張仁壽，李 棟

（廣州大學　經(jīng)濟與統(tǒng)計學院，廣東廣州 510006）

基于結構方程模型的消費者食品安全風險感知研究
——以廣州市為例

張仁壽，李 棟

（廣州大學經(jīng)濟與統(tǒng)計學院，廣東廣州 510006）

文章通過對廣州市消費者的食品安全風險感知問卷調查，運用探索性因子分析與結構方程模型找出影響消費者對食品安全風險感知的因素.研究結果發(fā)現(xiàn)：消費者對食品的“卷入程度”不能直接影響其風險感知；消費者的“情緒因子”與“風險態(tài)度”是正向影響風險感知的，且“情緒因子”是最主要影響因素；對政府和企業(yè)的“信任程度”能讓消費者放下戒備心理，放心購買食品，降低其感知的風險.

消費者；食品安全；風險感知；影響因素；結構方程模型

雖然近年來廣州食品安全總體形勢良好，市民的飲食安全有基本保障，市里陸續(xù)確立了5家市級監(jiān)測機構—12個區(qū)級疾控中心—106個街（鎮(zhèn)）監(jiān)測點的食品安全風險監(jiān)測網(wǎng)絡，食品藥品安全形勢總體穩(wěn)定并保持向好趨勢；據(jù)統(tǒng)計，廣州市“問題魚翅”、“毒豇豆”、“速成雞”、“假羊肉”、“毒生姜”、“食品PVC保鮮膜”、“生蠔”等輿情突發(fā)事件，仍不斷擾亂市場秩序.頻繁發(fā)生各類食品安全事故，食品中毒甚至致命事件，使得消費者生活質量難以得到保障，消費者的食品安全恐慌心理日益加劇.食品安全是居民最關心、最現(xiàn)實的利益問題，關系到經(jīng)濟的持續(xù)發(fā)展和社會的穩(wěn)定，是一個涉及到政治、經(jīng)濟、文化和生活的重大問題［1］.食品安全事故不僅給社會帶來了極大的經(jīng)濟損失，更重要的是對消費者心理造成了恐慌負擔，而消費者的心理負擔帶來的損害遠遠高于直接財產(chǎn)損失.面對食品安全的嚴重后果，消費者基本上都會夸大其風險特性，進而造成社會性的食品安全恐慌，這就使得消費者的主觀風險認知與實際存在的食品風險水平出現(xiàn)偏離，其原因在于消費者的風險認知扭曲了食品安全客觀風險，從而決定消費者安全行為的主要因素是其自身的風險意識［2］.

1　研究回顧

圍繞食品安全與消費者的安全感知度的相關的議題，學者們進行了較為廣泛的研究：SNEED等［3］、VERBEKE等［4］分別就不同的消費者，從他們的個性特征，包括學歷、專業(yè)、性別、年齡等要素調研了他們對食品安全的感知情況，結果發(fā)現(xiàn)消費者的這些個性特征是影響風險感知的重要因素.HORNIBROOK［5］證實了食品安全風險感知水平與消費者重視信息的獲取有關，而且對信息的依賴程度越高，消費者的感知度越高.

我國學者在借鑒國外經(jīng)驗的基礎上對消費者的食品安全風險感知做過大量研究，而且主要是從實際調查著手進行實證分析.王志剛［6］通過對天津市個體消費者的實證研究發(fā)現(xiàn)：女性、月收入高、學歷高的消費者對食品安全問題的關心程度高.馬纓等［7］則通過對北京968個樣本的0LS回歸分析發(fā)現(xiàn)：公眾對政府和科學家的信任能夠提高他們對食品安全的滿意度；食品安全事件會顯著降低公眾滿意度.楊鈺［8］對成都市消費者的奶制品消費者行為研究發(fā)現(xiàn)，消費者對奶制品的產(chǎn)品知識越多，卷入程度越大，他們感知的風險就越大.陳秋玲等［9］從產(chǎn)業(yè)鏈的視角設計了食品安全風險評價指標，利用突變模型（包括尖點突變、燕尾突變和蝴蝶突變）分析了2000～2008年我國食品的生產(chǎn)環(huán)節(jié)、流通環(huán)節(jié)和消費環(huán)節(jié)的安全風險度.在發(fā)生三聚氰胺事件后，周應恒等［2］分別采用因子分析、多元回歸分析與Logistic模型，分析了南京市消費者對乳制品行業(yè)的食品安全風險感知與認知態(tài)度，發(fā)現(xiàn)消費者對乳制品的安全風險擔憂仍較高，恢復購買意愿尚未達成.孫志斌等［10］借助于2012年的調研數(shù)據(jù)實證分析了廣州市消費者食品安全風險認知，結果表明消費者對豆類、瓜果、蔬菜等10類食品的安全風險判斷正常，對食用油、乳制品等5類食品判斷不安全，而主要原因與政府部門的消息發(fā)布、媒體虛假夸張宣傳有關.

學者們對食品安全的風險感知都是用定量研究，通過采用問卷分析的方法找到感知因素，并結合相關模型得到結論.在不同研究地域，針對不同消費食品（乳制品、蔬菜、茶葉等）設計相關量表探討了消費者可能存在的風險感知因素.

本文為了探究影響廣州市消費者食品安全風險的因素，參考前人研究，結合實際也設計相應測量指標，擬運用探索因子分析和結構方程模型，找到消費者風險感知的影響因素.

2　研究設計

2.1測量指標

通過文獻整理提出本文的研究主旨后，研究評價指標的選取，主要是參考前人的研究成果，國內外眾多學者都做了相關實證研究，根據(jù)學者BRUCKS的研究成果①BRUCKS M.The effect of product class knowledge on information search behavior［J］.J Consum Res，1985，2（1）：1-16.，ZAICHKOWSKY的研究設計②ZAICHKOWSKY，JUDITH L.Measuring the involvement construct［J］.J Consum Res，1985，12（3）：341-352.，構建文章的測量指標集，見表1.

表1　測量指標集Table 1 Measurement indicators

2.2樣本量的確定

吳明?。?1］指出，對于采用結構方程模型的問卷量至少在150份以上，否則模型的穩(wěn)定性趨差；本研究問卷樣本為306份，針對廣州市消費者進行調查，在剔除無效問卷和問題問卷后，實際有效樣本為245份，且均是廣州市人群，基本能滿足使用模型得樣本量要求.

3　問卷實證分析

3.1問卷數(shù)據(jù)的信度與效度檢驗

3.1.1因素分析

對問卷數(shù)據(jù)處理后，為了探索影響消費者風險感知的因素，利用因子分析模型，用少數(shù)幾個因子來表示測量變量的主要信息.通過SPSS 17.0軟件，發(fā)現(xiàn)測量變量的探索性因子分析的KMO值和Bartlett檢驗值分別為0.75與1 468.725，顯著性P值為0.000.同時，得到的5個特征值大于1的公共因子，總共解釋了62.563%的信息，能滿足因子分析的要求.

結合選取的方差最大正交旋轉法，得到的5個公共因子并命名，見表2，但是結果顯示，Q3這個測試變量落在各個因子上的載荷均不理想，都小于0.5，于是在接下來的實證分析中考慮剔除.

表2　探索性因子分析結果Table 2 The results of exploratory factor analysis

3.1.2信度效度分析

為了測量問卷量表的穩(wěn)定性與可靠性，有必要對問卷量表進行信度效度檢驗，而檢驗方法是目前經(jīng)常使用的Cronbach's Alpha（α系數(shù)）檢驗.一般認為，量表測量系數(shù)值小于1、大于0，越接近1越好，在0.7以上為佳，小于0.7表明問卷的測量指標需要調整.

經(jīng)過軟件計算得到本次研究的問卷測量指標總量表的Cronbach's Alpha（α系數(shù)）為0.741，且各個因子的α系數(shù)分別為：0.860、0.745、0.778、0.747和0.756.表明此次問卷量表的可信度和可靠度良好，檢驗通過，能進行實證分析，見表3.

表3　Cronbach's Alpha（α系數(shù)）檢驗Table 3 Cronbach's Alpha coefficient test

3.2結構方程模型

一般來說，在行為科學研究領域，有很多假設構念是無法直接通過測量和觀察得到的，更不可能通過現(xiàn)成的線性或非線性回歸模型得到各因素間的相關關系，為了更好地探尋各因子間的相互關系，本研究借鑒結構方程模型對數(shù)據(jù)進行實證.

結構方程模型主要由測量模型與結構模型組成，用公式表示如下：（公式的具體含義可見文獻［11］）

x=Λxζ+δ y=Λy+η+ε（測量模型），

η=Bη+Γξ+ξ（結構模型）.

結合本研究的問卷測量數(shù)據(jù)，在上述因子分析中得到了5個潛在變量，這是無法直接測量得到的，19個測量變量，這是通過量表直接得到的數(shù)據(jù)，可用來描述5個潛在變量，間接反映出潛在變量的特質.

根據(jù)因素分析的結果，在軟件AMOS21.0中，初步設定結構方程模型路徑圖（已模擬出各個路徑系數(shù)），見圖1.

為了評價模型結果好壞，諸多學者指出主要從以下3方面作出判斷，見表4［12］.

圖1　初始結構方程模型路徑圖（經(jīng)標準化）Fig.1 The initial route picture of structural equation modeling（standardized）

表4　初始結構方程模型擬合檢驗結果Table 4 The fitting results of initial route picture of structural equation modeling

由表4可知，除了近似誤差均方根誤差（RMSEA）能勉強通過評判，幾乎所有評價指標都不滿足要求，這就說明初始模型的設定存在些許問題，需要改進模型.同時通過模型的潛在變量間的路徑系數(shù)顯著性檢驗也能察覺問題所在，見表5.路徑卷入程度→風險感知的路徑系數(shù)顯著性P值為0.283，顯然不能通過檢驗.（默認顯著性水平α=0.05）.

模型的修改與調整需要經(jīng)過多次才能完全實現(xiàn)各個潛在變量間的路徑參數(shù)通過顯著性檢驗，讓數(shù)據(jù)完全擬合設定模型.考慮到初始模型的卷入程度→風險感知的路徑不能達到理想要求，說明消費者對食品安全的卷入程度不是影響風險感知的因素，于是在模型修改反復嘗試后，將此路徑剔除，并增加“信任程度←→風險態(tài)度”的路徑，添加殘差“e11←→e14”路徑，具體見圖2（已模擬得到路徑系數(shù)）.指標評判結果見表6.

由表6知，修改后的模型指標評判均能通過評判標準，滿足擬合要求，說明模型的擬合效果理想，再結合各個潛在變量的路徑系數(shù)檢驗結果更能得到確定，見表7，4個潛在變量間路徑系數(shù)的顯著性P值均在0.05以下，說明消費者對政府或食品企業(yè)的信任、面對問題食品的風險態(tài)度以及面對食品安全事故的情緒等均是消費者食品安全風險的影響因素.

表5　結構方程模型中路徑系數(shù)估計Table 5 The estimating path coefficient of structural equation modeling

圖2　結構方程路徑系數(shù)圖（模型修改&經(jīng)標準化）Fig.2 The route picture of structural equation modeling（model modification&standardized）

表6　結構方程模型擬合結果評判（模型修改）Table 6 The fitting results of route picture of structural equation modeling（model modification）

表7　修正結構方程模型路徑系數(shù)估計（括號內為標準化系數(shù)）Table 7 The estimating path coefficient of structural equation modeling（standardized coefficient in brackets）

4　實證結果分析

本研究根據(jù)19個觀察變量提取的5個潛在變量經(jīng)過模型修改后，剔除消費者“卷入程度”的影響因素，得到了4個潛在變量間的路徑關系，根據(jù)圖2的模型修改路徑圖（已標準化）結果可解釋如下：

（1）消費者對食品安全的“情緒因子”對“風險感知”的路徑系數(shù)最大，為0.38，表示消費者的“情緒因子”增加1個單位，他們對食品安全的風險感知增加0.38個單位；同時，可以知道消費者的“情緒”對“風險感知”是正向影響的，也就是說當消費者的情緒感（恐慌、焦慮）越強，他們對購買的食品感知的風險會越大.

對潛變量“情緒因子”的直接描述中，可以得到觀測變量Q12（曾發(fā)生的諸多食品安全事故一度使我感到很恐慌）的影響是最大的，影響系數(shù)為0.78，其次是測量指標Q13，影響系數(shù)為0.76.

（2）消費者的“風險態(tài)度”對“風險感知”也是正向影響，影響系數(shù)為0.25，也就是說消費者的“風險態(tài)度”增加1個單位，他們感知到的風險相應增加0.25單位；在對“風險態(tài)度”的直接測量指標中，Q14（對于反季節(jié)或者剛上市的食品，會踴躍嘗試購買）的影響是最大的，系數(shù)為0.64，而這一類消費者可理解為風險愛好者.其次，Q15（選擇購買色澤光鮮，保質期長的食品時，有時候明知道含有添加劑或是轉基因，不能接受）的影響系數(shù)為0.58，這一類消費者可理解為風險保守者.

（3）消費者的“信任態(tài)度”（主要是對食品相關企業(yè)與政府部門的信任）對“風險感知”是負向影響的，路徑系數(shù)為-0.18，表示當消費者對食品企業(yè)或相關政府部門越是信任，他們真真正正對食品安全風險的感知是越低的，可以解釋為當政府的打擊力度、政府公布的食品安全消息、食品企業(yè)的生產(chǎn)技術與保鮮措施等得到消費者的充分信任時，消費者會放下戒備心理，放心購買食品，這樣他們對食品安全風險的感知是降低的.

在“信任程度”的直接測量中Q10（對政府向公眾提供的食品安全信息是信任的）的影響系數(shù)是最大的，為0.88，其次是Q9，Q8，最低的是Q11，影響系數(shù)也達到了0.67.

5　結 論

本文運用探索性因子分析法與結構方程模型，研究分析了消費者食品安全風險影響因素，剖析了潛在變量以及觀察變量的路徑關系，得到如下結論：

（1）消費者對食品安全的“卷入程度”不能直接影響食品安全風險.

（2）消費者的“情緒因子”是影響其食品風險感知的最大因素，也是正向影響，說明當消費者的情緒感（恐慌、焦慮）越強，他們對購買的食品感知的風險會越大.

（3）消費者的“情緒因子”直接測量中，對其影響最大的是測量指標Q12（曾發(fā)生的諸多食品安全事故，一度使人感到很恐慌）.

（4）消費者的“風險態(tài)度”對“風險感知”是正向影響因素，影響力排在第2位，也從側面表明，越是風險愛好者，他們對食品安全風險的感知越強.

（5）消費者的“信任態(tài)度”是負向影響其對食品安全風險感知的，當消費者對食品企業(yè)或相關政府部門越是信任，他們越是放下戒備心理，他們真正對食品安全風險的感知是越低的.

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【責任編輯：陳 鋼】

Research on food safety risk perception of consumers based on SEM：A case of Guangzhou

ZHANG Ren-shou，LI Dong
（School of Economics and Statistics，Guangzhou University，Guangzhou 510006，China）

The thesis is based on a questionnaire about the consumer perception on food safety risks in Guangzhou，and attempts to figure out the relevant factors by Exploratory Factor Analysis and Structural Equation Modeling.The results indicate that：“the involvement of food”doesn’t have direct influence to consumer perception on food safety risks；“the emotional factor”and“risk attitude of consumers”have a positive influence to risk perception；“the emotional factor”is the major factor；and“trust”on the government and enterprise can let the consumers’psychological defense down，thus reducing the risks perceived in the course of purchasing food products.

consumer；food safety；risk perception；factors；structural equation modeling

F 22

A

1671-4229（2016）03-0081-07

2016-03-22；

2016-04-11

張仁壽（1965-）男，教授，博士生導師.E-mail：zrenshou@126.com.