女性群體綠色農(nóng)產(chǎn)品購(gòu)買行為結(jié)構(gòu)研究

摘 要：本文通過構(gòu)建綠色農(nóng)產(chǎn)品購(gòu)買行為的結(jié)構(gòu)模型，來測(cè)量影響女性消費(fèi)群體的綠色農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)意愿和購(gòu)買行為的因素及其內(nèi)在機(jī)理。實(shí)證研究表明，女性消費(fèi)者對(duì)綠色農(nóng)產(chǎn)品的認(rèn)知程度越高，其消費(fèi)意愿越強(qiáng)；個(gè)人特征和家庭特征會(huì)影響綠色農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi)意愿；個(gè)人特征和營(yíng)銷要素會(huì)對(duì)實(shí)際購(gòu)買行為產(chǎn)生作用；綠色農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi)意愿與購(gòu)買行為呈正相關(guān)性。

關(guān)鍵詞：女性群體；綠色農(nóng)產(chǎn)品；購(gòu)買行為；結(jié)構(gòu)模型

中圖分類號(hào)：F304．3 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1000-176X(2008)01-0113-06

一、 文獻(xiàn)回顧及研究對(duì)象

隨著居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)和對(duì)食品安全問題的日益重視，消費(fèi)者對(duì)綠色農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi)需求與日俱增。目前，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)綠色農(nóng)產(chǎn)品（安全食品）消費(fèi)領(lǐng)域的研究主要包括消費(fèi)者對(duì)綠色農(nóng)產(chǎn)品的認(rèn)知、支付意愿以及購(gòu)買行為三個(gè)層次。國(guó)外學(xué)者以肉、蛋、奶、轉(zhuǎn)基因食品等為研究對(duì)象，應(yīng)用教育程度、種族、家庭規(guī)模、地區(qū)等不同的人口特征指標(biāo)、市場(chǎng)信息指標(biāo)和產(chǎn)品價(jià)格指標(biāo)等對(duì)影響綠色農(nóng)產(chǎn)品的認(rèn)知、支付意愿及購(gòu)買行為的因素進(jìn)行研究（Caswell et al．，1992；Gao，1993；Buzby et al．，1995；Thompson et al．，1998；Stefano et al．，2000；Laroche et al．，2001；Cicia et al．，2002）。^[1]國(guó)內(nèi)較有代表性的研究觀點(diǎn)有：（1）王志剛對(duì)我國(guó)個(gè)體消費(fèi)者的食品安全認(rèn)知和消費(fèi)決定進(jìn)行了實(shí)證分析，說明了不同特征的個(gè)體消費(fèi)者對(duì)綠色食品和轉(zhuǎn)基因食品的認(rèn)知程度和購(gòu)買行為的特點(diǎn)。^[2]（2）趙滟、安玉發(fā)等研究了綠色食品和無公害食品的消費(fèi)者行為、消費(fèi)制約、消費(fèi)潛力和市場(chǎng)對(duì)策。^[3]（3）張曉勇、李剛等則研究了消費(fèi)者個(gè)體特征對(duì)其購(gòu)買行為的影響，認(rèn)為中國(guó)消費(fèi)者對(duì)于綠色食品和無公害食品比較熟悉，但是不愿意為質(zhì)量較高的食品支付過多的費(fèi)用。^[4]（4）楊金深研究了石家莊超市消費(fèi)者的無公害蔬菜價(jià)格支付意愿和相對(duì)消費(fèi)意愿、理論消費(fèi)意愿與實(shí)際消費(fèi)意愿的差異。^[5]（5）周應(yīng)恒等分析了南京市超市消費(fèi)者對(duì)一般意義上的安全食品的總體評(píng)價(jià)、關(guān)注的食品安全因素等。^[6]（6）周潔紅研究了人口統(tǒng)計(jì)因素對(duì)消費(fèi)者蔬菜安全認(rèn)知的影響，并對(duì)認(rèn)知進(jìn)行二項(xiàng)Logistic回歸模型分析。^[7]（7）戴迎春等研究了南京市消費(fèi)者有機(jī)蔬菜的購(gòu)買行為和支付意愿，二元Logit模型結(jié)果表明年齡、教育程度、對(duì)有機(jī)蔬菜的認(rèn)知度以及對(duì)目前蔬菜安全的擔(dān)心度等因素顯著影響了消費(fèi)者的購(gòu)買行為發(fā)生。^[8]（8）青平等通過邏輯推理提出了一個(gè)包括影響因素、消費(fèi)意愿和購(gòu)買行為等層次在內(nèi)的模型架構(gòu)。^[9]

根據(jù)以上相關(guān)文獻(xiàn)研究，可以將其研究思路大體歸納為圖1所示的五個(gè)方面。

首先，目前的研究路徑主要集中在以下三個(gè)方面：影響因素與消費(fèi)意愿的關(guān)系（見圖1的路徑①，下同）、影響因素與購(gòu)買行為的關(guān)系（路徑②）、消費(fèi)意愿與購(gòu)買行為（首次行為）的關(guān)系（路徑③）。而對(duì)圖中的路徑④和路徑⑤研究尚不多見，路徑④是指消費(fèi)意愿與重復(fù)消費(fèi)的關(guān)系，路徑⑤是指購(gòu)買行為對(duì)消費(fèi)意愿的反向作用性。其次，研究方法上大多采用單因素分析法，進(jìn)行一對(duì)一或多（自變量）對(duì)一（因變量）的關(guān)系分析，研究層次僅局限于單一層次，無法說明影響因素如何作用在消費(fèi)意愿繼而傳遞至購(gòu)買行為的機(jī)理。最后，研究范圍多為某個(gè)區(qū)域內(nèi)的消費(fèi)者整體的一般性規(guī)律研究，鮮有研究涉及某個(gè)特定細(xì)分群體的行為。從調(diào)查和實(shí)證的角度來看，我們認(rèn)為還有不少問題有待于進(jìn)一步研究。

根據(jù)消費(fèi)者綠色購(gòu)買行為調(diào)查，我們發(fā)現(xiàn)女性消費(fèi)者在家庭食品采購(gòu)中占主要地位，其經(jīng)常性負(fù)責(zé)食品采購(gòu)的比例為男性的2倍（55．30%∶28．10%），而且其綠色農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)意愿相對(duì)更強(qiáng)，消費(fèi)行為相對(duì)更理性。^[10]因此，研究女性消費(fèi)者的綠色消費(fèi)行為更具代表性。

本文就選擇浙江女性消費(fèi)群體為對(duì)象，通過構(gòu)建一個(gè)復(fù)合模型，將影響因素、消費(fèi)意愿與購(gòu)買行為并列考慮，試圖挖掘其購(gòu)買行為的內(nèi)在結(jié)構(gòu)，研究其消費(fèi)意愿與重復(fù)購(gòu)買行為的關(guān)系（路徑④），暫不考慮路徑⑤的反饋?zhàn)饔谩?/p>

基于相關(guān)文獻(xiàn)研究，以及結(jié)合市場(chǎng)反應(yīng)模型理論和計(jì)劃行為理論等，本文提出一個(gè)綠色農(nóng)產(chǎn)品購(gòu)買行為的結(jié)構(gòu)模型，見圖2。

在研究模型中，個(gè)人特征、認(rèn)知程度和家庭特征及營(yíng)銷要素作為研究的自變量，消費(fèi)意愿和購(gòu)買行為作為研究的因變量。這里假設(shè)個(gè)人特征和家庭特征的不同狀態(tài)會(huì)影響到綠色農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi)意愿；個(gè)人對(duì)綠色農(nóng)產(chǎn)品的認(rèn)知程度越高，則消費(fèi)者的消費(fèi)意愿越強(qiáng)；個(gè)人特征、家庭特征和營(yíng)銷要素會(huì)對(duì)實(shí)際購(gòu)買行為產(chǎn)生作用；消費(fèi)者綠色農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi)意愿與購(gòu)買行為呈正相關(guān)性。

二、 數(shù)據(jù)獲得與分析方法

1．模型中各變量的測(cè)量

模型中各變量不能直接測(cè)量，所以每個(gè)變量由若干個(gè)測(cè)量指標(biāo)來體現(xiàn)。其中影響因素的測(cè)量主要參考Laroche^[11]和戴迎春等^[8]的研究成果，把影響因素分成四個(gè)維度：個(gè)人特征（4個(gè)題項(xiàng)）、家庭特征（3個(gè)題項(xiàng)）、個(gè)人認(rèn)知（3個(gè)題項(xiàng)），營(yíng)銷要素（包括價(jià)格和渠道等2個(gè)題項(xiàng)）；對(duì)消費(fèi)意愿的測(cè)量主要參考楊金深^[5]和靳明等^[10]的研究成果，測(cè)量7大類主要綠色農(nóng)產(chǎn)品的最高溢價(jià)意愿及溢價(jià)購(gòu)買量（家庭食品消費(fèi)總量中綠色農(nóng)產(chǎn)品購(gòu)買量的比例）意愿等2個(gè)維度組成；購(gòu)買行為主要參考周潔紅^[4]和青平等^[9]的研究，分為購(gòu)買行為發(fā)生情況（是否購(gòu)買）和家庭食品支出中綠色農(nóng)產(chǎn)品的支出比重兩個(gè)題項(xiàng)，本文是研究重復(fù)行為，所以僅考慮支出比重題項(xiàng)。上述各量表具體測(cè)量項(xiàng)目見表1。量表中除能直接獲得數(shù)據(jù)的，其余均采用李克特量表。通過預(yù)調(diào)查，對(duì)量表進(jìn)行預(yù)測(cè)試，對(duì)于測(cè)試中發(fā)現(xiàn)問題進(jìn)行修改。

2．?dāng)?shù)據(jù)收集

我們?cè)?003下半年至2006年底，組織了三次較大規(guī)模的“浙江省公眾綠色消費(fèi)調(diào)查”和一次大型超市綠色農(nóng)產(chǎn)品零售價(jià)格調(diào)查，最近的一次調(diào)查在2006年底進(jìn)行，組織了企業(yè)管理專業(yè)碩士研究生調(diào)查，共向浙江全省11個(gè)地（市）城鄉(xiāng)發(fā)放500份調(diào)查問卷，以實(shí)地問卷、當(dāng)場(chǎng)回收的調(diào)查方式獲取數(shù)據(jù)，回收有效問卷468份，調(diào)查數(shù)量滿足預(yù)期精度要求（以簡(jiǎn)單隨機(jī)抽樣，最大允許誤差5%，95%置信度情況下，需樣本量365份）。應(yīng)該說，調(diào)查結(jié)果對(duì)于經(jīng)濟(jì)比較發(fā)達(dá)地區(qū)的居民綠色農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)狀況具有參考價(jià)值。

被訪問者的部分分布構(gòu)成為性別：男性44．7％，女性55．3％；地區(qū)：城市47．4％，縣城和鄉(xiāng)鎮(zhèn)52．6％；年齡：24歲以下23．7％，25—39歲49．8％，40—60歲24．6％，60歲以上1．9％。本研究利用SPSS13．0和AMOS5．0進(jìn)行數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)和結(jié)構(gòu)方程模型的分析，估計(jì)方法是相關(guān)系數(shù)矩陣最大似然數(shù)估計(jì)。

3．量表的效度與信度分析

本量表的信度分析方法采用克朗巴哈α信度系數(shù)法，這也是目前最常用的信度系數(shù)。效度分析則利用最理想的因子分析方法來測(cè)量量表的結(jié)構(gòu)效度。在設(shè)計(jì)問卷和量表時(shí)實(shí)際上是假設(shè)有某種結(jié)構(gòu)存在的，通過因子分析可以考察所用的量表是否能測(cè)量出真正的結(jié)構(gòu)，從而也驗(yàn)證研究者的假設(shè)是否成立。

首先檢驗(yàn)因子分析的適宜性前提條件，得到KMO=0．711，Bartlett'球體檢驗(yàn)是顯著性的（P=0．000），所以數(shù)據(jù)適合作因子分析且有意義。^[12]通過對(duì)影響綠色農(nóng)產(chǎn)品購(gòu)買行為的12個(gè)外源指標(biāo)進(jìn)行因子分析，從中提取4個(gè)公共因子，如表2所示。

從因子分析的結(jié)果中可以看到，在第一個(gè)公共因子F1上有較高負(fù)荷量的四項(xiàng)量表（四個(gè)測(cè)量指標(biāo)）都屬于個(gè)人特征，因此，我們將F1命名為“個(gè)人特征”因子，它的貢獻(xiàn)率也即有效程度為19．757%。同理可得其他三個(gè)因子的量表和有效程度。4個(gè)因子的累積有效程度為56．356%，也就是說，這4個(gè)因子對(duì)12個(gè)指標(biāo)的累積貢獻(xiàn)率約等于57%。一般來說，這種累積有效程度屬于中等水平。

量表的有效性還可以從最后一列的共通性來顯示。表2的數(shù)據(jù)說明，12個(gè)指標(biāo)在4個(gè)公共因子上的共通性基本都超過了0．5。

另外從因子負(fù)荷矩陣中還可以看到，12個(gè)指標(biāo)都分別在某個(gè)因子上有較高的負(fù)荷量（基本上在0．6以上），說明12項(xiàng)指標(biāo)量表均為有效的量表。

進(jìn)一步利用SPSS計(jì)算量表的信度系數(shù)Cronbach α法，得到外源變量測(cè)量方程的測(cè)量量表信度和內(nèi)生測(cè)量方程的測(cè)量量表信度值，如表3所示。

綜上分析，我們認(rèn)為設(shè)計(jì)的量表具有較好的信度和效度，因此，可用來測(cè)量綠色農(nóng)產(chǎn)品購(gòu)買行為。

4．結(jié)構(gòu)方程模型實(shí)證分析

應(yīng)用結(jié)構(gòu)方程模型對(duì)上述假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證。在第一次樣本數(shù)據(jù)擬合之后，根據(jù)模型的擬合狀況，通過刪除和/或增加路徑對(duì)模型進(jìn)行修正，直至模型擬合效果總體良好。評(píng)價(jià)模型可從兩個(gè)方面進(jìn)行：一是檢驗(yàn)測(cè)量模型和結(jié)構(gòu)模型的路徑系數(shù)的顯著性，評(píng)價(jià)參數(shù)的意義和合理性。二是用各種擬合指數(shù)對(duì)模型做整體的評(píng)價(jià)，主要應(yīng)用以下標(biāo)準(zhǔn)：（1）規(guī)范化卡方（χ2/df），由于卡方（χ2）會(huì)隨著樣本量的增大而增大，Carmines和McIver建議規(guī)范化卡方（χ2/df）小于3。^[14]（2）擬合優(yōu)度指數(shù)、漸增擬合指數(shù)（IFI）和比較擬合指數(shù)（CFI）也是常用的擬合指標(biāo)，一般認(rèn)為這些指數(shù)的值大于0．9是良好的擬合。^[15]（3）近似誤差均方根（RMSEA），一般認(rèn)為RMSEA小于0．05模型擬合良好，但是Steiger認(rèn)為RMSEA低于0．1表示好的擬合，也是可接受的范圍，低于0．01表示非常出色的擬合。^[16]

首先，對(duì)基本模型M1進(jìn)行擬合，M1中除個(gè)別指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化負(fù)荷系數(shù)在0．5以下，其余都在0．5以上，而且都通過t檢驗(yàn)（測(cè)量指標(biāo)“概念認(rèn)知”KN1標(biāo)準(zhǔn)化負(fù)荷=0．13，P=0．247，未能通過t檢驗(yàn)）；結(jié)構(gòu)方程中各因子間相關(guān)性較高，“家庭”與“行為”因子間標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)只有0．09，惟一沒有通過t值檢驗(yàn)，可以考慮刪除再次做模型修正。模型整體擬合指數(shù)說明模型擬合得相當(dāng)好，見表4。

其次，因?yàn)椤案拍钫J(rèn)知”指標(biāo)KN1的因子負(fù)荷只有0．13而且不能通過t檢驗(yàn)，所以首先刪除該指標(biāo)，再把模型修正為M2，擬合結(jié)果顯示χ2/df和RMSEA稍有變化，而擬合指數(shù)IFI和CFI進(jìn)一步優(yōu)化。再次，如在模型M2中，刪除“家庭”與“行為”之間的路徑，再次進(jìn)行擬合得到新模型M3，擬合結(jié)果顯示除了χ2/df有優(yōu)化外，其余擬合指數(shù)沒有改變。綜合考慮上述模型修正的結(jié)果，認(rèn)為模型M3比較好，見圖3。結(jié)構(gòu)模型的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)如表5所示。

三、研究結(jié)果與討論

1．研究結(jié)果

第一，影響因素分析。（1）女性消費(fèi)者本人對(duì)綠色農(nóng)產(chǎn)品的認(rèn)知程度如何對(duì)消費(fèi)意愿產(chǎn)生的影響最大，其中購(gòu)買綠色農(nóng)產(chǎn)品的原因（食品安全）和辨識(shí)途徑（綠色標(biāo)志和品牌效應(yīng)）是決定認(rèn)知程度的主要因素。（2）由于女性與家庭的關(guān)聯(lián)程度較高，也使得家庭特征變量（年齡、人口結(jié)構(gòu)、食品采購(gòu)頻率）對(duì)消費(fèi)意愿產(chǎn)生重要影響，并傳遞到購(gòu)買行為的發(fā)生。（3）個(gè)人特征會(huì)影響到消費(fèi)意愿和購(gòu)買行為，影響大小依次為受教育程度、城鄉(xiāng)地區(qū)差別、收入和職業(yè)。（4）營(yíng)銷因素分析。營(yíng)銷因素直接影響購(gòu)買行為的發(fā)生。知覺行為控制告訴我們當(dāng)個(gè)人認(rèn)為自己所掌握的資源與機(jī)會(huì)越多、所預(yù)期的阻礙越少，則它對(duì)某項(xiàng)特定行為的知覺行為控制就越強(qiáng)。知覺行為控制主要包括兩個(gè)方面的因素：執(zhí)行某項(xiàng)行為的自我效能感以及為了執(zhí)行此項(xiàng)行為所需要的各項(xiàng)外界條件及資源。當(dāng)消費(fèi)者對(duì)綠色農(nóng)產(chǎn)品的價(jià)格和購(gòu)買渠道方便程度的評(píng)價(jià)趨向積極時(shí)，必然會(huì)對(duì)其購(gòu)買行為產(chǎn)生正向激勵(lì)作用。

第二，消費(fèi)意愿—購(gòu)買行為分析。實(shí)證表明消費(fèi)意愿與購(gòu)買行為之間確實(shí)存在相關(guān)性，但本次調(diào)查所得數(shù)據(jù)表明這種購(gòu)買者的消費(fèi)意愿與購(gòu)買行為之間的路徑系數(shù)相對(duì)較小，主要原因在于沒有考慮到中間變量的影響（其他學(xué)者研究也證實(shí)這一種情況），如消費(fèi)者購(gòu)買行為發(fā)生后的“感知”會(huì)改變他們的消費(fèi)“意愿”，如果他們的消費(fèi)感受良好，則會(huì)維持甚至改善他們的積極消費(fèi)意愿，從而進(jìn)一步刺激他們的購(gòu)買行為，如此將放大消費(fèi)意愿和購(gòu)買行為之間的路徑系數(shù)。上述的實(shí)證研究既反映了消費(fèi)者意愿對(duì)于消費(fèi)者購(gòu)買行為的直接效應(yīng)，也給出了其他影響因素如何對(duì)消費(fèi)意愿和購(gòu)買行為起間接效應(yīng)或直接效應(yīng)的邏輯，比較系統(tǒng)地揭示了消費(fèi)意愿—購(gòu)買行為的內(nèi)在轉(zhuǎn)化機(jī)理。

2．研究的局限性與改進(jìn)方向

本研究還存在有待進(jìn)一步思考與改進(jìn)的地方，如消費(fèi)者意愿是消費(fèi)者個(gè)人內(nèi)生性的知識(shí)，不容易被調(diào)查獲得，即使可以通過部分直接調(diào)查反映，那也是一種感知效應(yīng)，這非常容易與消費(fèi)者感受相混淆，但感知與意愿是有區(qū)別和聯(lián)系的。因此，如何通過顯性的消費(fèi)者個(gè)人信息反映出消費(fèi)者內(nèi)在的意愿是研究消費(fèi)意愿對(duì)購(gòu)買行為作用機(jī)理的關(guān)鍵步驟之一。

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（責(zé)任編輯：劉 艷）