熱門論文
最新論文
信息干預對可持續食品消費的影響研究
發布時間：2022-10-05 11:13
目錄
致謝 I
摘要 III
ABSTRACT V
目錄 VIII
圖目錄 XII
表目錄 XIV
1緒論 1
1.1研究背景 1
1.2 研究目標與研究意義 6
1.2.1 研究目標 6
1.2.2 研究意義 7
1.3 研究思路與研究內容 9
1.3.1 概念界定 9
1.3.2 研究思路 10
1.3.3 內容安排 13
1.4 研究方法與數據來源 14
1.4.1 研究方法 14
1.4.2 數據來源 15
1.5 可能的創新與不足 20
1.5.1 可能的創新 20
1.5.2 不足之處 22
2理論基礎與文獻綜述 24
2.1理論基礎 24
2.1.1信息不對稱理論 24
2.1.2 信號發送理論 25
2.1.3消費者效用理論 26
2.1.4 計劃行為理論 27
VIII
2.2文獻回顧與評述 28
2.2.1 消費者可持續食品偏好相關研究 28
2.2.2信息干預對可持續食品偏好影響相關研究 44
2.2.3可持續食品偏好與購買行為差距相關研究 47
2.2.4文獻評述 50
3可持續食品產業發展現狀與問題分析 52
3.1 可持續食品生產現狀 52
3.1.1 可持續食品生產現狀描述 52
3.1.2 涉農企業可持續食品生產現狀分析 65
3.2可持續食品消費現狀 86
3.3可持續食品產業發展存在的問題 92
3.4本章小結 94
4信息揭示對可持續食品偏好的影響 95
4.1 引言 95
4.2機理分析 97
4.3實驗設計 98
4.3.1 選擇實驗設計 98
4.3.2 信息干預設計 101
4.3.3 實驗假設 103
4.3.4實證模型構建 104
4.4 數據來源與樣本特征 107
4.4.1 數據來源 107
4.4.2 樣本特征描述 110
4.5 實證結果 114
4.5.1 支付意愿估計 114
4.5.2 信息揭示對支付意愿的影響 117
4.5.3 異質性分析 119
4.5.4 穩健性檢驗 123
4.6 本章小結 125
IX
5信號傳遞對可持續食品偏好的影響 127
5.1 引言 127
5.2 機理分析 129
5.3 實驗設計 130
5.3.1 選擇實驗設計 130
5.3.2 信息干預設計 132
5.3.3 實驗假設 133
5.3.4 實證模型構建 135
5.4 數據來源與樣本特征 136
5.4.1 數據來源 136
5.4.2 樣本特征描述 139
5.5 實證結果 145
5.5.1 支付意愿估計 145
5.5.2 信號傳遞對支付意愿的影響 148
5.5.3 異質性分析 151
5.5.4 穩健性檢驗 154
5.6 本章小結 155
6消費者可持續食品偏好與購買行為差距分析 156
6.1 引言 156
6.2研究分析框架 158
6.3實證模型構建 160
6.4 變量測量 161
6.4.1 偏好與購買行為差距測量 161
6.4.2 信任測量 164
6.4.3 其他變量測量 166
6.5 實證結果 167
6.5.1變量描述性統計分析 167
6.5.2 回歸結果 170
6.5.3 異質性分析 179
6.5.4 穩健性檢驗 182
6.6 本章小結 186
7 結論與啟示 188
7.1主要結論 188
7.2政策啟示 190
參考文獻 193
附錄1 問卷調查內容 222
附錄2 論文相關表格 238
圖目錄
圖 1.1 論文研究技術路線圖 12
圖 1.2 通過網絡調查方式收集數據文章的比例 17
圖 2.1 消費者偏好測度的主要方法 29
圖 2.2 影響消費者可持續食品偏好的因素 34
圖 3.1 2001-2019 年全國有效使用綠色食品標識單位數 53
圖 3.2 2001-2019 年全國有效使用綠色食品標識產品數 54
圖 3.3 2001-2019 年全國綠色食品生產產地環境監測面積 55
圖 3.4 2019 年全國各地區有效使用綠色食品標識的單位比例和產品比例 56
圖 3.5 2019 年綠色食品產品類別 57
圖 3.6 2013-2019 年全國有機食品認證單位數 60
圖 3.7 2013-2019 年全國有機食品認證產品數 60
圖 3.8 2019 年有機食品產品類別 62
圖 3.9 2018-2020 年每年新增綠色食品認證企業數 67
圖 3.10 2010-2020 年每年新增有機食品認證企業數 67
圖 3.11 2001-2019 年綠色食品國內年銷售額 87
圖 3.12 2001-2019 年綠色食品出口額 87
圖 3.13 2013-2019 年有機食品國內年銷售額 88
圖 3.14 2013-2019 年有機食品出口額 89
圖 4.1 選擇實驗任務示例 101
圖 4.2 信息揭示對可持續食品偏好影響的組間實驗設計 102
圖 4.3 2010-2021 年包含“網絡調查”主題的文章數 108
圖 4.4 通過網絡調查方式收集數據文章的比例 109
圖 4.5 調查樣本來源省份 110
圖 4.6 不同信息組別消費者培養肉支付意愿密度分布圖 117
圖 5.1 選擇實驗問題示例 132
圖 5.2 信號傳遞對可持續食品偏好影響的組間實驗設計 132
圖 5.3 2010-2021 年包含“網絡調查”主題的文章數 137
XII
圖 5.4 通過網絡調查方式收集數據文章的比例 138
圖 5.5 調查樣本來源省份 139
圖 6.1 研究分析框架圖 160
表目錄
表 3.1 2019 年全國各省份有效使用綠色食品標識的單位數和產品數 57
表 3.2 2019 年各類農產品有效使用綠色食品標識數 58
表 3.3 2019 年綠色食品獲證主體結構 59
表 3.4 2019 年有機食品生產區域分布 61
表 3.5 2019 年有機作物生產和認證現狀 63
表 3.6 2019 年獲證數位居前十的有機谷物、蔬菜和水果 63
表 3.7 2019 年細胞培養肉的產品類型和生產企業分布 65
表 3.8 2019 年有機農地面積位居前十的國家 90
表 3.9 2019 年有機食品市場零售額位居前十的國家 91
表 3.10 2018-2020 綠色食品認證涉農企業省份分布 68
表 3.11 2018-2020 年綠色食品認證涉農企業地級市分布 69
表 3.12 2011-2020 年有機食品認證涉農企業省份分布 70
表 3.13 2011-2020 年有機食品認證涉農企業地級市分布 70
表 3.14 變量定義 76
表 3.15 共同傾向得分范圍內樣本數 78
表 3.16 綠色食品企業樣本匹配平衡性檢驗 78
表 3.17 有機食品企業樣本匹配平衡性檢驗 79
表 3.18 傾向得分平衡性檢驗 80
表 3.19 企業特征對涉農企業綠色食品生產影響回歸結果 83
表 3.20 企業特征對涉農企業有機食品生產影響回歸結果 84
表 4.1 選擇實驗屬性與屬性水平 100
表 4.2 樣本人口統計特征描述及差異性檢驗 112
表 4.3 受訪者肉類消費習慣 113
表 4.4 受訪者態度和可持續食品認知 114
表4.5 支付意愿估計結果（元/500g） 116
表 4.6 信息揭示對可持續食品支付意愿影響的檢驗結果 118
表 4.7 信息揭示對可持續食品支付意愿影響機制的回歸結果 1 20
表 4.8 信息揭示對可持續食品支付意愿影響的異質性分析結果 1 22
XIV
表4.9 穩健性檢驗一隨機參數logit（RPL）估計結果 124
表4.10 穩健性檢驗一Poe test檢驗結果 125
表 5.1 生產者與消費者可持續食品交易博弈矩陣 1 29
表 5.2 選擇實驗屬性及屬性水平 131
表 5.3 樣本人口統計特征描述及差異性檢驗 140
表 5.4 受訪者大米消費習慣 141
表 5.5 受訪者可持續食品主觀認知 1 43
表 5.6 受訪者可持續食品客觀認知 1 44
表 5.7 受訪者獲取可持續食品信息獲取渠道 1 44
表 5.8 受訪者可持續食品購買頻率 1 4 5
表5.9 支付意愿估計結果（元/500g） 147
表5.10 隨機參數logit模型回歸結果 148
表 5.11 實驗組與控制組消費者可持續食品支付意愿差異性檢驗結果 150
表 5.12 分組變量定義 1 5 1
表5.13信號傳遞對可持續食品支付意愿影響的異質性分析結果（元/500g）
1 5 3
表5.14穩健性檢驗一信號傳遞對消費者福利的影響（元/500g） 155
表 6.1 消費者可持續食品偏好狀況 1 63
表 6.2 消費者可持續食品購買狀況 1 63
表 6.3 可持續食品偏好與購買行為差距類型 164
表 6.4 綠色食品信任測量量表 165
表 6.5 有機食品信任測量量表 165
表 6.6 消費者態度測量量表 166
表 6.7 可持續食品偏好與購買行為差距狀況 168
表 6.8 消費者可持續食品信任狀況 1 68
表 6.9 控制變量描述統計 169
表 6.10 總體信任對綠色食品偏好與購買行為差距影響的回歸結果 171
表 6.11 總體信任對有機食品偏好與購買行為差距影響的回歸結果 172
表 6.12 參與主體信任對綠色食品偏好和購買行為差距影響的回歸結果 174
XV
表 6.13 參與主體信任對有機食品偏好和購買行為差距影響的回歸結果 1 76
表 6.14 信任對綠色食品偏好與購買行為差距影響的異質性分析結果 1 80
表 6.15 信任對有機食品偏好與購買行為差距影響的異質性分析結果 181
表 6.16 可持續食品偏好與購買行為差距描述 — 經常購買定義為有購買行為 1 83 表 6.17 綠色食品穩健性檢驗——經常購買定義為有購買行為 1 83
表 6.18 有機食品穩健性檢驗——經常購買定義為有購買行為 1 85
XVI
1緒論
1.1研究背景
（1）粗放式傳統農業生產導致的生態環境問題日益嚴峻
資源環境是農業生產的基本要素，但是我國長期以來粗放式傳統農業生產導 致嚴重的農業資源環境污染。1 9世紀80年代家庭生產經營承包制改革以來，農 戶作為獨立的生產經營主體對土地有自主的經營權和流轉權，為了實現更高的產 量、獲得更大的經濟效益，農戶通過投入大量化肥和農藥的方式進行農業生產。 農業生產中化肥、農藥的大量施用給農業資源環境帶來嚴重的污染（陳錫文，2002； 李秀芬等，2010；向濤和綦勇，2015）。
據中國統計局數據，1978 年我國化肥使用量為 884 萬噸，2019 年增長到 5403.6萬噸，農藥使用量從1991 年的 76.53 萬噸到2019年的 139.17萬噸。研究 表明單位面積化肥使用量越高，下一年需要投入更高的化肥量才能達到同等的效 果（張艦等，2017）。當前我國主要糧食作物的化肥和農藥利用率分別為 40.2% 和 40.6%，也就是說大約 60%的化肥農藥會進入土壤，成為土壤中的重金屬污染 源以及農產品中的農藥殘留[1 數據來源：2020 年中國農業農村部網站 http://www.kjs.moa.gov.cn/gzdt/202101/t20210119_6360102.htm] []。第二次《全國土壤污染調查公報》顯示，我國總的 土壤污染超標率為 16.1%，其中耕地土壤污染最為嚴重，為 19.4%。大量化肥農 藥使用導致的農業資源環境污染主要體現在如下幾個方面：一是破壞土壤的結構 和屬性，使土壤的肥力下降；二是土壤化肥農藥殘留帶來的地下水和地表水污染； 三是破壞農業生態平衡；另外由土壤污染導致的食品安全問題也日益凸顯。
據聯合國世界人口展望報告，2050年全球的人口將增長到97億，如果通過 高投入、高產出的粗放式傳統農業生產方式進行農業生產，將導致農業生產環境 永久性的破環，威脅糧食安全供給（Godfray et al., 2010；李守偉等，2019；將和 平等， 2020）。
(2)食品消費需求結構變化給傳統農業生產帶來新的挑戰
收入增加、城市化和以及飲食多樣化的推動，中國居民食品消費需求結構中， 肉類食品所占比例逐漸提高。我國人均肉類食品消費從 2013年的 32.8kg 增長至 2018年的38.5kg[ 數據來源： 2019 年《中國統計年鑒》。]，增長了 14.8%,是世界上肉類食品消費增速最快的國家(程 廣燕等，2015)。2014年我國肉類消費量已經超過全球總產量的1/4 (Shimokawa, 2015), 2023年預計達到9850萬噸(OECD-FAO, 2014)。但從歐美發達國家如 美國約100kg的人均肉類食品消費量看[數據來源：美國農業部2019年《Livestock, Dairy, and Poultry Outlook》報告。
2],我國肉類食品消費仍有巨大增長空間。
肉類消費量的增長及其長期增長趨勢將給我國傳統農業生產帶來新的挑戰。 一是畜禽生產對飼料糧的剛性需求顯著增加。研究表明畜禽養殖的飼料轉化率在 2-7之間，如增加1kg豬的重量需要平均3.65kg的飼料糧，增加1kg牛的重量需 要平均7kg的飼料糧(Shimokawa, 2015)。2010年中國已經取代美國成為世界上 最大的飼料糧消費國， 2014年約有1/3的糧食用于飼養牲畜(鈔賀森等， 2017)， 2020年中國飼料糧需求量達到30000萬噸左右(熊學振和楊春， 2021)。目前中 國已經大量進口大豆、玉米等飼料糧，以及豆粕、酒糟等飼料糧的替代品(鈔賀 森等， 2017)。在全球農產品市場異動加劇、價格上漲和全球農產品貿易前景面 臨高度不確定的背景下，農產品進口需求增加會對中國糧食安全帶來一定的威脅。 另一方面，伴隨著飼料糧需求的持續增長，中國糧食自給率將進一步下降，辛翔 飛等(2020)研究表明2008年以來，中國糧食自給率呈現下滑趨勢。于曉華等 (2012)根據能量測算的中國糧食自給率為 70%左右。因此，中國肉類食品需求 增長及其長期增長趨勢將對我國糧食安全帶來挑戰。
二是畜牧生產加劇了農業資源環境問題。主要體現在如下幾個方面：首先， 畜禽養殖加劇了農業生產資源消耗。當前畜牧業生產占用了全球約 30%的無冰 川陸地，用水量占全球淡水資源的約 8%(Tuomisto and de Mattos, 2011)。其次， 畜禽養殖加劇了溫室氣體排放。畜禽養殖產生的溫室氣體占全球溫室氣體排放的 約 18%，高于全球運輸部門的排放量( Tuomisto and de Mattos, 2011 )。我國農業 生產過程排放的溫室氣體占全球農業生產排放溫室氣體的比例約為 12%，在所 有農業生產環節(活動)中，農用地和動物腸道發酵溫室氣體排放占農業總溫室 氣體排放的60%以上(FAO, 2018)。最后，畜禽養殖加劇了對生態系統的破壞。 畜牧業生產與濫伐森林、野生動物棲息地退化、生物多樣性銳減、水體的富營養 化息息相關(Shimokawa, 2015)。
(3)中國政府持續推進農業綠色可持續發展
為了應對粗放式傳統農業生產帶來的問題和挑戰，中國政府持續推進注重資 源節約、環境友好、生態保護和農產品質量的農業綠色可持續發展。 2017中國政 府發布的推進農業綠色發展的《意見》、2021 年發布的建立綠色低碳循環經濟體 系的《意見》以及農業綠色發展五大行動等為農業綠色發展提供了行動綱領。2021 年8月由中國政府多個部門聯合共同制定的《“十四五”全國農業綠色發展規劃》， 進一步明確了農業綠色可持續發展的任務，其中包括提高綠色、有機農產品的供 給和消費以及推進農業科技創新。
綠色、有機農產品是我國主要的可持續食品類型，綠色農業和有機農業踐行 了農業綠色可持續發展理念。以有機農業為例，其可持續性主要體現在如下四個 方面：一是農業生產率方面，雖然有機農業的產量比傳統農業的產量低，但是在 某些農產品的生產上，如水稻、大豆、玉米，僅比傳統農業低 6-11%左右；同時， 由于氣候變化預計會導致嚴重干旱的地區，有機耕種土壤有更高的持水能力，產 量會高于傳統農業產量(Reganold and Wachter, 2016)。此外，有機系統管理技術 和作物品種的改進也可能縮小與傳統農業生產的產量差距。二是對環境的影響方 面，有機耕種使土壤有機質含量更高，受侵蝕的程度更小；有機農業生產能提高 動植物的多樣性；有機農業比傳統農業能源消耗更少，溫室氣體排放更低(Mader et al., 2002)。三是經濟效益方面，考慮有機農產品的價格溢價，有機農業相比傳 統農業具有更高的成本收益率(20% -24%)；有機農業對勞動力的額外需求有利 于給農村居民提供就業和發展機會；有機農業生產有利于降低農業生產所帶來的 負外部性(Reganold and Wachter, 2016)。四是社會福利方面，有助于增加貧困地 區農戶收入。如《關于創新體制機制推進農業綠色發展的意見》提出在貧困地區 推行綠色生產方式，大力發展綠色、有機農產品，增加農戶收入。雖然有機農業 生產方式也受到一定的質疑，如需要更多的土地，動物糞便等有機肥使用可能會 導致地下水污染；也有質疑提出如果全面推行農業有機生產，將威脅糧食安全 (Trewavas, 2001; Emsley, 2001)。但可以確定的是，在確保糧食安全的前提下推
3 進有機農業，不僅有利于生態環境保護，同時可以發揮鄉村的生態功能，增加農 戶收入，實現農業綠色可持續發展。
在農業科技創新方面，以生物技術為特征的新一輪農業科技深入發展，將為 推進農業綠色發展提供強大動力。如以細胞培養肉生產為代表的細胞農業已受到 包括中國在內的世界各國廣泛關注。細胞培養肉是生物技術在農業生產中的應用， 2019 年被評為全球十大突破性技術之一。相比于傳統養殖肉，培養肉的優勢主 要體現在以下幾個方面：首先，它節約了農業資源如土地和水等，利用有限自然 資源進行大規模生產成為可能(Post, 2012)；其次，大量減少了溫室氣體排放， 緩解了環境壓力；第三，生產環境更加可控，可以減少非洲豬瘟、瘋牛病、口蹄 疫等人畜傳染病的風險，同時不會濫用抗生素，保證了食品安全(Bonny et al., 2015)；此外，在不利的外部條件下進行生產，如自然災害、全球大流行病(如 新冠肺炎)，提高了食品安全供給。第四，可根據不同的營養需求定制營養成分。 如降低肉類食品中不飽和脂肪酸的含量(Post, 2012)；最后，減少屠殺牲畜，提 高了動物福利。因此，培養肉的發展有望滿足日益增長的肉類食品需求(Yuan et al., 2019)，促進肉類產業綠色發展，緩解畜牧產業生產帶來的問題和挑戰。雖然 細胞培養肉生產在能源消耗上存在一定的爭議，但是可以確定的是培養肉生產的 碳排放更低(Treich, 2021)。
(4)市場對可持續食品的需求是實現農業綠色可持續發展的關鍵環節
通過市場機制的作用，引導消費者形成對可持續食品的需求，是激勵農業生 產者采用綠色農業生產技術，推進農業綠色可持續生產的關鍵環節。市場機制的 重要性也體現在中國政府發布的相關政策文件中，如 2021 年中共兩辦印發《關 于建立健全生態產品價值實現機制的意見》，提出通過發揮市場的作用實現生態 產品的價值， 2021年《“十四五”全國農業綠色發展規劃》指出農業綠色發展要堅 持市場主導的基本原則。
但可持續食品市場信息不對稱影響了市場機制的作用，阻礙了消費者的可持 續食品偏好和需求，最終導致可持續食品消費增長緩慢、市場份額低(Rousseau and Vranken, 2013)。由于可持續食品的信用品特性，生產者更了解可持續食品的 生產過程以及可持續食品相關屬性特征而處于信息優勢地位，反之，消費者對可 持續食品生產、流通以及特征信息缺乏而處于信息劣勢地位。消費者與生產者之 4 間不對等的可持續食品信息一方面導致消費者對可持續食品的認知水平低（于海 龍等， 2015）；另一方面由于生產者借助信息優勢產生了機會主義，如生產過程 沒有按照可持續食品生產標準進行，導致消費者對可持續食品缺乏信任（韓楊， 2010；尹世久等， 2008；于海龍等， 2015）。
當前主要通過兩種類型的信息工具[ 為了引導消費者的可持續消費行為，世界各國政府采取了一系列的措施，這些措施可以概括為三類：一 是信息工具類，如宣傳教育和認證標簽；二是市場工具類，如對食品進行征稅或補貼；三是管制工具類， 如制定食品生產標準等。] []緩解可持續食品市場信息不對稱的問題 （Reisch et al., 2013；全世文, 2020）：一是通過宣傳教育揭示可持續食品信息。 如政府、企業、大眾媒體和科研機構等通過宣傳、科普、廣告、新聞報道、研究 報告等方式向消費者傳遞可持續食品相關信息。大部分研究表明傳遞可持續食品 在可持續性、動物福利以及食品安全方面的優勢特征信息后（特征信息），消費 者提高了對可持續食品的支付意愿（VanLoo et al., 2020; Rolland et al., 2020）。但 是，實際情況中消費者可獲得的信息除了可持續食品特征信息外，也包含可持續 食品的生產信息，如可持續食品生產可能帶來負面影響的信息。生產信息揭示是 否會影響消費者的可持續食品偏好？以及在這些不同觀點的可持續食品信息情 景下，信息揭示是否會影響消費者可持續食品偏好？當前文獻仍缺乏生產信息揭 示以及不同觀點信息揭示情景下消費者可持續食品偏好變化的研究。
二是通過認證標簽傳遞可持續食品的特征信號。可持續食品認證標簽如綠色 認證和有機認證標簽旨在向消費者傳遞可持續食品質量安全和環境保護的特征 信號（王常偉和顧海英， 2012；全世文， 2020）。但是由于消費者對可持續食品 認知水平低以及對可持續食品標簽缺乏了解,弱化了認證標簽的信號傳遞功能 （王常偉和顧海英， 2012； Hemmerling et al., 2015；徐文成等， 2017），消費者不 能從認證標簽中感知可持續食品特征。已有研究表明，直接標注可持續食品特征 的方式會提高消費者對可持續食品的偏好（Ellison et al., 2017; Ufer et al., 2021）， 如Ufer et al.（2021）在有機食品認證標簽上貼加無轉基因的標簽后，美國消費 者顯著提高了對有機食品的支付意愿。具體到中國的可持續認證食品（綠色認證 和有機認證食品），通過直接標注其質量安全（利己特征）和環境保護（利他特 征）的方式傳遞特征信號，是否會提高消費者的可持續食品偏好？哪一種類型特 征信號傳遞對消費者可持續食品偏好影響更大？已有研究結論尚不明晰。
綜上所述，本文利用來自全國問卷調查的數據，分別探究了信息揭示和信號 傳遞對消費者可持續食品偏好的影響，并在此基礎，進一步探究了消費者可持續 食品偏好與購買行為之間的差距狀況以及影響因素。為提高消費者可持續食品偏 好和消費提供了理論參考。
1.2研究目標與研究意義
1.2.1研究目標
基于上述背景，本研究擬探究信息干預對消費者可持續食品偏好的影響，并 在此基礎上，進一步分析消費者可持續食品偏好與實際購買行為之間的差距。旨 在為引導市場形成對可持續食品的需求，促進農業的綠色可持續發展提供理論參 考。具體而言，本研究有以下三個子目標：
(1)探究信息揭示對可持續食品偏好的影響
通過宣傳教育的方式揭示可持續食品的信息是當前緩解生產者與消費者信 息不對稱的主要方式之一。如政府的推廣教育、企業的廣告宣傳、媒體的科普報 道等。在這些信息揭示中，各方主體傳遞的信息有所差異，包含了對可持續食品 不同觀點的信息，如可持續食品特征信息強調可持續食品相比傳統食品的優勢， 而可持續食品生產信息則強調了可持續食品生產可能帶來的負面影響。本文擬探 究這些不同觀點的信息揭示是否會改變消費者對可持續食品的偏好；并分析信息 揭示對消費者可持續食品偏好的影響機制以及消費者對不同類型信息揭示敏感 程度的異質性。
(2)探究信號傳遞對可持續食品偏好的影響
除了宣傳教育，認證標簽是另一種緩解可持續食品市場信息不對稱的主要方 式。可持續食品認證標簽政策旨在向消費者傳遞可持續食品質量安全和環境保護 的特征信號(徐文成等， 2017)。但是由于消費者對可持續食品缺乏認知以及對 認證標識缺乏了解，弱化了認證標簽的信號傳遞功能。本研究的第二個子目標擬 探究直接明確的可持續食品特征信號傳遞是否會增強認證標簽的作用，提高消費 者對可持續食品的偏好；并分析不同類型可持續特征信號傳遞對消費者可持續食 品偏好的影響程度，以及消費者對可持續食品特征信號敏感程度的異質性。
6
(3)探究消費者可持續食品偏好與購買行為差距狀況及影響因素
由于消費者的可持續食品偏好與實際購買行為之間存在一定的差距(韓青， 2011；陳默等， 2015；王建華等， 2018)。本研究的第三個子目標擬探究導致消 費者可持續食品偏好與購買行為差距的決定因素。在可持續食品信息不對稱的環 境下，信任是影響可持續食品偏好與購買行為差距的關鍵因素，因此，本文將重 點關注信任因素。
1.2.2研究意義
( 1 )理論意義
一是本文將分析信息揭示對消費者可持續食品偏好的影響。根據消費者購買
決策理論，為了降低購買產品帶來的不確定性和風險，處于信息劣勢的消費者在 進行消費購買決策之前會進行產品相關信息的搜索，以了解產品的特征信息和生 產信息等。在可持續食品消費場景中，消費者可獲得的可持續食品特征信息和生 產信息包含了對可持續食品特征的正面評價和對可持續食品生產的負面評價。這 些不同觀點的可持續食品信息揭示是否會影響消費者可持續食品偏好以及影響 程度有多大，現有文獻對該問題的研究仍比較缺乏。本文通過組間實驗設計的方 法探究信息揭示對消費者可持續食品偏好的影響，豐富了信息干預與可持續食品 偏好相關研究。
二是本文將分析信號傳遞對消費者可持續食品偏好的影響。可持續食品認證 標簽旨在向消費者傳遞產品的質量特征和環境特征。但是消費者對可持續食品和 認證標簽缺乏了解，弱化了認證標簽的信號傳遞功能。在此背景下，通過直接明 確的可持續食品特征信號傳遞是否會顯著提高消費者的可持續食品偏好，已有文 獻研究結論尚不明晰。本文利用組間選擇實驗設計，分析了直接明確的可持續食 品特征信號傳遞對消費者可持續食品偏好的影響，為生產者通過認證標簽傳遞產 品特征信號提供了理論基礎。
三是本研究將分析消費者可持續食品偏好與購買行為差距。已有研究表明缺 乏信任是可持續食品偏好與購買行為之間差距的主要影響因素。但已有文獻關注 的信任是消費者對可持續食品本身的信任，本文在已有研究的基礎上將信任分解 為消費者對可持續食品供應鏈中參與主體的信任：農戶、企業、認證機構以及監
7 管機構，并通過四個維度：善意、能力、公開度和重視度測量消費者對每一個主
體的信任。系統的探究了消費者對可持續食品供應鏈中參與主體的信任狀況以及 各主體的信任對可持續食品偏好與購買行為差距的影響，為理解消費者可持續食 品偏好與購買行為差距現象提供了新的視角。
（2）現實意義
本研究對引導市場對可持續食品的需求，推進農業綠色發展的現實意義主要 體現在如下三個方面：
一是為新型可持續食品的推廣和宣傳提供理論參考。傳統農業生產帶來的資 源環境問題日益受到關注，一方面是對傳統農業生產導致的環境污染感到擔憂； 另一方面是對傳統農業生產中的能源消耗和資源承載力的擔憂。在此背景下，我 國持續推行農業綠色可持續發展，強調了農業科技創新的重要性。而這些通過技 術創新技術生產的可持續食品成功的關鍵在于市場需求。為了提高消費者對通過 創新技術生產的可持續食品的接受度，政府、企業以及學者致力于探究以何種方 式向消費者傳遞可持續食品信息，以及傳達什么信息內容。本文研究了不同信息 內容對可持續食品偏好的影響，對可持續食品宣傳教育內容的制定具有重要意義。
二是為企業可持續食品的市場營銷策略制定提供理論依據。可持續食品生產
經營者與消費者之間存在信息不對稱。雖然企業通過認證標簽向消費者傳達可持
續食品的特征信號，但是由于消費者對可持續食品認證標識以及可持續食品本身
缺乏了解，導致可持續食品認證標簽的信號傳遞功能沒有有效發揮。本文探究消 費者對直接明確的可持續食品特征信息的反應，并探究消費者反應的異質性。研 究結論對企業的可持續食品宣傳戰略制定具有重要參考價值。
三是為如何提高消費者的可持續食品信任提供理論依據。由于消費者對可持 續食品缺乏信任，為了降低購買可持續食品帶來的不確定性和風險，消費者會依 靠對可持續食品供應鏈中參與主體的信任進行購買決策。本文分析了消費者對可 持續食品供應鏈中參與主體的信任以及這些信任對消費者可持續食品偏好與購 買行為差距的影響。研究結論可以為如何提高消費者對可持續食品的信任提供現 實指導。
1.3研究思路與研究內容
1.3.1概念界定
(1)可持續食品
可持續食品(Sustainable food)： 1992年聯合國環境與發展會議(UNCED) 將可持續食品定義為生產過程考慮環境影響、經濟可行性或社會公平的食品。根 據可持續食品生產方式的不同，可將可持續食品劃分為兩類：一類是利用傳統農 業方式生產的可持續食品，以綠色食品和有機食品為代表。另外一類是利用綠色 科技創新技術替代傳統農業生產的可持續食品，以細胞培養肉為代表。因此，本 文中的可持續食品具體包括綠色認證食品、有機認證食品和細胞培養肉，也是已 有文獻中被廣泛討論的可持續食品類型。
綠色認證食品：根據中國綠色食品發展中心的定義，綠色食品是具有質量安 全特性的優質食品，綠色農產品的生產種植環境無污染，生產種植過程實行質量 控制管理。本文提及的綠色食品是按照綠色食品標準生產并獲得綠色食品標識使 用權的食品。
有機認證食品：根據 IFOAM( International Federation of Organic Agriculture Movements) [ 來源：International Federation of Organic Agriculture Movements(IFOAM):
https://archive.ifoam.bio/sites/default/files/page/files/doa_chinese.pdf
9]的定義，有機食品是遵循有機農業標準生產的農產品，或按照有機 生產加工體系對有機農產品進行加工而成的食品。本文中提及的有機食品是指按 照有機農業標準生產、加工并獲得有機食品標識使用權的食品。
細胞培養肉(培養肉)：是從活體動物身上提取干細胞或其他類型的細胞， 然后在有營養血清的監控實驗室環境中培養，最終通過分裂繁殖產生肌肉組織形 成的肉產品(Post, 2012)。培養肉是傳統養殖肉的替代品，2019年被評為全球十 大突破性技術之一。培養肉在相關文獻中也被稱為試管肉、合成肉、可持續蛋白 肉、清潔肉和人造肉等(Bryant and Barnett, 2020)。
( 2)信息干預
本文的信息干預(information intervention)是指通過提供信息的方式干預消 費者的選擇行為。宣傳教育和認證標簽是兩種緩解可持續食品市場信息不對稱的 信息工具。因此，本文的信息干預內容包含兩個維度：一是通過宣傳教育向消費 者揭示可持續食品信息(信息揭示)，具體的信息揭示內容包含可持續食品特征 信息和可持續食品生產信息。本文試圖探究可持續食品特征信息揭示、生產信息 揭示和同時包含特征信息與生產信息的混合信息揭示是否會影響消費者可持續 食品偏好；二是通過認證標簽向消費者傳遞可持續食品特征信號(信號傳遞)。 由于消費者對可持續食品缺乏了解，可持續食品認證標簽的信號傳遞功能沒有有 效發揮作用。因此，本文的信號傳遞指直接告知消費者可持續食品特征，即直接 的可持續食品特征信號傳遞。具體的信號傳遞內容包含可持續食品的利己特征和 利他特征。本文試圖探究直接的可持續食品利己特征信號、利他特征信號和同時 包含利己特征和利他特征的混合特征信號傳遞是否會增強認證標簽的作用，提高 消費者對可持續食品的偏好。
(3)消費者偏好
偏好(preference)是指對產品或產品特征的喜愛程度，或者說重要性排序。 大部分文獻通過支付意愿(willingness to pay, WTP)刻畫消費者的偏好，即消 費者對某一單位產品或產品特征愿意支付的金額(Van Loo et al., 2011; Van Loo et al., 2014; De Marchi et al., 2016; Van Loo et al., 2020; Yang et al., 2020)。因此，本 文中的消費者偏好用支付意愿刻畫。
1.3.2研究思路
本文的技術路線如圖 1.1 所示。
基于對現實背景和理論基礎的梳理總結，提出本文的研究問題：信息干預對 可持續食品消費的影響研究。
具體而言，信息干預被分為信息揭示和信號傳遞兩個維度，分別表示當前緩 解可持續食品市場信息不對稱的兩類信息工具：宣傳教育和認證標簽[ 為了引導消費者的可持續消費行為，世界各國政府采取了一系列的措施，這些措施可以概括為三類：一 是信息工具類，如宣傳教育和認證標簽；二是市場工具類，如對食品進行征稅或補貼；三是管制工具類， 如制定食品生產標準。
10]。
首先基于信息揭示維度，分析信息揭示對可持續食品偏好的影響。在可持續 食品宣傳教育中，政府通過宣傳推廣、企業通過廣告宣傳、媒體通過科普報道等
揭示可持續食品相關信息。由于各方主體視角不同，導致這些信息揭示中存在不 同觀點的信息，如包含了可持續食品特征優勢的信息，也包含了可持續食品生產 的負面影響信息。這些不同觀點的信息是否會影響消費者的可持續食品偏好，產 生怎樣的影響是本章擬探究的內容。
其次，從信號傳遞維度，分析信號傳遞對可持續食品偏好的影響。認證標簽 是緩解信息不對稱的重要信息類工具之一，認證標簽旨在向消費者傳遞產品特征 的信號。可持續食品市場情景中，生產者旨在通過認證標簽向消費者傳遞可持續 食品質量安全特征和環境保護特征的信號。但由于消費者對可持續食品缺乏了解， 認證標簽信號傳遞的作用未有效發揮。本章擬探究直接明確的可持續食品特征信 號傳遞是否會增強認證標簽的作用，提高消費者的可持續食品偏好，并分析不同 群體消費者對直接特征信號傳遞的反應是否存在差異。
再次，分析消費可持續食品偏好與實際購買行為差距狀況以及影響因素。以 上兩個章節旨在探究如何通過有效的信息供給提高消費者對可持續食品的偏好， 但是實際上消費者的可持續食品偏好與實際購買行為存在差距，本章擬探究導致 可持續食品偏好與行為差距的決定因素，并重點關注信任對可持續食品偏好與購 買行為差距的影響。具體而言，將消費者對可持續食品的信任分解為對可持續食 品供應鏈中參與主體的信任，并通過四個維度：公開性、能力、善意和重視度測 量消費者對參與主體的信任。
最后，根據以上章節的研究結論，提出如何通過有效信息供給、如何加強監 督管理以提高消費者對可持續食品的認知和信任，提高市場可持續食品需求的政 策性啟示。
研究結論與政策啟示
圖 1.1 論文研究技術路線圖
12
1.3.3內容安排
本文共有七個章節，每個章節的內容安排如下：
第一章：緒論。本章首先描述本文的研究背景，在此基礎上提出本文的研究 目標與意義。然后闡述本文的研究內容和思路。最后提出本文可能存在的創新， 也討論了本文的不足之處。
第二章：理論基礎和文獻回顧。本章首先梳理本研究的理論基礎，包括信息 不對稱理論、信號發送理論、消費者效用理論和計劃行為理論。然后系統回顧和 歸納三方面的文獻：消費者可持續食品偏好研究相關文獻、信息干預與可持續食 品偏好研究相關文獻、可持續食品偏好與購買行為差距研究相關文獻。最后是文 獻評述，提出值得進一步深入研究的領域。本章內容為實證章節分析提供了理論 支撐和文獻支撐。
第三章：可持續食品產業發展現狀與存在的問題分析。本章內容旨在為論文 的實證章節分析內容提供現實背景支撐。本章首先梳理總結我國可持續食品產業 發展現狀，包括對可持續食品生產現狀和消費現狀的描述。可持續食品生產現狀 描述分別從兩個層面展開描述：宏觀層面的可持續食品總體生產概況和微觀層面 的涉農企業可持續食品生產現狀。可持續食品消費現狀描述包含了對國內市場消 費現狀的描述和出口現狀的描述。最后根據可持續食品產業發展現狀描述的結果， 概況總結當前可持續食品產業發展存在的問題。
第四章：信息揭示對可持續食品偏好的影響研究。通過宣傳教育向消費者揭 示產品相關信息是緩解信息不對稱的一種措施，本章旨在分析信息揭示是否會影 響消費者的可持續食品偏好。具體而言，將信息揭示的內容分為有關可持續食品 的特征信息和可持續食品的生產信息，通過組間選擇實驗的方式，分析了不同類 型信息揭示對消費者可持續食品偏好的影響、影響機制以及影響的異質性。
第五章：信號傳遞對可持續食品偏好的影響研究。通過認證標簽傳遞產品特 征信號，是當前緩解信息不對稱的另外一種主要措施。雖然可持續食品認證標簽 旨在向消費者傳遞可持續食品質量安全和環境保護的特征信號，但是由于消費者 對可持續食品本身以及可持續食品標簽缺乏了解，認證標簽信號傳遞的作用未有 效發揮。因此，本章旨在探究直接明確的可持續食品特征信號傳遞是否會增強認 證標簽的作用，提高消費者的可持續食品偏好。通過組間選擇實驗的方式，本章
13 分析了直接的可持續食品利己特征（質量安全方面）和利他特征（環境保護方面） 信號傳遞對消費者可持續食品偏好和經濟福利的影響，并分析了不同特征信號傳 遞對消費者可持續食品偏好影響的異質性。
第六章：消費者可持續食品偏好與購買行為差距分析。本章分析了消費者可 持續食品偏好與購買行為差距狀況，探究導致可持續食品偏好與購買行為差距的 決定因素，重點關注信任因素的作用。具體而言，根據消費者可持續食品偏好與 實際購買行為情況，將消費者可持續食品消費分為四種類型：高偏好無行為，高 偏好有行為，低偏好有行為，低偏好無行為。應用多項 logit 模型分析消費者、 信任與可持續食品偏好與購買行為差距之間的關系，以及其他控制因素對可持續 食品偏好與購買行為差距的影響。
第七章：結論和政策啟示。本章首先梳理和系統總結全文的研究結論。然后 以提高可持續食品消費為目標，從政府和企業角度提出有效進行可持續食品信息 傳遞的政策啟示，并結合實證結果討論如何增強消費者的可持續食品信任水平。
1.4研究方法與數據來源
1.4.1研究方法
（1）問卷調查法
問卷調查法通過結構化的問題模式收集數據，是社會學科研究中常用的方法。 該方法的主要優勢是可以根據研究目的設計問卷，進行相應的數據收集。本文通 過問卷調查方法，收集了消費者可持續食品偏好數據。問卷的主要內容包括選擇 實驗問題和消費者特征兩大部分。
（2）選擇實驗法
選擇實驗方法是一種陳述性偏好研究方法。該方法以Lancaster （1966）的特 征價格理論和McFadden （1974）的隨機效用理論為理論基礎。通過模擬真實購 買情景，讓消費者在模擬的購買場景中選擇自己最偏好的產品特征組合。根據理 性經濟人的假設，消費者會選擇使自己效用最大化的產品特征組合，進而可以根 據消費者的選擇估計消費者對產品特征的偏好。本文在估計消費者對可持續食品 的偏好時，應用了選擇實驗的方法。
14
( 3)組間實驗設計方法( Between-subject design)
組間實驗設計方法常用于評估外部干預的效果。該方法的主要原理是通過設 置對照組和實驗組方式，檢驗外部干預的效果。對照組和實驗組的唯一區別在于 有無外部干預，而其他特征沒有任何顯著差異。本文在研究信息干預對消費者可 持續食品偏好的影響時，應用了組間實驗設計方法，構造了無信息組和有信息干 預組，消費者通過隨機的方式進入任一組別，保證了組間消費者特征的無差異性。
( 4)計量分析方法
本文運用多種計量方法進行實證研究。首先，運用隨機參數邏輯回歸 (Random Parameter Logit, RPL)估計消費者的可持續食品偏好；然后，運用配 對檢驗(pairwise test)和Poe test(Poe et al., 2005)等方法分析信息干預對消費 者可持續食品偏好的影響；其次，運用多元回歸和分組回歸分析信息干預對消費 者可持續性食品偏好影響的異質性。最后，運用多項邏輯回歸(Multinational Logit, MNL )分析信任和其他因素對消費者可持續食品消費行為的影響。
1.4.2數據來源
本文中涉及的數據主要來源于如下三個渠道：
( 1 )宏觀統計數據
中國綠色食品生產和消費的數據來源于中國綠色食品發展中心(China Green Food Development Center)官網上公布的中國綠色食品統計年報(2000-2020) [數據來源：中國綠色食品發展中心網站(http://www.greenfood.agri.cn/ztzl/tjnb/lssp/)]。 中國有機食品生產和消費的數據來源于中國市場監督管理總局與中國農業大學 發布的《中國有機產品認證與有機產業發展報告(2020)》。有機食品生產和消費 國際比較數據來源于來源于世界有機農業研究所( Research institute of organic agriculture FiBL) 和國際有機聯盟 (International Federation of Organic Agriculture Movements, IFOAM)發布的世界有機農業發展統計數據[ 數據來源：FiBL Statistics (https://www.organic-world.net/statistics.html)
15]。中國人口統計特征數 據來源于國家統計局網站公布的《中國統計年鑒》
（2）浙大卡特-企研中國涉農數據庫（CCAD）
本文第三章涉農企業可持續食品生產現狀的數據來源于浙大卡特-企研中國 涉農數據庫（CCAD）。CCAD數據庫是由企研數據和浙江大學中國農村發展研 究院（China Academy for Rural Development）共同發起建立的涉農企業數據庫[ 數據庫網址： https://ccad.qiyandata.com/s/subject?name=overview&subdivision=brief
16]。 CCAD數據庫截至2020年包含了在各級工商行政管理部門登記注冊的212萬家 農業企業數據。本章應用到 CCAD 數據庫中的涉農企業數據（包含企業相關信 息43張表格數據）和食品經濟數據（包含綠色食品認證（2017年到至今）和有 機食品認證記錄數據（2004年到至今））。這些數據主要來源于以下兩個平臺：一 是涉農企業數據來源于工商行政管理部門注冊登記的企業基本信息；二是綠色食 品認證和有機食品認證記錄數據來源于全國認證認可信息公共服務平臺公布的 涉農企業認證記錄。
（ 3）微觀調研數據
本文第四章、第五章和第六章的數據分別于2018年和 2019年通過問卷調查 的方式收集：
一是 2018年 12月到2019年 3月來自全國十個省份（北京、上海、云南、 四川、廣東、江蘇、湖北、福建、遼寧、黑龍江）消費者的問卷調研數據，共計 收集有效樣本4523 份。該部分的數據用于分析信號傳遞對消費者可持續食品偏 好的影響（第五章）以及消費者可持續食品偏好與購買行為差距狀況（第六章）。
二是 2019 年 11 月至 12 月期間對北京、上海和廣州三個一線城市消費者的 問卷調查數據。共計收集有效問卷1314 份。該部分的數據主要用于分析信息揭 示對消費者可持續食品偏好的影響（第四章）。此次補充調研主要考慮宣傳教育 在緩解可持續食品市場信息不對稱中的重要性，特別是對于新型可持續食品。
本文在正式問卷調查之前首先通過面對面預調研的方式收集數據，了解線下 樣本特征概況；然后正式問卷調查數據通過網絡調查方式收集。采用網絡調查方 式的原因如下：
一是，網絡調查方式是當前廣泛使用的問卷調查數據收集方式。
通過問卷調查收集數據的方式主要有：面對面調查（face-to-face interview）＞ 郵件調查[ 通過郵件搜集數據的方式常見于21世紀初的歐美國家。]、電話訪問調查和網絡調查，其中網絡調查方式是當前問卷調查中廣 泛采用的數據收集方式（Szolnoki and Hoffmann，2013； Gao et al，2016）。在 Web of Science數據庫以“online survey”或“web- based survey”為關鍵詞進行搜索，結果 顯示包含網絡調查的文章從2 0 1 0年的3 487篇增加到2 02 1年的2 3 490篇。此外， 我們從農業經濟管理專業領域的八個權威國際期刊[ FOOD POLICY （食品政策）、AMERICAN JOURNAL OF AGRICULTURAL ECONOMICS （美國農業經 濟）、AGRICULTURAL ECONOMICS （農業經濟）、AUSTRALIAN JOURNAL OF AGRICULTURAL AND RESOURCE ECONOMICS （澳大利亞農業資源與經濟）、 CANADIAN JOURNAL OF AGRICULTURAL ECONOMICS （加拿大農業經濟）、EUROPEAN REVIEW OF AGRICULTURAL ECONOMICS （歐洲農業經 濟評論）、APPLIED ECONOMIC PERSPECTIVES AND POLICY （應用經濟學觀點與政策）、JOURNAL OF AGRICULTURAL ECONOMICS （農業經濟期刊）。]收集了2010-2021 年應用陳 述性偏好方法分析消費者食品偏好的文章，結果顯示2010年80.00%的文章通過 網絡調查方式收集數據，近兩年（ 2020 年和 2021 年）通過網絡調查收集數據的 文章均為100%（如圖1.2所示） [ 2010年應用陳述性偏好方法分析消費者食品消費的文章總數為10篇，其中 8篇通過網絡調查方式收集 數據；2015-2021年應用陳述性偏好分析消費者食品消費的文章總數，通過網絡調查方式收集文章數分別 為： 6 和 6，13 和 9，9 和 7，12 和 7，15 和 11，13 和 13，8 和 8。
17]。平均來看， 80%以上的應用陳述性偏好方法 分析消費者食品偏好的文章通過網絡調查的方式收集數據。研究表明網絡調查方 式與面對面調查方式的數據質量沒有顯著差異，且研究結果相同（ Marta-Pedroso et al., 2007）。
圖 1. 2 通過網絡調查方式收集數據文章的比例
數據來源：分別從各個期刊官網篩選整理所得。
二是，網絡調查方式相比其他調查方式存在明顯優勢。
相比其他調查方式(面對面調查、電話訪問調查)，網絡問卷調查方式的優 點表現在以下幾個方面：(1)相比其他調查方式，網絡調查方式能較為容易的收 集來自不同地區(國家)的消費者數據，比較地區(國家)之間消費者態度、偏 好以及支付意愿方面的特點(Auger et al., 2010)。(2)網絡調查方式可以收集通 過其他調查方式難以接觸的受訪者數據，如對于一些比較忙碌的受訪者(如受教 育程度高、收入較高的人群)，利用其他調查方式可能會拒絕接受調查，但是他 們可能接受利用其他空余時間參與網絡調查(Gao et al, 2016)。(3)網絡調查方 式相比其他調查方式數據收集速度快、成本低( Szolnoki and Hoffmann， 2013； Gao et al, 2016)。(4)網絡調查方式可以利用多媒體技術向受訪者呈現多樣化的 內容,如聲音和視頻；此外,可以運用邏輯或篩選條件控制問題出現的順序,具 有可視化、交互性和靈活性的特點(Griffis et al., 2003)。(5)網絡調查方式不需 要訪問員在場,可以避免其他調查方式中由于訪問員在場導致的受訪者填寫問卷 時產生的社會期望偏差(Duffy et al., 2005)。
三是,本文采用多種措施避免網絡調查可能存在的樣本偏差和數據質量問題。
雖然網絡調查方式有很多優勢,但是和其他問卷調查方式一樣,也存在不足 之處,網絡調查方式被廣泛討論的兩個問題為：(1)網絡調查方式可能存在樣本 選擇偏差。因為只有網絡用戶才可能成為潛在的受訪者,且并非所有的受邀者都 愿意接受問卷調查。另外,網絡調查的受訪者往往偏向于年齡較低、受教育程度 較高和收入較高的群體(Szolnoki and Hoffmann，2013)。(2)網絡調查方式可能 存在數據質量問題。Gao et al.(2016)將可能導致網絡調查方式質量問題的原因 歸為三類：一是不滿足參與調查資格的受訪者為了滿足參與資格填寫了虛假信息 ( fraudulent ) ； 二是參與 者填寫 問卷 過程中 注意 力不集 中， 未認真 填寫 問卷 (inattentive)；三是一人多次填寫同一份問卷(hyperactive)。
為了避免網絡調查方式可能導致的問題，本文在網絡調查中采取如下多種措 施進行控制：
首先，針對網絡調查方式可能存在的樣本選擇偏差問題，我們選擇專業的問
18 卷調研公司(百度公司問卷調研) [百度公司問卷調研服務網站 https://cloud.baidu.com/doc/QSS/s/ljwvxk96y]負責問卷的發放和數據收集工作，百度公司 通過隨機的方式將問卷發放給受訪者。百度公司問卷調研平臺有 1700萬樣本用 戶，用戶來自全國各個省份、包含各種職業人群，性別和年齡段與全國人口統計 特征基本一致，用戶特征能較好的代表我國人口特征。相比已有其他網絡調查方 式騰訊問卷平臺、問卷星等，由自己通過鏈接的方式推送給熟悉的人，最終產生 的樣本特征相似度較高，與全國人口特征一致性的程度較低。相比之下，百度問 卷公司樣本用戶的代表性能在一定程度上避免樣本選擇偏誤。其次，我們預先通 過面對面調查方式收集預調研數據，大體了解受訪者樣本特征。如以廣州消費者 為例，在大型超市進行隨機攔截式面對面調查，將面對面預調研收集的受訪者數 據與網絡調查方式收集的受訪者數據對比，比較兩種調查方式樣本特征是否存在 顯著差異。
其次，針對網絡調查方式可能存在的問卷質量問題，我們采取了如下措施提 高問卷質量并清理可能存在質量問題的問卷：(1)參與者在正式填寫問卷之前， 需要填寫篩選問題，不滿足地區、年齡以及相關食品購買經歷的受訪者將被終止 問卷的填寫。(2)在問卷中加入陷阱問題(trap question),以檢驗受訪者是否認 真填寫問卷，通過該問題排除問卷填寫過程注意力不集中的受訪者(Gao et al., 2016)。參照已有文獻(Gao et al., 2016 ; Yang et al., 2020)，具體的陷阱問題為 “這是一道檢驗數據質量的問題，請在以下選項中選擇非常同意”，選擇“非常同 意”之外的其他選項樣本將被清除[陷阱題的選擇項為一個 7 級李克特量表，(1=非常不同意——7=非常同意)
19]。(3)對于回收的問卷，根據填寫結果清除 可能未認真填寫的受訪者，如連續5個以上題目選擇相同的答案、答題時間過短 以及未按照要求填寫的受訪者。
最后，針對網絡調查方式可能存在一人多次填寫的情況，本文選擇的網絡調 查方式能有效避免。本文的網絡調查數據收集由百度公司負責，百度公司的數據 收集系統通過 IP、cookie 等技術手段，能有效防止一人多次填寫問卷的現象出 現。且樣本用戶均通過手機、郵箱和實名認證，能確保用戶真實可靠性。此外， 百度公司對回收的問卷進行相似度檢測和人工抽檢，最后我們得到的問卷是經過 百度公司質量篩選后的問卷。
綜上所述，本文采用的網絡調查方式能保證樣本代表性和數據質量。
1.5可能的創新與不足
1.5.1可能的創新
（1） 研究視角的創新
首先，研究視角上，論文從緩解信息不對稱的“信息工具”視角[ 為了引導消費者的可持續消費行為，世界各國政府采取了一系列的措施，這些措施可以概括為三類：一 是信息工具類，如宣傳教育和認證標簽；二是市場工具類，如對食品進行征稅或補貼；三是管制工具類， 如制定食品生產標準等。本文主要關注信息工具類措施。
20]，分析信 息干預對消費者可持續食品偏好的影響。已有研究可持續食品偏好和消費的文獻 主要基于購買決策理論、計劃行為理論等消費行為理論框架，從消費者購買決策 行為視角和計劃理論視角探究可持續食品消費。也有部分文獻基于信息不對稱理 論和市場信號發送理論分析可持續食品消費，但主要是應用這些理論進行機理分 析，本質上仍從消費者購買決策行為視角分析可持續食品消費。
（2） 研究內容的創新
論文研究內容上的創新主要體現在如下三個方面：
一是，從信息揭示維度分析消費者的可持續食品（培養肉）偏好，以及不同 類型信息干預情景下消費者偏好的變化（第四章）。本章內容除了能為中國培養 肉產業發展提供一定的實踐價值，相比已有文獻，本章內容的學術價值為在中國 情景下對比分析了不同類型信息（特征信息和生產信息）的影響效果。首先，歐 美國家對消費者培養肉的接受度進行了大量研究，但是由于國家之間文化的差異， 消費者對新食品的接受度可能存在差異，已有研究結論是否在中國的情景下適用， 仍待進一步證實。此外，生產信息是否會影響消費者的培養肉偏好，相關研究還 比較缺乏，隨著人們經濟收入和思想文化素質的提高，人們在食物選擇時不僅會 考慮食物自身的特征，也會考慮食物生產帶來的影響，生產信息對人們食物選擇 的影響程度不斷增加（Van Loo et al.,2014）。
二是，從信號傳遞維度分析不同類型信號傳遞對消費者可持續食品（綠色有 機食品）偏好的影響。相比已有研究，本章內容（第五章）的創新主要體現在分 離了利己特征信號和利他特征信號對消費者可持續食品偏好的影響效果。雖然很 多文獻探究了信號傳遞對消費者有機食品偏好的影響，但是尚未分離不同類型特
征信號的影響效果。分離不同類型特征信號的影響效果能為理解消費者的可持續 食品購買動機提供實證依據，同時將為綠色有機食品宣傳教育策略的制定和認證 標簽的管理提供重要的啟示。
三是，分析了影響偏好與購買行為差距的因素。除了考慮收入、價格等因素， 本章重點關注信任因素，相比已有研究，本章內容(第六章)的主要創新是將消 費者對綠色食品和有機食品的信任分解為消費者對綠色食品和有機食品供應鏈 參與主體的信任，并探究供應鏈參與主體的信任對消費者偏好與購買行為差距的 影響。現有文獻缺乏消費者對可持續食品供應鏈參與主體信任以及其對偏好與購 買行為差距影響的研究。分析消費者對可持續食品供應鏈參與主體的信任以及其 對偏好與購買行為差距的影響，一是可以為消費者對可持續食品信任程度不高的 現象提供新的解釋視角；二是通過分析消費者對可持續食品供應鏈相關主體的信 任與偏好與購買行為差距之間的關系，可以為解決偏好與購買行為差距問題提供 新的思路。
(3)研究方法的創新
研究方法上的創新主要體現在實驗設計和計量分析的嚴謹性上。在實驗設計 方面，一是本文采用組間實驗設計方法(between- subject design)分析信息干預 的效果，相比于已有部分研究采用的組內實驗設計方法(within- subject design)， 組間實驗設計能避免學習效應帶來的偏差。二是采取多種措施確保受訪者閱讀且 理解了信息干預的內容。如設置了受訪者閱讀信息的時間。信息干預的內容在單 獨的頁面呈現，受訪者在該頁面的停留時間需高于30s才能繼續填寫問卷；另外， 在正式調研之前通過預調研檢驗受訪者對信息的理解程度；在問卷調查中，在受 訪者閱讀干預信息后，通過一個與信息內容相關的問題檢驗受訪者是否理解了信 息干預的內容。在計量分析方面，一是本文使用設定在效用空間的隨機參數logit 模型(RPL model specified in WTP space )估計消費者的支付意愿(WTP space )。 WTP space相比于國內大多數文獻中使用RPL模型估計的支付意愿(WTP preference)，其優勢主要體現在三個方面：首先，估計的支付意愿穩定性更高 (Balcombe et al., 2009)；其次，考慮了個體偏好的差異(scale heterogeneity) (Scarpa et al., 2008; Scarpa and Willis, 2010)；最后，估計的支付意愿分布更合理 (Train, 2009)。二是在識別信息干預的對消費者WTP的影響時，本文使用多種
方法進行穩定性檢驗，如 pairwise test、 Poe test 以及通過估計消費者信息前后福 利的變化檢驗信息干預的效果。
（4）新的研究發現
研究結論上，部分研究結論與已有文獻研究結論一致，但相比已有文獻，本 文進一步探究了信息類型的異質性和消費者對信息反應的異質性，且進一步將信 任分解為對可持續食品供應鏈主體的信任，因此，本文也發現一些新的結論和現 象。新的結論詳見論文7.2部分。新的現象如消費者對綠色食品和有機食品均具 有積極的支付意愿，但對綠色食品的支付意愿高于有機食品。信息提供后，消費 者對綠色食品和有機食品的支付意愿均顯著提高，但是信息對綠色食品和有機食 品影響程度的大小有顯著差異，且消費者對綠色食品的支付意愿仍高于有機食品。 此外，我們發現在培養肉、綠色食品和有機食品的情景中，混合信息的效果均略 低于單一信息的效果，說明消費者對可持續食品的認知越全面，可能對可持續食 品偏好的作用越低。
1.5.2不足之處
第一，本研究通過陳述性的方法估計消費者對可持續食品的偏好，可能會存 在一定的誤差。雖然選擇實驗被認為是陳述性偏好估計方法中誤差相對較小的一 種方法，但是在模擬的假設情境下，消費者沒有實際的購買行為，可能會高估消 費者真實的偏好水平。但是我們在調查問卷中設計友情提示“cheap talk”，以減少 假設性實驗帶來的偏差。
第二，樣本代表性問題。雖然本文的調查樣本來自全國十個省份，但是大部 分是來自于城市的受訪者，來自農村的受訪者所占比例較少。所以該研究樣本可 能更能代表城市的消費者。往后的研究可以單獨分析農村消費者的可持續食品偏 好和購買行為。
第三，實驗對象選擇問題。本文的實驗對象為可持續食品，根據可持續食品 的生產方式，具體考慮了兩種類型的可持續食品：傳統可持續食品和新型可持續 食品。在實驗過程中，傳統可持續食品只用大米代表，新型可持續食品只用細胞 培養雞肉代表，可能會存在種類引起的結果偏差。但從已有文獻對不同種類（如 牛奶、番茄、蘋果）可持續食品支付意愿的分析結果看，產品類別引起的支付意 22
愿差異很小。此外，本文重點關注的是信息干預對可持續食品支付意愿的影響效 果，所以即使存在種類選擇引起的偏差，偏差可能很小。
第四，線上調查可能導致數據質量低的問題。雖然線上調查可能導致數據質 量問題的存在，但是我們采取了多種措施進行問卷質量控制(見數據來源部分的 詳細討論)：一是我們選擇專業的問卷調查公司負責問卷的發放和數據收集，保 證了樣本的代表性和填寫用戶的真實性。二是篩選符合條件的受訪者進行問卷填 寫，并提醒消費者誠實回答的重要性；在消費者填寫問卷的過程中，加入了注意 力檢查(trap question)，以提高消費者填寫問卷的注意力和集中度；三是對回收 的問卷，清除未達到相關質量標準的受訪者。沒有按照要求回答的受訪者、未回 答正確陷阱問題的受訪者、答題時間太短的受訪者、連續選取相同答案的受訪者 等[ 具體剔除方式見相應實證章節數據部分的描述。]。此外，線上調查的受訪者樣本大部分是本科及以上的受教育水平，減少了 對題目不理解和理解偏差導致的數據質量問題。
2理論基礎與文獻綜述
本章旨在梳理總結與本研究相關的理論和文獻，為實證研究提供理論和文獻 支撐。在理論基礎分析部分，首先運用信息不對稱理論分析可持續食品市場信息 不對稱的問題。然后根據信號發送理論，分析當前解決可持續食品市場信息不對 稱問題采取的主要措施：信息揭示（宣傳教育）和信號傳遞（認證標簽）。最后 梳理消費者效用理論和計劃行為理論。在文獻回顧部分，首先梳理了可持續食品 偏好研究相關文獻。然后梳理信息與可持續食品偏好研究相關文獻。其次梳理了 消費者可持續食品偏好與購買行為差距研究相關文獻。最后是對文獻的簡單總結 和評述，提出值得進一步深入探究的領域。
2.1理論基礎
2.1.1 信息不對稱理論
古典經濟學對市場機制的分析是建立在市場信息完全的假設條件下。當市場 交易雙方擁有完全信息時，他們會通過自由交易獲得利潤或效用最大化，實現資 源的最優配置。但是，當交易雙方擁有不對等的信息時，市場機制就無法發揮作 用。這種市場交易中買賣雙方信息不對等的現象，稱為信息不對稱。對信息不對 稱現象的分析最早來源于Akerlof （1970）對美國二手汽車市場的分析。Akerlof （1970）通過構建逆向選擇模型解釋了美國二手車商場中質量好的二手車逐漸退 出市場的現象。二手車市場上同時存在質量好的二手車和質量差的二手車，雖然 消費者和銷售者都知道質量好的和質量差的二手車同時存在的信息，但是消費者 不能通過直接觀察的方式辨別質量好的二手車。消費者需要對每輛二手車的質量 進行估計，假設消費者知道自己購買的二手車是高質量的概率是q，是低質量車 （也稱為“檸檬”車）的概率是（1-q）q是質量高的二手車占所有二手車的比例， （1-q）是低質量二手車的比例。在信息不對稱的情況下，銷售者清楚的知道汽車 的質量信息，但是消費者對汽車的質量信息掌握較少，所以，消費者將根據自己 對市場上質量高的汽車概率p的估計確定意愿支付價格。消費者愿意支付的平均 價格一般低于市場上質量好的二手車的價值，質量高的汽車賣主在此價格下不愿 意出售他們的汽車。因此，消費者根據市場上汽車平均質量估計的價格往往只能
24
買到質量低的二手汽車，質量高的二手汽車逐步退出市場，從而形成“檸檬市場”。
Akerlof（1970）將高質量的二手汽車退出市場，低質量的二手汽車充斥市場的現 象定義為市場的逆向選擇。由于市場的逆向選擇，導致消費者對產品缺乏信任， 最終市場機制無法發揮作用。
可持續食品市場中同樣存在信息不對稱問題。可持續食品具備“信用品”屬性， 消費者通過外觀無法判斷食品是否具有可持續屬性，甚至購買食用后也無法判斷 是否是通過可持續的方式進行生產。例如綠色食品和有機食品，消費者通過外觀 甚至食用后也無法感知他們相比于普通食品在質量安全和環境保護方面的特征。 生產者則對綠色、有機食品的特征、生產過程、生產成本等有更高的了解程度。 這種信息不對稱的存在一方面導致消費者對可持續食品了解程度低、缺乏認知， 從而導致消費者對可持續食品的偏好不高；另一方面催生了生產者的機會主義行 為，如生產過程未遵守可持續食品生產標準。最終導致消費者對可持續食品缺乏 信任。消費者對可持續食品缺乏認知和信任會導致可持續食品的市場認可度不高， 市場未形成對可持續食品的較高溢價。
2.1.2 信號發送理論
在市場交易中，盡管信息不對稱的現象普遍存在，但是市場仍然有效的運行，
Spence（ 1973）在 Akerlof（ 1970）的基礎上，進一步解釋了其中的機理——信號 發送。 “信號發送”是指對產品信息掌握程度較高的生產者主動提供信息給產品 信息掌握程度較低的消費者，以減少交易雙方的信息不對稱，從而促成交易的行 為。Spence （1970）對勞動力市場上的信號發送進行了詳細闡釋。由于雇主對雇 員的工作能力缺乏了解，雇主會通過雇員受教育水平進行篩選。 Spence（1970） 指出，勞動力市場中能力高的雇員可以通過提高教育水平的方式進行信號發送。
在商品市場上，高質量產品銷售商也會選擇適當的方式向消費者傳遞高質量 產品特征信號。銷售商可通過多種方式向消費者傳遞產品高質量的信號，主要可 歸納為以下幾種方式：一是質量保證書、三包承諾（保修、包換、包退）等。因 為質量高的產品出現問題的概率較低，這種額外的保證和承諾服務對商家來說成 本不高，而對于低質量的商家來說一般不會提供類似服務，因為低質量的產品退 換和保修率相對較高，從而銷售商會承擔較高的成本；二是品牌，品牌是消費者 判斷商品質量的一個重要信號。雖然并不是所有的品牌商品都具有較高的質量， 25 但是從品牌產品中購買到低質量產品的概率更低。所以，希望購買高質量產品的 消費者往往會優先考慮知名品牌產品。三是廣告，廣告作為一種典型的市場信號， 通過廣告可以向消費者傳遞產品的特征，以提高消費者對產品的認知，進而影響 消費者的偏好和購買行為。四是消費者基于對專業的第三方機構如中間商或經紀 人的信譽，從中第三方獲得高質量商品的信息，如房地產市場、舊車市場上的中 介等。
具體到可持續食品市場，可持續食品相比普通食品具有質量安全和環境保護 的特征，但是這些特征消費者通過直接觀察甚至購買食用后均無法感知。為了緩 解可持續食品市場信息不對稱問題，當前主要有兩種方式：一是進行宣傳教育， 原理類似于廣告的作用。通過向消費者提供可持續食品的信息，提高消費者對可 持續食品的認知，并引導消費者進行可持續食品消費。二是對可持續食品進行認 證，通過認證標簽向消費者傳遞可持續食品特征信號，認證標簽的原理類似于商 品市場上第三方機構或經紀人的作用。但是認證標簽的信號傳遞作用是否能有效 發揮取決于消費者對可持續食品的認知和認證標簽的認知。當前，由于消費者對 可持續食品本身以及認證標簽的認知程度低，導致通過認證標簽向消費者傳遞可 持續食品特征的機制只能發揮有限的作用。
2.1.3 消費者效用理論
( 1)特征價格理論
Lancaster (1966)的特征價格理論認為，消費者從產品中所獲得的效用不是 來自產品本身，而是產品的特征(attributes)□也就是說，消費者進行產品選擇時， 考量的是產品具備的特征。以購買手機為例，消費者愿意為手機支付的價格來源 于手機具備的特征，如內存、相素、顏色、重量等，消費者從手機中獲得的效用 為每個特征效用的總和。該理論最早萌芽于Waugh (1928)對蔬菜質量與價格關 系的分析。直到20世紀六七十年代，特征價格理論的思想才被廣泛應用于不同 領域，Lancaster1996 年《A new approach to consumer theory》文章的發表，奠定 了特征價格思想的理論基礎。在本文的分析中，應用了特征價格理論，將可持續 食品作為食品的一個特征，估算消費者愿意為可持續食品特征支付的價格。
26
( 2 )隨機效用理論
隨機效用理論(Random Utility Theory)認為消費者效用是由隨機效用部分 和固定效用部分組成，因此消費者的效用是隨機的。隨機效用理論來源于 Thurstone( 1927)，Mcfadden( 1974)和 Hanemann (1984)在此基礎上豐富和發 展了該理論，為消費者產品選擇行為分析奠定了堅實的理論基礎。
具體到本文的分析中，消費者的效用由兩部分組成，一是選擇可持續食品帶 來的可觀測效用，二是不可觀測的隨機效用。可用如下的方程式表達:
Ujjt = %jt + ^ijt
其中uijt表示消費者獲得的效用，vijt表示可觀測的效用，即購買可持續食品 帶來的效用，8iJt表示不可觀測的效用，即隨機效用部分。基于效用最大化假設， 消費者會選擇滿足其自身效用最大的可持續食品類型。通過估算消費者從不同可 持續食品特征組合中獲得的效用，判斷消費者對不同類型可持續食品的偏好。
2.1.4 計劃行為理論
計劃行為理論(Theory of Planned Behavior, TPB)相比理性行為理論(Theory of Reasoned Action, TRA)，加入了感知行為控制因素。理性行為理論是一個源于 心理學的理論分析框架(Ajzen and Fishbein, 1973)，該理論認為購買行為源于購 買意向，即消費者先產生購買意向，購買意向再轉化為實際購買行為，購買意向 與實際行為之間具有顯著的積極正向關系。該理論模型的核心是消費者的購買意 向，購買意向受到兩個獨立因素的影響：消費者態度和主觀規范。這里的態度是 指消費者對某一行為的正面評價或負面評價；主觀規范是指消費者實施或不實施 某一行為的感知壓力。理性行為理論假設持有積極態度、積極主觀規范的消費者 將行為意向轉化為實際行為的概率更高。盡管許多薈萃分析的研究證實了 TRA 的預測能力，但購買意向與實際行為之間仍有很大比例的差異無法解釋(Nosi et al.,2020)。事實上，正是作者本人(Ajzen, 1991)對該模型的充分性提出了質疑， 聲稱可能有其他的變量會影響個體的購買意向和購買行為；也就是是在某些情況 下，消費者的行為不僅會受到態度和主觀規范的影響，還會受到其他因素的影響。 因此，在理性行為理論的框架中加入了反應了人們對行為是否可控和可行的感知
27 因素(Ajzen,1991)TPB為消費者購買意向與購買行為的差距現象提供了可解釋 的理論基礎。
具體到可持續食品消費行為，雖然部分消費者對可持續食品具有較高的支付 意愿，但是較高的支付意愿并沒有轉化為實際的購買行為，可能的原因是某些阻 礙因素如購買不便利以及對可持續食品缺乏信任等會直接影響實際購買行為，因 此出現可持續食品偏好與購買行為差距的現象。因此，本文在分析消費者可持續 食品偏好與購買行為差距時，以計劃行為理論為理論基礎。
2.2文獻回顧與評述
2.2.1消費者可持續食品偏好相關研究
2.2.1.1消費者偏好的測度方法
測量消費者偏好主要有兩類方法：一是顯示性偏好研究方法(revealed preference method，RPM)。顯示性偏好研究方法根據消費者的實際消費購買數據 估計消費者的偏好，如通過超市里收銀臺的消費記錄數據分析消費者的偏好。雖 然顯示性偏好研究方法能較為準確的估計偏好，但是在實際生活中，存在以下兩 個不足之處，首先獲得研究對象的消費數據比較困難。其次對還未在市場上交易 的新產品或不能進行市場交易的公共物品，無法通過獲得真實市場交易數據的方 式進行偏好估計。因此第二種方法：陳述性偏好研究方法(stated preference method， SPM)也被廣泛應用于估計消費者偏好。陳述性偏好方法通過模擬消費者的購買 場景，讓消費者在模擬場景中進行產品選擇，根據消費者的選擇估計偏好。陳述 性偏好方法研究中假設消費者會基于自身效用最大化進行產品選擇。
圖2.1 直觀的展示了顯示性偏好方法和陳述性偏好方法具體包含的實驗方法。 在食品消費領域應用的顯示性偏好方法主要是特征價格法和拍賣實驗法，應用的 陳述性偏好研究方法主要是條件價值評估法和選擇實驗法。
28
(1)顯示性偏好方法(RPM)。
通過顯示性偏好方法估計消費者支付意愿的常用方法主要有：市場價格法 (Marketing Price )、特征價格法(Hedonic price )、拍賣實驗(Experimental auction) > 旅行費用法(The Travel Cost Method )和規避行為法(Adverting Behavior Method )。 其中，市場價格法是指是指通過獲取消費者實際市場消費數據如超市收銀掃描數 據估計支付意愿的方法，該方法由于數據獲取比較困難，在已有文獻中應用的較 少。旅行費用法和規避行為法通常用于評估資源環境的價值和公共物品的價值。 而本文的研究對象是可交易的市場產品，因此，下面主要詳細闡述在食品消費研 究領域常用的兩種方法：特征價格法和拍賣實驗。
首先，特征價格法。
特征價格法萌芽于20世紀20年代。Waugh (1928)首次運用特征價格理論 分析蔬菜品質變動與價格之間的關系，并估計了蔬菜特征的隱含價格。 Court (1939)在分析汽車屬性對汽車價格的影響一文中明確提出了特征價格的概念。 但是直到20世紀70年代，特征價格法才受到廣泛的關注。Lancaster (1966)的 消費理論為特征價格模型提供了微觀經濟學理論基礎。Lancaster (1966)認為產 品是由一系列特征構成的，因此，消費者對產品的需求是消費者對產品所具有的 特征的需求，而不是產品本身，而產品之間的異質性是產品之間的特征差異引起。 Rosen (1974)在Lancaster (1966)的基礎上，提出了市場均衡模型，從理論上 分析了產品特征的影子價格，并通過數學推導的方式進行了證明。早期的特征價 格法主要應用于房地產行業，對房子特征進行估值(Rider, 1967; Goodman, 1978)。
29 現在擴展到非市場物品的價值估計，如土地價格(Bigelow et al., 2020; Liu et al., 2020a)、資源環境的外部性價值等(霍雪梅等，2020; Makridakis and Karkalakos, 2020; Nepal et al., 2020; Moore et al., 2020)。在食品消費領域，主要應用于分析消 費者對食品特征的偏好，如安全認證食品(朱戰國和邢青青， 2016；姜百臣等， 2017；Zhang et al., 2018)。但是特征價格模型需要知道產品的實際市場價格才能 估計產品特征的價格，所以應用特征價格法估計偏好可能在數據的收集和獲取上 存在一定的挑戰。另外，特征價格法不能用于估計未在市場中銷售的產品價值。
其次，拍賣實驗法。
拍賣實驗法是一種顯示性偏好研究方法，通過觀察消費者在模擬市場中的真 實產品選擇行為，估計支付意愿的方法。傳統的標準拍賣方式主要有如下幾種： 一是英式拍賣，是指拍賣參與者通過公開的方式從低到高進行出價，出價最高者 為拍賣獲勝者,藝術珍藏品的拍賣中最常采用的是英式拍賣。二是荷式拍賣，從最 高價開始拍賣，通過降低價格的方式選出愿意支付價格的競拍者。荷式拍賣最早 源于荷蘭鮮花的拍賣中, 荷式拍賣過程信息披露少，能有效防止拍賣過程中合謀 行為產生(Milgrom and Weber, 1982)。三是第一價格密封拍賣，與英式拍賣類似， 出價最高的競拍者獲勝，但區別在于第一價格密封拍賣的競拍者相互之間不知道 彼此的出價。四是第二價格密封拍賣，競拍者相互之間不知道彼此的出價，與第 一價格密封拍賣的區別在于競拍獲勝者的成交價格是位于所有出價中第二位高 的價格。第二密封價格拍賣也稱為 Vickery 拍賣。雖然 Vickery 拍賣在現實生活 中的應用相比前面幾種少，但是第二價格密封拍賣的機制設計能在一定程度上減 少實驗過程中消費者不誠實的出價行為(Franciosi et al., 1993)，因此在學術研究 中被廣泛使用，但是也存在競拍者對故意出價過低的行為。
BDM拍賣(Becker-DeGroot-Mraschak)和隨機n級價格拍賣進一步改善了 以上傳統標準拍賣方式中參與者不誠實出價帶來的估計偏差。 BDM 拍賣具體機 制為：首先消費者給出對某產品的支付意愿，隨后電腦的系統會隨機給出支付意 愿值(服從特定的概率分布，但是受訪者不知道概率分布)，如果消費者給出的 支付意愿值高于電腦隨機給出的支付意愿值，則消費者則在拍賣中獲勝并且以電 腦隨機給出的值進行交易。如果消費者給出的價格低于電腦隨機給出的價格，則 拍賣失敗，交易不成功。BDM拍賣機制適合個人進行拍賣。BDM拍賣中，每一
30 個參與者都可能拍賣成功，所以彌補了傳統拍賣方式中可能產生的“不誠實”報價 行為以及存在“信息關聯”問題(尹世久等，2014)。隨機n價拍賣的具體規則為： 在所有競拍者的出價中通過隨機的方式選擇價格 n 為成交價格，出價高于成交價 格的競拍者可以成功進行交易。在食品消費領域，被廣泛應用的拍賣方法為： Vickery 拍賣、BDM 拍賣和隨機 n 價拍賣(Lusk and Shogren, 2007; Pappalardo and Lusk, 2016; My et al., 2018；陳默等，2018)。Lusk et al. (2004)研究表明，第二 密封價格拍賣估計的支付意愿值高于英式拍賣，BDM拍賣和隨機n次價格拍賣， 隨機n次價格拍賣估計的支付意愿值低于英式拍賣和BDM拍賣。
雖然拍賣實驗在一定程度上能避免陳述性性偏好方法的假設性偏差，通過拍 賣實驗方法估計的支付意愿值和真實值更接近(Lusk and Shogren, 2007)。但是 應用拍賣實驗也存在一定的缺陷：一是拍賣實驗要求實驗場景中產品都具有可得 性，在某些實驗場景中，某些產品類型可能難以獲得；二是拍賣實驗不能用于估 計消費者對新產品的偏好，由于新產品的不可得性；三是大多數應用拍賣實驗的 研究由于預算的限制，樣本的代表性和結論的普遍性會受到一定質疑。
(2)陳述性偏好研究方法(SPM)。
當前，食品經濟領域被廣泛應用于研究消費者偏好的陳述性方法主要是條件 價值評估法(CVM)和選擇實驗(CE)。
首先，條件價值評估法。
條件價值評估法(CVM)通過直接詢問消費者是否愿意為某一產品支付溢價 以及愿意支付多少的方式獲得消費者的支付意愿。問卷設計中常用的詢問方式有 三種：一是開放式(open ended)，開放式是直接詢問受訪者對某一產品愿意支付 的最高價格。二是支付卡式(payment card)，和開放式相似，支付卡式也是直接 詢問受訪者愿意為產品支付的最高價格，但是提供了愿意支付價格的選擇區間。 三是二分式(dichotomous choices)，相比前面兩種，二分式的問題更容易回答， 受訪者只需對給定的最大支付意愿做出是/否的選擇，最為常用的是雙邊界二分 式，即受訪者需要回答兩個二分式問題，具體詢問形式為：首先需要設定一個初 始的支付意愿值，詢問受訪者是否愿意支付，如果選擇是，則需要提供一個更高 的支付意愿值，否則需要提供一個更低的支付意愿值。二分式是現在最常用的詢 問方式(李京梅等，2020)。CVM最初主要應用于評價環境資源的價值，如消費
31 者對生態環境改善的支付意愿（WTP）和接受意愿（WTA） （Gelo and Koch, 2015; Yeganeh et al., 2016; Jin et al., 2018）。在食品經濟領域，已有文獻應用CVM估計 消費者對安全認證食品的支付意愿（周應恒和彭曉佳， 2006；曾起艷等， 2018； Zhang et al., 2018），對轉基因食品的支付意愿（石敏俊等，2004；周海文等，2017）， 對碳標簽食品的支付意愿等（周應恒和吳麗芬， 2012）。
近年來，使用CVM估計的支付意愿結果受到一定的質疑。由于CVM是在 假想的市場環境中，消費者可能采取策略性行為，故意夸大或降低支付意愿。以 有機食品為例，市場上有機食品的價格比普通產品高出幾倍，消費者可能會故意 減少支付意愿，以期向商家傳遞降低價格的信息。此外，通過直接詢問的方式， 由于不需要真實交易，大多數受訪者傳遞的支付意愿往往高于其真實的支付意愿。 最后，調查過程中問卷問題的順序以及調查過程中詢問方式不當也會產生偏差。
其次，選擇實驗。
選擇實驗（choice experiment， CE）在食品經濟領域中被廣泛用于估計消費 者的偏好。選擇實驗方法的理論基礎是Lancaster（1966）的消費理論，Lancaster （1966）認為消費者從產品中獲得的效用等于產品特征效用的總和，如一個手機 由外觀、內存、像素、價格等特征組成，消費者從購買手機中獲得的效用是外觀、 內存、像素和價格等特征帶給消費者效用的總和。選擇實驗方法的主要操作流程 為：首先確定產品的特征和特征水平，主要通過查閱文獻、專家組討論或預調研 等方式確定特征和特征水平；然后應用恰當的方式將不同的特征水平組合構成不 同產品類型，形成不同的選擇集；最后模擬真實市場場景，讓消費者在不同選擇 集中選擇自己最偏好的產品類型。如果消費者對選擇集中提供的產品特類型不滿 意，可以什么都不選。 “什么都不選”選項使模擬的選擇環境更接近消費者的實際 購買場景（Louviere et al., 2000）。為了減少假想偏差，在消費者進入選擇場景之 前，可以通過提供“cheap talk”以提醒消費者根據自己的預算和偏好做真實的選擇 （Cummings and Taylor, 1999）。最后根據消費者選擇的產品類型，運用相關模型 估計消費者對產品特征的支付意愿。
和同為陳述性實驗方法的CVM方法相比，選擇實驗的優勢主要體現在以下 幾個方面：（1）選擇實驗能同時測度商品的多個特征且可以考慮不同特征之間的 交互效應，而CVM只能估計商品的一個特征；（2）選擇實驗提供的模擬選擇環
32
境“讓消費者在不同特征組合的產品之間進行選擇，同時提供“optout”選項”，更 接近消費者的真實購買場景(Lusk and Schroeder, 2004)； (3)選擇實驗避免直接 詢問消費者的支付意愿，通過間接測量的方式可以緩解由CVM直接詢問消費者 支付意愿所產生的偏差(Lusk and Hudson, 2004)； (4)選擇實驗具備成熟的理論 基礎，更好的體現了 Lancaster (1966)消費理論和McFadden (1974)的隨機效 用理論。因此，選擇實驗被廣泛應用于消費者偏好的研究中，如研究消費者對認 證標簽的支付意愿(VanLoo et al., 2011; Van Loo et al., 2014; De Marchi et al., 2016)、 對食品安全特征的支付意愿(Wanget al., 2019; Liu et al., 2020b)以及對新食品的 支付意愿(Van Loo et al., 2020; Yang et al., 2020)。
綜上所述，在食品經濟領域，研究消費者偏好常用的方法是特征價格法、拍 賣實驗(EA)、選擇實驗(CE)和條件價值評估法(CVM)。對于特征價格法， 只能應用于分析已經在市場交易的產品，對于未在市場流通的新產品則無法使用 該方法。此外，大多數應用特征價格法的文章無法獲得消費者特征的數據，不能 進行消費者偏好的異質性分析；對于拍賣實驗，雖然拍賣實驗相比于和條件價值 評估法和選擇實驗的假設性偏差更小，但是在全國范圍開展實驗獲取數據的成本 太高，且同樣不能應用于評估新食品的價值；在陳述性偏好方法中，選擇實驗比 條件價值評估法的估計誤差更小，更能真實的反應消費者的支付意愿。因此，本 文使用選擇實驗估計消費者偏好。
2.2.1.2影響可持續食品偏好的因素
總體上，消費者對可持續食品持積極的態度且具有一定的支付意愿，但消費 者對可持續食品的支付意愿存在異質性，了解影響消費者對可持續食品支付意愿 的因素，對識別潛在的可持續食品消費群體以及增強消費者對可持續食品的偏好 具有重要意義。因此，本節總結和梳理了影響消費者對可持續食品支付意愿的因 素，如圖2.2所示，主要包括：消費者人口統計特征因素、消費者人格特征因素、 消費者態度因素、消費者對可持續食品的認知、消費者對可持續食品的信任、消 費者的可持續食品消費動機以及信息等因素。
圖 2.2 影響消費者可持續食品偏好的因素
(1)消費者人口統計特征因素
性別對可持續食品偏好是否存在影響以及如何影響尚未有統一結論。有部分 研究表明女性相比男性對有機食品有更積極的態度并且愿意支付更高的溢價 (Aertsens et al, 2009; Bravo, 2013; McCarthy et al, 2016; Aoki et al., 2017)，可能 的原因是在大多數家庭中，女性是家里食物的主要購買者，因此她們比男性更了 解食物安全和營養方面的知識，包括在食物的選擇方面。但是對于新技術可持續 食品培養肉，男性的接受度和支付意愿顯著高于女性(Mancini and Antonioli, 2019; Van Loo et al., 2020; Zhang et al., 2020)，可能女性更關心食品的營養、安全 和健康，所以對新技術可持續食品的態度更加謹慎(Zhang et al., 2020)。也有研 究表明性別不會顯著影響消費者對可持續食品的支付意愿(周應恒和吳麗芬， 2012；張蓓等， 2014)。
與性別一樣，年齡對可持續食品偏好是否存在影響以及如何影響尚未有統一 結論。大部分研究認為年輕消費者對有機食品的支付意愿高于年長的消費者 (Krystallis and Chryssohoidis, 2005; Yu et al., 2014; McCarthy et al., 2016)，因為 年齡越大對新食品的接受意愿越低，但是也有研究表明年齡大的消費者對有機食 品的支付意愿比年輕消費者更高(Bravo, 2013)，可能的原因是年齡越大對食品
34 安全以及營養健康的飲食更加重視，所以會更傾向于購買安全認證食品。也有研 究表明消費者年齡對有機食品偏好并不會產生顯著影響(尹世久等，2008；楊楠， 2015)。對于培養肉食品，年齡與消費者對培養肉的支付意愿呈現顯著的負向關 系(Mancini and Antonioli, 2019)，可能的原因是年齡越大對新食物的接受度越低。
受教育水平會顯著影響消費者的可持續食品支付意愿。大部分研究表明受教 育水平高的消費者對有機食品的支付意愿更高(杜紅梅和羅琳艷，2012；劉梅等， 2013；張蓓等， 2014； McCarthy et al., 2016)，可能有如下兩個原因：一是受教育 程度高的消費者一般收入會相對較高；二是受教育程度高的消費者更了解有機食 品，所以對有機食品的態度也更積極。受教育程度高的消費者對培養肉的接受度 和支付意愿也顯著高于受教育程度低的消費者(周應恒和吳麗芬， 2012； Mancini and Antonioli, 2019)，可能的原因是受教育程度高的消費者通常以開放的心態看 待新事物，因此會以更加開放的心態接受培養肉(Zhang et al., 2020)。
消費者的家庭特征也會顯著影響消費者的可持續食品偏好。如家庭規模越大 的消費者，對有機食品的支付意愿越低(周應恒和吳麗芬， 2012； Bravo, 2013; McCarthy et al., 2016)。可能的原因是家庭規模大的消費者在食物預算上的限制， 不愿意花費較高的溢價購買有機食品(Liu et al., 2013)。與規模小的家庭相比， 家庭規模大的消費者對有機食品的了解程度也較低(Liu et al., 2013)。此外，家 里有兒童或有老人的消費者對有機食品的支付意愿更高(周應恒和彭曉佳，2006； 任建超等， 2013; McCarthy et al., 2016)，主要原因是為了確保兒童和老人的食品 健康安全。
(2)消費者人格特征因素
人格特征(Personality)是一種相對持久的思維、感覺和行為模式特征 (Roberts, 2009)，能較為穩定的預測消費者行為。雖然人格特征從出生到成年會 隨著時間改變，但是30歲左右便開始相對穩定(McCrae and Costa, 2003)。人格 由數百種不同類型的特征和品質組成，并指導個體在不同的情況下如何反應，或 者做出什么樣的選擇。人格特征會引導個體謹慎地做決定或沖動地做決定，決定 個體的行為是情緒化的還是理性的，以及個體的選擇是有意的還是自發的等。對 部分消費者來說，在做決定時會保持一定的道德價值判斷，而另一部分人在做任 何事情時都帶有焦慮的情緒。有些人在做決定時強烈地被快樂和即時滿足所引導，
35 對于這些人來說，決策往往是沖動的，缺乏理性判斷(Gustavsen and Hegnes， 2020)。因此，人格特征對個體行為具有重要影響。研究表明開放性的人格特征 與消費者對有機食品的態度呈正相關關系(Gustavsen and Hegnes, 2020)，可能的 原因如下：一是開放性的人具有更強的認知能力，從而對有機食品有更高的認知； 二是開放性的人更樂于改變，這意味著他們更樂于接受新食品。
此外，與食物相關的人格性格特征也會顯著影響消費者的可持續食品偏好。 一是食物恐新癥(Food neophobia)，指消費者不愿意嘗試新食物的程度(Pliner and Hobden, 1992)，也稱為新食品態度。食物恐新癥可用于預測人們是否愿意嘗 試新食物(Chen, 2007)。食物恐新癥越高的消費者，對可持續食品的接受度和支 付意愿一般較低(Wilks et al., 2019)。二是食物參與度(Food involvement)o食 物參與度表示食物在一個人生活中的重要性程度，在日常生活中討論食物的程度， 以及從事與食品相關的活動，包括采購、準備、烹飪、飲食和處置的程度(Chen, 2007)。食物參與程度高的消費者對可持續食品的支付意愿越高(Chen, 2007)。
(3)消費者態度因素
消費者態度因素包括消費者對可持續食品本身的態度、消費者的健康意識、 環境意識、道德態度(Ethical concerns)和主觀規范等。
消費者的可持續食品態度對可持續食品偏好具有重要影響。消費者對可持續 食品的態度越積極，則對可持續食品的支付意愿也會越高，購買意愿會越強(Teng and Wang, 2015; Siegrist and Hartmann, 2019；生吉萍等， 2020)。
消費者的健康意識(Health consciousness)會顯著影響可持續食品偏好。 Jayanti and Burns( 1998)認為健康意識是指日常生活中對健康問題的重視程度。 安全健康是影響消費者食品購買決策的重要因素(Wandel and Bugge, 1997)。研 究表明消費者的健康意識越高，對有機食品的購買意愿也會越強(Paul and Rana, 2012; Teng and Lu, 2016)，可能原因是消費者認為有機食品比傳統食品更健康 (Lea and Worsley, 2005)。Yadav and Pathak(2016)也發現健康意識對消費者有 機食品購買具有激勵作用。
消費者的環境意識也會顯著影響消費者的可持續食品偏好。Dunlap and Jones (2002)認為環境意識是指人們為解決環境有關的問題愿意付出的行動。對環境 問題關注程度越高的消費者，對可持續食品的支付意愿越高，更偏好對環境無害 36
的產品(唐學玉等， 2010)。對環境的關注是人們購買可持續食品的主要動機之 一(唐學玉等， 2010；尹世久等， 2015)。此外，也有消費者擔心惡劣的環境對 其健康會帶來影響，因此對可持續食品的支付意愿更高(Asif et al., 2018)。
大部分研究表明消費者的道德態度(Ethical concerns)會影響消費者可持續 食品偏好。對有機食品，通常指肉類產品生產有關的動物福利問題和農民福利問 題。如通過有機生產方式生產的肉類產品，家畜的成長不是在密集工廠化飼養環 境中，體現了動物在生長過程中的福利。對于培養肉，培養肉的生產方式減少了 動物的屠殺，更進一步的保護了動物福利。因此，具有更高道德態度的消費者， 對培養肉的接受度更高(Wilks et al., 2019、，對有機食品有更高的支付意愿 (Carlsson et al., 2007)。但是也有研究表明道德態度對有機食品的支付意愿沒有 顯著影響(Zander and Hamm, 2010)。研究結論存在差異的一個可能解釋是研究 產品類型的差異影響消費者如何直接將產品與他們的生產環境聯系起來(Katt and Meixner, 2020)。例如，Sriwaranun et al. (2015)發現道德態度對大米和豬肉 的支付意愿有正向影響，而對甘藍菜則沒有顯著影響，即消費者愿意在豬肉上花 更多的錢在動物福利上，在大米上花更多的錢在農民的公平待遇上，而不是在甘 藍上，可能是因為他們對甘藍生產的知識比較有限。
主觀規范也會影響消費者的可持續食品偏好。主觀規范指他人的期望或信念 影響自己的選擇(Ajzen, 1991)。如消費者的家人朋友對可持續食品具有積極的 態度，他們對可持續食品的態度也會更積極。大量研究表明主觀規范與消費者的 有機食品支付意愿呈現顯著的正向關系(Teng and Wang, 2015;王進和柳鵬程， 2015)。隨著人們對健康飲食的重視以及個體社會責任的增強，主觀規范對消費 者可持續食品偏好的作用將會日益凸顯。
(4)消費者信任因素
信任會影響可持續食品偏好和購買行為。Kramer (1999)認為信任是一種感 知風險的狀態，源自于對他人的動機、意圖和潛在行為的不確定性。信任也是對 他人行為有信心的體現(Morgan and Hunt, 1994)。在許多情況下，信任是基于以 前的交互，是一種降低感知交易風險的共同機制。如在市場交易環境中，雖然先 前的行為不能保證賣家會按照預期行事，但如果賣家先前按照預期行事，則會增 加消費者的信任。Hart and Saunders (1997)認為信任對降低消費者風險感知有
37 重要作用。信任在信用品的交易環境中尤為重要，如有機食品具有信用品屬性， 即使在消費之后，消費者也無法驗證是否是通過有機方式生產。研究表明信任會 顯著影響消費者的有機食品支付意愿(張蓓等， 2014；王楠和何嬌， 2016；尹世 久等， 2017；李文瑛等， 2018)。也有研究表明信任可以預測消費者未來的有機 食品消費行為(Teng and Wang， 2015)。
(5)消費者的可持續食品知識
消費者的可持續食品知識是影響消費者可持續食品偏好的關鍵因素(Teng and Wang, 2015;尹世久等，2019)。如 Magistris and Gracia (2008)研究表明增 加有機食品知識對于提高有機食品消費至關重要，有機食品知識會影響消費者的 對有機食品的態度，也會影響消費者的有機食品購買意向。也有研究發現有機食 品知識不僅可以增強消費者對有機食品的態度和購買意向，還可以提高有機食品 購買者的有機食品消費(Gracia and Magistris, 2008)。消費者對有機食品缺乏了 解被認為是阻礙消費者有機食品消費的重要因素(張小霞和于冷， 2006；Aertsens et al., 2011；王慧敏等， 2012；杜鵬， 2012；劉增金和喬娟， 2015；于海龍等， 2015；盧強和李輝， 2015)。對有機食品缺乏了解會導致消費者對有機食品缺乏 信任(Vermeir and Verbeke, 2006;王二朋和周應恒，2011)。也就是說，如果消費 者缺乏建立信任所必需的知識和意識，他們就不會考慮購買有機食品。對培養肉 也是如此，對培養肉熟悉度越高的消費者，對培養肉的接受度和支付意愿也較高 (Wilks et al., 2019; Zhang et al., 2020)。目前消費者對可持續食品的了解程度仍 比較低，不僅是對利用新技術進行生產的可持續食品如培養肉(石鴻旭等，2020； Zhang et al., 2020)，而且對于綠色食品和有機食品也是如此(周潔紅， 2004；張 小霞和于冷， 2006；曾寅初等， 2007；韓楊， 2010；尹世久等， 2019)。
( 6)信息因素
可持續食品信息會顯著影響消費者的可持續食品偏好( Zakowska-Biemans, 2011)，但信息作用的取決于具體的信息內容。以有機食品為例，研究表明提供 環境友好方面的信息比提供安全健康方面的信息對提高消費者支付意愿的作用 更大(Jager and Weber, 2020)。對于培養肉，提供關于培養肉生產技術方面的信 息會降低消費者對培養肉的接受度和支付意愿(Siegrist and Hartmann, 2020)，提
38 供培養肉環境保護、動物福利、安全健康方面的信息會增加消費者對培養肉的支 付意愿(Van Loo et al., 2020)。當前主要利用兩種類型的信息工具向消費者傳遞 可持續食品信息：一是宣傳教育；二是認證標簽。由于信息工具的效果在很大程 度上取決于信息的內容，研究不同信息內容對可持續食品偏好的影響對信息工具 有效發揮作用具有重要意義。
(7)動機因素
動機是源于心理學的概念，是某種需求刺激產生的心理狀態，是行為產生的 內在驅動力和原因，動機越強烈，行為發生的概率就越大(Deci and Ryan, 2000)。 在可持續食品消費情景中，可持續食品購買動機會顯著影響消費者的可持續食品 偏好和購買行為(Grunert et al., 2014;楊楠，2015；王進和柳鵬程，2015)，因此， 了解消費者可持續食品購買動機對理解和預測消費者可持續食品偏好和購買行 為有重要意義。消費者購買可持續食品兼具內部動機和外部動機(Kushwah et al., 2019a)。內部動機是指消費者行為發生的原因來源于對活動本身的興趣，如消費 者是出于好奇、懷舊、潮流等動機購買有機食品(Chinnici et al., 2002; Fotopoulos and Krystallis, 2002; Roitner-Schobesberger et al., 2008; Sangkumchaliang and Huang, 2012; Kushwah et al., 2019a)。外部動機是指消費者行為發生的原因來源于活動帶 來的利益(薛貴等， 2001)，如消費者是出安全健康、環境保護、動物福利的考 慮有機食品(Padilla Bravo et al., 2013; Janssen, 2018; Ditlevsen et al., 2019)。
有部分研究表明消費者的購買行為由產品價值驅動，所以將消費者的可持續 食品購買動機根據產品價值分類(Kushwah et al., 2019a)。根據消費價值理論， Kushwah et al. (2019a)將消費者的有機食品消費動機分為五個方面：(1)功能 價值：指消費者從產品功能性、物質性和實用性方面的預期性能中獲得的感知利 益，是影響消費者產品選擇的主要驅動力之一(Sheth et al., 1991)。如有機食品 的天然、無有害化學農藥成分、食品安全等特性即是消費者選擇有機食品的主要 原因，與這些特性所關聯的動機是健康安全動機(Hansen et al., 2018)。(2)社會 價值：指消費者從產品中所獲得的社會地位感知。以有機食品為例，社會價值認 為消費者選擇有機食品的原因是有機食品是身份地位的象征，購買有機食品是出 于自我身份認同、聲譽的擔憂、社會認同等動機(Puska et al., 2018)。另外，可 持續食品的社會福利特征如環境保護、動物福利等也歸類到社會價值(Ditlevsen 39 et al., 2019)。(3)情感價值：指產品喚起的消費者積極或消極感受(情緒)的感 知能力，情感在購買決策中扮演著重要的角色(Sheth et al., 1991)。情感價值因 個人經歷而異，可能是積極的，也可能是消極的，也可能是中性的，取決于不同 的消費情境。一個人的情緒狀態，如幸福、滿足、快樂、享受樂趣和愉悅與購買 決策有重要的聯系(Janssen, 2018)。在有機食品消費情景中，消費者的情感價值 與消費者信任有關，消費者信任是影響消費者有機食品購買決策的主要因素，不 信任會抑制消費者的可持續食品購買行為；此外，情感反應也與消費者對食品的 感知風險和接受度相關(Lease et al., 2014)。(4)條件價值：是由消費者所處的 情景決定，會影響消費者的購買決策(Sheth et al., 1991)。在可持續食品消費情 景下主要包括兩個方面，一是消費者所面臨的外部環境，如購買的便利性、對健 康的擔憂、對環境的擔憂；另一方面是消費者自身所面臨的環境如家庭是否有小 孩、家庭人口數等。與此相關的主要動機是消費者由于外部環境產生的對健康和 食品安全的擔憂，對環境問題的擔憂也逐漸在可持續食品的購買中起到重要的作 用(Lin and Huang, 2012)。(5)認知價值：指消費者對新知的渴望、對新奇的追 求或好奇心所激發的對產品價值的感知。由于好奇動機驅動從而產生有機食品的 購買意愿和購買行為(Kushwah et al., 2019b)。此外，認知價值強調消費者可持 續食品認知對購買行為的重要作用，消費者的可持續食品購買行為發生在消費者 對可持續食品有認知的基礎上(de Magistris and Gracia, 2008; Lin and Huang, 2012)。
根據Schwartz (2006)價值理論，Aertsens et al. (2009)將消費者有機食品 的購買動機分為8類，具體分類如下：(1)安全(Security)：在有機食品消費環 境中，安全價值指健康動機，是消費者有機食品購買的主要動機之一(Padel and Foster, 2005)。(2)享樂(Hedonism)：自我感到的愉悅或者感官上的滿足。指消 費者認為可持續食品比普通食品有更好的味道、更營養健康，購買有機食品會帶 來愉悅感和快樂感。如Chryssohoidis and Krystallis(2005)發現對樂趣和享受重 視程度高的希臘消費者的有機水果和有機蔬菜消費更高。大多數有機食品消費者 認為有機食品比傳統食品味道更好(Bryla, 2016)。(3)刺激(Stimulation)：表示 生活中的興奮、新奇和挑戰。可持續食品對于很多消費者來說是一種比較新的食 品，特別是利用新技術生產的可持續食品，消費者可能會因好奇產生購買行為， 這與探索性購買行為傾向的概念有關。如Fotopoulos and Krystallis (2002)研究
40 表明消費者的探索性購買行為傾向是有機食品消費的主要動機。 Chinnici et al. (2002)研究表明 23.1%的消費者選擇有機產品的主要原因是好奇心。(4)普遍 主義(Universalism)：考慮利他利益，如自然環境、動物福利等。研究表明環境 友好行為傾向與普遍主義的關系大于與其他價值的關系(Th0gersen and Olander, 2003)。也就是說產品的環境價值是影響消費者購買決策的主要價值之一(余偉 萍和毛振福， 2019)。在可持續食品消費情景中，普遍主義與有機食品消費之間 存在正相關關系(BryZa, 2016)。雖然大部分研究表明消費者對環境的重視程度與 他們對有機食品的態度存在顯著的正向聯系(Chen, 2009)，但是也有研究表明消 費者對環境和自然的關心對消費者有機食品的偏好的沒有顯著影響
(Chryssohoidis and Krystallis, 2005)。如 Baker et al. (2004)對不同國家消費者 有機食品消費研究顯示，英國消費者并沒有把有機食品的消費和環境保護聯系起 來，而德國消費者的有機食品消費與消費者對環境保護的態度顯著正向相關。說 明普遍主義動機對可持續食品消費行為的影響具有異質性。(5)善意
(Benevolence)：保護和增強團體內部他人的利益。在可持續食品消費中，主要 指消費者認為消費可持續食品可以支持當地經濟，如部分消費者認為有機食品當 地生產的食品，所以對有機食品有積極的支付意愿(Katt and Meixner, 2020)。(6) 自我導向(Self-direction)：指個體的獨立思想、行動、選擇、創造和探索。部分 消費者可能會通過食用有機食品來區分自己和其他人，給他們一個積極的自我形 象和身份。如Chryssohoidis and Krystallis (2005)研究表明對自尊重視程度高的 希臘消費者購買有機食品的概率更高。Stobbelaar et al. (2007)也發現來自支持 更多慈善基金家庭的青少年對有機食品的態度更積極。(7)從眾(Conformity)： 指主觀規范，一個人參與或不參與某種行為的社會壓力。在可持續食品消費情景 中，指消費者對可持續食品的態度和消費行為會受到他人(如家人朋友)的影響， 消費者會做出符合他人所期待的行為。已有研究表明消費者對有機食品的支付意 愿與主觀規范呈現積極的正向關系(Chen, 2007)。(8)能力(Power)：社會地位 和威望，對資源的控制或支配。部分研究認為社會地位高的消費者對可持續食品 的支付意愿更高(Aertsens et al., 2009)。
綜上所述，可見消費者的可持食品消費是基于多種不同的動機，這些動機主 要可以分為兩大類，一類是利己動機，指消費者的可持續食品消費是基于自身利
41 益考慮，如健康、安全、營養；另一類是利他動機，指消費者的可持續食品消費 是基于公共利益或他人利益的考慮，如環境利益、動物福利等。此外，某些特殊 動機如好奇、潮流、懷舊等動機也在文獻中被提及。
利己動機是影響消費者支付意愿的主要因素，也是消費者購買可持續食品的 主要動機(Katt and Meixner, 2020)。有機食品消費中利己動機主要體現在三個方 面(Kushwah et al., 2019a)： 一是認為有機食品比普通食品安全健康。如有機食 品中沒有包含有害農藥等化學物質，而農藥的使用被認為與長期和未知的健康影 響有關，認為有機食品比普通食品安全健康的消費者對有機食品的支付意愿更高； 二是消費者具有較強的健康意識。健康意識高的消費者或對自己未來健康狀況擔 憂的消費者對有機食品的支付意愿更高。三是部分消費者認為可持續食品味道 (taste)、風味(flavor)等優于普通食品。如Fillion and Arazi (2002)對有機和 非有機橙汁和牛奶的盲品測試，研究發現消費者對有機橙汁味道的評價優于普通 橙汁，但對有機牛奶味道與普通牛奶味道之間的評價沒有顯著差異。所以關于有 機食品味道更好的說法并不適用于所有的有機食品類別。盡管如此，有機食品的 消費者認為有機食品比傳統食品更美味。
利他動機也會顯著影響消費者的可持續食品偏好。利他動機主要包含三方面 的內容：一是環保動機，特別是對于發達國家的消費者，環保意識越強，對可持 續食品的支付意愿越高(Kushwah et al., 2019a)。消費者對環境的擔憂或消費者 的環保意識常被用于刻畫消費者的環保動機。雖然大部分研究表明環保動機與消 費者的支付意愿存在積極正向關系(Soler et al., 2002)。但是也有部分研究表明 消費者的環保動機對支付意愿的影響很小甚至不存在影響(Rozan et al., 2004)。 二是動物福利動機，如消費者對動物福利的關心。通過有機方式養殖的牲畜遵照 動物福利的標準，培養肉的過程生產減少了對牲畜的屠殺，所以關注動物福利的 消費者對可持續食品具有更積極的態度和更高的支付意愿。三是，支持當地經濟 動機，如Fotopoulos and Krystallis (2002)研究表明希臘有機食品購買者在食品 相關問題上有強烈的民族中心主義傾向，并以此作為購買標準。
其他動機如好奇動機、懷舊動機和享樂動機等也會影響消費者對可持續食品 的支付意愿。對于好奇動機，雖然有機食品始于 20世紀90年代，但是早期主要 是出口導向，以及國內對有機食品的宣傳教育欠缺，所以對于大部分人來說，可
42 能還是一種比較新的產品。對于培養肉這一類新型可持續食品，由于好奇心驅動 產生的偏好和消費行為可能更為顯著。基于懷舊動機的消費者認為有機農產品是 自然生長的，能夠嘗到食品原始和真實的味道(Kushwah et al., 2019a)。懷舊動 機卻與消費者對培養肉的購買意向呈反向關系，研究表明消費者認為培養肉不自 然是對培養肉接受程度低的主要因素(Bryant and Barnett, 2020)。享樂動機是指 購買有機農產品后消費者感受的愉悅和滿足情緒。Zanoli and Naspetti (2002)研 究表明對快樂和幸福感重視程度高的消費者，對有機食品的支付意愿也越高。 Kihlberg and Risvik (2007)研究表明消費者會從食用有機食品中獲得味覺上的滿 足感。此外，有一部分消費者認為購買有機食品是一種流行時髦的消費方式，從 而獲得滿足感(Hughner et al., 2007)。
雖然各種不同的動機對消費者可持續食品支付意愿會產生顯著影響，但是不 同動機對可持續食品偏好的影響程度卻存在差異(唐學玉等， 2010)。例如， zakowsk-biemans (2011)發現感官吸引力是最關鍵的動機，其次是健康、自然和 倫理關懷。Lillywhite et al. (2013)發現健康和安全是最重要的動機，其次是口味 和環境保護。不同動機對消費者可持續食品偏好的影響程度研究結論不一致，但 是大部分文獻研究表明影響消費者可持續食品偏好的主要動機為環保動機、健康 動機和質量安全動機。研究消費者可持續食品動機的文獻中，超過80%的文獻研 究表明環保動機是發達國家消費者可持續食品選擇的主要動機(Kushwah et al., 2019a)。而對發展中國家如中國的研究主要是健康安全動機，但是也有部分研究 表明生態環保動機是影響我國消費者有機食品支付意愿的最主要動機(Zhu et al., 2013; Liu et al., 2013)。此外，當地生產、社會認同、懷舊、動物福利等是發達國 家獨特的可持續食品購買動機，而流行(fashionable),由于食品安全問題曝光產 生的對食品安全的擔憂被認為是發展中國家的獨特動機。由此可以看出，動機在 不同群體以及地域之間存在異質性。
(8)其他因素
消費者行為也會影響消費者的可持續食品偏好。如有機食品購買頻率越高的 消費者對有機食品的支付意愿也會越高(Katt and Meixner, 2020)。消費者的環保 行為也與消費者對可持續的支付意愿存在一定聯系。如經常參與循環/回收利用 行為(recycling conduct)的消費者愿意為有機食品支付更高的溢價(Gracia and 43 de Magistris, 2008）。對于培養肉，消費者的肉類購買頻率越高，則對培養肉的接 受度和支付意愿越高（Zhang et al., 2020），可能是肉類購買頻率較高的消費者對 肉類的喜愛程度比較高，對肉類偏好程度高的消費者對培養肉的態度越積極。
2.2.2信息干預對可持續食品偏好影響相關研究
信息干預對消費者偏好的影響取決于以下四個方面（Bougherara and Combris, 2009）：一是信息類型，不同類型的信息對消費者可持續食品支付意愿影響具有 顯著差異。如可持續食品環境友好方面的信息對消費者可持續食品支付意愿的影 響程度低于安全健康方面的信息（Rolland et al., 2020）。研究表明自我利益訴求 在鼓勵可持續食品的購買行為方面特別成功，因為大多數人都是自我主義者，更 容易被個人利益所說服（Jager and Weber, 2020）。如Visser et al. （2015）發現， 在鞋類廣告中，利己觀點（風格）略優于環境觀點（環保材料），同時一個主要 關注環境的綠色廣告會對消費者的購買意愿不會產生影響。Yadav（2016）發現 雖然利己動機和利他動機都能推動可持續食品消費，但至少對印度年輕消費者來 說，自我利益（健康）比其他利益（環境保護）更能預測有機食品的購買意愿。 相反，Wei et al. （2012）研究表明，與自我利益信息相比，環境信息不僅提高了 產品的感知質量和感知價格公平，而且顯著正向影響購買意愿。 Kareklas et al.
（2014）對有機食品廣告對有機食品購買意愿的研究也得出環境信息對有機食品 支付意愿的影響高于自我利益信息。二是信息結構（information framing），指信 息的順序、信息的來源以及信息的呈現方式等對可持續食品的支付意愿都存在顯 著的影響（Yang and Hobbs, 2020）。如 Yang and Hobbs （2020）研究表明通過故 事形式描述的信息相比通過科學語言描述的信息，對消費者基因編輯食品支付意 愿的提高程度更大。三是消費者個體特征，包括基本的人口統計特征、已有信念
（belief）＞已有可持續食品知識等。如Rousseau and Vranken（2013）研究表明非 素食者、不經常購買有機食品的消費者對有機食品信息更敏感。信息與消費者已 有的信念一致時，對支付意愿的影響更大（McFadden and Lusk, 2015）。四是信息 效應本身，也就是說無論提供的信息內容如何，都會對消費者的支付意愿產生一 定影響。如Samples et al.（1986）發現，與對照組相比，觀看了大翅鯨生存受到 威脅電影的參與者與觀看了與大翅鯨無關電影的對照組參與者，都顯著增加了參 與大翅鯨保護的意愿。
44
以上四個因素中，信息類型在文獻中被廣泛討論。首先，對于新型可持續食 品，已有文獻主要探究揭示可持續食品信息后，消費者對可持續食品的偏好是否 會發生變化。如研究表明提供有關培養肉的信息會影響消費者對培養肉的接受度 和支付意愿，但是不同類型的培養肉信息對支付意愿的影響方向和影響程度卻存 在差異(Van Loo et al., 2020; Zhang et al., 2020)。如提供培養肉生產技術的信息 會降低消費者對培養肉的接受度和支付意愿，因為生產技術信息會使消費者產生 培養肉不自然的感知(Bryant and Dillard, 2019; Siegrist and Hartmann, 2020)。培 養肉的環境利益特征、動物福利特征、質量特征信息(如味道更高、營養更高) 以及安全健康信息都會增加消費者對培養肉的支付意愿(Rolland et al., 2020; Van Loo et al., 2020; Zhang et al., 2020)。其中安全健康信息對培養肉的支付意愿影響 最大，其次為質量信息，最后為環境利益和動物福利信息(Rolland et al., 2020)。 Van Loo et al. (2020)對美國消費者培養肉和植物肉支付意愿的研究同樣表明， 環境利益和動物福利信息對消費者培養肉支付意愿的作用很小。此外，強調培養 肉與傳統養殖肉差異性的信息會降低消費者對培養肉的支付意愿(Bekker et al., 2017; Bryant and Dillard, 2019)。其次，對于傳統可持續食品，如綠色、有機食品， 當前文獻主要探究直接的可持續食品特征信號傳遞是否會提高消費者對可持續 食品的偏好。如Jaeger and Weber (2020)對德國消費者的研究表明，有機食品 的環境特征信息對消費者有機食品購買意愿的影響高于有機食品的安全健康信 息。Bougherara and Combris (2009)對法國消費者的研究同樣表明消費者購買有 機食品是基于利己動機之外的其他動機，傳遞有機食品利己特征信息不會影響消 費者的有機食品支付意愿。但也有研究表明有機食品的健康特征信息會顯著增加 比利時消費者的有機食品支付意愿(Rousseau and Vranken, 2013)。直接的可持續 食品特征傳遞對消費者可持續食品支付意愿影響結果的差異可能是消費者可持 續食品購買動機的差異造成的，前面對消費者可持續食品購買動機的總結梳理可 知，消費者購買可持續食品是出于不同的動機，而不同國家和地區之間消費者的 可持續食品購買動機存在差異。
即使表達相同的內容，不同表達方式對支付意愿的影響存在顯著差異。一是 在傳遞方式上，研究表明可視的信息傳遞方式如通過圖片、視頻等更容易引起消 費者情感上的共鳴，相比于文字傳遞對支付意愿的影響更大( Bryant and Dillard,
45 2019)。例如Iyer et al.(2014)發現2005年倫敦爆炸案受害者的照片會讓人產生 同情感，而恐怖分子的照片會讓人產生恐懼和憤怒感。Andrews et al. (2014)研 究表明有圖像的香煙包裝在較長一段時間內會對年輕吸煙者的戒煙決心產生積 極影響。二是在表述方式上，相同信息的不同表述方式對支付意愿的影響也存在 顯著差異。如Yang and Hobbs(2020)分析了嚴謹科學的信息表達與敘述故事形 式的信息表達對基因編輯食品支付意愿的影響，結果表明通過故事敘述形式的信 息表達相比于嚴謹的科學信息表達對消費者基因編輯食品支付意愿的提高程度 更大。三是不同來源的相同信息對支付意愿的影響也存在顯著差異。研究表明來 自政府或科學組織機構的信息對消費者可持續食品偏好的影響更大(Yang and Hobbs, 2020)。
通過信息傳遞可以引導消費者形成對可持續食品的偏好，但是隨著消費者可 獲得的信息越來越多，信息傳遞可能會帶來信息超載(information overload)的 風險。根據字面含義，信息超載是指接受了過多的信息，在相關學術文獻中，有 不同的術語被用來表達信息超載，如認知超載(cognitive overload)>感官超載
(sensory overload)> 溝通超載(communication overload)> 知識超載(knowledge overload)>信息疲勞綜合征(information fatigue syndrome)等。雖然信息超載在 不同的學科領域具有不同的含義，但是一個被常提及的重要定義為：在信息量低 于臨界點之前，接收到的信息量越多，決策表現越好，信息量超過臨界點后，信 息量與個人的表現將呈現負相關，從而產生信息過載(Roetzel, 2019)。信息超載 會影響個體確定決策方案優先順序的能力(Verbeke, 2005)。另外一個經典的信 息超載定義為：信息的處理能力和信息的處理要求之間的差距。信息超載可以用 以下公式來解釋:信息處理需求〉信息處理能力(Roetzel, 2019)。信息處理需求指 的是必須在特定時間內處理的給定信息量，如果一個人的能力只允許在可用的時 間段內處理少量的信息，那么就會導致信息超載。在可持續食品市場環境中，如 下兩個因素可能會導致信息超載：一是信息本身，如信息的數量。可持續食品具 有信用品特征，這些信用品特征消費者無法感知，當消費者接受到對可持續食品 信用品特征的描述后，如果特征信息過多，可能會導致消費者對可持續食品的了 解更迷惑，信息不能起到引導消費者可持續食品偏好的作用。二是信息接收者的 個體因素，如接收者的理解能力，如果消費者的認知能力有限，過量信息的提供
46 會加劇消費者的困惑和不理解。通常情況下，信息超載是上面兩個因素的結合， 導致信息傳遞的引導作用失效。因此，提供合適的信息數量和信息內容尤為重要。
綜上所述，通過信息工具傳遞可持續食品信息可以引導消費者形成對可持 續食品的偏好(孫劍， 2010；McFadden and Lusk, 2015; Yang and Hobbs, 2020)， 但是信息傳遞的有效性取決于信息的類型和信息的數量(Vega-Zamora et al., 2019; Yang and Hobbs, 2020)。因此，了解不同類型信息對消費者可持續食品偏好的影 響對引導消費者的可持續食品消費具有重要意義
2.2.3可持續食品偏好與購買行為差距相關研究
(1)可持續食品偏好與購買行為差距
可持續食品偏好與購買行為差距是指消費者的可持續食品偏好與實際可持 續食品購買行為之間存在差距的狀況，稱為 intention-behavior gap 或者 attitude behavior gap。具體表現為消費者對可持續食品有積極態度、支付意愿或購買意向 (Kihlberg and Risvik, 2007; Aertsens et al., 2009; Yin et al., 2010; McFadden and Huffman, 2017; Zhou et al., 2017; Hansen et al., 2018)，但是這些積極的偏好沒有 轉化為實際的可持續食品購買行為(Mariaet al., 2014; Gleim et al., 2014; Chekima et al., 2019)。可持續食品偏好與實際購買行為之間的差距是造成當前可持續食品 市場需求不足的原因之一(Aschemann-Witzel and Aagaard, 2014; Frank and Brock, 2018; Nguyen et al., 2019; Sultan et al., 2020)。當前文獻主要從兩個方面解釋可持 續食品偏好與購買行為差距的狀況：一是認為陳述性偏好測量方法高估了消費者 的偏好(韓青， 2011；陳默等， 2015；王建華等， 2018)。大部分文獻采用陳述性 偏好方法分析消費者對可持續食品的偏好，陳述性偏好方法由于沒有發生真實的 購買行為，通常會高估消費者的偏好；二是基于計劃行為理論解釋消費者偏好與 實際購買行為差距狀況。計劃行為理論中，消費者的購買意愿雖然能在很大程度 上預測實際購買行為，但是購買意愿與實際購買行為之間會受到多種的因素的影 響，如消費者的信任、購買便利性等，從而導致可持續食品偏好與購買行為差距 的存在(Sultan et al., 2020)。測量方法導致的誤差可以通過方法上的改進來緩解， 因此現有文獻更多關注的是影響可持續食品偏好與實際購買行為差距的因素。
47
（2）可持續食品偏好與購買行為差距的影響因素
影響消費者可持續食品偏好與購買行為差距的主要因素可歸納為：消費者個 體特征因素、行為態度因素、消費者可持續食品認知以及對可持續食品的信任。
消費者個體特征因素：消費者的年齡、性別、受教育程度及收入等人口統計 特征因素不僅會影響消費者對可持續食品的偏好，也會影響消費者可持續食品偏 好與購買行為差距狀況。如收入越高的消費者，可持續食品偏好與購買行為差距 的可能性越低（韓青， 2011）。可能的原因是收入較高的消費者預算約束小、消 費能力強，對價格的敏感程度低，因此在可持續食品消費中，偏好與購買行為差 距發生的概率更低。
消費者行為態度因素：消費者的環保意識、健康意識以及食品安全風險感知 等態度會影響消費者的可持續食品不一致購買行為。研究表明食品安全意識或健 康意識、環境意識高的消費者有更強的有機食品購買意愿，因此出現偏好與購買 行為差距概率可能會越小（陳默等， 2015）。消費者的是否負責家里食物的購買 以及是否有特定的健康飲食計劃等行為都會顯著影響其不一致購買行為。
消費者的可持續食品認知：消費者對可持續食品認知水平越高，產生偏好與 購買行為差距的概率可能越低。對可持續食品認知程度越高的消費者，可持續食 品購買意愿一般會更強烈，從而出現偏好與購買行為差距的概率可能會越低（陳 默等， 2015）。
消費者對可持續食品的信任：可持續食品是信任品，即使消費者對可持續食 品具有積極的支付意愿，但是在對可持續食品缺乏信任的情況下，消費者的購買 行為具有不確定性，如消費者可能擔心買到沒有達到質量標準的可持續食品。因 此，對可持續食品的信任程度越低，產生偏好與購買行為差距的概率可能越高 （Teng and Wang, 2015）。
以上因素中，信任被認為是影響消費者可持續食品偏好與購買行為差距的主 要因素（Padel and Foster, 2005; Tung et al., 2012; Nuttavuthisit and Th0gersen, 2017; Sultan et al., 2020）。由于可持續食品是信用品，消費者無法驗證購買的可持續食 品是否按照可持續食品生產標準進行生產，因此消費者會依賴對可持續食品的信 任進行購買決策。
48
(3)信任對可持續偏好與購買行為差距的影響研究
信任的定義：不同學科對信任的定義存在一定的差異( Bachmann and Inkpen, 2011; Welter, 2012; Hartmann et al., 2015)。在社會科學領域，信任被認為是借助 外部力量降低決策過程的復雜性(Rousseau, 1998)。如在專家系統中，當一個外 行人對專業知識缺乏了解時，他就會依靠他們信任的專家來做決定。在心理學領 域，信任被看作是對信任者能力、可靠性和善意的一種期待(Ganesan, 1994)； 反之，不信任與不確定性、風險感知和恐懼感有關。從經濟學的角度來看，信任 被定義為人們愿意承擔的一種交易成本，其目的是為了減少購買決策帶來的損失 (McEvily et al., 2012)。雖然從不同學科視角出發對信任的定義有所差異，但是 共同點都提到信賴他人和降低風險。以有機食品為例，消費者不能辨別購買的有 機食品是否是按照有機標準生產的食品，因此消費者會依賴對生產者的信任進行 有機食品的消費決策。已有研究表明消費者對食品安全的信任是消費者食品供應 鏈中參與主體信任的總和(Siegrist et al., 2000; de Jonge et al., 2007)。應用到有機 食品消費的場景中，則可以說消費者對有機食品的信任是消費者對有機食品供應 鏈中參與主體信任的總和。已有文獻缺乏對可持續食品供應鏈中參與主體信任的 研究。
信任的測量：在可持續食品消費研究領域，大部分文獻通過消費者自我陳述 的方式直接度量消費者的信任，但該種測量方式一般會高估消費者的信任水平。 在風險研究領域則通過信任量表測量信任，早期的文獻中的信任量表包含兩個維 度：能力(competence)和關懷(care)(Hovland et al., 1953; Jungermann et al., 1996； Frewer et al., 1996)。Metlay (1999)提出信任包含信任度(trustworthiness)和能 力(competence)兩個維度。在 Metlay (1999、的基礎上,Poortinga and Pidgeon (2003)進一步提出了信任度包括能力、關懷、公平和公開(competence, care, fairness and openness)。隨后 Lang and Hallman (2005)提出信任的四個維度，包 括能力、透明度、公共利益和誠實(competence, transparency, public interest, and honesty)。de Jonge et al. (2007)以上研究的基礎上，應用實際例子研究表明能 力、公開和善意是信任最重要的維度，且在后續的研究中也得到印證(Chen, 2013; Lassoued and Hobbs, 2015)。
信任對消費者可持續食品偏好與購買行為差距的影響研究：雖然有部分研究 表明信任是導致消費者可持續食品偏好與購買行為差距的重要原因（Teng and Wang， 2015；陳默等， 2015）。但是現有文獻中測量的信任是消費者對可持續食 品總體上的信任，缺乏用規范的量表對信任進行測量，且缺乏了解消費者對可持 續食品供應鏈中參與主體的信任，以及消費者對這些參與主體的信任是否會導致 可持續食品偏好與購買行為差距，鮮有文獻涉及。
2.2.4文獻評述
綜上所述，國內外學者對可持續食品消費進行了廣泛的討論，研究表明當前 消費者對可持續食品認知程度低、缺乏信任，這些問題的根源在于可持續食品市 場信息不對稱。為了解決可持續食品市場信息不對稱問題，已有文獻提出應該加 強與消費者之間的可持續食品信息傳遞，而信息傳遞的有效性取決于信息的內容， 不恰當的信息內容不僅不會提高消費者的可持續食品偏好和消費，甚至會降低消 費者對可持續食品的偏好。雖然有部分文獻探究了不同類型信息對消費者可持續 食品偏好的影響，但是仍存在如下不足之處：
一是當前文獻主要關注可持續食品特征信息傳遞對消費者可持續食品偏好 的影響，缺乏分析可持續食品生產信息對消費者可持續食品偏好的影響，以及消 費者在不同觀點信息情景下可持續食品偏好是否會發生變化的研究。在實際場景 中，消費者可獲得的可持續食品信息是多維度的，不僅包括了可持續食品特征信 息，同時也包括了可持續食品的生產信息。由于信息傳遞主體視角不同，這些信 息包含了對可持續食品不同觀點的評價，如科普報道中傳遞培養肉相比傳統養殖 肉更安全和可持續，而基于生產者的視角則認為當前培養肉的生產成本過高，以 及從整個產業層面看，培養肉的發展可能會威脅傳統肉類行業生產者等。雖然消 費者主要關注的食品是否健康安全、口感味道好等信息，但是隨著生活水平的提 高，食品特征之外的其他因素如生產方式的外部性也逐漸納入消費者的食品消費 決策范圍內。因此，分析除食品自身特征之外的生產信息對引導消費者的可持續 食品消費有重要意義。
二是已有研究尚未分離不同類型特征信號傳遞對消費者偏好的影響，且已有 研究結論存在差異。可持續食品認證標簽旨在向消費者傳遞可持續食品區別于普 通食品的特征，如質量安全和環境保護特征，由于消費者對可持續食品缺乏認知， 50
認證標簽未起到有效傳遞信息的作用。部分研究表明直接的可持續食品特征信號 傳遞會顯著提高消費者的可持續食品偏好，但是缺乏對不同類型特征信號效果的 對比分析。此外，大部分研究關注發達國家消費者，鮮有研究分析可持續食品特 征信號傳遞對發展中國家消費者可持續食品偏好的影響。
三是缺乏對可持續食品供應鏈中參與主體信任的研究。針對消費者可持續食 品偏好與購買行為差距的現象，已有研究認為消費者對可持續食品缺乏信任是關 鍵因素，當前文獻主要考察的是消費者對可持續食品本身的信任。在消費者對可 持續食品缺乏了解的情況下，為了降低購買可持續食品帶來的不確定性和風險， 消費者會依賴對可持續食品供應鏈中參與主體進行消費決策。已有文獻缺乏對可 持續食品供應鏈中參與主體信任的分析。此外，信任是一個多維度的概念，但是 已有文獻直接通過詢問消費者對可持續食品信任程度的方式對信任進行度量，沒 有通過規范的量表進行測量。
3可持續食品產業發展現狀與問題分析
上一章的理論基礎與文獻回顧為本研究提供了理論和文獻支撐。本章將闡述 可持續食品產業發展現狀與存在的問題，為本研究提供現實背景支撐。對可持續 食品產業發展現狀的描述從可持續食品生產現狀和可持續食品消費現狀兩個維 度展開。基于對可持續食品現狀的描述，進而總結概況可持續食品發展存在的問 題。綠色農業和有機農業是中國兩種主要的可持續農業生產實踐，細胞農業是生 物技術在農業生產中的突破性創新，將為農業綠色可持續發展提供強大的動力。 因此，本文中的可持續食品以通過綠色農業、有機農業以及細胞農業生產的食品 （綠色食品、有機食品和細胞培養肉）為代表。
3.1可持續食品生產現狀
對可持續食品生產現狀的描述具體包含了對可持續食品生產總體概況的描 述和對可持續食品微觀生產主體的描述分析。對可持續食品總體生產概況的描述 利用國家統計數據描述了可持續食品的總產量、總生產面積、可持續食品的類型 等。對可持續食品微觀生產主體（涉農企業）的描述利用來自浙大-卡特企研數據 庫描述了參與可持續食品生產的涉農企業數量、地域分布等特征，然后進一步利 用 logit 模型分析參與可持續食品生產的企業自身特征。對可持續食品生產涉農 企業的分析旨在了解參與可持續食品生產的企業所具備的特征，以更全面的呈現 當前可持續食品的發展現狀。
3.1.1可持續食品生產現狀描述
本節分別闡述了我國綠色食品、有機食品和細胞培養肉的總體生產概況。
3.1.1.1綠色食品生產現狀
通過描述綠色食品生產規模、地域分布、產品結構和生產主體結構以刻畫當 前綠色食品總體生產概況。
（ 1）綠色食品生產規模
從獲證單位數量上看，我國每年新增的獲證單位數和有效使用綠色食品標識
52
單位數呈現穩步增長趨勢[ 獲證單位包括涉農企業、合作社、家庭農場和其他主體。]。如圖3.1 所示， 20 1 9年我國新增綠色食品認證單位 數為6949家，有效使用綠色食品標識單位數為15984家。由于綠色食品認證標 識的有效期為3年，所以分為當年新增獲證單位和有效使用綠色食品認證標識單 位。從年增長率上看， 2007到 2012年之間增長比較平穩，而2013到 2019年之 間增長的幅度明顯提升。
從認證產品數上看，我國獲得綠色認證產品的產品數也呈現穩定增長的趨勢。 如圖3.2所示， 2019年新增綠色認證產品數為14699個，三年有效期內的綠色認 證產品總數為36345個。相比于2001 年的 2400個綠色認證產品， 20年間綠色 認證產品數增長了 93%。從圖3.1 和圖3 .2可以看出，我國綠色食品生產規模不 斷擴大，近兩年綠色食品生產規模增長幅度略高于 2007-2012 年之間的增長率。
口當年新增單位數（家） 口 3年有效期內單位數（家）
2001200220032004200520062007200820092010201120122013201420152016201720182019
年份
圖 3.1 2001-2019 年全國有效使用綠色食品標識單位數
數據來源：《綠色食品統計年報》（2002-2020年）
圖 3.2 2001-2019 年全國有效使用綠色食品標識產品數
綠色食品統計年報》(2002-2020 年)
從綠色食品生產產地監測面積上看，雖然2001 年到2019 年之間產地監測面 積存在波動，但是總體上呈上升趨勢。如圖 3.3 所示，產地監測面積從 2001 年 的 0.58 億畝增長到 2019 年的 2.08 億畝，增長 72% 。2014 年產地監測面積為 3.40 億畝，是這二十年中監測面積最高的年份，可能的原因是2012-2013年之間我國 爆發了一系列食品安全事件，人們對食品安全問題格外重視，從而對綠色食品的 需求增加（劉青，2018）。后文綠色食品消費者現狀描述中展示的 2014 年綠色食 品的銷售額上升，以及2013出口額下降在一定程度上佐證了這一可能的原因。
54
4.00
3.50
0.00
護袒材襯神神神護屈聲襯閉榭襯杪神少減襯
年份
圖 3.3 2001-2019 年全國綠色食品生產產地環境監測面積 數據來源：《綠色食品統計年報》（2002-2020年）
（2）綠色食品生產地域分布
圖 3.4 展示了綠色食品生產的地域分布。從獲得有效綠色食品標識的產品區 域分布看，東部地區最高，占 35%的比例；其次是西部地區，占 26.7%的比例； 中部地區與西部地區比例相近，分別為25%左右；綠色食品有效標識最少的地區 為東北地區，占 13.1%的比例。獲得綠色食品標識的單位分布規律和產品分布規 律基本一致，東部地區獲得有效使用綠色食品標識的單位數比例最高，為 37.8%； 其次為西部地區和中部地區，獲得有效使用綠色食品標識的單位數分別為 25.8% 和 24.0% ；最后為東北地區，有效使用綠色食品標識單位數比例為 12.4% 。綠色 食品生產地域分布可能與地方經濟發展水平有一定的關系，經濟發展水平較高地 區綠色食品市場需求可能會更高，因此綠色食品在東部地區生產規模最大。
表 3.1 進一步展示了東部、中部、西部以及東北地區每個省份有效使用綠色 食品標識的單位數和產品數。對于東部地區，山東省有效使用綠色食品認證標識 的單位數和產品數最多，分別為 1625家和 3421個；江蘇省有效使用綠色食品認 證標識的單位數和產品數居第二，分別為 1510家和 3296個；浙江省有效使用綠 色食品認證標識的單位數和產品數位居第三，分別為 947 家和 1469 個。對于中 部地區，安徽省有效使用綠色食品認證標識單位數和產品數位居第一，分別為 1526 家和3421 個，遠高于中部地區其他省份。對于西部地區，有效使用綠色食 品認證標識單位數和產品數最多的省份是重慶，單位數為 746家，產品數為 1889 個，其次為四川和云南。對于東北地區，黑龍江省是有效使用綠色食品認證標識 企業數和產品數最多的省份，單位數為1110家，產品數為2748 個。從全國范圍 看，山東、安徽和江蘇是綠色食品生產規模最高的三個省份。
56
表 3.1 2019 年全國各省份有效使用綠色食品標識的單位數和產品數
東部地區 單位數（家） 產品數（個） 西部地區 單位數（家） 產品數（個）
北京 61 291 內蒙古 397 1170
天津 52 144 廣西 188 246
河北 353 1015 重慶 746 1889
上海 656 1135 四川 673 1593
江蘇 1510 3296 貴州 165 262
浙江 947 1469 云南 501 1753
福建 429 760 西藏 17 42
山東 1625 3421 陜西 188 321
廣東 339 597 甘肅 525 1292
海南 69 116 青海 97 336
— — — 寧夏 107 277
— — — 新疆 236 537
中部地區 東北地區
山西 290 490 遼寧 470 927
安徽 1526 3421 吉林 391 1056
江西 327 653 黑龍江 1110 2748
河南 510 1019 — 一 一
湖北 693 1786 — 一 一
湖南 780 1798 一 一 一
數據來源：《綠色食品統計年報》（2020年）
3 ）綠色食品產品結構
從綠色食品產品類別看，農林加工品中獲得綠色食品認證的產品數比例最高， 為 79% ，飲品類產品中獲得綠色食品認證的產品數比例為 9.1% ，水產類產品中 獲得綠色食品認證的產品數比例最低，為1.9%。圖3.5顯示了綠色食品產品類別 的比例。
9.1%飲品
類產品
1.9%水產類
產品
79.0%農林及
加工品
圖 3.5 2019 年綠色食品產品類別 數據來源：《綠色食品統計年報》（2020年）
57
表3.2進一步展示了以上五個大類農產品中獲得綠色食品認證的主要農產品
數量。對于農林及加工品，大米、 蔬菜和鮮果是獲得綠色食品認證最多的農產品。
對于畜禽類產品，牛肉產品是獲得綠色食品認證最多的農產品，其次為羊肉和豬
肉。飲品類產品中，精制茶是獲得綠色食品認證最多的農產品。總的來看，大米、
蔬菜、鮮果類產品是獲得綠色食品認證最多的農產品。
表 3.2 2019 年各類農產品有效使用綠色食品標識數
產品名稱 產品數（個）
農林及加工品
大米 5351
小麥粉 890
玉米 265
大豆 206
食用植物油及制品 412
機制糖 81
蔬菜 10058
鮮果 7211
食用菌及山野果 735
畜禽類產品
豬肉 253
牛肉 434
羊肉 281
禽肉 124
禽蛋 158
蜂產品 175
液體乳 49
乳制品 30
水產類產品
水產品 547
飲品類產品
精制茶 2516
啤酒 46
葡萄酒 54
其他產品
食鹽 582
調味品 464
數據來源：《綠色食品統計年報》（2020年）
58
（4）綠色食品生產主體結構
從綠色食品認證主體看（如表 3.3 所示），進行綠色食品認證的生產主體主 要是涉農企業，比例為 64.0%，其次為農民專業合作社，比例為 29.8%，家庭農 場和其他主體的比較低，為 6%左右。可以看出，涉農企業主導了綠色食品的生 產認證，因此，更多的政策和市場措施應該激勵涉農企業參與綠色食品生產認證。
表 3. 3 2019 年綠色食品獲證主體結構
獲證主體 比例（％） 單位數
涉農企業 64.0 10232
農民專業合作社 29.8 4757
家庭農場 6.1 978
其他 0.1 17
數據來源：《綠色食品統計年報》（2020 年）
3.1.1.2有機食品生產現狀
通過描述有機食品生產規模、地域分布、產品結構，刻畫當前有機食品總體 生產概況。
（1）有機食品生產規模
如圖3.6所示，從獲得有機食品認證的單位數量上看，我國有機食品認證單 位數量呈現增長趨勢。2019 年有機食品認證單位數為 13813 家，相比 2018 年， 同比增長率為 11.5%，而相比于 2013 年的 6051 家單位，2019 年有機食品的認證 單位數增長幅度為 56.2%。
16000
14000
12000
10000
8000
6000
4000
2000
圖 3.6 2013-2019 年全國有機食品認證單位數
數據來源：《有機產品認證與有機產業發展（2020）》
如圖 3.7 所示，從有機食品認證產品數看，我國獲得有機食品認證的產品數 呈現穩步增長的趨勢。2013年獲得有機食品認證證書的產品數為 9957個，2019 年達到 21746 個，增長幅度為 54.2%。與 2018 年相比，2019 年有機食品認證產 品數增長率為 12.8%。
25000
21746
20000 18330 18955
15625
15000 12810
11499
9957
10000
5000
2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019
年份
圖 3.7 2013-2019 年全國有機食品認證產品數
數據來源：《有機產品認證與有機產業發展（2020）》
（2）有機食品生產地域分布
表 3.4 展示了有機食品生產的區域分布。西部地區是有機獲證單位數和有機
60
認證產品數最多的區域，獲證單位數為4591家，獲證產品數為7348個。其次為 東部地區，獲證單位總數為 3666 家，獲證產品數為 5412 家。然后為中部地區， 獲證單位數為3135家，獲證產品數為4612個。最后為東北地區，獲證單位和獲 證產品數分別為 2147家和 3855個。具體到省份，東部地區的黑龍江省是全國有 機食品獲證單位數和獲證產品數量最多的省份。西部地區的貴州和四川分別位居 全國第二和第三，雖然貴州的獲證產品數位居全國第二，但是獲證單位數卻只有 573 家，遠低于四川省的 1119 家。中部地區的江西省和安徽省獲證產品數分別 排全國第四和第五，但是安徽省的獲證單位數大于江西省。根據有機食品生產區 域分布可以看出，自然資源優勢突出的地區有機食品生產規模更大，如黑龍江、 四川和貴州。可能有機農產品生產對產地環境的要求比較嚴格，因此具有更好的 自然資源條件的地區有機農產品的生產規模更大。
表 3.4 2019 年有機食品生產區域分布
東部地區 單位數（家） 產品數（個） 西部地區 單位數（家） 產品數（個）
北京 271 428 內蒙古 418 730
天津 34 48 廣西 265 421
河北 445 612 重慶 93 146
上海 180 253 四川 1119 1464
江蘇 505 742 貴州 573 1539
浙江 681 983 云南 807 1192
福建 402 629 西藏 70 127
山東 594 852 陜西 484 635
廣東 500 749 甘肅 228 306
海南 54 116 青海 77 95
寧夏 93 143
新疆 364 550
總計 3666 5412 總計 4591 7348
中部地區 東北地區
山西 258 388 遼寧 461 736
安徽 951 1293 吉林 455 752
江西 882 1297 黑龍江 1231 2367
河南 276 441
湖北 420 610
湖南 348 583
總計 3135 4612 總計 2147 3855
數據來源：《有機產品認證與有機產業發展（2020）》
（3）有機食品產品結構
圖 3.8 展示了獲得有機食品證書的產品類別。種植業中獲得有機認證證書的 農產品比例最高，占有機食品認證總數的 63.4%，其次為有機加工產品，占比為 27.1%，禽畜類占比為 4.7%，水產和野生采集只有 2%左右的比例。可見有機食 品認證的主要對象是種植業農產品。
4.7%禽畜27%水二2」％野生采集
27.1%加工
63.4%種植
種植 加工 ■禽畜 水產 •野生采集
圖 3.8 2019 年有機食品產品類別 數據來源：《有機產品認證與有機產業發展（2020）》
根據有機認證目錄，表 3.5 具體展示了種植業大類產品中獲得有機認證的作 物類型、生產面積、產量和獲證產品數。從種植面積來看，谷物的有機種植面積 最大，為 64.8 公頃，其次為大豆與其他油料作物，蔬菜的種植面積最小，為 3.7 萬公頃。從產量上看，谷物依然位居第一位，為 439.3 萬噸，青飼料作物、大豆 與其他油料作物分別位居第二位和第三位。從獲證產品個數上看，谷物類獲證產 品個數為 3440 個，依然位居首位，蔬菜獲證產品數位居第二位，水果與堅果位 居第三位。綜上可以看出，谷物類農產品獲得有機食品認證的數量最多，其次為 蔬菜類和水果類。
62
表 3.5 2019 年有機作物生產和認證現狀
作物類型 面積（萬公頃） 產量（萬噸） 獲證產品數（個）
谷物 64.8 439.3 3440
青飼料作物 27.0 157.0 256
大豆與其他油料作物 39.4 103.5 848
其他有機作物 13.4 18.5 1044
水果與堅果 14.1 85.9 1712
茶 6.6 13.6 1085
蔬菜 3.7 51.0 2748
數據來源：《有機產品認證與有機產業發展（2020）》
進一步將有機食品獲證數量最多的前三位：谷物、蔬菜和水果類產品進行類 別細分，如表 3.6 所示，展示了谷物、蔬菜和水果大類中獲證數位居前十的小類 農產品。對于谷物類有機證書發放情況，稻谷是獲證數最多的有機谷物，為 1449 個，玉米和小麥的獲證量分別位居第二和第三位。對于蔬菜類有機食品，獲證數 最多的番茄，為 239個，緊隨其后的是辣椒和黃瓜，分別為 232和 231個。對于 水果類有機食品，蘋果獲證數最多，為 219個，其次為新食葡萄，為 126個，桃 位居第三，為115 個。從總體上看，我國種植業農產品中稻谷、番茄和蘋果是獲 得有機認證數最多的農產品。
表 3.6 2019 年獲證數位居前十的有機谷物、蔬菜和水果
谷物 認證產品數
（個） 蔬菜 認證產品數
（個） 水果 認證產品數
（個）
稻谷 1449 番茄 239 蘋果 219
玉米 679 辣椒 232 鮮食葡萄 126
小麥 349 黃瓜 231 桃 115
高粱 307 白菜 226 獼猴桃 108
谷子 269 甘藍 175 梨 91
綠豆 209 茄子 173 藍莓 90
紅小豆 136 甘薯 171 草莓 89
黑豆 127 蘿卜 161 櫻桃 80
燕麥 107 胡蘿卜 152 棗 80
蕎麥 103 散葉萬苣 143 核桃 79
數據來源：《有機產品認證與有機產業發展（2020）》
3.1.1.3 細胞培養肉生產現狀
由于細胞培養肉尚未開始商業化生產，沒有具體生產數據。因此本小節通過 描述細胞培養肉產業的資本投入和企業參與情況來刻畫培養肉產業的生產現狀。
63 全球細胞培養肉的發展仍處于起步階段，細胞培養肉產品還沒有上市，但是 細胞培養肉發展得到政府的大力支持。如在政府政策方面，2018 年美國農業部 (USDA)聯合其他部門建立一個針對培養肉發展的聯合監管體系；2019年頒布 培養肉發展的指導性文件，為培養肉的市場發展提供了清晰的路徑。另外，新加 坡的 Eat JUST 公司的實驗室培養雞塊已經被政府批準進行生產銷售。此外，英 國政府將培養肉技術和消費納入應對環境變化的低碳改革計劃中，認為低碳技術 的應用可以減少 41%左右的碳排放[ 來源：Climate change: Low-carbon revolution 'cheaper than thought' - BBC News
64]。其他國家如新加坡、以色列、印度、巴西、 亞太地區和歐洲等相繼發布培養肉發展的指導性文件。除了政策指導文件外，政 府也進行資金上的支持，例如歐盟的歐盟委員會向荷蘭的初創企業 Meatable 公 司出資300萬美元，幫助將培養豬肉推向市場，比利時政府出資360萬歐元成立 了一個研發培養肉的企業(Eibl et al., 2021)。
在市場發展方面， 2019 年企業對培養肉的投資繼續加快。截至2019 年底， 共有 55 家從事培養肉類和海鮮的初創企業,超過三分之一的企業來自于美國, 其次為英國、加拿大以色列和亞太地區。從2019年新成立的公司看,三分之二 的企業來自世界上其他國家,如俄羅斯、瑞士、阿根廷、法國、智利等。 2019年 中國成立第一家進行細胞培養肉研發的科技公司——南京周子未來食品科技有 限公司,進行細胞培養豬肉的研發。如表3.7所示,展示了當前培養肉發展的主 要產品類型以及主要企業分布情況。從產品類型上看,現階段培養肉產品包括牛 肉、豬肉、蝦、鴨、老鼠、鮭魚、金槍魚、鵝肝、魚肚、羊肉、袋鼠、馬和鱘魚 等實驗室培養肉類,已覆蓋15種以上的肉類產品。從企業分布看,全球至少19 個以上的國家開始了對培養肉的研發和投資。此外,細胞培養肉獲得的外部投資 數量也在不斷增加,從 2016年 2 月 Memphis Meats 企業結束其 275 萬美元的種 子融資開始,到2019年底,培養肉企業收到超過1.6億美元的公開風險投資, 2019年的收到的投資相比于2018年的 4742萬美元增加了 63%。可見培養肉生 產正受到世界各國的廣泛關注。
表 3.7 2019年細胞培養肉的產品類型和生產企業分布
產品類型 來源動物 企業和國家
哺乳動物和家 禽培養肉 牛 Aleph Farms （以色列），Biftek （土耳其），BioFood
Systems （以色列），Future Meat
Technologies （以色歹U） ， Lab Farm Foods （美國），
歐洲野牛
（ Bison ）
雞
鴨 Meatable （新西蘭）,Meat Tech （以色列）,Memphis Meats （美國），Mosa Meat （新西蘭）
Orbillion Bio （美國）
ClearMeat （印度）,Cubiq Foods （西班牙）,Future Meat T echnologies （以色列）,IntegriCulture （日本）,JUST （美 國），Memphis Meats （美 國），Mission Barns （美 國），SuperMeat （以色列）
Gourmey （法 國）,IntegriCulture （日 本）, Memphis Meats （美國）， Mission
豬 Barns （美國）
南京周子未來食品科技有限公司（中國）， Mission Barns
（美國）,Meatable （新西蘭）,Cellular Agriculture Ltd
馬 （英國）
ArtMeat （俄羅斯）
袋鼠 VOW Food （澳大利亞）
寵物食品
（ Pet meat ） 羊 Future Meat T echnologies （以色列）
鼠 Because Animals （美 國）, Wild Earth （美 國）
海鮮類培養肉 螃蟹 Shiok Meats （新加坡）
魚鰾 Avan Meats （中國香港）
龍蝦 Shiok Meats （新加坡）
三文魚 BlueNalu （美國），Wild Type （美國）
小蝦 Shiok Meats （新加坡）
鱘魚 ArtMeat （俄羅斯）
金槍魚 BlueNalu （美國）,Finless Foods （美國）
培養動物奶 牛，羊 BIOMILQ （美國），Turtle Tree Labs （新加坡）
資料來源：根據Eibl et al. （2021）整理
3.1.2涉農企業可持續食品生產現狀分析
上一節描述了可持續食品的總體生產概況，本節將從微觀生產主體層面分析 可持續食品生產現狀。根據上一節分析可知，涉農企業是可持續食品主要生產主 體，以綠色食品生產和有機食品生產為例，有效認證綠色食品的單位中，涉農企 業占比約為 65%（綠色食品發展報告，2020）；有效認證有機食品的單位中，涉
65 農企業占比約為 77%[ 根據中國綠色食品發展中心統計數據，綠色食品、有機食品認證單位包括農業企業、農業合作社、家庭 農場和其他單位等。根據浙大-卡特企研數據庫（CCAD）數據，有效獲得綠色食品認證的單位中，農業企 業所占比例約為 65%；有效獲得有機食品認證的單數中，農業企業所占比例約為 77%。]。因此,本小節將聚焦于涉農企業,利用來自浙大卡特-企 研中國涉農數據庫數據,分析涉農企業可持續食品生產現狀、總結參與可持續食 品生產涉農企業的特征。由于細胞培養肉尚未開始商業化生產,本節以綠色食品 和有機食品為代表進行分析。
3.1.2.1 涉農企業可持續食品生產現狀描述
（ 1 ）參與可持續食品生產的涉農企業數
根據浙大卡特-企研數據庫（CCAD）的數據，截至2020年底獲得綠色食品 認證的涉農企業為 12573家,獲得有機食品認證的涉農企業為 10497 家。而截至 2020 年在各級工商行政管理部門登記在冊的涉農企業約有212 萬家，據此可粗 略估算綠色食品生產涉農企業比例約為0.59%，有機食品生產涉農企業比例約為 0.50%。總體上，可持續食品生產的涉農企業數量比例較低。
雖然總體上可持續食品生產企業數量比例較低，但是每年新增可持續食品生 產企業數呈現增長趨勢。圖3.9展示了 2018-2020年每年新增的綠色食品認證企 業數[ CCAD數據庫只包含2018-2020年的綠色食品認證記錄，因此圖3.13只展示2018-2020年新增綠色食品 認證企業數。
66]，可以看到近三年每年新增的企業數保持在一個較為穩定的水平， 2018 年 新增綠色食品認證企業為3702家， 2019年為4213家， 2020年相比2019年新增 綠色食品認證企業數有所下降，但是仍有3477家新增綠色食品認證企業。
年份
圖 3. 9 2018-2020 年每年新增綠色食品認證企業數
圖 3.10 展示了 2010-2020 年每年新增有機食品認證涉農企業數，可以看到 每年新增的有機食品認證企業呈現增長趨勢。 2010 年新增有機食品認證企業為 3193家， 2012年降為1983家， 2013-2019年之間新增企業數以較為穩定的速度 增長， 2020年新增有機食品認證企業數達到歷史最高，為9269家。
數據來源：根據 CCAD 數據庫整理
(2)可持續食品生產涉農企業地區分布特征
綠色農產品和有機農產品生產對產地環境有嚴格的要求，可能有獨特資源優
勢地區的企業進行綠色農產品和有機農產品生產的概率更高，特別是有機農產品
67 生產；此外，不同地區對綠色食品和有機食品的支持力度存在差異，也可能影響 不同地區的綠色食品生產和有機食品生產企業數量。因此本節分析了綠色食品生 產企業和有機食品生產企業的地區分布特征。
表 3.8 和表 3.9 分別展示了綠色食品生產企業的省份分布和地級市分布 [ CCAD 數據庫只包含 2018-2020 年的綠色食品認證記錄，因此表 3.10 和表 3.11 只展示 2018-2020 年新 增綠色食品認證企業的地區的分布。]。 具體而言，表 3.8 展示了綠色食品生產企業數位居前十位的省份。可以看到，綠 色食品企業主要分布在中東部省份，江蘇和安徽省新增綠色食品認證企業數近三 年均位居前三，山東、湖南和黑龍江的新增綠色食品認證企業數位居前列。從綠 色食品生產企業的地級市分布看（見表 3.9）[ 表 3.11 展示了每年新增企業數位居前 20 位的省份。
68]，綠色食品生產企業也主要聚集在 中東部省份所在的地級市。其中哈爾濱每年新增綠色食品生產企業數量連續三年 位居前列，中部地區的安慶、六安、懷化等地區連續三年均在前十位。此外，我 們可以看到綠色食品生產企業主要部分中東部地區的非省會城市，以江蘇省為例， 蘇州、揚州、鹽城、徐州和無錫等城市的綠色食品企業數量均高于南京市的綠色 食品企業數量。
表3. 8 2018-2020綠色食品認證涉農企業省份分布
2018 年 2019 年 2020 年
省份 企業數 省份 企業數 省份 企業數
江蘇 346 江蘇 463 安徽 315
安徽 333 山東 335 湖南 307
黑龍江 297 安徽 311 山東 276
山東 292 黑龍江 282 重慶 263
浙江 202 湖南 247 黑龍江 251
湖北 194 重慶 233 江蘇 248
湖南 191 湖北 210 江西 201
重慶 168 云南 206 河南 178
云南 165 浙江 169 浙江 174
四川 131 河南 156 湖北 149
數據來源：根據CCAD數據庫整理。該表只展示了每年新增企業數位居前10位的省份。
表 3. 9 2018-2020 年綠色食品認證涉農企業地級市分布
2018 年
地級市 企業數 2019 年
地級市 企業數 2020 年
地級市 企業數
哈爾濱 75 蘇州 70 哈爾濱 56
安慶 62 哈爾濱 61 聊城 53
蘇州 47 鹽城 52 綏化 48
揚州 39 佳木斯 51 懷化 40
齊齊哈爾 39 六安 48 安慶 38
六安 38 徐州 44 贛州 38
聊城 38 無錫 44 蘇州 37
濰坊 35 宿遷 43 杭州 35
泰州 34 湖州 41 衡陽 35
南京 33 聊城 41 六安 33
綏化 33 長沙 41 邵陽 33
杭州 32 阜陽 40 南京 31
宿遷 31 南京 38 滁州 31
湖州 31 安慶 36 阜陽 31
連云港 30 綏化 36 宣城 29
宣城 29 常州 35 楚雄 29
鹽城 29 濟寧 34 恩施 28
常州 28 贛州 33 合肥 27
濟寧 28 濰坊 32 洛陽 27
楚雄 27 威海 31 濟南 27
數據來源:根據CCAD數據庫整理。該表只展示了每年新增企業數位居前20位的城市。
表 3.10 和表 3.11 分別展示了有機食品生產企業省份分布和地級市分布隨時 間變化的情況。具體而言，表3.10展示了2011 年、2015年和2020年有機食品 的省份分布情況。可以看到新增有機食品生產企業逐漸從東部省份轉移到中西部 省份。2011 年有機食品生產企業主要分布在黑龍江和山東、浙江、江蘇等東部省 份；2015年則主要分布在黑龍江和四川、云南、新疆等西部省份；2020年西部 的云南省新增有機食品生產企業數位居首位，中部省份如安徽和江西新增企業數 開始位居前列。表3.11展示了有機食品生產企業地級市分布隨時間變化的情況， 2011 年新增的有機食品生產企業主要分布在哈爾濱、北京、杭州等東部一線城 市；2015年新增的有機食品生產企業除了東部一線城市，西部的普洱、遵義成為 有機食品生產企業的主要來源地；2020年，中部地區的安慶、六安等成為有機食 品生產企業的主要來源地。可以看到，有機食品生產企業逐漸從一線經濟發達城 市轉移到中西部的小城市。可能的原因是中西部省份的政策扶持，通過對有機食 品認證企業進行補貼等措施鼓勵企業進行有機食品認證；其次中西部地區獨特的
69
自然資源環境給有機食品生產創造了基礎條件，再加上交通便利性水平提高和電 子商務的發展，為有機食品的銷售提供了更多了機會。
表3. 10 2011-2020年有機食品認證涉農企業省份分布
2011 年 2015 年 2020 年
省份 企業數 省份 企業數 省份 企業數
黑龍江 363 黑龍江 298 云南 730
山東 362 四川 239 黑龍江 700
浙江 303 云南 190 江西 661
江蘇 224 吉林 179 安徽 594
吉林 190 新疆 161 四川 571
四川 175 山東 145 浙江 426
遼寧 174 內蒙古 135 山東 418
云南 147 浙江 115 廣東 415
內蒙古 143 江西 107 貴州 400
新疆 137 江蘇 101 江蘇 378
數據來源:根據CCAD數據庫整理。該表只展示了每年新增企業數位居前10位的省份。
表3. 11 2011-2020年有機食品認證涉農企業地級市分布
2011 年 2015 年
地級市 企業數 2020 年
地級市 企業數 地級市 企業數
哈爾濱 149 哈爾濱 171 哈爾濱 324
北京 121 北京 85 北京 173
杭州 76 成都 84 安慶 137
成都 60 普洱 38 六安 136
上海 52 遵義 32 普洱 134
重慶 47 長春 32 成都 121
青島 40 吉林 31 上海 118
大連 32 昆明 27 寧德 111
齊齊哈爾 31 承德 26 杭州 110
濰坊 30 衢州 26 贛州 110
天津 29 上海 25 遵義 107
寧波 29 南陽 25 宜春 105
吉林 28 重慶 25 昆明 92
金華 28 巴音郭楞 24 合肥 84
牡丹江 27 青島 24 上饒 81
通化 27 伊犁 23 恩施 81
昆明 26 巴彥淖爾 23 西雙版納 81
遵義 25 南京 22 承德 79
臨沂 24 南充 22 重慶 76
南京 24 杭州 22 九江 75
數據來源:根據CCAD數據庫整理。該表只展示了每年新增企業數位居前20位的城市。
70
3.1.2.2 可持續食品生產涉農企業特征分析
上一節對涉農企業可持續食品生產現狀分析可知，雖然進行可持續食品生產 的涉農企業數量逐年增加，但是比例仍然很低。企業是否進行可持續食品生產主 要由三方面因素決定:一是政府政策推動。如地方政府對獲得綠色認證食品或有 機認證食品的企業提供獎勵，并且補貼認證費用。這些獎勵和補貼措施在一定程 度上提高了企業進行可持續食品生產的積極性。二是市場需求推動。消費者對可 持續食品的溢價和需求會提高企業可持續食品生產的意愿和積極性。這種通過市 場需求決定的企業可持續食品生產行為，是影響企業是否進行可持續食品生產的 關鍵因素；三是由企業自身因素決定。相比于普通食品生產，可持續食品生產如 綠色食品生產和有機食品生產對產地環境、生產技術以及生產過程管理有較為嚴 格的標準。因此，即使在政府政策推動和市場需求推動下，并不是所有企業進行 可持續食品生產都能獲得收益或有能力進行可持續食品生產。了解具備哪些特征 的企業進行可持續食品生產的概率更大，有利于提高政策的針對性，且可以通過 企業的示范效應帶動更多類似的企業進行可持續食品生產。
企業可持續食品生產行為相關研究主要關注如下兩個方面的內容:一是研究 企業可持續食品生產的動機。大多數文獻通過對企業進行問卷調查的方式探究了 企業進行綠色食品認證或有機食品認證的動機，主要動機包括追求經濟利益、提 高產品的品質、提高產品品牌知名度、體現企業的戰略定位、體現企業的社會責 任意識等動機（錢燕峰，2005；張喆，2007；張婷，2013）。二是研究影響企業 可持續食品生產的因素。由于數據可得性的限制，大部分文獻也通過對企業問卷 調查的方式探究了企業影響企業可持續食品生產的因素。這些因素包括經濟效益、 企業規模、產品類別、企業決策者對可持續食品的認知、政策環境、消費者的需 求以及同行業可持續食品生產情況等（錢燕峰，2005；張婷，2013）。
雖然已有文獻對影響企業可持續食品生產意愿和行為的因素進行了廣泛討 論，但是仍存在一些不足之處:一是，大部分文獻主要通過定性分析的方式從理 論上闡述可能影響企業可持續食品生產意愿的因素（韓晶和姜巖，2017），雖然 也有少部分研究實證分析影響企業可持續食品生產意愿的因素，但是企業可持續 食品生產意愿數據通過對企業進行問卷調查的方式獲得（張喆，2007；張婷，2013）。 該種方式存在的不足之處首先是企業樣本選擇的非隨機性，可能會產生樣本選擇
71 偏誤的導致的估計誤差。另外，通過訪談方式獲得的是受訪者主觀的企業可持續 食品生產意愿，不是企業真實行為表現。二是，已有研究尚未清晰刻畫可持續食 品生產企業的特征以及這些企業特征對企業可持續食品生產意愿的影響大小。如 當前研究表明企業規模會正向影響企業是否進行可持續食品生產（張婷，2013）， 企業的其他因素如企業的經濟效益、企業所在地區以、企業創新能力、企業是否 有對外貿易經營業務等因素是否會影響企業的可持續食品生產行為，已有研究尚 未有明確的結論，而這些因素與企業的認證動機息息相關，將在一定程度上影響 企業是否進行可持續食品生產。
綜上所述，本章將利用來自浙大卡特-企研數據庫（CCAD）的數據，探究企 業自身因素對其可持續食品生產行為的影響，即具備哪些特征的企業進行可持續 食品生產的概率更高。相比已有研究，本研究的創新主要體現在以下兩個方面: 一是數據的創新，已有研究分析企業綠色食品或有機食品認證行為的數據主要通 過訪談或問卷調查獲得，該種方式獲得的企業可持續食品生產意愿數據存在很大 的主觀性以及企業樣本選擇的非隨機性。本章利用來自 CCAD 數據庫的綠色食 品認證和有機食品認證企業的數據，并通過匹配獲得非綠色食品認證和有機食品 認證企業的數據，避免了已有研究中訪談和問卷調查數據帶來的主觀性和樣本非 隨機性選擇偏差。二是，研究內容的創新，本章主要關注企業自身的因素對企業 可持續食品生產意愿的影響，包括企業的特征因素、企業的經濟效益因素、企業 創新能力、企業經營表現以及企業其他因素（如商品注冊狀況、對外貿易經營狀 況、是否有網店等）。而已有研究關注的主要是企業規模因素，尚未考慮企業其 他特征因素的影響。
3.1.2.2.1 數據來源
本節數據來源于浙大卡特-企研中國涉農研究數據庫（CCAD）。CCAD數據 庫是由企研數據和浙江大學中國農村發展研究院（ China Academy for Rural Development）共同發起建立的涉農企業數據庫[ 數據庫網址：https://ccad.qiyandata.com/s/subject?name=overview&subdivision=brief
72]。CCAD數據庫截至2020年包 含了在各級工商行政管理部門登記注冊的 212 萬家涉農企業數據。
本節應用到CCAD數據庫中的涉農企業數據（包含企業相關信息43張表格 數據）和食品經濟數據（包含綠色食品認證和有機食品認證企業數據）。這些數 據主要來源三個平臺:一是 CCAD 中農業企業數據來源于工商行政管理部門注 冊登記的企業基本信息；二是企業年報數據和其他特征數據來源于國家企業信用 系統公布的農業企業數據；三是食品經濟的數據來源于全國認證認可信息公共服 務平臺公布的企業綠色食品和有機食品認證數據。通過 CCAD 數據庫中的企業 唯一識別號，將食品經濟數據分別與企業基本信息數據（43 張企業相關信息表 格數據）進行匹配。
具體的數據清理過程如下:
一是，通過對綠色食品認證數據和有機食品認證數據的清理，得到截至 2020 年有效認證綠色食品和有機食品的企業數。數據庫中的綠色食品認證和有機食品 認證記錄，有一個企業有多條認證記錄的情況，經過整理使一個企業只保留一條 記錄。最終獲得截至2020年有效認證綠色食品的農業企業數量13652家，有效 認證有機食品的農業企業數量 10496家[ 該數量是是涉農企業的數量，刪除了合作社、家庭農場和其他認證主體的數量。
73]。
二是，將第一步清理的綠色食品認證企業和有機食品認證企業分別與農業企 業數據匹配（農業企業相關信息的 43 張表格）。由于綠色食品認證數據和有機食 品認證數據沒有唯一的企業識別號和企業社會信用代碼，于是通過企業名稱進行 匹配；農業企業數據相關信息（43 張表格數據）的匹配通過數據庫中的企業唯一 識別號進行匹配。最終匹配成功的綠色食品認證企業為6189 家，有機食品企業 為 4074 家，分別歸類為綠色食品生產企業和有機食品生產企業。
三是，識別非綠色食品生產企業和非有機食品生產企業。將所有綠色食品認 證記錄（頒證日期為 2017 年截止當前的記錄）和有機食品認證記錄企業（頒證 日期為 2004 年截止當前的記錄）與農業企業數據匹配，農業企業中尚未匹配成 功的企業歸類為未進行綠色食品認證或有機食品認證的企業，為466880家。
3.1.2.2.2 計量模型構建與變量定義
（1）計量模型
一是傾向得分匹配。
通過初步數據清理和匹配得到非綠色食品和有機食品生產企業后，本研究進 一步應用傾向得分匹配（PSM） （Heckman et al.,1997）識別非綠色食品和有機食品 生產的企業。用 PSM 匹配獲得最終回歸樣本的原因為：一是，在綠色食品和有 機食品生產數據與涉農企業數據匹配過程中，損失了一部分綠色食品和有機食品 生產企業。這部分損失的樣本可能導致樣本偏差問題。二是，企業生產的產品類 別會影響企業是否選擇進行綠色食品認證或有機食品認證，通過匹配獲得經營規 模和經營狀況相似的企業，可在一定程度上減少產品類別差異的影響。三是，企 業進行可持續食品的生產主要動機之一是獲得經濟效益，通過傾向得分匹配獲得 經營狀況相似的企業，可避免由于企業自身經營狀況差異引起的樣本偏差問題。 四是當前識別的非綠色食品生產或有機食品生產企業中，可能存在以前有過綠色 食品認證或有機食品認證的企業，但是截止當前認證已經失效的企業，特別是對 于綠色食品認證，數據庫中只包含了20 1 7年截至當前的認證記錄。
PSM 匹配的步驟如下：
首先，將樣本分為實驗組和控制組。實驗組表示進行綠色食品認證或有機食 品認證的企業，控制組表示未進行綠色食品認證或有機食品認證的企業。根據浙 大卡特-企研中國涉農研究數據庫（CCAD）數據，將截至2020年底有效綠色食 品和有機食品認證企業歸類為進行綠色食品認證或有機食品認證的企業（實驗 組）。將CCAD數據庫中有綠色食品認證記錄（2017年到至今）和有機食品認證 記錄的企業（2004年到至今）與的企業基本信息匹配（截至 2020年在各級工商 行政管理部門登記在冊的約212 萬家農業企業），企業基本信息中企業（212 萬 家企業）沒有匹配成功的企業歸類為未進行綠色食品認證或有機食品認證的企業 （參照組）。由于綠色食品認證和有機食品認證記錄表中沒有企業統一社會信用 代碼和樣本識別ID,通過企業名稱進行匹配。
其次，選擇PSM匹配中的協變量，并估計傾向得分值（PS）。根據已有文獻， 企業特征和企業經營狀況會影響企業是否進行綠色食品認證和有機食品認證，因 此， PSM 匹配中選擇的協變量為反映企業經營狀況和企業特征的變量，具體包 括資產總額、負債總額、所有者權益、營業總收入、主營業務收入、利潤總額、 納稅總額、凈利潤；同時包含了企業的類型、注冊資金和地域分布等反映企業特 征的變量。基于選擇的協變量，利用 logit 模型估計傾向得分值，樣本傾向得分 值決定了該樣本是否能匹配成功。
74
最后，根據傾向得分值進行PSM匹配，具體選擇的匹配方法為1： 4近鄰匹 配。樣本之間的傾向得分匹配有多種方法，包括k近鄰法、卡尺匹配、卡尺內最 近鄰匹配、核匹配、局部線性回歸匹配和樣條匹配。本文選擇k近鄰匹配方法的 原因為：一是本文中的參照組樣本數遠大于實驗組樣本數，一對多的近鄰匹配可 以提高匹配效率。二是本文同時也分別應用其他5種匹配方法進行了樣本傾向得 分匹配，匹配效果與k近鄰匹配相差較小，但是k近鄰匹配保留的樣本數最多。
二是logit回歸模型。
將企業是否進行綠色或有機食品認證作為因變量，企業特征、企業經營績效、 企業創新能力、企業經營表現、地域分布以及企業其他特征作為因變量進行 logit 回歸分析。企業是否進行可持續食品生產由預期的利潤決定，而預期的利潤由企 業自身所具有的特征決定，可用如何方程表示：
Profittj = X-P + Etj (3.1)
其中X是企業自身特征組成的自變量向量，包括企業基本特征、企業經營績 效、企業資產運營效率和其他特征。具體的變量定義如表所示。切是誤差項，表 示不可觀測因素的影響。理性的農業企業在利潤最大化的目標下，會衡量生產可 持續食品和不生產可持續食品帶來的預期收益，從而選擇使自身利潤最大化的決 策。農業企業選擇生產可持續是食品的概率可表示為：
Pt(j) = Prob(profitij > profitjk), Vfc 豐 j
=Prob(profitij — profitjk) >0, Pk 豐 j
=Prob(si]--弧 > - X]B，Pk 豐 j) (32)
其中，八k表示農業企業。假設切符合I型極值分布，那么方程可以轉化為 如下形式：
eXj'P
片⑦=亦eXK邛
其中卩的系數可通過極大似然估計得出。
2)變量定義
表 3.12 展示了回歸方程中變量的定義。因變量為企業是否進行綠色食品生 產或有機食品生產的虛擬變量，通過傾向得分匹配獲得的實驗組（有綠色食品或 有機食品生產行為）和參照組（無綠色食品或有機食品生產行為），具體匹配過 程見上一節。自變量包括企業基本特征、企業經營績效、企業經營表現、企業創 新能力和企業其他變量如是否有對外貿易、是否有網店、是否注冊商標、是否有 質量管理體系認證、是否被抽查檢查以及企業地區分布等。
企業基本特征包含企業的經營年限、企業規模、企業資產負債率和企業資產 周轉率。企業經營年限表示企業成立到現在的時間間隔，經營年限較長的企業相 比經營年限較短的企業，可能擁有更多的資源，經營能力更強。因此企業經營年 限可能會影響是否會選擇進行綠色食品或有機食品生產；本文用企業從業人數衡 量企業規模。企業規模越大，更容易在生產經營過程中產生規模經濟效益，選擇 綠色食品生產或有機食品生產的概率越高；資產負債率反映企業的償債能力；資 產周轉率反映企業的資產運營效率。
企業經營績效參照已有企業經營績效衡量方法，通過凈利潤與主營業業務收 入的比值衡量。企業經營表現用企業經營期間是否獲得過榮譽或受到過行政處罰 衡量。企業創新能力用是否獲得專利和企業是否被認證為高新企業衡量。其他變 量包含企業是否有對外貿易業務、企業是否進行質量安全管理體系認證、以及企 業是否有網店和企業是否被相關部門檢查或抽查過。這些變量可能會影響企業的 綠色食品或有機食品生產決策。如企業有對外貿易業務，可能對產品的質量安全 管理、質量標準更為嚴格；被相關部門檢查或抽查過，說明政府對食品質量安全 監管較為嚴格，企業進行安全農產品（食品）生產的概率可能更高。企業是否生 產綠色食品或有機食品與企業所在地域可能存在一定的關系。特別是對于有機食 品，有機食品生產對生產環境有嚴格的標準，因此，自然環境優越的地區所在企 業進行有機食品認證的概率可能更高。
表 3. 12 變量定義
變量名 變量描述 變量類型 變量定義
因變量 企業是否進行綠色食品
或有機食品生產
實驗組 進行綠色食品或有機食品 分類變量 是 =1；其他 =0
生產的企業
參照組 未進行綠色食品或有機食品 分類變量 是 =1；其他 =0
76
生產的企業 自變量 企業基本特征 企業經營年限
小于5年 截至 2020 年企業成立 分類變量 是 =1；其他 =0
5-10 年 的時間 分類變量 是 =1；其他 =0
10 年以上 分類變量 是 =1；其他 =0
Ln （從業人數） 企業從業人數取對數 連續變量 數值
資產負債率 負債總額/資產總額 連續變量 數值
資產周轉率 主營業務收入/資產總額 連續變量 數值
企業經營績效
凈利潤率 凈利潤/主營業務收入 連續變量 數值
企業創新能力
專利 企業是否有專利 分類變量 是 =1；其他 =0
高新企業 企業是否被認定為高新企業 分類變量 是 =1；其他 =0
企業經營表現
企業榮譽 企業是否獲得過榮譽 分類變量 是 =1；其他 =0
行政處罰 企業是否收到過行政處罰 分類變量 是 =1；其他 =0
其他特征
對外貿易 企業是否有對外貿易 經營業務 分類變量 是 =1；其他 =0
質量管理體系認證 企業是否進行了質量管理體 系認證 分類變量 是 =1；其他 =0
注冊商標 企業是否注冊商標 分類變量 是 =1；其他 =0
檢查抽查 企業是否被相關部門 抽查檢查 分類變量 是 =1；其他 =0
網店 企業是否有網店 分類變量 是 =1；其他 =0
地域分布
西部 企業位于西部省份 分類變量 是 =1；其他 =0
中部 企業位于中部省份 分類變量 是 =1；其他 =0
東部 企業位于東部省份 分類變量 是 =1；其他 =0
東北 企業位于東北省份 分類變量 是=1 ；其他=0
3.1.2.2.3 實證結果
（1）PSM匹配結果分析
首先，共同支撐域檢驗結果。
進行PSM匹配的一個重要前提是實驗組樣本與參照組樣本的傾向得分有共 同取值范圍，即共同支撐域（common support）。如果實驗組樣本與參照組樣本不 存在共同取值范圍，則實驗組樣本在參照組中無法找到與之相匹配的樣本。根據
77 logit 模型擬合的傾向得分值，在共同取值范圍內的樣本數如表 3.13 所示，可以 看到綠色食品樣本和有機食品樣本都存在共同取值范圍內的樣本。根據 1： 4 近 鄰匹配，最終得到的樣本數量見表最后一列，綠色食品企業樣本總共為 2174家， 有機食品企業樣本總共為 1701 家。
表 3. 13 共同傾向得分范圍內樣本數
共同傾向得分范圍內樣本 最終匹配結果樣本
綠色食品樣本 實驗組 441 431
參照組 126047 1743
有機食品樣本 實驗組 345 345
參照組 126144 1356
其次，平衡性檢驗結果。
為了檢驗傾向得分匹配結果是否較好地平衡了實驗組與參照組樣本數據，在 此應用兩種方法檢驗匹配結果的可靠性：
一是檢驗匹配后的協變量標準化偏差（standardized bias），如果匹配后的協 變量的標準化偏差小于 20% ，則說明匹配結果可以接受（ Rosenbaum and Rubin,1985）。表3.14和表3.15分別展示了綠色食品企業樣本和有機食品企業樣 本匹配結果的平衡性檢驗。綠色食品企業樣本的平衡性檢驗結果顯示（表 3.14）， 匹配后所有協變量的標準化偏差低于20%；而且匹配后大部分協變量的t檢驗結 果表明實驗組與參照組沒有顯著的差異，只有注冊資金變量存在差異。總體上說 明綠色食品企業樣本匹配結果可以接受。有機食品企業樣本平衡性檢驗結果同樣 顯示（表 3.15），匹配后所有協變量的標準化偏差低于 20%，而且匹配后大部分 協變量的t檢驗結果表明實驗組與參照組沒有顯著的差異，只有注冊資金變量存 在差異。總體上說明有機食品企業樣本匹配結果可以接受。
表 3. 14 綠色食品企業樣本匹配平衡性檢驗
變量名稱 匹配 變量均值 標準偏 偏差減 t統 p值
過程 差（％） 少（％） 計量
實驗組 控制組
資產總額 匹配前 220000.00 47674.00 6.40 3.84 0.00
匹配后 6242.20 10000.00 -0.30 95.60 -0.59 0.56
負債總額 匹配前 190000.00 7609.20 6.70 15.63 0.00
匹配后 2467.10 99785.00 -0.30 94.80 -0.50 0.62
所有者權益 匹配前 340000.00 38177.00 3.30 0.58 0.56
匹配后 1405.70 11736.00 -0.10 96.60 -0.26 0.80
78
營業收入 匹配前 770000.00 2878.20 6.70 15.87 0.00
匹配后 1412.40 2739.60 0.00 99.80 -0.33 0.74
主營業務收入 匹配前 760000.00 2636.10 6.70 15.87 0.00
匹配后 1366.10 2683.70 0.00 99.80 -0.33 0.74
利潤總額 匹配前 56735.00 245.47 6.70 15.39 0.00
匹配后 38848.00 277.01 0.00 99.50 0.37 0.71
納稅總額 匹配前 4285.30 50.06 6.70 9.09 0.00
匹配后 31.57 11.61 0.00 99.50 0.72 0.47
凈利潤 匹配前 56706.00 -2706.40 6.30 2.15 0.03
匹配后 -25.27 -613.61 0.10 99.00 0.57 0.57
企業類型 匹配前 1998.00 3054.90 -67.10 -13.14 0.00
匹配后 1999.90 1961.50 2.40 96.40 0.40 0.69
注冊資金 匹配前 1366.10 358.67 17.80 2.90 0.00
匹配后 1346.50 731.45 10.90 38.90 3.05 0.00
成立時間 匹配前 2011.20 2015.00 -74.50 -19.03 0.00
匹配后 2011.20 2011.40 -3.90 94.70 -0.50 0.62
企業行政區劃 匹配前 380000.00 410000.00 -21.80 -4.43 0.00
匹配后 380000.00 370000.00 4.70 78.50 0.69 0.49
表 3. 15 有機食品企業樣本匹配平衡性檢驗
變量名稱
匹配
過程
資產總額 匹配前 匹配后 負債總額 匹配前 匹配后 所有者權益 匹配前 匹配后 營業收入 匹配前 匹配后 主營業務收入 匹配前 匹配后 利潤總額 匹配前 匹配后 納稅總額 匹配前 匹配后 凈利潤 匹配前 匹配后 企業類型 匹配前 匹配后 注冊資金 匹配前 匹配后
成立時間 匹配前 2012.10 2015.00 -56.20 -13.06 0.00
匹配后 2012.10 2012.20 -3.00 94.70 -0.32 0.75
企業行政區劃 匹配前 410000.00 410000.00 5.20 1.00 0.32
匹配后 410000.00 420000.00 -6.60 -25.00 -0.84 0.40
二是比較樣本匹配前后偽R2和LR統計量。表3.16展示了綠色食品樣本和 有機食品樣本匹配前后偽R2和LR統計量。綠色食品企業樣本匹配前偽R2和LR 統計量分別為 0.07和 394.87，匹配之后分別下降為 0.01 和 16.34。有機食品企業 樣本匹配前偽R2和LR統計量分別為0.07和316.40，匹配后分別下降為0.02和 15.22。說明本文的匹配結果較好，在一定程度上消除了實驗組與參照組樣本之間 的差異和樣本非隨機性產生的偏差。
表 3. 16 傾向得分平衡性檢驗
偽 R2 LR
綠色食品企業
匹配前 0.07 394.87
匹配后 0.01 16.34
有機食品企業
匹配前 0.07 316.40
匹配后 0.02 15.22
2）回歸結果分析
在進行 logit 回歸分析之前，本文首先分析了變量之間的相關性。變量相關 性分析的主要目的是從描述統計的角度檢驗自變量與因變量之間是否存在高度 相關性而產生多重共線性。變量相關性分析的結果見附錄2附表 2，展示了綠色 食品企業樣本的變量相關性檢驗結果，根據兩兩變量之間的相關性系數可以看出， 不存在高度相關的兩個變量。附錄2附表 3 展示了有機食品企業樣本中變量相關 性檢驗的結果，根據相關性系數同樣看出，不存在高度相關的兩個變量。變量相 關性檢驗結果說明回歸模型中，變量之間不存在共線性問題。此外，我們根據回 歸結果估計了自變量的方程膨脹因子（VIF）,綠色食品樣本和有機食品樣本中自 變量的方差膨脹因子均小于 10，該結果進一步證實了回歸模型中變量之間不存 在多重共線性問題。
企業因素對涉農企業綠色食品生產的回歸結果如表 3.18 所示。因變量為涉 農企業是否是為綠色食品生產企業（即實驗組=1，表示綠色食品生產；參照組=0， 表示未進行綠色食品生產的企業）。表3.17的logit回歸結果顯示，影響涉農企業
80
綠色食品生產的企業因素為：企業經營年限、企業資產周轉率、企業從業人數、 企業是否注冊商標、企業是否有專利、企業是否進行質量管理體系認證、企業榮 譽情況、企業是否進行對外貿易等；企業的經營績效和地區分布不會顯著影響企 業的綠色是食品生產意愿。
企業經營年限會顯著負向影響企業是否進行綠色食品生產。經營年限越高的 農業企業，選擇進行綠色食品生產的概率越低，經營年限為 5-10 年的企業相對 于經營年限為 5 年以下的企業，進行綠色食品生產的概率將降低 43%，經營年限 大于 10 年的企業相對于經營年限為 5 年以下的企業，進行綠色食品生產的概率 將降低 75%。以下兩個原因可能解釋企業經營年限長的企業進行綠色食品生產 的概率更低：一是進行綠色食品生產需要承擔一定的成本，如綠色食品生產需要 相應的技術人員、管理人員以及生產設備等；而經營年限較長的農業企業一般已 經有了固定的生產經營模型和產品類型，進行轉型生產綠色食品生產可能需要承 擔成本更高；二是農業企業可能通過綠色食品生產以提高品牌的知名度。已有研 究表明農業企業進行綠色食品生產的動機之一是提高品牌知名度（張婷，2013）。 經營年限長的企業的產品品牌知名度一般情況下相比經營年限長的企業高，經營 年限短的農業可能試圖通過綠色食品生產以提高品牌的知名度，因此經營年限短 的企業進行綠色食品生產的概率更高。
企業規模會顯著正向影響企業是否進行綠色食品生產，企業規模越大的企業 進行綠色食品生產的概率越高。本文應用企業從業人數衡量企業的規模，回歸結 果顯示企業的從業人數增加1%，企業進行綠色食品生產的概率將增加36%。可 能的原因是規模大的企業進行綠色食品生產的實力更強。規模大的企業相比規模 小的企業資金實力可能更強，更有能力投資相關設備、技術和雇傭人員進行綠色 食品生產（錢燕峰， 2005）。如已有研究表明規模大的企業相比規模小的企業進 行 HACCP 認證的意愿更強（王志剛等， 2006）。
資產周轉率系數與企業是否進行綠色食品生產呈現顯著的負向關系。資產周 轉率表示企業對資產的運營能力，在一定程度上反映了企業的銷售能力和經營績 效。本文中的資產周轉率通過主營業務收入與資產總額的比值衡量。該結果表明 資產周轉率越高的企業，進行綠色食品生產的概率越低。可能的原因是資產周轉 率高的銷售能力好、資產利用效率高，通過綠色食品生產提高品牌知名度進而增
81 加銷售量的動機就低，因此資產周轉率高的企業進行綠色食品的概率越低，資產 周轉率每提高一個單位，企業進行綠色食品生產的概率將降低 19%。
其他變量包括企業是否注冊商標、是否有專利、是否進行了質量管理體系認 證、企業是否獲得過榮譽、是否有對外貿易業務會顯著影響企業是否進行綠色食 品生產。一是，有注冊商標的企業進行綠色食品生產的概率更高，注冊商標是企 業品牌建立的第一步，已有研究表明企業進行綠色食品認證的動機之一是通過綠 色食品認證提高消費者對企業食品的認可度（張喆， 2007）。回歸結果顯示有注 冊商標的企業進行綠色認證的概率是沒有注冊商標企業的 13.62 倍；二是，有專 利的企業進行綠色食品生產的概率比沒有專利的企業高 58%。可能的原因是有 專利的企業技術創新水平較高，而進行綠色食品生產對技術水平、管理水平相對 較高，以及對新事物可能有積極的接受態度，具有一定的創新能力，因此有專利 的企業進行綠色食品生產的概率更高。三是，已經獲得質量管理體系認證的企業 進行綠色食品生產的概率更高，是沒有獲得質量管理體系認證企業的 7.05 倍。 可能的原因是已經獲得質量管理體系認證的企業已經有進行食品安全生產的技 術、設備、管理系統等基本要素，進行綠色食品認證和生產的成本可能更低；也 有可能獲得質量安全管理體系認證的企業對食品質量安全比較重視且對食品質 量安全相關知識也比較了解，因此更愿意進行綠色食品這一類安全認證食品的生 產（張婷， 2013）。 四是，獲得過榮譽的企業進行綠色食品生產的概率是沒有獲 得過榮譽企業的 2.44 倍。可能的原因獲得過榮譽的企業在企業管理和經營表示 良好，展示了企業形象和社會責任，而綠色食品具有利他屬性，進行綠色食品生 產在某種程度上體現了企業的社會責任意識（張婷， 2013）。因此獲得過榮譽的 企業進行綠色食品生產的概率更高。五是，有對外貿易經營的企業與企業是否進 行綠色食品生產呈現顯著的正向關系。綠色食品相比普通食品更具安全性，質量 標準更高。在對外貿易中，可能存在農產品質量貿易壁壘，因此有對外貿易經營 的企業在食品質量安全方面的要求可能更嚴格，因此進行食品質量安全標準高的 綠色食品生產的概率更高。
82
表3. 17 企業特征與涉農企業綠色食品生產回歸結果
(1 ( 2)
變量系數 幾率比
5-10年 -0.57**(0.28) 0.57**(0.16)
大于10年 -1.39***(0.33) 0.25***(0.08)
In （從業人數） 0.31***(0.07) 1.36***(0.10)
資產負債率 0.08(0.05) 1.08(0.05)
凈利潤率 0.001(0.001) 1.00(0.001)
資產周轉率 -0.20***(0.07) 0.82***(0.06)
注冊商標 2.61***(0.19) 13.62***(2.58)
專利 0.46*(0.27) 1.58*(0.42)
質量管理體系認證 1.95***(0.51) 7.05***(3.60)
高新企業 -0.95(0.66) 0.39(0.26)
企業榮譽 0.87***(0.24) 2.44***(1.22)
行政處罰 -0.63(0.46) 1.18(0.37)
對外貿易 0.89*(0.50) 1.00*(0.47)
檢查抽查 0.16(0.31) 1.18(0.37)
網店 -0.001(0.47) 1.00(0.47)
中部 0.32(0.22) 1.38(0.30)
東部 0.12(0.25) 1.12(0.28)
東北 0.15(0.37) 1.16(0.43)
常數項 -2.46***
Log likelihhood -440.60
Wald chi2 288.35
Prob>chi2 0.00
擬 R2 0.33
觀察值 1095
注：括號內是異方差穩健標準誤，*、 **、***分別表示 10%、5%、 1%的顯著性水平。
表 3.18 展示了企業因素對涉農企業有機食品生產影響回歸結果。結果顯示 影響企業是否進行有機食品生產的因素與綠色食品生產的因素存在差異，影響企 業是否進行有機食品生產的企業因素為：企業的經營年限、資產負債率、資產周 轉率、企業從業人數、企業是否注冊商標、企業時是否有專利、企業是否進行了 質量管理體系認證以及企業所在地區因素等。具體的影響大小和方向如下：
與綠色食品生產回歸結果一致，經營年限越長的企業進行有機食品生產的概 率越低，相比經營年限在5年以內的企業，經營年限大于10 年的企業進行有機 食品生產概率將降低 65%。可能經營年限短的企業擬通過有機食品認證提高產 品品牌的知名度和認可度。同綠色食品生產一樣，企業資產周轉率與企業是否進 行有機食品生產呈現顯著的負向關系；企業規模與企業是否進行有機食品生產呈
83 現顯著的正向關系，企業的從業人數每提高一個百分比，企業進行有機食品的概 率將增加 1.33 倍；注冊商標的企業相比沒有注冊商標的企業，進行有機食品生 產的概率將增加 10.97 倍；有專利的企業進行有機食品生產的概率相比沒有專利 的企業進行有機食品生產的概率將增加 2.24 倍；進行質量管理體系認證的企業 相比沒有進行質量管理體系認證企業進行有機食品生產的概率將增加 4.29 倍。
與綠色食品企業影響因素不同的是，企業地區分布會顯著影響企業會否進行 有機食品生產。表 3.18 的回歸結果顯示，相比西部地區的企業，東部地區的企業 進行有機食品認證的概率將降低 46%。可能的原因是有機食品生產對生產環境 要求較高，因此自然資源突出的西部地區農業進行有機食品生產的概率更高。從 上一節有機食品生產企業的地區分布的描述性統計數據也顯示，西部地區的省份 有機食品生產的企業數量更高。企業資產負債率顯著正向影響企業是否進行有機 食品生產生產，資產周轉率每提高一個單位，企業進行有機食品生產的概率將增 加 1.30 倍，可能的原因進行有機食品生產認證前期需要較大的投入，如對土地 的管理需要有三年的轉換期，因此可能企業前期通過負債的形式進行生產投入。
表 3. 18 企業特征對涉農企業有機食品生產影響回歸結果
（1 ( 2 )
變量系數 幾率比
5-10 年 0.16(0.27) 1.17(0.31)
大于10年 -1.05***( 0.32) 0.35(0.11)
資產負債率 0.26**(0.11) 1.30**(0.14)
凈利潤率 0.04( 0.02) 1.04(0.03)
資產周轉率 -0.14**(0.06) 0.87**(0.05)
In （從業人數） 0.29***( 0.08) 1.33***(0.11)
注冊商標 2.40***( 0.22) 10.97***(2.46)
專利 0.80***( 0.29) 2.24***(0.65)
質量管理體系認證 1.46**(0.71) 4.29**(3.03)
高新企業 0.23(1.09) 1.26(1.37)
企業榮譽 0.22( 0.32) 1.24(0.39)
行政處罰 0.04( 0.43) 1.04(0.44)
對外貿易 -0.45( 0.46) 0.64(0.29)
檢查抽查 -0.02( 0.30) 0.98(0.29)
網店 -0.10(0.54) 0.91(0.49)
中部 -0.11(0.23) 0.89(0.21)
東部 -0.62*( 0.33) 0.54*(0.18)
東北 -0.07( 0.37) 0.93(0.35)
常數項 -2.43***( 0.27) 0.09(0.02)
84
Log likelihhood -324.79
Wald chi2 190.66
Prob>chi2 0.00
擬 R2 0.31
觀察值 769
注：括號內是異方差穩健標準誤，*、 **、 ***分別表示 10%、 5%、 1%的顯著性水平。
3.1.2.2.4 主要結論
本節使用浙大卡特-企研中國涉農企業數據庫的數據（CCAD）,首先通過 PSM 傾向得分匹配方法識別綠色食品生產企業和有機食品生產企業與非綠色食 品生產企業和非有機食品生產企業；然后應用 logit 模型分析企業特征、企業經 營績效、企業創新能力、企業經營表現、地區分布以及其他特征因素對企業是否 進行綠色食品生產和有機食品生產的影響。得到的主要結論如下：
經營年限較低的企業（5 年以內）、規模較大的企業、資產周轉率較低的企 業、資產負債率較高的企業（有機食品認證）進行綠色食品認證和有機食品認證 的概率更大。可能的原因是是企業旨在通過深綠色食品認證或有機食品認證提高 產品品牌的知名度，而經營年限較短且規模較大的企業可能在市場知名度、品牌 知名度和認可度方面的低于經營年限較長的企業，通過綠色食品認證或有機食品 認證進行產品品牌建立是一種主要方式。注冊商標系數值較大且正向顯著性也在 一定程度上說明企業的綠色食品或有機食品認證動機可能是品牌建設，有注冊商 標的企業進行綠色食品認證或有機食品認證的概率將提高1 0 倍左右。此外，也 有可能有資金實力和規模大的企業更有能力進行綠色食品認證或有機食品認證， 其進行綠色食品認證或有機食品認證的概率更大。
東部地區的企業相比西部的企業，進行有機食品認證的概率更小。可能的原 因是有機食品生產對產地環境的要求比較嚴格，西部地區獨特的產地環境自然資 源優勢使得西部地區所在的企業進行有機食品認證的概率更高；也有可能與地方 政策因素有關。有對外貿易經營業務的企業進行綠色食品認證的概率更高。說明 企業可能為了減少貿易過程中的貿易壁壘，會進行綠色食品認證。
其他特征如有專利的企業、獲得過榮譽的企業、有質量管理體系認證的企業 進行綠色食品認證或有機食品認證的概率更高，說明有一定創新能力、經營表現 較好、對食品質量安全重視的企業進行可持續食品生產的概率更高。但是企業經 營績效因素不會顯著影響企業進行綠色食品認證或有機食品認證，說明企業經營
85 績效的好壞不是企業進行綠色食品認證或有機食品認證的決定性因素。這在一定 程度上也可能反映企業提高經營績效不是企業進行綠色食品認證或有機食品認 證的主要動機；綠色食品或有機食品具有利他屬性（如環境保護和動物福利）， 企業進行綠色食品認證或有機食品認證一定程度上體現了企業的社會責任。
3.2可持續食品消費現狀
上一部分描述了可持續食品生產概況，本部分將描述可持續食品的市場消費 概況。具體而言，本節利用來自綠色食品統計年鑒數據和有機食品發展報告數據， 分別描述了當前綠色食品和有機食品市場消費概況，本節的分析有助于了解當前 市場對可持續食品的需求狀況。由于當前細胞培養肉尚未開始在市場上銷售，因 此未展示其市場消費情況數據。
（1）綠色食品消費現狀
圖 3.11 展示了 2001-2019 年中國綠色食品的國內年銷售額情況。總體上我 國綠色食品銷售額呈現增長趨勢。2001 年-2008 年綠色食品銷售額以平均約 20% 的年增長率快速增長。2009 年-2013 年綠色食品銷售額的增長率降為 4%左右。 2014 年綠色食品銷售額達到歷史最高值，5480.5 億元，相比 2013 年增長 33.9%。 2014 年峰值的出現可能是前一年的多起食品安全事件刺激了消費者對綠色食品 的需求（劉青，2018）。 2015 年-2016 年，綠色食品增長率為負數，年增長率分別 為-25.0%和 13.4%。2017 年開始到現在，增長率在 2%左右。綜上可見國內綠色 食品銷售額近兩年的增長速度緩慢。
86
6000.0
5000.0
4000.0 弓
3000.0
2000.0
1000.0
0.0 榭襯屈屈神屈神護神襯襯襯禱襯神神斥神神 年份
圖 3.11 2001-2019 年綠色食品國內年銷售額
數據來源：《綠色食品統計年報》（2002-2020 年）
圖 3.12 顯示了 2001-2019 年中國綠色食品出口額情況。和國內銷售額一樣， 綠色食品出口額雖然有所波動，但是總體上呈現增長趨勢。2001 年-2008 年綠色 食品的出口額以平均約 20%的增長率穩定增長。2009 年-至今，綠色食品出口額 增長率呈現下降和增長并存的波動趨勢。2013年出口額降低到歷史最低值 2.6 億 美元。可能的原因是 2012-2013年間我國發生一系列重大的食品安全事件，影響 了綠色食品的出口，同時刺激了我國消費者對更高質量和安全的綠色食品的需求。
圖 3.12 2001-2019 年綠色食品出口額
數據來源：《綠色食品統計年報》（2002 年-2020 年）
87
(2)有機食品消費現狀
一是，國內銷售額情況。
如圖 3.13 所示， 2013-2019 年中國有機食品的國內銷售額呈現增長的趨勢。 2013-2015年有機食品的銷售額穩定在300億元左右， 20 15年開始呈現快速增長 的趨勢， 2016-2019有機食品的銷售額增長較為穩定。2019年我國有機食品的銷 售額為 678 億元，相比于 2018 年的 631.5 億元，增長率為 6.9%。相比于 2013 年 的 300 億元，增長率高達 55.7%。近年來有機食品銷售額緩慢穩定的增長說明了 我國消費者對有機食品的需求有所增加，但是需求增長的速度較慢。
100.0
0.0
2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019
年份
圖 3.13 2013-2019 年有機食品國內年銷售額 數據來源：《有機產品認證與有機產業發展(2020)》
二是，有機食品出口貿易額情況。
圖 3.14 展示了 2013-2019 年中國有機食品出口貿易額。從圖中可以看出， 2013 年到 2106 年，我國有機食品出口額呈現逐年增加的趨勢，但是 2016 年之 后，貿易額呈現下降的趨勢，但是從有機食品出口貿易量上看， 2016 年之后貿易 量是逐年增加的，可能的原因是有機食品的出口價格有所下降。
88
0.0 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019
年份
圖 3.14 2013-2019 年有機食品出口額
數據來源：《有機產品認證與有機產業發展（2020）》
從出口的國家看，我國有機食品主要出口到荷蘭、美國、德國、英國、加拿 大以及亞洲其他國家， 2019年出口到亞洲其他國家的有機食品貿易額位居第一， 為 1.55 億美元，其次為出口到荷蘭的有機食品貿易額為 1.18 億美元，第三為出 口到美國的為0.96億美元。從我國有機食品進口的國家看， 2019年我國有機食 品進口貿易額前三的國家為：荷蘭、愛爾蘭、美國。2019年從荷蘭進口有機食品 貿易額為 48.6 億元，愛爾蘭和美國分別為 32.7 億元和 13.95 億元。可以看出， 我國有機食品主要出口到亞洲其他國家，而進口的有機食品主要來自于歐美發達 國家，可能的原因是我國消費者更信任歐美國家的有機食品。
三是，有機食品發展國際比較。
如表 3.19 所示，展示了全球有機農地生產面積位居前十的國家。中國有機 農地面積位居全球第七位，為 2.22 百萬公頃，僅次于法國、美國等歐美發達國 家，但就有機農地面積占農業總耕地面積而言，我國的有機農地比例為 0.4%， 位居第十位。澳大利亞以 35.69 百萬公頃的有機農地生產面積位居首位，遠超有 機農地面積3.67百萬公頃，位居第二的阿根廷。西班牙、美國、印度、法國和中 國有機農地的面積比較相近，為 2.2-2.3 百萬公頃左右。烏拉圭、意大利和德國 的有機農地面積分別為 2.14 、 1.99 和 1.61 公頃。十個國家中，烏拉圭的有機農 地占比最高，為15.3%，意大利僅次于烏拉圭，為15.2%。此外，美國雖然是有
89 機食品市場零售額最高的國家，但是其有機農地的比例卻只有 0.6%，僅略高于 中國。根據 2020 年世界有機農業發展報告，全球有機農地占比最高的國家為列 支敦士登（中歐國家），占比為 41.0%。瑞士、瑞典、芬蘭等有機食品市場份額較 高的歐美發達國家，有機農地占比為 15%左右。綜上所述，雖然我國的有機農地 總面積位居世界前列，但是從有機農地占比上看，我國的有機食品生產還有很大 的提升空間。
表 3.19 2019 年有機農地面積位居前十的國家
國家 有機農地面積（百萬公頃） 有機農地比例（％）
澳大利亞 35.69 9.9%
阿根廷 3.67 2.5%
西班牙 2.35 9.7%
美國 2.33 0.6%
印度 2.30 1.3%
法國 2.24 7.7%
中國 2.22 0.4%
烏拉圭 2.14 15.3%
意大利 1.99 15.2%
德國 1.61 9.7%
數據來源：FiBL Statistics
如表 3.20 所示，展示了全球有機食品市場零售額位居前十位的國家。中國 有機食品市場的零售額位居全球第四，為8504 百萬歐元，但有機市場份額（0.9%） 和人均有機食品消費額（6 歐元）位居第十位。就有機食品市場零售額而言，美 國的有機食市場零售額位居首位，為 44721百萬歐元，是市場零售額排名第二的 國家德國的四倍，位居第三的法國有機食品市場零售額為 11295 百萬歐元。就有 機食品市場份額而言，瑞士是十個國家中有機市場份額最高的國家，為 10.4%， 其次為瑞典，為 9.0%，美國、法國、德國為 6%左右。就有機食品人均消費額而 言，瑞士以人均 338 歐元的有機食品銷售額位居首位，瑞典以人均 215 歐元的有 機食品銷售額位居第二位，法國以人均 174 歐元的有機食品銷售額位居第三位， 德國、美國僅次于法國，分別為 144 歐元和 136 歐元。
綜上可知，中國的有機食品生產面積和市場零售額都位居世界前列，但是從 有機產地比例、市場份額以及人均消費額來看，中國都處于較低的水平。說明有 機食品在我國仍然有巨大的發展空間。
90
表 3.20 2019 年有機食品市場零售額位居前十的國家
國家 市場零售額（百萬歐元） 有機市場份額（％） 人均消費額（歐元）
美國 44721 5.8% 136
德國 11970 5.7% 144
法國 11295 6.1% 174
中國 8504 0.9% 6
意大利 3625 3.7% 60
加拿大 3480 3.2% 93
瑞士 2912 10.4% 338
英國 2679 1.8% 40
瑞典 2144 9.0% 215
西班牙 2133 2.8% 47
全球 106404 14
數據來源： FiBL Statistics
（3）細胞培養肉市場發展前景
2013 年荷蘭馬斯特里赫特大學的 Post 教授團隊創造了世界上第一個細胞培 育的漢堡，2015 年便成立 Mosa Meat 細胞培養肉企業。2016 年，是細胞培養肉 發展的一個重要轉折點，Memphis Meats為一家培養肉企業進行了第一輪融資， 并研發出了世界上第一個細胞培養肉丸。同年底，以色列的 SuperMeat 企業成功 結束了第一輪融資， IntegriCulture 在日本開始第一輪融資。截至 2019 年底，全 球至少有 32 家風險投資公司與泰森、嘉吉和默克等企業巨頭建立了合作伙伴關 系，在培養肉生產領域總共投資約 1.66 億美元的風投資本。
雖然細胞培養肉具有很大市場發展前景，但是現階段仍然面臨一些挑戰。首 先是來自生產技術的挑戰，生產培養肉的挑戰是模擬復制動物的肌肉生長環境， 并在實驗室或工廠中生長。當前技術條件下培養肉生產成本比較高昂，遠遠超過 了消費者可接受的水平。但是隨著科技的發展，生產技術上面臨的挑戰將得以解 決（Post, 2012; Post et al., 2014）。其次，消費者的接受度和需求是培養肉發展面 臨的另外一個重大挑戰。只有在消費者對培養肉有大量需求的基礎上，通過規模 化生產才能實現細胞培養肉的經濟效益、環境效益以及資源利用效益。然而當前 研究表明大部分消費者對可持續食品持消極的態度。因此，如何提高消費者對培 養肉的需求也是當前培養肉發展面臨的一個重要挑戰。
3.3可持續食品產業發展存在的問題
（1） 參與可持續食品認證的企業比例較低
根據以上對涉農企業可持續食品產業發展現狀的分析可知，雖然每年新增可 持續食品生產企業數呈現增長趨勢，但是總體上可持續食品生產企業數量比例仍 比較低，綠色食品生產涉農企業比例約為 0.59%，有機食品生產涉農企業比例約 為 0.50% （ CCAD 數據）。企業自身因素是影響其是否進行可持續食品認證的主 要因素之一，通過分析企業特征對其綠色食品認證和有機食品認證的影響可知， 企業自身能力對其是否進行認證有顯著影響 ：經營年限較低的企業（5 年以內）、 從業人數較多的企業進行綠色食品認證和有機食品認證的概率更大。企業地區分 布也會顯著影響其認證行為，對于有機食品認證，西部地區企業相比東部地區的 企業，進行有機食品認證的概率更高。雖然企業地區分布對其綠色食品認證行為 沒有顯著影響，但是從描述統計數據看，綠色食品認證企業主要集中在中東部地 區。有對外貿易經營業務的企業進行綠色食品認證的概率更高。有專利的企業、 獲得過榮譽的企業、有質量管理體系認證的企業進行綠色食品認證或有機食品認 證的概率更高，說明有一定創新能力、經營表現較好、對食品質量安全重視的企 業進行可持續食品生產的概率更高。
（2） 企業缺乏參與可持續食品認證的動力
除了企業自身因素的影響，市場需求是影響企業是否進行可持續食品認證的 重要因素，但是當前我國可持續食品市場需求不足，導致企業缺乏進行可持續食 品認證的動力。根據上一部分對可持續食品消費現狀的分析可知，我國可持續食 品市場份額的比例較低，如有機市場份額僅為0.9%，人均有機食品消費額為 6 歐 元，遠低于世界人均 14 歐元的有機食品消費額。從綠色食品和有機食品消費的 增長率看，雖然總體上呈現增長的趨勢，但是增長率呈現下降的趨勢。因此，可 以看出我國消費者對可持續食品需求不足，可持續食品市場份額低。
（3）信息不對稱阻礙了可持續食品市場需求
由于可持續食品的信用品特征，消費者在購買食用后也無法感知到可持續食 品的質量安全和環境保護屬性，導致消費者無法辨別購買的可持續食品是否按照 92
可持續方式生產。可持續食品市場上信息不對稱現象的存在，一方面導致消費者 對可持續食品認知程度低，缺乏了解；另一方面由于生產者的機會主義行為，出 現假冒偽劣可持續食品的現象，導致消費者對可持續食品缺乏信任甚至對可持續 食品持質疑的態度（Padel and Foster, 2005）。如上一節企業可持續食品生產影響 因素分析結果顯示，有對外貿易經營業務的企業進行綠色食品認證的概率更高， 但是對是否進行有機食品認證沒有影響。這在一定程度上可能反映了我國的有機 食品認證在國際市場上的認可度不高。最終造成可持續食品市場中，價格機制未 有效發揮作用，導致消費者不愿意為可持續食品支付意愿較高的溢價。如劉青 （2018）對親環境農產品支付意愿的研究表明，消費者愿意為有機食品支付的平 均溢價為 36%，低于實際有機食品市場價格。因此，需要進一步加強與消費者之 間的可持續食品信息傳遞，引導市場形成對可持續食品的需求和溢價。
（4）缺乏對消費者可持續食品消費的引導
黨的 18 大以來，我國出臺了一系列涉及農業綠色發展和生態發展的政策文 件，鼓勵生產者采取農業綠色生產措施、提高農業綠色生產技術的應用和進行農 業綠色生產技術創新等。自20 16年中央一號文件明確提出綠色農業的概念以來， 每年的中央一號文件都對農業綠色發展提出相關意見，但這一系列政策導向都是 針對生產者。雖然通過規制生產者的行為或對進行農業綠色生產者進行補貼，對 綠色可持續食品產業的發展起到了很大的推動和促進作用。總體上當前政府扶持 政策對企業可持續食品認證的激勵作用較弱，由于獎勵和補貼遠低于可持續食品 生產和認證成本，特別是對于一些中小型企業。如上一節企業可持續食品生產影 響因素分析表明，具有一定生產規模和實力的企業進行可持續食品認證的概率更 高。因此，如果沒有市場需求激勵，企業可持續食品生產積極性將得到不充分的 發揮。近年來，政府相關政策文件中也逐漸開始強調農業綠色發展中要發揮市場 的主導作用、引導消費者對可持續食品的需求。
綜上所述，可以看出當前涉農企業參與可持續食品認證的比例較低，雖然政 府采取了一系列扶持政策，但是市場需求不足阻礙了企業參與可持續食品生產的 積極性。提高可持續食品市場需求對激勵企業進行可持續食品生產具有重要作用。
3.4本章小結
綠色農業、有機農業是當前中國農業綠色可持續發展的主要形式，而細胞農 業是推動農業綠色可持續發展的突破性科技創新，受到世界各國的廣泛關注。本 章分別從生產視角和消費視角對以上三種農業生產方式的代表性產品：綠色食品、 有機食品、細胞培養肉的現狀進行了描述和分析；然后，根據以上的可持續食品 生產和消費現狀分析結果，討論了當前可持續食品市場存在的問題：市場需求不 足阻礙了企業可持續食品生產的積極性。因此，接下來的實證章節將從需求視角 探究消費者的可持續食品消費。
94
4信息揭示對可持續食品偏好的影響
針對可持續食品市場存在的信息不對稱問題，可以通過信息揭示（宣傳教育） 和信號傳遞（認證標簽）的方式向消費者傳遞可持續食品信息，緩解信息不對稱 現象。本章基于信息揭示視角，探究可持續食品信息揭示對消費者可持續食品偏 好的影響。具體而言，本章以細胞培養肉為例分析信息揭示對消費者可持續食品 偏好的影響，選擇細胞培養肉為研究對象主要基于如下幾點考慮：首先，培養肉 是利用新型環境友好型生物技術生產的可持續食品。對于新產品或新技術，應該 如何與消費者溝通交流是當前食物經濟領域關注的問題，不同的信息揭示內容對 消費者偏好的影響有顯著差異（Siegrist and Hartmann, 2020）。因此，選擇細胞培 養肉為研究對象，將對新型可持續食品宣傳推廣提供一定的理論基礎；其次，培 養肉是無認證標簽的可持續食品。對于無認證標簽的食品，通過宣傳教育的方式 進行信息揭示是重要的手段。因此，了解不同類型信息揭示對消費者培養肉偏好 的影響，對后期可持續食品推廣有重大意義；最后，培養肉還未在中國市場上銷 售（新加坡政府已批準培養肉在市場上銷售）。對于待上市的商品，預先了解消 費者的偏好以及不同類型的產品信息揭示對消費者偏好的影響，能夠為培養肉的 推廣提供重要的理論依據。
4.1引言
中國是世界上最大的肉類消費國，隨著收入水平的提高和城鎮化的推進，中 國居民對肉類產品的需求將持續增長。這一趨勢將對中國糧食生產和生態環境造 成巨大壓力：在糧食生產方面，傳統的肉類生產方式對飼料糧的需求將穩步增加。 根據 OECD 數據庫顯示， 2026 年畜禽生產占中國土地面積的三分之一左右，畜 禽生產所需的飼料用地占可耕地面積的 30%（Sun et al., 2015），中國超過一半的 糧食將用于肉類生產（鈔賀森等， 2017）；在生態環境方面，畜牧業生產對生態 資源環境造成了嚴重的破環，是導致當前環境問題的三大原因之一（ Steinfeld et al., 2006）。
細胞培養肉的發展為解決實上述問題提供了一個可能的路徑，但細胞培養肉 發展面臨的一個重要挑戰是消費者的接受度和需求。例如轉基因生產技術，由于 受到消費者的抵制，轉基因三文魚經過20年的時間才被允許進入美國零售市場 95
(Lin et al., 2019)。由此可見，培養肉能否實現其上述社會價值的一個重要影響 因素是我國居民對培養肉的需求。已有文獻基于西方國家消費者的分析表明消費 者對缺乏天然屬性的培養肉存在一定顧慮( Bryant and Barnett, 2020; Van Loo et al., 2020)。已有文獻就中國消費者培養肉需求的相關研究還十分有限，其中僅包 括Zhang et al. (2020)利用條件價值評估法分析了我國北方居民對培養肉的消費 意愿和是石鴻旭等(2020)分析大學生群體對該產品的接受程度。上述研究尚缺 乏對更有代表性的居民消費者需求的系統性分析。事實上，消費者的食品偏好乃 至一般性的決策行為在不同地區之間、不同群體之間存在顯著差異
(Hovhannisyan and Shanoyan, 2019; Cason and Wu, 2019)。因而有必要基于更具 代表性的消費者樣本展開對培養肉偏好的分析。此外，在研究方法上，條件價值 評估法一般會高估消費者的偏好(Lusk and Coble, 2005),因而有必要采用更科 學嚴謹的方法進行消費者培養肉偏好的估計以減少偏差。為了彌補以上研究不足， 本文基于來自中國北京、上海和廣州三個城市的問卷調查數據，采用選擇實驗的 方法探究中國消費者對培養肉的偏好。
另一方面，針對信息不對稱導致消費者對細胞培養肉認知水平低的現狀，已 有研究表明應該向消費者揭示培養肉相關信息( Bryant and Dillard, 2019; Zhang et al., 2020; Van Loo et al., 2020)。但不同類型信息揭示對消費者可持續食品偏好的 影響具有顯著差異，例如向消費者傳遞培養肉的生產技術信息，可能會引起消費 者對培養肉不自然的感知，從而降低消費者對培養肉的偏好(Siegrist and Hartmann, 2020)。向消費者傳遞培養肉在環境保護、動物福利等方面的信息會提 高消費者對培養肉的偏好(VanLoo et al., 2020; Rolland et al., 2020)。當前，我國 消費者可獲得的培養肉信息主要包括兩類，一是培養肉特征信息，如培養肉的環 境保護特征、質量安全特征和動物福利特征等。二是培養肉生產信息，如培養肉 當前生產成本較高、培養肉的發展可能會威脅傳統肉類生產者等。這些信息是否 會影響中國消費者對培養肉的偏好，相關研究還比較缺乏。
綜上所述，本章將以培養肉為例，分析培養肉特征信息揭示和生產信息揭示 對消費者培養肉偏好的影響。旨在為新型可持續食品的宣傳推廣、教育提供理論 參考。具體而言，本章應用選擇實驗估計消費者對培養肉的偏好，應用組間實驗 設計的方法(Between-subject design)估計三種類型信息揭示：培養肉特征信息、
96
培養肉生產信息、混合信息（同時包含培養肉特征信息和生產信息）對消費者培 養肉偏好的影響。本章擬回答以下問題：（1）當前中國消費者對培養肉的偏好；
（2）培養肉特征信息、培養肉生產信息、混合信息是否會影響消費者對培養肉 的偏好，以及影響程度；（3）信息揭示對不同群體消費者培養肉偏好的影響是否 存在差異。
4.2機理分析
本文中信息揭示是指通過宣傳教育的方式向消費者傳遞產品信息，信息揭示 可能會通過如下三個途徑影響消費者的可持續食品偏好：（1）信息揭示可能會通 過增加消費者對可持續食品的認知，進而影響消費者的可持續食品偏好（Gracia and Magistris, 2008; 于海龍等， 2015）。向消費者揭示可持續食品相關信息，可以 提高消費者對可持續食品的認知。消費者的可持續食品認知是影響消費者對可持 續食品偏好的重要因素。研究表明消費者對可持續食品的認知程度越高，對可持 續食品的支付意愿也會越高（Wilks et al., 2019; Zhang et al., 2020）。因此，可持 續食品信息揭示可能會通過提高消費者對可持續食品的認知進而影響消費者對 可持續食品的偏好。（2）信息揭示可能會通過影響消費者對可持續食品的態度進 而影響消費者的偏好。具體而言，如果信息揭示內容與消費者對可持續食品的已 有信念一致，信息揭示將增強消費者的已有信念，提高消費者對可持續食品的態 度進而影響偏好（McFadden and Lusk, 2015）。消費者對可持續食品的態度越積 極，對可持續食品的支付意愿也會越高（Teng and Wang, 2015）。反之，如果信息 揭示內容與消費者對可持續食品的已有信念違背，則信息揭示對消費者可持續食 品偏好的影響程度取決于消費者對信息的吸收程度（McFadden and Lusk, 2015）。 如果信息被消費者錯誤的曲解，則信息將無法與消費者已有的信念同化。綜上所 述，信息揭示可能會通過影響消費者對可持續食品的態度進而影響消費者的可持 續食品偏好，但是影響的方向和程度取決于信息的類型。（3）信息揭示可能會通 過刺激消費者的購買動機進而影響消費者的偏好。購買動機越強烈的消費者，對 可持續食品的支付意愿也會越高（Grunert et al., 2014）。已有研究表明消費者的 可持續食品購買行為是基于多種不同的動機，包括健康動機、質量動機、營養、 口感和好奇動機等（Kushwah et al., 2019a）。但主要購買動機是安全健康動機和
97 環境保護動機(Rana and Paul, 2020)。因此，當消費者被告知可持續食品在質量 安全、環境保護以及其他特征信息后，可能會刺激消費者的購買動機，進而增強 消費者對可持續食品的偏好。
此外，信息揭示對消費者可持續食品的影響程度還取決于消費者的個體特征。 由于不同消費者對可持續食品了解程度、對可持續食品的態度態度以及可持續食 品購買動機上的差異，可能對相同信息的反應存在一定的差異(Cao et al., 2020)。 因此，了解不同類型信息對消費者可持續食品偏好的影響以及消費者對信息敏感 程度的異質性，對生產者與消費者之間有效的信息傳遞具有重要意義。
4.3實驗設計
基于如下兩方面的考慮，本文應用選擇實驗估計消費者對可持續食品的偏好： 首先，顯示性偏好方法需要的消費者可持續食品消費數據較難獲取。顯示性偏好 假設消費者在滿足顯示性偏好公理的條件下，根據消費者在市場中的實際消費行 為推導其偏好(Afriat, 1967)。但在實際生活中，消費者的消費數據獲取比較困 難，尤其是對于一些新上市或未上市的產品。因此，通過消費者自我陳述的方式 獲得消費者偏好的方法被廣泛使用，即陳述性偏好方法。其次，相比其他陳述性 偏好方法，選擇實驗方法估計的消費者支付意愿偏差更小。條件價值評估法 (CVM)和選擇實驗法(CE)是兩種常用于估計消費者偏好的陳述性偏好方法。 其中CVM是直接詢問消費者對某一產品特征的支付意愿，該方式往往會高估消 費者的真實支付意愿(Lusk and Coble, 2005)；而CE則通過模擬消費者的真實購 買場景，讓消費者在模擬的場景中選擇選擇自己最偏好的產品特征組合，根據消 費者選擇的產品特征組合估計他們對產品特征的支付意愿。相比于條件價值評估 法，選擇實驗方法估計的支付意愿偏差更小(Lusk and Schroeder, 2004)。
4.3.1 選擇實驗設計
選擇實驗法通過模擬消費者的實際購買場景，讓消費者在不同的場景中選擇 自己最偏好的產品特征組合，然后根據消費者選擇的產品類型估計消費者對產品 特征的支付意愿。選擇實驗設計一般遵循如下幾個步驟(Johnson et al., 2013)： 一是根據研究目的選擇合適的實驗產品；二是確定實驗產品的屬性和屬性水平。 屬性和屬性水平的選擇一般通 過焦點小組討論、文獻回顧或預調研確定；三是 98
根據確定的屬性和屬性水平進行選擇實驗設計。實驗設計的方法主要有正交設計 （Orthogonal designs）和效率設計（Efficient designs），正交設計雖然包含的信息 更多，但需要受訪者完成的選擇場景往往也比較多，同時還會包含一些占優場景 或不符合常理的選擇場景，因此一般應用效率設計進行實驗設計（Ferrini and Scarpa, 2007）；最后通過恰當的方式呈現選擇實驗場景進行數據收集。根據以上 步驟，本章實驗設計的主要過程如下：
（ 1 ）實驗產品的確定
本章選擇雞胸肉作為實驗產品來分析消費者對培養肉的偏好。選擇雞胸肉主 要基于如下幾方面考慮：一是隨著中國消費者營養健康意識的增強，雞胸肉越來 越受歡迎。這反映在近年來中國持續增長的禽類產品消費量上， 2018年，禽類人 均消費量為9.8千克，相較于5年前（2013年）增長21%（中國統計年鑒，2019）， 其中雞肉產品銷量達到 1398萬噸，位居全球第二，且相較于 2017 年增長20.52% （前瞻產業研究院， 2019）；二是當前已獲批準在市場上銷售的培養肉是雞肉產 品[ 培養肉已經獲得新加坡政府批準在市場上銷售 https://www.bbc.com/news/business-55155741.]；三是現有中國市場上推出的植物人造肉中，雞肉是主要形式之一，如肯德 基在上海、廣州和深圳門店推出的植培雞肉產品[ 來源于 BBC 新聞：https://www.bbc.co.uk/news/business-52391517.
99]。
（2）屬性及屬性水平的確定
選擇實驗為參與者提供不同的選擇場景，每個選擇場景代表不同的產品類型， 不同產品屬性組合成為不同的產品類型。在本實驗中，產品屬性包括該產品是否 為培養肉，是否有碳足跡標簽、是否使用抗生素和產品價格。選擇這些屬性的原 因如下：首先，生產方式屬性被選擇的主要原因是培養肉生產方式是本章關注的 屬性，而傳統養殖生產方式作為參照組。其次，選擇碳標簽屬性的主要原因是食 物的碳排放屬性逐漸受到廣泛的關注（Asioli et al., 2020）。農產品尤其是肉類產 品的生產與碳排放息息相關，大部分國家食物系統產生的碳排放量在總體碳排放 量中的比例達20%~30%左右（張露和郭晴， 2014），因此低碳農產品是全世界關 注的一個焦點和未來發展趨勢，故本研究納入了碳標簽屬性。第三，選擇抗生素 屬性的主要原因是動物食品中抗生素的使用是影響消費者食物選擇的重要因素
(Grunert et al., 2018)。同時，抗生素的使用對農業生產者有益但對消費者具有 潛在健康風險，作為一個具有爭議的重要屬性在文獻中被廣泛討論(Lusk et al., 2006; Grunert et al., 2018)。最后，選擇價格屬性主要是考慮到價格是影響消費者 食物購買決策的重要因素之一。表4.1 展示了具體的屬性和屬性水平。首先，生 產方式屬性，為培養肉和傳統養殖肉，培養肉是本研究重點關注的屬性水平；碳 足跡標簽：有碳足跡標簽表明這些產品的生產秉承了減少碳排放的承諾；由于碳 足跡標簽在我國食品中還尚未涉及，實驗設計中有碳足跡標簽雞肉是一種虛擬的 低碳雞胸肉產品。抗生素使用：是指在雞肉的生產過程是否使用過抗生素，沒有 使用過抗生素是指在生產過程中沒有使用過抗生素，且在產品上有標有“無抗生 素使用”的信息，無抗生素使用信息是指產品上沒有標明關于抗生素使用的信息。 價格水平有四個：8.90元、 13.90 元、 18.90 元、 23.90 元。由于市場上尚未開始 銷售培養雞胸肉，培養雞胸肉的價格水平根據普通雞胸肉、有機雞胸肉、植物肉 和已有文獻中培養肉的價格水平確定(Van Loo et al., 2020)，最終確定了 &90的 最低平均價格水平和 23.90 的最高平均價格水平[ 通過在大型超市如盒馬、生鮮食品店和線上生生鮮食品(京東超市和天貓超市)調查雞胸肉的價格獲得 雞胸肉的最低平均市場價格(8.90)和最高平均市場價格(23.90)。根據已有文獻提出的培養肉價格水平 (Van Loo et al., 2020)，比普通肉的價格水平高 60%-70%左右，該價格水平在 8.90-23.90 的價格范圍內。 由此確定了 8.90-13.90 的價格范圍。
100]。根據已有文獻對價格屬性的 處理方式(Dahlhausen et al., 2018; Terfa et al., 2018; Van Loo et al., 2020; Lin et al.,2020)，在最高價格水平和最低價格水平之間了取了相等間隔的兩個價格水平。 由此產生了 8.90元、 13.90元、 18.90元、 23.90元四個價格水平。最后，為了更 好的模擬消費者的實際購買場景，如果消費者在每一場景下不喜歡所提供的兩種 產品，可以選擇 “都不選”的選項 (Gao and Schroeder, 2009; Lusk and Schroeder, 2004)。
表 4.1 選擇實驗屬性與屬性水平
屬性 屬性水平
生產方式 培養肉 傳統養殖肉
碳足跡標簽 有 無
抗生素使用 沒有使用過抗生素 無抗生素使用信息
價格 (元/斤) 8.90 13.90 1&90 23.90
3)選擇集設計
根據上述設定的 4 個屬性和屬性水平，按照完全要素正交設計可產生 1024 個選擇實驗任務。為了減少受訪者的負擔、提高調查數據的質量，本研究采用 D- optional部分因子設計實驗任務(Street et al., 2005)，最終產生24個選擇任務,D- efficiency設計效率為99.16%。為了提高選擇效率，進一步將24個選擇任務隨機 分為3個版本(block)，每個版本有8個選擇任務，即每位受訪者需要完成8個 選擇實驗問題。如圖4.1 所示，展示了其中一個選擇實驗問題示例。為了避免排 序效應帶來的偏差，問卷中呈現的選擇任務和選項都是通過隨機排序的方式確定 的。為了降低假設性實驗可能帶來的偏差，受訪者在開始選擇實驗任務之前，我 們提供“cheap talk”信息提示，以提醒消費者進行真實的選擇(Cummings and Taylor, 1999; List, 2001)。具體的“cheap talk”信息內容見附錄1中的問卷。
我不會買
選項1和選項2
這兩種類型的
雞胸肉
圖 4.1 選擇實驗任務示例
4.3.2 信息干預設計
為了估計不同類型信息揭示對消費者培養肉偏好的影響，本研究構造了組間 實驗設計(between-subject design)。如圖4.2所示，控制組的消費者在開始選擇 實驗之前不會接收到外部干預信息；實驗組 1 的消費者在選擇實驗開始前會接收 到培養肉特征信息；實驗組2的消費者在選擇實驗開始前會接收到培養肉生產信 息；實驗組3 的消費者在選擇實驗開始前會同時接收到培養肉特征信息和生產信 息(后文統一稱為混合信息)。為了保證不同組的消費者對培養肉有一個相同的 認知水平，所有組別的消費者在選擇實驗開始前都有關于培養肉定義的介紹。
在實驗過程，為了讓消費者能充分理解信息的內容，提供的干預信息以簡單
易懂的方式表達。信息內容精簡，以盡量減少消費者的信息閱讀時間。此外，信 息內容用突出的方式顯示，以強調信息的存在。對于信息的類型，特征信息是對 培養肉特征的描述。生產信息是對培養肉生產相關特征的描述。混合信息是特征 信息和生產信息同時存在的信息。具體的信息內容如下所示：
首先，特征信息。特征信息來源于已有文獻和相關報道中對培養優勢特征的
總結(Tuomisto, 2019; Chriki and Hocquette, 2020; Zhang et al., 2020)。具體信息 內容為：
培養肉有助于解決生態環境問題，促進可持續發展； 培養肉可以提高動物福利，減少動物屠殺、降低肉食者的道德壓力； 培養肉可以減少禽流感等人畜共患疾病的傳播，提高食品衛生。
其次，生產信息。生產信息來源已有文獻和相關報道中對培養肉生產觀點的
總結(Chriki and Hocquette, 2020 )。具體內容為：
由于當前技術限制，培養肉的生產成本比傳統養殖肉的成本高很多； 培養肉的發展可能會對傳統的農業和養殖業造成沖擊，并且影響傳統畜禽養殖農 的生活。
最后，混合信息是特征信息和生產信息的結合，具體信息內容為： 培養肉有助于解決生態環境問題，促進可持續發展； 培養肉可以提高動物福利，減少動物屠殺、降低肉食者的道德壓力； 培養肉可以減少禽流感等人畜共患疾病的傳播，提高食品衛生。
102
由于當前技術限制，培養肉的生產成本比傳統養殖肉的成本高很多； 培養肉的發展可能會對傳統的農業和養殖業造成沖擊，并且影響傳統畜禽養殖農 戶的生活。
4.3.3實驗假設
為了檢驗信息揭示是否會顯著影響消費者對培養肉的支付意愿，以及不同類 型信息揭示對消費者培養肉偏好的影響是否有顯著差異，建立了如下假設： 假設 1：檢驗培養肉特征信息揭示是否會顯著影響消費者對培養肉的支付意愿。
H0i：WTP養息-WTP養=0, and
H1^：WTP培S息-WTP養工0
如果原假設被拒絕，說明培養肉特征信息會顯著影響消費者對培養肉的支付 意愿，如果原假設沒有被拒絕，說明特征信息不會顯著影響消費者對培養肉的支 付意愿。
假設2：檢驗生產信息是否會顯著影響消費者對培養肉的支付意愿。
H02^WTPZ肉息- WTP養=0, and
ZTP培產息-WTP養工0
如果原假設被拒絕，說明生產信息會顯著影響消費者對培養肉的支付意愿， 如果原假設沒有被拒絕，說明生產信息不會顯著影響消費者對培養肉的支付意愿。
假設3：檢驗混合信息是否會顯著影響消費者對培養肉的支付意愿。
H03：WTPS!'息-WTP養=0, and
叫WTP培合-WTP養工0
如果原假設被拒絕，說明混合信息會顯著影響消費者對培養肉的支付意愿， 如果原假設沒有被拒絕，說明混合信息不會顯著影響消費者對培養肉的支付意愿。
假設4：檢驗生產信息與特征信息對培養肉支付意愿影響的差異性。
生產信息 特征信息
HgMTP培肉—WTP培養肉=0, and
叫沖培產息-注培征息工0
如果原假設被拒絕，說明生產信息與特征信息對培養肉支付意愿的影響有顯
著差異，如果原假設沒有被拒絕，說明生產信息與特征信息對培養肉支付意愿的 影響效果一樣。
假設 5： 檢驗混合信息與特征信息對培養肉支付意愿影響的差異性。
H°5： WTP養息 - WTP培征信 = 0, and
H15：WTP 養息-WTP 養息 ^0
如果原假設被拒絕，說明混合信息與特征信息對培養肉支付意愿的影響有顯 著差異，如果原假設沒有被拒絕，說明混合信息與特征信息對培養肉支付意愿的 影響效果一樣。 假設6：檢驗混合信息與生產信息對培養肉支付意愿影響的差異性。
叫WTP混信7TP生信
0, and
如果原假設被拒絕，說明混合信息與生產信息對培養肉支付意愿的影響有顯 著差異，如果原假設沒有被拒絕，說明混合信息與生產信息對培養肉支付意愿的 影響效果一樣。
4.3.4 實證模型構建
( 1 )隨機參數 logit 模型( Random Parameter Logit， RPL)
Lancaster (1966)的需求理論認為產品是由多種不同的特征構成，消費者從 產品中獲得的效用是從產品特征中獲得效用的總和，根據隨機效用理論 (McFadden, 1974)，消費者n在第t個場景中，選擇第j選項的雞胸肉產品所獲 得的效用可以表示為：
Unjt = %jt + £njt (4.1)
其中，vn]t表示確定性效用部分，即消費者在場景t中選擇j選項產品的效 用，是研究者可觀測的效用水平；Snjt是效用函數的隨機項，屬于研究者不可觀 測的部分。消費者的確定性效用部分可以表示為：
%jt =陽訃 (4.2)
0是效用權重向量是第j個選項表示的雞胸肉產品可觀察的屬性向量。
104
假設隨機項Enjt相互獨立，且服從I型極值分布，那么消費者“在第/個選擇場 景中選擇j選項的概率可以表示為:
二 exp(0X”t)
畑=exp(騙)
若允許消費者的偏好具有異質性，則消費者“在/場景下選擇j產品所獲得 的確定性效用部分可以表示為:
Vnjt = (P + YnMnjt (4.4)
0是效用權重向量平均值，Yn是消費者"效用權重向量的偏差，代表消費者 偏好中研究者不可解釋的異質性。其選擇概率可以表示為(Train,2009)：
式4.5稱為Random Parameter Logit模型，以下簡稱RPL模型。其中，f(0) 為0的概率密度函數。允許消費者偏好的異質性更符合消費者的實際行為，能夠 更靈活反映產品之間的替代效應(Train, 2009)。因此，放松消費者同質性偏好假 設的 RPL 模型更符合實際，在選擇實驗的分析中被廣泛使用。所以本研究引入
RPL 模型來分析消費者對培養肉的偏好。具體的模型設定如下:
Unjt = ASC + Pppricenjt + pn1culturednjt + pn2carbonlabelnjt
+Pn3noantibioticsn]-t + snjt (4.6)
其中，ASC是特定常數項(Alternative Specific Constant)，表示消費者兩種 雞胸肉產品“都不選”時的效用。當選擇“都不選”時，ASC賦值為1；當選擇任一 雞胸肉產品時，ASC賦值為0。pricenjt是連續變量，即實驗設計中包含的四個價 格水平：&90元、13.90元、18.90元和23.90元。culturednjt是雞胸肉生產方式 的虛擬變量，傳統養殖方式生產為0,培養肉的方式為1。carbonlabe—jt和
noantibioticsnjt分別是碳標簽和無抗生素使用信息的虛擬變量，有碳標簽和有 無抗生素使用信息時分別為1和1,否則為0。Pm, 0“2和0n3是相應屬性的隨機 參數，設定為正態分布；即是價格系數，設定為固定系數。8njt為隨機誤差項, 代表不可觀察的效用。
根據方程4.6的估計結果，可以估算消費者對雞胸肉產品屬性水平的支付意
愿(Willingness to Pay， WTP)。具體的計算公式為：
(3)假設檢驗
和已有文獻一致( De-Magistris et al., 2013; Fang et al., 2021 )，我們采用配對 檢驗(pairwise test)的方法檢驗信息揭示對消費者培養肉支付意愿的影響(假設 1-假設6)。具體而言，將每個假設中涉及的兩個組作為一個單獨的樣本，創建虛 擬變量dtreat，用于區別每個獨立樣本中受訪者n所在的組別。以假設1為例， 在假設1中，dtreat等于1則表示個體n在特征信息組，dtreat等于0表示個體 n在控制組。類似地，其他的五個假設，每個假設涉及的兩組共同組成一個獨立 的樣本，然后生成虛擬變量 dtreat， dtreat 等于 1 表示假設中被減數所在的組別。 在方程4.10的基礎上，我們構建了擴展的效用方程分別對以上6個假設進行檢 驗，具體的效用方程如下所示：
Unjt = dn(price + Wn1culturednjt + Wn2carbonnjt + Wn3noantibioticsnjt
+ASC + y1culturednjt * dtreat + y2carbonnjt * dreat (4.11)
+y3noantibioticsnjt * dreat) + snjt
其中，dtreat為每個假設中組別的虛擬變量，值為1表示假設中的第一個組 (假設中被減數所在的組)，值為0則是對比組。交互項系數Y的值和顯著性能 夠讓我們判別信息揭示對支付意愿是否有影響以及影響的大小。其他變量的賦值 與方程 4.6 一樣。
此外，為了檢驗結果的穩健性性，我們利用 WTP preference (方程4.6和方 程 4.7)估計的結果對上文 6個假設進行檢驗。具體而言，首先根據 RPL 模型估 計支付意愿，然后再應用由Poe et al. (2005)提出的組合檢驗(Poe test)檢驗以 上6個假設。Poe test檢驗是對bootstraping方法估計的1000個屬性支付意愿的 差異性檢驗。
4.4數據來源與樣本特征
4.4.1數據來源
本章的數據來源于2019年11月至12月期間對北京、上海和廣州三個一線 城市消費者的問卷調查數據。選擇上述三個調查城市主要考慮如下因素：首先， 一線城市消費者收入水平高，對高質量農產品需求更高，因而對培養肉有一定的 需求和支付能力；其次，一線城市消費者受教育程度高，對培養肉產品可能有一
107 定的了解和認知，因此對問卷的理解程度可能更高；最后，北上廣集聚全國各地、 各階層的人口，消費市場市場龐大，培養肉的發展潛力更大。
在面對面預調研的基礎上，本章的正式問卷調查數據通過網絡調查方式收集。 網絡調查方式在消費者食品偏好研究中被廣泛使用(Gao et al., 2016 ; Yang et al., 2020)，已有研究表明網絡調查方式的數據質量和研究結果與面對面調查、電話 訪問沒有顯著差異(Marta-Pedroso et al., 2007)。以關鍵詞“online survey”和“web based survey”在Web of Science數據庫進行搜索，結果顯示包含網絡調查的文章 從 2010年的 3487篇增加到2021 年的 23490篇，增長了約85%(如圖4.3所示)
28
圖 4. 3 2010-2021 年包含“網絡調查”主題的文章數
數據來源：根據 Web of Science 數據庫搜索整理所得。
此外，我們從農業經濟管理專業領域的八大國際權威期刊[ 由于搜索范圍只包含 Web of Science 數據庫，因此包含網絡調查主題的文章數可能被低估。] [ FOOD POLICY （食品政策）、AMERICAN JOURNAL OF AGRICULTURAL ECONOMICS （美國農業經 濟）、AGRICULTURAL ECONOMICS （農業經濟）、AUSTRALIAN JOURNAL OF AGRICULTURAL AND RESOURCE ECONOMICS （澳大利亞農業資源與經濟）、CANADIAN JOURNAL OF AGRICULTURAL ECONOMICS （加拿大農業經濟）、EUROPEAN REVIEW OF AGRICULTURAL ECONOMICS （歐洲農業 經濟評論）、APPLIED ECONOMIC PERSPECTIVES AND POLICY （應用經濟學觀點與政策）、JOURNAL OF AGRICULTURAL ECONOMICS （農業經濟期刊）。
108]搜索整理了從
2010-2021 年應用陳述性偏好方法分析消費者食品偏好的文章，結果顯示 2010年
80%的文章通過網絡調查搜集數據， 2020 年和 2021 年通過網絡調查方式收集數
據的文章均為 100%(如圖4.4所示)[ 2010 年應用陳述性偏好方法分析消費者食品消費的文章總數為 10 篇，其中 8 篇通過網絡調查方式收集 數據；2015-2021 年應用陳述性偏好分析消費者食品消費的文章總數，通過網絡調查方式收集文章數分別 為：6和6，13和9，9和7，12和7，15和11，13 和13，8和8。]。這在一定程度表明了網絡調查方式的可行性和 可靠性[ 網絡調查方式數據的可靠性和有效性的討論見論文第一章數據來源部分(1.4.2)。]。
120.00%
100.00% 100.00% 100.00%
圖 4. 4 通過網絡調查方式收集數據文章的比例 數據來源：分別從各個期刊官網篩選整理所得。
被調查者的招募和數據收集工作由專業問卷調查公司百度公司負責[百度公司問卷調研服務詳情網址 https://cloud.baidu.com/doc/QSS/s/ljwvxk96y]。百度 公司問卷調研平臺有 1700萬樣本用戶，用戶均通過手機、郵箱和實名認證，能 確保用戶真實可靠性；且樣本性別、職業等特征分布與全國人口特征基本一致； 調查問卷通過隨機的方式發放給受訪者。相比其他的網絡調查方式如在問卷星、 騰訊等平臺通過自主的方式收集問卷，百度公司樣本用戶的代表性在很大程度上 能避免樣本選擇偏差 [ 樣本偏差的控制措施見第一章數據來源部分(1.4.2)的討論。
109]。此外，百度公司的數據收集系統通過 IP、 cookie 等技術 手段，能有效防止一人多次填寫問卷的現象出現。同時，百度公司對回收的問卷 會進行相似度檢測和人工抽檢。
為了保證數據的質量，我們進一步做了以下幾方面的工作：首先，參與者在 正式進入問卷填寫前，被要求回答是否年滿18周歲以及是否購買過雞胸肉，只 有兩者同時滿足才能進入正式的問卷調查。問卷的第一部分是 8 個選擇實驗問 題；第二部分是消費者的肉類消費習慣以及對培養肉的認知等問題；第三部分是 消費者對新食品技術的態度(新食品技術恐懼癥)、環境態度、動物保護態度等 問題；三個態度變量利用成熟的量表進行測量。問卷的最后是消費者的基本人口 特征情況調查。每位參與者大概需要 10 分鐘完成問卷；接著，對符合資格填寫 問卷的受訪者，在開始填問卷時告知他們誠實回答的重要性，該問題能在一定程 度上提升受訪者問卷填寫質量(Gao et al., 2016)；其次，對于回收的問卷，清除 了問卷中沒有回答正確“陷阱問題(trap question) ”的樣本，以排除可能沒有認真 填寫問卷的樣本[ 陷阱問題的討論具體見論文第一章的數據來源。
110]；最后，清除了回收問卷中可能質量較差的樣本。具體清除的 樣本為答題完成時間快于 2 分鐘的樣本(平均完成時間的 20%)(Britwum and Yiannaka, 2019)，以及在選擇實驗的 8 個選擇場景中，所有場景都選擇相同答案 的樣本。最終共獲得有效問卷 1139 份，約 33%來自北京， 33%來自廣州，其余 的 34%為上海(如圖 4.5 所示)。
圖 4. 5 調查樣本來源省份
4.4.2 樣本特征描述
(1)受訪者基本人口統計特征
表 4.2展示了樣本的基本特征。首先，對于樣本性別，男性比例為 50.22%， 和 2018 年北京、廣州、上海人口結構中男性略高于女性的比例一致(中國統計 年鑒， 2019）。對于樣本年齡， 50%左右的受訪者年齡位于 25-34 歲之間， 35-49 歲的占38%左右， 18-24歲之間以及50歲以上的受訪者比例分別為5.44%和5.97%。 樣本包含了不同年齡段的受訪者且與國家統計數據的樣本年齡段分布大體一致 35。對于樣本受教育水平， 80%左右的受訪者為本科學歷，教育程度高于國家平 均水平，這也反映了一線城市群體的受教育程度較高的事實。在受訪者家庭特征 方面，約69%的家庭有18歲以下的孩子，家庭月收入為 20001-30000與30000- 40000元之間的受訪者比例略高于其他收入水平水平比例。樣本包含不同職業的 群體，如學生、私營企業工作者、國企工作者、待業者以及退休者。對于城市分 布，來自北京、上海和廣州的消費者比例基本一致。總體上，我們的樣本特征能 較好的代表一線城市消費群體，且與已有對一線城市消費者的問卷調查樣本特征 基本一致（張蓓等， 2014；于海龍等， 2015；鄭明賦， 2016）。附錄2附表1具 體展示了本文的問卷調查樣本與已有食品偏好研究文獻對一線城市消費者問卷 調查樣本的對比情況。進一步說明我們的調查樣本具有代表性且偏差較小。
為了保證不同組別之間消費者支付意愿的差異是信息干預的效果，控制組與 實驗組消費者的基本特征應該不存在顯著差異。因此，我們對控制組與實驗組的 樣本特征進行了平衡性檢驗，檢驗結果如表 4.2 所示。對于有序變量年齡、受教 育程度和家庭月收入，應用了 Kruskal-Wallis進行了差異性檢驗，對于無序的分 類變量性別、18歲以下孩子、職業狀況、城市，應用了 chi-squared進行了差異 性檢驗。表 4.2 展示了樣本特征平衡性檢驗的卡方值和 P 值，結果表明原假設均 被拒絕，說明對照組與信息干預之間的樣本特征無顯著差異。
35國家統計年鑒數據顯示 25-49 歲之間的人口比例最大。
111
表 4.2 樣本人口統計特征描述及差異性檢驗
變量 定義 全樣本 控制組 特征信息 生產信息 混合信息
(%) (%) (%) (%) (%)
性別 女性=0 49.78 47.02 48.60 51.65 51.86
男性=1 50.22 52.98 51.40 48.35 48.14
X2=4.81,p=0.57
18-24 歲 5.44 4.56 5.59 6.23 5.42
年齡 25-34 歲 50.83 51.23 66.43 39.56 45.76
35-49 歲 37.75 41.75 26.22 40.66 42.37
50 歲以上 5.97 2.46 1.75 13.55 6.44
X2=5.26,p=0.06
受教育程 度 高中及以下 8.60 11.58 10.49 5.49 6.78
本科 84.64 84.21 81.82 87.55 85.08
碩士及以上 6.76 4.21 7.69 6.96 8.14
X2=3.84, p=0.28
10000以下 14.49 21.05 17.48 7.33 11.86
10001-20000 14.75 21.40 17.48 7.33 12.54
家庭月收 20001-30000 22.74 20.35 20.63 23.44 26.44
入(元) 30001-40000 36.52 29.47 31.47 43.96 41.36
40001-50000 9.83 6.32 9.09 17.58 6.78
50000 以上 1.67 1.40 3.85 0.37 1.02
X2=4.98,p=0.06
18 歲以 無=0 33.10 39.30 31.47 31.50 30.17
下孩子 有=1 66.90 60.70 68.53 68.50 69.83
X2=6.64,p=0.08
學生 1.05 0.35 1.40 1.10 1.36
自由職業者 12.82 11.58 11.54 14.65 13.56
職業狀況 私營企業工作 67.52 66.32 73.08 64.84 65.76
國企、公務員 17.38 18.60 13.64 18.68 18.64
已退休 0.09 0.35 0.00 0.00 0.00
待業 1.14 2.80 0.35 0.73 0.68
X2=26.44,p=0.19
北京 32.84 32.98 31.47 33.70 33.22
城市 廣州 33.10 34.39 34.27 31.50 32.20
上海 34.06 32.63 34.27 34.80 34.58
X2=1.03,p=0.99
樣本數 人數 1139 285 286 273 295
注：X2和P值是控制組和實驗組之間樣本特征差異性檢驗的結果。
(2)受訪者肉類消費習慣
表 4.3 展示了受訪者的肉類消費習慣。所有的受訪者都負責過家里的食物購
買，且一半以上的受訪者一直負責家里的食物購買，說明樣本在很大程度上能代
112
表市場消費者。對于肉類的購買頻率， 3.34%的受訪者每天都會購買肉類產品， 39.86%的受訪者的肉類購買頻率是每周多次購買，每月購買2-3次肉類產品的受 訪者比例為 48.55%。對于購買地點，受訪者主要通過線下渠道購買肉類產品， 其中在生鮮食品店購買肉類產品的受訪者比例最高，為 39.07%。在小型超市、 大型超市以及農貿市場的購買肉類產品的受訪者比例基本相同，為17.00%左右， 通過電商平臺購買肉類產品的比例只有 6.41%。
表 4.3 受訪者肉類消費習慣
肉類消費習慣 定義 人數 百分比（％）
是否負責家里食物購買 一直都是 654 57.42
偶爾 485 42.58
肉類的購買頻率 每天都買 38 3.34
每周多次 454 39.86
每月一次 87 7.64
每月 2-3次 553 48.55
一個月以上 7 0.61
肉類購買地點 生鮮食品商店 445 39.07
小型超市 208 18.26
大型超市 198 17.38
農貿市場 197 17.30
電商平臺 73 6.41
屠宰戶 18 1.58
樣本數 總人數 1139 100.00
3）受訪者態度和培養肉認知
消費者對新食品技術的態度、對環境保護的態度、對動物福利的態度以及培 養肉認知是影響消費者培養肉偏好的重要因素（Wilks et al., 2019; Siegrist and Hartmann, 2020; Faber et al., 2020; Dupont and Fiebelkorn, 2020）。本文分別應用成 熟的量表對這三個變量進行測度。首先，消費者對新食品技術的態度（也稱為新 食品技術恐懼癥，Food Technology Neophobia）是借鑒 Cox and Evans （2008）的 新食物技術恐懼癥量表進行測量，該量表包含 5個維度， 13個題目。分值越高， 表示消費者對新食品的接受程度越低。對動物福利的態度借鑒Dowsett et al.（2018） 的動物福利態度量表, 共有 5 個題目， 5 個題目的平均分作為最終分值，分值越 高，說明消費者對動物福利的關心程度越高。對環境的態度的源于 Chen（2009） 的環境態度量表，共 5 個問題,同樣將 5 個題目的平均值作為最終分值，分值越
高，說明消費者的環境保護意識越高。三個態度的量表的Cronbach alpha都大于 0.7，說明量表具有較好的信度（Nunnally, 1978）。
表 4.4 展示了消費者態度和培養肉認知分數。新食品技術態度均值為 4.97， 說明中國消費者對新食品技術有一定的擔憂和顧慮。動物福利意識和環境保護意 識分數分別為3.22 和 4.97，說明中國消費者動物福利意識薄弱。對于受訪者的 培養肉認知， 52.00%的受訪者聽說過培養肉，對培養肉的了解程度分值為4.19， 說明受訪者對培養肉的了解程度不高。僅 54.00%的受訪者表示未來會考慮購買 培養肉，可見受訪者對培養肉的接受程度較低。
表 4.4 受訪者態度和可持續食品認知
變量 定義 均值 標準差
消費者態度
對新食品技術的態度 1（積極）——7（消極） 4.27 0.65
動物福利態度 1（消極）——7（積極） 3.22 0.54
環境保護態度 1（消極）——7（積極） 4.97 0.94
培養肉認知
是否聽說過 否=0；是=1 0.52 0.50
了解程度 1（不了解）——7（非常了解） 4.19 1.21
是否考慮購買 否=0；是=1 0.54 0.50
4.5實證結果
4.5.1 支付意愿估計
在進行支付意愿估計之前，首先我們根據Louviere et al.（2000）應用似然比 檢驗（likelihood ratio test）控制組與實驗組之間消費者的偏好是否存在顯著差異, 原假設為B控制組=B特征信息=B生產信息邙混合信息,表示控制組與實驗組之間消費者 的偏好相同，偏好差異源于隨機效用部分。似然比檢驗結果拒絕了原假設 （X2=414.17， df=21， p<0.01） ,說明控制組與實驗組之間消費者偏好存在顯著的 差異，因此把控制組與實驗組分開單獨回歸是合理的。
根據4.10的WTP space效用方程，設定價格系數固定，培養肉屬性、碳 標簽屬性和抗生素屬性系數為隨機正態分布，分別估計了控制組和實驗組消費者 的支付意愿。表 4.5匯報了 WTP space 估計結果，系數值即表示消費者對屬性的 平均支付意愿。在所有組別中，“不買”選項（ASC）的系數在1%的水平上顯著
114 為負，說明消費者選擇任何一種培養雞胸肉產品所獲得的效用均大于“不買”的效 用。對于培養肉系數，所有組別消費者都愿意為培養肉支付一定的溢價。控制組、 特征信息組、生產信息組和混合信息組消費者對 500g 培養雞胸肉的支付意愿分 別為0.23元、1.16元、1.65元和1.26元。該結果與Zhang et al. (2020)的研究 表明中國消費者愿意為培養肉支付溢價的結論一致。但Zhang et al. (2020)的支 付意愿為 0.98元，大于我們估計的結果 0.23 元。可能是由于估計方法、實驗產 品以及樣本地域的差異導致支付意愿的差異。Van Loo et al. (2020)研究表明美 國消費者不愿意為培養牛肉漢堡支付溢價，可能是由于文化因素導致的支付意愿 差異。對于培養肉系數標準差，所有組別的培養肉系數標準差均在1%的水平上 顯著，說明消費者對培養肉的偏好存在異質性。以控制組為例，消費者對培養肉 的支付意愿為0.23元/500g,培養肉系數的標準差顯著且為7.40,說明有51.20% 的消費者對培養肉具有積極的支付意愿，但是 48.80%的消費者不愿意為培養肉 支付溢價。此結果與已有的研究結論一致，大約50%的中國消費者愿意接受培養 肉(Zhang et al., 2020; Siegrist and Hartmann, 2020)。同時也與我們問卷調查統計 顯示的 50%左右的消費者會考慮購買培養肉的結果一致。類似的，根據培養肉特 征系數和標準差可知，特征信息組57.14的消費則愿意為培養肉支付溢價，生產 信息組和混合信息組愿意為培養肉支付溢價的消費者比例分別為 60.26%和 57.53%。說明信息揭示提高了消費者對培養肉的接受度。此外，圖4.6展示的消 費者培養肉支付意愿密度分布圖清晰的顯示了大約 50%左右的消費者對培養肉 有積極的支付意愿。同時我們也可以看到，信息揭示后，消費者對培養肉的支付 意愿曲線向右移動，說明信息揭示后消費者提高了對培養肉的偏好。
表 4.5 同時也匯報了消費者對其他屬性的偏好。對于碳標簽屬性，碳標簽系 數在所有組別中顯著為負，說明消費者不愿意為帶有碳標簽的雞胸肉支付溢價。 但是碳標簽屬性的標準差在所有組別中在1%水平上顯著，說明部分消費者對碳 標簽具有積極的支付意愿，該結果與部分研究表明消費者對碳簽標屬性的支付意 愿為正，部分研究表明消費者對碳標簽屬性的支付意愿為負的結論一致(Van Loo et al., 2014)。對于抗生素屬性，抗生素的系數在所有組別中顯著為正，說明消費 者愿意為無抗生素使用的雞胸肉支付溢價，大約為2元/500g。抗生素常常被用 于促進畜禽生長、減少疾病，適當使用抗生素有助于畜禽健康發育、有利于提高
115
養殖戶受益。但過量使用則可能導致抗生素殘留畜禽產品體內，對人體健康造成 負面影響。所以消費者愿意為無抗生素的雞胸肉支付更高的溢價（Wang et al., 2019）。
表 4.5 支付意愿估計結果（元 /500g ）
因變量:消費者選擇
自變量 （1）
控制組 （2）
特征信息 （3）
生產信息 （4）
混合信息
隨機參數
培養肉 0.23 1.16*** 1.65*** 1.26***
(0.36) (0.30) (0.39) (0.35)
碳標簽 -1.99*** -1.91*** -1.53*** -2.00***
(0.35) (0.30) (0.42) (0.29)
抗生素 2.10*** 2.23*** 1.91*** 2.56***
(0.35) (0.29) (0.28) (0.28)
固定參數
價格 1(fixed) 1(fixed) 1(fixed) 1(fixed)
ASC -18.78*** -17.84*** -14.69*** -16.33***
(0.15) (0.14) (0.18) (0.17)
隨機變量標準差
培養肉 7.40*** 6.54*** -6.28*** -6.61***
(0.33) (0.26) (0.32) (0.31)
碳標簽 -5.62*** -6.56*** -5.11*** -5.12***
(0.27) (0.33) (0.29) (0.25)
抗生素 6.52*** -6.60*** 4.43*** 5.25***
(0.39) (0.24) (0.21) (0.23)
Log likelihood -6848.85 -6988.44 -6958.38 -7163.32
AIC/N 2.00 2.04 2.13 2.03
AIC 13711.70 13990.87 13930.76 14340.64
觀察值 6840 6864 6552 7080
注：①括號內為標準誤;*, **, ***分別代表系數在0.10, 0.05和0.01的水平上顯著。②參 數值即表示消費者的支付意愿值。③控制組表示沒有信息提供的對照組支付意愿估計結果, 特征信息組表示提供了培養肉特征信息后支付意愿估計結果，生產信息組表示提供了培養肉 生產信息后支付意愿估計結果，混合信息組表示提供了培養肉特征信息和生產信息后支付意 愿估計結果。
116
20 -培養肉支付意愿（元/500g） 10
圖 4.6 不同信息組別消費者培養肉支付意愿密度分布圖
4.5.2信息揭示對支付意愿的影響
雖然表4.5的支付意愿結果顯示信息干預組消費者的培養肉支付意愿高于控 制組，但控制組與信息干預組消費者培養肉支付意愿是否存在顯著差異，還需進 一步檢驗。本節應用pairwise test （方程4.11）檢驗了實驗假設部分提出的6個 假設。表4.6匯報了檢驗的結果。交互項培養肉*dtreat表示對應假設中的信息對 培養肉支付意愿的影響，系數表示影響的大小。假設 1 檢驗的是特征信息是否會 顯著影響消費者對培養肉的支付意愿，交互項培養肉*dtfeat的系數為0.88,且在 5%的水平上顯著，表明特征信息顯著提高了消費者對培養肉的支付意愿，且增 加了 0.88元/500g。同理，假設2檢驗的是生產信息是否會顯著影響消費者對培 養肉的支付意愿，結果表明生產信息使消費者對培養肉的支付意愿顯著提高1.03 元/500g。假設3檢驗的是混合信息是否會顯著影響消費者對培養肉支付意愿， 結果表明混合信息使消費者對培養肉的支付意愿顯著提高了 0.81元/500g。假設 4檢驗的是生產信息與特征信息對培養肉支付意愿的影響是否存在差異，結果表 明生產信息對培養肉支付意愿的影響顯著大于特征信息對培養肉支付意愿的影 響。假設 5 檢驗的是混合信息與特征信息對培養肉支付意愿的影響是否存差異，
117 結果表明混合信息與特征信息對培養肉支付意愿的影響效果相同。假設6檢驗的 是混合信息與生產信息對培養肉支付意愿的影響是否存在差異，結果表明生產信 息對培養肉支付意愿的影響顯著大于混合信息對培養肉支付意愿的影響。
表 4.6 信息揭示對可持續食品支付意愿影響的檢驗結果
假設 交互項 系數 p-value
假設 1： WTP特征信息-WTP控制組=0 培養肉 *dtreat 0.88**(0.53 ) 0.02
假設 2： WTP生產信息-WTP控制組=0 培養肉 *dtreat 1.03*(0.54) 0.06
假設 3： WTP混合信息-WTP控制組=0 培養肉 *dtreat 0.81**(0.37) 0.03
假設 4： WTP生產信息-WTP特征信息=0 培養肉 *dtreat 0.90**(0.38) 0.02
假設 5： WTP混合信息-WTP特征信息=0 培養肉 *dtreat -0.36(0.51) 0.48
假設 6： WTP混合信息-WTP生產信息=0 培養肉 *dtreat -0.79**(0.33) 0.02
注： ①括號內為標準誤; *, **, *** 分別代表系數在 0.10, 0.05 和 0.01 的水平上顯著。 ② 假設 1~假設 6 分別對應 4.3.3 提出的 6 個假設。
根據以上假設檢驗結果得到的主要結論是：信息揭示顯著增加了消費者的培 養肉支付意愿，但是支付意愿增加的程度取決于信息類型，具體而言，生產信息 揭示對支付意愿的影響程度最大，使消費者對培養肉的支付意愿增加了86.06%， 其次為特征信息揭示和混合信息揭示，分別使消費者對培養肉的支付意愿增加 80.17%和81.75%。可能的解釋為：一是生產信息中提到當前培養肉生產成本高， 可能給消費者傳遞了培養肉價格高的信號，而價格是消費者評判食品質量和安全 的主要指標之一(Wang et al., 2019)。因此，生產信息顯著提高了消費者的培養 肉支付意愿。雖然生產信息中同時也包含了培養肉生產可能會給傳統畜禽養殖農 戶帶來負面的影響，但是該信息不會顯著影響消費者食物選擇的偏好(Grunert et al., 2014)。此外，生產信息內容的呈現順序可能進一步推動“培養肉生產可能會 給農戶和相關養殖戶帶來負面的影響”的信息對受訪者偏好產生較小的影響。培 養肉生產成本高的信息先于培養肉生產對養殖戶有負面影響的信息呈現，這樣的 信息呈現順序可能會產生錨定偏差(anchoring bias),也就是說受訪者可能受到 初始信息的影響更大，即培養肉生產成本高的信息在消費者選擇決策中權重更高， 培養肉對傳統農戶負面影響的信息權重低。第二，利己動機如健康、營養、安全 等是消費者可持續食品的主要購買動機(Xie et al., 2016; McCarthy et al., 2016; Gomez-Luciano et al., 2019; Bryant et al., 2019)。對于培養肉也是如此，消費者更 關注培養肉的安全和健康屬性(Bryant and Barnett,2020)。所以特征信息中揭示 的培養肉在環境保護、動物福利以及可持續性方面的優勢特征對消費者培養肉偏
118
好的影響較低，且低于生產信息的影響。Van Loo et al. (2020)對美國消費者的 研究也發現培養肉的動物福利和環境保護特征信息對消費者培養肉偏好的影響 很低。Rolland et al. (2020)的研究同樣表明，培養肉利己特征信息比利他特征信 息對消費者培養肉的購買意愿影響程度更大。第三，混合信息對培養肉支付意愿 的影響顯著低于生產信息，可能由于錨定偏差造成，即消費者通常會對初始信息 賦予較高的權重，而對隨后的信息賦予較低的權重(Furnham and Boo, 2011)。在 混合信息中，特征信息先于生產信息出現，因此可能特征信息在消費者選擇行為 中的影響權重更大，而生產信息被賦予的權重相對較小。特征信息對消費者培養 肉支付意愿的影響程度低于生產信息，所以導致混合信息對支付意愿的影響程度 低于生產信息。另一方面，混合信息中對培養肉不同觀點的描述可能造成消費者 對培養肉缺乏清晰的認知，從而混合信息對消費者培養肉的支付意愿影響較低。
4.5.3異質性分析
上一節得到的主要結論是信息揭示會顯著提高消費者對培養肉的支付意愿， 這一節我們將分析信息揭示對消費者培養肉支付意愿的影響機制以及影響的異 質性。
( 1)影響機制分析
根據本章的理論機理分析部分，信息會通過提高消費者對可持續食品的認知 進而增加對可持續食品的支付意愿，雖然可能也會通過改善消費者對可持續食品 的態度或增強購買動機從而提高對可持續食品的支付意愿，但是消費者的可持續 食品認知同時也可能會影響消費者對可持續食品的態度和購買動機(Aertsens et al., 2011)。因此，我們認為信息揭示主要是通過提高消費者對可持續食品認知的 方式增加了消費者的可持續食品支付意愿，特別是消費者對可持續食品缺乏了解 的情景中。
為了檢驗影響機制，我們在方程 4.6的基礎上加入了消費者的培養肉認知變 量與培養肉屬性的交互項，通過觀察交互項系數的顯著性和符號變化判斷消費者 可持續食品認知的作用是否被信息替代。如果交互項的系數在信息干預組不顯著 或者比對照組小，說明信息揭示替代了消費者可持續食品認知對支付意愿的影響。 具體而言回歸結果如表 4.7 所示，在無信息組，交互項培養肉*認知顯著為正，
119 說明對培養肉認知程度越高的消費者，對培養肉的支付意愿越高。但是，在特征 信息組、生產信息組和混合信息組，交互項培養肉*認知均變得不顯著且系數變 小，說明提供培養肉相關信息后，消費者培養肉認知對培養肉支付意愿沒有顯著 影響，消費者培養肉認知對培養肉支付意愿的作用被信息替代。因此，我們可以 說信息揭示通過提高消費者對可持續食品的認知，從而增加了消費者對可持續食 品的支付意愿。同時，我們也看到培養肉認知與碳標簽屬性和抗生素屬性的交互 項系數從正數變為負數，可能是對培養肉認知程度較高的消費者對碳標簽和抗生 素的了解程度較高，因此，給了信息干預后，交互項的系數變小，表示認知程度 低的消費者對信息的反應更大。
表 4.7 信息揭示對可持續食品支付意愿影響機制的回歸結果
因變量：消費者選擇
自變量 (1) 控制組 (2
特征信息 ( 3) 生產信息 (4
混合信息
隨機參數 均值估計
培養肉 -2.45*** 1.02 4.5*** 2.9**
(0.65) (0.79) (0.84) (1.17)
碳標簽 -3.14*** 1.61** 2.83*** 0.81
(0.61) (0.69) (0.70) (1.16)
抗生素 -1.34* 0.36 5.95*** 9.25***
(0.68) (0.79) (0.76) (1.05)
固定參數
價格 1(fixed) 1(fixed) 1(fixed) 1(fixed)
ASC -18.75*** -17.8*** -14.87*** -16.31***
(0.15) (0.14) (0.18) (0.16)
培養肉*認知 0.53*** 0.09 0.07 -0.37
(0.14) (0.16) (0.05) (0.27)
碳標簽*認知 0.05 -0.88*** -0.89*** -0.54**
(0.13) (0.15) (0.15) (0.27)
抗生素*認知 0.67*** 0.48*** -0.99*** -1.75***
(0.15) (0.17) (0.17) (0.25)
隨機變量標準差
培養肉 5.77*** 5.92*** -5.74*** -6.23***
(0.21) (0.21) (0.25) (0.23)
碳標簽 5.77*** -7.28*** -4.79*** -5.11***
(0.23) (0.28) (0.22) (0.20)
抗生素 7.05*** -6.76*** 4.42*** 5.17***
(0.31) (0.21) (0.19) (0.23)
Log likelihood -6913.27 -7036.19 -6967.81 -7207.58
AIC/N 2.02 2.05 2.13 2.04
120
AIC 13846.55 14092.38 13955.62 14435.16
觀察值 6840 6864 6552 7080
注：①括號內為標準誤;*, **, ***分別代表系數在0.10, 0.05和0.01的水平上顯著。②參 數值即表示消費者對對應特征的支付意愿。③培養肉認知指消費者對培養肉的了解程度。
( 2)異質性分析
為了探究不同類型的消費者對信息揭示的反應，我們將根據方程 4.10 估計 的培養肉支付意愿作為因變量，信息干預變量、消費者特征變量以及消費者特征 與信息干預的交互項作為自變量進行了多元線性回歸[ 我們也根據消費者特征進行了分組樣本回歸以分析不同類型消費者對信息揭示的敏感程度，回歸結果與 全樣本回歸的結果基本一致。但由于分組回歸后樣本量太少，導致模型的擬合優度低于全樣本回歸的模型 擬合優度，因此我們報道了全樣本回歸的結果。
121]。表 4.8 匯報了回歸結果。 首先，基準回歸結果展現了消費者特征與培養肉支付意愿之間的關系。新食品技 術態度變量顯著為負，說明對新食品技術態度越消極的消費者，對培養肉的支付 意愿越低。這與已有文獻研究結論一致，認為消費者對新食品技術的態度越消極， 對培養肉的接受程度就會越低(Wilks et al., 2019; Siegrist and Hartmann, 2020)。 肉類購買頻率的系數顯著為負，說明肉類購買頻率越高的消費者對培養肉的支付 意愿越低，可能的原因是肉類購買頻率越高的消費者可能更追求肉的新鮮度和自 然度，因而對培養肉的這種“不自然”的肉類支付意愿低。考慮在未來購買培養肉 的系數顯著為正，說明愿意購買培養肉的消費者，對培養肉的支付意愿更高。
其次，第3 列到第7列分別表示年長消費者、受教育水平高的消費者、以及 對培養肉認知程度高的消費者(分別為聽說過培養肉的消費者、對培養肉了解程 度高的消費者、考慮在未來購買培養肉的消費者)對不同類型信息的反應。對于 年齡，已有研究表明年輕消費者對培養肉的態度更積極，因為年輕的消費者更可 能以開放的 心態接受新事物( Mancini and Antonioli, 2019; Zhang et al., 2020; Weinrich et al., 2020)。因此我們根據樣本年齡的均值將消費者分為年輕組(對照 組)和年長組，年齡與生產信息和混合信息的交互項系數均顯著為負，表明年長 消費者對生產信息和混合信息的敏感程度低于年輕的消費者。對于教育水平，已 有研究表明受教育程度高的消費者對培養肉的接受程度越高(Mancini and Antonioli, 2019; Zhang et al., 2020; Weinrich et al., 2020)。因此我們根據受教育水 平的均值將消費者分為受教育水平較高組和受教育水平較低組(對照組)，受教
育水平與混合信息的交互項顯著為正，說明受教育水平較高的消費者對混合信息 的敏感程度大于受教育水平較低的消費者，具體而言，受教育程度較高的消費者 接收到混合信息后對培養肉支付意愿的增加程度比受教育程度低的消費者高 3.05元。對于消費者對培養肉的認知，已有研究表明消費者對培養肉的認知程度 越高，對培養肉的接受程度越高(Weinrich et al., 2020; Bryant and Barnett, 2020)。 回歸結果顯示聽說過培養肉與生產信息的交互項為正向顯著，說明聽說過培養肉 的消費者對生產信息的敏感程度大于對沒有聽說過培養肉的消費者。考慮購買培 養肉與生產信息的交互項也顯著為正，說明愿意購買培養肉的消費者對生產信息 的敏感程度大于不愿意購買培養肉的消費者。但是，了解程度與混合信息的交互 項顯著為負，說明對培養肉了解程度高的消費者對混合信息的反應程度低于對培 養肉了解程度較低的消費者。與已有研究結論一致，消費者對產品的了解的越高， 對產品相關信息的反應程度將會越低(Rousseau and Vranken, 2013; Jin and Han, 2014; Zhang et al., 2020)。
表 4.8 信息揭示對可持續食品支付意愿影響的異質性分析結果
因變量：培養肉支付意愿
基準回歸 年長 教育水平髙 聽說過培養肉~了解程度髙 考慮購買
注： ①括號內為穩健標準誤; *, **, *** 分別代表系數在 0.10, 0.05 和 0.01 的水平上顯著。 ②年齡、受教育水平和培養肉了解程度均根據均值劃分，髙于均值的則歸類為較髙組（賦值 為 1），等于小于均值的則歸類為較低組（賦值為 0）[ 我們也使用年齡、受教育水平和培養肉了解程度的均值進行劃分高低組，回歸的結果沒有差異。
123]；年齡的均值為 34，了解程度的均值為 4，受教育水平的均值為高中。了解程度是指消費者對自我陳述對培養肉的了解程度，考慮 購買是指消費者自我陳述的會在以后考慮購買培養肉。
4.5.4穩健性檢驗
為了檢驗估計結果的穩健性，首先，我們根據方程4.6的RPL模型分別估計 對照組和信息干預組消費者的支付意愿；然后根據支付意愿的結果，利用 Poe test （Poe et al., 2005）分別對以上6個假設進行了檢驗。
隨機參數Logit模型的估計結果如表4.9所示。控制組培養肉的系數顯著為 負，說明在沒有信息干預的情況下，培養肉給消費者帶來負效用。與控制組相比， 特征信息組培養肉的系數變大但不 顯著，說明培養肉不會影響消費者的效用；
生產信息組和混合信息組培養肉的系數變為正數，說明信息提供后，提高了消費
者對培養肉的偏好。該結果與表4.5的估計結果基本一致，提供信息干預后消費 者對培養肉的支付意愿變大。
表4.9穩健性檢驗一隨機參數logit(RPL)估計結果
因變量：消費者選擇
自變量 控制組 特征信息 生產信息 混合信息
隨機參數
培養肉 -0.16** -0.05 0.09 0.04
(0.07) (0.07) (0.07) (0.06)
碳標簽 0.05 0.10 0.20** 0.10
(0.06) (0.07) (0.06) (0.06)
抗生素 0.10 0.18** 0.13** 0.28***
(0.07) (0.07) (0.06) (0.06)
固定參數
價格 -0.003 -0.007 -0.01** -0.02***
(0.01) (0.01) (0.01) (0.01)
ASC -0.66*** -0.30** -0.15 -0.43***
(0.12) (0.12) (0.12) (0.12)
隨機變量標準差
培養肉 0.56*** 0.44*** 0.39*** -0.35 ***
(0.09) (0.10) (0.10) (0.10)
碳標簽 0.37*** 0.61*** 0.17 -0.16
(0.11) (0.09) (0.21) (0.18)
抗生素 0.62*** 0.60*** 0.001 0.30**
(0.09) (0.09) (0.12) (0.13)
Log likelihood -2407.50 -2425.24 -2379.51 -2547.91
AIC/N 0.71 0.71 0.73 0.72
AIC 4831.00 4866.49 4775.01 5111.82
觀察值(N) 6840 6864 6552 7080
注：括號內為標準誤; *, **, *** 分別代表系數在 0.10, 0.05 和 0.01 的水平上顯著。
表 4.10 展示了控制組與信息組之間消費者培養肉支付意愿的差異性檢驗結 果。該結果與表4.6的結果一致，假設1、假設2 和假設3都拒絕了原假設，說 明特征信息組、生產信息組、混合信息組消費者對培養肉的支付意愿與控制組消 費者對培養肉的支付意愿有顯著差異，可以得到特征信息、生產信息和混合信息 顯著提高了消費者培養肉支付意愿的結論。假設4和假設6被拒絕，說明生產信 息對培養肉支付意愿的影響與特征信息和混合信息對培養肉支付意愿的影響存 在顯著差異，因此可以得到生產信息對培養肉支付意愿的影響高于特征信息和混
124
合信息的結論。假設5 沒有被拒絕，說明特征信息與混合信息對培養肉支付意愿
的影響效果相同。
表4.10 穩健性檢驗一Poe test檢驗結果
假設檢驗 P-value
假設1： WTP特征信息-WTP控制組=0 0.03
假設2： WTP生產信息-WTP控制組=0 <0.01
假設3： WTP混合信息-WTP控制組=0 <0.01
假設4： WTP生產信息-WTP特征信息=0 <0.01
假設5： WTP混合信息-WTP特征信息=0 0.10
假設6： WTP混合信息-WTP生產信息=0 0.04
注：①p值表示根據Poe test檢驗的支付意愿差異性結果。②假設1?假設6分別對應4.3.3 提出的 6 個假設。
4.6本章小結
細胞培養肉的生產為緩解傳統畜牧養殖對環境的負面影響提供了可行性的 解決途徑。當前，新加坡政府已批準細胞培養肉在市場銷售，中國和其他國家也 表現出對培養肉的高度重視。雖然當前培養肉生產技術仍存在一定的挑戰，但是 更大的挑戰來來自于消費者的接受度和需求(Post et al., 2020)。只有在消費者有 大量需求的前提下，規模化的生產才會達到降低生產成本，實現經濟效益的可行 性。本章通過組間實驗設計的方法，分析了消費者的培養肉支付意愿，并探究了 培養肉特征信息揭示、生產信息揭示以及混合信息揭示(同時包含特征信息和生 產信息)對消費者培養肉支付意愿的影響和影響的異質性。得到的主要結論如下：
第一，消費者對培養肉的平均支付意愿為0.23元/500g。對新食品技術的態 度積極的消費者、考慮在未來購買培養肉的消費者培養肉支付意愿更高，而肉類 購買頻率高的消費者培養肉支付意愿更低。該結論表明消費者對培養肉的偏好存 在異質性，因此可以首先在培養肉的潛在購買群體中推廣和宣傳培養肉。
第二，信息揭示會顯著提高消費者的培養肉支付意愿，但對支付意愿的影響 程度取決于信息揭示的類型。生產信息揭示對培養肉支付意愿的影響程度最大， 使消費者對培養肉的支付意愿提高了 86.06%，其次為特征信息和混合信息，分 別使消費者對培養肉的支付意愿提高了 80.17%和 81.75%。該結果表明信息揭示 能在很大程度上提高消費者對培養肉的偏好，因此在消費者對培養肉認知水平低 的現實背景下，可以通過宣傳教育的方式揭示培養肉信息以提高消費者的培養肉
125 偏好，信息揭示內容是培養肉生產相關信息對提高消費者培養肉偏好最有效。 第三，不同特征的消費群體對信息揭示的敏感程度存在顯著差異。聽說過培 養肉、愿意購買培養肉的消費者接收到負面信息后，對培養肉支付意愿的提高程 度顯著高于沒有聽說過培養肉、不愿意購買培養肉的消費者，分別高3.41元/500g 和2.44元/500g;受教育程度更高的消費者相對于受教育程度低的消費者對混合 信息的反應程度更高，多愿意支付3.05元/500g;但是，對培養肉了解程度高的 消費者對混合信息的反應程度低于對培養肉了解程度低的消費者。可能的原因是 這些對培養肉有一定了解程度的消費者，在處理信息內容時，更容易受到已有培 養肉認知的干擾(McFadden and Lusk, 2015),因此信息干預對培養肉的偏好影響 程度更低。
126
5信號傳遞對可持續食品偏好的影響
上一章從信息揭示的視角，分析了不同類型的可持續食品揭示對消費者可持 續食品偏好的影響。本章將從信號傳遞的視角，分析不同類型的可持續食品特征 信號傳遞對消費者可持續食品偏好的影響。通過認證標簽向消費者傳遞可持續食 品的特征信號是生產者與消費者之間的緩解信息不對稱的主要方式。但是由于消 費者對可持續食品和可持續食品認證標簽缺乏了解，導致可持續食品認證標簽的 信號傳遞的作用沒有有效發揮。因此，本章旨在分析直接的特征信息傳遞是否會 增強可持續食品認證標簽的信號傳遞功能，提高消費者的可持續食品偏好。我國 的可持續認證食品標簽主要是綠色認證食品和有機認證食品標簽，因此本章以綠 色食品和有機食品為例，探究信號傳遞對消費者可持續食品偏好的影響。
5.1 引言
提高綠色食品和有機食品的供給和消費是農業綠色可持續發展的主要任務 之一。從生產供給看，綠色食品和有機食品認證數量快速增長。截至20 1 9年底， 有效使用綠色食品標識的企業為 15984家，綠色認證產品總數為 36345 個，近兩 年綠色食品認證企業數和獲證產品數均以17% 左右的增長率增加。對于有機食 品，截至2019 年底有效使用有機食品標識的企業為 13813 家，有效使用有機食 品標識的產品數為 21746個，近兩年有機食品認證企業數和獲證產品數均以12% 左右的增長率增加。但是從市場需求看，綠色食品和有機食品消費增長緩慢。2019 年綠色食品國內市場銷售額為 4656.6 億元，有機食品國內市場銷售額為 678 億 元，近兩年綠色食品和有機食品國內市場銷售額的增長率分別為 2%和 5%左右。 綜上可知，綠色食品和有機食品的消費增長率遠遠低于生產增長率，我國消費者 對綠色食品和有機食品的需求不足。
市場信息不對稱是阻礙消費者綠色食品和有機食品消費的主要因素 (Rousseau and Vranken, 2013)。信息不對稱對消費者可持續食品消費的影響主 要體現在兩個方面：一是信息不對稱導致消費者對可持續食品的認知水平低。消 費者對可持續食品的生產過程、流通環節和產品特征缺乏了解，造成可持續食品 市場認可度不高。二是信息不對稱導致消費者對可持續食品缺乏信任。由于可持 續食品的信用品特征，消費者無法辨別購買的可持續食品是否是通過可持續方式 127 生產，在一系列假冒可持續食品事件發生后，造成消費者對可持續食品缺乏信任。 認證標簽為緩解可持續食品市場信息不對稱提供了可行的途徑。貼有綠色認 證標簽、有機認證標簽的食品表明是通過綠色和有機方式生產的，旨在向消費者 傳遞該食品相比普通食品在質量安全、環境保護等方面的優勢特征。但消費者對 綠色食品、有機食品以及認證標簽缺乏認知，導致認證標簽信號傳遞機制的作用 無法有效發揮(王常偉和顧海英，2012; 徐文成等，2017; Ufer et al., 2021)，即消 費者不能從認證標簽中獲得可持續食品的質量特征和環境特征信號。
已有研究表明直接明確的特征信號傳遞可以增強認證標簽的信號傳遞功能
(Rousseau and Vranken, 2013; McFadden and Huffman, 2017; Ufer et al., 2021)。但 是，應該向消費者傳遞哪一種類型的可持續食品特征信號，已有研究結論不明晰
(Jaeger and Weber, 2020)。部分研究表明有機食品利他特征信息(如環境保護) 對消費者有機食品支付意愿的影響高于有機食品利己特征信息(如健康安全)
(Bougheraraa and Combris, 2009; Jager and Weber, 2020)。也有研究表明有機食 品的利己特征如無轉基因成分特征對消費者有機食品的支付意愿的影響高于利 他特征如動物福利(Ufer et al., 2021)。此外，這些研究主要關注的是歐美國家的 消費者，缺乏對中國消費者的研究。由于不同國家之間經濟發展水平以及文化差 異，消費者的可持續食品購買動機有所不同，如大部分研究表明發達國家的消費 者的有機食品購買動機主要是環境保護動機(Kushwah et al., 2019a; Ditlevsen et al., 2019)，而大部分對發展中國家的消費者的研究表明，有機食品的主要購買動 機是安全健康動機(Hashem et al., 2018; Bryla, 2018)。同一信息對不同可持續食 品購買動機消費者的支付意愿影響可能存在差異。因此，本章擬探究直接的可持 續食品特征信號：利己特征信號和利他特征信號對中國消費者可持續食品支付意 愿的影響。
綜上所述，本章的研究目標是分析直接的可持續食品特征信號傳遞對中國消 費者可持續食品支付意愿的影響。具體而言，通過對中國十個省份消費者的問卷 調查，應用組間選擇實驗設計的方法探究可持續食品的利己特征信號(質量安全)、 利他特征信號(環境保護)以及利己和利他特征都有的混合信號對消費者可持續 食品支付意愿的影響，并探索影響的機制和異質性。旨在為認證標簽的特征信號 傳遞機制更好的發揮作用提供理論依據。
128
5.2機理分析
認證標簽是降低生產者與消費者之間信息不對稱的主要信息工具之一，生產 者是否生產可持續食品的決策以及消費者是否購買可持續食品的決策，可以看成 是雙方一個簡單的博弈過程。為了簡化過程，假設生產者面臨兩種生產決策，一 種是生產可持續食品，一種是生產普通食品。而消費者面臨兩種消費決策，一種 是購買可持續食品，一種是購買普通食品。假定生產者生產可持續食品的成本為 c（Y）, Y=1表示生產可持續食品，Y=0則表示生產普通食品。假定可持續食品的 價格為Py，普通食品的價格為P0。則生產者生產可持續食品獲得的利潤可以表示 為：U = （p, c） = u[p — c （丫）]。u （c）表示生產者的效用，v表示消費者的效用。
生產者的可持續食品生產決策與消費者可持續食品購買決策可用表5.1所示 的簡化博弈矩陣表示。假定生產可持續食品獲得的利潤大于生產普通食品的利潤， 即u（P1-C1） > u （p0），如果消費者選擇購買可持續食品，生產者最終將會選擇生 產可持續食品。也就是說，生產者是否生產可持續食品取決于消費者從可持續食 品購買中獲得的效用。而消費者從可持續食品中獲得的效用取決于對可持續食品 特征的感知，即相比普通食品，消費者購買可持續食品可獲得什么利益。現實情 況是消費者對可持續食品缺乏認知，無法感知可持續食品的特征。以綠色認證食 品和有機認證食品為例，消費者對綠色食品、有機食品的認知水平低，即使生產 者通過認證標簽向消費者傳遞產品特征信號，但是消費者對可持續食品認知水平 低導致認證標簽特征信號傳遞的功能無法正常發揮（王二朋和周應恒， 2011；王 志剛等， 2013；于海龍等， 2015）。從而導致消費者無法感知可持續食品的特征， 進而影響消費者的可持續食品購買決策，最終間接影響了生產者的可持續食品生 產行為。
表 5.1 生產者與消費者可持續食品交易博弈矩陣
效用 購買 不購買
認證 u(P1-c1),v1 u(-c1),0
不認證 u(P0),v0 0,0
直接的可持續食品特征信號可以使認證標簽的信號傳遞機制更好的發揮作
用。在消費者對可持續食品缺乏了解的情況下，認證標簽本身可能無法向消費者
129 傳遞可持續食品的特征（王常偉和顧海英， 2012）。通過傳遞直接的可持續食品 特征信號，能讓消費者直觀的感知可持續食品特征，告知消費者該產品真正提供 了什么，從而刺激消費者的購買動機。因此直接的可持續食品特征信號傳遞可以 影響消費者對可持續食品的支付意愿，增強認證標簽的信號傳遞功能。
5.3實驗設計
5.3.1 選擇實驗設計
根據第四章介紹的選擇實驗設計流程，具體的選擇實驗設計過程如下：
（ 1 ）實驗產品的確定
本章選擇大米作為實驗產品分析消費者的可持續食品偏好主要基于如下三 個原因：一是大米是受訪者比較熟悉的農產品，我國 50%以上的居民以大米為主 食，在本次調研中， 90%以上的受訪者主食為大米。選擇消費者熟悉的實驗產品 在一定程度上可以降低實驗過程中的假想偏差（Lusk and Schroeder, 2004）。二是 從生產規模看，綠色大米的認證面積、獲證產品數以及產量比其他綠色農產品高。 就生產面積而言，獲得綠色認證的糧食作物占50% 以上，蔬菜占13.18%，水果 占14.19%;糧食作物中大米占比最高，綠色認證大米的產品數為5351個，產量 為 1558.65 萬噸[ 數據來源于中國綠色食品發展中心。
130]。三是綠色大米和有機大米的可及性更高。基于作者的觀察， 綠色大米和有機大米在大型超市、小型超市以及便利店都可以購買，但對于有機 果蔬，大部分在大型超市或大型的生鮮店才會有銷售。基于以上原因，可見選擇 大米作為實驗對象現實意義更大，也更具代表性。
（2）屬性及屬性水平的確定
選擇試驗中產品的屬性應該包括研究所關注的屬性以及消費者在購買大米 時比較關注的屬性，因為這些屬性對消費者的偏好會產生很大的影響。通過文獻 回顧和焦點小組討論，本文選擇了四個屬性：認證、來源國、品牌和價格。如表
5.2所示，第一，認證屬性是本章擬分析的主要屬性，屬性水平為：綠色食品認 證、有機食品認證和無認證。第二，選擇來源國屬性是因為消費者在購物時往往 會根據來源國評價食品的質量（Xieet al., 2016; Wang et al., 2019）,來源國是影響 消費者購買決策的主要因素之一。來源國的屬性水平設定為：中國、日本和泰國。 選擇日本和泰國是因為這兩個國家是我國主要的大米進口國，同時日本大米和泰 國大米也是我國市場比較常見的進口大米。第三，選擇品牌也是由于品牌會影響 購買決策，消費者更偏好知名品牌產品(Lassoued and Hobbs, 2015; Van Loo et al., 2020)。因此，我們將品牌屬性水平設為：知名品牌、不知名品牌和無品牌。知 名品牌是指知名度較高的大米品牌，如金龍魚、北大荒、福臨門等。不知名品牌 是指具有品牌但是品牌知名度較低，無品牌是指沒有品牌和商標，如一些大米只 標示了產地。第四，參照已有文獻(Dahlhausen et al., 2018)，價格屬性水平根據 2018 年綠色食品和有機食品的市場平均價格確定[ 大米價格數據于 2018 年在大型超市、社區便利店和線上平臺(京東超市和天貓超市)收集，最低市場 平均價格為普通大米平均價格，3.60 元；最高市場平均價格為有機大米平均價格，13.40 元，中間的價格 水平代表綠色大米平均市場價格水平。
131]，將價格屬性設定為三個水平： 3.6 元/500g、7.4 元/500g 和 13.4 元/500g。
表 5.2 選擇實驗屬性及屬性水平
屬性 屬性水平
認證 無認證 綠色認證 有機認證
產地 泰國 日本 中國
價格 3.60 元/500g 7.40 元/500g 13.40 元/500g
品牌 無品牌 不知名品牌 知名品牌
(3)選擇集設計
選擇實驗選擇集的設計可以用全因子設計，部分析因設計等方法。如果采用 全因子設計，則一共有(44 )個屬性水平組合，會產生 256 個不同的大米選擇 集。太多的選擇任務會給受訪者造成太大的答題負擔，且在實際調查執行中可行 性較低。因此，本文根據部分析因設計的原理，應用效率設計的方法，最終確定 了 32個選擇集，D-設計效率為97.62%。為了減少消費者的答題負擔，提高問卷 質量，本文將 32個選擇集隨機分成4 個版本。每位受訪者需要完成8 個選擇任 務，每個選擇任務由兩種大米產品和一個“兩者都不選”的選項組成。為了減少受 訪者的理解偏差，在開始做問卷之前，問卷設置了 cheap talk。研究表明cheap talk 能幫助受訪者更好的融入假設的購買場景，減少回答偏差(Cummings and Taylor, 1999; List 2001)。圖5.1 是其中一個選擇實驗題目示例。
圖 5.1 選擇實驗問題示例
5.3.2 信息干預設計
本章與第四章一樣，應用了組間實驗設計探究不同類型信號傳遞對消費者可 持續食品偏好的影響。如圖5.2所示，控制組的消費者在開始選擇實驗之前不會 有額外的信息干預；實驗組1 的消費者在選擇實驗開始前會接收到可持續食品的 利己特征信息；實驗組2的消費者在選擇實驗開始前會接收到可持續食品的利他 特征信息；實驗組3的消費者在選擇實驗開始前會接收到可持續食品的利己特征 和利他特征的信息（混合信息）。此外，所有組別的消費者在選擇實驗開始前都 有屬性和屬性水平定義的介紹。
在實驗過程，信息用突出顯示的方式呈現，以吸引消費者對信息內容的注意。
遵循簡單易懂的原則，呈現的信息內容精簡易懂。具體的信息內容如下所示：
首先，利己信息。利己信息是指消費者是受益者，旨在向消費者傳遞可持續
132
食品在安全健康方面的特征信號。具體內容為： 綠色農產品生產限量使用化學肥料、農藥等生產資料；有機農產品生產禁止使用 化學合成的農藥、化肥、激素等生產資料以及轉基因技術。因此，綠色農產品、 有機農產品農藥殘留低，是綠色無污染食品。
其次，利他信息。利他信息是指可持續食品的社會屬性，消費者不是直接的 受益者，旨在向消費者傳遞可持續食品在環境保護方面的特征信號。具體的信息 內容為： 綠色農產品生產限量使用化學肥料、農藥等生產資料；有機農產品生產禁止使用 化學合成的農藥、化肥、激素等生產資料。因此，綠色農產品、有機農產品生產 對生態環境無害，且有利于生態環境保護。
最后，混合信息。混合信息是以上兩種特征信息的混合，即同時包含利己特 征和利他特征信息。旨在向消費者傳遞可持續食品在安全健康和環境保護兩方面 的特征信號。具體的信息內容為： 綠色農產品生產限量使用化學肥料、農藥等生產資料；有機農產品生產禁止使用 化學合成的農藥、化肥、激素等生產資料以及轉基因技術。因此，綠色農產品、 有機農產品不僅有利于環境保護，且農藥殘留低，是綠色無污染食品。
5.3.3實驗假設
為了檢驗不同類型的信號傳遞對消費者可持續食品支付意愿的影響，以及不 同類型的信號傳遞對消費者可持續食品支付意愿的影響是否有顯著差異，建立了 如下6個假設：
假設 1：檢驗利己信號傳遞是否會顯著提高消費者的可持續食品支付意愿
已有研究表明中國消費者的有機食品購買動機主要是利己動機，即基于安全 健康考慮(Yin et al., 2010; Kushwaha et al., 2019a)。因此，我們假定利己特征信 號會刺激消費者的購買動機，從而提高對可持續食品的支付意愿。
如果原假設被拒絕，則表明利己信號傳遞會顯著提高消費者對可持續食品的 支付意愿，如果原假設沒有被拒絕，則表明利己信號傳遞對消費者可持續食品的
支付意愿沒有顯著影響。 假設2：檢驗利他信號傳遞是否會顯著提高消費者的可持續食品支付意愿
根據確認性偏差理論，如果信息干預內容與消費者已有的信念一致，則會增 強已有信念(McFadden and Lusk, 2015)。在綠色食品和有機食品情景中，消費者 更加熟悉綠色食品和有機食品在環境保護方面的特征(Jaeger and Weber, 2020)。 因此，我們假定利他信號傳遞會增強消費者對綠色食品和有機食品在環境保護方 面認知，從而提高對可持續食品的支付意愿。
H0» WTP利他信號一 WTP控制組=0 and nS'W葉綠色/有機w我綠色/有機0, and
HI2： WTP利他信號-WTP控制組知> 0
2 綠色 /有機 綠色/有機
如果原假設被拒絕，則表明利他信號傳遞會顯著提高消費者對可持續食品的 支付意愿，如果原假設沒有被拒絕，則表明利他信號傳遞對消費者可持續食品的 支付意愿沒有顯著影響。
假設3：檢驗混合信號傳遞是否會顯著提高消費者的可持續食品支付意愿 由于我們假定利己信號傳遞和利他信號傳遞會顯著提高消費者的可持續食 品支付意愿，因此我們假定混合信號傳遞也會顯著提高消費者的可持續食品支付 意愿。
混合信號 控制組
H03■: WTP色有機 一 WTP，色有 = °〉and
HI3： WTP混合信號-WTP控制組 > 0
3 綠色 /有機 綠色/有機
假設4：檢驗利己信號傳遞與利他信號傳遞對消費者可持續食品支付意愿的影響 是否有顯著差異
hi4：wtpS有機-wtp綠!色有
如果原假設被拒絕，說明利己信號傳遞與利他信號傳遞對消費者可持續食品 支付意愿的影響有顯著差異，如果原假設沒有被拒絕，說明利己信號傳遞與利他
信號傳遞對消費者可持續食品支付意愿的作用效果是一樣的。
假設5：檢驗利己信號傳遞與混合信號傳遞對消費者可持續食品支付意愿的影響
是否有顯著差異
134
H15：WTP利色有機- WTP:色有
如果原假設被拒絕，說明利己信號傳遞與混合信號傳遞對消費者可持續食品 支付意愿的影響有顯著差異，如果原假設沒有被拒絕，說明利己信號傳遞與混合
信號傳遞對消費者可持續食品支付意愿的作用效果是一樣的。
假設 6：檢驗利他信號傳遞與混合信號傳遞對消費者可持續食品支付意愿的影響 是否有顯著差異
hi6：wtp!色信機-wtp:色有
如果原假設被拒絕，說明利他信號傳遞與混合信號傳遞對消費者可持續食品 支付意愿的影響有顯著差異，如果原假設沒有被拒絕，說明利他信號傳遞與混合 信號傳遞對消費者可持續食品支付意愿的作用效果是一樣的。
5.3.4 實證模型構建
本章應用的實證模型原理與第四章類似。首先應用效用空間的隨參數 logit 模型(RPL specified in WTP space )估計消費者的支付意愿，RPL specified in “WTP space”(隨機參數logit模型在效用空間估計)的效用方程設定為：
Uljt = en(-PRICEijt + ASC + BiiGREENijt + t^ORGANICyt +03iKNOWNBRANDijt + 際UNBRAND^ + p5iCHINAiJt (5.1) +B6iJAPANijt) + St
其中，ASC是特定項常數(Alternative Specific Constant)，表示消費者兩種 可持續食品“都不選”時的基準效用。當選擇“都不選”選項時，ASC賦值為1；當 選擇任一可持續食品時，ASC賦值為0。PRICER是連續變量，即實驗設計中包 含的四個價格水平。GREENyt是綠色認證的虛擬變量，如果是綠色認證則為1， 否則為0。ORGANIC^是有機認證的虛擬變量，如果是有機認證則為1，否則為 0。KNOWNBRANDyt是知名品牌的虛擬變量，如果是知名品牌則為1,否則為 0°UNBRANDijt是不知名品牌的虛擬變量，如果是不知名品牌則為1，否則為0。
135 CHINAS和JAPANS分別是來源國的虛擬變量，基準組為泰國，如果來源國是中 國則為1,否則為0。同理，JAPANijt表示如果來源國是日本則為1,否則為0。 Bli,陸，際，04，險，06i是相應屬性的隨機參數,設定為正態分布；％表示正 的scale參數。snjt為隨機誤差項，代表不可觀察的效用。應用方程5.1分別估計 控制組和實驗組消費者的支付意愿。
其次，對于不同類型信號傳遞對消費者可持續食品支付意愿影響的檢驗。我 們應用了隨機參數logit方程估計了各組消費者的平均支付意愿(WTP preference)，然后根據 Krinsky and Robb (1986)基于 1000 次非參數 bootstrap 估 計個體支付意愿，并根據個體支付意愿應用Poe et al. (2005)提出的組合檢驗
(combinational test)檢驗上面實驗假設部分提出的6個假設。具體的隨機參數 logit 模型如下所示：
Uijt = ASC + BoPRICEijt + BuGREENijt + B2iORGANICijt +03iKNOWNBRANDijt + B^UNBRAND^t + B/HINAyt +06tJAPANijt + £ijt (5.2')
其中參數的定義與賦值與方程5.1完全一樣，價格的系數Bo為固定參數， Bli, Bn，B3i，B4i，B5i，06i是相應屬性的隨機參數，設定為正態分布。
最后，為了檢驗結果的穩健性，我們分別估計了控制組與實驗組消費者從可 持續食品消費中獲得經濟福利，從消費者福利變化的視角分析不同類型信號傳遞 的作用。
5.4數據來源與樣本特征
5.4.1數據來源
本章的數據來源于2017年12月到2018年3月期間于我國十個省份：北京、 上海、云南、四川、廣東、江蘇、湖北、福建、遼寧、黑龍江進行問卷調查的數 據。選擇這1 0個省份主要基于如下原因：一是從大米主產區看，包含我國大米 的主產區黑龍江、遼寧、江蘇、湖北等；二是從飲食習慣方面看，包含西南地區、 珠三角地區和東北地區等飲食習慣具有較大差異的城市；三是從經濟發展水平看， 包含一線城市和二線城市。四是從地域上看，包含東部、中部和西部地區。
136
通過問卷調查收集數據的方式王要有：面對面調查（face-to-face interview）＞ 郵件調查[ 通過郵件搜集數據的方式常見于 21 世紀初的歐美國家。]、問卷調查和網絡調查，其中網絡調查方式是當前問卷調查中被廣泛 采用的數據收集方式（Szolnoki and Hoffmann， 2013； Gao et al， 2016）。已有研 究表明網絡調查方式的數據質量和研究結果與面對面調查、電話訪問沒有顯著差 異（Marta-Pedroso et al., 2007）。網絡調查收集數據文章的快速增長也在一定程度 上體現了網絡調查方式的可靠性和可行性。如圖5.3所示，在Web of Science數 據庫以“online survey”或“web- based survey”為關鍵詞進行搜索，結果顯示包含網 絡調查的文章從2010年的 3487篇增加到2021 年的 23490篇，增長了約85%[ 由于只在 Web of Science 上進行搜索，因此包含網絡調查文章數量可能被低估。]。 圖 5.4 進一步展示從農業經濟管理專業領域的八大國際權威期刊[ FOOD POLICY （食品政策）、AMERICAN JOURNAL OF AGRICULTURAL ECONOMICS （美國農業經 濟）、AGRICULTURAL ECONOMICS （農業經濟）、AUSTRALIAN JOURNAL OF AGRICULTURAL AND RESOURCE ECONOMICS （澳大利亞農業資源與經濟）、CANADIAN JOURNAL OF AGRICULTURAL ECONOMICS （加拿大農業經濟）、EUROPEAN REVIEW OF AGRICULTURAL ECONOMICS （歐洲農業 經濟評論）、APPLIED ECONOMIC PERSPECTIVES AND POLICY （應用經濟學觀點與政策）、JOURNAL OF AGRICULTURAL ECONOMICS （農業經濟期刊）。]上搜索整理了 從2010-2021 年應用陳述性偏好方法分析消費者食品偏好的文章，結果顯示 2010 年 80%的文章通過網絡調查搜集數據， 2020 年和 2021 年通過網絡調查方式收 集數據的文章為 100%[ 2010年應用陳述性偏好方法分析消費者食品消費的文章總數為10篇，其中8篇通過網絡調查方式收集 數據；2015-2021年應用陳述性偏好分析消費者食品消費的文章總數，通過網絡調查方式收集文章數分別 為：6 和 6，13 和 9，9 和 7，12 和 7，15 和 11，13 和 13，8 和 8。]。
圖 5. 3 2010-2021 年包含“網絡調查”主題的文章數
數據來源：根據 Web of Science 數據庫搜索整理所得。
圖 5. 4 通過網絡調查方式收集數據文章的比例
數據來源：分別從各個期刊官網篩選整理所得。
綜上所述，在面對面預調研的基礎上，本章正式的問卷調查數據通過網絡調 查方式收集，由百度公司負責問卷的發放和數據回收。百度問卷調研平臺擁有 1700 萬用戶，樣本用戶的特征與國家人口統計特征基本一致，問卷通過隨機的 方式發放給受訪者。因此，通過百度問卷調研平臺收集的數據能在很大程度上保 證樣本的代表性。此外，百度公司的數據收集系統通過IP、cookie等技術手段， 能有效防止一人多次填寫問卷的現象出現。且樣本用戶均通過手機、郵箱和實名 認證，能確保用戶真實可靠性。同時，百度公司對回收的問卷會進行相似度檢測 和人工抽檢 [ 問卷質量控制措施的討論詳見論文1.4.2 部分。]。
為了保證數據質量，我們進一步做了以下幾方面的工作：首先，只有年滿 18 歲的受訪者才可以進入正式的問卷調查。問卷的第一部分是受訪者基本情況調查； 第二部分是選擇實驗，有 8個選擇場景；第三部分是受訪者的消費習慣以及對可 持續食品的認知等；第四部分是受訪者態度(對環境保護的態度，對健康的態度 以及食品安全風險感知)、對綠色食品和有機食品的信任等。每位受訪者大概需 要15 分鐘完成問卷；然后，在受訪者開始做問卷之前，告知受訪者誠實回答的 重要性，旨在激勵受訪者認真填寫問卷(Gaoet al., 2016)；其次，在問卷中加入 陷阱題目，以識別在填寫問卷過程中注意力不集中的樣本[ 具體陷阱問題詳見論文1.4.2 部分。
138]。并清除未正確回答
陷阱題的樣本；最后，清除了回收問卷中可能質量較差的樣本。具體清除的樣本
為答題完成時間快于 3 分鐘樣本(平均完成時間的 20%)、在選擇實驗的 8 個選 擇場景中以及其他量表場景中連續選擇相同答案的樣本(Britwum and Yiannaka, 2019)。最終共獲得有效問卷4523 份，樣本的地域分布如圖 5.5 所示，每個省份
5.4.2 樣本特征描述
(1)受訪者基本人口統計特征
表5.3展示了樣本的基本人口特征以及控制組與實驗組之間基本人口特征差 異性檢驗結果。對于受訪者性別比例，男性所占比例為 52.62%，女性所占比例 為 47.38%，與2019年中國統計年鑒公布的男女性別比例基本一致。從樣本年齡 分布上看，樣本年齡王要分布于 25-49 歲之間， 50 歲以上的受訪所占比例約為 4.00%[清除從來沒有負責家里食物購買的樣本之后，樣本的最低年齡為25 歲，因此沒有18-25歲之間的樣本。
139]。與國家人口分布的比例一樣， 25-49歲之間的人口比例最高。從婚姻狀 況上看，大多數的受訪者是已婚，與2019 年中國統計年鑒已婚高于未婚的現狀 一致。對于受教育水平， 71.63%以上的受訪者接受過本科及以上教育，雖然高于 國家平均水平，但是與已有研究中全國問卷調查的樣本特征基本一致(李文瑛等，
2018)。對于個人月收入，大部分的受訪者的月收入在5000元以內，在國家城鎮
居民平均收入的范圍內，總體上略高于國家平均水平。整體而言，我們樣本的在 性別、婚姻狀況和年齡分布上與國家人口特征基本一致，樣本的受教育水平和收 入略高于國家平均水平，但這正是綠色食品和有機食品潛在購買者特征，說明受 訪者樣本具有較好的代表性(張蓓等， 2014)。此外，將我們的調查樣本與已有 食品消費研究文獻的全國問卷調查樣本進行比較(李文瑛等，2018；劉青等，2018)
(見附錄 2 附表 1)，結果顯示我們的樣本特征與已有研究問卷調查的樣本特征 基本一致，進一步了說明我們樣本偏差較小。
為了保證不同組別之間消費者支付意愿的差異是信息干預的效果，控制組與 實驗組消費者的基本特征應該不存在差異。因此，我們對消費者的特征進行了差 異性檢驗，如表 5.3 所示，對于有序變量年齡、受教育程度和個人月收入，應用 了 Kruskal-Wallis 進行了差異性檢驗，對于無序的分類變量性別、婚姻狀況，應 用了 chi-squared 進行了差異性檢驗。差異性檢驗結果在 10%的水平上拒絕了原 假設，說明控制組與實驗組之間的樣本特征無顯著性差異。
表 5.3 樣本人口統計特征描述及差異性檢驗
變量 定義 全樣本
(%) 控制組
(%) 利己特征
(%) 利他特征
(%) 混合特征
(%) 統計年鑒
(%)
性別
男性=1 52.62 52.66 52.15 51.33 54.00 51.09
女性=0 47.38 47.34 47.85 48.67 46.00 48.91
X2=1.64, P=0.65
年齡
25-34 歲=1 57.82 59.13 56.65 60.36 55.42 24.78
35-49 歲=2 38.23 36.53 39.61 35.49 41.00 35.31
50 歲以上=3 3.96 4.34 3.75 4.14 3.58 39.90
X2=9.78, P=0.13
婚姻狀況
未婚=0 37.08 36.61 36.99 36.13 38.42 26.00
已婚=1 62.92 63.39 63.01 63.87 61.58 74.00
X2=1.41,P=0.70
教育
初中及以下=1 12.16 11.57 12.83 12.11 12.25 67.69
高中=2 16.91 16.82 18.35 16.26 16.25 17.73
大學=3 61.75 62.63 59.08 62.38 62.67 13.94
研究生及以上=4 9.18 8.98 9.74 9.25 8.83 0.64
X2=4.85,P=0.85
140
個人月收入
0-5000 元=1 49.79 50.22 50.09 49.31 49.41
5001-10000 元=2 36.76 36.22 35.67 36.87 38.34 3529.90
10000 元以上=3 13.45 13.55 14.24 13.82 12.26
X2=7.27,P=0.61
樣本數 人數 4523 1314 1068 941 1200
注：X2和P值是控制組和實驗組之間樣本特征差異性檢驗的結果。
2)受訪者大米消費習慣
表 5.4 列出了受訪者的大米消費習慣。80.00% 左右的受訪者都有過購買大米 的經歷，40.00%左右的受訪者經常負責家里大米的購買。受訪者更偏好于購買袋 裝大米，所占比例高達 79.90%。每次購買大米的重量為 20公斤的比例最高，其 次為 25 公斤以及 10 公斤。對于平常購買的大米價格，大米價格在 3-4 元/斤的 比例最高，為29.86%，購買的大米價格高于10 元/斤的消費者僅占 3.58%。大米 的購買頻率為 1-2 月一次的比例最高，為 43.61% 。最常購買的大米產地為東北， 占總樣本比例的 60.99%，有13.03%的受訪者不清楚其購買大米的產地，說明這 部分消費者可能對大米的產地屬性不關注。對于大米品種，50.16%的消費者常購 買的大米是秈米，常購買粳米的消費者所占的比例為 34.40%，15.45%的消費者 對秈米和粳米的概念不清楚。此外，70.00%以上的受訪者購買過進口大米，在購 買過進口大米的消費者中，主要是購買來自泰國的大米，所占比例為 65.46%， 而購買來自日本大米的消費者僅占 14.66%。
表 5.4 受訪者大米消費習慣
項目 定義 比例(%)
是否負責購買大米 幾乎不買 21.39
偶爾我買 36.37
經常我買 23.29
每次都是我買 18.95
大米的包裝 袋裝大米 79.90
散裝大米 20.30
購買大米的規格 2 公斤 5.26
5 公斤 23.09
10公斤 35.78
25 公斤 23.12
50 公斤 9.76
50 公斤以上 2.99
經常購買的大米單價 1-2 元以內 /斤 2.99
大米購買頻率
常購買的大米產地
常購的大米品種
是否購買過進口大米
所購買的進口大米來源國
(3)受訪者可持續食品認知
可持續食品認知會影響消費者的可持續食品偏好(Aertsens et al., 2011)。研 究表明，消費者對有機食品的客觀認知和主觀認知對有機食品偏好的影響有顯著 差異(Aertsens et al., 2011)。因此，本文將消費者可持續食品的客觀認知和主觀 認知進行了區分。消費者對可持續食品的主觀認知通過受訪者的主觀陳述度量， 具體通過問題“你對綠色(有機)大米的了解程度？”分別度量了消費者對綠色食 品和有機食品的主觀認知。表 5.5 是消費者對可持續食品主觀認知的統計描述。 可以看出，消費者對綠色食品和有機食品缺乏了解。對于綠色食品，聽說過但不 了解的受訪者比例為48.62%，對綠色食品非常了解的受訪者僅為3.24%。對于有 機食品，聽說過但不了解的受訪者比例高達 57.61%，對有機食品非常了解的消 142
費者比例僅為 1.00%。可見受訪者對綠色食品的主觀認知略高于受訪者對有機食
品的主觀認知。
表 5.5 受訪者可持續食品主觀認知
分類 有機食品(％) 綠色食品 (%)
沒聽說過 15.00 28.86
聽說過但不了解 57.61 48.62
聽說過但一般了解 21.95 17.95
聽說過且比較了解 4.43 1.33
聽說過且非常了解 1.00 3.24
受訪者對可持續食品的客觀認知通過三個維度測量：一是對可持續食品標識 的認知；二是對可持續食品生產過程中化學肥料、農藥使用情況的認知；三是對 可持續食品生產對環境保護作用的認知。表5. 6展示了受訪者對可持續食品的客 觀認知情況。結果顯示大部分消費者不能辨別綠色食品認證標識和有機食品認證 標識。其中，正確辨別綠色食品認證標識的受訪者所占比例為 17.07%，正確辨 別有機食品認證標識的受訪者所占比例為27.57%，。能正確辨別有機食品認證標 識的比例高于綠色食品認證標識的比例，可能的原因是有機食品認證圖標上有 “有機食品”的字樣，雖然我們對文字做了模糊處理，綠色食品認證圖標上沒有任 何字樣提醒。對可持續食品生產過程中化肥、農藥使用情況的認知， 85.00%左右 的受訪者認為綠色農產品生產過程不允許使用高毒、高殘留農藥，而只有 60.00% 左右的消費者認為有機農產品生產過程不允許使用化肥農藥；對可持續食品生產 在環境保護方面的作用，約 86.00%的受訪者認為綠色農產品生產過程遵循環境 保護，而只有70.00%左右的消費者認為有機農產品的生產過程有利于環境保護。 綜上可知，消費者對綠色食品的客觀認知高于對有機食品的客觀認知。該結果一 方面可能表明消費者在一定程度上混淆了有機認證食品和綠色認證食品，認為綠 色農產品在農藥使用、環境保護方面比有機農產品更嚴格。另外一方面說明了受 訪者對綠色食品的熟悉度高于對有機食品的熟悉度。可能的原因是綠色食品先于 有機食品提出，且綠色食品的可及性高于有機食品。
表 5.6 受訪者可持續食品客觀認知
綠色食品 回答正確（％） 回答錯誤（％）
綠色食品認證標識 17.07 82.93
綠色大米種植過程允許使用少許高毒、高殘留農藥 84.37 15.65
綠色大米生產過程遵循環境保護和生態平衡 85.70 14.30
綠色大米生產過程中允許限量使用化學肥料、化學農藥 42.61 57.39
有機食品
有機食品認證標識 27.57 72.43
有機大米生產禁止使用化學肥料、農藥以及轉基因技術 59.28 40.72
有機大米生產遵循自然規律和生態學原理，對環境有利 70.29 29.71
有機大米可以合理使用轉基因工程技術來改善其性能 44.83 55.17
（4）受訪者可持續食品信息獲取渠道
表 5.7 展示了受訪者獲取可持續食品信息的渠道。可以看出 50.00% 左右的 受訪者通過互聯網獲取可持續食品相關信息，其次為電視或收音機，圖書、報紙 或雜志，分別占 45%左右的比例。通過超市等購買場獲取可持續食品信息的受訪 者比例為 33.48%。通過微信公眾號、家人或朋友獲取可持續食品相關信息的受 訪者比例分別為 24.00%左右。通過政府機構獲得可持續食品信息的受訪者比例 較低，為 5.00%左右。
表 5.7 受訪者獲取可持續食品信息獲取渠道
獲取信息的渠道 有機食品（％） 綠色食品（％）
圖書、報紙或雜志 42.98 44.34
電視或收音機 44.12 42.61
公共討論和論壇 13.08 14.08
政府機構 5.28 5.64
期刊和其他科技出版物 12.20 13.05
互聯網 49.26 45.15
微信公眾號 26.24 28.23
非政府組織 2.29 2.95
家人或朋友 24.83 23.74
超市等購物場所 33.48 23.74
5）受訪者可持續食品購買頻率
表 5.8 是消費者有機大米和綠色大米的購買現狀統計。28.75% 的受訪者沒有 購買過綠色大米，沒有購買過有機大米的受訪者比例略高于綠色大米，為 31.15%。 在購買過綠色大米和有機大米的受訪者中，大部分受訪者的購買頻率是偶爾購買
144 或購買過一兩次。經常購買綠色大米的受訪者比例占樣本總數的 15.3%，經常購 買有機大米的受訪者比例僅為8.72%。說明我國消費者的有機食品、綠色食品的 消費水平不高，且有機食品的消費水平低于綠色食品的消費水平。
表 5.8 受訪者可持續食品購買頻率
項目 頻率 比例(%)
綠色大米購買頻率 沒有購買過 28.75
有過一兩次 21.45
偶爾 34.50
經常 15.30
有機大米購買頻率 沒有購買過 31.15
有過一兩次 25.35
偶爾 34.77
經常 8.72
5.5實證結果
5.5.1 支付意愿估計
在進行支付意愿估計之前，我們首先利用對數似然檢驗分析不同組別消費者 的偏好是否相同，原假設為：B控制組=P利己特征 = B利他特征』混合特征。檢驗結果顯 示原假設被拒絕(LR=154.05),說明對照組與信息干預組消費者偏好存在顯著差 異。因此，本文分別估計了實驗組與控制組消費者的支付意愿。根據方程 5.1， 應用效用空間的隨機參數logit模型分別估計了 WTP space，設定價格系數為固 定參數，認證屬性、品牌屬性、來源國屬性設為正態分布的隨機參數，估計的WTP space 結果如表 5.9 所示，得到的主要結論有：
一是消費者對可持續食品具有積極的支付意愿。在控制組，消費者對綠色大 米的支付意愿為14.35元/500g,對有機大米的支付意愿為12.17元/500g,該支付 意愿結果與鄭明賦(2016,2018)對北京消費者有機大米支付意愿為14.88元/500g 的結論基本一致。值得注意的是，消費者對綠色大米的支付意愿高于有機大米的 支付意愿，與市場上有機大米的價格高于綠色大米的價格相反。該結論與尹世久 等(2014)研究表明廣州消費者對綠色食品的效用評價高于有機食品效用評價的 結論一致。此外，Jin et al (2017)對北京消費者綠色蔬果和有機蔬果的支付意愿 的研究同樣表明消費者對綠色蔬果的支付意愿高于對有機蔬果的支付意愿。可能
145 的原因是消費者對綠色食品的熟悉度高于有機食品。綠色食品始于 1989 年，并 以政府為主導開展綠色食品認證。我國有機食品認證始于 1994 年，以第三方機 構為主導開展有機食品認證，有機食品發展初期主要以出口為主(Sanders, 2006； Shimokawa et al., 2021)。因此，相比于有機食品，綠色食品在中國市場上的知名 度更高，消費者對綠色食品更熟悉。另外，由于綠色食品和有機食品生產標準相 似程度很高，只是標準的嚴格程度有差異(Yu et al.,2014)。但大多數消費者不知 道具體的生產標準差異。所以在市場上有機食品比綠色食品價格更高的情況下， 消費者購買綠色食品的概率更高。
二是消費者對知名品牌大米有較高的支付意愿(7.91元/500g),對不知名品 牌大米有一定的支付意愿，但支付意愿較低(1.35元/500g)。該結論與Zhou et al.
(2017)應用選擇實驗方法研究表明中國消費者對知名品牌的大米具有積極支付 意愿的結論一致。品牌是衡量食品質量安全的指標之一，因為知名品牌食品出現 質量問題后，需要承擔更高昂的成本，所以知名品牌食品出現質量安全問題的可 能性更低。
三是相比于泰國大米，消費者愿意為中國大米支付溢價，不愿意為日本大米 支付溢價。該結果已有研究結論一致，消費者愿意為本國生產的農產品支付更高 的溢價(Xie et al., 2016; Aoki et al., 2017; Schj011, 2017)。此外，李翔等(2015) 研究中國消費者對不同來源國的有機認證標簽表明，我國消費者愿意為來自歐盟 發達國家的有機認證食品支付較高的溢價，但是對來自日本有機認證食品的溢價 較低。結合我國的實際情況，可能的原因是日本大米在我國價格很高，對于普通 的消費者來說，可能不愿意支付很高的價錢購買；另一方面， 2017年爆出的日本 核輻射事件，可能會影響消費者對日本大米的偏好(本問卷調查時間始于 2017 年)；此外，消費者對日本大米的偏好可能也受到消費者民族主義態度的影響 (Kilders et al., 2021)。
最后，所有組別中的特征系數：綠色認證、有機認證、知名品牌、不知名品 牌、中國、日本的標準差均在 1%的水平上顯著，說明消費者對這些特征的偏好 存在異質性。以綠色認證為例，消費者支付意愿的均值為14.35元/500g,標準差 為 6.28，說明大約 90%的消費者對綠色認證大米具有積極的偏好，但仍有 10% 左右的消費者不愿意為綠色認證大米支付溢價。此外，ASC的系數顯著為負數，
146
說明消費者選擇任何一種認證大米獲得的效用均大于“不買”的效用。
表5.9支付意愿估計結果（元/500g）
因變量：消費者選擇
( 1 ) ( 2 ) (3) (4)
自變量 控制組 利己信號 利他信號 混合信號
隨機參數 平均支付意愿
綠色認證 14.35*** 23.52*** 21.18*** 19.90***
(1.07) (3.13) (2.38) (1.80)
有機認證 12.17*** 19.81*** 16.27*** 12.98***
(0.89) (2.54) (1.80) (1.19)
知名品牌 7.91*** 12.96*** 12.04*** 9.02***
(0.73) (1.85) (1.42) (0.97)
不知名品牌 1.35*** 2.03*** 1.27** -0.25
(0.38) (0.72) (0.60) (0.44)
中國 6.05*** 10.90*** 8.71*** 7.26***
(0.62) (1.63) (1.17) (0.83)
日本 -5.72*** -6.77*** -6.51*** -5.91***
(0.63) (1.30) (1.06) (0.79)
固定參數
ASC -25.40*** -39.78*** -28.82*** -29.25***
(1.33) (4.09) (2.35) (1.97)
價格 1 (fixed) 1 (fixed) 1 (fixed) 1 (fixed)
隨機參數標準差
綠色認證 6.28*** 10.16*** 6.446*** 8.54***
(0.71) (1.53) (1.05) (0.92)
有機認證 6.37*** 12.34*** 7.70*** 8.86***
(0.63) (1.74) (1.15) (0.97)
知名品牌 8.48*** 11.80*** 10.70*** -10.95***
(0.72) (1.89) (1.39) (1.14)
不知名品牌 5.93*** 7.19*** -5.96*** -3.47***
(0.62) (1.33) (1.01) (0.92)
中國 11.14*** 15.98*** 13.95*** 12.01***
(0.87) (2.18) (1.60) (1.14)
日本 5.63*** -10.37*** -9.09*** 6.10***
(0.73) (1.77) (1.11) (0.85)
Log likelihood -9445.00 -7809.50 -6801.53 -8438.97
AIC 18920.00 15649.00 13633.06 16907.93
AIC/N 0.60 0.61 0.60 0.59
觀察值 31536 25632 22584 28800
注：①括號內為標準誤;*, **, ***分別代表系數在0.10, 0.05和0.01的水平上顯著。②參 數值即表示消費者的支付意愿值
5.5.2信號傳遞對支付意愿的影響
表5.9的結果表明不同類型的信號傳遞后，消費者增加了對可持續食品的支 付意愿。具體而言，對于綠色食品，控制組消費者對綠色大米的支付意愿為 14.35 元/500g，利己信號、利他信號和混合信號傳遞后，消費者對每500g綠色大米的 支付意愿分別增加到23.52元、 21.18元和 19.90元。對于有機食品，控制組消費 者對有機大米的支付意愿為12.17元/500g，利己信號、利他信號和混合信號傳遞 后，消費者對每500g綠色大米的支付意愿分別增加到19.81元、16.27元和12.98 元。但是無法判斷信號干預組消費者的可持續食品支付意愿與控制組消費者可持 續食品支付意愿是否有顯著性差異。因此，本節應用Poe et al. (2005)檢驗控制 組與實驗組消費者可持續食品支付意愿是否有顯著差異47。
首先，根據方程5.1估計的隨機參數logit模型結果如表5.10所示。綠色認 證、有機認證、知名品牌、不知名品牌和中國的系數顯著為正，說明消費者從可 持續認證大米中獲得的效用高于從普通大米中獲得的效用，與表 5.9的估計結果 一致，消費者愿意為可持續食品支付積極的支付意愿。
表5.10隨機參數logit模型回歸結果
自變量 因變量：消費者選擇
(1)
控制組 (2
利己信號 (3
利他信號 (4) 混合信號
隨機參數
綠色認證 0.95*** 0.89*** 1.01*** 1.13***
(0.03) (0.03) (0.04) (0.04)
有機認證 0.79*** 0.73*** 0.73*** 0.71***
(0.03) (0.04) (0.04) (0.04)
知名品牌 0.54*** 0.48*** 0.58*** 0.50***
(0.03) (0.03) (0.04) (0.03)
不知名品牌 0.09*** 0.08*** 0.07** -0.01
(0.03) (0.03) (0.03) (0.03)
中國 0.39*** 0.41*** 0.40*** 0.41***
(0.03) (0.03) (0.03) (0.03)
日本 -0.41*** -0.27*** -0.35*** -0.36***
(0.03) (0.03) (0.04) (0.03)
固定參數
47我們首先應用配對檢驗(pairwise test)對本章的6個假設進行檢驗，但控制組與信息組消費者支付意愿的 置信區間有重疊，所以導致利用配對檢驗方程進行檢驗時，信息干預(d"e&)與綠色認證和有機認證特征之 間的交互項不顯著，所以未列出配對檢驗的結果。
148
價格 -0.06*** -0.04*** -0.05*** -0.05***
(0.00) (0.00) (0.01) (0.00)
ASC -1.64*** -1.52*** -1.33*** -1.57***
(0.06) (0.06) (0.07) (0.06)
隨機參數標準差
綠色認證 0.51*** 0.48*** 0.55*** 0.58***
(0.03) (0.04) (0.04) (0.03)
有機認證 0.44*** 0.47*** 0.51*** 0.51***
(0.04) (0.04) (0.05) (0.04)
知名品牌 0.58*** 0.51*** 0.57*** 0.64***
(0.04) (0.04) (0.04) (0.04)
不知名品牌 0.36*** 0.23*** -0.28*** -0.24***
(0.04) (0.06) (0.06) (0.06)
中國 0.74*** 0.65*** 0.70*** 0.70***
(0.03) (0.03) (0.04) (0.03)
日本 0.48*** 0.46*** 0.53*** 0.41***
(0.04) (0.04) (0.05) (0.05)
Log-likelihood -9532.79 -7872.48 -6908.81 -8504.73
AIC 19093.59 15772.96 13845.62 17037.46
AIC/N 0.61 0.62 0.61 0.59
觀察值 31,536 25,632 22,584 28800
注：括號內為標準誤; *, **, *** 分別代表系數在 0.10, 0.05 和 0.01 的水平上顯著。
然后，根據表5.9的估計系數，控制組與信息組之間消費者可持續食品支付 意愿的差異性檢驗 Poe test的檢驗結果如表5.10所示。假設1、假設2和假
設 3 均被拒絕，說明利己信號組、利他信號組和混合信號組與控制組之間的消費 者可持續食品支付意愿存在顯著差異。可以得出利己信號傳遞、利他信號傳遞和 混合信號傳遞均顯著提高了消費者對可持續食品的支付意愿。假設4被拒絕，說 明利己信號對消費者可持續食品支付意愿的影響顯著大于利他信號的作用。假設 5 被拒絕，說明利己信號組消費者的可持續食品支付意愿顯著大于混合信號組。 假設6沒有被拒絕，說明利他信號與混合信號對消費者綠色食品支付意愿的影響 效果是一樣的，但是對于有機食品，利他信號對有機食品支付意愿的影響高于混 合信號。
表5.11 實驗組與控制組消費者可持續食品支付意愿差異性檢驗結果
假設檢驗 P-value
綠色食品 有機食品
假設 1： WTP利己信號組-WTP控制組=0 <0.01 <0.01
假設2： WTP利他信號組-WTP控制組=0 <0.01 <0.01
假設3： WTP混合信號組-WTP控制組=0 <0.01 <0.01
假設4： WTP利己信號組-WTP利他信號組=0 <0.01 <0.01
假設 5： WTP利己信號組-WTP混合信號組=0 0.87 <0.01
假設 6： WTP利他信號組-WTP混合信號組=0 <0.01 <0.01
注：p值表示Poe test檢驗的支付意愿差異性結果。
綜上所述，我們得到的主要結論是：利己信號傳遞對消費者可持續食品偏好 的影響程度最大，其次為利他信號和混合信號。可能的原因是消費者的可持續食 品購買動機主要是利己動機，如Kushwah et al. (2019a)的文獻綜述得出利己動 機比利他動機能更好的預測消費者有機食品購買行為。利己信號傳遞可能刺激了 消費者的可持續食品購買動機，因而愿意為可持續食品支付更高的溢價。雖然混 合信號同時包含了利己信號和利他信號，但是混合信號對消費者可持續食品支付 意愿的影響程度小于利己信號。可能的原因是消費者在接受信息時產生了確認性 偏差(confirmation bias)，也就是說，消費者往往會對與已有信念一致的信息賦 予更大的權重，可能會忽略自己不熟悉或與已有信念相悖的信息(McFadden and Lusk, 2015)。具體到本文的情景，大部分消費者知道綠色食品和有機食品的環境 保護特征(Jaeger and Weber, 2020)，從本章樣本描述部分對消費者可持續食品認 知的統計描述中可以得到印證。因此，在混合信號中，消費者可能會更認可可持 續食品的環境特征信息，而忽略了安全健康特征。此外，在消費者對綠色食品和 有機食品缺乏了解的背景下，也有可能是混合信號導致了信息超載，降低了信息 的效用。在消費者對信息感到迷惑的情景下，確認性偏誤產生的可能性越高 (McFadden and Lusk, 2015)。
值得注意的是，即使傳遞了綠色食品和有機食品利己信號、利他信號個混合 信號后，消費者對綠色食品的支付意愿仍然大于對有機食品的支付意愿。一個可 能的解釋是消費者對有機食品的了解程度和熟悉程度低于綠色食品，且對有機食 品缺乏信任，因此對綠色食品的支付意愿高于有機食品；提供信息后消費者對綠 色食品的支付意愿仍然高于有機食品，可能是由于同時包含綠色食品和有機食品 信息，確認性偏差使消費者更堅定對綠色食品的已有信念，可能忽略了有機食品。 150
5.5.3異質性分析
上一節分析了不同信號傳遞：利己信號、利他信號和混合信號傳遞對消費者 可持續食品支付意愿的影響。本節將進一步分析信號傳遞對不同消費者群體可持 續食品支付意愿的影響是否存在差異。
為了分析信號傳遞對不同群體消費者支付意愿的影響是否具有差異，我們將 消費者根據其相應特征值（中位數）的大小進行分組，進行子樣本回歸。具體而 言，我們根據消費者的基本人口統計特征和消費者的態度（包括環境意識、健康 意識和食物安全風險感知）進行分組。考慮根據人口特征值分組的主要原因是消 費者的基本人口統計特征會顯著影響消費者對可持續食品的支付意愿（Yu et al., 2014; McCarthy et al., 2016; Aoki et al., 2017）。如男性、受教育程度高、收入高的 年輕消費者對可持續食品具有更高的支付意愿。同理，消費者態度在決定消費者 的可持續食品支付意愿中也具有重要作用，較高環境意識、健康意識以及食品安 全風險感知的消費者對可持續食品的支付意愿可能更高（Kushwah et al., 2019a）。。
展示了這些分組變量的定義，其中環境意識和健康意識分別根據 Roberts （1996）和 Kraft and Goodell （1993）用5級李克特量表測量，數值1-5表示對 相應觀點的同意程度，分數越高，表明消費者的環境意識和健康意識越高。食品 安全風險感知是根據de Jonge et al. （2007）用5級李克特量表測量，數值1-5表 示對相應觀點的同意程度，分數越高，表明消費者的食品安全風險感知越高。以 上三個態度的測量量表均通過了信度檢驗， Cronbach alpha 值均大于 0.70
（ Nunnally, 1978）。
表 5.12 分組變量定義
分組變量 定義 均值 中位數
性別 男=1
女=0 0.47 0.00
年齡 歲 34.27 31.00
教育 小學及以下=1
初中=2
高中=3
本科=4
碩士及以上=5 3.65 4.00
收入（元/月） 0-3000=1
3001-5000=2
5001-8000=3 4.19 4.00
151
8001-10000=4
10001-20000=5 20001-30000=6 30001-50000=7 50000 以上=8
環境意識 環境保護是一件很緊迫的事情 3.89 4.25
健康意識 環保工作的主要責任在于每一個公民 我不會購買高污染企業所生產的產品 發現環境有問題時，我會主動向相關部門反應 我清楚自己的身體健康狀況 1—5 3.71 4.00
風險感知 我對自己的身體健康的變化很敏感 我會購買有益于健康的產品 出于健康考慮，我會改變自己的飲食消費習慣 食用在市場上購買的大米，會面臨很多風險 1—5 2.85 3.00
我認為食用市場上購買的大米有風險 對我而言，食用市場上購買的大米有風險 1—5
注：環境意識、健康意識和風險感知分別用五級李克特量表進行測量，1(不同意)-5(同意)。
根據表 5.12 中分組變量的中位數，將消費者分為高和低兩組(大于中位數 為高，小于或等于中位數為低)。利用方程5.2的隨機參數logit模型分別估計了 低和高組消費者對可持續食品的支付意愿(WTP preference)o估計結果如表5.13 所示。在控制組，性別、年齡、收入、環境意識和健康意識會顯著影響消費者對 可持續食品的支付意愿。具體而言，女性群體對綠色大米的支付意愿顯著高于男 性群體，但對于有機大米，男性群體的支付意愿高于女性群體。年齡較低的消費 者對綠色大米和有機大米的支付意愿顯著高于年齡較高的消費者，與已有研究結 論一致(Yuet al.，2014; McCarthy et al., 2016)。收入較高的消費者對綠色大米和 有機大米的支付意愿顯著高于收入較低的消費者，該結論與已有研究表明收入會 影響消費者有機食品支付意愿和購買行為的結論一致(McCarthy et al, 2016)。環 境意識和健康意識較高的消費者對綠色大米和有機大米的支付意愿顯著高于環 境意識和健康意識較低的消費者。已有研究結論一致，環境意識和健康意識在一 定程度上反應了消費者的購買動機，環境意識和健康意識較高說明消費者購買動 機更強烈，從而有較高的支付意愿(Teng and Lu, 2016)。
表 5.13 的結果表明不同消費者群體對不同類型信號的敏感程度具有異質性。 對于性別，利己信號和混合信號對男性消費者綠色大米和有機大米支付意愿的影 響高于女性消費者，而利他信號對女性消費者綠色大米和有機大米支付意愿的影
152
響高于男性。可能的原因是女性是家庭食物的主要購買者，她們可能對認證食品
的環境保護特征更加了解，提供利他信號后，與她們已有知識和信念一致，因此，
利他信號對女性消費者可持續食品支付意愿的影響更大；另一方面，由于負責家 里食物購買的主要是女性群體，可能她們對食品安全更加重視，因此，即使傳遞 了利己信號后，女性消費者仍保持謹慎的態度，所以可持續食品的支付意愿影響 不大。對于年齡，利己信號、利他信號和混合信號對年齡較低消費者的綠色大米 和有機大米支付意愿的影響顯著高于年齡較大的消費者。對于受教育程度，只有 利他信號和混合對受教育程度較高消費者的綠色大米和有機大米支付意愿影響 更大。可能的原因是受教育程度較高的消費者對食品質量安全比較重視，因而對 利己信號傳遞也持比較謹慎的態度，因此對包含利他信號的信息接受度更高，從 而對支付意愿的影響更大。對于消費者的態度，利己信號、利他信號和混合信號 對環境意識、健康意識較高的消費者影響程度更大。可能的原因是環境意識和健 康意識高的消費者，綠色食品和有機食品購買動機更高，信號傳遞刺激了消費者 的購買動機，因此對支付意愿的影響更大。食品安全風險感知高和低的人對有機 大米和綠色大米的支付意愿沒有顯著差異，可能的原因是即使食品安全風險感知 高，但消費者對綠色食品和有機食品缺乏信任，因而支付意愿不高。混合信號傳 遞后，風險感知高的消費者可持續食品支付意愿顯著高于風險感知較低的消費者。
表5.13信號傳遞對可持續食品支付意愿影響的異質性分析結果（元/500g）
分組變量 分組 控制組 利己信號 利他信號 混合信號
綠色
食品 有機 食品 綠色 食品 有機 食品 綠色 食品 有機 食品 綠色 食品 有機 食品
性別 男 15.22 13.26 23.77 20.76 14.43 10.73 24.59 15.34
女 15.29 12.45 20.74 16.32 34.42 24.82 20.45 12.80
p-value （男-女） 0.01 0.25 0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01
年齡 高 11.48 9.65 16.88 14.39 11.99 10.05 17.02 10.97
低 20.67 17.00 28.24 22.95 42.18 27.92 30.46 18.37
p-value （高-低） <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01
教育水平 高 16.74 16.22 18.03 18.54 39.64 54.94 70.20 92.97
低 15.11 12.43 22.15 17.94 19.05 13.99 20.31 12.59
p-value （高-低） 0.70 0.50 0.05 0.74 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01
收入 高 16.94 14.41 45.16 37.91 38.66 28.09 55.37 37.54
低 13.87 11.41 15.30 12.50 14.18 10.58 15.28 8.91
p-value （高-低） <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01
環境意識 高 16.35 13.62 26.61 21.40 23.82 16.37 19.58 12.34
低 14.43 12.05 19.24 16.03 18.17 14.11 26.37 16.01
p-value （高-低） <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01
健康意識 高 18.08 15.09 25.87 20.45 29.70 20.53 27.20 17.43
低 13.73 11.47 19.94 16.87 16.75 12.75 19.51 11.72
p-value （高-低） <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01 <0.01
風險感知 高 15.48 13.00 23.59 20.90 20.44 14.49 42.23 26.66
低 15.22 12.68 21.51 17.05 20.40 15.39 18.13 11.38
p-value （高-低） 0.10 0.09 0.33 0.03 0.98 0.86 <0.01 <0.01
注：表格中的數值表示支付意愿值；P-值表示髙和低兩組消費者的支付意愿差異性檢驗結果。
5.5.4穩健性檢驗
本節從消費者福利變化的視角分析信號傳遞對消費者可持續食品支付意愿 的影響，以進行穩健性檢驗。根據已有文獻（Brooks and Lusk, 2010; Xie et al., 2016），通過估計消費者從綠色大米和有機大米中獲得的補償變化（compensating variation），考察不同信號傳遞對消費者可持續食品偏好的影響。具體的計算公式
如下：
Economic surplus =(v^^^^-rto-vbase)
~Ppri.ce
上式表示消費者愿意為綠色大米或有機大米支付的最高價格與愿意為普通 大米支付的最高價格之間的差值。其中，V表示間接效用，vscenari0表示消費者 從綠色大米或有機大米從獲得的效用，而vbase表示消費者從普通大米中獲得的 效用。^scenario和^base包含的屬性中，除了大米是否是綠色認證大米或有機認證 大米存在差異外，其他特征均相同。陌貶表示價格系數。根據方程5.2隨機參數 logit 模型的結果，我們計算了控制組和實驗組消費者的經濟剩余。如表 5.14 所 示，Scenario1表示消費者中綠色大米中獲得的效用，Scenario2表示消費者中有 機大米中獲得的效用。控制組消費者從綠色大米和有機大米中獲得的凈福利效應 分別為 2.28元和 1.93 元。信號傳遞之后，消費者從綠色大米和有機大米中獲得 的經濟剩余均有所提高。對于綠色食品，利己信號對消費者福利的影響程度最大， 其次為混合信號和利他信號。對于有機食品，同樣是利己信號對消費者福利的影 響最大，其次為利他信號和混合信號。該結論與表 5.11 的檢驗結果基本一致，說 信號傳遞對消費者可持續食品偏好影響的分析結果很穩健。
154
表5.14穩健性檢驗一信號傳遞對消費者福利的影響（元/500g）
控制組 利己信號 利他信號 混合信號
Scenario 1（綠色食品） 2.28 3.44 3.15 3.26
Scenario 2（有機食品） 1.93 2.88 2.35 2.07
5.6本章小結
可持續食品認證標簽旨在向消費者傳遞可持續食品的利己特征（質量安全方 面）和利他特征（環境保護方面），但是由于消費者對可持續食品缺乏認知，認 證標簽的可持續食品特征信號傳遞機制未有效發揮作用。基于此，本章以綠色食 品和有機食品為例，探究了直接明確的利己信號傳遞和利他信號傳遞是否會增強 可持續食品認證標簽的信號傳遞功能，提高消費者的可持續食品支付意愿。具體 而言，本文利用來自全國十個城市4523 個消費者問卷調查數據，通過組間選擇 實驗設計的方法分析了利己信號傳遞、利他信號傳遞和混合信號傳遞（包含利己 信號和利他信號）對消費者可持續食品支付意愿的影響。得到的主要結論如下：
第一，消費者對綠色食品和有機食品均具有積極的支付意愿，但對綠色食品 的支付意愿高于有機食品，即使信息提供后，消費者對綠色食品的支付意愿仍大 于有機食品。此外，女性、年齡較低、收入較高、環境意識較高、健康意識較高 的消費者對綠色食品和有機食品的支付意愿更高。
第二，利己信號、利他信號和混合信號傳遞后，消費者對綠色食品和有機食 品的支付意愿均顯著增加，增加幅度在 6%~39%之間。利己信號傳遞對消費者支 付意愿的影響程度最大，使消費者對綠色、有機食品的支付意愿均增加了約39%， 其次為利他信號傳遞，使消費者對綠色食品的支付意愿增加約32%，有機食品的 支付意愿增加約25% ，最后為混合信號傳遞，使消費者對綠色食品的支付意愿增 加約 28%，但對有機食品的支付意愿僅增加約 6%。
第三，信號傳遞對不同群體消費者綠色、有機食品支付意愿的影響具有異質 性。信號傳遞對年齡較低、收入較高、環境意識和健康意識較高的消費者可持續 食品支付意愿的影響程度更大。可能的原因是信號傳遞會刺激消費者的可持續食 品購買動機，從而提高消費者的可持續食品支付意愿。年齡較低、受教育程度較 高、環境意識和健康意識較高的消費者綠色食品、有機食品購買動機更大。因此 信號傳遞度對這些可持續食品購買動機較高的消費者支付意愿影響更大。
155
6消費者可持續食品偏好與購買行為差距分析
前面兩章實證內容分別探究了信息揭示和信號傳遞對可持續食品偏好的影 響。但實際上，消費者的偏好與實際購買行為之間存在一定的差距（韓青，2011； 陳默等，2015；王建華等，2018）。因此，本章進一步探究如何將消費者對可持 續食品的偏好轉化為實際的購買行為。具體而言，本章以綠色食品和有機食品為 例，分析消費者可持續食品偏好與購買行為的差距狀況，探究信任對消費者可持 續食品偏好與購買行為差距的影響以及影響的異質性。本章的數據來源與第五章 相同。
6.1 引言
我國綠色食品和有機食品的發展已有30年之久，但市場份額仍然很低。根 據瑞士有機農業研究所（FiBL）的數據，我國有機食品的市場份額僅為0.9%, 有機食品的人均消費額為6歐元，低于全球平均消費額13歐元（FiBL data）；綠 色食品的市場份額也僅為 5%左右[ 綠色食品份額根據中國綠色食品發展中心 2019 年綠色食品市場銷售額（4657億元）計算。
156]。但上一章節的研究結果表明消費者對綠色 食品和有機食品具有積極支付意愿。一般情況下，支付意愿越高，發生購買行為 的概率越高（Loureiro et al., 2001）。因此，市場份額低的可能原因是消費者的可 持續食品偏好與實際購買行為之間存在一定的差距（韓青， 2011； Aschemann- Witzel and Aagaard, 2014；陳默等， 2015；王建華等， 2018； Frank and Brock, 2018; Nguyen et al., 2019）。
消費者可持續食品偏好與購買行為差距是指消費者對可持續食品有較高的 偏好但是沒有實際購買行為（高偏好無行為），或對可持續食品的偏好較低但是 卻有實際購買行為（低偏好有行為）。很多研究根據計劃行為理論解釋偏好與購 買行為差距現象，認為存在某些因素影響偏好轉化為實際購買行為。如Padel and Forster （2005）研究表明價格、缺乏有機食品認和缺乏信任等是影響消費者有機 食品偏好與購買行為差距的因素；Sultan et al. （2020）研究表明消費者的信任、 對有機食品的滿意度是影響消費者有機食品購買意向轉化為購買行為的因素；陳 默等（2015）則將影響購買意愿與購買行為差距的因素分為消費者基本人口統計 特征因素、態度因素(如環境意識、健康意識等)以及對產品的評價(認知、信 任、購買便利性等)。
雖然很多因素會影響消費者可持續食品偏好與購買行為差距，但是在眾多因 素中，信任是關鍵因素(Yin et al., 2010; Tung et al., 2012; Teng and Wang, 2015; Nuttavuthisit and Th0gersen, 2017; Chen et al., 2019; Sultan et al., 2020)。首先，已 有對中國消費者不愿意購買有機食品的原因分析表明缺乏信任是主要因素(Yin et al., 2010； Xie et al., 2015)。如Yin et al. (2010)對我國消費者有機食品的購買 意向研究表明，不信任是影響有機食品購買意向的主要因素(約70%的消費者將 不信任列為不購買有機食品的原因)，對有機食品的信任水平越低，對有機食品 的購買意向也越低；Xie et al. (2015)對我國消費者有機食品購買的影響因素研 究也同樣表明，消費者不購買有機食品的主要原因是對有機食品不信任(約65% 的消費者作為將不信任列為不購買有機食品的原因)。此外，已有很多研究證實 了信任會顯著正向影響消費者的綠色有機食品支付意愿和購買行為(張蓓等， 2014； Teng et al.,2015；王楠和何嬌，2016；尹世久等，2017；李文瑛等，2018； Britwum et al.， 2021)。信任是一種感知風險的狀態，源自于對他人的動機、意圖 和潛在行為的不確定性(Kramer, 1999)。在綠色有機食品的交易環境中，由于 綠色有機食品的信用品屬性，即使消費之后，也無法驗證是否是通過綠色有機方 式生產。在這種不確定性的情況下，信任會讓消費者有信心將購買意向轉化為實 際購買行為(Macready et al., 2020; Sultan et al. 2020)。因此，信任在綠色有機食 品消費中尤為重要，是導致偏好與購買行為差距的重要因素。
已有文獻主要關注消費者對可持續食品本身的總體信任，如通過直接詢問消 費者對可持續食品的信任水平測度信任(Tung et al., 2012； Sultan et al., 2020)。 但de Jonge et al. (2007)認為，消費者對食品的信任取決于對食品供應鏈環節中 參與主體的信任。對于可持續食品亦是如此，由于消費者對可持續食品的生產、 加工和認證等環節缺乏了解，很大程度上他們的可持續食品消費決策取決于對供 應鏈環節中參與主體的信任。已有文獻缺乏對可持續食品供應鏈中參與主體信任 的研究以及參與主體信任對偏好與行為差距影響的研究。
綜上所述，本章擬分析中國消費者的綠色食品、有機食品偏好與購買行為差 距的現狀，并探究消費者對綠色食品、有機食品供應鏈環節中參與主體信任對偏
157 好與購買行為差距的影響。本章的貢獻體現在如下幾個方面：一是偏好與購買行 為差距的測量更加精準。在可持續食品偏好與購買行為差距的測量中，大部分研 究通過消費者的可持續食品購買意向或態度來刻畫可持續食品偏好(Tung et al.,2012; Sultan et al., 2020)。支付意愿相比態度和購買意向，對行為的預測能力 更強(Moser, 2015)。因此，本研究的可持續食品偏好與購買行為差距測量相比 已有研究可能更加精準；二是我們不僅考察了較高偏好但是不轉化為實際購買行 為的現象(高偏好無行為)，也考察了較低偏好但是有實際購買行為的現象(低 偏好有行為)，該現象在已有研究中往往被忽略；三是考慮消費者對可持續食品 供應鏈環節中參與主體的信任，并通過成熟的信任量表測量。大部分研究通過消 費者自我陳述的信任水平刻畫消費者對可持續食品的信任。實際上，信任包含多 個維度，需要通過規范的量表進行測量。此外，已有研究缺乏對可持續食品供應 鏈環節中參與主體信任的分析。因此，本章利用成熟的信任量表測量了消費者對 可持續食品供應鏈環節中參與主體的信任，并分析消費者對參與主體信任和偏好 與購買行為差距的關系，為如何增強消費者對可持續食品的信任提供了理論依據。
6.2研究分析框架
本章分析框架的理論基礎為計劃行為理論。根據計劃行為理論，消費者首先 產生可持續食品的購買意向，購買意向再轉化為實際購買行為，但是存在某些因 素影響購買意向轉化為實際的購買行為，從而導致購買意向與購買行為差距現象。 通過文獻回顧，本章將影響消費者可持續食品偏好與購買行為差距的因素總結為 五個方面：個體特征、消費習慣、信任、消費者態度和對可持續食品的評價，如 圖 6.1 所示：
首先，個體特征變量包括消費者性別、年齡、收入、受教育程度等。上一章 的異質性分析結果表明個體特征會顯著影響消費者對可持續食品的支付意愿。個 體特征對消費者的可持續食品購買決策的影響也在文獻中被證實(McCarthy et al， 2016; Aoki et al., 2017)。因此，消費者個體特征可能會影響可持續食品偏好與購 買行為差距。如高收入的消費者產生偏好與購買行為差距現象的概率可能會更低。
其次，消費習慣變量包括消費者是否有特定的飲食營養計劃，是否負責家里 食物的購買以及是否購買過進口大米等。如果有特定的飲食營養計劃，可能對食
158
品質量的要求更高。負責家里食物購買的消費者可能更容易產生偏好與購買行為 偏差，由于負責家里食物購買的消費者對食品安全更加謹慎、對價格可能更敏感。 購買過進口大米說明消費者可能對食品質量有一定的要求，因此可能會對可持續 食品有較高支付意愿，但在可持續食品購買決策時，出于質量安全的考慮可能更 容易受到其他外在因素的影響。
三是消費者信任。消費者信任是本章的核心變量，已有研究表明信任是可持 續食品購買意向與購買行為之間的調節變量，即對可持續食品信任水平越低的消 費者，購買意向轉化為購買行為的概率越低(Sultan et al., 2020)。根據de Jonge et al. (2007)，本章將消費者對可持續食品的信任分解為消費者對可持續食品生 產供應鏈環節中參與主體的信任，具體包括對農戶的信任、對生產企業的信任、 對認證機構的信任和對監管機構的信任。對每一個主體的信任均通過四個維度測 量：重視度、能力、公開性和善意。
四是消費者態度。消費者態度是指消費者的環境意識、健康意識和食品安全 風險感知。環境意識、健康意識和風險感知意識高的消費者對可持續食品的態度 往往比較積極，對可持續食品的購買意向也比較高(Teng and Lu, 2016; Asif et al., 2018)。因此，可持續食品偏好與購買行為差距的概率可能會更低。
五是消費者對可持續食品的評價。消費者對可持續食品的評價包括消費者的 可持續食品認知和對可持續食品購買便利性的評價。消費者對可持續食品的了解 程度越高，對可持續食品的支付意愿也會越高(Aertsens et al., 2011; Teng and Wang, 2015)，因而發生支付意愿與購買行為差距的概率可能就越低。可持續食品的購 買便利性越高，會增加消費者可持續食品購買的可能性，因此發生可持續食品偏 好與購買行為差距的概率會降低。
6.3實證模型構建
本章利用多項 logit 模型分析信任和其他控制變量對消費者可持續食品偏好 和購買行為差距的影響。具體而言，因變量是消費者四種偏好與購買行為類型： “高偏好有行為”、 “高偏好無行為”、 “低偏好有行為”和“低偏好無行為”，其“高偏 好無行為”和“低偏好有行為”是本章關注的偏好與購買行為差距類型。自變量是 信任和有關消費者特征的控制變量。假設消費者在每種消費行為類型下的效用為：
^ij = xiPj + £i (6.1)
其中，i表示個體i (i=1,2,3...n) ,j表示方案j (即本文中的消費者四種偏好 與行為類型，j=1,2,3,4)。解釋變量x表示消費者信任、消費者個體特征、消費習
160
慣、消費者態度和對產品的評價。系數內表示變量x對消費者效用的影響，且影 響程度取決于方案j。如果消費者的最終行為類型是j，貝打行為類型給消費者帶 來的效用高于其他行為類型，即消費者i是行為類型j的概率可寫為：
P(yi = jlxi) = p(Uij > UikNk 豐｝)
= p(uik-uij<0),vk^j
=P心訛—珥j <竝內-竝以,Pk主j)
( 6.2)
假定切為iid且服從I型極值分布，則消費者i選擇方案j的概率為:
根據方程6.3,可知選擇各項方案的概率之和為1,即lJ]=1P(yi = jlxi) = 1。
在進行模型估計時，通常選擇一個參照方案。在本文中，由于我們關注的是消費
者支付意愿與購買行為差距的行為，因此我們將“高偏好有行為”作為參照方案。
因此，消費者i具有其他行為類型的概率可以表示為:
6.4變量測量
6.4.1 偏好與購買行為差距測量
(1)可持續食品偏好測量
和已有文獻一致(Sultan et al., 2020)，本文通過支付意愿刻畫消費者的偏好。 相比于其他測量偏好的方式如態度和購買意向等，支付意愿對購買行為的預測能 力更強(Moser, 2015)。具體而言，本章應用選擇實驗的方法估計消費者的可持 續食品支付意愿。選擇實驗中，實驗的對象對大米，因此實際估計的是消費者對
161 綠色大米和有機大米的支付意愿。選擇實驗的設計與第五章相同。為了控制信息 干預對支付意愿的影響，本章在估計支付意愿的效用方程中加入了信息干預與屬 性特征的交互項，以控制信息干預對支付意愿的影響，具體的效用方程如下所示：
Uijt = ASC + BoPRICEijt + BiiGREENijt + P2iORGANlCijt
+ BsiKNOWNBRANDijt + ^UNBRANDijt + psiCHINAtjt
+ IhiJAPANijt + di(GREEN^ * TREAT) + d2(ORGANICm
*TREAT) + d3(KNOWNBRANDijt * TREAT) + d4(UNBRANDijt
*TREAT) + d5(CHINAijt * TREAT) + d6(JAPANijt * TREAT) + £ijt
(6.5)
其中，TREAT表示信息干預的虛擬變量，在無信息組，TREAT的值為0,在 信息干預組，TREAT的值為1。因此，當TREAT=0時，估計出來的支付意愿即 表示無信息干預情況下的支付意愿。其他參數的變量與第五章方程 5.1 的定義完 全相同。在方程6.5中，使用的是無信息組和利他信息組的樣本。為了檢驗結果 的穩定性，我們也分別將無信息組和利己信息組與無信息組和混合信息組作為樣 本進行支付意愿的估計，結果顯示支付意愿的估計結果沒有顯著差異。
將方程6.5估計的消費者綠色大米和有機大米支付意愿與綠色大米和有機大 米的實際市場價格進行比較，如果對應的支付意愿高于實際的市場價格，則將消 費者歸為高偏好組；如果對應的支付意愿等于或低于實際市場價格，則將消費者 歸為低偏好組。市場價格是根據問卷調查年份20 1 7 年的綠色大米和有機大米平 均價格確定的，具體是在京東、天貓超市和線下超市收集綠色大米和有機大米的 價格，然后計算價格的平均值作為市場平均價格。得到綠色大米的市場價格為 7.40元/500g，有機大米的市場價格為13.40元/500g。因此，對于綠色大米，如 果消費者的支付意愿大于7.40元，則歸為高偏好組，否則為低偏好組。對于有機 大米，如果個體支付意愿大于 13.40元，則歸為高偏好組，否則為低偏好組。表
6.1展示了根據消費者支付意愿高和低的分組情況。對于綠色大米， 93.30%的消 費者對綠色大米的支付意愿高于市場價格，而對于有機大米，僅有 48.64%的消 費者對有機大米的支付意愿高于市場價格。
162
表 6.1 消費者可持續食品偏好狀況
類型 定義 比例(％)
綠色食品 低偏好 綠色大米支付意愿低于或等于市場價格(7.4元/500g) 6.70
高偏好 綠色大米支付意愿髙于市場價格(7.4元/500g) 93.30
有機食品 低偏好 有機大米支付意愿低于或等于市場價格(13.4元/500g) 51.37
髙偏好 有機大米支付意愿髙于市場價格(13.4元/500g) 4&63
(2)可持續食品購買行為測量
和已有文獻一致，通過消費者自我陳述的可持續食品購買經歷測量可持續食 品購買行為，該方法是測量購買行為最常用的方法(Sultan et al., 2020)。以綠色 大米購買行為測量為例，具體的問題形式為： “您是否購買過綠色大米？”，提供 的選項有四個：從來沒有購買過，購買過一兩次，偶爾購買，經常購買。有機大 米的購買行為測量也使用相同的方式。如果消費者回答從來沒有購買過，貝歸類 為“無購買行為”，如果回答購買過一兩次，偶爾購買或經常購買，貝歸類為“有購 買行為”。表 6.2展示了有購買行為和無購買行為的比例。對于綠色大米，無購買 行為的比例為 27.95%，有機大米無購買行為的比例為 29.15%，略高于綠色大米。 此外，在穩健性檢驗部分，我們將從來沒有購買，購買過一兩次和偶爾購買的消 費者歸為“無購買行為”。將經常購買歸類為“有購買行為”。
表6.2 消費者可持續食品購買狀況
購買行為 比例 (%)
綠色食品 無購買行為 27.95
有購買行為 72.05
有機食品 無購買行為 29.15
有購買行為 70.85
3)偏好與購買行為差距測量
偏好與行為差距反映的是偏好與行為不一致的情況，根上面測量的偏好與購 買行為，我們將消費者可持續食品偏好與購買行為差距分為兩種類型： “高偏好 無行為”和“低偏好有行為”。 “高偏好無行為”指的是消費者對可持續食品有高偏 好，但是沒有實際的購買行為。 “ 低偏好有行為 ” 指的是消費者對可持續食品的偏 好低，但是有實際的購買行為。對于其他的消費者，貝表明他們的可持續食品偏 好與購買行為沒有差距，具體也分為兩種類型： “高偏好有行為”和“低偏好有行 為 ” 。 “ 高偏好有行為 ” 指的是消費者對可持續食品的偏好高且也有購買行為。 “ 低
163 偏好無行為”指的是消費者對可持續食品的偏好低，同時沒有購買行為。表6.3展 示了可持續食品偏好與購買行為之間的四種類型。
表 6.3 可持續食品偏好與購買行為差距類型
行為類型 定義
高偏好有行為 高偏好無行為 低偏好有行為 低偏好無行為 支付意愿髙于可持續食品市場價格且有過購買行為
支付意愿高于可持續食品市場價格但沒有過購買行為 支付意愿低于或等于可持續食品市場價格但有過購買行為 支付意愿低于或等于可持續食品市場價格且沒有過購買行為
6.4.2 信任測量
信任應用de Jonge et al. (2007)提出的信任量表測量，該信任量表被廣泛用 于測量消費者對食品或食品安全的信任(Chen et al., 2013; Macready et al., 2020)。 具體而言，將消費者對可持續食品的信任分解為消費者對綠色大米和有機大米供 應鏈環節四個參與主體的信任：監管部門、生產企業、種植農戶和認證機構。因 為綠色食品和有機食品的質量能否得到保證取決供應鏈環節中相關主體的行為。 如果對消費者相關參與主體的信任程度高，則他們對綠色食品和有機食品的信任 水平也會更高(Siegrist et al., 2000; Chen, 2007; de Jonge, 2007)。監管部門是指綠 色食品和有機食品的認證監督管理部門，綠色食品的認證監督管理工作由中國綠 色食品發展中心負責，有機食品的認證監督管理工作由國家認證認可監督管理委 員負責。生產企業是指綠色食品和有機食品生產企業。種植農戶是指綠色食品和 有機食品生產種植的農戶。認證機構是指負責綠色食品和有機食品認證的認證機 構。消費者對每個參與主體的信任分別用四個維度刻畫：重視度(attention)、能 力(competence)、公開性(openness)和善意(benevolence)。重視度是指相關主 體特別重視自己的本職工作；能力是指相關主體有能力做好自己的本職工作。公 開性是指相關主體能充分的公開相關信息；善意是相關主體會為他人的利益著想。 表6.4和表6.5分別展示了測量綠色食品和有機食品信任的量表。
164
表6.4 綠色食品信任測量量表
題項 五級李克特量表（1不同意-5同 意）
監管部門
綠色大米監管部門特別重視對綠色大米質量的監督管理 1— —5
綠色大米監管部門能依據現行法律法規、檢測技術保障綠色 1 €
大米質量 1— —5
綠色大米監管部門能充分公開綠色大米質量檢測的相關信息 1— —5
綠色大米監管部門廉潔自律，執法公平、公正、公開 1— —5
生產企業
綠色大米生產企業特別重視大米加工過程是否符合綠色標準 1— —5
綠色大米生產企業有能力保證大米加工過程符合綠色標準 1— —5
綠色大米生產企業能充分公開綠色大米加工環節相關信息 1— —5
綠色大米生產企業具備職業操守，會按照綠色標準進行加工 1— —5
種植農戶
綠色大米種植農戶特別重視大米種植過程是否符合綠色標準 1— —5
綠色大米種植農戶有能力種植符合綠色標準的大米 1— —5
綠色大米種植農戶能充分公開綠色大米種植環節相關信息 1— —5
綠色大米種植農戶不會使用不符合綠色種植標準的生產資料 1— —5
認證機構
綠色大米認證機構特別重視綠色大米的認證工作 1— —5
綠色大米認證機構有能力保證綠色大米認證結果的真實可靠 1— —5
綠色大米認證機構能充分公開綠色大米認證結果的相關信息 1— —5
綠色大米認證機構會按照程序公平公正公開地進行綠色大米
認證 1— —5
表6.5 有機食品信任測量量表
題項 五級李克特量表（1不同意-5同 意）
監管部門
有機大米監管部門特別重視對有機大米質量的監督管理 1—— 5
有機大米監管部門能依據現行法律法規、檢測技術保障有機
大米質量 1—— 5
有機大米監管部門能充分公開有機大米質量檢測的相關信息 1—— 5
有機大米監管部門廉潔自律，執法公平、公正、公開 1—— 5
生產企業
有機大米生產企業特別重視大米加工過程是否符合綠色標準 1—— 5
有機大米生產企業有能力保證大米加工過程符合綠色標準 1—— 5
有機大米生產企業能充分公開有機大米加工環節相關信息 1—— 5
有機大米生產企業具備職業操守，會按照綠色標準進行加工 1—— 5
種植農戶
有機大米種植農戶特別重視大米種植過程是否符合綠色標準 1—— 5
有機大米種植農戶有能力種植符合綠色標準的大米 1—— 5
有機大米種植農戶能充分公開有機大米種植環節相關信息 1—— 5
有機大米種植農戶不會使用不符合綠色種植標準的生產資料 1——5
認證機構
有機大米認證機構特別重視有機大米的認證工作 1——5
有機大米認證機構有能力保證有機大米認證結果的真實可靠 1——5
有機大米認證機構能充分公開有機大米認證結果的相關信息 1——5
有機大米認證機構會按照程序公平公正公開地進行有機大米
認證 1——5
6.4.3 其他變量測量
本章中的控制變量包含消費者的個體特征、消費習慣、消費者態度和對可持 續食品的評價等因素。
首先，消費者的個體特征變量包含消費者的收入、性別、年齡、教育程度等 基本情況。其次，消費習慣包含了消費者的食物購買習慣和飲食習慣。具體而言， 食物購買購買習慣是指消費者是否負責家里食物的購買；飲食習慣是指消費者是 否購買過進口大米以及近期是否有特定的飲食營養計劃。消費者的態度是指消費 者的環境意識、健康意識以及食品安全風險感知等，分別通過成熟的量表測量。 具體而言，環境意識根據Roberts (1996)應用5級李克特量表測量，分數越高 表示消費者的環境意識越高。健康意識根據Kraft and Goodell (1993)應用5級 李克特量表進行測量，分數越高表示消費者的健康意識越高。而食品安全風險感 知根據de Jonge et al. (2007)應用5級李克特量表進行測量，分數越高，表示消 費者的風險感知越高。表6.6展示了具體的態度量表內容。
表 6.6 消費者態度測量量表
題項 五級李克特量表(1不同意-5同意)
風險感知
食用在市場上購買的大米，會面臨很多風險 1——5
我認為食用市場上購買的大米有風險 1——5
對我而言，食用市場上購買的大米有風險 1——5
環境意識 1——5
環境保護是一件很緊迫的事 1——5
環保工作的主要責任在于每一個公民 1——5
我不會購買高污染企業所生產的產品 1——5
發現環境問題時，我會主動向相關部門反應 1——5
健康意識 1——5
我清楚自己的身體健康狀況 1——5
我對自己身體健康的變化很敏感 1——5
我會購買有益于健康的食品 1——5
出于健康考慮，我會改變自己的消費飲食習慣 1——5
166
消費者對可持續食品的評價包含消費者的可持續食品認知和消費者的可持 續食品購買便利性評價。具體而言，消費者的可持續食品的認知通過消費者的可 持續食品的主觀認知刻畫。已有研究表明消費者的可持續食品主觀認知對可持續 食品偏好和購買行為的影響高于客觀認知(Aertsens et al., 2011)。因此，我們通 過直接詢問消費者對綠色食品和有機食品了解程度的方式，分別測量了消費者對 綠色食品和有機食品的主觀認知水平(上一章的表 5.5 所示)。對于消費者的可 持續食品購買便利性評價，我們同樣也用消費者自我陳述的方式測量了消費者綠 色食品購買便利性和有機食品購買便利性。
6.5實證結果
6.5.1 變量描述性統計分析
(1)偏好與購買行為差距
表6. 7展示了消費者可持續食品偏好與購買行為差距情況。綠色食品消費中， “高偏好有行為”的消費者比例為 67.16%。 “高偏好無行為”的消費者比例為 26.14%。 “低偏好有行為”的消費者比例為 4.89%。有機食品消費中，消費者偏好 與購買行為差距情況與綠色食品消費中的情況不同。 “高偏好有行為”的消費者比 例僅為 35.16%。 “高偏好無行為”消費者的比例為 13.47%，雖然低于綠色食品消 費中 26.14%的比例，但是有機食品消費中， “低偏好有行為”的消費者比例
( 35.69% )遠高于綠色食品消費中消費者的比例( 4.89% )。此外，有機食品消費 中“低偏好無行為”的消費者比例為 15.68%，也高于綠色食品的 1.81%的比例。總 體而言，有機食品消費中，存在偏好與購買行為差距的消費者比例高于綠色食品 消費中的比例。另外，在綠色食品消費中，消費者的偏好與購買行為差距類型主 要是“高偏好無行為”。而有機食品消費中，消費者偏好與購買行為差距類型主要 是“低偏好有行為”。可能的原因是消費者對有機食品的支付意愿低于綠色食品， 但是實際情況有機食品價格高于綠色食品價格，因此在有機食品中出現了更多的 “低偏好”消費者，從而導致有機食品消費中“低偏好有行為”的消費者比例更高。 “低偏好有行為”消費者存在的可能解釋為：一是消費者可能出于好奇的動機購買 過有機食品，即使對有機食品的偏好較低(Kushwah et al., 2019b)；二是消費者 可能購買有機食品之后，沒有體驗到有機食品相對于普通食品的優勢，如外觀、
167 口味等方面，于是降低了對有機食品的偏好。
表6.7 可持續食品偏好與購買行為差距狀況
行為類型 定義 綠色食品 有機食品
比例（％） 比例（％）
髙偏好有行為 高偏好無行為=1， 其他=0 67.16 35.16
高偏好無行為 高偏好無行為=1， 其他=0 26.14 13.47
低偏好有行為 低偏好有行為=1， 其他=0 4.89 35.69
低偏好無行為 低偏好無行為=1，其他=0
1.81 15.68
（ 2）信任
表 6.8 展示了消費者對綠色食品和有機食品供應鏈中參與主體的信任情況。 綠色食品和有機食品的信任測量量表均通過了信度檢驗（a值均大于0.7）。對于 綠色食品，消費者對監管部門、生產企業、種植農戶和認證機構的信任分數分別 為 3.51, 3.41, 3.38 和 3.41。可見消費者對監管部門的信任略高于生產企業、種 植農戶和認證機構，對種植農戶的信任水平最低。從信任維度看，消費者對善意 和能力的評價分數略高于重視度和公開性，對公開性的評價分數最低。對于有機 食品，消費者對監管部門、生產企業、種植農戶和認證機構的信任分別為 3.39, 3.29, 3.27 和 3.35。同樣表現出對監管部門的信任略高于生產企業、種植農戶和 認證機構，對種植農戶的信任水平最低的規律。從信任維度看，消費者同樣對善 意和能力的評價分數略高于重視度和公開性，對公開性的評價分數最低。表 6.8 最后一列顯示了綠色食品信任分數和有機食品信任分數差異性檢驗結果。結果表 明消費者對綠色食品的信任水平顯著高于對有機食品的信任水平。可能的原因是 我國消費者對綠色食品的熟悉度高于有機食品（Yu et al., 2014），第五章的描述 性統計分析也表明消費者的綠色食品認知高于有機食品認知。
表 6.8 消費者可持續食品信任狀況
綠色大米 有機大米 T-test
信任變量 均值 標準差 均值 標準差 P-value
監管部門 3.51 1.16 3.39 1.12 < 0.01
重視度 3.52 1.40 3.37 1.38 < 0.01
能力 3.54 1.28 3.42 1.26 < 0.01
公開性 3.45 1.28 3.37 1.24 0.02
善意 3.53 1.32 3.42 1.32 0.02
生產企業 3.41 1.06 3.29 1.01 < 0.01
重視度 3.42 1.35 3.28 1.31 < 0.01
168
能力 3.43 1.19 3.34 1.17 0.01
公開性 3.33 1.22 3.24 1.16 0.01
善意 3.45 1.24 3.32 1.22 < 0.01
種植農戶 3.38 1.04 3.27 0.99 < 0.01
重視度 3.38 1.34 3.27 1.28 0.01
能力 3.43 1.20 3.34 1.17 0.02
公開性 3.35 1.18 3.23 1.17 < 0.01
善意 3.36 1.26 3.24 1.24 < 0.01
認證機構 3.41 1.11 3.35 1.06 0.04
重視度 3.40 1.37 3.32 1.34 0.05
能力 3.41 1.24 3.38 1.21 0.45
公開性 3.37 1.25 3.29 1.20 0.02
善意 3.47 1.30 3.40 1.27 0.06
注：p值是消費者對綠色大米信任和有機大米信任分數的差異性檢驗結果。
( 3 )其他變量
表 6. 9展示了控制變量的描述統計結果。綠色食品樣本特征和有機食品樣本 特征沒有顯著差異，樣本平均年齡約為 34 歲，平均受教育程度高中以上，平均 月收入 8000-1000 左右。對于消費習慣， 31%左右的消費者近一年內有特定的飲 食營養計劃，大部分消費者都購買過進口大米。 80%左右的消費者負責家里食物 的購買。對于消費者態度，健康意識和環境意識的均值都接近于 4，說明說消費 者都具有較高的健康意識和環境意識。食品安全風險感知為 3左右。對于產品的 評價，消費者對綠色食品和有機食品的了解程度均比較低，但對有機食品綠色食 品(2.28)的了解程度高于有機食品(1.91)；購買便利性評價分數約為 2，說明 受訪者購買綠色食品和有機食品的便利性較低。
表 6.9 控制變量描述統計
綠色食品 有機食品
變量 定義 均值 標準差 均值 標準差
基本人口統計特征
年齡 歲 33.87 8.28 34.19 8.32
性別 男性=1，女性=0 0.49 0.50 0.47 0.50
婚姻狀況 已婚=1，其他=0 0.64 0.48 0.63 0.48
教育 小學及以下=1，初中=2，高中=3，大學 =4，碩士及以上=5
0-3000=1；3001-5000=2；5001-8000=3； 3.65 0.89 3.66 0.86
收入 8001-10000=4；10001-20000=5；20001-
30000=6；30001-50000=7；above 50000=8 4.27 1.82 4.30 1.68
消費習慣
特定飲食 有 =1 ，無 =0 0.31 0.46 0.31 0.46
負責購買大米 是=1 ，否=0 0.79 0.41 0.83 0.38
購買進口大米 總是=3，經常=2，偶爾=1，沒有購買過=0 1.16 1.01 1.23 0.97
消費者態度a
健康意識 1（低）——5（高） 3.68 0.94 3.75 0.85
環境意識 1（低）——5（高） 3.88 1.00 3.92 0.91
風險感知 1（低）——5（高） 2.90 0.95 2.84 0.91
產品評價
認知 對綠色食品/有機食品認知程度(0-4 分) 2.28 0.88 1.91 1.07
購買便利性 0(不方便)——4(非常方便) 2.07 0.90 2.09 0.90
樣本量 941 1314
注：a消費者健康意識、環境意識和風險感知量表均進行了信度檢驗，a值均大于0.7。說明 量表通過了信度檢驗，具有較好的內部一致性。
6.5.2 回歸結果
本章應用多項logit模型分析信任對可持續食品偏好與購買行為差距的影響。 首先我們將總體信任(overall trust)作為自變量，同時控制其他變量，分析信任 是否會顯著影響消費者的可持續食品偏好與購買行為差距。然后，我們將總體信 任分解為消費者對可持續食品供應鏈環節中四個參與主體的信任：監管部門、生 產企業、種植農戶和認證機構，分析其對偏好與購買行為差距的影響。最后，分 析其他變量收入、消費者習慣、個體態度等對消費者可持續食品偏好與購買行為 差距的影響。
(1)總體信任對可持續食品偏好與購買行為差距的影響
分別將消費者對綠色食品和有機食品中參與主體的信任加總平均值，作為總 體信任，表 6.10 匯報了總體信任對消費者綠色食品偏好與購買行為差距影響的 回歸結果。結果顯示缺乏信任會導致綠色食品消費中出現偏好與購買行為差距， 即對綠色食品的信任程度越低，出現支付意愿與購買行為差距——“高偏好無行 為”現象的概率越高。根據信任系數的幾率比可知，消費者對綠色食品的信任每 增加一個單位，則消費者出現“高偏好無行為”現象的概率相比于“高偏好有行為” 將降低 18%。該結果證實了信任會影響消費者將可持續食品支付意愿轉化為實 際購買行為(Tung et al., 2012; Nuttavuthisit and Th0gersen, 2017; Sultan et al., 2020)。
170
表 6.10 總體信任對綠色食品偏好與購買行為差距影響的回歸結果
自變量 因變量：四種行為
髙偏好無行為(B1/2) 低偏好有行為(B1/3) 低偏好無行為(B1/4)
系數 幾率比 系數 幾率比 系數 幾率比
總體信任 -0.20** 0.82** -0.11 0.89 -0.36 0.70
(0.10) (0.08) (0.21)
個體特征 (0.19) (0.30) (0.21)
年齡 0.01 1.01 -0.01 0.99 -0.01 0.99
(0.01) (0.01) (0.02) (0.02) (0.03) (0.03)
性別 -0.30* 0.74* 0.38 1.46 0.63 1.87
(0.17) (0.12) (0.33) (0.48) (0.53) (1.00)
收入 0.03 1.03 0.01 1.01 0.07 1.07
(0.05) (0.05) (0.09) (0.09) (0.16) (0.17)
教育 -0.19* 0.82* -0.30 0.74 -0.66*** 0.52
(0.10) (0.09) (0.19)
消費習慣 (0.14) (0.27) (0.14)
特定飲食 -0.40** 0.67** 0.39 1.48 -0.17 0.84
(0.20) (0.13) (0.33) (0.49) (0.61) (0.52)
負責食物購買 -0.10 0.91 0.25 1.28 0.01 1.01
購買進口 (0.08) (0.08) (0.16) (0.21) (0.25) (0.25)
有過一兩次 -1.08*** 0.34*** 0.23 1.26 -1.23 0.29
(0.23) (0.08) (0.53) (0.67) (0.81) (0.24)
偶爾 -1.35*** 0.26*** 0.61 1.84 -0.94 0.39
(0.20) (0.05) (0.44) (0.82) (0.59) (0.23)
經常 -1.33*** 0.26*** 0.79 2.20 -13.26 0.00
(0.39) (0.10) (0.61) (1.34) (14.34) (0.00)
消費者態度
環境意識 0.07 1.08 -0.76*** 0.47*** 0.02 1.02
(0.14) (0.15) (0.28) (0.13) (0.44) (0.45)
健康意識 0.24 1.27 0.53 1.69 0.11 1.12
(0.15) (0.19) (0.30) (0.51) (0.47) (0.52)
風險感知 -0.11 0.90 -0.14 0.87 -0.39 0.68
(0.09) (0.08) (0.19) (0.16) (0.30) (0.20
產品評價
認知 -0.07 0.93 -0.34** 0.71 -0.08 0.92
(0.10) (0.09) (0.17) (0.12) (0.29) (0.27)
便利性
比較不方便 -1.03*** 0.36*** -0.53 0.59 0.29 1.34
(0.41) (0.15) (0.73) (0.43) (1.18) (1.59)
一般 -0.95*** 0.39*** -0.30 0.74 -0.32 0.72
(0.38) (0.15) (0.69) (0.51) (1.15) (0.83)
比較方便 -1.82*** 0.16*** -1.06 0.35 -1.22 0.29
(0.41) (0.07) (0.76) (0.27) (1.32) (0.39)
非常方便 -2.05*** 0.13*** -1.28 0.28 -0.33 0.72
(0.59) (0.08) (1.01) (0.28) (1.50) (1.08)
常數項 1.66** 5.27** 0.32 1.37 1.41 4.10
(0.79) (4.14) (1.47) (2.01) (2.14) (8.78)
LR chi2 202.02
Log likelihood -687.67
Prob. >chi2 0.00
Pseudo R2 0.13
觀察值 941
注：括號內為標準誤；*, **, *** 分別代表系數在 0.10, 0.05 和 0.01 的水平上顯著。高偏好
有行為'是參照組
表 6.11 匯報了總體信任對消費者有機食品偏好與購買行為差距影響的回歸 結果。結果同樣顯示信任會顯著影響消費者的有機食品購買行為，消費者對可持 續食品的信任每提高一個單位，消費者“低偏好無行為”的概率相比“高偏好有行 為”的概率將降低 98%。
表6.11 總體信任對有機食品偏好與購買行為差距影響的回歸結果
自變量 因變量：四種行為
髙偏好無行為(B1/2) 低偏好有行為(B1/2) 低偏好無行為(B1/2)
系數 幾率比 系數 幾率比 系數 幾率比
總體信任 -0.08 0.92 0.02 1.02 -0.17* -0.02*
(0.12) (0.11) (0.09)
個體特征 (0.09) (0.11) (0.01)
年齡 -0.02* 0.98* -0.01 0.99 0.01 1.00
(0.01) (0.01) (0.01) (0.01) (0.01) (0.01)
性別 -0.24 0.79 -0.09 0.92 -0.31 0.74
(0.19) (0.15) (0.14) (0.12) (0.19) (0.14)
收入 0.05 1.05 0.04 1.04 0.02 1.00
(0.06) (0.07) (0.04) (0.05) (0.06) (0.06)
教育 -0.16 0.85 -0.14 0.87 -0.13 0.88
(0.13) (0.11) (0.09)
消費習慣 (0.08) (0.12) (0.11)
特定飲食 -0.75*** 0.47*** -0.12 0.89 -0.34 0.71
(0.24) (0.11) (0.15) (0.13) (0.22) (0.16)
負責食物購買 -0.02 0.98 0.09 1.10 -0.03 0.97
購買進口 (0.10) (0.10) (0.07) (0.08) (0.09) (0.09)
有過一兩次 -1.25*** 0.29*** -0.11 0.90 -1.82*** 0.16***
(0.25) (0.07) (0.21) (0.19) (0.26) (0.04)
偶爾 -1.78*** 0.17*** -0.05 0.95 -2.03*** 0.13***
(0.25) (0.04) (0.19) (0.18) (0.24) (0.03)
172
LR chi2 353.13
注：括號內為標準誤; *, **, *** 分別代表系數在 0.10, 0.05 和 0.01 的水平上顯著。‘高偏好 有行為'為參照組。
(2)供應鏈中參與主體信任對可持續食品偏好與購買行為差距的影響
上一節的回歸結果表明消費者對可持續食品的信任程度越高，存在偏好與購 買行為差距的概率更低。本節在上一節的基礎上，進一步將消費者對可持續食品 的信任分解為消費者對可持續食品供應鏈中參與主體的信任，探究哪些參與主體 的信任會顯著影響消費者偏好與購買行為差距。
表 6.12 匯報了參與主體信任對綠色食品偏好與購買行為差距的影響，結果 顯示消費者對認證機構的信任會顯著影響綠色食品偏好與購買行為差距。具體而 言，消費者對綠色食品認證機構的信任每增加一個單位，“高偏好無行為”的概率 相比于“高偏好有行為”會降低 33%。該結果表明提高消費者對綠色食品認證機構
173
的信任，會降低支付意愿與購買行為差距出現的概率。綠色食品認證由地方綠色 食品發展部門負責，各地認證程序的規范程度和認證標準的嚴格程度可能存在一 定的差異，導致市場上出現質量未達到標準的綠色食品。因此，消費者對綠色食 品機構的信任顯著影響偏好與購買行為差距。
表6.12 參與主體信任對綠色食品偏好和購買行為差距影響的回歸結果
因變量：四種行為
自變量 髙偏好無行為(B1/2) 低偏好有行為(B1/3) 低偏好無行為(B1/4)
監管部門
生產企業
種植農戶
認證機構
年齡
性別
收入
教育
特定飲食
負責食物購買
購買進口
有過一兩次
偶爾
經常
環境意識
個體特征
消費習慣
消費者態度
174
健康意識 0.25 1.28 0.56* 1.76* 0.14 1.15
(0.15) (0.20) (0.31) (0.54) (0.47) (0.54)
風險感知 -0.12 0.89 -0.15 0.87 -0.38 0.69
(0.09) (0.08) (0.19) (0.16) (0.30) (0.21)
產品評價
知識 -0.08 0.92 -0.33* 0.72 -0.09 0.91
(0.10) (0.09) (0.17) (0.12) (0.29) (0.26)
購買便利性
比較不方便 -1.07*** 0.34*** -0.44 0.64 0.17 1.18
(0.41) (0.14) (0.75) (0.48) (1.19) (1.40)
一般 -0.99*** 0.37*** -0.24 0.78 -0.41 0.66
(0.38) (0.14) (0.70) (0.55) (1.15) (0.76)
比較方便 -1.87*** 0.15*** -1.07 0.34 -1.37 0.25
(0.42) (0.06) (0.78) (0.27) (1.32) (0.34)
非常方便 -2.14*** 0.12*** -1.17 0.31 -0.50 0.61
(0.59) (0.07) (1.02) (0.32) (1.53) (0.93)
常數項 1.69** 5.41** 0.23 1.25 1.36 3.89
(0.79) (4.29) (1.47) (1.85) (2.15) (8.53)
LR chi2 211.48
Log likelihood -682.94
Prob.>chi2 0.00
Pseudo R2 0.13
觀察值 941
注：括號內為標準誤；*, **, *** 分別代表系數在 0.10, 0.05 和 0.01 的水平上顯著。‘高偏好
有行為'是參照組。
表 6.13 匯報了參與主體信任對有機食品偏好與購買行為差距的影響，結果 顯示消費者對生產企業的信任會顯著影響有機食品偏好與購買行為差距。具體而 言，消費者對有機食品生產企業的信任每增加一個單位，“低偏好有行為”的概率 是“高偏好有行為”的 1.52 倍。可能的原因是消費者出于好奇和嘗試新產品的動 機購買了有機食品(Fotopoulos and Krystallis, 2002; Kushwah et al., 2019a),但是 由于有機食品的信用品屬性，消費者在購買食用之后無法得到驗證，在對有機食 品缺乏認知的情況下，因而可能對有機食品產生較低的支付意愿。另外，由于消 費者對有機食品的信任水平較低，消費者可能通過將有機食品與品牌結合來決定 有機食品選擇，這體現在消費者對知名品牌有機食品的支付意愿更高，對小品牌 有機食品的支付意愿較低(楊波， 2015)。因此，消費者對生產企業的信任會顯 著影響消費者的有機食品偏好與購買行為差距。
175
表 6.13 參與主體信任對有機食品偏好和購買行為差距影響的回歸結果
因變量：四種行為
自變量 髙偏好無行為(B1/2) 低偏好有行為(B1/3) 低偏好無行為(B1/4)
系數 幾率比 系數 幾率比 系數 幾率比
信任主體
監管部門 -0.02 0.98 -0.17 0.85 -0.22 0.80
(0.17) (0.17) (0.13) (0.11) (0.16) (0.13)
生產企業 0.20 1.22 0.42*** 1.52*** 0.23 1.25
(0.21) (0.25) (0.16) (0.24) (0.20) (0.25)
種植農戶 -0.17 0.84 -0.13 0.88 0.16 1.18
(0.18) (0.15) (0.14) (0.12) (0.18) (0.21)
認證機構 -0.09 0.91 -0.08 0.92 -0.31* 0.73
(0.19) (0.17) (0.14) (0.12) (0.17) (0.13)
個體特征
年齡 -0.02* 0.98* -0.01 0.99 0.003 1.00
(0.01) (0.01) (0.01) (0.01) (0.01) (0.01)
性別 -0.24 0.79 -0.09 0.91 -0.33* 0.72
(0.19) (0.15) (0.14) (0.12) (0.19) (0.14)
收入 0.06 1.06 0.05 1.05 0.01 1.01
(0.06) (0.07) (0.04) (0.05) (0.06) (0.06)
教育 -0.17 0.85 -0.14 0.87 -0.12 0.89
(0.13) (0.11) (0.09) (0.08) (0.12) (0.11)
消費習慣
特定飲食 -0.74*** 0.48*** -0.11 0.90 -0.34 0.71
(0.24) (0.12) (0.15) (0.13) (0.22) (0.16)
負責食物購買 -0.02 0.98 0.09 1.09 -0.04 0.96
(0.10) (0.10) (0.07) (0.08) (0.09) (0.09)
購買進口
有過一兩次 -1.24*** 0.29*** -0.09 0.91 -1.84*** 0.16***
(0.25) (0.07) (0.21) (0.19) (0.26) (0.04)
偶爾 -1.78*** 0.17*** -0.04 0.96 -2.05*** 0.13***
(0.25) (0.04) (0.19) (0.18) (0.24) (0.03)
經常 -2.71*** 0.07*** -0.35*** 0.71 -2.59*** 0.08***
(0.64) (0.04) (0.29) (0.20) (0.52) (0.04)
消費者態度
環境意識 0.10 1.10 -0.23* 0.80* -0.12 0.89
(0.17) (0.18) (0.12) (0.09) (0.16) (0.14)
健康意識 0.07 1.07 -0.06 0.94 0.25 1.28
(0.18) (0.19) (0.13) (0.12) (0.17) (0.22)
風險感知 0.04 1.04 0.13* 1.14* 0.13 1.14
(0.11) (0.11) (0.08) (0.09) (0.11) (0.12)
產品評價
認知 -0.01 0.99 -0.12* 0.89 -0.21** 0.81
(0.09) (0.09) (0.06) (0.06) (0.09) (0.07)
176
購買便利性
比較不方便 -1.56*** 0.21*** -0.68 0.51 -1.20** 0.30**
(0.53) (0.11) (0.47) (0.24) (0.52) (0.16)
一般 -1.22** 0.30** -0.40 0.67 -0.98** 0.37**
(0.50) (0.15) (0.46) (0.30) (0.50) (0.19)
比較方便 -2.34*** 0.10*** -0.78* 0.46 -2.02*** 0.13***
(0.53) (0.05) (0.46) (0.21) (0.53) (0.07)
非常方便 -1.70*** 0.18*** -0.59 0.56 -2.06*** 0.13***
(0.65) (0.12) (0.53) (0.29) (0.71) (0.09)
常數項 2.63*** 13.90*** 1.94*** 6.95*** 10.76**
(1.02) (14.17) (0.75) (5.23) (10.48)
LR chi2 366.53
Log likelihood -1519.36
Prob.>chi2 0.00
Pseudo R2 0.11
觀察值 1314
注：括號內為標準誤;*, **, ***分別代表系數在0.10, 0.05和0.01的水平上顯著。‘髙偏好 有行為'是參照組。
（3）其他因素對可持續食品偏好與購買行為差距的影響
表 6.10 到表 6.13 的回歸結果均顯示，其他因素如消費者性別、受教育水平、 消費習慣、環境意識、可持續食品認知、購買便利性等也會顯著影響消費者可持 續食品偏好與購買行為差距。由于結果基本一致，在此以表 6.10 綠色食品的回 歸結果為例分析其他因素的影響。
對于收入，收入對綠色食品偏好與購買行為差距的影響在統計學上不顯著， 影響大小為 4%。對有機食品的回歸分析也得到相同的結果，收入對有機食品偏 好與購買行為差距的影響在統計學上沒有顯著性，影響程度為 6%。可能的原因 是我國消費者購買綠色有機食品的主要動機是利己動機，如質量安全、健康等 （Yin et al., 2010），但是在對綠色有機食品缺乏信任的情景下，收入較高的消費 者可能會選擇其他質量更好的食物，而收入較低的消費者因為食物消費支出預算 的限制，也不會選擇購買綠色有機食品，因此，大部分研究表明收入不會顯著影 響綠色有機食品的支付意愿和購買行為的結論一致（張蓓等，2014； McCarthy et al., 2016），進而收入也不會顯著影響偏好與購買行為差距。另外一個可能的原因 是選擇實驗對象為大米，大米為缺乏彈性商品，大部分人均有能力支付綠色大米 價格，特別是對于城市消費者。因此，收入對綠色大米偏好與購買行為差距的影 響不顯著。常數項在 1% 的水平上顯著，說明包括價格在內的其他潛在因素會導
177 致偏好與購買行為差距。
消費者的性別和受教育水平會顯著影響綠色食品偏好與購買行為差距，女性、 受教育水平低的消費者出現支付意愿與購買行為差距現象的概率更髙。具體而言， 男性相比于女性消費者，出現“髙偏好無行為”的概率將降低了 26%。可能的原因 是男性消費者對綠色食品有更髙的支付意愿，因此相比于女性消費者，出現支付 意愿與購買行為差距的概率更低。消費者受教育水平每提髙一個單位， “髙偏好 無行為”的概率相比于“髙偏好有行為”將降低 18%。與已有的研究結論一致（韓 青， 2011；陳默等， 2015；王建華等, 2018），受教育程度髙的消費者出現偏好與 購買行為差距的概率更低。
消費者購買習慣會顯著影響綠色食品偏好與購買行為差距。具有特定飲食計 劃（如與健康相關的膳食調節）的消費者、購買過進口大米的消費者出現“髙偏 好無行為”的概率更低。具體而言，相比于無特定飲食計劃的消費者，有特定飲 食計劃的消費者出現“髙偏好無行為”的概率將降低33%，有過購買進口大米經歷 的消費者出現“髙偏好無行為”的概率將降低 66%~74%。可能的原因是消費者認 為綠色食品比普通食品更加安全、健康，因此具有健康飲食行為的消費者購買綠 色食品的概率更髙。
消費者的環境意識會顯著影響綠色食品支付意愿與實際購買行為差距，環境 意識越髙的消費者，具有“髙偏好有行為”的概率越髙。具體而言，環境意識每提 髙一個單位， “低偏好有行為”的概率相比于“髙偏好有行為”的概率將降低 53%。 可能的原因是環境意識更髙的消費者對可持續食品具有更髙的支付意愿
（Chekima, et al., 2019），且消費者購買可持續食品的主要動機之一也是環境保護 動機（Teng and Wang, 2015; Bougherara and Combris, 2009）。因此，環境意識更 髙的消費者出現偏好與購買行為差距的概率更低。
消費者對綠色食品的評價也會顯著影響消費者的綠色食品支付意愿與購買 行為的差距。具體而言，消費者的綠色食品知識每提髙一個單位， “低偏好有行 為”的概率相比于“髙偏好有行為”將提髙 53%。已有先研究表明，消費者對可持 續食品的認知程度很低，本文第五章的描述統計分析部分也表明消費者對綠色食 品和有機食品缺乏認知。而消費者的可持續食品知識與消費者對可持續食品的支 付意愿具有顯著的正向關系（Teng and Wang, 2015;于海龍等，2015）。因此，綠
178
色食品知識越高的消費者，產生“高偏好無行為”的概率越低。此外，綠色食品的 購買便利性也會顯著影響消費者的購買行為。購買便利性每增加一個單位， “高 偏好無行為”的概率相比于“高偏好有行為”將降低6 1 %~87%。與已有研究結論一 致，購買便利性會顯著影響消費者的可持續食品支付意愿和購買行為（Aoki et al., 2017）。
6.5.3異質性分析
本節將分析信任對可持續食品偏好與購買行為差距影響的異質性，即探究信 任對可持續食品偏好與購買行為差距的影響在不同群體中是否存在顯著的差異。 具體而言，我們根據消費者的性別、年齡、受教育程度和環境意識的平均值，將 低于或等于平均值的歸類為較低組，高于平均值的分為較高組，應用多項logit模 型分別做回歸分析。
6.14展示了信任對綠色食品偏好與購買行為差距影響的異質性回歸結果。消 費者對認證機構的信任只在（1）、（3）、（6）和（8）列中具有顯著性，說明認證 機構信任只對女性、年輕、受教育程度高、環境意識高消費者的綠色食品偏好與 購買行為差距有顯著影響。具體而言，相對于男性，女性消費者對綠色食品認證 機構的信任每增加一個單位，綠色食品消費中出現“高偏好無行為”的概率將降低 53%。相對于年長消費者，年輕消費者對綠色食品認證機構的信任每增加一個單 位，綠色食品消費中出現“高偏好無行為”的概率將降低32%。相對于受教育程度 較低的消費者，受教育程度較高的消費者對綠色食品認證機構的信任每增加一個 單位，綠色食品消費中出現“高偏好無行為”的概率將降低31%。相對于環境意識 較低的消費者，環境意識較高的消費者對綠色食品認證機構的信任每增加一個單 位，綠色食品消費中出現“高偏好無行為”的概率將降低39%。可能的原因是女性、 年輕、受教育程度高和環境意識高的消費者對綠色食品有較高的支付意愿
（Hansen et al., 2018; McFadden and Huffman, 2017），但是由于對綠色食品缺乏信 任，消費者對綠色食品較高的支付意愿并沒有轉化為實際的購買行為（Yin et al., 2016）。該結果表明信任對綠色食品偏好與購買行為差距的影響在對綠色食品具 有較高偏好的消費者中作用更大。
表 6.14 信任對綠色食品偏好與購買行為差距影響的異質性分析結果
(1) (2) (3) (4)
女性 男性 年輕 年長
P1/2 P1/2 P1/2 P1/2
系數 幾率比 系數 幾率比 系數 幾率比 系數 幾率比
監管部門 -0.05 0.95 0.09 1.10 -0.12 0.89 0.20 1.22
(0.21) (0.20) (0.24) (0.26) (0.20) (0.18) (0.25) (0.31)
生產企業 0.14 1.15 0.28 1.32 0.28 1.32 0.05 1.05
(0.26) (0.30) (0.29) (0.38) (0.24) (0.32) (0.32) (0.33)
種植農戶 0.38 1.47 -0.52* 0.59* 0.02 1.02 -0.09 0.91
(0.24) (0.36) (0.27) (0.16) (0.23) (0.23) (0.03) (0.27)
認證機構 -0.75*** 0 .47*** 0.10 1.10 -0.38* 0.68* -0.42 0.66
(0.22) (0.10) (0.26) (0.29) (0.22) (0.15) (0.25) (0.17)
常數項 2.50** 0.49 0.40 1.06
(1.11) (1.22) (1.72) (1.49)
控制變量 Yes Yes Yes Yes
Log likelihood -333.13 -330.11 -387.01 -267.88
Prob. >chi2 0.00 0.00 0.00 0.00
觀察值 483 458 558 383
(5) (6) (7) (8)
受教育程度低 受教育程度高 環境意識低 環境意識高
P1/2 P1/2 P1/2 P1/2
系數 幾率比 系數 幾率比 系數 幾率比 系數 幾率比
監管部門 -0.12 0.89 0.04 1.04 0.34 1.41 -0.18 0.84
(0.33) (0.29) (0.19) (0.19) (0.28) (0.39) (0.20) (0.17)
生產企業 0.51 1.66 0.16 1.18 0.08 1.08 0.38 1.46
(0.40) (0.67) (0.23) (0.27) (0.33) (0.35) (0.25) (0.37)
種植農戶 -0.51 0.60 0.08 1.08 -0.41 0.67 0.08 1.08
(0.35) (0.21) (0.21) (0.23) (0.33) (0.22) (0.22) (0.24)
認證機構 -0.41 0.66 -0.37** 0.69** -0.27 0.77 -0.49** 0.61**
(0.36) (0.24) (0.19) (0.13) (0.27) (0.21) (0.21) (0.13)
常數項 1.79 1.93 3.12** 2.81
(1.51) (1.58) (1.34) (1.74)
控制變量 Yes Yes Yes Yes
Log likelihood -188.58 -453.57 -271.08 -361.42
Prob. >chi2
觀察值 267 674 363 578
注：①括號內為標準誤；*, **, ***分別代表系數在0.10, 0.05和0.01的水平上顯著.②系 數p1/2表示自變量變化一個單位時，“髙偏無行為”組別相對于“髙偏好有行為”組發生的概 率。系數刃/3(低偏好有行為)和系數P1/4(低偏好無行為)不顯著，在此沒有展示。③模型(3) 和(4)年輕組和年長組根據年齡的平均值劃分，年齡大于均值34的劃分為年長組，小于 34的 則劃分為年輕組；模型(5)和(6)受教育程度低是指本科以下學歷，受教育程度高是指本科或 180
本科以上學歷；模型(7)和(8)環境意識髙低是根據環境意識平均值進行劃分的，大于平均值 3.88則為環境意識髙組，低于或等于平均值則為環境意識低組。
表 6.15 展示信任對有機食品偏好與購買行為差距影響的異質性回歸結果。 與綠色食品一樣，消費者信任只在(1)、(3)、(6)和(8)列中具有顯著性，說明信任 只對女性、年輕、受教育程度髙、環境意識髙消費者的有機食品偏好與購買行為 差距有顯著的影響。具體而言，相對于男性，女性消費者對有機食品生產企業的 信任每增加一個單位，有機食品消費中出現“低偏好有行為”的概率相對于“髙偏 好有行為”的概率將增加 87%。相對于年長消費者，年輕消費者對有機食品生產 企業的信任每增加一個單位，有機食品消費中出現 “低偏好有行為”的概率相對 于“髙偏好有行為”的概率將增加70%。相對于受教育程度低的消費者，受教育程 度髙的消費者對有機食品生產企業的信任每增加一個單位，有機食品消費中出現 “低偏好有行為”的概率相對于“髙偏好有行為”的概率將增加 68%。相對于環境意 識低的消費者，環境意識髙的消費者對有機食品生產企業的信任每增加一個單位， 有機食品消費中出現“低偏好有行為”的概率相對于“髙偏好有行為”的概率將增 加 85%。該結果同樣表明信任對有機食品偏好與購買行為差距的影響在對有機 食品有積極偏好的消費者中影響更大。可能的原因信任會影響消費者的有機食品 購買決策(Jin et al., 2017),而女性、年齡較低、受教育程度高和環境意識高的 受訪者與有機食品的購買行為呈現積極的正向關系 ( McFadden and Huffman, 2017; Hansen et al., 2018)，因此即使在對有機食品具有較低支付意愿的情景下， 對有機食品生產企業信任，也會購買有機食品。
表6.15 信任對有機食品偏好與購買行為差距影響的異質性分析結果
(1) (2) (3) (4)
女性 男性 年輕 年長
p1/3 p1/3 p1/3 p1/3
系數 幾率比 系數 幾率比 系數 幾率比 系數 幾率比
監管部門 -0.32* 0.72* 0.05 1.05 -0.28 0.75 0.03 1.03
(0.18) (0.13) (0.19) (0.19) (0.17) (0.13) (0.20) (0.20)
生產企業 0.63** 1.87** 0.18 1.20 0.53** 1.70** 0.24 1.27
(0.24) (0.44) (0.22) (0.26) (0.21) (0.36) (0.24) (0.30)
種植農戶 -0.43** 0.65** 0.13 1.14 -0.14 0.87 -0.09 0.92
(0.20) (0.13) (0.21) (0.23) (0.18) (0.16) (0.23) (0.21)
認證機構 0.16 1.18 -0.31 0.73 -0.12 0.89 -0.06 0.95
(0.20) (0.23) (0.19) (0.14) (0.18) (0.16) (0.22) (0.21)
常數項 1.37 2.22** 2.23 2.48**
(1.19) (1.02) (1.59) (1.18)
控制變量 Yes Yes Yes Yes
Log likelihood -796.30 -694.63 -841.18 -650.58
Prob. >chi2 0.00 0.00 0.00 0.00
觀察值 692 622 745 569
(5) ⑹ (7) (8)
受教育程度低 受教育程度高 環境意識低 環境意識高
p1/3 p1/3 p1/3 P1/3
系數 幾率比 系數 幾率比 系數 幾率比 系數 幾率比
監管部門 -0.06 0.95 -0.21 0.81 0.03 1.03 -0.28 0.76
(0.24) (0.23) (0.15) (0.12) (0.20) (0.21) (0.17) (0.13)
生產企業 0.18 1.19 0.52** 1.68** 0.25 1.28 0.61*** 1.85***
(0.32) (0.38) (0.19) (0.31) (0.24) (0.31) (0.22) (0.40)
種植農戶 -0.17 0.84 -0.13 0.88 -0.31 0.74 -0.13 0.88
(0.30) (0.25) (0.16) (0.14) (0.24) (0.18) (0.18) (0.16)
認證機構 0.19 1.21 -0.17 0.84 0.01 1.01 -0.14 0.87
(0.27) (0.32) (0.16) (0.14) (0.22) (0.22) (0.19) (0.16)
常數項 3.36 1.68 1.12 -0.42
(1.38) (1.26) (1.11) (1.64)
控制變量 Yes Yes Yes Yes
Log likelihood -424.96 -1058.67 -549.86 -927.84
Prob. >chi2 0.00 0.00 0.00 0.00
觀察值 373 941 512 802
注：①括號內為標準誤；*, **, ***分別代表系數在0.10, 0.05和0.01的水平上顯著.②系 數p1/2表示自變量變化一個單位時，“髙偏無行為”組別相對于“髙偏好有行為”組發生的概 率。系數P1/3(低偏好有行為)和系數P1/4(低偏好無行為)不顯著，在此沒有展示。③模型(3) 和(4)年輕組和年長組根據年齡平均值劃分，年齡大于均值34劃分為年長組，小于或等于 34 則劃分為年輕組；模型(5)和(6)受教育程度低是指本科以下學歷，受教育程度高是指本科或 本科以上學歷；模型(7)和(8)環境意識高和低根據環境意識平均值劃分，大于平均值 3.88 則 為環境意識高組，低于或等于平均值則為環境意識低組。
6.5.4穩健性檢驗
為了檢驗以上回歸結果的穩健性，本節用更嚴格的方式測量了支付意愿與購 買行為差距。將從來沒有購買，購買過一兩次和偶爾購買可持續食品的消費者歸 類為“無購買行為”，將經常購買可持續食品的消費者歸類為“有購買行為”。較高 支付意愿與較低支付意愿的劃分方式不變，即支付意愿高于市場價格為高支付意 愿，支付意愿低于市場價格為低支付意愿。在此分類標準下，消費者支付意愿與
182
購買行為差距的類型分布如表6.16所示。對于綠色食品， “高偏好無行為”組的比 例為 79.81%。有機食品“高偏好無行為”的比例為 44.22%， “低偏好無行為”組的 比例為 47.87%，遠高于綠色食品的5.74%。
表 6.16 可持續食品偏好與購買行為差距描述 — 經常購買定義為有購買行為
行為類型 定義 綠色食品 有機食品
比例(％) 比例(％)
高偏好有行為 WTP髙于市場價格且經常購買 13.50 4.41
高偏好無行為 WTP 高于市場價格但沒有經常購買 79.81 44.22
低偏好有行為 WTP 低于或等于市場價但且經常購買 0.96 3.50
低偏好無行為 WTP低于或等于市場價格且沒有經常購買 5.74 47.87
基于以上分類，對綠色食品和有機食品分別進行多項 logit 的回歸結果如表 6.17和表6.18所示。表6.17展示了不同信任主體對綠色食品支付意愿與購買行 為差距的影響，結果顯示對認證機構的信任會顯著影響支付意愿與購買行為差距， 與上一節的結果一致。消費者對綠色食品生產企業的信任每增加一個單位， “高 偏好無行為”的概率相比于“高偏好有行為”將降低 29%。控制變量對支付意愿與 購買行為差距的影響與上一節的結果存在一定的差異，但是相同的是消費者的綠 色食品知識、購買便利性等會顯著影響購買行為。
表 6.17 綠色食品穩健性檢驗——經常購買定義為有購買行為
因變量：四種行為
自變量 髙偏好無行為(B1/2) 低偏好有行為(B1/3) 低偏好無行為(B1/4)
系數 幾率比 系數 幾率比 系數 幾率比
信任主體
監管部門 0.15 1.17 0.41 1.51 0.14 1.15
(0.14) (0.16) (0.40) (0.61) (0.32) (0.37)
生產企業 -0.34** 0.71** 0.18 1.19 0.04 1.04
(0.16) (0.11) (0.50) (0.59) (0.38) (0.40)
種植農戶 -0.06 0.94 -0.34 0.71 -0.3 0.74
(0.17) (0.16) (0.49) (0.35) (0.39) (0.29)
認證機構 0.09 1.09 -0.42 0.65 -0.11 0.89
(0.15) (0.16) (0.46) (0.30) (0.36) (0.32)
個體特征
年齡 0.01 1.01 0.01 1.01 -0.01 0.99
(0.01) (0.01) (0.03) (0.03) (0.02) (0.02)
性別 0.07 1.08 0.53 1.71 0.58 1.79
(0.15) (0.16) (0.44) (0.76) (0.37) (0.66)
收入 -0.06 0.94 -0.05 0.95 0.01 1.01
(0.05) (0.04) (0.12) (0.12) (0.11) (0.11)
教育 -0.13 0.88 -0.42 0.66 -0.40* 0.67*
(0.10) (0.09) (0.25) (0.16) (0.21) (0.14)
消費習慣
特定飲食 -0.26 0.77 0.80* 2.22* -0.18 0.83
(0.17) (0.13) (0.44) (0.97) (0.40) (0.34)
負責食物購買 -0.05 0.95 0.37 1.45 0.05 1.06
(0.08) (0.07) (0.23) (0.33) (0.18) (0.19)
購買進口
有過一兩次 -0.19 0.83 -1.38 0.25 0.18 1.2
(0.20) (0.17) (1.14) (0.29) (0.48) (0.58)
偶爾 -1.22*** 0.30*** 0.41 1.51 -0.6 0.55
(0.18) (0.05) (0.57) (0.86) (0.44) (0.24)
經常 -1.29*** 0.27*** 0.46 1.59 -0.81 0.44
(0.32) (0.09) (0.78) (1.24) (0.83) (0.37)
消費者態度
環境意識 0.14 1.16 -1.23*** 0.29*** -0.01 0.99
(0.13) (0.15) (0.38) (0.11) (0.31) (0.31)
健康意識 0.03 1.03 0.72* 2.06* 0.14 1.15
(0.14) (0.14) (0.42) (0.86) (0.33) (0.38)
風險感知 -0.08 0.93 -0.09 0.92 -0.29 0.75
(0.08) (0.08) (0.26) (0.24) (0.20) (0.15)
產品評價
認知 -0.11 0.9 -0.13 0.88 -0.41** 0.66**
(0.09) (0.08) (0.23) (0.20) (0.20) (0.13)
購買便利性
比較不方便 -0.85** 0.43** 0.23 1.26 -0.63 0.53
(0.42) (0.18) (1.17) (1.47) (0.79) (0.42)
一般 -0.67* 0.51* 0.42 1.52 -0.7 0.5
(0.40) (0.21) (1.12) (1.70) (0.74) (0.37)
比較方便 -1.50*** 0.22*** -0.54 0.58 -1.75** 0.17**
(0.42) (0.09) (1.21) (0.70) (0.84) (0.15)
非常方便 -1.58*** 0.21*** -0.27 0.76 -1.98 0.14
(0.52) (0.11) (1.36) (1.04) (1.26) (0.17)
常數項 2.22*** 9.22*** -0.08 0.92 2.11 8.25
(0.74) (6.86) (2.02) (1.86) (1.57) (12.93)
LR chi2 215.71
Log likelihood -774.90
Prob.>chi2 0.00
Pseudo R2 0.12
觀察值 941
注：括號內為標準誤;*, **, ***分別代表系數在0.10, 0.05和0.01的水平上顯著。髙偏好 有行為'是參照組。
184
表 6.18 展示了不同信任主體對有機食品支付意愿與購買行為差距的影響， 與上一節的結果一致，消費者對生產企業的信任會顯著影響有機食品支付意愿與 購買行為差距。消費者對有機食品生產企業的信任程度每提高一個單位， “低偏 好有行為”的概率是“高偏好有行為”的 2.61 倍。購買便利性、環境意識、健康意 識等控制變量也會顯著影響有機食品偏好與購買行為差距，影響效果與上一節的 結果一致。
表 6.18 有機食品穩健性檢驗——經常購買定義為有購買行為
因變量：四種行為
自變量 髙偏好無行為(B1/2) 低偏好有行為(B1/3) 低偏好無行為(B1/4)
系數 幾率比 系數 幾率比 系數 幾率比
監管部門 -0.16 0.85 信任主體
0.26 1.3 -0.36 0.69
(0.31) (0.26) (0.41) (0.53) (0.31) (0.21)
生產企業 0.22 1.25 0.96* 2.61* 0.46 1.58
(0.36) (0.45) (0.49) (1.28) (0.36) (0.57)
種植農戶 -0.08 0.92 -0.46* 0.63 -0.01 0.99
(0.33) (0.30) (0.43) (0.27) (0.33) (0.33)
認證機構 -0.56 0.57 -1.12** 0.33* -0.62* 0.54*
(0.33) (0.19) (0.43) (0.14) (0.33) (0.18)
年齡 -0.02 0.98 個體特征
0.01 1.01 -0.02 0.98
(0.02) (0.02) (0.03) (0.03) (0.02) (0.02)
性別 -0.23 0.79 0.03 1.03 -0.33 0.72
(0.31) (0.25) (0.42) (0.43) (0.31) (0.22)
收入 -0.03 0.97 0.13 1.14 -0.02 0.98
(0.10) (0.10) (0.14) (0.15) (0.10) (0.10)
教育 -0.18 0.84 0.20 1.22 -0.28 0.75
(0.22) (0.19) (0.32) (0.39) (0.22) (0.17)
特定飲食 -0.46 0.63 消費習慣
0.15 1.16 -0.46 0.63
(0.32) (0.20) (0.44) (0.51) (0.32) (0.20)
負責食物購買 -0.48*** 0.62*** 0.2 1.22 -0.43*** 0.65***
(0.16) (0.10) (0.22) (0.27) (0.16) (0.11)
購買進口 有過一兩次 -0.08 0.92 0.22 1.24 -0.36 0.7
(0.52) (0.48) (0.75) (0.93) (0.52) (0.36)
偶爾 -0.11 0.89 0.07 1.07 -0.26 0.77
(0.46) (0.41) (0.66) (0.71) (0.46) (0.35)
經常 -2.05*** 0.13*** -0.39 0.68 -2.31*** 0.10***
(0.52) (0.07) (0.71) (0.48) (0.52) (0.05)
消費者態度
環境意識 1.00***
(0.28) 2.71***
(0.75) -0.19
(0.37) 0.82
(0.30) 0.76***
(0.28) 2.13***
(0.59)
健康意識 -0.55* 0.58* 0.04 1.04 -0.53* 0.59*
(0.29) (0.17) (0.38) (0.39) (0.29) (0.17)
風險感知 0.11 1.12 0.23 1.26 0.23 1.26
(0.17) (0.19) (0.24)
產品評價 (0.30) (0.17) (0.22)
知識 -0.12 0.89 -0.21 0.81 -0.25 0.78
購買便利性 (0.15) (0.13) (0.20) (0.16) (0.15) (0.11)
比較不方便 0.03 1.03 -0.30 0.74 -0.12 0.89
(0.94) (0.97) (1.22) (0.90) (0.94) (0.83)
一般 0.02 1.00 0.05 1.05 -0.02 0.98
(0.90) (0.89) (1.14) (1.19) (0.89) (0.88)
比較方便 -1.47 0.23 -0.73 0.48 -1.69* 0.18*
(0.88) (0.20) (1.12) (0.54) (0.87) (0.16)
非常方便 -1.82* 0.16* -0.55 0.58 -2.05**
(0.95) (0.15) (1.21) (0.70) (0.95) (0.12)
常數項 6.29*** 537.37*** -0.37 0.69 7.48*** 1764.89
LR chi2 (1.64) (878.62) (2.18)
180.01 (1.51) (1.63) (2880.35)
Log likelihood -529.90
Prob.>chi2 0.00
Pseudo R2 0.15
觀察值 941
注：括號內為標準誤;*, **, ***分別代表系數在0.10, 0.05和0.01的水平上顯著。髙偏好 有行為'是參照組。
6.6本章小結
本章重點探究了信任對可持續食品偏好與購買行為差距的影響。具體而言， 將消費者對可持續食品的信任分解為消費者對可持續食品供應鏈中參與主體的 信任，具體包括對監管部門、生產企業、種植農戶和認證機構的信任。對每個主 體的信任分別通過四個維度：能力、公開性、重視度和善意測量。根據消費者可 持續食品支付意愿與實際購買行為之間的關系，將可持續食品偏好與購買行為差 距劃分為四種類型：“髙偏好有行為”、“髙偏好無行為”、“低偏好有行為”和“低偏 好無行為”。這四種行為類型作為因變量，應用多項logit模型分析信任和其他因 素對可持續食品偏好與購買行為差距的影響，得到的主要結論如下：
一是消費者對可持續食品的信任程度越低，出現偏好與購買行為差距的概率
186
越髙。對于綠色食品，消費者對認證機構的信任程度越低，則出現“髙偏好無行 為 ” 的概率越髙。對于有機食品，消費者對生產企業的信任程度越髙，購買有機 食品的概率越髙，即使在對有機食品支付意愿較低的情況下。該結果表明有機食 品可能存在一定的品牌效應，消費者可能對知名企業生產的有機食品信任水平更 髙且購買愿意更強。
二是信任對可持續食品偏好與購買行為差距的影響存在異質性。在女性、年 輕、受教育程度髙和環境意識髙的消費者中，信任對可持續食品偏好與購買行為 差距的影響程度更大。受教育程度髙、環境意識髙的年輕消費者是可持續食品是 潛在購買群體。該結果說明信任在消費者的可持續食品購買決策中起決定性作用。
三是消費習慣會顯著影響消費者的可持續食品偏好與購買行為差距。有特定 飲食計劃的消費者、購買過進口食品的消費者出現偏好與購買行為差距行為的概 率更低。可能的原因是消費者認為可持續食品比普通食品更營養、安全和健康。 因此，重視飲食安全健康的消費者發生支付意愿與購買行為差距的概率更低。
四是消費者的可持續食品知識和可持續食品購買便利性會顯著影響可持續 食品偏好與購買行為差距。可持續食品購買便利性越髙、可持續食品知識越髙的 消費者，出現支付意愿與購買行為差距的概率越低。但是可持續食品知識對偏好 與購買行為差距的影響程度很低，而購買便利性對消費者可持續食品偏好與購買 行為差距的影響起決定性作用。
7結論與啟示
7.1主要結論
近年來，粗放式的傳統農業生產導致的環境污染問題、資源消耗問題日益嚴 峻，于此同時居民食品消費需求結構變化對傳統農業生產提出新的挑戰。綠色可 持續農業生產實踐在一定程度上緩解了這些問題和挑戰。消費者對可持續食品的 接受與認可是開展可持續農業生產實踐的關鍵環節，例如轉基因生產技術，由于 受到消費者的抵制，轉基因三文魚經過 20 年的時間才被允許進入美國零售市場 (Lin et al., 2019)。提髙消費者的可持續食品消費可以增強生產者的可持續食品 生產積極性，推動農業綠色可持續發展。因此，本文從市場需求視角出發，探究 如何提髙消費者的可持續食品消費。具體而言，本文首先分析了我國可持續食品 產業發展概況以及涉農企業可持續食品生產現狀。然后針對可持續食品市場信息 不對稱問題，分別分析了緩解信息不對稱的兩種措施：信息揭示和信號傳遞對消 費者可持續食品偏好的影響。并在此基礎上，進一步分析消費者可持續食品偏好 與購買行為差距。主要研究結論如下：
第一，信息揭示會通過提髙消費者對可持續食品的認知進而提髙消費者的可 持續食品偏好，偏好提髙程度取決于信息揭示的類型。生產信息使消費者對培養 肉的支付意愿提髙了 86.06%，特征信息和混合信息分別使消費者對培養肉的支 付意愿提髙了 80.17%和 81.75%。可持續食品生產信息對消費者可持續食品偏好 的影響程度髙于可持續食品特征信息和可持續食品混合信息(包含生產信息和特 征信息)。可能的原因是現階段中國消費者更關注食品的質量安全，可持續食品 生產信息中包含了可持續食品生產成本髙的信息，可能向消費者傳遞了可持續食 品價格高的信號，而價格被認為是一種質量安全特征(Rao, 2005; Wang et al., 2019)。因此，提供可持續食品生產信息后，消費者對可持續食品的支付意愿有 顯著的提髙且髙于可持續食品特征信息。混合信息(包含生產信息和特征信息) 對消費者可持續食品支付意愿的影響低于生產信息和特征信息，可能的原因是不 同觀點的可持續食品信息情景導致消費者對可持續食品缺乏清晰的認知和判斷， 從而降低了信息的效果。
分消費者群體的異質性分析表明，信息揭示對不同群體消費者可持續食品支
188 付意愿的影響存在顯著差異。具體而言，生產信息對年輕消費者、聽說過培養肉 和愿意購買培養肉的消費者培養肉的支付意愿影響更大；混合信息對年輕消費者、 受教育程度髙的消費者培養肉的支付意愿影響更大，但是對培養肉了解程度髙的 消費者影響更低。
第二，直接的可持續食品特征信號傳遞會增強認證標簽的信號發送功能，提 髙消費者對可持續食品的偏好。認證標簽旨在向消費者傳遞可持續食品在環境保 護以及質量安全方面的特征，但是由于消費者對可持續認證食品和認證標簽缺乏 了解，認證標簽傳遞信號的功能沒有得到有效發揮。如果直接向消費者傳遞可持 續食品的利他特征信號和利己特征信號，會顯著提髙消費者對可持續食品的支付 意愿。具體而言，利己特征信號傳遞使消費者對可持續食品的支付意愿提髙 63% 左右，而利他特征信號傳遞使消費者對可持續食品的支付意愿提髙 34%~48%左 右，混合信號傳遞(包含利己信號和利他信號)對支付意愿的影響低于利己信號 和利他信號。可見中國消費者更加關注食品的質量安全特征，但也愿意為食品的 環境保護特征支付一定的溢價。
分消費者群體的異質性分析表明，信號傳遞對受教育程度髙、收入水平髙、 環境意識髙和健康意識髙的消費者可持續食品支付意愿影響更大。已有研究表明 這些消費的可持續食品購買動機更髙(尹世久等， 2014; Yu et al, 2014; McCarthy et al, 2016; Teng and Lu, 2016)。因此，可能直接明確的可持續食品特征信號傳遞 刺激了消費者的購買動機，從而愿意為可持續食品支付更髙的溢價。
第三，缺乏信任會導致可持續食品偏好與實際購買行為差距。將消費者對可 持續食品的信任進一步分解為對可持續食品供應鏈中參與主體的信任，得到的結 論是消費者對綠色食品認證機構的信任程度越低，在綠色食品消費中出現綠色食 品偏好與購買行為差距的概率更髙。消費者對有機食品生產企業的信任程度越髙， 購買有機食品的概率會更髙。
分消費者群體的異質性分析表明，在女性消費者、年輕消費者、受教育程度 髙和環境意識髙消費者的可持續食品消費中，信任對偏好與購買行為差距的影響 更大。已有研究表明女性消費者、年輕消費者、受教育程度髙和環境意識髙的消 費者對可持續食品的潛在購買群體，對可持續食品有較高的支付意愿(McCarthy et al, 2016; Teng and Lu, 2016)。該結論表明消費者對可持續食品的信任是影響可
189
持續食品購買決策的關鍵因素。
其他因素，如較低的可持續食品購買便利性也會導致偏好與購買行為差距的 現象，可能的原因是可持續食品價格相比普通食品更髙，消費者不愿意再花費更 多的時間成本購買可持續食品。消費者的可持續食品知識越髙，可持續食品消費 中出現偏好與購買行為差距的概率越低。對食品質量安全、營養更加重視的消費 者（如近期有膳食營養計劃、購買過進口食品），可持續食品消費中出現偏好與 購買行為差距的概率也更低。
7.2政策啟示
農業綠色可持續發展是生態文明建設的重要組成部分、是全面推進鄉村振興 的必然選擇，也是滿足人民對優質農產品需求的迫切要求。《“十四五”全國農業 綠色發展規劃》明確提出農業綠色可持續發展要以市場為主導，提髙可持續食品 的市場認可度、引導居民消費可持續食品。針對本研究的結論，對提髙消費者的 可持續食品消費，有如下啟示：
第一，加強可持續食品宣傳、教育，提髙消費者可持續食品認知。和已有研 究結論一致，本文發現消費者對可持續食品的認知水平低（王二朋和周應恒，2011； 王志剛等， 2013；徐文成等， 2017; Gao et al., 2020），較低的可持續食品認知水 平導致消費者對可持續食品的偏好不髙。提供可持續食品信息可以通過增加消費 者對可持續食品認知進而提髙消費者對可持續食品的偏好。因此，政府應該加強 對可持續食品的宣傳教育，可以通過專題教育培訓、網絡（如微信公眾號）、電 視、媒體報道等方式傳遞可持續食品相關信息。對于可持續食品生產經營者，應 該加強可持續食品的宣傳推廣，如通過廣告的方式向消費者傳遞可持續食品的信 息，建立可持續食品品牌，提髙可持續食品的市場認可度。對于宣傳教育的內容， 本文第四章研究表明可持續食品生產信息對消費者支付意愿的影響程度最大，因 此，相關主體在進行可持續食品信息宣傳推廣時，應該更多的揭示可持續食品生 產過程相關信息，使可持續食品生產過程透明化和公開化，增強消費者對可持續 食品質量安全感知。雖然可持續食品具有環境保護的特征，但是可持續食品的環 境保護特征信息對消費者可持續食品偏好的影響很小。因此，在可持續食品宣傳 教育推廣中，應該重點揭示表明可持續食品質量安全特征的相關信息， 特別是對
190
于新型可持續食品，向消費者傳遞質量安全特征尤為重要，否則消費者會質疑可 持續食品的質量安全，從而對可持續食品產生消極的態度。
第二，增強可持續食品認證標識的信號傳遞功能，引導消費者可持續食品消 費。可持續食品認證標識旨在向消費者傳遞可持續食品的質量安全特征和環境保 護特征。但由于消費者對可持續食品缺乏認知，可持續食品認證標識的信號傳遞 功能沒有得到充分發揮。第五章實證研究表明，直接告知消費者可持續食品特征 信號可以增強可持續認證標識的作用。因此，可以通過冗余標簽( redundant label) 的形式直接傳遞可持續食品特征信息，使消費者更直觀的感知可持續食品特征。 另一方面，生產經營者在宣傳過程中應該突出可持續食品認證標識，加深消費者 對可持續認證標識的印象。此外，第五章的實證結果表明可持續食品利己特征信 息對支付意愿的影響程度更大，因此，在可持續食品相關信號傳遞的過程，應該 讓消費者更多的感知和接收可持續食品質量安全的特征信號，從而引導和提髙消 費者選擇可持續食品。
第三，完善可持續食品認證標準化體系建設，提髙消費者信任水平。與已有 研究結論一致，本文發現中國消費者對可持續食品的信任水平低(尹世久等，2017； 李文瑛等， 2018)。進一步測量消費者對可持續食品供應鏈中參與主體的信任： 種植農戶、生產企業、認證機構和監管機構，發現消費者對種植農戶的信任水平 最低，對監管機構的信任水平最髙。說明消費者重視可持續食品生產過程相關信 息，因此可以通過技術手段如可追溯技術、區塊鏈技術和信息技術等建立消費者 可查詢的可持續食品生產信息系統。第六章實證研究表明，消費者對綠色食品認 證機構信任水平越髙，購買綠色食品的概率越大。我國綠色食品認證由綠色食品 發展中心負責，相比第三方機構認證，消費者對政府認證的食品信任程度更髙。 因此，政府應該積極參與和引導可持續食品供應鏈中各環節工作，如加強對各環 節的監督管理、及時公布和披露生產各環節的相關信息。消費者對有機食品生產 企業的信任越髙，購買有機食品的概率越髙。相比綠色食品，消費者對有機食品 的了解程度和熟悉度更低，有機食品購買決策中，消費者可能會綜合考慮有機食 品生產企業的知名度和信譽來決定有機食品的選擇。因此，生產者可以通過增強 企業形象和提髙企業信譽的方式增強消費者信任。綜上所述，應該進一步建立和 完善可持續食品監督管理體系，使可持續食品供應鏈中各環節主體的活動更加透
191 明化和公開化，通過增強消費者對可持續食品生產供應鏈中參與主體的信任，從 而提高消費者對可持續食品的信任。
第四，制定針對目標群體的可持續食品宣傳策略和營銷策略，建立消費示范 帶動效應。本文研究發現，信息揭示和信號傳遞對消費者可持續食品偏好的影響 具有異質性。具體而言，年輕消費者、受教育程度高、收入高、健康意識高和環 保意識高的消費者對可持續食品信息的敏感程度更高。因此，可持續食品宣傳推 廣、營銷可以首先針對這些群體。通過提高這些群體的可持續食品消費，以逐漸 引導和帶動其他消費者的可持續食品消費。此外，本文研究發現可持續食品較低 的購買便利性阻礙了消費者可持續食品購買。因此，通過拓寬可持續食品營銷渠 道，提高可持續食品的購買便利性和可及性也是推動消費者可持續食品消費的重 要策略之一，如在批發市場、超市、電商平臺等設立可持續食品銷售專區。
192
參考文獻
[1]Aertsens, J., Mondelaers, K., Verbeke, W., Buysse, J., & Van Huylenbroeck, G. The influence of subjective and objective knowledge on attitude, motivations and consumption of organic food. British food journal, 2011, 113 (11), 1353 1378.
[2]Auger, P., T. M. Devinney, J. J. Louviere & Burke, P. F. The importance of social product attributes in consumer purchasing decisions: A multi-country comparative study. International Business Review, 2010, 19(2), 140-159.
[3]Aertsens, J., Verbeke, W., Mondelaers, K., & Huylenbroeck, G.V. Personal determinants of organic food consumption: a review. British Food Journal, 2009, 111, 1140-1167.
[4]Afriat, S. N. The construction of utility functions from expenditure data. International economic review, 1967, 8(1), 67-77.
[5]Ajzen, I. The theory of planned behavior. Organizational Behavior and Human Decision Processes, 1991, 50, 179-211.
[6]Ajzen, I., & Fishbein, M. Attitudinal and normative variables as predictors of specific behaviors. Journal of Personality and Social Psychology, 1973, 27(1), 41-57.
[7]Akerlof, G.A. The market for “lemons”: Quality uncertainty and the market mechanism. Quarterly Journal of Economics, 1970, 84, 488-500.
[8]Andrews, J. C., Netemeyer, R. G., Kees, J., & Burton, S. How graphic visual health warnings affect young smokers' thoughts of quitting. Journal of Marketing Research, 2014, 51(2), 165-183.
[9]Aoki, K., Akai, K., & Ujiie, K. A choice experiment to compare preferences for rice in Thailand and Japan: The impact of origin, sustainability, and taste. Food Quality and Preference, 2017, 56, 274-284.
[10]Aschemann-Witzel, J., & Niebuhr Aagaard, E. M. Elaborating on the attitude behaviour gap regarding organic products: young D anish consumers and in store food choice. International Journal of Consumer Studies, 2014, 38(5), 550
193
558.
[11]Asif, M., Xuhui, W., Nasiri, A., & Ayyub, S. Determinant factors influencing organic food purchase intention and the moderating role of awareness: A comparative analysis. Food Quality and Preference, 2018, 63, 144-150.
[12]Asioli, D., Aschemann-Witzel, J., & Nayga Jr, R. M. J. Sustainability-related food labels. Annual Review of Resource Economics, 2020, 12,1941-1340
[13]Bachmann, R., & Inkpen, A. C. Understanding institutional-based trust building processes in inter-organizational relationships. Organization Studies, 2011, 32(2), 281-301.
[14]Baker, S., Thompson, K. E., Engelken, J., & Huntley, K. Mapping the values driving organic food choice. European journal of marketing, 2004, 38(8), 995 1012.
[15]Balcombe, K., Chalak, A., & Fraser, I. Model selection for the mixed logit with Bayesian estimation. Journal of Environmental Economics and Management, 2009, 57(2), 226-237.
[16]Bekker, G. A., Fischer, A. R., Tobi, H., & van Trijp, H. C. Explicit and implicit attitude toward an emerging food technology: The case of cultured meat. Appetite, 2017, 108, 245-254.
[17]Bigelow, D. P., Ifft, J., & Kuethe, T. Following the Market? Hedonic Farmland Valuation Using Sales Prices versus Self-reported Values. Land Economics, 2020, 96(3), 418-440.
[18]Bonny, S. P., Gardner, G. E., Pethick, D. W., & Hocquette, J. F. What is artificial meat and what does it mean for the future of the meat industry?. Journal of Integrative Agriculture, 2015, 14(2), 255-263.
[19]Bougherara, D., & Combris, P. Eco-labelled food products: what are consumers paying for?. European review of agricultural economics, 2009, 36(3), 321-341.
[20]Bravo, C.P. Assessing determinants of organic food consumption using data from the German National Nutrition Survey II. Food Quality and Preference, 2013, 28, 60-70.
[21]Britwum, K., & Yiannaka, A. Consumer willingness to pay for food safety interventions: The role of message framing and issue involvement. Food Policy, 2019, 86, 101726.
[22]Brooks, K., Lusk, J.L. Stated and revealed preferences for organic and cloned milk: Combining choice experiment and scanner data. American Journal of Agricultural Economics, 2010, 92, 1229-1241.
[23]Brown, L. R. Building a sustainable society. New York: W. W. Norton, 1981.
[24]Bryant, C., & Barnett, J. Consumer acceptance of cultured meat: an updated review (2018-2020). Applied Sciences, 2020, 10(15), 5201.
[25]Bryant, C., & Dillard, C. The impact of framing on acceptance of cultured meat. Frontiers in Nutrition, 2019, 6, 103-112.
[26]Bryant, C., Szejda, K., Parekh, N., Desphande, V., & Tse, B. A survey of consumer perceptions of plant-based and clean meat in the USA, India, and China. Frontiers in Sustainable Food Systems, 2019, 3, 11.
[27]Bryla, P. Organic food consumption in Poland: Motives and barriers. Appetite, 2016, 105, 737-746.
[28]Bryla, P. Organic food online shopping in Poland. British Food Journal, 2018, 120(5), 1015-1027.
[29]Cao, Y. J., Cranfield, J., Chen, C., & Widowski, T. Heterogeneous informational and attitudinal impacts on consumer preferences for eggs from welfare enhanced cage systems. Food Policy, 2020,101979.
[30]Carlsson, F., Frykblom, P., & Lagerkvist, C. J. Consumer willingness to pay for farm animal welfare: Mobile abattoirs versus transportation to slaughter. European Review of Agricultural Economics, 2007, 34(3), 321-344.
[31]Cason, T. N., and S.Y. Wu. Subject pools and deception in agricultural and resource economics experiments, Environmental and resource economics. 2019, 73(3):743-758.
[32]Chekima, B., Chekima, K., & Chekima, K. Understanding factors underlying actual consumption of organic food: The moderating effect of future
195
orientation. Food Quality and Preference, 2019, 74, 49-58.
[33]Chen, M. F. Consumer attitudes and purchase intentions in relation to organic foods in Taiwan: Moderating effects of food-related personality traits. Food Quality and preference, 2007, 18(7), 1008-1021.
[34]Chen, M. F. Attitude toward organic foods among Taiwanese as related to health consciousness, environmental attitudes, and the mediating effects of a healthy lifestyle. British Food Journal, 2009, 111 (2), 165-78.
[35]Chen, M., Wang, Y., Yin, S., Hu, W., & Han, F. Chinese consumer trust and preferences for organic labels from different regions. British Food Journal, 2019, 121(7), 1521-1535.
[36]Chen, W.P. The effects of different types of trust on consumer perceptions of food safety: An empirical study of consumers in Beijing Municipality, China. China Agricultural Economic Review, 2013, (5) 1, 43-65.
[37]Chinnici, G., D'Amico, M., & Pecorino, B. A multivariate statistical analysis on the consumers of organic products. British Food Journal, 2002, 104(3), 187— 199.
[38]Chriki, S., & Hocquette, J. F. The myth of cultured meat: a review. Frontiers in nutrition, 2020, 7, 7.
[39]Chryssohoidis, G. M., & Krystallis, A. Organic consumers' personal values research: Testing and validating the list of values (LOV) scale and implementing a value-based segmentation task. Food Quality and Preference, 2005, 16(7), 585-599.
[40]Court. Hedonic Price indexes with automotive examples in the dynamics of automobile demand, General Motors, New York, 1939, 98-119.
[41]Cox, D. N., & Evans, G. Construction and validation of a psychometric scale to measure consumers' fears of novel food technologies: The food technology neophobia scale. Food quality and preference, 2008, 19(8), 704-710.
[42]Cummings, R. G., & Taylor, L. O. Unbiased value estimates for environmental goods: a cheap talk design for the contingent valuation method. American
economic review, 1999, 89(3), 649-665.
[43]Duffy, B., Smith, K., Terhanian,G. & Bremer,J. Comparing data from online and face-to face surveys. International Journal of Market Research, 2005, 47(6), 615-639.
[44]Dahlhausen, J.L., Rungie, C., & Roosen, J. Value of labeling credence attributes-common structures and individual preferences. Agricultural Economics. 2018, 49, 741-751.
[45]De Jonge, J., Van Trijp, H., Jan Renes, R., & Frewer, L. Understanding consumer confidence in the safety of food: Its two-dimensional structure and determinants. Risk Analysis: An International Journal, 2007, 27(3), 729-740.
[46]De Magistris, T., & Gracia, A. The decision to buy organic food products in Southern Italy. British food journal, 2008, 110 (9), 929-947.
[47]De Marchi, E., Caputo, V., Nayga Jr Jr, R. M., & Banterle, A. Time preferences and food choices: Evidence from a choice experiment. Food Policy, 2016, 62, 99-109.
[48]Deci, E. L., & Ryan, R. M. Psychological inquiry, 2000, 11(4), 227-268.
[49]De-Magistris, T., Gracia, A., & Nayga Jr, R.M. On the Use of Honesty Priming Tasks to Mitigate Hypothetical Bias in Choice Experiments. American Journal of Agricultural Economics, 2013, 95, 1136-54.
[50]Ditlevsen, K., Sand0e, P., & Lassen, J. Healthy food is nutritious, but organic food is healthy because it is pure: The negotiation of healthy food choices by Danish consumers of organic food. Food Quality and Preference, 2019, 71, 46 53.
[51]Douglass, G.K. Agricultural Sustainability in a Changing World Order. Westview Press, Boulder CO, 1984, 282.
[52]Dowsett, E., Semmler, C., Bray, H., Ankeny, R. A., & Chur-Hansen, A. Neutralising the meat paradox: Cognitive dissonance, gender, and eating animals. Appetite, 2018,123, 280-288.
[53]Dunlap, R., & Jones, R. Environmental concern: Conceptual and measurement
197
issues. In R.Dunlap, & W. Michelson (Eds.). Handbook of environmental sociology. London: Greenwood, 2002.
[54]Dupont, J., & Fiebelkorn, F. Attitudes and acceptance of young people toward the consumption of insects and cultured meat in Germany. Food Quality and Preference, 2020,103983.
[55]Nunnally, J.C. Psychometric Theory, second edition. McGraw-Hill, New York. 1978.
[56]Eibl, R., Senn, Y., Gubser, G., Jossen, V., van den Bos, C., & Eibl, D. Cellular Agriculture: Opportunities and Challenges. Annual Review of Food Science and Technology, 2021, 12, 51-73.
[57]Ellison, B., Brooks, K., & Mieno, T. Which livestock production claims matter most to consumers?. Agriculture and Human Values, 2017, 34(4), 819-831.
[58]Emsley, J. Going one better than nature?. Nature, 2001,410, 633-634.
[59]Faber, I., Castellanos-Feijod, N. A., Van de Sompel, L., Davydova, A., & Perez- Cueto, F. J. Attitudes and knowledge towards plant-based diets of young adults across four European countries, Exploratory survey. Appetite, 2020, 145, 104498.
[60]Fang, D., Nayga Jr, R. M., West, G. H., Bazzani, C., Yang, W., Lok, B. C., Levy, C.E., & Snell, H. A. On the Use of Virtual Reality in Mitigating Hypothetical Bias in Choice Experiments. American Journal of Agricultural Economics, 2021, 103(1), 142-161.
[61]Ferrini, S., & Scarpa, R. Designs with a priori information for nonmarket valuation with choice experiments: A Monte Carlo study. Journal of environmental economics and management, 2007, 53(3), 342-363.
[62]Fillion, L., & Arazi, S. Does organic food taste better? A claim substantiation approach. Nutrition & Food Science, 2002, 32(4), 153-157.
[63]Fotopoulos, C., & Krystallis, A. Purchasing motives and profile of the Greek organic consumer: a countrywide survey. British food journal, 2002,104 (3), 232-60.
[64]Franciosi, R., Isaac, R. M., Pingry, D. E., & Reynolds, S. S. An experimental investigation of the Hahn-Noll revenue neutral auction for emissions licenses. Journal of Environmental Economics and Management, 1993, 24(1), 1-24.
[65]Frank, P., & Brock, C. Bridging the intention-behavior gap among organic grocery customers: The crucial role of point-of-sale information. Psychology & Marketing, 2018, 35(8), 586-602.
[66]Frewer, L. J., Howard, C., Hedderley, D., & Shepherd, R. What determines trust in information about food-related risks? Underlying psychological constructs. Risk analysis, 1996, 16(4), 473-486.
[67]Furnham, A., & Boo, H. C. A literature review of the anchoring effect. The journal of socio-economics, 2011, 40(1), 35-42.
[68]Ganesan, S. Determinants of long-term orientation in buyer-seller relationships. Journal of marketing, 1994, 58(2), 1-19.
[69]Gao, Z., & Schroeder, T. C. Effects of label information on consumer willingness-to-pay for food attributes. American Journal of Agricultural Economics, 2009，91(3), 795-809.
[70]Gao, Z., Li, C., Bai, J., & Fu, J. Chinese consumer quality perception and preference of sustainable milk, China Economic Review, 2020, 59 (1), 100939.
[71]Gelo, D., & Koch, S. F. Contingent valuation of community forestry programs in Ethiopia: Controlling for preference anomalies in double-bounded CVM. Ecological Economics, 2015, 114, 79-89.
[72]Gleim, M., & Lawson, S. Spanning the gap: An examination of the factors leading to the green gap. Journal of Consumer Marketing, 2014, 31(6), 503 514.
[73]Godfray, H. C. J., Beddington, J. R., Crute, I. R., Haddad, L., Lawrence, D., Muir, J., Pretty,J., Robinson, S., Thomas, S.M., & Toulmin, C. Food security: the challenge of feeding 9 billion people. Science, 2010, 327(5967), 812-818.
[74]Gomez-Luciano, C. A., de Aguiar, L. K., Vriesekoop, F., & Urbano, B.
199
Consumers' willingness to purchase three alternatives to meat proteins in the United Kingdom, Spain, Brazil and the Dominican Republic. Food quality and preference, 2019, 78, 103732.
[75]Goodman, A. C. Hedonic prices, price indices and housing markets. Journal of urban economics, 1978, 5(4), 471-484.
[76]Gracia, A., & de Magistris, T. The demand for organic foods in the South of Italy: A discrete choice model. Food policy, 2008, 33(5), 386-396.
[77]Grunert, K. G., Hieke, S., & Wills, J. Sustainability labels on food products: Consumer motivation, understanding and use. Food Policy, 2014, 44, 177-189.
[78]Grunert, K. G., Sonntag, W. I., Glanz-Chanos, V., & Forum, S. Consumer interest in environmental impact, safety, health and animal welfare aspects of modern pig production: Results of a cross-national choice experiment. Meat science, 2018,137, 123-129.
[79]Gustavsen, G. W., & Hegnes, A. W. Individuals' personality and consumption of organic food. Journal of Cleaner Production, 2020, 245, 118772.
[80]Gao, Z., House, L.A., & Xie, J. Online survey data quality and its implication for willingness-to-pay: a cross-country comparison. Canadian Journal of Agricultural Economics, 2016, 64(2), 199-221.
[81]Griffis, S. E., Goldsby, T. J. & Cooper, M. Web-based and mail surveys: A comparison of response, data, and cost. Journal of Business Logistics, 2003, 24 (2), 237-258.
[82]Heckman, J.J., Hidehiko, I., & Petra, E.T. Matching as an econometric evaluation estimator: Evidence from evaluating a job training program. The Review of Economic Studies, 1997, 64(4), 605-654.
[83]Hanemann, W.M.Discrete/Continuous Models of Consumer Demand. Econometrica, 1984, 52, 541-561.
[84]Hansen, T., S0rensen, M. I., & Eriksen, M. L. R. How the interplay between consumer motivations and values influences organic food identity and behavior. Food Policy, 2018, 74, 39-52.
[85]Hart, P., & Saunders, C. Power and trust: critical factors in the adoption and use of electronic data interchange, Organization Science, 1997, 8 (1), 23-42.
[86]Hartmann, M., Klink, J., & Simons, J. Cause related marketing in the German retail sector: Exploring the role of consumers' trust. Food Policy, 2015, 52, 108-114.
[87]Hashem, S., Migliore, G., Schifani, G., Schimmenti, E., & Padel, S. Motives for buying local, organic food through English box schemes. British Food Journal, 2018, 120(7), 1600-1614.
[88]Hemmerling, S., Hamm, U., & Spiller, A. Consumption behavior regarding organic food from a marketing perspective—a literature review. Organic Agriculture, 2015, 5(4), 277-313.
[89]Hensher, D.A., Rose, J.M., & Greene, W.H. Applied Choice Analysis, second edition. Cambridge University Press, 2015.
[90]Hovhannisyan, V., & Shanoyan, A. An Empirical Analysis of the Welfare Consequences of Rising Food Prices in Urban China: The Easi Approach, Applied Economic Perspectives and Policy, 2019, 42(4), 796-814.
[91]Hovland, C. I., Janis, I. L., & Kelley, H. H. Communication and Persuasion. Psychological Issues of Opinion Change. New Haven: Yale University Press, 1953.
[92]Hughner, R. S., McDonagh, P., Prothero, A., Shultz, C. J., & Stanton, J. Who are organic food consumers? A compilation and review of why people purchase organic food. Journal of Consumer Behaviour, 2007, 6, 94-110.
[93]Iyer, A., Webster, J., Hornsey, M. J., & Vanman, E. J. Understanding the power of the picture: The effect of image content on emotional and political responses to terrorism. Journal of Applied Social Psychology, 2014, 44(7), 511-521.
[94]Jager, A. K., & Weber, A. Can you believe it? The effects of benefit type versus construal level on advertisement credibility and purchase intention for organic food. Journal of Cleaner Production, 2020, 257, 120543.
[95]Janssen, M. Determinants of organic food purchases: Evidence from household
201
panel data. Food Quality and Preference, 2018, 68, 19-28.
[96]Jayanti, R. K., & Burns, A. C. The antecedents of preventive health care behavior: An empirical study. Journal of the Academy of Marketing Science, 1998, 26(1), 6-15.
[97]Jin, H. J., & Han, D. H. Interaction between message framing and consumers' prior subjective knowledge regarding food safety issues. Food Policy, 2014, 44, 95-102.
[98]Jin, J., He, R., Wang, W., & Gong, H. Valuing cultivated land protection: A contingent valuation and choice experiment study in China. Land use policy, 2018, 74, 214-219.
[99]Jin, S., Li, H., & Li, Y. Preferences of Chinese consumers for the attributes of fresh produce portfolios in an e-commerce environment. British Food Journal, 2017, 119(4), 817-829.
[100]Johnson, F. R., Lancsar, E., Marshall, D., Kilambi, V, Muhlbacher, A., Regier, D. A., Bresnahan, B.W., Kannine, B., & Bridges, J. F. Constructing experimental designs for discrete-choice experiments: report of the ISPOR conjoint analysis experimental design good research practices task force. Value in health, 2013, 16(1), 3-13.
[101]Jungermann, H., Pfister, H. R., & Fischer, K. Credibility, information preferences, and information interests. Risk Analysis, 1996, 16(2), 251-261.
[102]Kareklas, I., Carlson, J. R., & Muehling, D. D. “I eat organic for my benefit and yours”: Egoistic and altruistic considerations for purchasing organic food and their implications for advertising strategists. Journal of advertising, 2014, 43(1), 18-32.
[103]Katt, F., & Meixner, O. A systematic review of drivers influencing consumer willingness to pay for organic food. Trends in Food Science & Technology, 2020, 100,374-388.
[104]Kihlberg, I., & Risvik, E. Consumers of organic foods-value segments and liking of bread. Food quality and preference, 2007, 18(3), 471-481.
[105]Kilders, V., Caputo, V., & Liverpool-Tasie, L.S.O. Consumer Ethnocentric Behavior and Food Choices in Developing Countries: The Case of Nigeria. Food Policy, 2021, 99, 101973.
[106]Kraft, F. B., & Goodell, P. Identifying the Health Conscious Consumer. Journal of Health Care Marketing, 1993, 13, 18-25.
[107]Kramer, R.M. Trust and distrust in organizations: emerging perspectives, enduring questions. Annual Review of Psychology, 1999, 50 (1), 569-598.
[108]Krinsky, I., & Robb, A.L. On approximating the statistical properties of elasticities. The Review of Economics and Statistics, 1986, 68 (4), 715-719.
[109]Krystallis, A., & Chryssohoidis, G. Consumers' willingness to pay for organic food: Factors that affect it and variation per organic product type. British Food Journal, 2005, 107(5), 320-343.
[110]Kushwah, S., Dhir, A., & Sagar, M. Ethical consumption intentions and choice behavior towards organic food. Moderation role of buying and environmental concerns. Journal of Cleaner Production, 2019b, 236, 117519.
[111]Kushwah, S., Dhir, A., Sagar, M., & Gupta. Determinants of organic food consumption. A systematic literature review on motives and barriers. Appetite, 2019a, 143, 104402.
[112]Lancaster, K.J. A New Approach to Consumer Theory. Journal of Political Economy, 1966, 74, 132-157.
[113]Lang, J.T., & Hallman, W.K. Who Does the Public Trust? The Case of Genetically Modified Food in the United States. Risk Analysis, 2005, (25) 5, 1241-1252.
[114]Lassoued, R., & Hobbs, J. E. Consumer confidence in credence attributes: The role of brand trust. Food Policy, 2015, 52, 99-107.
[115]Lea, E., & Worsley, T. Australians' organic food beliefs, demographics and values. British Food Journal, 2005, 107(11), 855-869.
[116]Lease, H. J., MacDonald, D. H., & Cox, D. N. Consumers' acceptance of recycled water in meat products: The influence of tasting, attitudes and values
203
on hedonic and emotional reactions. Food quality and preference, 2014, 37, 35 44.
[117]Lillywhite, J. M., Al-Oun, M., & Simonsen, J. E. Examining organic food purchases and preferences within Jordan. Journal of International Food & Agribusiness Marketing, 2013, 25(2), 103-121.
[118]Lin, P. C., & Huang, Y. H. The influence factors on choice behavior regarding green products based on the theory of consumption values. Journal of Cleaner Production, 2012, 22(1), 11-18.
[119]Lin, W., Ortega, D. L., Caputo, V., & Lusk, J. L. Personality traits and consumer acceptance of controversial food technology: A cross-country investigation of genetically modified animal products. Food Quality and Preference, 2019, 76, 10-19.
[120]Lin,W., Ortega,D.L., Ufer,D., Caputo,V.,& Awokuse,T. Blockchain-based traceability and demand for U.S. beef in China. Applied Economic Perspectives and Policy, 2020.
[121]List, J. A. Do explicit warnings eliminate the hypothetical bias in elicitation procedures? Evidence from field auctions for sportscards. American Economic Review, 2001, 91(5), 1498-1507.
[122]Liu, R., Gao, Z., Snell, H. A., & Ma, H. Food safety concerns and consumer preferences for food safety attributes: Evidence from China. Food Control, 2020b, 112, 107157.
[123]Liu, R.D., Pieniak, Z., & Verbeke, W. Consumers' attitudes and behavior towards safe food in China: A review. Food Control, 2013, 33, 93-104.
[124]Liu, T., Hu, W., Song, Y., & Zhang, A. Exploring spillover effects of ecological lands: A spatial multilevel hedonic price model of the housing market in Wuhan, China. Ecological Economics, 2020a, 170, 106568.
[125]Loureiro, M.L., McCluskey, J.J., Mittelhammer, R.C. Assessing consumer preferences for organic, eco-labeled, and regular apples. Journal of Agricultural and Resource Economics, 2001, 26, 404-416.
[126]Louviere, J.J., Hensher, D.A., & Swait, J.D. Stated Choice Methods: Analysis and Applications. Cambridge University Press, Cambridge, 2000.
[127]Lusk J. L., Feldkamp T., & Schroeder, T. C. Experimental auction procedure: impact on valuation of quality differentiated goods. American Journal of Agricultural Economics, 2004, 86(2), 389-405.
[128]Lusk, J. L., & Shogren, J. F. Experimental Auctions: Methods and Applications in Economic and Marketing Research. Cambridge, UK: Cambridge University Press, 2007.
[129]Lusk, J. L., & Coble, K. H. Risk perceptions, risk preference, and acceptance of risky food. American Journal of Agricultural Economics, 2005, 87(2), 393 405.
[130]Lusk, J. L., & Hudson, D. Willingness-to-pay estimates and their relevance to agribusiness decision making. Applied Economic Perspectives and Policy, 2004, 26(2), 152-169.
[131]Lusk, J. L., & Schroeder, T. C. Are choice experiments incentive compatible? A test with quality differentiated beef steaks. American Journal of Agricultural Economics, 2004, 86(2), 467-482.
[132]Lusk, J. L., Norwood, F. B., & Pruitt, J. R. Consumer demand for a ban on antibiotic drug use in pork production. American Journal of Agricultural Economics, 2006, 88(4), 1015-1033.
[133]Marta-Pedroso, C., Freitas, H., & Domingos, T. Testing for the survey mode effect on contingent valuation data quality: a case study of web based versus in-person interviews.Ecological Economics, 2007, 62, 388-398.
[134]Macready, A.L., Hieke, S., Klimczuk-Kochanska, M., Szumia 1, S., Vranken, L., & Grunert, K.G. Consumer trust in the food value chain and its impact on consumer confidence: a model for assessing consumer trust and evidence from a 5-country study in Europe, Food Policy, 2020, 101880
[135]Mader, P., Fliessbach, A., Dubois, D., Gunst, L., Fried, P., & Niggli, U. Soil fertility and biodiversity in organic farming. Science, 2002, 296(5573), 1694
205
1697.
[136]Magistris, T.D., & Gracia, A. The decision to buy organic food products in Southern Italy, British Food Journal, 2008, 110(9), 929-947.
[137]Makridakis, T., & Karkalakos, S. Spatial hedonic models for environmental hazards and health outcomes. Applied Economics, 2020, 52(35), 3830-3841.
[138]Mancini, M. C., & Antonioli, F. Exploring consumers' attitude towards cultured meat in Italy. Meat science, 2019, 150, 101-110.
[139]Maria, F.H., Martin, H., & Ludvig, W. Intentions to buy “organic” not manifested in practice. British Food Journal, 2014, 116 (5), 872-887.
[140]McCarthy, B., Liu, H. B., & Chen, T. Z. Innovations in the agro-food system: Adoption of certified organic food and green food by Chinese consumers. British Food Journal, 2016, 118, 1334-1349.
[141]McCrae, R.R., & Costa, P.T. Personality in Adulthood Second Edition A Five- Factor Theory Perspective, second ed. Guilford Publications, 2003.
[142]McEvily, B., Radzevick, J. R., & Weber, R. A. Whom do you distrust and how much does it cost? An experiment on the measurement of trust. Games and Economic Behavior, 2012, 74(1), 285-298.
[143]McFadden, B. R., & Lusk, J. L. Cognitive biases in the assimilation of scientific information on global warming and genetically modified food. Food Policy, 2015, 54, 35-43.
[144]McFadden, D. Conditional logit analysis of qualitative choice behavior. In P. Zarembka (Ed.), Frontiers in econometrics, New York: Academic Press, 1974.
[145]McFadden, J. R., & Huffman, W. E. Willingness-to-pay for natural, organic, and conventional foods: The effects of information and meaningful labels. Food Policy, 2017, 68, 214-232.
[146]Metlay, D. Institutional trust and confidence: A journey into a conceptual quagmire. London: Routledg (1st Edition), 1999, 100-116.
[147]Milgrom, P. R., & Weber, R. J. A theory of auctions and competitive bidding. Econometrica, 1982, 50(5), 1089-1122.
[148]Moore, M. R., Doubek, J. P., Xu, H., & Cardinale, B. J. Hedonic Price Estimates of Lake Water Quality: Valued Attribute, Instrumental Variables, and Ecological-Economic Benefits. Ecological Economics, 2020,176, 106692.
[149]Morgan, R. M., & Hunt, S. D. The commitment-trust theory of relationship marketing, Journal of Marketing, 1994, 58 (3), 20-38.
[150]Moser, A.K. Thinking green, buying green? Drivers of pro-environmental purchasing behavior. Journal of Consumer Marketing, 2015, 32 (3), 167-175.
[151]My, N. H., Demont, M., Van Loo, E. J., de Guia, A., Rutsaert, P., Tuan, T. H., & Verbeke, W. What is the value of sustainably-produced rice? Consumer evidence from experimental auctions in Vietnam. Food Policy, 2018, 79, 283 296.
[152]Nepal, M., Rai, R. K., Khadayat, M. S., & Somanathan, E. Value of cleaner neighborhoods: Application of hedonic price model in low income context. World Development, 2020, 131, 104965.
[153]Nguyen, H. V., Nguyen, C. H., & Hoang, T. T. B. Green consumption: Closing the i ntention-behavi or gap. Sustainable Development, 2019, 27(1), 118-129.
[154]Nosi, C., Zollo, L., Rialti, R., & Ciappei, C. Sustainable consumption in organic food buying behavior: the case of quinoa. British Food Journal, 2020, 122(3), 976-994.
[155]Nunnally, J.C. Psychometric Theory, second edition. McGraw-Hill, New York, 1978.
[156]Nuttavuthisit, K., & Th0gersen, J. The importance of consumer trust for the emergence of a market for green products: The case of organic food. Journal of business ethics, 2017, 140(2), 323-337.
[157]Padel, S., & Foster, C. Exploring the gap between attitudes and behaviour - understanding why consumers buy or do not buy organic food. British Food Journal, 2005, 107 (8), 606-625.
[158]Padilla Bravo, C., Cordts, A., Schulze, B., & Spiller, A. Assessing determinants of organic food consumption using data from the German National Nutrition
207
Survey II. Food Quality and Preference, 2013, 28(1), 60-70.
[159]Pappalardo, G., & Lusk, J. L. The role of beliefs in purchasing process of functional foods. Food quality and preference, 2016, 53, 151-158.
[160]Paul, J., & Rana, J. Consumer behavior and purchase intention for organic food. Journal of Consumer Marketing, 2012, 29(6), 412-422.
[161]Pliner, P., & Hobden, K. Development of a scale to measure the trait of food 323 neophobia in humans. Appetite, 1992, 19(2), 105-120.
[162]Poe, G. L., Giraud, K. L., & Loomis, J. B. Computational methods for measuring the difference of empirical distributions. American Journal of Agricultural Economics, 2005, 87(2), 353-365.
[163]Poortinga, W., & Pidgeon, N. F. Exploring the dimensionality of trust in risk regulation. Risk Analysis, 2003, 23(5), 961-972.
[164]Post, M. J. Cultured meat from stem cells: Challenges and prospects. Meat science, 2012, 92(3), 297-301.
[165]Post, M. J., Levenberg, S., Kaplan, D. L., Genovese, N., Fu, J., Bryant, C. J., Negowetti, N., Verzijden, K., & Moutsatsou, P. Scientific, sustainability and regulatory challenges of cultured meat. Nature Food, 2020, 1(7), 403-415.
[166]Puska, P., Kurki, S., Lahdesmaki, M., Siltaoja, M., & Luomala, H. Sweet taste of prosocial status signaling: When eating organic foods makes you happy and hopeful. Appetite, 2018, 121, 348-359.
[167]Rana, J., & Paul, J. Health motive and the purchase of organic food: A meta- analytic review. International Journal of Consumer Studies, 2020, 44(2), 162 171.
[168]Rosenbaum, R. P., & Rubin, D. B. Constructing a Control Group Using Multivariate Matched Sampling Methods that Incorporate the Propensity Score. American Statistician, 1985, 39 (1), 33-38.
[169]Rao, A.R. The quality of price as a quality cue. Journal of Marketing Research. 2005, 42 (4), 401-405.
[170]Reganold, J. P., & Wachter, J. M. Organic agriculture in the twenty-first
century. Nature Plants, 2016, 2(2), 1-8.
[171]Rider. The determinants of residential property values with special reference to air pollution. The Review of Economics and Statistics, 1967, 49, 246-257.
[172]Rischer, H., Szilvay, G. R., & Oksman-Caldentey, K. M. Cellular agriculture— industrial biotechnology for food and materials. Current Opinion in Biotechnology, 2020, 61, 128-134.
[173]Roberts, B. W. Back to the future: Personality and assessment and personality development. Journal of Research in Personality, 2009, 43(2), 137-145.
[174]Roberts, J.A. Green Consumers in the 1990s: Profile and Implications for Advertising. Journal of Business research, 1996, 36,217-232.
[175]Roetzel, P. G. Information overload in the information age: a review of the
literature from business administration, business psychology, and related disciplines with a bibliometric approach and framework
development. Business Research, 2019, 12(2), 479-522.
[176]Roitner-Schobesberger, B., Darnhofer, I., Somsook, S., & Vogl, C. R. Consumer perceptions of organic foods in Bangkok, Thailand. Food policy, 2008, 33(2), 112-121.
[177]Rolland, N. C., Markus, C. R., & Post, M. J. The effect of information content on acceptance of cultured meat in a tasting context. Plos One, 2020, 15(4), e0231176.
[178]Rosen. Hedonic prices and implicit markets: Product differentiation in pure competition, Journal of Political Economy, 1974, 82(1), 35-55.
[179]Rousseau, D. M., Sitkin, S. B., Burt, R. S., & Camerer, C. Not so different after all: A cross-discipline view of trust. Academy of Management Review, 1998, 23(3), 393-404.
[180]Rousseau, S., & Vranken, L.Green market expansion by reducing information asymmetries: Evidence for labeled organic food products. Food Policy, 2013, 40, 31-43.
[181]Rozan, A., Stenger, A., & Willinger, M. Willingness-to-pay for food safety: An
209
experimental investigation of quality certification on bidding behaviour. European Review of Agricultural Economics, 2004, 31(4), 409-425.
[182]Reisch, L.A., Eberle, U., & Lorek, S. Sustainable food consumption: an overview of contemporary issues and policies. Sustainability: Science, Practice, and Policy, 2013, 9(2), 7- 25.
[183]Szolnoki, G., & Hoffmann, D. Online, face-to-face and telephone surveys— comparing different sampling methods in wine consumer research. Wine Economics and Policy, 2013, 2, 57-66.
[184]Samples, K. C., Dixon, J. A., & Gowen, M. M. Information disclosure on endangered species valuation. Land Economics, 1986, 62, 306-312.
[185]Sanders, R. A Market Road to Sustainable Agriculture? Ecological Agriculture, Green Food and Organic Agriculture in China. Development and Change, 2006, 37, 201-226.
[186]Sangkumchaliang, P., & Huang, W. C. Consumers' perceptions and attitudes of organic food products in northern Thailand. The International Food and Agribusiness Management Review, 2012, 5(1), 87-102.
[187]Scarpa, R., & Willis, K. Willingness-to-pay for renewable energy: Primary and discretionary choice of British households' for micro-generation technologies. Energy Economics, 2010, 32(1), 129-136.
[188]Scarpa, R., Thiene, M., & Train, K. Utility in willingness to pay space: A tool to address confounding random scale effects in destination choice to the Alps. American Journal of Agricultural Economics, 2008, 90(4), 994-1010.
[189]Schj0ll, A. Country-of-origin preferences for organic food. Organic Agriculture, 2017, 7(3), 315-327.
[190]Schwartz, S. H. Basic human values: An overview. The Hebrew University of Jerusalem, Jerusalem, 2006.
[191]Sheth, J. N., Newman, B. I., & Gross, B. L. Why we buy what we buy: A theory of consumption values. Journal of Business Research, 1991, 22(2), 159-170.
[192]Shimokawa, S. Sustainable meat consumption in China. Journal of Integrative
Agriculture, 2015, 14(6), 1023-1032.
[193]Shimokawa, S., Hu, D., Li, D., & Cheng, H. The urban-rural gap in the demand for food safety in China: The role of food label knowledge. Agricultural Economics, 2021, 52(2),175-193.
[194]Siegrist, M., & Hartmann, C. Impact of sustainability perception on consumption of organic meat and meat substitutes. Appetite, 2019, 132, 196 202.
[195]Siegrist, M., & Hartmann, C. Perceived naturalness, disgust, trust and food neophobia as predictors of cultured meat acceptance in ten countries. Appetite, 2020,155, 104814.
[196]Siegrist, M., Cvetkovich, G., & Roth, C. Salient value similarity, social trust, and risk/benefit perception. Risk Analysis, 2000, 20(3), 353-362.
[197]Soler, F., Gil, J. M., & Sanchez, M. Consumers' acceptability of organic food in Spain: Results from an experimental auction market. British Food Journal, 2002, 104(8), 670-687.
[198]Spence, M. Job market signaling. Quarterly Journal of Economics, 1973, 87
(3), 355-374.
[199]Sriwaranun, Y., Gan, C., Lee, M., & Cohen, D. A. Consumers' willingness to pay for organic products in Thailand. International Journal of Social Economics, 2015, 42(5), 480-510.
[200]Steinfeld, H., Gerber, P., Wassenaar, T., Castel, V., Rosales, M., & de Haan, C. Livestock's long shadow: environmental issues and options. Rome, Italy: FAO, 2006.
[201]Stobbelaar, D. J., Casimir, G., Borghuis, J., Marks, I., Meijer, L., & Zebeda, S. Adolescents' attitudes towards organic food: a survey of 15-to 16-year old school children. International Journal of Consumer Studies, 2007, 31(4), 349 356.
[202]Street, D. J., Burgess, L., & Louviere, J. J. Quick and easy choice sets: constructing optimal and nearly optimal stated choice
211
experiments. International journal of research in marketing, 2005, 22(4), 459 470.
[203]Sultan, P., Tarafder, T., Pearson, D., & Henryks, J. Intention-behaviour gap and perceived behavioural control-behaviour gap in theory of planned behaviour: Moderating roles of communication, satisfaction and trust in organic food consumption. Food Quality and Preference, 2020, 81, 103838.
[204]Sun, Z. C., Yu, Q. L., & Lin, H. A. N. The environmental prospects of cultured meat in China, Journal of Integrative Agriculture, 2015, 14(2), 234-240.
[205]Teng, C.C., & Wang, Y. M. Decisional factors driving organic food consumption. British Food Journal, 2015, 117(3), 1066-1081.
[206]Teng, C. C., & Lu, C. H. Organic food consumption in Taiwan: motives, involvement, and purchase intention under the moderating role of uncertainty. Appetite, 2016, 105, 95—105.
[207]Th0gersen, J., & Olander, F. Spillover of environment-friendly consumer behaviour. Journal of Environmental Psychology, 2003, 23(3), 225-236.
[208]Thurstone, L. L. A law of comparative judgments. Psychological Review, 1927, 34, 273-286.
[209]Train, K.E. Discrete Choice Methods with Simulation. England: Cambridge University Press, 2009.
[210]Terfa, Z.G., Garikipati, S., Kassie, G.T., Dessie, T., & Christley, R.M. Understanding farmers' preference for traits of chickens in rural Ethiopia. Agricultural Economics, 2019, 50(4), 451—463.
[211]Treich, N. Cultured meat: Promises and challenges. Environmental and Resource Economics, 2021, 79(1), 33-61.
[212]Trewavas, A. Urban myths of organic farming. Nature, 2001, 410, 409-410.
[213]Tung, S. J., Shih, C. C., Wei, S., & Chen, Y. H. Attitudinal inconsistency toward organic food in relation to purchasing intention and behavior. British Food Journal, 2012, 114(7), 997-1015.
[214]Tuomisto, H. L.The eco-friendly burger: Could cultured meat improve the
environmental sustainability of meat products?. EMBO reports, 2019, 20(1), e47395.
[215]Tuomisto, H. L., & Teixeira de Mattos, M. J. Environmental impacts of cultured meat production. Environmental Science & Technology, 2011, 45(14), 6117 6123.
[216]Ufer, D., Ortega, D. L., & Wolf, C. A. Information and consumer demand for milk attributes: Are redundant labels an effective marketing strategy?. Applied Economic Perspectives and Policy, 2021, 10.1002/aepp.13155.
[217]Van Loo, E. J., Caputo, V., Nayga Jr, R. M., Meullenet, J.F., & Ricke, S. C. Consumers' willingness to pay for organic chicken breast: Evidence from choice experiment. Food quality and preference, 2011, 22(7), 603-613.
[218]Van Loo, E. J., Caputo, V., & Lusk, J. L. Consumer preferences for farm-raised meat, lab-grown meat, and plant-based meat alternatives: Does information or brand matter?. Food Policy, 2020, 95, 101931.
[219]Van Loo, E. J., Caputo, V., Nayga Jr, R. M., & Verbeke, W. Consumers' valuation of sustainability labels on meat. Food Policy, 2014, 49, 137-150.
[220]Van Loo, E. J., Caputo, V., Nayga Jr, R. M., Meullenet, J. F., & Ricke, S. C. Consumers' willingness to pay for organic chicken breast: Evidence from choice experiment. Food quality and preference, 2011, 22(7), 603-613.
[221]Vega-Zamora, M., Torres-Ruiz, F. J., & Parras-Rosa, M. Towards sustainable consumption: Keys to communication for improving trust in organic foods. Journal of Cleaner Production, 2019, 216, 511-519.
[222]Verbeke, W. Agriculture and the food industry in the information age. European Review of Agricultural Economics, 2005, 32(3), 347-368.
[223]Vermeir, I. & Verbeke, W. Sustainable food consumption: exploring the consumer ‘attitude-behavioural intention' gap, Journal of Agricultural and Environmental Ethics, 2006, 19(2), 169-194.
[224]Visser, M., Gattol, V., & Helm, R. Communicating sustainable shoes to mainstream consumers: the impact of advertisement design on buying
213
intention. Sustainability, 2015, 7 (7), 8420-8436.
[225]Wandel, M., & Bugge, A. Environmental concern in consumer evaluation of food quality. Food Quality and Preference, 1997, 8(1), 19-26.
[226]Wang, E., Gao, Z., Heng, Y., & Shi, L. Chinese consumers' preferences for food quality test/measurement indicators and cues of milk powder: A case of Zhengzhou, China. Food Policy, 2019, 89, 101791.
[227]Waugh. Quality as a Determinant of Vegetable Prices, New York: Columbia University Press, 1928.
[228]Wei, C. F., Lee, B. C., Kou, T. C., & Wu, C. K. Green marketing: the roles of appeal type and price level. Asian Social Science, 2012, 8(12), 1792-7544.
[229]Weinrich, R., Strack, M., & Neugebauer, F. Consumer acceptance of cultured meat in Germany. Meat Science, 2020, 162, 107924.
[230]Welter, F. All you need is trust? A critical review of the trust and entrepreneurship literature. International Small Business Journal, 2012, 30(3), 193-212.
[231]Wilks, M., Phillips, C. J., Fielding, K., & Hornsey, M. J. Testing potential psychological predictors of attitudes towards cultured meat. Appetite, 2019,136, 137-145.
[232]Willer, Helga, Jan Travnicek, Claudia Meier & Bernhard Schlatter (Eds.). The World of Organic Agriculture. Statistics and Emerging Trends 2019. Research Institute of Organic Agriculture FilBL, Frick, and IFOAM-Organics International, 2018.
[233]Willer, Helga, Jan Travnicek, Claudia Meier & Bernhard Schlatter (Eds.). The World of Organic Agriculture. Statistics and Emerging Trends 2020. Research Institute of Organic Agriculture FilBL, Frick, and IFOAM-Organics International, 2019.
[234]Willer, Helga, Jan Travnicek, Claudia Meier & Bernhard Schlatter (Eds.). The World of Organic Agriculture. Statistics and Emerging Trends 2021. Research Institute of Organic Agriculture FilBL, Frick, and IFOAM-Organics
International, 2020.
[235]Xie, J., Gao, Z., Swisher, M., & Zhao, X. Consumers' preferences for fresh broccolis: Interactive effects between country of origin and organic labels. Agricultural Economics, 2016, 47(2), 181-191.
[236]Yadav, R. Altruistic or egoistic: Which value promotes organic food consumption among young consumers? A study in the context of a developing nation. Journal of Retailing and Consumer services, 2016, 33, 92-97.
[237]Yadav, R., & Pathak, G. S. Intention to purchase organic food among young consumers: Evidences from a developing nation. Appetite, 2016, 96, 122-128.
[238]Yang, Y., & Hobbs, J. E. The power of stories: Narratives and information framing effects in science communication. American Journal of Agricultural Economics, 2020, 102(4), 1271-1296.
[239]Yang, Y., Hobbs, J. E., & Natcher, D. C. Assessing consumer willingness to pay for Arctic food products. Food Policy, 2020, 92,101846.
[240]Yeganeh, H., Rfiei, H., Saleh, A., & Bazgir, A. Estimating the recreational value of Taham watershed rangelands in Zanjan by using a contingent valuation method. Agricultural Economics, 2016, 9(4),151-175
[241]Yin, S., Wu, L., Du, L., & Chen, M. Consumers' purchase intention of organic food in China. Journal of the Science of Food and Agriculture, 2010, 90(8), 1361-1367.
[242]Yin, S. J. Chen, M., Chen, Y. S., Xu, Y. J., Zou, Z. S., & Wang, Y. Q. Consumer trust in organic milk of different brands: the role of Chinese organic label. British Food Journal. 2016, (118) 7, 1769-1782.
[243]Yu, X. H., Gao, Z. F, & Zeng, Y. C. Willingness to pay for the “Green Food” in China. Food Policy, 2014, 45, 80-87.
[244]Yuan, M., Seale Jr, J. L., Wahl, T., & Bai, J. The changing dietary patterns and health issues in China. China Agricultural Economic Review, 2019, 11(1), 143 159.
[245]Zakowska-Biemans, S. Polish consumer food choices and beliefs about organic
215
food, British Food Journal, 2011, 113（1）, 122-137.
[246]Zander, K., & Hamm, U. Consumer preferences for additional ethical attributes of organic food. Food Quality and Preference, 2010, 21（5）, 495—503.
[247]Zanoli, R., & Naspetti, S. Consumer motivations in the purchase of organic food: A means-end approach. British Food Journal, 2002, 104（8）, 643-653.
[248]Zhang, B., Fu, Z., Huang, J., Wang, J., Xu, S., & Zhang, L. Consumers' perceptions, purchase intention, and willingness to pay a premium price for safe vegetables: A case study of Beijing, China. Journal of cleaner production, 2018, 197, 1498-1507.
[249]Zhang, M., Li, L., & Bai, J. Consumer acceptance of cultured meat in urban areas of three cities in China. Food Control, 2020,118,107390.
[250]Zhou, J., Liu, Q., Mao, R., & Yu, X. Habit spillovers or induced awareness: Willingness to pay for eco-labels of rice in China. Food Policy, 2017, 71, 62 73.
[251]Zhu, Q., Li, Y., Geng, Y., & Qi, Y. Green food consumption intention, behaviors and influencing factors among Chinese consumers. Food Quality and Preference, 2013, 28,279-286.
[252]鈔賀森,田旭,于曉華.肉類消費結構、飼料安全和糧食安全——農業“供給 側改革”的一個參照系.農業現代化研究，2017，38（5），737-745.
[253] 陳默, 韓飛, 王一琴, 尹世久.食品質量認證標簽的消費者偏好異質性研 究: 隨機 n 價拍賣實驗的證據. 宏觀質量研究，2018，6（4），112-121.
[254] 陳默, 尹世久, 徐迎軍. 消費者自述偏好與現實選擇比較研究——以有機 牛奶為例. 統計與信息論壇，2015，30（1），100-105.
[255]陳錫文.環境問題與中國農村發展.管理世界，2002（1）， 5-8.
[256]程廣燕,劉珊珊,楊禎妮,王東陽.中國肉類消費特征及 2020 年預測分析.中 國農村經濟，2015（2），76-82.
[257]杜鵬.消費者綠色食品支付意愿研究:顧客體驗視角.農業經濟問題，2012， 33（11），98-103+112.
[258]國家市場監督管理總局，中國農業大學. 中國有機產品認證與有機產業發
216
展（2020）.北京：中國農業科學技術出版社，2020.
[259]韓青. 消費者對安全認證農產品自述偏好與現實選擇的一致性及其影響 因素術——以生鮮認證豬肉為例. 中國農村觀察，2011（4），2-13.
[260]韓晶,姜巖. 農產品生產企業認證綠色食品的影響因素——基于魚骨分析 法.天津農業科學，2017，23（10），50-54.
[261]韓楊.中國綠色食品產業演進及其階段特征與發展戰略.中國農村經濟， 2010（2），33-43.
[262]霍雪梅,公云龍,張紹良,侯湖平,王璠.受償意愿視角下城市公園綠地溢出價 值評估——基于徐州市土地市場的特征價格分析.生態經濟，2020，36 （12），77-84.
[263]姜百臣, 米運生, 朱橋艷. 優質農產品質量特征的消費者選擇偏好與價格 支付意愿——基于 Hedonic 模型的研究. 南京農業大學學報（社會科學 版），2017，17（4），128-137.
[264]蔣和平,堯玨,蔣黎.新時期我國糧食安全保障的發展思路與政策建議.經濟 學家，2020（1），110-118.
[265]李京梅, 單菁竹, 鄧云成, 許罕多. 海洋生物多樣性價值評估的不確定性 偏差修正——以福建平潭為例. 資源科學，2020，42（7）， 1338-1347.
[266]李露,向平安.城市居民對有機大米的消費意愿及其影響因素分析.貴州農 業科學，2016，44（7），151-155.
[267]李守偉,李光超,李備友.農業污染背景下農業補貼政策的作用機理與效應 分析.中國人口 •資源與環境，2019, 29 （2）, 97-105.
[268]李文瑛, 李崇光, 肖小勇. 基于刺激—反應理論的有機食品購買行為研究 ——以有機豬肉消費為例. 華東經濟管理， 2018（6）， 25.
[269]李翔,徐迎軍,尹世久,高楊.消費者對不同有機認證標簽的支付意愿——基 于山東省752個消費者樣本的實證分析.中國軟科學， 2015（4），49-56.
[270]李秀芬,朱金兆,顧曉君,朱建軍.農業面源污染現狀與防治進展.中國人 口 •資源與環境，2010, 20 （4）, 81-84.
[271]劉青. 親環境農產品購買行為研究.浙江杭州，浙江大學， 2018.
[272]劉增金, 喬娟. 消費者對認證食品的認知水平及影響因素分析——基于
217 大連市的實地調研. 消費經濟，2011（4），11-14.
[273]劉增金,喬娟.偏好異質性約束下質量認證標簽信任對消費者食品購買行 為的影響——以豬肉產品為例.中國食物與營養，2015，21（10），49-55.
[274]劉梅,吳林海,高瑛,尹世久.對可持續農產品的消費意愿分析.重慶大學學報
（社會科學版），2013，19（2），86-91.
[275]盧強,李輝.消費者有機農產品購買意愿的模型構建及實證.中國流通經濟， 2015，29（9），98-107.
[276]全世文.食品可持續消費行為:動力機制與引導策略.世界農業，2020（6），
25-35+79+132.
[277]錢峰燕. 茶葉質量安全管理問題研究.浙江大學, 2005.
[278]任建超,韓青,喬娟.影響消費者安全認證食品購買行為的因素分析——基 于結構方程建模的實證研究.消費經濟，2013（3），50-55.
[279]石鴻旭, 生吉萍,劉銳.大學生群體對培養肉的接受度研究.中國食物與營 養，2020，26（5）， 52-56.
[280]石敏俊. 對中國消費者非轉基因菜油支付意愿的研究. 浙江大學學報: 人 文社會科學版，2004，34（3）， 53-61.
[281]生吉萍,石鴻旭,刁夢瑤,劉銳.基于文獻的探討:培養人造肉會被大眾接受 嗎?中國食物與營養，2020，26（6）， 39-43.
[282]孫劍,李崇光,黃宗煌.綠色食品信息、價值屬性對綠色購買行為影響實證研 究.管理學報，2010，7（1），57-63.
[283]唐學玉,李世平,姜志德.安全農產品消費動機、消費意愿與消費行為研究— —基于南京市消費者的調查數據.軟科學，2010，24（11）， 53-59.
[284]杜紅梅,羅琳艷.消費者綠色茶油購買意愿及影響因素分析——基于湖南
省407 個消費者的實證分析.生態經濟（學術版），2012（2），301-305.
[285]王常偉,顧海英.逆向選擇、信號發送與我國綠色食品認證機制的效果分析. 軟科學，2012，26（10），54-58.
[286]王二朋,周應恒.城市消費者對認證蔬菜的信任及其影響因素分析.農業技 術經濟，2011（10），69-77.
[287]王慧敏,喬娟,寧攸涼.消費者對安全食品購買意愿的影響因素分析——基
218
于北京市城鎮消費者“綠色食品”認證豬肉消費行為的實證分析.中國畜牧 雜志, 2012, 48(6), 48-52.
[288]王建華, 楊晨晨, 朱湄. 消費者對安全認證豬肉的選擇行為偏差及其影響 因素.中國人□•資源與環境，2018 (12), 16.
[289] 王進,柳鵬程.基于 CVM 設計的有機食品支付意愿研究——以武漢市消費 者為例.湖北農業科學, 2015, 54(2),490-496.
[290] 王楠,何嬌. 有機食品購買行為發生機制研究——以北京市消費者為例. 消 費經濟, 2016, 32(1), 73-78.
[291] 王志剛,楊胤軒,劉和,林美云.消費者對農產品認證標識的認知水平、參照 行為及受益程度分析——基于全國 20 個省市自治區的問卷調查.農業經 濟與管理, 2013(6), 38-44.
[292] 王志剛,翁燕珍,楊志剛,鄭風田. 食品加工企業采納 HACCP 體系認證的有 效性:來自全國 482 家食品企業的調研.中國軟科學, 2006(9), 69-75.
[293]向濤,綦勇.糧食安全與農業面源污染——以農地稟賦對化肥投入強度的 影響為例.財經研究, 2015, 41(7),132-144.
[294]辛翔飛,劉銳,王濟民.破除自給率越高糧食越安全的迷誤.農業經濟問題, 2020(10),19-31.
[295]熊學振,楊春.中國糧食安全再認識:飼料糧的供需狀況、自給水平與保障策 略.世界農業, 2021(8),4-12.
[296]徐文成,薛建宏,毛彥軍.信息不對稱環境下有機食品消費行為分析.中央財 經大學學報, 2017(3), 59-67.
[297]薛貴,董奇,周龍飛,張華,陳傳生.內部動機、外部動機與創造力的關系研究. 心理發展與教育, 2001(1),6-11.
[298]楊楠.消費者有機食品購買行為影響因素的實證研究.中央財經大學學報, 2015(5), 89-95.
[299]楊易. 食用農產品企業實施綠色食品認證的意愿研究.四川農業大學, 2011.
[300] 尹世久, 王小楠, 陳雨生. 認證標識是否存在來源國效應?——有機番茄 的案例. 統計與信息論壇, 2014, 30(8),99-105.
219
[301]尹世久,王小楠,呂珊珊.品牌、認證與消費者信任傾向——以有機牛奶為 例.華中農業大學學報（社會科學版），2017（4），45-54.
[302]尹世久,王一琴,李凱.事前認證還是事后追溯?——食品安全信息標識的消 費者偏好及其交互關系研究.中國農村觀察，2019（5），127-144.
[303]尹世久,吳林海,陳默.基于支付意愿的有機食品需求分析.農業技術經濟， 2008（5）， 81-88.
[304] 尹世久,徐迎軍,徐玲玲,李清光.食品安全認證如何影響消費者偏好?—— 基于山東省 821 個樣本的選擇實驗.中國農村經濟，2015（11），40-53.
[305] 于海龍,閆逢柱,李秉龍.認知對消費者安全乳品支付意愿的影響分析—— 以有機液態奶為例.消費經濟，2015，31（2），48-53.
[306]于曉華, 鐘甫寧, Bruemmer Bernhard. 如何保障中國糧食安全. 農業技術 經濟，2012（2），4-8.
[307]余偉萍,毛振福.廣告信息框架對有機食品購買意愿的影響機制研究.軟科 學，2019，33（1），130-133.
[308] 張蓓, 黃志平, 文曉巍. 營銷刺激, 心理反應與有機蔬菜消費者購買意愿 和行為——基于有序 Logistic 回歸模型的實證分析 . 農業技術經濟, 2014（2），47-56.
[309] 張喆. 企業安全農產品認證行為研究.中國農業科學院, 2007.
[310]張艦，亞伯拉罕•艾賓斯坦，瑪格麗特•麥克米倫,陳志鋼.農村勞動力轉移、化 肥過度使用與環境污染.經濟社會體制比較，2017（3），149-160.
[311]張露，郭晴.低碳農產品消費行為:影響因素與組間差異.中國人口 •資源與 環境，2014，24（12），55-61.
[312]張婷. 綠色食品生產者質量控制行為研究.四川農業大學, 2013.
[313]張小霞,于冷.綠色食品的消費者行為研究——基于上海市消費者的實證 分析.農業技術經濟，2006（6），30-35.
[314]鄭明賦.屬性評價和標簽信任對消費者支付意愿的影響——以有機大米為 例.中國食物與營養，2016，22（2），41-45.
[315]鄭明賦.消費者對有機食品支付意愿的品種差異及其影響因素——以大米 和五花肉的比較為例.企業經濟，2018（4），80-86.
[316]周海文, 李騰飛, 王志剛. 消費者對轉基因和非轉基因大豆油支付意愿差 距測算的修正. 宏觀質量研究, 2017, 5(2),72-81.
[317]周潔紅. 消費者對蔬菜安全的態度、認知和購買行為分析——基于浙江省 城市和城鎮消費者的調查統計. 中國農村經濟, 2004 (11), 44-52.
[318]周應恒, 吳麗芬. 城市消費者對低碳農產品的支付意愿研究——以低碳 豬肉為例. 農業技術經濟, 2012(8) , 4-12.
[319]周應恒,彭曉佳.江蘇省城市消費者對食品安全支付意愿的實證研究—— 以低殘留青菜為例.經濟學, 2006(4),1320-1342.
[320]朱戰國, 邢青青. 網購視角下生鮮蘋果特征價格分析. 價格月刊, 2016
(9), 75-80.
[321]曾起艷, 曾寅初, 丁燁. 消費者在線上市場更愿意為有機生鮮買單嗎?. 農業現代化研究, 2018, 39(5), 734-742.
[322] 曾寅初,夏薇,黃波.消費者對綠色食品的購買與認知水平及其影響因素—
—基于北京市消費者調查的分析.消費經濟, 2007 (1), 38-42.
上一篇：黃河上游農業水資源生產價值評估
相關標簽:
