消費(fèi)者綠色農(nóng)產(chǎn)品自述偏好與實(shí)際選擇偏差研究
——基于情境變量調(diào)節(jié)效應(yīng)的實(shí)證分析

盧素蘭，劉偉平

(福建農(nóng)林大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，福建 福州 350002)

消費(fèi)者綠色農(nóng)產(chǎn)品自述偏好與實(shí)際選擇偏差研究
——基于情境變量調(diào)節(jié)效應(yīng)的實(shí)證分析

盧素蘭，劉偉平

(福建農(nóng)林大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，福建 福州 350002)

本文從參照群體、經(jīng)濟(jì)成本、正面信息四個(gè)情境變量調(diào)節(jié)視角，采用分層回歸模型，驗(yàn)證了綠色農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)消費(fèi)者自述偏好與實(shí)際選擇傾向。一方面，“漂綠”問題使民眾對(duì)綠色農(nóng)產(chǎn)品失去信任，難以將強(qiáng)烈的購(gòu)買意愿轉(zhuǎn)化為購(gòu)買行為，有強(qiáng)烈購(gòu)買意愿的潛在消費(fèi)者在參照群體的影響下，產(chǎn)生購(gòu)買意愿與實(shí)際選擇相背離的現(xiàn)象。另一方面，綠色農(nóng)產(chǎn)品的高昂價(jià)格亦導(dǎo)致多數(shù)人難以將強(qiáng)烈購(gòu)買意愿轉(zhuǎn)化為實(shí)際選擇行為。可見，正面信息有利于民眾將對(duì)綠色農(nóng)產(chǎn)品的觀望態(tài)度轉(zhuǎn)化為實(shí)際選擇行為，有利的外部情境因素是實(shí)現(xiàn)消費(fèi)者購(gòu)買綠色農(nóng)產(chǎn)品重要的促進(jìn)條件。應(yīng)重視“漂綠”現(xiàn)象所引起的綠色農(nóng)產(chǎn)品信任危機(jī)，重視參照群體對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買綠色農(nóng)產(chǎn)品的影響規(guī)律，加強(qiáng)對(duì)綠色農(nóng)產(chǎn)品的監(jiān)管力度，為綠色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)化發(fā)展提供良好的市場(chǎng)環(huán)境。

綠色農(nóng)產(chǎn)品；購(gòu)買意愿；購(gòu)買行為；情景變量；調(diào)節(jié)效應(yīng)

一、問題的提出及文獻(xiàn)綜述

食品安全問題已成為當(dāng)前國(guó)家與民眾關(guān)注的重要民生議題，且時(shí)常成為網(wǎng)絡(luò)輿論的熱點(diǎn)。各種媒體對(duì)食品安全事件的負(fù)面報(bào)道或偏向性的解讀，促使民眾對(duì)食品安全問題的感知時(shí)常偏離實(shí)際的風(fēng)險(xiǎn)水平，從而對(duì)認(rèn)證的綠色農(nóng)產(chǎn)品購(gòu)買意愿日益強(qiáng)烈。然而，與強(qiáng)烈的購(gòu)買意愿相比，民眾實(shí)際購(gòu)買綠色農(nóng)產(chǎn)品的比例并不高[1]。目前，國(guó)外學(xué)術(shù)界對(duì)綠色購(gòu)買意愿與購(gòu)買行為相悖的解釋主要有三種觀點(diǎn)：一是認(rèn)為通過自我報(bào)告的方式所獲取的數(shù)據(jù)只能反映符合社會(huì)期望傾向的顯性態(tài)度，而無法反映消費(fèi)者的隱性態(tài)度，因此這樣的數(shù)據(jù)分析所得結(jié)果通常高估了消費(fèi)者對(duì)綠色消費(fèi)的購(gòu)買意愿；二是認(rèn)為心理因素及產(chǎn)品本身屬性的限制導(dǎo)致綠色購(gòu)買意愿與購(gòu)買行為的不一致[2]；第三種觀點(diǎn)則認(rèn)為情境變量的調(diào)節(jié)及交互作用導(dǎo)致綠色消費(fèi)態(tài)度難以高效率預(yù)測(cè)綠色購(gòu)買行為[3]。國(guó)內(nèi)學(xué)者也有學(xué)者關(guān)注綠色購(gòu)買意愿與購(gòu)買行為之間產(chǎn)生偏差的問題，然而已有的研究相對(duì)薄弱[4]。本文利用調(diào)查數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)情境變量在綠色農(nóng)產(chǎn)品購(gòu)買行為的影響中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

二、理論分析與研究假說

ABC理論(態(tài)度-情境-行為理論)認(rèn)為，環(huán)境行為是環(huán)境態(tài)度變量和情境因素互相作用的結(jié)果。當(dāng)情境因素發(fā)揮中性作用時(shí)，環(huán)境態(tài)度對(duì)環(huán)境行為發(fā)揮最強(qiáng)的預(yù)測(cè)作用[5]。進(jìn)一步而言，民眾綠色農(nóng)產(chǎn)品購(gòu)買行為可能在情境變量的影響下，與其強(qiáng)烈的購(gòu)買意愿產(chǎn)生偏差。因此，必須厘清情境變量在購(gòu)買意愿和購(gòu)買行為中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。既有文獻(xiàn)表明，“漂綠”(“漂綠”問題指在茶油市場(chǎng)出現(xiàn)部分相關(guān)企業(yè)銷售其生產(chǎn)產(chǎn)品時(shí)出現(xiàn)虛假宣傳、夸大宣傳、含糊其辭、偷換概念甚至誤導(dǎo))現(xiàn)象已引發(fā)綠色農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)的信任危機(jī)，對(duì)購(gòu)買行為產(chǎn)生負(fù)面影響[6]。有學(xué)者進(jìn)一步指出，“漂綠”現(xiàn)象加劇人們對(duì)綠色產(chǎn)品的不信任，影響人們對(duì)綠色產(chǎn)品的感知利益，但沒有證據(jù)顯示其抑制使綠色產(chǎn)品購(gòu)買意愿向?qū)嶋H購(gòu)買行為的轉(zhuǎn)化[7]。目前，“漂綠”問題在一定程度上已影響中國(guó)消費(fèi)者對(duì)綠色食品的信任度，導(dǎo)致交易費(fèi)用增加，使部分持有強(qiáng)烈購(gòu)買意愿的民眾可能放棄購(gòu)買[8]。

假說1：“漂綠”問題導(dǎo)致消費(fèi)者綠色農(nóng)產(chǎn)品購(gòu)買意愿與實(shí)際選擇的不一致

消費(fèi)者的感知價(jià)值包含產(chǎn)品的社會(huì)性形象和結(jié)果，他人評(píng)價(jià)和社會(huì)規(guī)范是消費(fèi)者行為的關(guān)鍵變量。國(guó)外部分研究結(jié)果支持了參照群體、經(jīng)濟(jì)成本等情境變量因素在綠色購(gòu)買意愿向?qū)嶋H購(gòu)買行為轉(zhuǎn)化過程中產(chǎn)生限制作用[9]。國(guó)內(nèi)學(xué)者研究結(jié)果顯示，在價(jià)格、地域條件以及社會(huì)規(guī)范等影響下，人們的購(gòu)買意愿易轉(zhuǎn)化實(shí)際購(gòu)買行為。但也有研究從理論上分析，認(rèn)為參照群體的影響下，消費(fèi)者可能因感受到群體壓力而刻意隱藏自己意愿去遵從群體規(guī)范，以贏得群體成員的認(rèn)可或避免懲罰，導(dǎo)致其購(gòu)買意愿與購(gòu)買行為之間產(chǎn)生差距[10]。

假說2：參照群體會(huì)導(dǎo)致消費(fèi)者綠色農(nóng)產(chǎn)品購(gòu)買意愿與實(shí)際選擇的不一致

由消費(fèi)者行為理論可知，為了規(guī)避可能面臨的更大金錢、心理及性能等風(fēng)險(xiǎn)，消費(fèi)者對(duì)缺乏相關(guān)信息的新產(chǎn)品持保留態(tài)度[11]。傳遞給消費(fèi)者的正面信息更能促進(jìn)購(gòu)買行為，反之，負(fù)面信息則比全面信息對(duì)購(gòu)買行為會(huì)產(chǎn)生更強(qiáng)的抑制效應(yīng)[12]。正向標(biāo)識(shí)信息是導(dǎo)致陳述性偏好與購(gòu)買行為發(fā)生偏差的關(guān)鍵因素。向大眾傳遞綠色農(nóng)產(chǎn)品的正面信息能有效提高綠色農(nóng)產(chǎn)品購(gòu)買意愿轉(zhuǎn)化為購(gòu)買行為的比率。

假說3：正面信息使消費(fèi)者綠色農(nóng)產(chǎn)品購(gòu)買意愿與實(shí)際選擇行為更容易一致

價(jià)格和食品安全性的正面信息是影響購(gòu)買行為及市場(chǎng)需求的關(guān)鍵因素[13]。以往研究利用指數(shù)效用和需求價(jià)格彈性等綜合性指標(biāo)探究人們對(duì)綠色農(nóng)產(chǎn)品的購(gòu)買行為，指出綠色農(nóng)產(chǎn)品的需求價(jià)格彈性較高，人們對(duì)價(jià)格較為敏感，綠色農(nóng)產(chǎn)品對(duì)普通產(chǎn)品的替代能力并不高。也有研究指出受高價(jià)格等因素的影響下，大眾對(duì)可追溯食品的購(gòu)買意愿難以有效轉(zhuǎn)化實(shí)際的購(gòu)買行為。鑒于此，提出第四條研究假說。

假說4：高昂的經(jīng)濟(jì)成本易導(dǎo)致消費(fèi)者綠色農(nóng)產(chǎn)品購(gòu)買意愿與實(shí)際選擇行為不一致。

三、 研究設(shè)計(jì)與變量測(cè)量

文章利用分層回歸方法檢驗(yàn)情境變量在綠色農(nóng)產(chǎn)品購(gòu)買意愿對(duì)購(gòu)買行為的影響中產(chǎn)生調(diào)節(jié)效應(yīng)，具體方程如下：

Y=α+α1X+biZi+b1iXZi+μm

(1)

其中Y是購(gòu)買行為、X是購(gòu)買意愿，Zi是對(duì)應(yīng)的情境變量，XZi是交互項(xiàng)，代表變量Zi對(duì)購(gòu)買意愿X—Y之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。比如XZi即是“漂綠”問題對(duì)購(gòu)買意愿—購(gòu)買行為之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

(一) 數(shù)據(jù)來源

本研究的數(shù)據(jù)來源于2015年國(guó)家林業(yè)局調(diào)查數(shù)據(jù)。課題組成員在廣州、長(zhǎng)沙、福州進(jìn)行茶油購(gòu)買行為的入戶問卷調(diào)查。根據(jù)收入水平和總?cè)丝跀?shù)分別從3個(gè)樣本城市的不同城區(qū)中選取兩個(gè)樣本區(qū)，在樣本區(qū)中選取不同規(guī)模的社區(qū)，在樣本社區(qū)中隨機(jī)選取樣本戶進(jìn)行問卷調(diào)查。調(diào)查共發(fā)放問卷750份，收回有效問卷664份，有效率為88.5%。查樣本具有代表性，比較合理可靠。具體問卷統(tǒng)計(jì)結(jié)果為：(1)以女性群體為主(58. 4%)；(2)以31-50歲年齡層的群體為主(57.9%)；(3)以大專以上學(xué)歷的群體為主(65. 5%)；(4)家庭人口3人以上占絕大多數(shù)(91. 1 %)；(5)以年收入3萬(wàn)元以上的家庭為主(66.3%)。

(二) 變量選擇與描述統(tǒng)計(jì)

結(jié)合前文中待驗(yàn)證的研究假說，分別對(duì)購(gòu)買意愿、參照群體、經(jīng)濟(jì)成本、正面信息、“漂綠”問題5個(gè)變量設(shè)置相應(yīng)的觀察變量，答辯的選擇包括“完全不同意”、“比較不同意”、“一般”、“比較同意”、“完全同意”5個(gè)選項(xiàng)，然后為這些變量賦值。購(gòu)買行為用“年購(gòu)買茶油頻率”來表示。表1為解釋變量、情境變量的定義與描述性統(tǒng)計(jì)。同時(shí)， 變量“購(gòu)買意愿”開發(fā)了3個(gè)題項(xiàng)(見表2)。

表1 變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)

(三) 信效度檢驗(yàn)

在檢驗(yàn)情景變量的調(diào)節(jié)效應(yīng)之前，運(yùn)用SPSS18.0對(duì)正式量表進(jìn)行信效度檢驗(yàn)。首先檢驗(yàn)茶油購(gòu)買意愿與購(gòu)買行為的信效度，兩個(gè)變量進(jìn)行信度檢驗(yàn)獲取2個(gè)Cronbach’s Alpha值均大于0.8(表2)，表明量表具有較好信度。再利用AMOS18.0對(duì)購(gòu)買意愿及購(gòu)買行為兩個(gè)變量的進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，根據(jù)驗(yàn)證性因子分析結(jié)果(表2)購(gòu)買意愿對(duì)應(yīng)的3個(gè)觀察變量、購(gòu)買行為對(duì)應(yīng)的2個(gè)觀察變量的標(biāo)準(zhǔn)化估計(jì)值都超過基準(zhǔn)值0.5，且所有估計(jì)變量均高度顯著(P<0.001)，說明2個(gè)潛在變量具有良好的聚集效度。利用驗(yàn)證性分析結(jié)果計(jì)算2個(gè)潛在變量的AVE(平均變抽取)平方根并與潛在變量之間相關(guān)系數(shù)相比較。比較結(jié)果表明，購(gòu)買意愿、購(gòu)買行為的AVE平方根值均大于其他潛在變量的相關(guān)系數(shù)，這表明購(gòu)買意愿與購(gòu)買行為這兩個(gè)變量的區(qū)別效度都較好。

表2 購(gòu)買意愿、購(gòu)買行為兩個(gè)變量的信度及AVE檢驗(yàn)結(jié)果

其次，采用主成分分析法對(duì)“漂綠”問題，參照群體、經(jīng)濟(jì)成本、正面信息四個(gè)情境變量進(jìn)行因子分析；并利用方差最大化正交旋轉(zhuǎn)為因子旋轉(zhuǎn)方式提取公因子。由因子分析的結(jié)果可知，四個(gè)情境變量再各自因子負(fù)荷值都超過0.5，所以4個(gè)變量的量表具有較好的收斂度和區(qū)別度(表3,表4)。再運(yùn)用AMOS18.0固定負(fù)荷法對(duì)情境變量進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析(表5)。情境變量量表的驗(yàn)證性因子分析結(jié)果中，指標(biāo)CFI>0.90，NFI>0.90和NNFI>0.90；RMRSEA<0.1，RMR<0.08，這5個(gè)指標(biāo)都滿足要求。表明情境變量的驗(yàn)證性因子分析結(jié)果表明模型與數(shù)據(jù)擬合程度較好，該量表具有較好的結(jié)構(gòu)效度。綜上所述，6個(gè)自變量的量表具有較高的信效度。

表3 情境變量題項(xiàng)的因子總方向的解釋率表

表4 情境變量題項(xiàng)的因子負(fù)荷矩陣

表5 情境變量驗(yàn)證性因子分析結(jié)果

四、實(shí)證結(jié)果與分析

利用Pearson相關(guān)系數(shù)對(duì)因變量與調(diào)節(jié)變量之間的相關(guān)程度進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示城市居民購(gòu)買行為與情境變量(“漂綠”問題、參照群體、正面信息、經(jīng)濟(jì)成本)均有顯著的正相關(guān)關(guān)系，其中與正面信息成顯著正相關(guān)關(guān)系，與參照群體、經(jīng)濟(jì)成本、“漂綠”問題變量呈負(fù)相關(guān)關(guān)系(表6)。之后利用SPSS18.0對(duì)購(gòu)買意愿與購(gòu)買行為采用分層回歸分析，檢驗(yàn)情境變量對(duì)茶油購(gòu)買意愿與購(gòu)買行為之間關(guān)系的綜合調(diào)節(jié)作用，具體結(jié)果如表7所示。

表6 因變量與情境變量的相關(guān)系數(shù)

說明：***表示在1% 水平上顯著相關(guān)，**表示在 5 %水平上顯著相關(guān)，*表示在10% 水平上顯著相關(guān)。

表7 購(gòu)買意愿與情境變量的分層分析回歸結(jié)果

說明：***表示在 1%水平上顯著相關(guān)，**表示在 5 %水平上顯著相關(guān)，*表示在10%水平上顯著相關(guān)。

(一) 部分情景變量在綠色農(nóng)產(chǎn)品購(gòu)買意愿中產(chǎn)生綜合調(diào)節(jié)效應(yīng)

概括而言，本研究所構(gòu)建的茶油購(gòu)買意愿—購(gòu)買行為—情境模型中，情景變量確實(shí)在居民茶油購(gòu)買意愿轉(zhuǎn)化為實(shí)際購(gòu)買行為時(shí)產(chǎn)生調(diào)節(jié)效應(yīng)，在情境變量的調(diào)節(jié)交互作用下茶油購(gòu)買意愿對(duì)購(gòu)買行為的預(yù)測(cè)作用確實(shí)減弱。模型3的F=38.340,P<0.001，具有統(tǒng)計(jì)意義，另外模型3的決定系數(shù)比模型1和模型2有顯著提高，“漂綠”問題、經(jīng)濟(jì)成本、正面信息與購(gòu)買意愿的交互作用顯著(表7)。

首先，“漂綠”問題在綠色農(nóng)產(chǎn)品購(gòu)買意愿向?qū)嶋H購(gòu)買行為轉(zhuǎn)化過程產(chǎn)生抑制作用。“漂綠”問題與購(gòu)買意愿交互項(xiàng)的回歸系數(shù)α=-0.010，且達(dá)到顯著性水平(表7)，這與前期的預(yù)測(cè)相一致。這說明在綠色經(jīng)濟(jì)和綠色消費(fèi)蓬勃發(fā)展的中國(guó)已出現(xiàn)“漂綠”問題蔓延的勢(shì)頭，且問題較嚴(yán)重，大眾對(duì)綠色農(nóng)產(chǎn)品的不信任感與日俱增，而低信任度會(huì)增加交易費(fèi)用，使一些潛在的交易因高昂的交易費(fèi)用而無法實(shí)現(xiàn)[21]。其次，經(jīng)濟(jì)成本在綠色農(nóng)產(chǎn)品購(gòu)買意愿向?qū)嶋H購(gòu)買行為轉(zhuǎn)化過程產(chǎn)生負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)。由表8可知，經(jīng)濟(jì)成本與購(gòu)買意愿交互項(xiàng)的回歸系數(shù)α=-0.071，且達(dá)到顯著性水平，這與前期的預(yù)測(cè)相符。這是因?yàn)樵诂F(xiàn)有生活水平下，盡管大眾意識(shí)到食品安全危機(jī)的嚴(yán)重性，對(duì)健康食品的訴求強(qiáng)烈，但茶油等綠色農(nóng)產(chǎn)品的高價(jià)格仍然限制了人們實(shí)際的購(gòu)買行為。再者，正面信息在綠色農(nóng)產(chǎn)品購(gòu)買意愿向?qū)嶋H購(gòu)買行為轉(zhuǎn)化過程產(chǎn)生促進(jìn)作用。由表8可知，正面信息與茶油購(gòu)買意愿交互項(xiàng)的回歸系數(shù)α=0.038，且在5%水平上顯著相關(guān)，這與前人的研究一致。其理由可能是正面信息越到位，大眾獲取越多茶油從生產(chǎn)到銷售的相關(guān)信息，如政府權(quán)威部門提供的監(jiān)管、檢測(cè)、可追溯等因素，同等條件下越可能購(gòu)買。由消費(fèi)者行為理論可知，面對(duì)新產(chǎn)品缺乏相應(yīng)的信息時(shí)，消費(fèi)者會(huì)面臨更大的金錢、心理以及性能等風(fēng)險(xiǎn)。為了規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，消費(fèi)者會(huì)對(duì)信息不明的產(chǎn)品持觀望的態(tài)度，進(jìn)而購(gòu)買具有品牌效應(yīng)的老字號(hào)產(chǎn)品[14]。

表8 參照群體與購(gòu)買意愿的分層回歸結(jié)果

說明：***表示在 1%水平上顯著相關(guān),**表示在 5 %水平上顯著相關(guān),*表示在10%水平上顯著相關(guān)。

(二)單獨(dú)調(diào)節(jié)時(shí)，參照群體綠色對(duì)農(nóng)產(chǎn)品購(gòu)買意愿產(chǎn)生負(fù)向調(diào)節(jié)作用

由綜合調(diào)節(jié)的計(jì)量結(jié)果可知，情境變量“參照群體”對(duì)購(gòu)買意愿與購(gòu)買行為之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。那么此處“參照群體”調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著是本質(zhì)如此，還是受其他情境變量的干擾？為此，本研究進(jìn)一步探究自變量“參照群體”單獨(dú)對(duì)購(gòu)買意愿與購(gòu)買行為之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。由“參照群體”變量與“購(gòu)買意愿”的分層回歸分析結(jié)果(表8)可知，模型3的F=195.174,P<0.001，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。另外模型3的決定系數(shù)R2比模型1與模型2都有所提高，且參照群體與購(gòu)買意愿的交互項(xiàng)作用顯著，交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為α=-0.019，且達(dá)到顯著性水平。這表明“參照群體”變量單獨(dú)調(diào)節(jié)時(shí)弱化購(gòu)買意愿對(duì)購(gòu)買行為的影響效應(yīng)。導(dǎo)致上述結(jié)果的可能原因是參照群體對(duì)大眾綠色購(gòu)買行為的影響是多維度的。參照群體對(duì)個(gè)體購(gòu)買行為的影響主要信息性影響效應(yīng)、功利性影響效應(yīng)以及價(jià)值表現(xiàn)影響效應(yīng)三個(gè)方面[15]。參照群體的信息性影響和價(jià)值表現(xiàn)影響，會(huì)增強(qiáng)消費(fèi)者的綠色消費(fèi)知識(shí)與更新自我概念，調(diào)整自己的綠色消費(fèi)態(tài)度，使其綠色購(gòu)買意愿與購(gòu)買行為向一致，而參照群體的功利性影響使消費(fèi)者因感受到的群體壓力而被迫在消費(fèi)選擇中隱藏自己態(tài)度、意愿而遵從群體規(guī)范，以贏得群體成員的認(rèn)可或避免行政懲罰，致使其消費(fèi)態(tài)度與購(gòu)買行為相背離[16]。若參照群體的功利性影響效應(yīng)大于信息性和價(jià)值表現(xiàn)的影響效應(yīng)，參照群體對(duì)購(gòu)買行為產(chǎn)生抑制作用，反之則是促進(jìn)作用。在以傳統(tǒng)食品消費(fèi)為主的參照群體，大眾的茶油購(gòu)買意愿難以有效轉(zhuǎn)化為實(shí)際購(gòu)買行為。

五、主要結(jié)論及啟示

“漂綠”問題使民眾對(duì)綠色農(nóng)產(chǎn)品失去信任，從而引發(fā)綠色農(nóng)產(chǎn)品供需結(jié)構(gòu)的調(diào)整，使其難以將強(qiáng)烈的購(gòu)買意愿轉(zhuǎn)化為實(shí)際購(gòu)買行為[17]。具有強(qiáng)烈購(gòu)買意愿的潛在消費(fèi)者在參照群體的影響下，其購(gòu)買意愿與實(shí)際選擇行為產(chǎn)生不一致。因此，在現(xiàn)有經(jīng)濟(jì)水平下，綠色農(nóng)產(chǎn)品的高昂價(jià)格也是多數(shù)人難以將強(qiáng)烈購(gòu)買意愿轉(zhuǎn)化為實(shí)際購(gòu)買行為的重要原因。最后，正面信息能緩解大眾對(duì)綠色農(nóng)產(chǎn)品的持有保留的態(tài)度，在排除價(jià)格優(yōu)勢(shì)的影響下，增加其實(shí)際購(gòu)買行為[18]。因此，外部情境因素是消費(fèi)者購(gòu)買綠色農(nóng)產(chǎn)品重要的促進(jìn)條件，鑒于此，應(yīng)建立政府、綠色農(nóng)產(chǎn)品企業(yè)、第三方認(rèn)證組織等多方主體對(duì)綠色農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)協(xié)同合作治理的長(zhǎng)效機(jī)制，促進(jìn)綠色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)化發(fā)展[19]。

首先，應(yīng)重視“漂綠”現(xiàn)象所引起的綠色農(nóng)產(chǎn)品信任危機(jī)。綠色農(nóng)產(chǎn)品企業(yè)應(yīng)充分發(fā)揮自身的監(jiān)督作用、聯(lián)合第三方認(rèn)證綠色標(biāo)識(shí)重塑自身品牌形象，提升品牌信任度。另外，政府除了制定相應(yīng)法律法規(guī)，政府還應(yīng)轉(zhuǎn)化觀念、調(diào)整政策、支持如消費(fèi)者協(xié)會(huì)、行業(yè)協(xié)會(huì)等民間組織在治理“漂綠”現(xiàn)象發(fā)揮力量。

其次，重視參照群體對(duì)消費(fèi)者購(gòu)買綠色農(nóng)產(chǎn)品的影響規(guī)律，制定有助于相關(guān)企業(yè)采取適當(dāng)?shù)臓I(yíng)銷策略。如綠色農(nóng)產(chǎn)品企業(yè)可以利用特定品牌戰(zhàn)略和廣告，利用重要參照群體的示范、傳播信息、推薦引導(dǎo)作用，突出品牌的群體利益和象征性意義來吸引消費(fèi)者。同時(shí)，企業(yè)在綠色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)中，應(yīng)積極承擔(dān)社會(huì)、環(huán)境責(zé)任，對(duì)污染環(huán)境、過度浪費(fèi)、不健康的消費(fèi)進(jìn)行疏導(dǎo)或反向營(yíng)銷，這樣有助于在群體中梳理企業(yè)社會(huì)形象，提升其產(chǎn)品的社會(huì)群體性利益，有利于促進(jìn)大眾消費(fèi)購(gòu)買綠色農(nóng)產(chǎn)品。

再次，相關(guān)政府部門首先加強(qiáng)對(duì)綠色農(nóng)產(chǎn)品的監(jiān)管力度，為綠色農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)化發(fā)展提供良好的市場(chǎng)環(huán)境和組織合作[20]。另外可以舉辦與綠色農(nóng)產(chǎn)品相關(guān)的專家論壇、政府權(quán)威平臺(tái)開設(shè)綠色農(nóng)產(chǎn)品公眾交流專區(qū)，建設(shè)健全綠色農(nóng)產(chǎn)品信息渠道，發(fā)揮權(quán)威信息、使大眾及時(shí)了解綠色農(nóng)產(chǎn)品的有效信息，增強(qiáng)消費(fèi)者對(duì)食品安全問題全方位認(rèn)知及鑒別能力，提升官方與林農(nóng)合作組織的技術(shù)優(yōu)勢(shì)[21]。

最后，職能部門組織協(xié)調(diào)農(nóng)戶、合作社以及超市商家，為優(yōu)質(zhì)綠色農(nóng)產(chǎn)品開辟“綠色”通道[22]。從關(guān)注社會(huì)效益出發(fā)，形成合理的進(jìn)超市、進(jìn)店機(jī)制，同時(shí)政府相關(guān)部門還應(yīng)制定相應(yīng)的進(jìn)超市的優(yōu)惠補(bǔ)償政策，調(diào)動(dòng)農(nóng)商的積極性，從而讓民眾能購(gòu)買到物美價(jià)廉的綠色農(nóng)產(chǎn)品。

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[責(zé)任編輯陳浩天]

10.16366/j.cnki.1000-2359.2017.06.009

盧素蘭(1983—)，女，福建仙游人，福建農(nóng)林大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士生；劉偉平(1958—)，男，福建福州人，福建農(nóng)林大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師。

福建省科技廳項(xiàng)目(2017R0017)；福建農(nóng)林大學(xué)科技創(chuàng)新專項(xiàng)基金項(xiàng)目(KCXRC242A)

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A

1000-2359(2017)06-0048-06

2017-02-11