綠色農產品消費動機、認知水平與購買行為研究

高齊圣,王秋蘇,楊 晶

(青島大學經濟學院，山東 青島 266071)

0 引言

隨著“以顧客為中心”的現代質量管理理念的興起，農產品質量安全監管必須采取“以消費者為導向”的新模式。長期以來，中國農產品質量安全監管更多強調生產加工標準和符合程度，忽視了消費者的全程參與和利益相關方的風險交流環節。中國正在實施綠色認證標志為代表的綠色農產品種植生產，如何將消費者對綠色農產品的質量需求轉化為農戶日常生產行為，首要問題就是弄清楚綠色農產品需求動機和消費行為之間復雜的因果關系。

動機和認知是人類個體在復雜環境中最基本的生物適應形式。已有學者開始嘗試將消費動機、認知水平等因素引入農產品消費者行為研究中。綠色農產品質量是由消費者評判,受消費者需求動機驅動的。消費動機是消費者在各種消費需要刺激下引起的心理上的一種沖動。消費動機進而促成消費者購買行為的實現。而認知水平反映消費者對農產品質量安全水平的感知能力，是消費者根據自身搜集的信息對產品做出主觀性評價的能力。本文將消費者對安全農產品購買過程視為一個開環控制系統，選取消費動機和認知水平作為外部驅動輸入，消費者的購買行為作為輸出，行為態度、主觀規范和知覺行為控制等作為系統內部狀態描述，運用結構方程模型進行消費行為系統分析，期望可以按照“輸入—狀態—輸出”系統范式，有效解釋農產品消費者購買行為的內在作用機理。

1 文獻回顧與系統構建

1.1 文獻回顧

國內外學者關于農產品消費行為研究主要基于兩種主線展開,一種是心理學行為研究,主要在理性行為理論(Theory of Reasoned Action，TRA)和計劃行為理論(Theory of Planned Behavior，TPB)框架內,研究行為、規范和控制等心理因素對消費者購買意愿的影響[1-2]。另一種是經濟學實證研究，加入收入、價格等經濟變量，并結合前述行為變量進行多因素影響分析[3]。研究的標準化流程通常是提出假設，然后設計調查問卷建立統計模型進行實證研究，其中結構方程模型和離散選擇模型在實證方法中占主導地位。

Ajzen和Driver[4-5]首次將TPB運用到休閑消費者行為意向研究中，驗證行為、規范和控制信念顯著影響旅游消費者休閑體驗。Arnold和Reynolds[6]專門研究了消費動機中的趨近動機對消費者購買行為的影響，通過構建一個三層次“動機模型”來模擬消費動機對購買行為的影響過程。Han等[7]針對消費動機如何影響購買行為問題，比較了趨近動機和回避動機的不同作用機制，得出趨近動機促進人們更關注問題的應對方式，而回避動機促使人們更關注情緒的應對方式。Huang等[3]在信任、健康意識等行為因素基礎上，增加了價格等經濟因素，并研究了行為態度對保健食品購買行為的中介作用。

羅丞等[8]基于TPB研究農產品消費行為，證明了計劃行為理論能有效揭示安全農產品購買意愿的心理因素以及影響機制。勞可夫和吳佳[9]將TPB應用到農產品消費研究中，除佐證了消費態度、主觀規范和知覺行為控制對購買行為的直接影響外，發現消費態度、主觀規范和知覺行為控制三者之間也存在相互作用。姜百臣等[10]在研究消費者生鮮雞蛋的購買行為時，得出認知水平顯著影響消費者購買行為。高鍵等[11]利用結構方程模型研究了消費者的趨近動機如何影響其農產品的購買行為，得到不同強度的趨近動機對農產品消費者購買行為的影響存在差異。張蓓等[12]引入營銷刺激和心理反應等心理變量作為外部因素,建立消費者有機農產品購買意愿與行為的Logistic模型，據此研究購買意愿與行為的關鍵影響因素。蘇昕等[13]為探究農產品質量安全監管下消費者參與意愿與行為，在行為態度、主觀規范和質量感知能力等外部因素基礎上，引入參與意愿作為中介變量，并通過實證驗證了中介作用存在的合理性。

1.2 系統構建的基本假設

1.2.1 計劃行為理論體系下的假設

TPB理論認為，個體行為意愿主要受行為態度、主觀規范和知覺行為控制等因素影響。結合綠色農產品消費者特點，行為態度是指消費者對綠色農產品的喜好程度的自我認識；主觀規范是指消費者在考慮是否購買決策時所感知到的社會壓力；知覺行為控制則反映消費者過去的體驗經驗和預期購買阻礙。提出假設H1。

H1：消費者行為態度、主觀規范和知覺行為控制正向影響其購買行為。

1.2.2 引入消費動機和認知能力的假設

消費者作為一個具體經濟活動中的個體,同時具有“經濟人”和“社會人”的雙重特征,可看作人工社會中的“智能體”，采用消費動機和認知水平兩個心理變量表征。消費者購買行為除了受到行為態度、主觀規范和知覺行為控制等內部影響外，還會受到消費者消費動機和認知能力等外在因素的影響，故提出假設H2。

H2：消費者消費動機、認知水平正向影響其購買行為。

1.2.3 多級中介作用的系統假設

綠色農產品具有“經驗品”和“信用品”的特性，消費者很難從外觀上辨識農產品質量高低，導致消費者和生產者之間存在質量安全信息的不對稱。消費動機和認知水平轉化為實際購買行為要經過復雜的心理和行為過程，涉及很多因素變量和中介調節環節[6,14-15]。TPB中行為態度、主觀規范和知覺行為控制等心理變量，是否構成消費動機和認知水平轉化為實際購買行為的多重中介作用？特提出假設H3、H4。

H3：消費者行為態度、主觀規范和知覺行為控制在消費動機與購買行為之間起多重中介作用。

H4：消費者行為態度、主觀規范和知覺行為控制在認知水平與購買行為之間起多重中介作用。

綜合以上研究假設，給出含有多重中介效應的系統概念模型(見圖1)。

圖1 含多重中介效應的系統概念模型

2 基于SEM-PLS系統模型方法

2.1 變量選取和測量模型

如圖1概念模型所示,所有心理變量都是不可直接觀測的潛變量，其中消費動機ζ1和認知程度ζ2為外生潛變量，行為態度η1、主觀規范η2、知覺行為控制η3和購買行為η4為內生潛變量。需要構建專門測量模型，借助可觀測變量(也稱外顯變量)實現潛變量估計測量，這個過程稱作驗證性因子分析[16]。

對消費動機ζ1、認知程度ζ2等，通過反復驗證性因子分析，構建X1-X5、X6-X8等作為其觀測變量，測量方程為

(1)

對行為態度η1、主觀規范η2、知覺行為控制η3和綠色購買行為η4等，類似得到Y1-Y5、Y6-Y10、Y11-Y13、Y14-Y16等作為觀測變量，對應測量方程為

(2)

消費動機ζ1、認知水平ζ2量表設計和測量方法(內生潛在變量ηi,i=1,2,…，4可類似處理)。消費動機主要從消費者對綠色農產品的感知質量、營銷刺激和市場滿意度等方面提取觀測變量，認知水平則從綠色農產品認證標識掌握程度提取觀測變量。最終測量方程設置和驗證性因子分析中采用表1觀測變量及Likert五分量表法。

表1 消費動機和認知水平的觀測變量及量表

結構方程模型SEM通常分為基于協方差的結構方程模型(CB-SEM)和基于方差的結構方程模型(VB-SEM)兩種形式[16]。結合研究目的，本文選擇基于方差的結構方程模型，參數估計方法采用偏最小二乘法，合稱偏最小二乘結構方程模型(PLS-SEM)[17-18]。

2.2 結構模型和效應分解

反映消費動機ζ1、認知程度ζ2、行為態度η1、主觀規范η2、知覺行為控制η3和綠色購買行為η4等潛變量之間的路徑依賴關系可用結構方程(3)表示。

(3)

結構模型(3)中的系數βij、γij揭示了諸潛變量之間的直接影響。為進一步揭示消費動機ζ1和認知程度ζ2對消費者購買行為η4的總影響和間接影響,給出結構模型(3)的簡化式表達:

(4)

基于簡化式模型(4)中最后一個方程，可得到消費動機、認知程度對消費者購買行為總效應分解[19]：

(5)

公式(5)中第1項為直接效應,2至4項為間接效應，據此可計算行為態度、主觀規范和知覺行為控制等產生的多重中介調節效應。

與計量經濟學中聯立方程模型建模一樣[19]，結構方程模型也有一套完整的模型識別、參數估計和模型檢驗等方法體系。本文參數估計使用了PLS-SEM，并基于模型的預測能力確定了一套探索性評判準則，包括內生變量擬合優度R2、結構模型預測關聯性Q2以及路徑系數顯著性等[16]。PLS-SEM中只允許遞歸關系不允許存在因果循環，這也從理論上保證了PLS-SEM模型可識別[17-18]。

3 實證分析

3.1 調查對象基本特征

數據收集是通過在武漢地區開展調查獲得,選擇大型連鎖超市消費者作為目標群體，對綠色食品消費者進行抽樣設計調查。抽選的樣本超市以及樣本量如表2所示。

表2 抽樣設計與調查

調查共發放問卷460份，采用攔截式訪問,以一對一的形式調查，最終獲得有效問卷422份，問卷的有效率為91.74%。根據最終實際獲得數據，最終樣本的人口基本特征如表3所示。

表3 調查對象基本特征描述

3.2 測量模型檢驗結果

通過驗證性因子分析，基于所選取觀測變量而構建的問卷的Cronbach′s α系數均在0.70以上，說明量表信度較好。所有代表顯變量的問項標準化后的因子載荷STD均大于0.65，且達到高度顯著水平。同時問卷組成信度CR均大于0.80、平均變異數萃取量AVE均大于0.5，各潛變量構面之間的相關系數在95%的置信區間內均未包含1，表明測量模型具有較好的收斂效度和區別效度。具體計算結果如表4～表6所示。

表4 信度及收斂效度分析

表5 測量項目交叉載荷

表6 變量相關性與區別效度

3.3 結構模型檢驗結果

通過SmartPLS 3.0估計結構模型的路徑系數，然后通過bootstrapping算法計算各路徑系數的標準誤差，進而求得t值和P值，并檢驗研究假設H1～H4是否成立(見表7)。

同時通過SmartPLS 3.0，還可以獲得SEM基于模型預測能力的檢驗指標R2和Q2值，前者反映了在消費動機、認知程度和綠色消費者購買行為之間引入行為態度、主觀規范和知覺行為控制的貢獻，后者反映觀測變量原始分值對結構模型整體預測精度的貢獻(見表8)。

從表7～表8可以看到，除β31和β32外各路徑系數的P值都小于0.01，說明各路徑系數呈現高度顯著性。依次引入行為態度、主觀規范和知覺行為控制等內生變量后，綠色消費者購買行為的R2值達到0.579，說明本文構建的結構方程模型是適宜的。4個內生潛變量的Q2值都大于0，說明本文構建的測量模型也是有效的[16]。

表8 模型預測檢驗的R2和Q2值

3.4 直接效應與中介效應測算結果

把消費動機ζ1、認知程度ζ2、行為態度η1、主觀規范η2、知覺行為控制η3和購買行為η4等變量作為節點，如果節點之間的路徑系數顯著則用有向邊相連，結合表7路徑系數估計和顯著性得到消費者行為意向網絡圖(見圖2)，圖中每條弧的權重就代表了變量之間的直接效應。

表7 路徑系數估計及其顯著性

圖2 多重中介效應網絡圖

進一步將表7中路徑系數β、γ估計值代入式(5)，得到消費動機、認知程度對綠色消費者購買行為的總體效應，并分解出其中直接效應和間接效應部分(見表9)。還可以給出所有中介調節路徑表達，并計算出所有中介調節路徑的間接效應(見表10)。

表9 總效應計算結果

借助式(5)可以分解給出可能存在的所有中介調節路徑，但如何進行中介效應檢驗要比單純的直接效應檢驗復雜得多。以“ζ1→η1→η4”為例，中介作用存在的前提是未加入中介變量η1時自變量ζ1對因變量η4影響顯著，若不顯著，則認為不存在中介效應問題。若顯著，進一步檢驗加入中介變量η1后自變量經由該中介變量指向因變量形成的兩條路徑“ζ1→η1”和“η1→η4”的顯著性，即路徑系數β41、γ11是顯著的。同時，還要保證檢驗加入中介變量η1后直接路徑“ζ1→η4”的顯著性，即路徑系數γ41仍然是顯著的，此時直接效應為γ41，間接效應為β41γ11。通常用間接效應與總效應之比定義中介效應VAF(Variance Account For, VAF)，若VAF>80%，則認為完全中介作用；若VAF<20%，則認為中介作用不明顯；若VAF在20%到80%之間則認為部分中介作用。完全中介實際問題中很少存在，大多數研究中所謂中介作用存在一般指的是部分中介作用[14，20]，本文研究假設H1～H4也沿用這一慣例(見表10)。

表10 多重中介效應識別結果

4 結論與建議

首先，從武漢市所屬3區各大超市調查數據看，武漢市3區城市居民對食品安全問題非常關注，對綠色農產品的認知水平整體很高。且武漢市居民購買過綠色農產品的比例較高，對綠色農產品有著現實的需求，可見武漢市綠色消費理念和健康意識已經呈現。其次，整體上消費者的消費動機、認知水平，行為態度、主觀規范以及知覺行為控制都表現出對綠色農產品購買行為的顯著影響。進一步分析發現，消費者的消費動機對綠色農產品購買行為的影響明顯大于消費者的認知水平對綠色農產品購買行為的影響，從總體效應、直接效應和間接效應看，都表現出完全一致的結論。而消費者的主觀規范對購買行為的影響相對弱于行為態度對購買行為的影響。再次，在消費者的消費動機、認知水平和對綠色農產品的購買行為之間，行為態度以及知覺行為控制都表現出明顯的中介調節效應。進一步分析發現，單個主觀規范并未表現出明顯中介作用，消費者的行為態度顯著影響著其主觀規范，在消費動機、認知水平和綠色農產品購買行為之間，二者衍生出多重中介效應。

結合上述結論，提出如下建議：1)大力挖掘綠色生產和綠色消費需求動機，不斷識別消費者對綠色農產品的潛在需求，并將消費者需求特性轉化為具體的農戶和企業生產行為和行動,當前主要工作就是推動綠色標準化生產,控制和減少化學農藥和化肥用量,推廣生物農藥和有機肥料。2)不斷提升公眾對綠色農產品的認知水平和交流能力，要在社區和超市等加強綠色農產品營銷和綠色認證標志的宣傳，通過教育和培訓讓公眾了解諸如“三品一標”等綠色農產品基本知識。3)強化政府主導、媒體平臺和公眾參與的多主體交流模式，發揮行為態度、主觀規范和知覺行為控制等在多級交流中的中介作用，激發全社會綠色消費意識、健康生活規范和全員自覺參與。