農(nóng)村食品安全消費(fèi)態(tài)度、意愿與行為的差異研究

1、<p>　　農(nóng)村食品安全消費(fèi)態(tài)度、意愿與行為的差異研究</p><p>　　摘要 現(xiàn)階段，我國食品安全狀況不容樂觀。通過梳理頻繁發(fā)生的食品安全事件，可以發(fā)現(xiàn)食品安全問題的產(chǎn)生不僅僅是食品生產(chǎn)商、供應(yīng)商或政府相關(guān)部門等方面的原因，食品消費(fèi)者對于食品安全問題的產(chǎn)生和治理同樣起到重要作用，其差異化的食品安全消費(fèi)態(tài)度和行為也顯著影響食品企業(yè)和政府部門的行為選擇。現(xiàn)有研究大多針對消費(fèi)者食品安全消費(fèi)意愿和行為的影響

2、因素及其相關(guān)方面進(jìn)行分析，往往忽視了消費(fèi)者食品安全消費(fèi)態(tài)度、意愿和行為之間的客觀差異現(xiàn)象。本文基于我國20個省份500個自然村實證調(diào)研數(shù)據(jù)，在引入空間地理分析概念的基礎(chǔ)上，采用空間相關(guān)性檢驗的全局Moran’I指數(shù)分析農(nóng)村食品安全消費(fèi)、意愿和行為的大致集聚分布狀況；再進(jìn)一步利用局部Moran’I自相關(guān)指數(shù)分析判斷相關(guān)具體集聚區(qū)域；最后通過消費(fèi)態(tài)度、意愿、行為集聚區(qū)域的不一致性驗證區(qū)域農(nóng)村食品安全消費(fèi)態(tài)度與行為差異的現(xiàn)實存在，對我國農(nóng)村居

3、民食品安全消費(fèi)態(tài)度、意愿和行為之間的具體差異狀況以及影響因素進(jìn)行研究。結(jié)果顯示：①現(xiàn)階段，我國農(nóng)村居民普遍持有較高程度的食品安全消費(fèi)態(tài)度；②食品安全消費(fèi)態(tài)度與食品安全消費(fèi)意愿、行為之間存在一定程度上的差異；③造成這種差異的主要影響</p><p>　　關(guān)鍵詞 消費(fèi)態(tài)度；消費(fèi)行為；差異分析；影響因素 </p><p>　　中圖分類號 F322 </p><p><

4、;b>　　文獻(xiàn)標(biāo)識碼 A </b></p><p>　　文章編號 1002-2104（2016）11-0139-11 </p><p>　　doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2016.11.018 </p><p>　　隨著我國經(jīng)濟(jì)社會的不斷發(fā)展，消費(fèi)者對食品安全消費(fèi)的訴求不斷提高，很大程度上已從追求數(shù)量上的充足保障轉(zhuǎn)移到對

5、質(zhì)量安全上的更高要求。然而，我國現(xiàn)階段食品安全狀況卻不容樂觀，食品安全風(fēng)險事件頻繁發(fā)生。食品安全問題主要包括三個類別：一是指食物供給安全，即食物的供給數(shù)量是否能夠滿足現(xiàn)實需求；二是指食品質(zhì)量安全，即食品中是否存在有毒、有害的物質(zhì)，從而對人體產(chǎn)生威脅和損害；三是指食品衛(wèi)生[1]。本文分析研究的食品安全消費(fèi)問題主要指消費(fèi)者對于食品質(zhì)量安全方面的訴求。食品安全問題的產(chǎn)生絕不僅僅是食品生產(chǎn)商、供應(yīng)者或政府相關(guān)機(jī)構(gòu)等單方面的原因，食品消費(fèi)者在食品

6、安全問題的產(chǎn)生過程中同樣扮演著至關(guān)重要的角色。消費(fèi)者是消費(fèi)結(jié)果的最終承受者，消費(fèi)者在食品安全問題上所體現(xiàn)的態(tài)度與消費(fèi)傾向會對政府和食品企?I的行為選擇產(chǎn)生深刻影響，而消費(fèi)者自身的食品安全實踐也決定著食品安全管理的效用程度[2]。多數(shù)學(xué)者認(rèn)為，基于消費(fèi)意愿可以有效預(yù)測消費(fèi)行為的基礎(chǔ)，從顯著影響因素入手，施以有力外界刺激，可以促進(jìn)食品安全消費(fèi)行為的發(fā)生。為了進(jìn)一步促進(jìn)食品安全消費(fèi)，已有學(xué)者對于食品安全消費(fèi)態(tài)度以及食品安全消費(fèi)行為的影響因素進(jìn)

7、行了大量理論研</p><p><b>　　1 文獻(xiàn)綜述 </b></p><p>　　周應(yīng)恒[3]通過研究發(fā)現(xiàn)，價格、家庭總?cè)丝跀?shù)、對蔬菜殘留農(nóng)藥的風(fēng)險感知、城市規(guī)模對消費(fèi)者安全食品購買意愿產(chǎn)生負(fù)向影響，家中小孩數(shù)、家庭月總收入等因素正向影響消費(fèi)者的安全食品購買意愿。何德華[4]等運(yùn)用二元和有序Probit模型對消費(fèi)者無公害蔬菜的購買行為和支付意愿進(jìn)行了類似的研究，

8、研究表明年齡、收入和對無公害蔬菜的認(rèn)知程度影響消費(fèi)者對無公害蔬菜的購買行為，受教育程度、收入和對無公害蔬菜的認(rèn)知程度影響消費(fèi)者的支付意愿。羅丞[5]認(rèn)為消費(fèi)者的主觀知識，安全食品的購買頻率，對食品安全公共機(jī)構(gòu)的信任程度，消費(fèi)者關(guān)于安全食品對健康、野生動植物和環(huán)境的利益的信念以及對安全食品的態(tài)度顯著正向影響其對安全食品的額外費(fèi)用支付意愿。但是在現(xiàn)實生活中，消費(fèi)者“所說”與“所做”是否完全一致？施以外界刺激導(dǎo)致的高程度的食品安全消費(fèi)態(tài)度是否

9、會最終轉(zhuǎn)換為真實的食品安全消費(fèi)行為？已有學(xué)者對此進(jìn)行相應(yīng)研究。鐘甫寧[6]認(rèn)為即使消費(fèi)者對蔬菜質(zhì)量安全比較關(guān)注，并希望盡量購買安全的蔬菜。但在各種現(xiàn)實原因的影響下，此種購買意愿未必全都轉(zhuǎn)化為了實際購買行為。ResanoEzcaray，H[7]等通過研究發(fā)現(xiàn)，陳述性偏好數(shù)據(jù)只能預(yù)</p><p>　　總結(jié)發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究對消費(fèi)者食品安全消費(fèi)意愿和消費(fèi)行為的影響因素進(jìn)行了較為普遍、深入的研究，但往往忽視了食品安全消費(fèi)態(tài)

10、度、消費(fèi)意愿和消費(fèi)行為之間存在的客觀差異現(xiàn)象。僅有少量研究者通過調(diào)查對差異現(xiàn)象進(jìn)行了實證驗證，但普遍缺少對于造成該現(xiàn)實差異的原因的進(jìn)一步分析。然而，在現(xiàn)實市場傳導(dǎo)機(jī)制作用下，食品安全消費(fèi)態(tài)度、消費(fèi)意愿和消費(fèi)行為之間的差異現(xiàn)象對于消費(fèi)者最終食品安全消費(fèi)行為的發(fā)生與否起到?jīng)Q定性的作用。根據(jù)上述研究可以做出假設(shè)，在差異存在的情況下，消費(fèi)者的消費(fèi)態(tài)度難以真實轉(zhuǎn)化為消費(fèi)意愿進(jìn)而形成實際消費(fèi)行為，因此，僅基于消費(fèi)意愿或者消費(fèi)行為單個節(jié)點(diǎn)的影響因素實

11、施促進(jìn)措施，很難達(dá)到消費(fèi)者真實食品安全消費(fèi)的預(yù)期效果。 </p><p>　　2 數(shù)據(jù)來源與研究方法 </p><p><b>　　2.1 數(shù)據(jù)來源 </b></p><p>　　本文采用統(tǒng)計描述、分析比較的方法，以典型省份的部分農(nóng)村地區(qū)居民作為調(diào)查對象近似地反映各省農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)行為的整體狀況，再將各省份的農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)行為進(jìn)行比

12、較分析。 </p><p>　　為客觀分析我國農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)態(tài)度與食品安全消費(fèi)行為之間的差異性關(guān)系和原因，江南大學(xué)食品安全研究基地采用分層抽樣與隨機(jī)抽樣相結(jié)合的方法，歷時3個月時間，組織在校大學(xué)生充當(dāng)調(diào)查員進(jìn)行了專門調(diào)查。調(diào)查總計抽取20各省份，包括安徽、江蘇、山西、福建、廣東、廣西、貴州等。鑒于調(diào)查對象僅限于農(nóng)村居民，而港澳臺及北京、天津、上海三個直轄市農(nóng)村居民群體數(shù)量有限，因此不在調(diào)查范圍以內(nèi)。其次，根

13、據(jù)上述三大標(biāo)準(zhǔn)從每個省份中抽取25個自然村作為第二階段的分層抽樣地區(qū)，全國共計抽取500個自然村。最后，在每個樣本村隨機(jī)抽取8個農(nóng)戶進(jìn)行調(diào)查。此次調(diào)查共發(fā)放問卷4 000份，回收問卷3 885份，問卷有效回收率為97.1%。問卷主要包括我國農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)態(tài)度、食品安全消費(fèi)意愿和食品安全消費(fèi)行為三個維度，以此測度我國農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)態(tài)度和行為之間的差異性，并在此基礎(chǔ)上分析產(chǎn)生差異的主要因素。 　　2.2 研究方法 </p

14、><p>　　為將空間微觀因素考慮在內(nèi)，考量不同區(qū)域之間的差異性，本文采用空間地理掃描分析方法，該方法著眼于不同區(qū)域的固有特質(zhì)，可以有效度量區(qū)域間的聚集程度以及差異狀況，常使用空間自相關(guān)分析?？臻g自相關(guān)是指同一屬性在不同空間位置上的相關(guān)性；空間位置越鄰近，屬性越趨同、空間現(xiàn)象越相似?？臻g自相關(guān)的度量方法可分為全局空間自相關(guān)和局部空間自相關(guān)。全局自相關(guān)描述某種現(xiàn)象的整體分布情況，判定區(qū)域內(nèi)是否存在空間集聚特征及集聚強(qiáng)度

15、，但不能確定集聚的具體位置；局部自相關(guān)計算局部空間集聚性并指出集聚的位置，探測空間異質(zhì)性。本文通過全局空間自相關(guān)分析了解農(nóng)村食品安全消費(fèi)、意愿和行為的大致集聚分布狀況，再運(yùn)用局部空間自相關(guān)分析判斷相關(guān)具體集聚區(qū)域，最后通過消費(fèi)態(tài)度、意愿、行為集聚區(qū)域的不一致性驗證區(qū)域農(nóng)村食品安全消費(fèi)態(tài)度與行為差異的現(xiàn)實存在。 </p><p>　　2.2.1 全局自相關(guān)分析 </p><p>　　本文運(yùn)用

16、如下全局 Moran 指數(shù)公式對區(qū)域農(nóng)村食品安全消費(fèi)態(tài)度、消費(fèi)意愿和消費(fèi)行為的集聚狀況進(jìn)行測度： </p><p>　　式中I為Moran指數(shù)，Xi為區(qū)域i消費(fèi)態(tài)度、意愿、行為的觀測值，Wij為空間權(quán)重矩陣，通常定義為一個二元對稱空間權(quán)重矩陣，其中各數(shù)Wi j表示區(qū)域i與j的鄰近關(guān)系。常用的有鄰接、距離、K最近點(diǎn)三種方法確定權(quán)重矩陣規(guī)則。進(jìn)制鄰近（contiguity）方法具有Rook和Queen兩種標(biāo)準(zhǔn)。Roo

17、k標(biāo)準(zhǔn)通常適合于所有具有共同邊界的鄰接區(qū)域之間，而Queen標(biāo)準(zhǔn)則適用于具有共同邊界和共同鄰接點(diǎn)的區(qū)域之間。K近鄰（Knearest neighbors）方法規(guī)定離某點(diǎn)距離最近的K個點(diǎn)為該點(diǎn)的鄰居，空間權(quán)值為1，否則為0。距離閾值（distancethreshold）方法確定量區(qū)域間的空間距離，通過質(zhì)心坐標(biāo)來計算。設(shè)兩個區(qū)域的質(zhì)心坐標(biāo)分別為（x1，y1）和（x2，y2），可用下述公式計算兩區(qū)域間距離： </p><p

18、>　　預(yù)先設(shè)定距離閾值，該閾值為經(jīng)驗數(shù)據(jù)，有時要測試。當(dāng)d小于設(shè)定的距離閾值，兩者之間的空間影響較大，則權(quán)數(shù)為1，否則為0。 </p><p>　　全局Moran’s I的值介于-1到1，大于0為正相關(guān)，且越接近，正相關(guān)性越強(qiáng)，即鄰接空間單元之間具有很強(qiáng)的相似性；小于0為負(fù)相關(guān)，且越接近-1，負(fù)相關(guān)性越強(qiáng)，即鄰接空間單元之間具有很強(qiáng)的差異性；接近0則表示鄰接空間單元不相關(guān)。 </p><

19、p>　　2.2.2 局域自相關(guān)分析 </p><p>　　全局空?g自相關(guān)Moran’s I值只能反映屬性的空間集聚程度，不能確定具體集聚區(qū)域，而局部空間自相關(guān)的Moran’s I解決了此問題。局部空間自相關(guān)的Moran’s I （LISA）： </p><p>　　式中： Zi = （xi - x ） /s2是xi的標(biāo)準(zhǔn)化量值；Zj是與第i區(qū)域相鄰接的屬性標(biāo)準(zhǔn)化值；wij′是按照行

20、和歸一化的權(quán)重矩陣。 </p><p>　　2.2.3 Moran散點(diǎn)圖分析 </p><p>　　Moran散點(diǎn)圖用于研究局部空間的異質(zhì)性，Moran散點(diǎn)圖繪制于一個笛卡爾坐標(biāo)系統(tǒng)中，橫坐標(biāo)為Zi，即為中心區(qū)域居民食品安全消費(fèi)態(tài)度、食品安全消費(fèi)意愿、食品安全消費(fèi)行為綜合指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)化值，縱坐標(biāo)為∑w ij ‘Z j ，即為與i相鄰的居民食品安全消費(fèi)態(tài)度、食品安全消費(fèi)意愿、食品安全消費(fèi)行為綜

21、合指標(biāo)的加權(quán)平均（標(biāo)準(zhǔn)化后） ，也稱為空間滯后值。因此將出現(xiàn)4種類型的局部空間關(guān)系： </p><p>　　以上4種局部空間關(guān)系的含義是：屬性值高于均值的空間單元被屬性值高于均值的鄰域所包圍（高高關(guān)聯(lián)），屬性值低于均值的空間單位被屬性值低于均值的鄰域所包圍（低低關(guān)聯(lián)），屬性值高于均值的空間單元被屬性值低于均值的領(lǐng)域所包圍（高低關(guān)聯(lián)）及屬性值低于均值的空間單元被屬性值高于均值的領(lǐng)域所包圍（低高關(guān)聯(lián)）。 </p

22、><p>　　3 農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)態(tài)度與行為差異性實證分析 </p><p>　　3.1 全局空間自相關(guān)分析 </p><p>　　利用上述公式（1）使用Geoda軟件分別對各省市居民食品安全消費(fèi)態(tài)度、食品安全消費(fèi)意愿、食品安全消費(fèi)行為計算其自相關(guān)Moran’s I指數(shù)，結(jié)果如表1所示。 </p><p>　　同時，為了檢驗Moran’s I

23、 是否顯著，在Geoda中采用蒙特卡羅模擬的方法進(jìn)行檢驗（見圖1、2、3）。P值等于分別等于0.035 000、0.050 000、0.025 000，說明各全域自相關(guān)指數(shù)在96.5%、95.0%、97.5%置信度下的空間自相關(guān)是顯著的。 </p><p>　　從表1數(shù)據(jù)可得出，我國居民食品安全消費(fèi)態(tài)度、食品安全消費(fèi)意愿、食品安全消費(fèi)行為的Moran’s I指數(shù)分別為0.207 418、0.233 348、0.0

24、52 03，均為正值，顯示了明顯的空間自相關(guān)性。說明我國居民食品安全消費(fèi)態(tài)度、食品安全消費(fèi)意愿、食品安全消費(fèi)行為在空間上均具有正相關(guān)性，存在互相間的影響。這意味著從整體來看，我國農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)態(tài)度、食品安全消費(fèi)意愿、食品安全消費(fèi)行為在空間上均呈現(xiàn)為一種集聚現(xiàn)象。 </p><p>　　3.2 局域空間自相關(guān)分析 </p><p>　　使用Geoda計算并給出局域Maorn指數(shù)的散點(diǎn)圖

25、及局域空間相關(guān)分析Moarn聚類地圖。 </p><p>　　由圖4及其所示莫蘭指數(shù)顯示，我國農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)態(tài)度大致上呈現(xiàn)為正的空間相關(guān)關(guān)系。在農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)態(tài)度局域Maorn指數(shù)散點(diǎn)圖（參見圖4）中， </p><p>　　我國農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)態(tài)度在第一、三象限呈現(xiàn)局部的HH和LL分化集群，結(jié)合農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)態(tài)度局域空間相關(guān)分析Moarn聚類地圖（參見圖5），可以判

26、斷我國農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)態(tài)度在地理空間的分布上存在著依賴性和異質(zhì)性。山東、安徽、浙江、江西、福建、湖南為高高聚集，這些省份農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)關(guān)注程度較高，且與其相鄰的區(qū)域居民關(guān)注程度同樣呈高水平，即為正自相關(guān)性；新疆、四川為高低聚集。由此可知，我國農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)態(tài)度在空間上存在著明顯的聚集現(xiàn)象，聚集類型主要表現(xiàn)為高高聚集，同時地區(qū)之間食品安全消費(fèi)態(tài)度差異較大。山東、安徽、浙江、江西、福建、湖南六省份農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)居民關(guān)注

27、程度較高，為食 　　品安全消費(fèi)態(tài)度的熱點(diǎn)區(qū)域。 </p><p>　　由圖6及其所示莫蘭指數(shù)顯示，我國農(nóng)村居民食品安全意愿大致上呈現(xiàn)為正的空間相關(guān)關(guān)系。在農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)意愿局域Maorn指數(shù)散點(diǎn)圖中，我國農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)意愿在第一、三象限呈現(xiàn)局部的HH和LL分化集群，結(jié)合?r村居民食品安全消費(fèi)意愿局域空間相關(guān)分析Moarn聚類地圖（參見圖7），可以判斷我國農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)意愿在地理空間的分布上存在

28、著依賴性和異質(zhì)性。江蘇、安徽、福建為高高聚集，這些省份農(nóng)村居民食品意愿積極性較高，且與其相鄰的區(qū)域居民意愿積極性同樣呈高水平，即為正自相關(guān)性；新疆、四川為低低聚集；江西為低高聚集。 </p><p>　　由圖8及其所示莫蘭指數(shù)顯示，我國農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)行為大致上呈現(xiàn)為正的空間相關(guān)關(guān)系。在農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)行為局域Maorn指數(shù)散點(diǎn)圖中，我國農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)行為在第一、三象限呈現(xiàn)局部的HH和LL分化集群，

29、結(jié)合農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)行為局域空間相關(guān)分析Moarn聚類地圖（參見圖9），可以判斷我國農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)行為在地理空間的分布上存在著依賴性和異質(zhì)性。江蘇、福建為高高聚集，這些省市農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)行為積極性較高，且與其相鄰的區(qū)域居民行為積極性同樣呈高水平，即為正自相關(guān)性；新疆、四川為高低聚集；江西、安徽為低高聚集。 </p><p>　　3.3 熱點(diǎn)區(qū)域分析 </p><p>　　通

30、過對Moran 散點(diǎn)圖和Moran集聚圖的分析，現(xiàn)繪制我國居民食品安全消費(fèi)態(tài)度、食品安全消費(fèi)意愿、食品安全消費(fèi)行為熱點(diǎn)區(qū)域匯總表，以更加直觀清晰分析熱點(diǎn)區(qū)域的分布以及相關(guān)關(guān)系。 </p><p>　　通過表2對我國農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)態(tài)度、食品安全消費(fèi)意愿、食品安全消費(fèi)行為的熱點(diǎn)區(qū)域的分布以及相互間動態(tài)轉(zhuǎn)移變化進(jìn)行分析，可以得出下述結(jié)論：從農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)態(tài)度來看，現(xiàn)階段，我國農(nóng)村居民對食品安全擁有普遍認(rèn)知能

31、力，對安全食品存在著普遍需求。東部和中部地區(qū)農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)關(guān)注度較高，西部地區(qū)較之偏低，主要的熱點(diǎn)城市集中于山東、安徽、浙江、江西、福建、湖南六省份；從農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)意愿來看，安全消費(fèi)意愿較高省份與安全消費(fèi)關(guān)注度較高省份發(fā)生明顯變化，各省市地區(qū)農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)意愿直觀上來看并未形成與食品安全消費(fèi)態(tài)度理論上應(yīng)呈現(xiàn)的空間對應(yīng)性。食品安全消費(fèi)意愿較高省份呈現(xiàn)出向東部沿海和東北地區(qū)轉(zhuǎn)變的態(tài)勢；從農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)行為來看，安全

32、消費(fèi)行為主動性較高省份與安全消費(fèi)關(guān)注度較高省份發(fā)生明顯變化，各省市地區(qū)農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)行為主動性直觀上來看并未形成與食品安全消費(fèi)態(tài)度理論上應(yīng)呈現(xiàn)的空間對應(yīng)性。食品安全消費(fèi)行為主動性較高省份呈現(xiàn)出向東部沿海和東北地區(qū)進(jìn)一步轉(zhuǎn)變的態(tài)勢。 </p><p>　　從這些地理分布現(xiàn)象可作出猜想，消費(fèi)者食品安全消費(fèi)態(tài)度與消費(fèi)行為存在一定程度上的差距，高水平的消費(fèi)態(tài)度受各個因素的綜合影響，未必可以形成高水品的消費(fèi)行為，我國

33、中部地區(qū)各省份的實證分析可以驗證此觀點(diǎn)。此外，從食品安全消費(fèi)意愿與食品安全消費(fèi)行為地理分布進(jìn)行比較，兩者之間存在一定的空間對應(yīng)性，但在少量地區(qū)仍存在例外情況。據(jù)此可猜想，消費(fèi)意愿較之消費(fèi)態(tài)度與消費(fèi)行為存在更高的因果推動關(guān)系，但受多方面因素的綜合影響可能會產(chǎn)生一定程度上的差距。 </p><p>　　從以上分析可以得出結(jié)論，消費(fèi)者食品安全態(tài)度與食品安全行為存在較大程度上的差距，食品安全消費(fèi)態(tài)度-行為過程可分解為食品

34、安全消費(fèi)態(tài)度-意愿和食品安全消費(fèi)意愿-行為兩個子過程，并且兩個子過程均存一定程度上的差距。以下，將對該差距的產(chǎn)生原因和影響因素做進(jìn)一步的分析研究。 </p><p>　　4 農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)態(tài)度與消費(fèi)行為差異的影響因素分析 </p><p>　　4.1 差異分析理論依據(jù) </p><p>　　目前廣泛使用計劃行為理論（Theory of Planned Beha

35、vior，TPB）對消費(fèi)者的消費(fèi)行為進(jìn)行分析研究。計劃行為理論認(rèn)為，行為的產(chǎn)生直接取決于行為意向，行為意向是影響行為最直接的因素，而行為意向又反過來受行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制的影響。主觀規(guī)范是指消費(fèi)者生活中的重要人物（例如家人、朋友和其他重要的人）對其特定消費(fèi)行為所表現(xiàn)出來的各種期望和評價[9]。而感知行為控制是指個體對于采取某種特定行為難易程度的感知，反映了個體預(yù)期從事某行為時的阻礙或促進(jìn)[5]。 </p>&l

36、t;p>　　計劃行為理論主要持以下觀點(diǎn)：個人行為意向并非受個人意志完全控制，還受到實際控制條件的影響；個人行為意向主要由行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制三個因素決定。態(tài)度越積極、重要外界因素支持越大、個人知覺行為控制能力越強(qiáng)，行為意向就越大，反之則越??；個體在決定行為意向時會獲取相關(guān)的行為信念，這些信念是行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制的認(rèn)知基礎(chǔ)；個人的特性以及所處的社會文化環(huán)境會通過影響行為信念間接影響行為態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行

37、為控制[5]。計劃行為理論的結(jié)構(gòu)模型如圖10所示： </p><p>　　4.2 農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)態(tài)度與消費(fèi)意愿差異的影響因素分析 </p><p>　　4.2.1 基于主觀規(guī)范角度 </p><p>　　在我國農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)態(tài)度-意愿現(xiàn)實轉(zhuǎn)化過程中，主觀規(guī)范是指農(nóng)村食品安全消費(fèi)者個人對于是否購買安全食品所感受到的群體參照效力以及社會壓力。例如，如果某個農(nóng)

38、村消費(fèi)者周圍的親戚、朋友、鄰居等基于價格等原因?qū)Π踩称废M(fèi)品持懷疑甚至排斥態(tài)度，并通過群體效應(yīng)將這種思想進(jìn)行傳播，那么該農(nóng)村消費(fèi)者的食品安全消費(fèi)態(tài)度將很難轉(zhuǎn)變?yōu)槭称钒踩M(fèi)意愿。 </p><p>　　在主觀規(guī)范分析中，參照群體是一個重要概念。參照群體是指對于消費(fèi)者而言非常重要、會對消費(fèi)者的評價、欲望或行為產(chǎn)生影響、而且消費(fèi)者拿其與自己作比較的一組社會人群[10]。Ratner R K，Kahn B K[11]

39、研究表明，他人的出現(xiàn)或成為群體一員，能夠改變消費(fèi)者的消費(fèi)偏好和行為，或者促使消費(fèi)者隱藏真實偏好，尋找不同的產(chǎn)品，并不惜以降低個人滿意為代價。胡保玲[12]等指出農(nóng)村消費(fèi)者欣賞鑒別商品的能力較低，為了作出有效的購買決策，常從親朋好友處尋求決策支持。究其原因，農(nóng)村食品安全消費(fèi)方式有異于傳統(tǒng)的農(nóng)村食品消費(fèi)方式，更加注重食品消費(fèi)品的質(zhì)量和安全性，將價格因素置于相對次要位置。由于我國農(nóng)村安全食品消費(fèi)市場尚屬發(fā)展初期，在農(nóng)村食品流通市場上安全食品消

40、費(fèi)品信息相對匱乏且真實性難以考證，農(nóng)村食品消費(fèi)者往往只能通過與參照群體溝通、觀察等方式獲取相關(guān)經(jīng)驗和信息，譬如向家人、鄰居、街坊等進(jìn)行詢問等，從而做出相應(yīng)消費(fèi)決策。在此過程中，積極的信息將促進(jìn)消費(fèi)態(tài)度向消費(fèi)意愿轉(zhuǎn)變，從而推動消費(fèi)行為。而消極的信息將阻礙消費(fèi)意愿的形成。 　　在我國中部農(nóng)村地區(qū)，自然人文以及社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度相對落后，具有食品安全消</p><p>　　4.2.2 基于感知行為控制角度 </p

41、><p>　　在農(nóng)村食品安全消費(fèi)決策中，農(nóng)村消費(fèi)者如果感知到對消費(fèi)行為的促進(jìn)因素多、阻礙因素少，就易于形成消費(fèi)意愿，進(jìn)而采取消費(fèi)行為；反之則難以形成消費(fèi)意愿。Lucia Mannetti、Antonio Pierro、Stefano Livi[13]通過對于循環(huán)使用意向的相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，知覺行為控制是消費(fèi)者循環(huán)使用意向的最主要影響因素。Chen[14]利用臺灣地區(qū)消費(fèi)者相關(guān)數(shù)據(jù)驗證了計劃行為理論在有機(jī)食品消費(fèi)上的應(yīng)用，

42、研究結(jié)果表明消費(fèi)者對購買有機(jī)食品的行為、消費(fèi)者的主觀規(guī)范和感知行為控制均對購買意愿產(chǎn)生了顯著的正影響。眾多學(xué)者研究結(jié)果表明，感知行為控制對于消費(fèi)者消費(fèi)意愿和消費(fèi)行為具有顯著影響，基于該種影響因素針對我國農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)進(jìn)行分析同樣適用。 </p><p>　　感知行為控制大致可以分為感知效果與感知障礙兩個認(rèn)知變量。就農(nóng)村食品安全消費(fèi)而言，感知效果反映的是食品安全消費(fèi)者對自己實施食品安全消費(fèi)行為可能出現(xiàn)的效果的

43、預(yù)期，譬如對自身及家人的安全、健康、生活品質(zhì)的效果認(rèn)知。但在日常生活中，食品安全只代表一方面的效用，消費(fèi)者還要基于費(fèi)用、時間、便利度等各方面因素進(jìn)行綜合考慮，這就極易造成消費(fèi)者的感知障礙。感知障礙反應(yīng)的是食品安全消費(fèi)者對目前實施食品安全消費(fèi)行為存在障礙的認(rèn)知，包括安全食品消費(fèi)成本過高、安全食品消費(fèi)品不易獲得、安全食品消費(fèi)品信息匱乏以及風(fēng)險認(rèn)知等。基于此種理論，結(jié)合我國中部地區(qū)食品安全消費(fèi)市場現(xiàn)狀，可對造成我國農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)態(tài)度―意

44、愿差異的原因做如下分析： </p><p>　　首先，現(xiàn)存農(nóng)村食品安全消費(fèi)品具有功能性不足的固有特性。安全食品消費(fèi)品通常需要消費(fèi)者支付更高的成本，因此人們往往將支付溢價與功能屬性提高兩者進(jìn)行權(quán)衡，當(dāng)功能性屬性提高難以補(bǔ)償支付溢價時，消費(fèi)者消費(fèi)態(tài)度很難轉(zhuǎn)變?yōu)橄M(fèi)意愿。Olson[15]的研究表明，近一半被訪者對混合動力汽車呈現(xiàn)偏好，但考慮加速性能、安全性能等其他方面屬性后，僅有不到一成的被訪者仍愿意購買。在不考慮安

45、全食品消費(fèi)品功能屬性時，持有食品安全消費(fèi)態(tài)度且愿意為安全屬性支付溢價的消費(fèi)者很可能青睞于安全食品，但是在進(jìn)行購買決策時，在充分權(quán)衡利弊的情況下，消費(fèi)者則可能為避免產(chǎn)品功能屬性的不利而轉(zhuǎn)為購買傳統(tǒng)產(chǎn)品。我國中部地區(qū)安全食品消費(fèi)品流通市場較之東部發(fā)達(dá)地區(qū)尚不成熟，從產(chǎn)地、分銷、物流配送各方面均未形成高效的結(jié)構(gòu)體系，在此市場背景下往往難以提供給消費(fèi)者高品質(zhì)的安全食品消費(fèi)品，其所帶來的功能屬性也難以補(bǔ)償消費(fèi)者的支付溢價，從而造成中部農(nóng)村地區(qū)食品

46、消費(fèi)者食品安全消費(fèi)態(tài)度難以向食品安全消費(fèi)意愿轉(zhuǎn)變的客觀現(xiàn)實。 </p><p>　　其次，農(nóng)村食品安全消費(fèi)品相對于普通食品消費(fèi)品價格過高。消費(fèi)者對安全食品的消費(fèi)過程是在既定的收入和支出約束條件下，如何選擇與組合商品達(dá)到效用最大化的行為[16]。Barcellos[17]等對巴西城市居民的研究表明，他們對豬肉生產(chǎn)系統(tǒng)的態(tài)度并沒有顯著影響其豬肉消費(fèi)行為，二者之間存在差距，價格則是主要的解釋變量，對于低收入群體影響更為

47、顯著。尹世久等[18]等運(yùn)用二元選擇logit模型對消費(fèi)者有機(jī)食品購買意愿的影響因素進(jìn)行研究，結(jié)果表明消費(fèi)者收入狀況及價格顯著影響消費(fèi)者有機(jī)食品購買意愿。我國中部農(nóng)村地區(qū)社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度相對較低，居民收入水平普遍偏低，因此支付成本在農(nóng)村消費(fèi)者進(jìn)行消費(fèi)決策時依舊占據(jù)主導(dǎo)地位，食品安全消費(fèi)者往往因為安全食品消費(fèi)品價格過高而放棄對其購買。 </p><p>　　此外，由于客觀市場條件的約束，農(nóng)村食品安全消費(fèi)品短缺不易獲

48、得。Padel等[19]研究發(fā)現(xiàn)，那些偶爾購買有機(jī)食品的消費(fèi)者只會去定點(diǎn)超市購買產(chǎn)品，倘若未能在其定點(diǎn)超市內(nèi)發(fā)現(xiàn)有機(jī)食品，則往往會放棄購買意愿而不會更換賣場積極尋找。持有食品安全消費(fèi)態(tài)度的農(nóng)村消費(fèi)者僅為安全食品消費(fèi)品的潛在顧客，如何促使其形成食品安全消費(fèi)意愿進(jìn)而向真是顧客轉(zhuǎn)變很大程度上取決于良好的市場流通條件，即便捷的購買渠道、豐富的產(chǎn)品品種以及良好的購買服務(wù)等。然而在我國中部農(nóng)村地區(qū)，安全食品消費(fèi)品市場尚?初步發(fā)展階段，流通結(jié)構(gòu)體系很

49、不成熟，消費(fèi)者不容易在主流零售店或者其他分銷渠道便利地購買到安全食品消費(fèi)品，很可能放棄對其的追求。此外，匱乏的產(chǎn)品品種也很難滿足消費(fèi)者的差異化需求，導(dǎo)致消費(fèi)者安全食品消費(fèi)意愿轉(zhuǎn)換障礙。 </p><p>　　最后，農(nóng)村消費(fèi)者針對于食品安全消費(fèi)品所獲取的信息較為匱乏。消費(fèi)者信息搜尋和使用行為是其合理地解決問題和做出購買決策的基礎(chǔ)。消費(fèi)者對安全食品購買意愿的形成過程如下：消費(fèi)者感知到食品質(zhì)量安全風(fēng)險的存在時，會尋求減

50、少風(fēng)險的方法以降低消費(fèi)行為結(jié)果的不確定性。在此過程中，搜尋更多質(zhì)量安全方面的信息是最有效和最普遍的方法。消費(fèi)者結(jié)合搜尋到的外部信息以及自己的購買經(jīng)驗和知識，對市場上的各種食品進(jìn)行綜合評價，并對不同市場的食品質(zhì)量安全狀況形成自己的認(rèn)知。周應(yīng)恒等[20]認(rèn)為，食品具有經(jīng)驗品的性質(zhì)，消費(fèi)者對質(zhì)量安全信息關(guān)注程度和其購買意愿間有正向關(guān)系。劉根[21]采用二元選擇logit模型對消費(fèi)者有機(jī)食品購買意愿的影響因素進(jìn)行研究，結(jié)果表明對有機(jī)食品的了解及

51、有機(jī)食品知識掌握程度顯著影響其有機(jī)食品購買意愿。在我國中部農(nóng)村地區(qū)，無論是政府部門、事業(yè)單位還是大眾媒體，對于安全食品消費(fèi)品的信息普及及傳播力度不足，安全食品流通市場尚處于信息不對稱狀況，持有食品安全消費(fèi)態(tài)度的農(nóng)村消費(fèi)者，很難在市場上找到促使其消費(fèi)意愿轉(zhuǎn)變的可靠信息。 </p><p>　　4.3 農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)意愿與消費(fèi)行為差異的影響因素分析 </p><p>　　當(dāng)消費(fèi)者的消費(fèi)態(tài)

52、度轉(zhuǎn)變?yōu)橄M(fèi)意愿后，便進(jìn)入了消費(fèi)意愿向?qū)嶋H消費(fèi)行為轉(zhuǎn)變的第二階段。但在現(xiàn)實生活中，并非所有的消費(fèi)意愿都會轉(zhuǎn)變?yōu)楝F(xiàn)實消費(fèi)行為。盡管理性行為理論和計劃行為理論表明，意愿對行為具有良好的解釋作用，但上述兩個理論往往忽視了消費(fèi)環(huán)境起到的重要作用[22]。消費(fèi)環(huán)境泛指影響居民消費(fèi)的外部因素，它既包括消費(fèi)市場基礎(chǔ)設(shè)施（即硬件環(huán)境），也包括消費(fèi)者固有消費(fèi)習(xí)慣、消費(fèi)者保障體系以及其他相關(guān)制度建設(shè)等（即軟件環(huán)境）[23]。 　　4.3.1 安全食品消費(fèi)

53、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè) </p><p>　　農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施是農(nóng)村消費(fèi)環(huán)境的重要組成部分，落后的農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施會直接限制農(nóng)村居民的消費(fèi)需求[24]。郝愛民[25]通過建立Logistic模型對河南家電下鄉(xiāng)政策對農(nóng)戶家電消費(fèi)的影響的分析，結(jié)果表明，農(nóng)民消費(fèi)環(huán)境對農(nóng)戶家電消費(fèi)意愿有重要影響，連鎖經(jīng)營部門及交通方便擴(kuò)大農(nóng)民家電消費(fèi)。劉倫武[26]以我國30個?。ㄊ小^(qū)）的面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，研究得出農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展對農(nóng)村消費(fèi)增長具有正向

54、促進(jìn)作用。我國中部地區(qū)社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展尚不充分，政府相關(guān)政策投資往往集中于城市地區(qū)，城鄉(xiāng)發(fā)展差距較大，農(nóng)村地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)相對落后。作為新興的安全食品消費(fèi)品市場，更加難以保證相關(guān)配套基礎(chǔ)設(shè)施的充分建設(shè)，從零售店鋪、分銷渠道、物流配送等各個方面均存在較大的提升空間。 </p><p>　　4.3.2 農(nóng)村消費(fèi)者固有消費(fèi)習(xí)慣 </p><p>　　習(xí)慣形成理論認(rèn)為消費(fèi)者當(dāng)期的效用不僅取決于當(dāng)期消

55、費(fèi)，過去的習(xí)慣存量對當(dāng)期效用也會產(chǎn)生影響，偏好在時間上不可分[10]。齊福全和王志偉[27]研究了北京市農(nóng)村居民的消費(fèi)行為，結(jié)果表明北京市農(nóng)村居民家庭的人均生活消費(fèi)總支出、食品消費(fèi)支出以及衣著消費(fèi)支出均存在著習(xí)慣形成。眾多學(xué)者研究結(jié)果表明，生活中人們并非在所有情形下都追求效用最大化，很多情形下只要達(dá)到滿意水平，人們將重復(fù)選擇，形成消費(fèi)習(xí)慣，并且該習(xí)慣在無外界有力刺激的情況下將在較長時間內(nèi)持續(xù)保持。在我國中部農(nóng)村地區(qū)，居民受教育水品大多處

56、于中等水平，多數(shù)消費(fèi)者對于安全食品消費(fèi)品僅處于了解階段，低程度的安全食品認(rèn)知水平不足以促使其打破原有消費(fèi)習(xí)慣，向新型消費(fèi)行為轉(zhuǎn)變。與此同時，中部農(nóng)村地區(qū)缺少鼓勵、倡導(dǎo)食品安全消費(fèi)的社會大環(huán)境，整體社會風(fēng)氣、消費(fèi)價值觀、價值取向相對陳舊，社會普遍固有的傳統(tǒng)消費(fèi)習(xí)慣造成消費(fèi)者食品安全消費(fèi)意愿向食品安全消費(fèi)行為轉(zhuǎn)變的嚴(yán)重障礙。 </p><p>　　4.3.3 政府監(jiān)管認(rèn)證力度及相關(guān)政策制度 </p>&

57、lt;p>　　政府監(jiān)管認(rèn)證的實施會對規(guī)范市場整體運(yùn)作，保護(hù)消費(fèi)者合法權(quán)益起到宏觀調(diào)控的重要作用，而政府相關(guān)消費(fèi)政策制度的推行將把握消費(fèi)者整體消費(fèi)傾向，對其消費(fèi)行為進(jìn)行健康引導(dǎo)，兩者相互結(jié)合，對消費(fèi)者實際消費(fèi)行為起到至關(guān)重要的作用。Slavin[28]研究發(fā)現(xiàn)，激勵政策對于能源節(jié)約行為只有短期的效應(yīng)，而命令控制政策（也稱為行政法規(guī)政策）影響效果通常很大，因為法規(guī)政策能夠很快地改變個人和組織的行為。因此，缺乏適當(dāng)?shù)姆ㄒ?guī)政策，也會造成消

58、費(fèi)意愿與行為的差距。在我國中部農(nóng)村地區(qū)，安全食品消費(fèi)市場無論從市場監(jiān)管還是政策制度方面都尚不成熟，并未形成完善的市場運(yùn)作體系。一方面，市場缺少適當(dāng)政策制度作為外在有力刺激，未能農(nóng)村消費(fèi)者食品安全消費(fèi)行為作出恰當(dāng)引導(dǎo)；另一方面，市場監(jiān)管認(rèn)證魚龍混雜，缺少可以讓消費(fèi)者信任的有社會公信力的認(rèn)證部門。農(nóng)村安全食品消費(fèi)者在向?qū)嶋H消費(fèi)行為進(jìn)行轉(zhuǎn)變的過程中，難以把握消費(fèi)方向、獲得消費(fèi)保障，嚴(yán)重阻礙其真實安全食品消費(fèi)的發(fā)生。 </p>&

59、lt;p>　　5 研究結(jié)論與相關(guān)政策建議 </p><p>　　本文在空間地理分析的基礎(chǔ)上，采用空間相關(guān)性檢驗的全局Moran’I指數(shù)與局部Moran’I自相關(guān)指數(shù)，對農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)行為進(jìn)行深入分析。研究結(jié)果表明：在我國中部農(nóng)村地區(qū)，農(nóng)村居民食品安全消費(fèi)態(tài)度與食品安全消費(fèi)意愿和消費(fèi)行為存在明顯的差異性，現(xiàn)實表現(xiàn)為：持有食品安全消費(fèi)態(tài)度的農(nóng)村消費(fèi)者很大程度上未能轉(zhuǎn)化為食品安全消費(fèi)意愿，與此同時，持有食品

60、安全消費(fèi)意愿的農(nóng)村消費(fèi)者一定程度上未能轉(zhuǎn)化為真實的食品安全消費(fèi)行為。通過上述研究分析提出相關(guān)政策建議，具體如下： </p><p>　　（1）要充分發(fā)揮大眾媒體的傳播效應(yīng)，加強(qiáng)對安全食品的正面報道和宣傳，提高消費(fèi)者對安全食品利益的認(rèn)知，增加消費(fèi)者的購買經(jīng)歷和消費(fèi)經(jīng)驗，打破消費(fèi)者固有傳統(tǒng)消費(fèi)習(xí)慣，培養(yǎng)消費(fèi)理念，逐步形成消費(fèi)者對安全食品的積極態(tài)度，形成食品安全消費(fèi)的社會環(huán)境氛圍。 </p><p&

61、gt;　　（2）要以消費(fèi)者切實需求為基準(zhǔn)，加強(qiáng)技術(shù)投入，力求最大程度上的顧客滿意度。政府施以政策扶植，逐步形成安全食品產(chǎn)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟(jì)，不斷增加安全食品的數(shù)量和產(chǎn)量，在保障產(chǎn)業(yè)收益前提下盡可能降低安全食品消費(fèi)品價格。擴(kuò)展和延伸安全食品的銷售網(wǎng)絡(luò)，構(gòu)建城鄉(xiāng)立體銷售網(wǎng)絡(luò)，提高消費(fèi)者購買安全食品的便利性。 </p><p>　?。?）要逐步健全農(nóng)村食品安全流通市場體系，加強(qiáng)農(nóng)村食品安全流通市場基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，從零售店鋪、分銷

62、渠道、物流配送、售后服務(wù)等各??方面進(jìn)行全面提升，旨在提供給消費(fèi)者更好的安全食品消費(fèi)體驗，促使其實際消費(fèi)行為的發(fā)生，增加其購買頻率。 </p><p>　?。?）政府等有關(guān)部門要加強(qiáng)食品檢驗檢測，增強(qiáng)政府機(jī)構(gòu)在食品安全監(jiān)管方面的權(quán)威性，調(diào)整和改革現(xiàn)有食品安全監(jiān)管體制，逐步合并和規(guī)范各種食品安全認(rèn)證，完善和提高技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)，建立和健全安全食品的檢驗檢測體系，保障基本食品質(zhì)量安全水平，減少消費(fèi)者的疑慮。 </p&g

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