齊白璐，高齊圣

（青島大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，青島 266061）

食品作為人類賴以生存和發(fā)展的基本物質(zhì)，其安全狀況與民眾生活質(zhì)量、國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及社會安定和諧息息相關(guān)。黨的十九大報(bào)告指出，中國特色社會主義進(jìn)入新時(shí)代，我國社會主要矛盾已轉(zhuǎn)變?yōu)槿嗣袢找嬖鲩L的美好生活需要和不平衡不充分發(fā)展之間的矛盾。當(dāng)前我國食品安全形勢仍然復(fù)雜嚴(yán)峻，“瘦肉精羊肉”、“注水肉”、人造“鮮鴨血”等食品安全事件屢見不鮮，食品安全信息交流是消解食品安全風(fēng)險(xiǎn)，保證“舌尖上的安全”的有效手段。而消費(fèi)者作為食品安全信息交流過程中的參與主體和信息受眾，其信息分享行為對我國食品安全信息交流工作具有重要影響。鑒于此，研究借助精細(xì)加工可能性理論（ELM 理論）和多元有序Logit 模型對消費(fèi)者食品安全信息需求偏好現(xiàn)狀與分享行為進(jìn)行分析，明確了消費(fèi)者食品安全信息的獲取渠道偏好、信源信任偏好，以及消費(fèi)者特征、信息質(zhì)量、信源可信度對分享行為的影響，以期為合理引導(dǎo)消費(fèi)者參與食品安全信息分享，推動食品安全信息交流工作提供支持。

1 文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

1.1 ELM 理論綜述

ELM 理論，其全稱為精細(xì)加工可能性模型（E－laboration Likelihood Model，是由 Petty，Cacioppo 提出的社會心理學(xué)重要理論。理論認(rèn)為個(gè)體接觸信息時(shí)該信息的特征會影響個(gè)體對信息的態(tài)度和行為，由于對信息的加工程度不同，ELM 理論從中央路徑和外圍路徑來描述信息將如何影響個(gè)體的態(tài)度和行為[1]。其中，中央路徑是指個(gè)體對信息特質(zhì)沉思熟慮、深度分析進(jìn)而改變態(tài)度和行為的過程，信息特質(zhì)主要與信息質(zhì)量相關(guān)，如信息內(nèi)容易理解程度、真實(shí)客觀性等。外圍路徑是指個(gè)體很少對信息內(nèi)容進(jìn)行深度思考，主要根據(jù)信源特征，如信源權(quán)威性、專業(yè)性等外圍線索分析判斷進(jìn)而改變態(tài)度和行為的過程。個(gè)體究竟通過何種路徑加工處理信息取之于其能力和動機(jī)[2]，當(dāng)個(gè)體動機(jī)不足或缺乏能力深度分析信息時(shí)，便傾向于通過外圍路徑加工處理信息，反之當(dāng)個(gè)體動機(jī)充足或具備能力時(shí)，便傾向于通過中央路徑加工處理信息。中央和外圍路徑并非對立而是同時(shí)存在，區(qū)別是何種路徑為個(gè)體處理信息的主要影響力量。

由于ELM 理論較為完整和成熟，大量學(xué)者基于該理論對廣告效果進(jìn)行實(shí)證研究，此后理論逐漸拓展至信息處理領(lǐng)域，主要涉及在信息搜尋、采納、分享行為。其中在個(gè)體信息分享行為方面，已有學(xué)者研究證實(shí)信息分享行為受信息質(zhì)量（中央路徑）和信源特征（外圍路徑）影響。賴勝強(qiáng)，唐雪梅[3]借助ELM 理論研究表明信息有用性和有趣性通過中央路徑影響用戶信息分享，而信息發(fā)布主體可信度通過外圍路徑影響信息分享；廖琳，黃濤[4]借助ELM 理論研究表明信源身份特征和信息內(nèi)容特征顯著影響微博被轉(zhuǎn)載可能性和轉(zhuǎn)載數(shù)量。

1.2 消費(fèi)者食品安全信息行為研究綜述

目前國內(nèi)外學(xué)者對消費(fèi)者在食品安全信息行為問題的研究比較豐富，信息搜尋和使用行為是該領(lǐng)域的熱點(diǎn)研究問題，特別是在分析影響消費(fèi)者食品安全信息搜尋行為的因素方面，國內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了大量的理論分析和實(shí)證研究。綜合國內(nèi)外研究結(jié)果，從信息搜尋主體——消費(fèi)者角度出發(fā)探究影響因素，主要集中在人口統(tǒng)計(jì)特征（例如學(xué)歷水平、婚姻狀況、家庭結(jié)構(gòu)、收入水平、食品購買頻率）、風(fēng)險(xiǎn)感知、健康意識、時(shí)間壓力、食品特征等方面[5-7]。另有部分學(xué)者從信息客體出發(fā)分析，證實(shí)了信息質(zhì)量影響消費(fèi)者食品安全信息搜尋行為，具體信息質(zhì)量指標(biāo)包括信息易理解性、及時(shí)性、相關(guān)性、客觀性、互動性等[6-7]。

但關(guān)于食品安全信息分享行為方面的研究較少，現(xiàn)有研究多從分享主體出發(fā)分析影響信息分享行為的因素，主要涉及消費(fèi)者人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征，研究表明消費(fèi)者性別、年齡、家庭人均月收入、家庭結(jié)構(gòu)與信息分享行為有關(guān)[8-9]，有部分學(xué)者基于心理學(xué)理論和信息加工處理理論構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型分析消費(fèi)者食品安全信息分享行為影響因素及傳導(dǎo)機(jī)制[10-11]。此外，少數(shù)研究從信息特征出發(fā)，分析食品安全信息質(zhì)量、信息發(fā)布渠道和發(fā)布主體對消費(fèi)者分享行為的影響，研究表明信息內(nèi)容實(shí)用性、一致程度和發(fā)布者可信度影響消費(fèi)者食品安全信息分享行為[12]，不同的信息發(fā)布渠道和發(fā)布主體對信息分享行為產(chǎn)生的影響不同[13]。

1.3 研究假設(shè)

上述研究表明，消費(fèi)者食品安全信息行為是國內(nèi)外學(xué)者的關(guān)注重點(diǎn)。但現(xiàn)有研究大多集中于消費(fèi)者食品安全信息搜尋行為，盡管在其他領(lǐng)域已有大量關(guān)于信息分享行為的研究，且部分研究在ELM 理論基礎(chǔ)之上已證實(shí)信息質(zhì)量和信源可信度與信息分享行為之間的影響關(guān)系，但有關(guān)食品安全信息分享行為的文獻(xiàn)較少且較為分散，缺乏對消費(fèi)者食品安全信息分享行為影響因素的分析。基于此，研究從消費(fèi)者特征和信息特征出發(fā)分析影響消費(fèi)者食品安全信息分享行為的因素。其中，消費(fèi)者特征因素在前人研究之上納入性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度、個(gè)人月收入、家庭結(jié)構(gòu)，另外借鑒食品安全搜尋行為的影響因素研究，考慮到食品購買頻率很可能影響食品安全信息認(rèn)知進(jìn)而影響分享行為，故將食品購買頻率納入；信息特征借鑒ELM 模型考慮信息質(zhì)量和信源可信度對信息分享行為的影響，信息質(zhì)量借鑒Wang，Strong[14]研究選擇易理解性、客觀性、及時(shí)性、易獲得性四個(gè)維度，信源可信度參考心理學(xué)家Hil－verda 對信源與說服效果關(guān)系的實(shí)證結(jié)論[15]選擇專業(yè)性和權(quán)威性兩個(gè)維度，分析具體維度對分享行為的影響。據(jù)此提出假設(shè)：

假設(shè)1：消費(fèi)者特征因素影響其食品安全信息分享行為；

假設(shè)2：消費(fèi)者所得信息易理解性、客觀性、及時(shí)性、易獲得性正向影響其食品安全信息分享行為；

假設(shè)3：消費(fèi)者所得信息的信源權(quán)威性、專業(yè)性正向影響其食品安全信息分享行為。

2 數(shù)據(jù)來源與研究設(shè)計(jì)

2.1 數(shù)據(jù)來源與樣本基本情況

研究采用的數(shù)據(jù)來源于2021 年2～3 月在青島市開展的消費(fèi)者問卷調(diào)查。為了確保調(diào)查的科學(xué)可靠性，在開始正式問卷調(diào)查之前首先在濰坊市進(jìn)行了小規(guī)模的預(yù)調(diào)查，并對問卷中存在的問題做出修正，修正后問卷總體的克倫巴赫Cronbach）α 信度系數(shù)為0.842，問卷整體具有可靠性。為保證問卷質(zhì)量，選取了青島市市北區(qū)、市南區(qū)、嶗山區(qū)、李滄區(qū)、城陽市作為調(diào)查區(qū)域，調(diào)查地點(diǎn)主要集中在各區(qū)域的大中小型超市、農(nóng)貿(mào)市場、購物廣場，采取隨機(jī)抽樣方式對前往購物的消費(fèi)者進(jìn)行問卷調(diào)查。調(diào)查共發(fā)放問卷505 份，將收集問卷中存在關(guān)鍵信息缺失或明顯邏輯錯(cuò)誤的問卷視為無效問卷并予以剔除，最終得到有效問卷464 份，有效率為91.9%，問卷樣本特征如表1 所示。

表1 被調(diào)查者的基本統(tǒng)計(jì)特征Table 1 Basic statistical characteristics of respondents

從個(gè)人基本特征來看，女性比例偏高，占調(diào)查樣本的55.39%，年齡分布集中于21～30 歲和31～40歲，分別占33.41%、37.28%，已婚群體的比例偏高，占70.04%。從受教育程度和收入水平來看，調(diào)查群體普遍具有較高水平的受教育程度，大?；虮究茖W(xué)歷的比例占調(diào)查樣本的78.23%，個(gè)人月收入在5 001～9 000 元之間的比例將近占調(diào)查樣本的一半，基本代表了普遍青島市民的平均個(gè)人月收入水平，3 001～5 000 元的占 18.97%，9 000 元以上的占 15.52%，3 000 元及以下的占17.24%，包含了各收入階層。

2.2 變量說明與模型選擇

2.2.1 被解釋變量說明

將消費(fèi)者食品安全信息分享頻率（IS）作為被解釋變量，參考李武，李昕，毛遠(yuǎn)逸、Kuttschreuter，Hilverda[16]的研究，在問卷中設(shè)置下列題項(xiàng)來測度消費(fèi)者食品安全信息分享行為的頻率：“我會將食品安全信息分享給親朋好友；我會在社交媒體賬號（如微博、朋友圈）轉(zhuǎn)發(fā)食品安全信息。”通過李克特（Likert）五級量表法統(tǒng)計(jì)分享頻率，1 表示“從不”，5 表示“總是”，將上述兩個(gè)問題的得分加總后得到消費(fèi)者食品安全信息分享行為的總體得分情況IS，取值范圍[2，10]。然后利用三分位數(shù)將其分為三類得到被解釋變量信息分享頻率等級（Y），若IS 值低于4.67，則Y 賦值為1，表示消費(fèi)者很少分享食品安全信息，若IS 值在4.67 和7.33 之間，則Y 賦值為2，表示消費(fèi)者偶爾分享食品安全信息，若IS 值高于7.33，則Y 賦值為3，表示消費(fèi)者經(jīng)常分享食品安全信息。公式表示如下：

2.2.2 解釋變量說明

鑒于相關(guān)研究，從消費(fèi)者特征和信息特征角度出發(fā)探究影響消費(fèi)食品安全信息分享行為的因素。在消費(fèi)者特征方面，參考同類研究選擇性別、年齡、婚姻狀況、個(gè)人月收入、受教育程度、家庭結(jié)構(gòu)、食品購買頻率作為考察的影響因素。在信息特征方面，參考ELM 理論從信息質(zhì)量和信源可信度出發(fā)考慮信息本身對消費(fèi)者分享行為的影響。其中，信息質(zhì)量選擇易理解性、易獲得性、客觀性、及時(shí)性四個(gè)維度衡量食品安全信息質(zhì)量，分別設(shè)置“所得食品安全信息語意明確、通俗易懂”“所得食品安全信息獲取方面，能從多種渠道獲得”“所得食品安全信息比較客觀、源于事實(shí)”“所得食品安全信息更新快，發(fā)布及時(shí)”四個(gè)題項(xiàng)；信源可信度選擇專業(yè)性和權(quán)威性兩個(gè)維度衡量食品安全信息發(fā)布主體可信度，分別設(shè)置“所得食品安全信息的發(fā)布主體具備專業(yè)知識”“所得食品安全信息的發(fā)布主體權(quán)威、可靠”兩個(gè)題項(xiàng)，以上題項(xiàng)均采用李克特（Likert）五級量表法統(tǒng)計(jì)，1 表示“非常不符合”，5 表示“非常符合”。綜上，進(jìn)入計(jì)量模型的變量及其描述統(tǒng)計(jì)如表2 所示。

表2 模型變量說明及其描述性統(tǒng)計(jì)Table 2 Description of model variables and descriptive statistics

2.2.3 模型選擇

對影響消費(fèi)者食品安全信息分享行為的因素進(jìn)行實(shí)證分析，解釋變量消費(fèi)者食品安全信息分享頻率為有序的分類變量（很少、偶爾、經(jīng)常），故選用多元有序Logit 模型分析消費(fèi)者食品安全信息分享頻率的影響因素。其模型形式為：

其中，Y 表示消費(fèi)者食品安全信息分享行為頻率等級，如采用很少、偶爾、經(jīng)常3 個(gè)等級，用j（j=1，2，3）表示；x 為k 個(gè)影響消費(fèi)者食品安全信息分享的解釋變量；αj為常數(shù)項(xiàng)，βjk為回歸系數(shù)表示解釋變量對消費(fèi)者食品安全信息分享頻率的影響方向；p（Y≤j）表示消費(fèi)者食品安全信息的分享頻率等級為j 以及j以下類別的累積概率。

3 實(shí)證分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

3.1.1 消費(fèi)者食品安全信息的獲取渠道偏好

關(guān)于消費(fèi)者對食品安全信息的需求偏好，主要從食品安全信息獲取渠道和信源信任兩方面進(jìn)行分析。在獲取渠道方面，考察消費(fèi)者通過不同渠道（包括電視、報(bào)刊雜志、親友同事間耳口相傳、食品銷售地公告、門戶網(wǎng)站或搜索引擎、微博等社交媒體）獲取食品安全信息的頻率，采用李克特（Likert）五級量表法統(tǒng)計(jì)，1 表示“從不”，5 表示“總是”。根據(jù)問卷數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，消費(fèi)者對不同食品安全信息渠道的獲取偏好如圖1 所示，消費(fèi)者通過微信、微博等社交媒體獲取食品安全信息的頻率最高，超過60%的消費(fèi)者選擇“經(jīng)?！奔耙陨系念l率，其次是親友同事間耳口相傳，有53.4%的消費(fèi)者選擇“經(jīng)?！奔耙陨系念l率，同時(shí)搜索引擎、門戶網(wǎng)站也是消費(fèi)者獲取食品安全信息的重要渠道，有52.6%的消費(fèi)者選擇“經(jīng)?！奔耙陨系念l率。最后，消費(fèi)者對剩余渠道的使用頻率由高到低依次為電視、食品銷售地公告、書籍報(bào)刊。

圖1 消費(fèi)者對不同食品安全信息渠道的獲取偏好Fig. 1 Consumers' preferences for obtaining different food safety information channels

3.1.2 消費(fèi)者食品安全信息的信源信任偏好

在信源的信任偏好方面，考察消費(fèi)者對于不同食品安全信息信源的信任程度（包括食品企業(yè)、政府監(jiān)督管理部門、食品安全領(lǐng)域?qū)＜?、消費(fèi)者協(xié)會、親友同事、主流新聞媒體），采用李克特（Likert）五級量表法統(tǒng)計(jì)，1 表示“非常不信任”，5 表示“非常信任”。根據(jù)問卷數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，消費(fèi)者對不同食品安全信息信源的信任偏好如圖2 所示，消費(fèi)者對政府監(jiān)督管理部門的信任程度最高，超過80%的消費(fèi)者選擇“比較信任”及以上的信任程度。其次是消費(fèi)者協(xié)會，有75.9%的消費(fèi)者選擇“比較信任”及以上的信任程度，同時(shí)消費(fèi)者對主流新聞媒體的信任程度也較高，選擇“比較信任”及以上信任程度的消費(fèi)者占68.6%。最后，消費(fèi)者對其他信源的信任程度由高到低依次為親友同事、食品等方面專家、食品企業(yè)。

圖2 消費(fèi)者對不同食品安全信息信源的信任偏好Fig. 2 Consumers' trust preference for different food safety information sources

3.1.3 消費(fèi)者食品安全信息分享行為現(xiàn)狀

關(guān)于消費(fèi)者食品安全信息分享行為，采用李克特（Likert）五級量表法調(diào)查了消費(fèi)者與親朋好友分享食品安全信息的頻率和在社交媒體賬號（如朋友圈、微博）轉(zhuǎn)發(fā)食品安全信息的頻率，并將其加總通過三分位數(shù)劃分為“很少”“偶爾”“經(jīng)?！比l率等級。根據(jù)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，54.74%的消費(fèi)者偶爾分享食品安全信息，34.27%的消費(fèi)者經(jīng)常分享食品安全信息，僅有10.99%的消費(fèi)者很少分享食品安全信息，消費(fèi)者整體分享頻率處于中等偏上水平。

3.2 模型估計(jì)

運(yùn)用Stata15.1 對消費(fèi)者食品安全信息分享行為影響因素進(jìn)行多元有序Logit 回歸估計(jì)，在回歸之前，首先對變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示所有自變量的方差膨脹系數(shù)（VIF）均小于5，則說明變量間不具有嚴(yán)重的多重共線性，可以做回歸分析，具體過程分為兩步：第一步引入全部解釋變量，得到模型Ⅰ;第二步逐步剔除在回歸上不顯著的變量，直到進(jìn)入模型的變量全部顯著，得到最終模型Ⅱ，具體估計(jì)結(jié)果見表3。平行線檢驗(yàn)是判斷能否使用多元有序Logit 模型回歸的前提，分別對模型Ⅰ和模型Ⅱ進(jìn)行平行線檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果P 值分別為0.079、0.601，均顯著大于0.05，滿足比例優(yōu)勢假設(shè)，說明可以運(yùn)用多元有序Logit 模型對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。模型整體檢驗(yàn)結(jié)果顯示,模型Ⅰ和模型Ⅱ的LR chi2 對應(yīng)的p 值均為0,表明模型的擬合度均較好。從表3 可知，消費(fèi)者性別、婚姻狀況、個(gè)人月收入、食品購買頻率等個(gè)人特征因素和信息易理解性、信源權(quán)威性等信息客體因素對消費(fèi)者食品安全信息分享行為的影響通過了顯著性檢驗(yàn)。

表3 多元有序Logit 回歸結(jié)果Table 3 Results of multiple ordered Logit regression

3.2.1 消費(fèi)者特征

性別（X1）在模型Ⅰ、模型Ⅱ中通過了10%的顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)均為正，說明與男性消費(fèi)者相比，女性消費(fèi)者更容易分享食品安全信息，其原因離不開女性的主要傳統(tǒng)職責(zé)，在日常生活中女性與食品接觸機(jī)會較多，從而對食品安全信息關(guān)注和分享頻率較高；婚姻狀況（X3）在模型Ⅰ、模型Ⅱ中通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)均為正，說明與未婚消費(fèi)者相比，已婚消費(fèi)者更容易分享食品安全信息，可能是因?yàn)橐鸦橄M(fèi)者在家庭中承擔(dān)更多的責(zé)任，更關(guān)注食品質(zhì)量安全，因此更容易分享食品安全信息；個(gè)人月收入（X4）在模型Ⅰ、模型Ⅱ中通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)均為正，說明收入越高的消費(fèi)者其分享食品安全信息的頻率越高，原因可能是收入越高的消費(fèi)者對食品質(zhì)量安全水平的要求越高，食品安全意識越強(qiáng)烈，對食品安全信息有較高的認(rèn)知水平[17]；食品購買頻率（X7）在模型Ⅱ中通過了10%的顯著性水平，且系數(shù)均為正，對消費(fèi)者食品安全信息分享行為的影響為正，購買食品越頻繁的消費(fèi)者分享食品安全信息的頻率越高，說明購買頻率越高的消費(fèi)者對食品安全信息的分享頻率也越高，這可能是因?yàn)榻?jīng)常購買食品的消費(fèi)者接觸食品安全信息的機(jī)會較多，對食品安全信息更為關(guān)注，從而更容易分享食品安全信息；年齡（X2）、受教育程度（X5）、家庭結(jié)構(gòu)（X6）未通過顯著性檢驗(yàn)，說明家庭結(jié)構(gòu)對消費(fèi)者食品安全信息分享行為影響不顯著，消費(fèi)者對食品安全信息的分享行為在不同年齡段、不同受教育程度不存在明顯的差異，即各消費(fèi)者群體都普遍關(guān)注并分享食品安全信息，以上部分驗(yàn)證了假說1。

3.2.2 信息質(zhì)量

信息易理解性（X8）在模型Ⅰ、Ⅱ中分別通過了10%、1%的顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)均為正，說明所得食品安全信息越通俗易懂，消費(fèi)者越容易分享食品安全信息，原因可能是對于普通消費(fèi)者來說，其自身掌握的食品安全專業(yè)知識較為薄弱，含有過多專業(yè)術(shù)語的食品安全信息會讓其感到晦澀難懂，簡明易懂的信息能讓消費(fèi)者對其接受度更高，進(jìn)而讓消費(fèi)者更容易分享食品安全信息，部分驗(yàn)證了假說2。信息客觀性（X9）、易獲得性（X10）、及時(shí)性（X11）未通過顯著性檢驗(yàn)，但其回歸系數(shù)為正，說明食品安全信息真實(shí)客觀性、易獲得程度和及時(shí)性正向影響消費(fèi)者食品安全信息的分享行為，與假設(shè)2 預(yù)計(jì)方向一致。

3.2.3 信源可信度

信源權(quán)威性（X12）在模型Ⅰ、模型Ⅱ中分別通過了10%、1%的顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)均為正，說明所得信息的發(fā)布主體權(quán)威性越高，消費(fèi)者越愿意分享食品安全信息，這可能是因?yàn)閷τ谌狈κ称钒踩珜I(yè)知識的消費(fèi)者來說，在接觸食品安全信息時(shí)會關(guān)注信息由誰產(chǎn)生，發(fā)布主體越權(quán)威，信息可信度越強(qiáng)，說服效果越大[18]，分享頻率越高，部分驗(yàn)證了假說3。信源專業(yè)性（X13）沒有通過顯著性檢驗(yàn)，但是回歸系數(shù)為正，說明消費(fèi)者所得信息發(fā)布主體的專業(yè)性正向影響其信息分享行為，與假設(shè)3 預(yù)計(jì)方向一致。

由于多元有序Logit 模型的特殊性，以上分析的回歸系數(shù)僅表示影響方向，無法充分衡量變量對消費(fèi)者食品安全信息分享行為的影響程度，故需要計(jì)算各變量的邊際貢獻(xiàn)值用以衡量影響程度。被解釋變量 Y 對應(yīng)三個(gè)分類，即 Y=1、Y=2、Y=3，需計(jì)算不同情況下各變量的邊際貢獻(xiàn)值來分析影響程度，如表4 所示，雖然三種情況下各變量的邊際貢獻(xiàn)值不相同，但其排序相同，限于篇幅，下面主要對Y=3，即消費(fèi)者經(jīng)常分享食品安全信息的情況進(jìn)行說明。

表4 模型Ⅱ中各變量邊際貢獻(xiàn)值Table 4 Marginal contribution values of each variable in the model

據(jù)表4 所示，Y=3 時(shí)，模型Ⅱ中變量邊際貢獻(xiàn)值對應(yīng)的P 值均小于10%。從信息分享主體層面來看，消費(fèi)者婚姻狀況影響程度最高，相對于未婚消費(fèi)者來說，已婚消費(fèi)者經(jīng)常分享食品安全信息的概率高12.3%；其次是性別，與男性消費(fèi)者相比，女性消費(fèi)者經(jīng)常分享食品安全信息的概率高7.5%；其他消費(fèi)者特征方面變量的影響程度具體排序?yàn)閭€(gè)人月收入、食品購買頻率。從信息客體層面來看，食品安全信息發(fā)布主體的權(quán)威性越高，消費(fèi)者經(jīng)常分享食品安全信息的概率提高8.3%，所得信息易理解性越強(qiáng)，消費(fèi)者經(jīng)常分享食品安全信息的概率提高7.1%。所得信息的信源權(quán)威性影響程度高于信息易理解性，說明對缺乏食品安全專業(yè)知識的消費(fèi)者來說，在接觸食品安全信息時(shí)更多關(guān)注信息由誰生產(chǎn)，是否具有權(quán)威性，因此信源可信度對其分享行為的影響程度高于信息質(zhì)量的影響程度，消費(fèi)者主要通過外圍路徑處理食品安全信息。同時(shí)通過調(diào)查發(fā)現(xiàn)，在接觸食品安全信息時(shí)，大多數(shù)消費(fèi)難以根據(jù)信息內(nèi)容準(zhǔn)確辨別信息真?zhèn)?，主要依賴于信源，即通過信息發(fā)布主體身份特征判斷信息是否真實(shí)可靠。

4 結(jié)論與政策建議

基于ELM 理論構(gòu)建了消費(fèi)者食品安全信息分享行為的分析框架，并在對青島市消費(fèi)者調(diào)查數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上進(jìn)行了實(shí)證分析。根據(jù)分析得出了以下幾點(diǎn)結(jié)論：第一，消費(fèi)者獲取食品安全信息的主要渠道是社交媒體、親友同事間耳口相傳、搜索引擎或門戶網(wǎng)站，最信任的食品安全信息信源是政府監(jiān)督管理部門，其次為消費(fèi)者協(xié)會、主流新聞媒體，最不信任的是食品企業(yè)。第二，消費(fèi)者食品安全信息分享行為處于中等偏上水平，與消費(fèi)者特征、信息特征密切相關(guān)，從消費(fèi)者特征分析，消費(fèi)者性別、婚姻狀況、個(gè)人月收入、食品購買頻率對食品安全信息分享行為產(chǎn)生顯著影響，其中婚姻狀況對消費(fèi)者食品安全信息分享行為的影響程度最高，食品購買頻率的影響程度最低，年齡、受教育程度、家庭結(jié)構(gòu)對消費(fèi)者食品安全信息分享行為的影響不顯著；從信息特征分析，信息易理解性、信源權(quán)威性分別通過中央路徑和外圍路徑影響消費(fèi)者食品安全信息分享行為，其中信源權(quán)威性影響程度高于信息易理解性，即信源可信度影響程度高于信息質(zhì)量，消費(fèi)者主要通過外圍路徑處理食品安全信息。信息客觀性、及時(shí)性、易獲得性、信源專業(yè)性對分享行為的影響不顯著，但系數(shù)為正。

研究結(jié)果對于如何讓食品安全信息在食品安全信息交流中更好的發(fā)揮作用，合理引導(dǎo)消費(fèi)者參與食品安全信息分享有一定的政策含義：第一，建立合理的食品安全信息發(fā)布制度，樹立權(quán)威部門的形象，食品安全信息除通過政府監(jiān)管部門及時(shí)發(fā)布外應(yīng)盡量選擇權(quán)威性較強(qiáng)、知名度較高的信息發(fā)布主體（例如消費(fèi)者協(xié)會、主流新聞媒體、食品安全專家）進(jìn)行公布。第二，發(fā)布食品安全信息時(shí)應(yīng)減少專業(yè)術(shù)語的使用，保證信息通俗易懂，避免消費(fèi)者因信息晦澀難懂產(chǎn)生抵觸心理。第三，充分利用社交媒體的優(yōu)勢擴(kuò)大信息發(fā)布渠道，除微信、微博外還可利用抖音、快手等短視頻類社交媒體發(fā)布食品安全信息，同時(shí)建全消費(fèi)者食品安全信息反饋機(jī)制，加強(qiáng)與消費(fèi)者的溝通。第四，積極開展食品安全知識科普宣傳工作，提升消費(fèi)者食品安全科學(xué)素養(yǎng)[19]，培養(yǎng)消費(fèi)者辨別食安信息真?zhèn)蔚哪芰Γ糁剖嘲仓{言傳播。