信息干預對消費者偏好與支付意愿影響的實證分析

秦璐璐 劉瑞峰 馬恒運

摘要 通過離散選擇實驗方法，研究鄭州市常住市民消費者對可追溯蘋果的偏好與支付意愿。鑒于信息干預會影響消費者的偏好與支付意愿，研究了不同信息干預下對消費者的偏好與支付意愿的影響。利用選擇實驗方法調查鄭州居住居民對蘋果產品的屬性與偏好。結果表明，信息干預對消費者偏好與支付意愿有顯著的影響；不同信息干預方式對消費偏好與支付意愿的影響不同；從實證結果看，消費者愿意為可追溯信息支付不同價格，不同類型消費者的消費偏好存在明顯差異。這對可追溯食品推廣有重要意義。

關鍵詞 信息干預；可追溯信息；消費偏好；支付意愿

中圖分類號 F713.55 文獻標識碼 A

文章編號 1007-7731（2023）14-0130-08

隨著收入水平的提高，人們對食品質量安全的關注增多，全球范圍內食品可追溯制度逐步建立[1]。例如，歐洲于1997年建立食品可追溯制度，美國和日本等發達國家也開始建立食品可追溯制度[2]；2002年美國強制要求企業建立可追溯制度，以減緩食品安全風險[3]。世界范圍內食品可追溯制度逐漸完善，從最初的牛肉可追溯到雞肉、羊肉和豬肉等可追溯，之后更是擴大至瓜果蔬菜和水產養殖可追溯[4]。雖然世界范圍內可追溯制度發展較早，但是我國食品安全可追溯制度建設起步卻很晚。農業生產模式的多樣化與復雜化，導致我國食品安全事件頻發，特別是2008年的“三聚氰胺”事件，將食品安全質量建設推到一定高度[5]。食品質量安全建設由弱到強，食品安全風險控制有了重要進展[2]。我國自2009年開始了肉制品和蔬菜全產業鏈可追溯建設，2017年以蘋果為對象建立了可追溯制度[6]。

然而，我國可追溯食品制度經歷近20年的發展，消費者對食品質量安全事件的擔憂并未降低。根據《中國統計年鑒》，2020年中國人均鮮瓜果消費60.1 kg。隨著我國居民收入的增長、水果消費量的增大，消費者對水果質量安全的需求越來越強烈[7-8]，但是水果食品安全事件仍時常發生，信息不對稱是導致食品質量安全事件的根本原因[1，9]。

面對這種問題，信息信號有效傳遞則成為一種可行的修正機制[10]。因此，倘若食品可追溯，并通過企業、政府發布相關信息，借助不同社交方式傳遞給消費者且充分披露，則有可能改善因信息不對稱引起的市場失靈[11]。食品可追溯體系通過在供應鏈上提供持續可靠的信息流，對食品的生產過程和流通過程實施監控，并通過追溯來識別問題源頭和實施召回，是從根本上預防食品安全風險的主要工具之一[12]。信息干預是通過社交、網絡等不同方式對信息進行傳播和反饋，目的是影響、改變大眾的行為方式與選擇態度，通常具有成本低、反饋明顯的特點[13-15]。合理的信息干預政策，可有效地減少生產者與消費者之間的信息不對稱[16-17]。

本研究的目的是調查信息干預對受訪者對可追溯蘋果的偏好和支付意愿（WTP）的影響，并評估特定類別蘋果屬性的WTP，對中國的消費者對可追溯食品的偏好進行實證檢驗。

1 文獻綜述

1.1 信息干預機制

經典的微觀經濟理論把消費者假定為“經濟人”，認為其消費行為是由理性偏好決定的，并符合偏好不變和效用最大化的假定，而且消費偏好符合完備性、傳遞性以及不相關獨立選擇3個基本特征[18]。然而，由于眾多情況干預，人們更多表現有限理性[19]。大多數學者認為信息干預能提供積極效應，但是不同的信息所表現的作用也不同。Tversky等[20]在“亞洲疾病問題”的研究中，發現人們在決策時會受到不同信息描述方式影響，提出框架效應理論（Framing effects），并將其定義為人們面對不同表達形式的方案可能做出不同的選擇。決策問題的不同描述通常會產生不同的偏好，但是與強調理性選擇理論的不變原則相反，人總是處于非理性狀態下[21]。

總體來說，信息干預能否提供積極效應的研究結論不盡相同。張盼盼等[22]在調查消費者食物浪費行為中，認為有效的信息干預可以改善消費者食物浪費行為。雖然已有研究表明信息干預可以促進政策實施與行為改善，有的研究認為公眾化信息干預只會引導民眾改善態度和增強相關知識理解，不能推進民眾行為改善與政策實施[23-25]。信息干預的機制效應一直作用于主體決策中，也是行為決策重點的研究領域，但是行為主體接受信息和處理信息時，是從各種屬性或特征屬性信息中，根據各種屬性對自己的重要性，選擇自己所能達到的最大期望效用[26]。行為主體對自己所獲得或者看到的信息依據自己的偏好意愿選擇，并依據行為主體的偏好做出選擇結果[27]。Mcelroy等[28]提出決策雙系統理論，說的是在眾多相似的選擇集群中，這些決策往往不依賴其中一種屬性或特征，而是取決于整個選擇屬性或特征。

1.2 食品質量偏好與支付意愿

從現有研究方法看，顯示性偏好（Revealed preference）和陳述性偏好（Stated preference）是學界研究消費者偏好和支付意愿的兩大類方法[29-30]。就陳述性偏好具體方法，研究者比較常用的是假想價值評估法（Contingent valuation method）、選擇實驗法（Choice experiment）。由于假想價值評估法是在假想市場環境下進行的，消費者經常會夸大實際消費意愿，導致估計偏差過大；相反，選擇實驗法對于受訪者更貼近真實市場環境，則選擇實驗法就成為研究者研究陳述性偏好的主流方法[31-33]。

2 數據來源與描述統計

2.1 數據來源

表1是屬性變量層次與賦值。本文依據前人研究選擇陳述性偏好的選擇實驗法，可有效降低消費者夸大實際支付意愿引起的偏差。蘋果選擇屬性設置4個方面：可追溯信息、認證信息、原產地信息以及購買價格。本文所選屬性已被用于不同食品研究，并被許多文獻證實是食品偏好研究的主要決定因素[34-36]。

每個選擇屬性又分為4個水平。具體來說，可追溯信息分為4個水平：L11，無可追溯性信息（NOTRACE）；L12，包括種植的可追溯性信息（LOTRACE）；L13，包含種植和加工信息（MITRACE）；L14，包含種植、加工和流通信息（HITRACE）。質量認證分為4個水平：L21，認證類型包括無認證（NOTHCERT）；L22，政府認證（GOVCERT）；L23，國內第三方認證（DOTHCERT）；L24，國際第三方認證（INTHCERT）。原產地包括四4個區域：L31，無原產地（NOCLAIM）；L32，山東（SD）；L33，新疆（XJ）；L34，陜西（SX）。蘋果的購買價格分4個水平：L41，12 元/kg；L42，16 元/kg；L43，20 元/kg；L44，24 元/kg。基于所選蘋果產品屬性及其水平，總共生成了256個可能產品概況。因此，在本研究中，選擇集的數量呈指數級數增長到32 640個。這對許多選擇實驗任務來講，數量級別過于龐大，參與者無法做出理性選擇。為減輕參與者的認知負擔，本文使用SSIWeb 7.0軟件，采用隨機設計，建立1個包含120個選擇集的選擇實驗。然后將120個選擇集分成10個版本，隨機將參與者分配到10個版本中。同時，每個選擇任務中都包含1個“不購買”選項。

在變量進行賦值時，有虛擬編碼和效應編碼。通過虛擬編碼得到虛擬變量，是人為設置的虛擬變量，通常取值為0或1，來反映某個變量的不同屬性。而效用編碼通常使用1、0和-1來賦值，反映某個變量的不同屬性。與虛擬編碼相比，效應編碼是參考級別那一類的賦值。因為模型中有不同的類別變量，且存在交互項，加之效應編碼可以對主要效應和交互項進行合理估計，所以本文采用效應編碼。同時，將無可追溯性信息（NOTRACE）、無認證（NOTHCERT）和無原產地（NOCLAIM）設為參考級別。

表2是信息干預設計與變量定義。在10種不同的版本中隨機加入正面信息干預展示、負面信息干預展示和任何信息都不加入。

實驗設計完成后，采用選擇實驗方法進行實證檢驗信息干預對消費者可追溯蘋果偏好和支付意愿的影響。2022年1—2月，筆者對鄭州市受訪者進行了面對面訪談，選擇獲取比較方便的樣本，在整個城市農貿市場、超市、水果店和商場獲得蘋果受訪者樣本。在正式進行訪談前對受訪者進行“廉價談話”，因為已有研究表明“廉價談話”在一定程度上可以降低假設性的偏見[37-38]。

2.2 樣本描述

回收受訪者問卷，總計有效問卷481份。在匯總481位受訪者樣本中，女性比例為56.76%，女性比例略高于男性，這符合中國家庭購物特征的基本情況。樣本平均年齡29歲，年齡主要集中在21～35歲、占樣本總比例的74.43%。樣本個體平均月收入4 447元，家庭平均月收入14 396元，個人月收入主要集中在2 000～5 999元、占樣本總比例的42.83%。樣本的受教育水平主要集中在13～16年、占樣本總比例58.42%，教育水平主要集中在大專與本科，這樣符合鄭州新一線城市人員受教育水平。從家庭特征看，家庭人口數量主要集中在3口、占總體樣本比例32.02%，家庭人數4口、占總體樣本34.93%，家中有老人的占總樣本的47.19%，家中有孩子的占總樣本的45.53%。

在信息干預設計中對受訪者采用問卷方式（隨機調查），最后統計有效正面信息展示問卷155份、占總樣本的32.22%，統計有效負面展示樣本問卷152份、占總樣本的31.60%，統計有效無信息展示樣本問卷174份、占總樣本36.17%，樣本數量基本均等。

3 計量模型

為研究消費者可追溯蘋果屬性偏好和支付意愿，本文基于消費者需求理論[39]，利用選擇實驗方法的離散選擇模型，構造消費者效應函數。假設消費者n從選擇集t中選擇第j個可追溯蘋果屬性所獲得效用：

其中，[Vnjt=Xnjtβ]。[β]是與富士蘋果屬性[Xnjt]相關的未知部分價值效用的向量，而[εnjt]是該效用未觀察到的組成部分。因此，消費者n選擇j的概率：

如果[εnjt]遵循第I類極值分布，假設為獨立且同分布，并且假設是有效的，可以使用條件Logit（CL）模型來估計第j個選項被選擇的概率：

如果放寬同質偏好的假設，并且隨機參數固定，可使用隨機參數Logit估計消費者n在選擇情況t下選擇備選j的概率：

其可觀測效應函數：

其中，ASC是固定參數，[X'ntj]是設置為固定變量的方案特征，其系數為[β']，仍為1個值。

依據本文所做的研究，信息干預下消費者n每個選擇集t中選擇備選j的效用：

其中，[Infon]是對消費者的不同的信息干預方式，包括正面信息展示（IP），負面信息展示（IN）和信息展示（IO）。參數被假設為是隨機的，并且服從正態分布，ASC在此表示不購買和價格的系數是固定的[40]。

蘋果屬性的WTP由[WTP=?2βtβp]計算，其中[βt]為非價格屬性t的系數， [βp]為估計的價格系數。

4 實證結果及分析

表3是隨機參數Logit回歸結果。可以發現在所有對比組中，不購買和價格的系數都是負值，且在0.01水平上顯著。這個結果表明對消費者而言，不購買蘋果會產生更低的效應，并且如果蘋果價格過高，也會產生較低的效應。以下為主要討論信息干預后的影響。

首先，比較正面信息干預與負面信息干預差異。發現對LOTRACE的系數沒有顯著影響，但是對MITRACE、HITRACE、GOVCERT和DOTHCERT的系數有正向影響，且在0.01水平上顯著，并且負面信息組對XJ蘋果系數顯著，且在0.05水平上顯著，而正面信息組統計不顯著，表明負面信息組相對正面信息組而言更愿意購買XJ的蘋果，在進行負面信息展示之后，也表明消費者愿意相信XJ的蘋果品質。正面信息組對SD系數顯著，在0.1水平上顯著，而負面信息組對SD沒有顯著影響，這表明在正面信息展示之后，消費者一定程度上愿意購買SD的蘋果。在正面信息與負面信息干預后，消費者都對SX的系數顯著，這表明進行信息展示之后，消費者對SX的蘋果更加信任。

其次，比較信息干預組與無信息干預組的差異。發現無論在進行正面信息干預，還是負面信息干預后，相比于無信息組，信息干預組的DOTHCER的系數更加顯著，這表明在進行信息干預之后，消費者表現出對DOTHCER更加相信，并且表明在進行信息干預后，消費者提高了對DOTHCER的信任，這對政策制定者而言是非常有意義的，并且發現在沒有信息展示之后，消費更愿意相信INTHCERT，并且系數在0.01水平上顯著，表明面對信息不對稱，消費者對INTHCERT的蘋果，購買的可能性非常大。對比無信息組與負面信息組干預組，發現無信息組也對SD系數顯著，且在0.05水平上顯著，這表明消費者看到負面信息組展示后，會降低對SD蘋果的信任。這可能因為消費者接觸較少的SD蘋果，又因為受負面信息干預后心理壓力過重，導致對SD蘋果的不信任行為。對比無信息組與正面信息組干預組，發現無信息組對XJ的系數顯著，正面信息組的系數并不顯著，這表明在有正面信息展示之后，消費者會降低對XJ蘋果的信任。對照無信息組、正面信息組和負面信息組，可以發現這3組都對SX蘋果系數顯著，這表明消費者無論是否接受信息干預，都對SX蘋果表現更強烈信任，這可能是因為鄭州市外來蘋果售賣中更多批發SX蘋果，消費者對SX蘋果更為了解，因此對SX蘋果更加信任。

第三，在信息干預與認證類型交互項中，可以發現DOTHCERT[×]IO系數顯著且為正，表明在進行信息干預之后，消費者對國內認證表現為更加信任，這可能增加消費者更樂意購買國內認證蘋果的概率。然而，INTHCERT[×]IO的系數顯著且為負，表現為在信息干預之后，消費者會降低對國際認證蘋果的信任，從而導致降低購買國際認證蘋果的概率。

表4是各個對照組的支付意愿。支付意愿在0.95置信區間顯示，可以看到各個參照組對所設定的屬性層次均有一定的支付意愿。具體分析如下。

由表4可知，首先，無論是否進行信息干預，在可追溯信息方面，消費者對包含種植、加工和流通信息均表現出較高的支付意愿。其中，無信息展示組相比信息干預組對包含種植和加工的可追溯信息表現為較高的支付意愿，并且愿意多支付5.72 元/kg。進一步說，在對可追溯信息包含到種植、加工和流通的時候，正面信息干預組表現為最高的支付意愿，并且愿意為其多支付6.32 元/kg。這一發現可能預示，在進行正面信息展示之后，消費者表現為更強烈的信任，所以愿意為其付出更高的價格。

其次，在對認證屬性方面，無信息組表現為對政府認證最高支付意愿，并且愿意為其多支付7.08 元/kg。這種情況可能是由于在沒有任何信息干預展示的情況下，消費者表現為更愿意相信政府。同時，可以看到相對于其他信息干預組，無信息組對國際認證也表現出最高支付意愿，并且愿意為其多支付4.52 元/kg。對原產地屬性的支付意愿來說，各對照組也均表現出一定的支付意愿，無論是否進行干預，消費者愿意為SX進行最高的溢價支付，并且其中無信息干預更是愿意為其多支付4.92 元/kg。

第三，通過對比可以發現，無論是否進行信息干預，相比于原產地信息，消費者更愿意為可追溯信息和認證信息進行更高的溢價支付。這一結果說明隨著我國整體教育水平提高，消費者對可追溯信息和認證信息有了更多了解，表現出更加的信任，預示我國可追溯食品質量安全體系有了一定發展。

5 研究結論與政策啟示

本文以可追溯蘋果為分析對象，采用陳述性偏好的選擇實驗方法，分析信息干預對消費者偏好與支付意愿的影響，并探討了對附帶不同信息屬性蘋果的溢價支付意愿。

結果表明，受訪者對蘋果屬性所附帶的可追溯信息、認證信息和原產信息均有一定的溢價支付意愿。在可追溯信息屬性水平，對追溯的種植、加工和流通的支付意愿最高；在認證信息屬性水平，對政府認證支付意愿最高；在原產地信息屬性水平，對來自陜西的蘋果溢價支付意愿最高。通過對比可以發現，受訪者對高層次的可追溯信息和政府認證表現出強烈的偏好。

在加入信息干預后，發現信息干預對消費者偏好和支付意愿明顯發生了變化。通過對比正面信息干預組和負面信息干預組，發現經受負面信息干預的受訪者對產自新疆和陜西的蘋果有了更加強烈的偏好。通過對比正面信息干預與無信息組，發現正面信息干預組的受訪者對國內認證表現出強烈的偏好，但是無信息組卻對國際認證表現出強烈的偏好。同時，發現無信息干預受訪者對產自新疆、山東和陜西的蘋果都有更強烈的偏好。

上述結果對于市場影響和可追溯食品推廣有重要意義。信息干預明顯使消費者偏好發生變化，說明信息干預顯著影響消費者偏好和行為，應當充分關注信息干預實施對消費者的影響。因此，政府和商家應該考慮消費者異質性，設定信息干預進行引導，通過媒體和網絡等手段，提高消費者對可追溯食品的認知，完善信息傳遞機制。其次，通過多種方式強化消費者對可追溯知識的教育，增強客觀認知，并加強其信任程度。最后，提高政府和第三方認證權威性，建立有效的信譽度并提高其公信力，實現有效信號傳遞。企業應精準營銷，對不同類別消費者，采取不同的營銷策略，投其所好。通過各方努力，逐步完善我國可追溯食品安全體系。

參考文獻

[1] SARIG，Y. Traceability of food products[J]. International Commission of Agricultural Engineering，2003，5：1-17.

[2] 李廣領，張利麗，吳艷兵，等. 中國農產品質量安全可追溯體系建設[J]. 湖南農業科學，2009（2）：120-123.

[3] 劉鵬，劉文，馬愛進. 國外食品可追溯制度建設分析及對我國的啟示[J]. 標準科學，2012（12）：88-93.

[4] 牟曉霞. 國外食品供應鏈管理可追溯制度對我國的啟示[J]. 食品研究與開發，2021，42（22）：247.

[5] 靳明，楊波，趙敏. 食品安全事件對我國乳制品產業的沖擊影響與恢復研究——以“三聚氰胺”等事件為例[J]. 商業經濟與管理，2015（12）：81-91.

[6] 梁飛，馬恒運，劉瑞峰. 消費者信任對可追溯食品偏好和支付意愿影響研究——基于中國大中型城市可追溯富士蘋果消費者的問卷調查[J]. 農業經濟與管理，2019（6）：85-98.

[7] LIU R F，GAO Z F，NAYGA R M，et al. Consumers valuation for food traceability in China：does trust matter？[J]. Food Policy，2019，88：101768.

[8] 劉瑞峰，王劍，梁飛，等. 綠色食品認證對獼猴桃種植的環境效益和經濟效益影響——基于傾向得分匹配的實證分析[J]. 農業經濟與管理，2021（3）：39-49.

[9] REGATTIERI A，GAMBERI M，MANZINI R. Traceability of food products：general framework and experimental evidence[J]. Journal of Food Engineering，2007，81（2）：347-356.

[10] SPENCE M. Job market signaling[J]. The Quarterly Journal of Economics，1973，87（3）：355-374.

[11] ORTEGA D L，WANG H H，WU L P，et al. Modeling heterogeneity in consumer preferences for select food safety attributes in China[J]. Food Policy，2011，36（2）：318-324.

[12] VAN RIJSWIJK W，FREWER L J，MENOZZI D，et al. Consumer perceptions of traceability：a cross-national comparison of the associated benefits[J]. Food Quality and Preference，2008，19（5）：452-464.

[13] 陳凱. 信息干預對綠色消費行為的影響分析[J]. 中國特色社會主義研究，2020，11（S1）：126-131，161.

[14] MACK B，TAMPE-MAI K. An action theory-based electricity saving web portal for households with an interface to smart meters[J]. Utilities Policy，2016，42：51-63.

[15] PETER F H，ZAMBRE V. Intended college enrollment and educational inequality：do students lack information？[J]. Economics of Education Review，2017，60：125-141.

[16] GRACIA A，DE MAGISTRIS T. The demand for organic foods in the South of Italy：a discrete choice model[J]. Food Policy，2008，33（5）：386-396.

[17] VERBEKE W，WARD R W. A fresh meat almost ideal demand system incorporating negative TV press and advertising impact[J]. Agricultural Economics，2001，25（2-3）：359-374.

[18] GINTIS H. The bounds of reason：game theory and the unification of the behavioral sciences[M].Princeton University Press，2014.

[19] TANNENBAUM D，FOX C R，ROGERS T. On the misplaced politics of behavioural policy interventions[J]. Nature Human Behaviour，2017，1：130.

[20] TVERSKY A，KAHNEMAN D. The framing of decisions and the psychology of choice[J]. Science，1981，211（4481）：453-458.

[21] TVERSKY A，KAHNEMAN D. The framing of decisions and the rationality of choice[J]. The Journal of Business，1986，59（4）：251-278.

[22] 張盼盼，白軍飛，成升魁，等. 信息干預是否影響食物浪費？——基于餐飲業隨機干預試驗[J]. 自然資源學報，2018，33（8）：1439-1450.

[23] 陳琦琦，馬宇貝，展進濤. 信息干預可以減少消費者轉基因食品客觀認知扭曲嗎——基于行為實驗的證據[J]. 農業技術經濟，2021（2）：63-71.

[24] QI D Y，ROE B E. Foodservice composting crowds out consumer food waste reduction behavior in a dining experiment[J]. American Journal of Agricultural Economics，2017，99（5）：1159-1171.

[25] YEOMANS M，HERBERICH D. An experimental test of the effect of negative social norms on energy-efficient investments[J]. Journal of Economic Behavior & Organization，2014，108：187-197.

[26] 張瑾，尤天慧. 考慮消費者期望的多屬性在線評論商品選擇方法[J]. 管理工程學報，2020，34（5）：24-31.

[27] REYNA V F，BRAINERD C J. Fuzzy-trace theory and childrens acquisition of mathematical and scientific concepts[J]. Learning and Individual Differences，1991，3（1）：27-59.

[28] MCELROY T，SETA J J. Framing effects：an analytic-holistic perspective[J]. Journal of Experimental Social Psychology，2003，39（6）：610-617.

[29] BREIDERT C，HAHSLER M，REUTTERER T. A review of methods for measuring willingness-to-pay[J]. Innovative Marketing，2006，2（4）：8-32.

[30] 全世文. 選擇實驗方法研究進展[J]. 經濟學動態，2016（1）：127-141.

[31] LIU R F，LIANG F，HENG Y，et al. Do past experience and group heterogeneity matter to consumer preferences？ evidence from a choice experiment in urban China[J]. Frontiers in Psychology，2022，13：843433.

[32] YIN S J，HU W Y，CHEN Y S，et al. Chinese consumer preferences for fresh produce：interaction between food safety labels and brands[J]. Agribusiness，2018：agr.21585.

[33] 吳林海，秦沙沙，朱淀，等. 可追溯豬肉原產地屬性與可追溯信息屬性的消費者偏好分析[J]. 中國農村經濟，2015（6）：47-62，73.

[34] 吳林海，王淑嫻，WUYANG HU. 消費者對可追溯食品屬性的偏好和支付意愿：豬肉的案例[J]. 中國農村經濟，2014（8）：58-75.

[35] CAPUTO V，LUSK J L，NAYGA R M. Am I getting a good deal？ reference-DependentDecision making when the reference price is uncertain[J]. American Journal of Agricultural Economics，2020，102（1）：132-153.

[36] JIN S S，ZHANG Y，XU Y N. Amount of information and the willingness of consumers to pay for food traceability in China[J]. Food Control，2017，77：163-170.

[37] BELLO M，ABDULAI A. Impact of Ex-ante hypothetical bias mitigation methods on attribute non-attendance in choice experiments[J]. American Journal of Agricultural Economics，2016，98（5）：1486-1506.

[38] SILVA A，NAYGA R，CAMPBELL B，et al. Revisiting cheap talk with new evidence from a field experiment[J]. Journal of Agricultural and Resource Economics，2011，36（2）：280-291.

[39] LANCASTER K J. A new approach to consumer theory[J]. Journal of Political Economy，1966，74（2）：132-157.

[40] UBILAVA D，FOSTER K. Quality certification vs. product traceability：consumer preferences for informational attributes of pork in Georgia[J]. Food Policy，2009，34（3）：305-310.

（責編：王 菁）