沈欣雨 ，高喚雅 ，宋紹義 ，左敏

1. 北京工商大學電商與物流學院（北京 100048）；2. 農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全追溯技術及應用國家工程研究中心（北京 100048）；3. 澳大利亞國立大學商業(yè)與經(jīng)濟學院（堪培拉 2601）

中華人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035年遠景目標綱要提出：嚴格食品藥品安全監(jiān)管，加強和改進食品藥品安全監(jiān)管制度[1]。習近平總書記強調(diào)要加快完善統(tǒng)一權(quán)威的監(jiān)管體制和制度，保障廣大人民群眾“舌尖上的安全”。在社會共治格局下，保證不失政府的核心地位的前提下，鼓勵多方主體參與進來才能提高共享機制監(jiān)管效率，進一步保證食品安全質(zhì)量，提高人民的幸福感[2]。消費者群體人數(shù)多，分布范圍廣且是食品安全的直接利益相關者，而食品流通具有分散性，因此培育消費者群體成為監(jiān)管主體，讓其積極參與食品安全信息共享對于食品安全的治理具有重大意義。然而，社會共治提出五年余，消費者對于食品安全信息共享的有效參與度仍然較低。因此，通過分析掌握影響消費者參與食品安全信息共享的關鍵因素十分重要。

雖然眾學者關于消費者行為的研究很多，但是對于影響消費者參與食品安全信息共享參與意愿因素的研究相對較少。張長亮等[3]基于TAM模型和信息生態(tài)因子理論構(gòu)建網(wǎng)絡用戶信息共享行為模型，研究發(fā)現(xiàn)信息易用性、信息共享技術、成員信任對用戶的信息共享意愿有積極作用，信息延時性、共享信息技術風險對對用戶的信息共享意愿有消極作用。郭小妮[4]認為消費者對食品安全認識的認知對于參與食品安全社會共治的態(tài)度具有顯著影響。王夢鴿[5]認為社交共享的模式可以有效降低消費者的參與難度并增加傳播渠道。眾多研究人員將感知風險作為影響消費者行為的主要因素，將自我感知價值作為網(wǎng)民參與微信公眾平臺信息共享的主要因素。

1 理論模型與研究假設

2003年，Venkatesh等[6]綜合了TAM和TPB整合模型、激勵模型、理性行為理論、計劃行為理論等共八個類似的技術行為模型，提出了整合型技術接受與使用模型（UTAUT）。該模型相比于前8種模型的解釋水平有了很大改善，對技術接受的解釋力度接近70%，因此被學者界看作是很好的測量工具。

研究將UTAUT模型引入到食品安全信息共享領域，欲通過實證研究驗證影響消費者參與食品安全信息共享的影響因素并驗證參與意愿對于績效期望等核心變量與共享行為之間的中介效應是否成立，以此來為鼓勵消費者參與食品安全信息共享提供合理建議。

為了更好地測量消費者信息共享行為，研究在UTAUT模型的基礎上，結(jié)合食品安全信息共享的特性引入了感知風險、食品安全感知、自我感知價值3個新增變量，構(gòu)建了消費者參與食品安全信息共享的影響因素模型（圖1）。同時定義了7個變量在研究中的實際意義。

圖1 消費者食品安全信息共享影響因素模型

績效期望是指消費者通過與他人共享食品安全信息產(chǎn)生的價值。研究認為通過食品安全信息共享獲取的滿足感和經(jīng)濟收益越高，消費者的參與意愿可能就更高。因此，提出假設：

H1：績效期望會正向影響消費者食品安全信息共享的參與意愿。

努力期望是指消費者參與食品安全信息共享方式的簡單程度和易掌握程度。研究認為消費者參與食品安全信息共享的方式越簡單，則越能夠激發(fā)消費者參與信息共享的積極性。因此，提出假設：

H2：努力期望會正向影響消費者食品安全信息共享的參與意愿。

社會影響是指消費者的社會關系人員對消費者參與食品安全信息共享行為的影響程度。研究認為，大眾媒體的宣傳倡導和親朋好友的認可支持會對消費者的參與意愿起到正向影響。因此提出假設：

H3：社會影響會正向影響消費參與食品安全信息共享的意愿。

感知風險是指消費者對參與食品安全信息共享時對可能給自己帶來的時間損失、財產(chǎn)損失、隱私泄露等風險的感知程度。耿小慶[7]在研究C2C交易中的感知風險、情感信任與購買意愿中證明感知風險負向影響購買意愿。研究將經(jīng)濟風險、時間風險、信息風險、隱私風險作為感知風險的5個維度來測量感知風險對消費者參與食品安全信息共享的影響。據(jù)此，提出假設：

H4：感知風險會負向影響消費者參與食品安全信息共享的意愿。

食品安全感知是指消費者對于日常所食用食品的放心程度、對食品安全問題的關心程度以及對食品安全信息的關注程度。鄭婷婷[8]將食品安全感知作為研究模型的核心變量來研究消費者參與食品安全信息共享意愿的影響因素，并認為消費者的食品安全感知對其參與意愿起到正向影響?；谇叭说难芯?，研究認為消費者對食品安全問題的關注程度越高，則越能促進其參與食品安全信息共享的意愿。因此，提出假設：

H5：食品安全感知會正向影響消費者參與食品安全信息共享的意愿。

自我感知價值是指消費者通過參與食品安全信息共享的自我價值獲取程度。在社交行為中更愿意與他人共享信息的成員能夠贏得更多的尊重與聲譽，并且有利于維護與提高個人形象[9]。倘若共享的信息資源能夠幫助他人解決問題，那么信息接收者將會心懷感激和尊重，甚至對信息共享者產(chǎn)生依賴心理與追捧心理，相應地，信息共享者會感受到對自身價值的滿足感。研究認為消費者自我感知價值會持續(xù)刺激信息共享者繼續(xù)進行信息共享行為。因此，提出假設：

H6：自我感知價值會正向影響消費者參與食品安全信息共享的意愿。

促成因素是指促進消費者順利參與信息共享行為的條件。如參與渠道和政府政策，研究認為促成條件越好越能使得消費者參與。因此，提出假設：

H7：促成因素會正向影響消費者參與食品安全信息共享的意愿。

參與意愿通常被認為是整合型科技接受模型的中介變量。鄭繼興等[10]在研究農(nóng)戶采納新農(nóng)業(yè)技術行為時發(fā)現(xiàn)，用戶的采納意愿在研究模型中具有中介效應。研究提出以下假設：

H8：參與意愿在研究模型中具有中介作用。

2 實證分析

2.1 問卷設計與數(shù)據(jù)收集

研究的調(diào)查問卷設計上分為兩部分，第一部分收集調(diào)查者基本信息，第二部分采用李克特五級量表來衡量調(diào)查對象對測量題項的贊同程度。第二部分的量表共涉及7個外生潛變量和2個內(nèi)生潛變量，每個潛變量包含3～7個觀測變量，共計37個觀測變量。5個不同的量度（非常不贊同、不贊同、不確定、贊同、非常贊同）分別對應分數(shù)1，2，3，4和5分。

為減少外界因素對研究結(jié)果的影響、保證該社會調(diào)查對象的全面性，研究將調(diào)查對象確定為參與過食品安全信息共享或?qū)⑴c食品安全信息共享感興趣的全年齡段互聯(lián)網(wǎng)用戶，且未對調(diào)查對象的年齡、職業(yè)進行限制。研究在調(diào)查區(qū)域采用滾雪球抽樣的方法共回收431份問卷，其中393份問卷有效。其中，調(diào)查對象中女性占56.2%，年齡集中在18～25歲，大學本科學歷占比最多，受訪者的職業(yè)主要集中在學生、公務員、公司職員這4個職業(yè)，月平均消費2 000元以下的人數(shù)最多，并且有41.5%的受訪者有2～3年的信息共享經(jīng)驗。

2.2 信度檢驗

信度檢驗，又稱可靠性分析，是測量量表可信程度的一種測量工具，主要是測量量表內(nèi)部各個題項的穩(wěn)定性和內(nèi)部一致性。文章采用Cronbach’s Alpha信度系數(shù)來衡量。由表1的分析結(jié)果可知，問卷的總體信度為0.950，各變量的Cronbach’s Alpha均大于0.8，超過學術界的可信標準。因此，量表的總體信度、各變量的信度均達到了可信水平。

表1 Cronbach’s Alpha信度檢驗統(tǒng)計值

2.3 效度檢驗

效度檢驗是衡量量表有效性的一種測量方法，效度的高低能夠準確反映測量結(jié)果是否可以滿足研究目的。

研究首先進行KMO和Bartlett球形檢驗的取值。由表2可知，此次研究的KMO值為0.936，Bartlett球型檢驗P值均小于0.001。因此，該量表數(shù)據(jù)適合通過主成分分析法來提取量表的公因子，從而驗證調(diào)查量表的維度劃分是否合理。

表2 樣本變量的KMO和Bartlett檢驗結(jié)果

由表3可知，初始特征值大于1的因子共有9個，累計方差解釋度為76.544%，因此說明37個題項提取9個因子對原始數(shù)據(jù)的解釋度較為理想。

表3 各變量特征值和總體解釋度

2.4 結(jié)構(gòu)方程分析

此次研究使用Amos24構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程分析模型（SEM）計算各個變量之間的路徑系數(shù)和顯著性水平，從而確定9個潛變量間的因果關系。具體分析模型如圖2所示。

圖2 結(jié)構(gòu)方程分析模型

模型的卡方自由度比值為1.535，小于3；RMSEA為0.037，小于0.08；GFI和AGFI分別為0.883和0.87，均大于0.7；CFI為0.967，IFI為0.967，NNFL/TLT為0.965，均大于0.9，故適配良好。綜上，該模型各評價指標均表現(xiàn)良好，可進行結(jié)構(gòu)方程分析。

由表4可知模型各潛變量間的路徑系數(shù)、標準誤S.E.、路徑系數(shù)的t檢驗值C.R.、P值以及顯著性水平。其中績效期望、努力期望、社會影響、感知風險、自我感知價值對消費者參與意愿的P值均小于0.05，表示路徑關系顯著，且路徑系數(shù)與C.R.值同號，可驗證假設H1、H2、H3、H4、H6成立。促成因素、參與意愿對參與行為的P值均小于0.001，具有極高顯著性，且路徑系數(shù)與C.R.值同號為正，可以驗證假設H7成立，以及UTAUT模型中參與意愿與參與行為之間的因果關系。但食品安全感知對參與意愿的P值大于0.05，路徑關系不顯著，且根據(jù)假設H5所述，該路徑的路徑系數(shù)與C.R.值應同號為正，路徑分析結(jié)果與假設H5所述相反，因此假設H5不成立。

表4 結(jié)構(gòu)方程分析統(tǒng)計表

2.5 中介效應分析

研究通過SPSS軟件PROCESS檢驗中的模型4來驗證參與意愿的中介效應。從表5可知，參與意愿在各變量與參與行為的6條路徑中，P值均小于0.000，路徑系數(shù)顯著，且Bootstrap檢驗的置信區(qū)間均不包括0，證明參與意愿在各路徑中具有中介效應，假設H8成立。

表5 中介效應分析

3 結(jié)論及建議

3.1 結(jié)果分析

研究基于UTAUT模型對消費者食品安全信息共享參與意愿以及參與行為的影響因素進行系統(tǒng)性實證研究，結(jié)構(gòu)方程分析模型的計算結(jié)果顯示，績效期望、努力期望、社會影響、自我感知價值、促成因素會正向影響消費者的參與意愿，感知風險會負向影響消費者的參與意愿，而消費者的食品安全感知對于消費者的參與意愿影響不顯著。SPSS軟件PROCESS檢驗結(jié)果顯示，參與意愿在研究模型中具有中介效應。

3.2 政策建議

3.2.1 普及參與食品安全信息共享的重大意義并建立合理的獎勵制度

由于績效期望和自我感知價值正向影響消費者參與食品安全信息共享的意愿，因此政府需要從提升消費者參與獲取的經(jīng)濟利益、自我價值和社會價值等角度思考。一方面，要加強食品安全教育活動，幫助消費者認識參與食品安全信息共享的意義，使消費者在參與過程中體會自我價值，同時也可通過獲取共享信息得到幫助，增加信息共享的社會價值。另一方面，要建立有效反饋機制，通過“違法行為舉報制度”和“獎勵活躍用戶制度”等使消費者獲得一定經(jīng)濟收益，促進消費者參與食品安全信息共享，實現(xiàn)共治目標。

3.2.2 完善食品安全信息共享體系并拓寬傳播渠道

在研究過程中發(fā)現(xiàn)消費者參與食品安全信息共享行為的所付出的努力越少，其參與意愿越強烈。共享渠道越多越暢通，則越能激發(fā)消費者的參與積極性。為拓寬食品安全信息共享渠道，建議我國可建立一套由消費者監(jiān)督的食品信息傳遞機制，消費者全程參與食品質(zhì)量信息的收集、分析與發(fā)布。有關部門對于現(xiàn)有共享機制中消費者反饋機制進行改良，開設消費者評價功能，允許消費者通過多種電子設備在信息共享平臺對企業(yè)行為進行評價反饋，進一步提升消費者的話語權(quán)。同時研究發(fā)現(xiàn)，消費者重視食品安全信息的質(zhì)量并且更青睞專業(yè)人士和食品監(jiān)管部門發(fā)布的信息。為提高食品安全信息來源的可信度，建議有關部門可以與多家網(wǎng)絡社交媒體平臺共同策劃食品安全信息共享專區(qū)，在網(wǎng)絡社會中建立消費者的食品信息互動社區(qū)。為提升食品安全信息的質(zhì)量，有關部門和專業(yè)人士進行認證并積極參與信息共享。保證消費者可以在該社區(qū)中既可以共享食品安全信息，也可將信息轉(zhuǎn)發(fā)分享到自己的社交平臺賬號。由于社會影響促進消費者的參與意愿，分享給親友促進了更多消費者加入食品安全信息共享。同時政府參與確保了食品安全信息來源的可信度和共享行為的規(guī)范性。

3.2.3 設立食品安全信息共享消費者保護機制降低參與風險

研究表明感知風險會降低消費者的參與意愿，政府應出臺相關政策確保消費者權(quán)益不被侵害，最大程度降低其參與的經(jīng)濟、時間、信息，隱私等風險。要求運營商對消費者會造成額外收費或異常耗費的行為進行警告提醒，保證用戶的網(wǎng)絡費用支出有憑有據(jù)。簡化食品安全網(wǎng)站設計與食品信息共享參與難度，降低消費者獲取信息、共享信息的時間。確保專業(yè)人士和監(jiān)管部門的信息分享頻率并應對不實言論進行及時辟謠。信息共享平臺對用戶信息進行嚴格保密，國家也應規(guī)范并完善網(wǎng)絡平臺的用戶信息保護法規(guī)，將對公民信息的保護上升到法律層面。