黃培鋒，盧素蘭

(1.福建工程學(xué)院 管理學(xué)院，福州 350118；2.福建農(nóng)林大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，福州 350002)

消費(fèi)者茶油購(gòu)買意愿與實(shí)際選擇偏差及其影響因素研究*

黃培鋒1，盧素蘭2

(1.福建工程學(xué)院 管理學(xué)院，福州 350118；2.福建農(nóng)林大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，福州 350002)

基于調(diào)研數(shù)據(jù)，采用Logit模型解析消費(fèi)者茶油購(gòu)買意愿與實(shí)際選擇產(chǎn)生矛盾的影響因素。研究結(jié)果顯示：消費(fèi)者對(duì)茶油認(rèn)知度不夠是導(dǎo)致其購(gòu)買意愿與實(shí)際選擇行為偏差的關(guān)鍵影響因素，茶油購(gòu)買意愿與購(gòu)買行為偏差也受消費(fèi)者的性別、家庭人均月收入、對(duì)茶油營(yíng)養(yǎng)保健功能的信任度等因素的影響；茶油價(jià)格偏高也是造成消費(fèi)者茶油購(gòu)買意愿與實(shí)際選擇行為矛盾的重要因素。因此，應(yīng)加強(qiáng)茶油營(yíng)養(yǎng)保健功能知識(shí)的宣傳并對(duì)茶油綠色食用油標(biāo)簽的認(rèn)定，從而提高消費(fèi)者的選擇效率，為茶油在高端食用油市場(chǎng)的發(fā)展創(chuàng)造良好環(huán)境。

茶油；消費(fèi)者；購(gòu)買意愿；實(shí)際選擇

茶油是中國(guó)南方居民傳統(tǒng)食用油之一，營(yíng)養(yǎng)價(jià)值高，品質(zhì)可與橄欖油媲美。茶油含有多種活性物質(zhì)，具有強(qiáng)心、降低膽固醇等功能，能防止血管硬化所導(dǎo)致的多種心腦血管病，故被稱為“長(zhǎng)壽油”[1]，是聯(lián)合國(guó)糧農(nóng)組織重點(diǎn)推廣的健康型高級(jí)食用油。茶油的油料栽培具有不占用耕地的優(yōu)勢(shì)，因此發(fā)展茶油產(chǎn)業(yè)已成為中國(guó)食用油安全戰(zhàn)略層面的重要部署[2-4]。依據(jù)《全國(guó)油茶產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃(2009—2020年)》，截止2020年實(shí)現(xiàn)中國(guó)油茶種植總面積應(yīng)達(dá)466.7萬hm2，茶油產(chǎn)量達(dá)250萬t，人均茶油年占有量2 kg的目標(biāo)。但從消費(fèi)需求情況來看，當(dāng)前中國(guó)茶油消費(fèi)量占食用油總購(gòu)買量的比例還比較低。根據(jù)中國(guó)產(chǎn)業(yè)調(diào)研網(wǎng)公布的《2015年中國(guó)茶油市場(chǎng)調(diào)研與前景預(yù)測(cè)分析報(bào)告》，2014年全國(guó)油茶林面積364.8萬hm2，油茶籽產(chǎn)量202萬t，茶油產(chǎn)量約46.46萬t(按照23%的出油率計(jì)算)，而茶油購(gòu)買量?jī)H30萬t左右，相當(dāng)于食用油購(gòu)買總量的1.17%，茶油人均年占有量?jī)H0.2 kg。因此，按計(jì)劃在短期內(nèi)劇增的茶油產(chǎn)量與市場(chǎng)需求的平衡受到政策制定部門的質(zhì)疑。許多人認(rèn)為茶油生產(chǎn)能力的提高可能引發(fā)茶油賣難問題。鑒于此，陸續(xù)有學(xué)者采用調(diào)查問卷的方法收集潛在消費(fèi)群體對(duì)茶油的偏好和購(gòu)買意向的數(shù)據(jù)，并展開相關(guān)探討，以期推測(cè)人們對(duì)茶油的消費(fèi)需求。如以個(gè)別地區(qū)消費(fèi)者為例，探究人們對(duì)茶油的認(rèn)知度、購(gòu)買意愿及購(gòu)買行為的影響因素[5-10]；基于顧客感知價(jià)值理論，利用結(jié)構(gòu)方程模型實(shí)證分析人們購(gòu)買茶油的動(dòng)機(jī)以及影響因素[8]。然而，茶油市場(chǎng)上多數(shù)潛在消費(fèi)者并不會(huì)真正選擇購(gòu)買茶油，即發(fā)生消費(fèi)者茶油購(gòu)買意愿與實(shí)際選擇偏差的矛盾，導(dǎo)致茶油市場(chǎng)陷入“叫好不叫座”的困境。如果市場(chǎng)需求根據(jù)意愿調(diào)查方法來推論勢(shì)必出現(xiàn)偏差，在此基礎(chǔ)上進(jìn)行政策的制定更是有可能出現(xiàn)錯(cuò)誤的導(dǎo)向。因此，探究影響消費(fèi)者茶油購(gòu)買意愿與實(shí)際選擇偏差的因素對(duì)茶油企業(yè)采取有效的營(yíng)銷方案，提升茶油的市場(chǎng)份額，促進(jìn)茶油產(chǎn)業(yè)的發(fā)展有著極其重要的意義。盡管已有學(xué)者對(duì)消費(fèi)者茶油的購(gòu)買意愿和行為進(jìn)行研究，但鮮有學(xué)者研究茶油購(gòu)買意愿與實(shí)際購(gòu)買行為之間的偏差及其影響因素。為此，以城市居民為對(duì)象，解析影響大眾茶油購(gòu)買意愿與實(shí)際選擇矛盾的因素，以期對(duì)茶油企業(yè)采取有效的營(yíng)銷方案擴(kuò)大市場(chǎng)份額，促進(jìn)茶油產(chǎn)業(yè)的發(fā)展提供實(shí)證支持和政策依據(jù)。

1 材料與方法

1.1 理論依據(jù)

根據(jù)前人的研究[11-12]及消費(fèi)行為理論可知，消費(fèi)者的購(gòu)買決策是在認(rèn)知的基礎(chǔ)上形成的。消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品的認(rèn)知是在尋找、購(gòu)買產(chǎn)品的過程中形成，且受各種要素的影響。然而，在現(xiàn)實(shí)中并不是每個(gè)消費(fèi)者都能對(duì)商品有正確客觀的認(rèn)知，在某些因素的影響下其認(rèn)知會(huì)產(chǎn)生一定的偏差。由認(rèn)知相符論可知，在對(duì)茶油的特性有明確判斷的時(shí)候消費(fèi)者所形成的態(tài)度不容易變化且會(huì)與消費(fèi)者的購(gòu)買行為相一致[13]。因此，在新興茶油市場(chǎng)中，消費(fèi)者對(duì)茶油相關(guān)信息的不了解或掌握的不全面可能是消費(fèi)者購(gòu)買意愿和實(shí)際偏好產(chǎn)生偏差的的重要原因。茶油屬于食用油市場(chǎng)金字塔尖的高端產(chǎn)品，其市場(chǎng)份額不到2%[5]，大部分的居民日常甚少食用從而對(duì)其不夠了解。對(duì)茶油認(rèn)知不足的情況下，消費(fèi)者對(duì)茶油的態(tài)度會(huì)受到媒介信息及周圍人群的影響，是不穩(wěn)定的，其購(gòu)買行為偏差就易出現(xiàn)。另外，除受消費(fèi)者自身因素的影響外，消費(fèi)者的實(shí)際購(gòu)買行為會(huì)受其自身購(gòu)買能力和產(chǎn)品價(jià)格等因素的影響[13-15]。

1.2 變量選擇

以消費(fèi)者對(duì)茶油購(gòu)買意愿和實(shí)際選擇的偏差為因變量(y)。消費(fèi)者對(duì)茶油購(gòu)買意愿和實(shí)際選擇的偏差是指對(duì)茶油有購(gòu)買意愿的潛在消費(fèi)者(被訪者)在第一輪問卷調(diào)查后11個(gè)月內(nèi)是否購(gòu)買茶油。若消費(fèi)者購(gòu)買了，則表示購(gòu)買意愿和實(shí)際選擇是一致的，賦值為1；如果沒有購(gòu)買，則表示購(gòu)買意愿和實(shí)際選擇是偏差的，則賦值為0。借鑒前人的研究，認(rèn)為消費(fèi)者茶油購(gòu)買意愿與實(shí)際選擇行為的偏差主要受個(gè)體特征、社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征和對(duì)茶油的認(rèn)知情況3個(gè)因素的影響，因此自變量選擇結(jié)果如表1所示。

表 1 自變量相關(guān)說明

1.2.1個(gè)體特征變量

已有大量的研究關(guān)注個(gè)體特征對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買行為的影響，引入個(gè)體特征來討論其對(duì)茶油購(gòu)買行為的影響。與男性相比，女性的茶油購(gòu)買意愿與實(shí)際選擇行為出現(xiàn)矛盾的概率更高，這是由于女性陳述自身偏好時(shí)易受抽象概念及感知的影響而忽略實(shí)際行為[13]。年齡越大的群體其食品購(gòu)買行為及消費(fèi)習(xí)慣的穩(wěn)定性越強(qiáng)，其購(gòu)買意愿與實(shí)際選擇行為出現(xiàn)矛盾的幾率越小。前人的研究指出，對(duì)市場(chǎng)上的新興產(chǎn)品而言，受教育程度越高的群體更易受社會(huì)規(guī)范、風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期等因素的影響而使其對(duì)該產(chǎn)品的購(gòu)買意愿與實(shí)際購(gòu)買行為產(chǎn)生偏差[12]。因此，選取性別、年齡、受教育程度作為個(gè)體特征變量。

1.2.2社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征變量

家庭人均月收入和是否在意茶油價(jià)格屬于社會(huì)經(jīng)濟(jì)變量。己有研究表明，家庭收入對(duì)茶油購(gòu)買意愿具有正向影響，收入高的消費(fèi)者具有較高的購(gòu)買能力，同時(shí)對(duì)食品品質(zhì)要求較高，會(huì)更多考慮健康營(yíng)養(yǎng)的品質(zhì)，即高收入消費(fèi)者購(gòu)買茶油的可能性更大。因此，家庭人均月收入越高則陳述性偏差與購(gòu)買行為一致性的概率越大。另外，由“經(jīng)濟(jì)人”理論假設(shè)可知，消費(fèi)者是追求效用最大化的理性經(jīng)濟(jì)人，在購(gòu)買產(chǎn)品時(shí)，人們會(huì)權(quán)衡為了滿足需求將付出何種代價(jià)。通常消費(fèi)者希望購(gòu)買優(yōu)質(zhì)的產(chǎn)品，但與其他產(chǎn)品相比茶油的高價(jià)格會(huì)阻礙一部分潛在消費(fèi)者的實(shí)際選擇行為，即對(duì)價(jià)格越敏感的群體其茶油購(gòu)買意愿與實(shí)際選擇行為產(chǎn)生矛盾的概率越高。因此，選取家庭收入、茶油價(jià)格作為社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征變量。

1.2.3對(duì)茶油認(rèn)知情況

《中國(guó)中醫(yī)藥大辭典》中茶油相關(guān)功能為：①高品質(zhì)的食用油；②藥用價(jià)值，如治慢性咽炎、治燙傷等；③營(yíng)養(yǎng)保健價(jià)值，如增加母乳有益胎兒發(fā)育、預(yù)防高血壓動(dòng)脈硬化等；④護(hù)膚美容，如防唇裂保濕等。消費(fèi)者對(duì)茶油的認(rèn)知情況包括對(duì)茶油及其相關(guān)監(jiān)管政策的了解、平常是否關(guān)注養(yǎng)生保健和是否信任茶油營(yíng)養(yǎng)保健的功能。首先，對(duì)相關(guān)信息了解越多、越準(zhǔn)確的群體越容易做出購(gòu)買消費(fèi)決策，因此對(duì)茶油的認(rèn)知程度越高的消費(fèi)者，購(gòu)買意愿和實(shí)際購(gòu)買行為一致性的可能性越大。其次，為有效保障消費(fèi)者的利益，決策部門會(huì)對(duì)茶油進(jìn)行質(zhì)量監(jiān)管及對(duì)茶油營(yíng)養(yǎng)保健功能權(quán)威性標(biāo)識(shí)進(jìn)行認(rèn)可管理，所以對(duì)茶油標(biāo)識(shí)的了解有助于消費(fèi)者更認(rèn)可茶油，從而提高消費(fèi)者對(duì)茶油購(gòu)買意愿與行為的一致性。最后，在實(shí)際購(gòu)買中大部分消費(fèi)者更愿意購(gòu)買自己掌握有足夠信息并得到權(quán)威部門認(rèn)可的產(chǎn)品，茶油作為食用油市場(chǎng)中小宗品種，人們對(duì)其具有營(yíng)養(yǎng)成分及其獨(dú)特保健功能知之甚少，且市場(chǎng)上茶油的質(zhì)量參差不齊，多數(shù)人對(duì)茶油比其他食用油更利于健康的功能屬性還存有疑問，所以消費(fèi)者對(duì)茶油營(yíng)養(yǎng)保健功能的信任度很重要，對(duì)茶油評(píng)價(jià)越低者越小心謹(jǐn)慎，其茶油購(gòu)買意愿與實(shí)際選擇行為產(chǎn)生矛盾的可能性越大。

1.3 模型選擇

研究采用Logit模型對(duì)影響消費(fèi)者茶油購(gòu)買意愿與實(shí)際選擇偏差的因素進(jìn)行建模。假設(shè)消費(fèi)者產(chǎn)生購(gòu)買意愿與實(shí)際選擇偏差的效用函數(shù)為y，在這個(gè)假設(shè)下，消費(fèi)者i茶油購(gòu)買意愿與實(shí)際選擇行為偏差的概率則為Pr(yi=1)。

y=βxi+μi

⑴

Pr(yi=1)=Pr(y>0)=Exp(βxi)÷[1+Exp(βxi)]

⑵

式中xi為影響消費(fèi)者購(gòu)買意愿與實(shí)際選擇行為偏差的自變量；β為待估計(jì)參數(shù)；μi是隨機(jī)誤差項(xiàng)，服從邏輯分析。

采用邏輯回歸模型進(jìn)行實(shí)證分析，運(yùn)用STATA 12.0對(duì)邏輯回歸模型進(jìn)行估計(jì)。

1.4 問卷設(shè)計(jì)和數(shù)據(jù)來源

中國(guó)主要的茶油消費(fèi)區(qū)域分布在茶油主產(chǎn)省份。受研究條件的限制，僅于2015年9～12月期間從14個(gè)茶油主要產(chǎn)出省份中選擇湖南、福建、廣東作為調(diào)查樣本省份。由于與普通食用油相比，茶油的價(jià)格偏高，經(jīng)濟(jì)能力較好者才消費(fèi)得起，故最終選取經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)、生活水平較高的一線城市廣州，經(jīng)濟(jì)發(fā)展較好的省會(huì)城市長(zhǎng)沙、福州作為調(diào)查樣本城市。共進(jìn)行2輪調(diào)查，首先采用在大型超市攔截訪問的方法開展有關(guān)茶油消費(fèi)意愿與消費(fèi)行為的問卷調(diào)查，隨機(jī)選取被調(diào)查者，通過調(diào)查主要是獲取消費(fèi)者對(duì)茶油的認(rèn)知度、是否購(gòu)買過茶油、對(duì)茶油的評(píng)價(jià)，是否愿意在未來一年購(gòu)買茶油以及個(gè)人及家庭特征等信息，并留下被調(diào)查者的聯(lián)系方式。第一輪調(diào)查，共獲得有效問卷812份，其中有534名被調(diào)查者表示愿意在未來一年內(nèi)購(gòu)買茶油。11個(gè)月之后，課題組調(diào)查員利用微信、QQ及電話邀請(qǐng)這534名被調(diào)查者參與第二輪問卷調(diào)查，最終僅有415名被調(diào)查者回應(yīng)了第二輪的調(diào)查，主要是了解被調(diào)查者在這11個(gè)內(nèi)是否購(gòu)買了茶油，購(gòu)買量多少，從而獲取較為全面的茶油購(gòu)買意愿與實(shí)際選擇行為偏差的變量信息。

表 2變量的描述性統(tǒng)計(jì)

Table 2 Description statistics of variables

符號(hào)均值標(biāo)準(zhǔn)差y0.2490.337x10.4830.487x22.5641.733x33.8642.118x43.2173.009x50.6430.596x60.2890.450x70.3540.401x80.2620.417

2 結(jié)果與分析

根據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果(表2)，除第二輪調(diào)查中女性的比例較第一輪調(diào)查的略高外，參與兩輪調(diào)查的消費(fèi)者在多數(shù)人口統(tǒng)計(jì)特征上并沒有顯著差異。有415位被訪者在第一輪調(diào)查中表示愿意購(gòu)買茶油，并在第二輪調(diào)查中告知自己是否購(gòu)買了茶油。故這415位被調(diào)查者構(gòu)成了分析消費(fèi)者茶油購(gòu)買意愿與實(shí)際選擇行為之間差異的主要樣本數(shù)據(jù)，其描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表3所示。

2.1 了解茶油相關(guān)信息的消費(fèi)者不多，多數(shù)人對(duì)茶油的保健功能和食用價(jià)值缺乏了解

人們對(duì)茶油的認(rèn)知主要有主觀認(rèn)知和客觀認(rèn)知兩方面。一是讓消費(fèi)者對(duì)茶油的認(rèn)知程度做出主觀判斷，二是讓消費(fèi)者來判斷有關(guān)茶油營(yíng)養(yǎng)成分、養(yǎng)生保健的基本信息，消費(fèi)者對(duì)茶油的客觀認(rèn)知程度根據(jù)判斷的得分來確定。通過調(diào)查數(shù)據(jù)整理可知，就“您是否了解茶油”這一題項(xiàng)，在415位回應(yīng)第二輪問卷調(diào)查的被訪者中，有147位被訪者表示完全不了解，不太了解的有98人，比較了解的有89人；非常了解的有81人，說明了解茶油相關(guān)信息的人不多。而在這170位對(duì)茶油比較了解或非常了解的被訪者中，對(duì)茶油不同的營(yíng)養(yǎng)保健功能的了解程度的調(diào)查結(jié)果(表4)，也驗(yàn)證了調(diào)查對(duì)象對(duì)茶油知識(shí)的認(rèn)知是比較模糊的，對(duì)茶油的具體功能及食用價(jià)值缺乏足夠的了解。

表 3 調(diào)查樣本的描述性統(tǒng)計(jì)

說明：對(duì)連續(xù)型變量采用方差分析檢驗(yàn)兩輪調(diào)查樣本的差異，對(duì)離散型變量采用卡方檢驗(yàn)。

表 4部分被訪者對(duì)茶油各項(xiàng)功能的了解情況

Table 4 Part of the respondents understanding the functions of camellia oil

茶油相關(guān)功能了解人數(shù)比例/%① 5130.0② 116.5③ 127.0④ 148.2①② 1810.6①③ 116.5①④ 74.2②③ 95.3②④ 95.3③④ 74.1①②③ 84.7①②④ 52.9①③④ 63.5②③④ 21.2①②③④ 00.0合計(jì) 170100.0

2.2 少數(shù)人了解茶油營(yíng)養(yǎng)價(jià)值和保健功能而購(gòu)買，多數(shù)人對(duì)茶油的認(rèn)知度有限而不購(gòu)買

在第一輪調(diào)查中表示愿意購(gòu)買茶油的415名被訪者中，僅104人在之后的11個(gè)月內(nèi)有購(gòu)買茶油，整理其選擇茶油的理由可知，“健康食用油、不易引起肥胖”“有利于老人小孩身體健康”“有利于產(chǎn)婦產(chǎn)后恢復(fù)”是三大主要原因。這表明在茶油的消費(fèi)決策中，消費(fèi)者最先考慮的因素仍然是營(yíng)養(yǎng)價(jià)值和保健功能。通過整理311名被訪者沒有購(gòu)買茶油的理由可知，“對(duì)茶油營(yíng)養(yǎng)價(jià)值及保健功能了解不多，不太信任”“對(duì)市場(chǎng)上茶油的真假、純度難辨，不愿嘗試”“對(duì)茶油的質(zhì)量監(jiān)管不太信任”是不選擇購(gòu)買的三大主要原因。這表明茶油市場(chǎng)仍存在嚴(yán)重的信息不對(duì)稱問題，人們對(duì)茶油認(rèn)知度有限，而且容易受茶油相關(guān)負(fù)面信息的影響，人們對(duì)茶油的營(yíng)養(yǎng)保健功能屬性的信任度低。

2.3 回歸結(jié)果及分析

邏輯回歸模型估計(jì)結(jié)果：Loglikelihood值-112.347；PseudoR2值0.421；LRchi2(14)值54.89，這表明在1%水平上顯著；回歸系數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)誤差和P>│Z│如表5所示。下面根據(jù)回歸系數(shù)進(jìn)行分析。

2.3.1個(gè)人特征變量對(duì)茶油購(gòu)買意愿與實(shí)際選擇行為偏差有顯著影響

從個(gè)人特征變量來看。第一，性別的回歸系數(shù)為正數(shù)，表明男性茶油購(gòu)買意愿與行為偏差的可能性是男性比女性更大，該結(jié)果與前期的預(yù)期不同，這可能是因?yàn)槟行栽谑茉L的過程中易敷衍且愛面子的緣故而選擇愿意購(gòu)買高檔食用油之一茶油，然而在實(shí)際購(gòu)買過程中男性更易節(jié)省時(shí)間成本而選擇有市場(chǎng)影響力的食用油，故男性的茶油購(gòu)買意愿與實(shí)際選擇行為更易偏差。第二，按被訪者的受教育程度不同分為5組，并以小學(xué)組為基準(zhǔn)組，其他組(x3a、x3b、x3c、x3d)的回歸系數(shù)均為負(fù)數(shù)，研究生組(x3d)的相關(guān)性達(dá)到顯著水平，這表明受教育程度高的群體其茶油購(gòu)買意愿與實(shí)際選擇行為矛盾的概率比僅受小學(xué)教育的群體更低，這是源于學(xué)歷越高者其獲取及處理與產(chǎn)品相關(guān)信息的能力越強(qiáng)，越易做出與自己意愿相符的選擇，最終其購(gòu)買意愿與實(shí)際行為一致的可能性也越大。第三，“是否關(guān)注養(yǎng)生保健”的回歸系數(shù)為負(fù)數(shù)且達(dá)到顯著性水平，說明越關(guān)注養(yǎng)生保健在實(shí)際購(gòu)買中就越傾向購(gòu)買茶油，購(gòu)買意愿與實(shí)際購(gòu)買行為二者越容易一致。

2.3.2家庭收入和茶油價(jià)格是茶油購(gòu)買意愿與實(shí)際選擇行為偏差的重要影響因素

從社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征變量來看。首先，以最低收入組為基準(zhǔn)組，把家庭人均月收入分為5組，其他組(x4a、x4b、x4c、x4d)的回歸系數(shù)均為負(fù)數(shù)，最高收入組(x4d)的相關(guān)性達(dá)到顯著水平，說明家庭人均月收入是影響茶油購(gòu)買意愿與實(shí)際選擇行為偏差的重要因素。與家庭收入低者相比，高收入者具有的較高支付能力，在購(gòu)買食品時(shí)更注重營(yíng)養(yǎng)、健康、質(zhì)量，使其茶油購(gòu)買意愿與實(shí)際選擇行為更易一致。其次，“消費(fèi)者是否關(guān)注價(jià)格”的相關(guān)性達(dá)到顯著水平，說明茶油的價(jià)格是影響消費(fèi)者購(gòu)買意愿與實(shí)際選擇矛盾的重要因素，這是因?yàn)樵趯?shí)際購(gòu)買時(shí)高價(jià)格的約束下，消費(fèi)者一般是更易做出選擇價(jià)格較低、質(zhì)量有一定保證的其他食用油，導(dǎo)致意愿與行為偏差。

表 5消費(fèi)者茶油購(gòu)買意愿與實(shí)際選擇偏差的模型估計(jì)結(jié)果

Table 5 Model estimation results of deviation between consumers’ purchase intention and practical choice of camellia oil

變量系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤P>│Z│x10.4320.2130.038x20.1830.0970.011x3a-0.4790.5510.241x3b-0.3460.5070.132x3c-0.4810.5120.047x3d-0.7120.5260.025x4a-0.5010.4800.513x4b-0.4520.4670.324x4c-0.1210.4030.169x4d-0.6450.2650.018x50.7210.4670.002x6-0.3120.2360.016x7-0.2450.4320.010x8-0.1270.1010.017

2.3.3對(duì)茶油的認(rèn)知和信任可以促使茶油購(gòu)買意愿與實(shí)際選擇行為一致性

從對(duì)茶油認(rèn)知情況變量來看。消費(fèi)者對(duì)茶油的認(rèn)知度及是否信任茶油營(yíng)養(yǎng)保健功能等因素的相關(guān)性均達(dá)到顯著水平，這說明越關(guān)注茶油保健功能標(biāo)簽及越信任茶油營(yíng)養(yǎng)價(jià)值功能，其購(gòu)買意愿與實(shí)際選擇行為越易一致。由于消費(fèi)者充分了解茶油后，支付意愿更加真實(shí)客觀，因而購(gòu)買意愿與購(gòu)買行為更易一致；消費(fèi)者對(duì)茶油營(yíng)養(yǎng)保健功能越信任，在實(shí)際購(gòu)買中越相信茶油與普通食用油營(yíng)養(yǎng)價(jià)值的差距，從而選擇對(duì)健康更有益的茶油，因此其購(gòu)買意愿與實(shí)際選擇行為越有可能一致。

4 結(jié)論與啟示

4.1 結(jié)論

基于消費(fèi)者的微觀調(diào)研數(shù)據(jù)驗(yàn)證了消費(fèi)者在茶油購(gòu)買意愿與實(shí)際購(gòu)買行為之間存在的差異，主要是受其性別、受教育程度、家庭人均月收入、茶油價(jià)格、對(duì)茶油的了解程度及對(duì)茶油標(biāo)識(shí)的關(guān)注程度、對(duì)茶油營(yíng)養(yǎng)價(jià)值和保健功能的信任程度等的影響。

4.2 啟示

第一，由于人們對(duì)茶油的認(rèn)知度以及茶油的價(jià)格顯著影響人們茶油購(gòu)買意愿與實(shí)際選擇的偏差，因此應(yīng)提高單位面積油茶的出油率，降低林農(nóng)生產(chǎn)茶油的成本，降低茶油進(jìn)駐各大超市的費(fèi)用，從而降低茶油的價(jià)格，使人們對(duì)茶油的購(gòu)買意愿轉(zhuǎn)變成有效需求。第二，有針對(duì)性地向公眾普及茶油營(yíng)養(yǎng)價(jià)值和保健功能方面的知識(shí)，增加消費(fèi)者對(duì)茶油的認(rèn)知，從而有助于消費(fèi)者作出理性選擇。第三，對(duì)茶油營(yíng)養(yǎng)價(jià)值及品質(zhì)的信任度顯著影響消費(fèi)者購(gòu)買決策，相關(guān)部門應(yīng)建立公開透明的茶油市場(chǎng)問題產(chǎn)品及處理的信息發(fā)布制度、及時(shí)有效地向公眾傳遞茶油地理標(biāo)志品牌審批及管理政策、保障消費(fèi)者的利益，提升人們對(duì)茶油品質(zhì)的信任度，激發(fā)茶油的有效需求，緩解市場(chǎng)供求缺位問題，促進(jìn)茶油產(chǎn)業(yè)化發(fā)展。

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2017-06-08

福建省科技計(jì)劃資助項(xiàng)目(2017R0017)、福建農(nóng)林大學(xué)科技創(chuàng)新專項(xiàng)基金項(xiàng)目(KCXRC431A、KCXRC242A)

黃培鋒(1982-)，男，福建永春人，講師，博士生，從事林業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與政策方面的研究，(電話)15960038942，(E-mail)120224261@qq.com。

盧素蘭(1983-)，女，福建仙游人，講師，博士，從事林業(yè)經(jīng)濟(jì)與理論方面的研究，(電話)13799340195，(E-mail)lusulan2010@126.com。

F713.55

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1005-9709(2017)06-0040-05