全食品發(fā)展必須由相對注重發(fā)展規(guī)模轉(zhuǎn)向更加注重發(fā)展質(zhì)量，由“樹立品牌”進入“提升品牌”階段。(5)雖然本文未能證實食品安全意識對消費者信任的影響，其原因在于兩者之間關系較為復雜。消費者對常規(guī)食品安全的擔憂有利于增加其對安全食品的消費需求，但過高的食品安全意識也會降低其對安全食品的信任，最終殃及安全食品市場發(fā)展。

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