李 洋 陳業(yè)莉 LIU Sandra

(1.東北林業(yè)大學(xué) 工程技術(shù)學(xué)院，哈爾濱 150040；2.普渡大學(xué) 消費(fèi)者科學(xué)系，美國(guó) 西拉法葉 47906)

食品是人類生存發(fā)展的基本物質(zhì)需要，食品安全問題關(guān)乎人們身體健康及社會(huì)和諧安定。近年來(lái)國(guó)內(nèi)外食品安全事件頻發(fā)，涉事公司召回問題食品成為保障消費(fèi)者權(quán)益的重要手段。食品召回是指食品生產(chǎn)商、批發(fā)商或零售商，在知悉由其生產(chǎn)、分銷或銷售的某一批次食品存在安全隱患或已造成損害的情況下，按照規(guī)定程序及時(shí)從市場(chǎng)和消費(fèi)者手中回收問題食品，并予以退貨、換貨、賠償、道歉的方式，來(lái)降低問題食品造成的危害[1]。食品召回事件發(fā)生時(shí)，問題食品召回率受召回啟動(dòng)時(shí)間的直接影響，因此召回啟動(dòng)時(shí)間的長(zhǎng)短成為衡量公司危機(jī)處理能力和政府公眾安全保障的一個(gè)重要因素。

目前國(guó)內(nèi)外關(guān)于食品召回事件的研究主要涉及：1)食品召回現(xiàn)狀分析[2-4]；2)食品召回相關(guān)法律制度建設(shè)[5-8]；3)上市公司召回事件經(jīng)濟(jì)后果研究[9-13]；4)食品召回成本和召回率的實(shí)證研究[14-17]。其中，在實(shí)證研究食品召回率時(shí)，余建斌等[14]利用2003—2015年美國(guó)畜禽食品召回事件的數(shù)據(jù)樣本，實(shí)證分析食品召回啟動(dòng)時(shí)間、召回量、產(chǎn)品類型、召回等級(jí)、分銷范圍等自變量因素對(duì)食品召回率的影響，發(fā)現(xiàn)縮短食品召回啟動(dòng)時(shí)間將促進(jìn)召回率顯著提高。Hora等[18]以玩具公司為例，選取召回啟動(dòng)時(shí)間為因變量，實(shí)證表明召回主體、召回策略和產(chǎn)品缺陷類型等因素對(duì)其有顯著影響。因此針對(duì)食品行業(yè)的召回啟動(dòng)時(shí)間影響因素這一問題逐漸成為研究的新視角。

在公司召回事件中，由于上市公司規(guī)模較大，供應(yīng)鏈條復(fù)雜，消費(fèi)者數(shù)量多，極易引起新聞媒體和社會(huì)公眾的關(guān)注，經(jīng)濟(jì)后果更為嚴(yán)重[11]，如投資者拋售股票而致股價(jià)下跌等連鎖反應(yīng)。本研究擬以1994—2017年美國(guó)食品上市公司發(fā)生的召回事件為樣本，采用多元線性回歸方法實(shí)證分析食品召回啟動(dòng)時(shí)間的影響因素，旨在為完善我國(guó)食品召回體系提出建議。

1 假設(shè)與變量

本研究定義召回啟動(dòng)時(shí)間指從食品首次生產(chǎn)日至召回公告日間的時(shí)間間隔[14,18]。

1.1 研究假設(shè)

美國(guó)食品安全檢驗(yàn)局(FSIS)是美國(guó)農(nóng)業(yè)部(USDA)下屬負(fù)責(zé)公眾健康的機(jī)構(gòu)，F(xiàn)SIS主要負(fù)責(zé)保證美國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)和進(jìn)口消費(fèi)的肉類、禽肉及蛋類產(chǎn)品供給的安全、有益，標(biāo)簽、標(biāo)示真實(shí)，包裝適當(dāng)[19]。本研究在實(shí)證分析前，通過(guò)FSIS數(shù)據(jù)庫(kù)對(duì)美國(guó)食品上市公司1994—2017年的召回事件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，并基于此提出以下假設(shè)。

假設(shè)1：食品召回量越大，問題食品的召回啟動(dòng)時(shí)間越長(zhǎng)。

美國(guó)食品上市公司召回情況不容樂觀，根據(jù)FSIS數(shù)據(jù)庫(kù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果，1994—2017年美國(guó)食品上市公司共發(fā)生271起召回事件，累計(jì)召回質(zhì)量約92 080.8 t，平均每年召回3 830.2 t(召回質(zhì)量不確定的不計(jì)算在內(nèi))。食品批次生產(chǎn)量越大，召回量則越大，問題食品占比相對(duì)較小，被發(fā)現(xiàn)的概率相對(duì)變低，故召回啟動(dòng)時(shí)間更長(zhǎng)。

假設(shè)2：食品分銷范圍越小，問題食品的召回啟動(dòng)時(shí)間越短。

根據(jù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果，美國(guó)食品上市公司分銷范圍廣泛，故召回范圍也較廣，其中召回范圍覆蓋全國(guó)的召回事件有83起，召回范圍覆蓋3個(gè)州以上的有194起，占召回事件總數(shù)的72.1%，食品沿著供應(yīng)鏈從生產(chǎn)商到分銷商、零售商，最終流向消費(fèi)者手中[11]，分銷范圍越小，問題食品越集中且易被發(fā)現(xiàn)，所需召回啟動(dòng)時(shí)間越短。

假設(shè)3：食品召回原因?yàn)榧?xì)菌感染時(shí)，召回啟動(dòng)時(shí)間更短。

根據(jù)歷年食品的召回情況，將召回原因總結(jié)為8種，分別是大腸桿菌感染、沙門氏菌感染、李斯特菌感染、加工缺陷、外來(lái)物質(zhì)污染、標(biāo)簽錯(cuò)誤、含未申報(bào)過(guò)敏原以及其他原因。其中大腸桿菌、李斯特菌、沙門氏菌感染統(tǒng)稱為細(xì)菌感染，其他原因包括未經(jīng)FSIS檢查、未達(dá)FSIS要求、不具備出口至美國(guó)的資格、化學(xué)元素含量超標(biāo)、摻假等，由于此類原因引起的召回事件較少，統(tǒng)一歸于其他原因。美國(guó)食品上市公司1994—2017年的召回事件中，由細(xì)菌感染、外來(lái)物質(zhì)污染和未申報(bào)過(guò)敏原等原因所引起的召回事件最多，共占71.43%(表1)；從召回質(zhì)量上看，由李斯特菌、沙門氏菌、大腸桿菌等原因引起的召回質(zhì)量最多，約占召回總量的73.76%，可見細(xì)菌感染是美國(guó)食品上市公司24年來(lái)召回事件頻發(fā)的主要原因。FSIS以缺陷食品可能引起的危險(xiǎn)程度為依據(jù)確定食品召回的等級(jí)，將召回事件分為3級(jí)(表2)。細(xì)菌感染導(dǎo)致的食品安全問題危害嚴(yán)重，主要屬于一級(jí)召回事件，極易引起社會(huì)關(guān)注，召回啟動(dòng)時(shí)間相對(duì)較短。

假設(shè)4：食品召回主體為政府部門，召回啟動(dòng)時(shí)間更短。

食品召回事件中參與主體眾多，主要包括政府部門、食品公司、供應(yīng)商、零售商、消費(fèi)者、第三方組織等。本研究召回主體指最先發(fā)現(xiàn)問題食品的一方，主要分為4類，見表3。據(jù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果，由FSIS、FDA相關(guān)部門監(jiān)測(cè)引起召回的事件有102起，約占召回總數(shù)的39.4%，公司自查發(fā)現(xiàn)有69起，占26.6%，由消費(fèi)者投訴引起的召回事件有67起，占25.9%，且一級(jí)召回主要由FSIS相關(guān)部門監(jiān)測(cè)發(fā)現(xiàn)，可見在美國(guó)食品召回中，F(xiàn)SIS相關(guān)監(jiān)管部門發(fā)揮著必不可少的作用。當(dāng)問題食品由FSIS監(jiān)管部門發(fā)現(xiàn)時(shí)，相關(guān)部門和公司重視程度更高，能更快發(fā)起召回，縮短召回啟動(dòng)時(shí)間。

表1 美國(guó)食品上市公司1994—2017年召回事件按召回原因統(tǒng)計(jì)Table 1 Statistics of food recall incidents of American listed food companies in1994—2017 distribution by cause of recall

表2 食品召回級(jí)別說(shuō)明Table 2 Description of food recall level

表3 食品召回主體分類說(shuō)明Table 3 Classification of food recall subjects

1.2 變量定義與描述

本研究為驗(yàn)證影響召回啟動(dòng)時(shí)間的因素，構(gòu)建多元線性回歸模型，召回啟動(dòng)時(shí)間(T)采用式(1)計(jì)算：

T=β0+β1N+β2Dnati+β3Dstat+β4Rbact+
β5Rextr+β6Pmeat+β7C1+β8C2+β9Sfsis+ε

(1)

式中:β0為截距項(xiàng)；ε為殘差項(xiàng)；β1，β2，…，β9為回歸系數(shù)。

1)因變量。召回啟動(dòng)時(shí)間(T)，利用對(duì)數(shù)模型相較于簡(jiǎn)單線性模型擬合優(yōu)度更高的優(yōu)勢(shì)，故取召回啟動(dòng)時(shí)間的自然對(duì)數(shù)值。

表4示出關(guān)鍵變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果?？梢?，1994—2017年上市公司每起召回事件平均召回啟動(dòng)時(shí)間約為99.846天，其中時(shí)間最長(zhǎng)一次為686天，平均召回質(zhì)量133.248 t，且一半以上的食品分銷范圍分布在3個(gè)州以上，一級(jí)召回事件及肉類食品的召回居多。

表4 變量描述性統(tǒng)計(jì)Table 4 Variable descriptive statistics

2 樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究選取1994—2017年美國(guó)食品上市公司發(fā)生的召回事件為研究樣本，食品生產(chǎn)時(shí)間、召回發(fā)起時(shí)間、召回量、分銷范圍、召回等級(jí)、召回原因、召回主體、產(chǎn)品類型等數(shù)據(jù)均來(lái)源于FSIS官方數(shù)據(jù)庫(kù)，部分召回情況參考當(dāng)年召回事件公布的新聞稿。為便于實(shí)證研究對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行如下篩選：1)剔除召回發(fā)起時(shí)公司性質(zhì)與實(shí)際不符的事件；2)剔除無(wú)法確定產(chǎn)品召回啟動(dòng)時(shí)間和召回量不明的事件；3)剔除控制變量數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失的召回事件。對(duì)于個(gè)別缺失數(shù)據(jù)，由其他相似召回事件的數(shù)據(jù)進(jìn)行恰當(dāng)?shù)难a(bǔ)充完善。經(jīng)過(guò)上述整理，最后獲得了69家公司共240起召回事件的有效研究數(shù)據(jù)。

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 簡(jiǎn)單相關(guān)分析

采用皮爾遜相關(guān)分析法[20]，對(duì)模型中各變量進(jìn)行簡(jiǎn)單相關(guān)分析，結(jié)果見表5。召回量(N)和分銷范圍1(Dnati)2個(gè)變量與被解釋變量召回啟動(dòng)時(shí)間(T)在0.05水平上顯著正相關(guān)，而召回原因1(Rbact)和召回主體(Sfsis)2個(gè)變量與召回啟動(dòng)時(shí)間(T)在0.05水平上顯著負(fù)相關(guān)，各個(gè)解釋變量與控制變量之間的相關(guān)系數(shù)均小于0.5，相關(guān)性程度不強(qiáng)，說(shuō)明與整體研究假設(shè)相吻合。

表5 回歸模型中各變量的簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)Table 5 Simple correlation coefficients of variables in regression model

3.2 假設(shè)檢驗(yàn)

多重共線性檢驗(yàn)及異方差檢驗(yàn)是進(jìn)行多元線性回歸分析前的一個(gè)重要環(huán)節(jié)，只有在樣本數(shù)據(jù)及回歸模型分別滿足不存在多重共線性及異方差的前提下開展多元線性回歸分析，才能確保其分析結(jié)果的準(zhǔn)確性與可靠性。

3.2.1多重共線性檢驗(yàn)

樣本數(shù)據(jù)中發(fā)生多重共線性的主要原因在于許多經(jīng)濟(jì)變量存在相關(guān)的共同趨勢(shì)。本研究運(yùn)用方差膨脹因子(VIF)法判斷是否存在多重共線性，計(jì)算所有解釋變量的VIF值。參考雷懷英[21]給出的評(píng)判標(biāo)準(zhǔn)：當(dāng)VIF為0～10時(shí)，不存在多重共線性；當(dāng)VIF為10～100時(shí)，多重共線性較強(qiáng)；當(dāng)VIF>100時(shí)，存在嚴(yán)重的多重共線性。本研究中變量的VIF均為0～3.5，樣本數(shù)據(jù)可以排除多重共線性問題。

3.2.2異方差檢驗(yàn)

對(duì)于不同的樣本點(diǎn)，隨機(jī)干擾項(xiàng)的方差不再是常數(shù)，而是互不相同，則認(rèn)為出現(xiàn)了異方差性。異方差的檢驗(yàn)可以通過(guò)圖示檢驗(yàn)法進(jìn)行大概的判斷。圖1示出召回啟動(dòng)時(shí)間殘差值的散點(diǎn)分布情況，可以看出，n個(gè)點(diǎn)在零基準(zhǔn)線上下呈無(wú)規(guī)律分布，參考馬慶國(guó)[22]提出的評(píng)判標(biāo)準(zhǔn)，當(dāng)回歸模型中不存在異方差時(shí)，殘差項(xiàng)散點(diǎn)圖呈無(wú)序狀。此外，還可以運(yùn)用布羅施-帕甘檢驗(yàn)(B-P檢驗(yàn))進(jìn)行更嚴(yán)格的驗(yàn)證[23]，即驗(yàn)證隨機(jī)干擾項(xiàng)的平方與1個(gè)或者多個(gè)解釋變量不相關(guān)，證明在5%的顯著性水平下，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量和LM統(tǒng)計(jì)量的值分別為1.21和11.97，小于自由度為(10, 227)的F分布和χ2分布的臨界值，表明回歸模型不存在異方差性。

圖1 召回啟動(dòng)時(shí)間模型的殘差項(xiàng)散點(diǎn)圖Fig.1 Scatter plot of residual term at recall start time

3.3 回歸結(jié)果分析

召回啟動(dòng)時(shí)間的多元線性回歸模型統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果見表6，從F檢驗(yàn)看，模型的線性關(guān)系在99%的置信度下顯著成立?？梢钥闯觯?/p>

1)召回量(N)與召回啟動(dòng)時(shí)間(T)在1%水平上顯著正相關(guān)，假設(shè)1得到驗(yàn)證，在食品上市公司的召回事件中，食品生產(chǎn)批量越大，召回量則越大，而問題食品占比相對(duì)較小，被發(fā)現(xiàn)的概率相對(duì)變低，召回啟動(dòng)時(shí)間就越長(zhǎng)，導(dǎo)致召回的完成難度更大。公司因此會(huì)產(chǎn)生一系列的名譽(yù)損失、股價(jià)下降、投資者拋售股票等問題，后期需要較高的營(yíng)銷費(fèi)用恢復(fù)其長(zhǎng)期公司價(jià)值[11]；

2)覆蓋全國(guó)的分銷范圍1(Dnati)與召回啟動(dòng)時(shí)間(T)沒有表現(xiàn)出顯著的相關(guān)關(guān)系，但在3個(gè)州以內(nèi)的分銷范圍2(Dstat)對(duì)召回啟動(dòng)時(shí)間(T)顯著為負(fù)，雖然不能證明分銷范圍越廣，召回啟動(dòng)時(shí)間越長(zhǎng)，但表明分銷覆蓋范圍越小，越容易召回，可能原因?yàn)榉咒N范圍小使得問題出現(xiàn)的集中度更高，有助于更早發(fā)現(xiàn)問題發(fā)起召回，假設(shè)2得到驗(yàn)證；

3)本研究將食品召回的原因總結(jié)為8種，并選取召回最頻繁的細(xì)菌感染和外來(lái)物質(zhì)污染2個(gè)原因作為本研究的自變量，結(jié)果發(fā)現(xiàn)因細(xì)菌感染引起的召回原因1(Rbact)和外來(lái)物質(zhì)污染造成的召回原因2(Rextr)均對(duì)召回啟動(dòng)時(shí)間(T)顯著為負(fù)，表明由細(xì)菌感染和外來(lái)物質(zhì)污染引起的召回，召回啟動(dòng)時(shí)間更短，假設(shè)3得到驗(yàn)證。細(xì)菌感染引起的召回屬于一級(jí)召回，對(duì)消費(fèi)者危害嚴(yán)重，極易受到社會(huì)關(guān)注；食品中包含外來(lái)物質(zhì)污染，如玻璃、金屬、塑料等異物，也極易被消費(fèi)者或者公司自檢時(shí)發(fā)現(xiàn)，2種原因均能縮短食品從生產(chǎn)到召回的時(shí)間。召回原因影響召回啟動(dòng)時(shí)間的實(shí)證結(jié)果與Hora[18]研究一致。

4)食品召回的主體不盡相同，本研究雖未能證明政府部門召回對(duì)召回啟動(dòng)時(shí)間有顯著影響，但也可發(fā)現(xiàn)召回主體為政府部門時(shí)有縮短召回啟動(dòng)時(shí)間的趨勢(shì)，假設(shè)4有待進(jìn)一步驗(yàn)證，這也為未來(lái)的研究方向和市場(chǎng)監(jiān)管提供了一定的依據(jù)。

表6 召回啟動(dòng)時(shí)間模型線性回歸系數(shù)及顯著性檢驗(yàn)結(jié)果Table 6 Linear regression coefficient and significance test results of recall time model

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.4.1關(guān)鍵變量替代檢驗(yàn)

為提高回歸結(jié)果的可靠性，對(duì)以下關(guān)鍵變量進(jìn)行替代性檢驗(yàn)：1)關(guān)于召回啟動(dòng)時(shí)間，前述回歸分析中采用產(chǎn)品首次生產(chǎn)日與召回公告日之間時(shí)間差的對(duì)數(shù)作為被解釋變量，本研究借鑒Hora提出的采用產(chǎn)品召回公告日與首次銷售日的時(shí)間差作為召回啟動(dòng)時(shí)間[18]，進(jìn)行替代測(cè)量；2)關(guān)于召回量，本研究采用召回質(zhì)量的自然對(duì)數(shù)值進(jìn)行測(cè)量，現(xiàn)用召回單元數(shù)量(以包裝單位計(jì)數(shù))作為替代測(cè)量[24]。經(jīng)由上述關(guān)鍵變量替代處理后，回歸結(jié)果見表7第2列模型(1)，與表6實(shí)證結(jié)果一致。

3.4.2計(jì)量方法的替代測(cè)量

表7中模型(2)為加權(quán)最小二乘法的回歸結(jié)果，參照李子奈[23]《計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)》中的介紹，采用模型殘差絕對(duì)值的倒數(shù)作為適當(dāng)?shù)臋?quán)，對(duì)原模型進(jìn)行加權(quán)最小二乘法估計(jì)，發(fā)現(xiàn)模型的擬合優(yōu)度更高，并且解釋變量系數(shù)符號(hào)與原模型一致，召回量、產(chǎn)品分銷范圍、召回原因(細(xì)菌感染和外來(lái)物質(zhì)污染)均與召回啟動(dòng)時(shí)間表現(xiàn)出顯著相關(guān)，與表6實(shí)證結(jié)果一致。

3.4.3其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

穩(wěn)健回歸是統(tǒng)計(jì)學(xué)穩(wěn)健估計(jì)中的一種方法，其主要思路是將對(duì)異常值十分敏感的經(jīng)典最小二乘回歸中的目標(biāo)函數(shù)進(jìn)行修改，本研究采取Robust regression的方法對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見表7模型(3)；此外，本研究以美國(guó)1994—2017年食品公司的全部1 771起召回事件為樣本，替代原模型中美國(guó)食品上市公司的召回樣本，再次進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表7模型(4)，與表6實(shí)證結(jié)果一致?？傮w認(rèn)為，本研究的主要實(shí)證結(jié)果具有普適性特點(diǎn)。

4 結(jié) 論

本研究選擇美國(guó)食品上市公司1994—2017年發(fā)生的240起召回事件作為數(shù)據(jù)樣本，構(gòu)建多元線性回歸模型實(shí)證分析食品召回啟動(dòng)時(shí)間的影響因素，主要為召回量、分銷范圍和召回原因等，模型結(jié)果穩(wěn)健。主要研究結(jié)果為：食品生產(chǎn)批量越大，召回量越大，召回啟動(dòng)時(shí)間越長(zhǎng)；食品分銷覆蓋范圍越小，食品安全問題越容易被發(fā)現(xiàn)，召回啟動(dòng)時(shí)間越短；同時(shí)，由細(xì)菌感染或外來(lái)物質(zhì)污染等召回原因引起的召回，召回啟動(dòng)時(shí)間相對(duì)較短；當(dāng)召回主體是政府部門時(shí)，召回啟動(dòng)時(shí)間在一定程度上呈現(xiàn)縮短趨勢(shì)，但并不顯著。

針對(duì)以上結(jié)果，為完善我國(guó)的食品召回體系，建議如下：

表7 召回啟動(dòng)時(shí)間模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果Table 7 Robustness test results of recall time mode

1)食品召回量和召回原因是影響召回啟動(dòng)時(shí)間的主要因素。食物對(duì)人類生存的必需性決定了其生產(chǎn)的規(guī)模性，因此生產(chǎn)公司要從源頭抓起質(zhì)量安全，減少細(xì)菌污染和外來(lái)物質(zhì)污染問題，保證食品生產(chǎn)環(huán)境安全無(wú)污染，加大抽檢比率，對(duì)食品的合格達(dá)標(biāo)率百分百要求。我國(guó)的食品安全生產(chǎn)工作存在許多障礙，如中小型食品生產(chǎn)商、經(jīng)營(yíng)商數(shù)量極多，其相關(guān)的食品安全監(jiān)控設(shè)施配備不全，生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的商品質(zhì)量難以保障，且小作坊式食品生產(chǎn)、不合格的代加工公司大量存在，細(xì)菌污染、外來(lái)物質(zhì)污染等食品安全問題頻繁發(fā)生。因此，應(yīng)強(qiáng)制食品生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)商全面貫徹落實(shí)危害分析與關(guān)鍵點(diǎn)控制(HACCP)，使公司生產(chǎn)的每一份食物都安全可靠，從源頭上大大降低食品行業(yè)的安全風(fēng)險(xiǎn)，減少召回事件的發(fā)生。

2)從整個(gè)供應(yīng)鏈看，食品流通經(jīng)歷供應(yīng)商、生產(chǎn)商、分銷商和零售商等多個(gè)環(huán)節(jié)，最后流向全國(guó)各地消費(fèi)者手中，分銷范圍越廣泛，問題食品集中度越低，且調(diào)查難度越大，導(dǎo)致召回啟動(dòng)時(shí)間越長(zhǎng)。完善食品安全溯源系統(tǒng)，對(duì)縮短召回啟動(dòng)時(shí)間、提高召回效率尤為重要[25]。食品可追溯系統(tǒng)是對(duì)食品的原料采購(gòu)、生產(chǎn)、加工、運(yùn)輸、零售的信息和數(shù)據(jù)進(jìn)行整合，實(shí)現(xiàn)從源頭到餐桌全程每個(gè)環(huán)節(jié)的跟蹤乃至反向追蹤?；谖锫?lián)網(wǎng)技術(shù)對(duì)食品行業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行整合，建立起面向政府、供應(yīng)鏈公司成員及消費(fèi)者之間的食品信息數(shù)據(jù)庫(kù)，實(shí)現(xiàn)信息共享與監(jiān)督，當(dāng)出現(xiàn)問題食品時(shí)，可迅速確定食品的生產(chǎn)商和銷售渠道，減少問題調(diào)查時(shí)間，及時(shí)啟動(dòng)召回措施，在很大程度上可以縮短召回啟動(dòng)時(shí)間，保障食品安全。

3)高額的召回成本使大多數(shù)公司對(duì)召回事件望而生畏，國(guó)內(nèi)很多召回事件是由公眾媒體的指責(zé)引發(fā)，政府強(qiáng)制召回，但政府作為召回主體并不能顯著縮短召回啟動(dòng)時(shí)間而提高公司的主動(dòng)召回意愿。食品召回專項(xiàng)儲(chǔ)備基金制度[26]的設(shè)立，則可以分?jǐn)偣镜恼倩負(fù)p失，鼓勵(lì)各公司勇于承擔(dān)其相應(yīng)的社會(huì)責(zé)任，促進(jìn)公司召回進(jìn)度，確保食品召回制度的有效實(shí)施。另外，我國(guó)發(fā)布食品召回事件的權(quán)威官方平臺(tái)主要為國(guó)家食品藥品監(jiān)督管理總局(CFDA)，信息屬性主要為描述性通告，公眾關(guān)注度低，公司不夠重視，召回啟動(dòng)不及時(shí)。政府職能機(jī)構(gòu)應(yīng)建立食品安全信息公開監(jiān)督機(jī)制，定期公布食品安全檢測(cè)情況，及時(shí)發(fā)布問題食品的召回信息，使全民參與到食品安全的防范與召回工作中，提高食品安全監(jiān)督意識(shí)。