程景民，賈彬彬，賈慧敏，鄭佳明，焦郭晉，趙 彬

1.山西醫(yī)科大學(xué)管理學(xué)院，山西 030001；2.山西醫(yī)科大學(xué)口腔醫(yī)院

現(xiàn)代谷物加工工業(yè)工藝體系中，為增強(qiáng)谷物的感官特性，延長貨架期，并且使產(chǎn)品更加容易消化和吸收，多通過研磨過程將谷物加工成精制谷物，精加工過程中去除了富含營養(yǎng)的麩皮和淀粉胚乳中的胚芽層[1]。與精制谷物不同，全谷物在谷物收獲后，經(jīng)過清理但未經(jīng)進(jìn)一步加工，保留了谷物的完整穎果結(jié)構(gòu)[2]。流行病學(xué)研究表明，增加全谷物攝入可以降低2 型糖尿病、肥胖、心血管疾病和各種癌癥的風(fēng)險(xiǎn)[3-6]。2017 年，一項(xiàng)對(duì)195 個(gè)國家和地區(qū)飲食結(jié)構(gòu)造成的死亡率和疾病負(fù)擔(dān)研究發(fā)現(xiàn)，全球大約有300 萬例死亡可歸因于全谷物攝入量低，占?xì)w因于飲食風(fēng)險(xiǎn)因素的1 100 萬例死亡病例的27%[7]。我國《糧食加工業(yè)發(fā)展規(guī)劃 (2011—2020 年) 》中明確提出要“推進(jìn)全谷物健康食品的開發(fā)”“鼓勵(lì)增加全谷物營養(yǎng)健康食品的攝入,促進(jìn)糧食科學(xué)健康消費(fèi)”[8]。但我國居民全谷物的攝入量仍然處于低水平[9]，影響我國居民全谷物消費(fèi)的因素尚不完全清楚。本研究于2020 年12 月—2021 年4 月以山西省居民為研究對(duì)象，使用自編量表進(jìn)行調(diào)查，基于計(jì)劃行為理論，從態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制3 方面探索居民全谷物食品消費(fèi)意愿的影響因素。

1 對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象 選取山西居民為調(diào)查對(duì)象。采用多階段隨機(jī)抽樣與方便抽樣相結(jié)合的方法，山西省11 個(gè)市中，每個(gè)市隨機(jī)選擇1 個(gè)區(qū)和1 個(gè)縣，然后從每個(gè)區(qū)縣隨機(jī)選擇2 個(gè)社區(qū)或村莊，共計(jì)44 個(gè)單元；再通過方便抽樣，每個(gè)單元發(fā)放30 份量表。

1.2 調(diào)查方法 遵循計(jì)劃行為理論量表構(gòu)建指南[10]，參考食物選擇問卷（FCQ）[11]設(shè)計(jì)量表。為了形成量表的一致性，態(tài)度、主觀規(guī)范、知覺行為控制、消費(fèi)意愿變量所涉及的測(cè)量條目都采用肯定陳述的方式，采用Likert 5 級(jí)評(píng)分法，分?jǐn)?shù)越高代表同意題項(xiàng)內(nèi)容的程度越高。同時(shí)，收集調(diào)查對(duì)象的人口學(xué)特征信息。

1.3 質(zhì)量控制 調(diào)查量表最初分別對(duì)2 名研究者和20 名隨機(jī)選取的居民進(jìn)行預(yù)測(cè)試，經(jīng)過修改模糊和不恰當(dāng)?shù)膯栴}，確定最終量表。調(diào)查員均為在校大學(xué)生，在調(diào)查開展之前，對(duì)調(diào)查員進(jìn)行統(tǒng)一培訓(xùn)，介紹調(diào)查主旨、填寫注意事項(xiàng)。通過面對(duì)面紙質(zhì)調(diào)查收集數(shù)據(jù)，確保數(shù)據(jù)的完整性以及數(shù)據(jù)的真實(shí)性和保密性。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)分析 采用SPSS 25.0 和AMOS 22.0 軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。通過探索性因子分析檢驗(yàn)量表的結(jié)構(gòu)效度。通過計(jì)算Cronbach's α 系數(shù)來評(píng)估量表的內(nèi)部一致性。通過組合信度（CR）和平均方差提取量（AVE）評(píng)價(jià)量表收斂效度。采用結(jié)構(gòu)方程模型（SEM）對(duì)居民全谷物食品消費(fèi)意向的影響因素進(jìn)行分析。以P＜0.05 為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 居民人口學(xué)特征 本次調(diào)查共發(fā)放1 320 份量表，剔除無效量表，最終回收有效量表1 125 份，有效回收率為85.23%。1 125 名居民中，女性占58.8%；18～40 歲占74.0%；未婚占59.6%；居住在農(nóng)村者占51.8%；?？萍耙陨蠈W(xué)歷占54.3%；無業(yè)者占48.0%；家庭人均月收入主要集中在501～1 500 元，占37.6%。居民人口學(xué)特征具體見表1。

表1 居民人口學(xué)特征（n=1 125）

2.2 探索性因子分析 對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行因子分析，結(jié)果顯示，KMO 值為0.868，Bartlett 球形檢驗(yàn)也顯示有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，說明量表適合進(jìn)行因子分析。采用主成分分析法進(jìn)行因子提取，按照特征值大于1 的標(biāo)準(zhǔn)提取因子，提取到消費(fèi)意愿（BI）、態(tài)度（ATT）、主觀規(guī)范（SN）、知覺行為控制（PBC）4 個(gè)公因子，累積解釋方差為66.729%。經(jīng)最大方差法正交旋轉(zhuǎn)后矩陣數(shù)值見表2。

表2 量表探索性因子分析結(jié)果（因子載荷）

2.3 信度與效度檢驗(yàn) 對(duì)歸納出的4 個(gè)公因子進(jìn)行信效度檢驗(yàn)，量表的Cronbach's α、CR 值和AVE 見表3，Cronbach's α 系數(shù)為0.745～0.835，高于0.7 的可接受限度[12]；AVE 值為0.504～0.617，均高于0.5 的可接受限度[13]；CR 值為0.751～0.832，均滿足0.6 以上的建議標(biāo)準(zhǔn)[14]，表明此次調(diào)查數(shù)據(jù)具有較高的內(nèi)部一致性和收斂效度。

表3 模型相關(guān)指標(biāo)的信度和效度檢驗(yàn)

2.4 結(jié)構(gòu)方程模型

2.4.1 研究假設(shè) H1：居民對(duì)全谷物食品的態(tài)度與全谷物消費(fèi)意愿之間存在正相關(guān)關(guān)系；H2：居民的主觀規(guī)范與全谷物消費(fèi)意愿之間存在正相關(guān)關(guān)系；H3：居民的知覺行為控制與全谷物消費(fèi)意愿之間存在正相關(guān)關(guān)系。

2.4.2 模型擬合評(píng)價(jià) 模型的擬合優(yōu)度指標(biāo)結(jié)果見表4，對(duì)照結(jié)構(gòu)方程模型擬合程度的評(píng)判標(biāo)準(zhǔn)，各項(xiàng)擬合指標(biāo)均達(dá)到模型的評(píng)判標(biāo)準(zhǔn)，說明全谷物食品消費(fèi)行為計(jì)劃性為理論模型與調(diào)查收集的數(shù)據(jù)間具有較好的匹配關(guān)系。

表4 結(jié)構(gòu)方程模型擬合適配度檢驗(yàn)結(jié)果

2.4.3 結(jié)構(gòu)模型的路徑分析 結(jié)果顯示，主觀規(guī)范、知覺行為控制對(duì)全谷物食品消費(fèi)意愿的路徑系數(shù)分別為0.569 和0.101（P＜0.05），H2 和H3 的研究假設(shè)成立。表明主觀規(guī)范和知覺行為控制對(duì)居民全谷物食品消費(fèi)意愿有正向影響，其中主觀規(guī)范影響最大。態(tài)度對(duì)消費(fèi)意愿影響不顯著（β=0.072，P＞0.05），研究假設(shè)H1不成立。模型的擬合結(jié)果顯示：SN3 的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.821，是主觀規(guī)范潛變量中最大的特征因素，表明居民消費(fèi)全谷物食品受同事和朋友的影響最大。PBC1 的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.806，是知覺行為控制潛變量中最大的特征因素，表明全谷物食品原材料容易識(shí)別將對(duì)居民消費(fèi)全谷物食品起促進(jìn)作用。見表5。

表5 居民全谷物食品消費(fèi)行為計(jì)劃行為理論模型結(jié)構(gòu)方程模型路徑系數(shù)

3 討論

計(jì)劃行為理論已被廣泛應(yīng)用于多種健康飲食的研究中[15]，由于結(jié)構(gòu)方程模型允許潛變量的評(píng)估沒有測(cè)量誤差，為模型中理論化關(guān)系提供了統(tǒng)計(jì)顯著性檢驗(yàn)，同時(shí)也提供了模型整體擬合的信息，是計(jì)劃行為理論常用的分析方法[16]。本研究結(jié)果表明，計(jì)劃行為理論模型可解釋居民全谷物食品消費(fèi)意愿方差變異的66.729%。一項(xiàng)薈萃分析表明，計(jì)劃行為理論可解釋行為意愿的39%[17]，本研究中基于計(jì)劃行為理論的全谷物食品消費(fèi)意愿的解釋力與其他健康相關(guān)行為的研究結(jié)果相近。

本研究發(fā)現(xiàn)，主觀規(guī)范和知覺行為控制可以顯著地預(yù)測(cè)消費(fèi)意愿，但態(tài)度不顯著，其中主觀規(guī)范是消費(fèi)意愿最強(qiáng)的預(yù)測(cè)因子。這一發(fā)現(xiàn)與Godin 等[18]對(duì)計(jì)劃行為理論在健康相關(guān)行為中的應(yīng)用綜述結(jié)果有差異，該綜述表明主觀規(guī)范往往沒有達(dá)到顯著性，對(duì)行為的影響小于態(tài)度和知覺行為控制。態(tài)度對(duì)消費(fèi)意愿影響不顯著，這表明山西省居民對(duì)全谷物食品的態(tài)度對(duì)消費(fèi)行為并不重要。這可能因?yàn)樯轿魇∮歇?dú)特的地理因素，有種類豐富的全谷物，被稱為“小雜糧王國”，全谷物食品是山西省居民比較容易接觸到的食物，也是比較常吃的食物，對(duì)全谷物食品沒有排斥或渴望的心理。本研究中主觀規(guī)范為消費(fèi)意愿最強(qiáng)預(yù)測(cè)因子這一結(jié)果與Paisley 等[19]的發(fā)現(xiàn)一致，該學(xué)者認(rèn)為主觀規(guī)范是消費(fèi)者減少脂肪攝入量意愿的最有力預(yù)測(cè)器，態(tài)度可能是決定當(dāng)前食物消費(fèi)的最重要因素，而其他重要因素可能主要影響日常飲食的改變。對(duì)居民主觀規(guī)范影響最大的是同事或朋友的交流，這支持了國際食品信息委員會(huì)的食品選擇調(diào)查研究，該研究表明，36%的美國人通過與醫(yī)生、親戚或朋友交流，以及通過大眾傳播影響他們的食物選擇，這些發(fā)現(xiàn)證明了社會(huì)關(guān)系和交流對(duì)飲食選擇的影響[20]。本研究中知覺行為控制可顯著預(yù)測(cè)意愿，表明如果感知到的內(nèi)部因素和外部環(huán)境障礙更少，他們可能更愿意消費(fèi)全谷物食品，最大的障礙為難以識(shí)別全谷物食品，應(yīng)予以重點(diǎn)關(guān)注。

4 小結(jié)

本研究結(jié)果表明，應(yīng)該針對(duì)主觀規(guī)范和知覺行為控制來增加全谷物的消費(fèi)意愿。為了加強(qiáng)主觀規(guī)范的影響，可發(fā)揮社交媒體的宣傳作用，加強(qiáng)人們對(duì)全谷物食品的積極認(rèn)識(shí)，促進(jìn)飲食相關(guān)的交流，從而獲得更多社會(huì)支持。加強(qiáng)知覺行為控制可通過使全谷物食品更容易獲得和消費(fèi)全谷物食品更容易執(zhí)行來實(shí)現(xiàn)，例如加強(qiáng)宣傳教育，提高居民識(shí)別全谷物食品的能力，以及提供全谷物方便食品，在食堂、餐廳、外賣店供應(yīng)全谷物食品等提升全谷物食品的可及性。