城市居民在外就餐食物浪費影響因素實證研究*

王 禹，許世衛(wèi)※，李哲敏，喻 聞，高利偉

(1.中國農業(yè)科學院農業(yè)信息研究所，北京 100081；2.農業(yè)農村部農業(yè)信息服務技術重點實驗室，北京 100081;3.農業(yè)農村部農業(yè)大數據重點實驗室/農業(yè)農村部信息服務技術重點實驗室，北京 100081;4.中國農業(yè)科學院研究生院，北京 100081)

0 引言

改革開放以來，居民生活得到了極大改善，食物數量、質量和結構不斷升級，但與此同時，人們也應該注意到食物浪費日益嚴重[1]，聯合國環(huán)境與發(fā)展大會把食物可持續(xù)消費與食物可持續(xù)生產一起列為可持續(xù)發(fā)展的重要內容，調查顯示在外就餐所產生的食物浪費占到了我國食物浪費的絕大比重，居民在外就餐產生食物浪費的情況以及影響其浪費行為的因素值得研究[2]。新時期我國居民發(fā)生食物浪費行為的影響因素也發(fā)生了新的變化。居民在外就餐食物浪費是指居民對在外就餐時存在食物剩余而未進行有效打包的一種評估，文章中有效打包行為具體指居民不僅將剩余食物打包帶走，同時對打包食物進行了二次有效的食用。盡管居民通過回憶對過往打包行為以及打包食物的處理情況存在主觀現象，但可以通過對主觀現象的觀察，將已表現出來的顯示信息作為居民在外就餐食物浪費情況的反應，為進一步減少居民在外就餐時產生的食物浪費提供參考。以北京地區(qū)為樣本，運用抽樣調查的手段，采用客觀觀察和主觀評價相結合的方法，對居民在外就餐的食物浪費情況進行調研。

1 指標體系、數據采集和總體評價

1.1 指標體系

在借鑒國內外專家研究的基礎上[3-6]，結合北京地區(qū)在外就餐食物浪費調查的目的，此次調查問卷設計了5個一級指標，包括個人特征、資源認知、節(jié)約意識、社會地位和就餐環(huán)境，若干個二級指標(共40個)被包含在每個一級指標下面，經專家論證，此次調查問卷的指標達到了有效測量北京市居民在外就餐食物浪費程度總體評價的要求。

1.2 調查對象分布

2013—2015年，中科院聯合中國農業(yè)科學院、中國農業(yè)大學共同開展了北京市居民在外就餐浪費問卷調查，此次調研一共獲得了北京市在外就餐的2 567桌的調研問卷，而被調查的對象來自北京市8個城區(qū)當中能夠清楚表達實際意愿的16周歲以上的居民。調查的對象結合自身在外就餐食物浪費情況給出自己的判斷。此次調查的樣本分布總體來看比較合理，具體情況見表1。

表1 受訪者基本情況

1.3 調查對象評價

1.3.1 總體評價

根據調查，受訪者中有7.15%表示平時在外就餐從來不剩余食物， 50.69%的受訪者表示平時在外就餐會有食物剩余但會打包帶走，而38.45%的受訪者表示平時在外就餐有食物剩余僅偶爾打包帶走，只有3.71%的受訪者表示即便在外就餐有食物剩余也從不打包。

由調查結果可知， 79.78%的受訪者表示打包回家的食物最終被居民食用， 5.97%的受訪者表示打包回家后的食物作為寵物的口糧被食用了， 8.06%的受訪者表示打包回家后的食物無法食用，最終將其作為餐余處理掉了， 6.19%的受訪者表示對打包回家后的食物去向并不清楚。

由此可見，根據受訪人主觀感受得到的北京市居民在外就餐食物浪費并不嚴重，對北京市居民在外就餐的整體評價較高。

1.3.2 差異評價

針對被調查樣本的職業(yè)人口等特征，我們采用列聯表方法對其在外就餐食物浪費進行獨立性檢驗[7]。檢驗結果顯示在1%的顯著水平下，居民的年齡、職業(yè)、居住情況和就業(yè)狀況對在其在外就餐食物浪費有顯著影響(p值分別為0.000、0.004、0.009和0.000)。

(1)年齡較高的受訪者在外就餐出現食物浪費的情況要明顯少于年齡較低的受訪者。調查發(fā)現，在外就餐出現食物浪費情況的受訪者中，年齡在61歲以上僅有5%，年齡在51～60歲之間有18%，年齡在41～50歲之間有28%，年齡在31～40歲之間的有31.44%，年齡在21～30歲之間的比例最高，為48.37%，而20歲以下的受訪者位居第二(39.72%)。

其中，在外就餐未剩余食物發(fā)生的概率與年齡之間存在明顯的“U”型關系。具體如下： 61歲以上未剩余食物的比例最高，其次是51～60歲之間的受訪者，與前者相比少1個百分點， 31～40歲和41～50歲之間的受訪者在外就餐未出現食物剩余的比例相近且最低， 30歲以下的受訪者在外就餐未出現食物剩余的比例介于30～50歲與50歲之間； 在外就餐不打包發(fā)生的概率與年齡之間存在線性關系，隨著年齡的降低，在外就餐不打包的行為發(fā)生的概率明顯增加，按61歲以上、51～60歲、41～50歲、31～40歲經常打包行為發(fā)生的比例依次降低，而20歲以下的受訪者在外就餐的經常打包發(fā)生的概率介于21～30歲和31～40歲之間。

綜上，年齡長者在外就餐不剩食物和經常打包發(fā)生的概率均最高，隨著年齡降低，食物剩余的比率增加，而打包的概率降低。因此，年齡低者發(fā)生食物浪費的情況要比年長者多。30歲以下的受訪者由于其正處于個人事業(yè)的打拼階段，壓力大，時間成本高，在外就餐食物剩余次數較多而打包次數最少，浪費最為嚴重。

(2)從調查情況來看，無論是政府部門、事業(yè)單位、國有企業(yè)、私營企業(yè)和個體工商業(yè)在外就餐出現食物剩余而不打包的比例均明顯低于偶爾打包和經常打包的比例，而無就業(yè)的人群偶爾打包或經常打包的比例略低于有食物剩余卻未打包的比例。這說明無論受訪者的就業(yè)部門如何不同，大家在外就餐時偶爾打包和經常打包的情況要明顯多于不打包的情況。從受訪者浪費情況調查可以發(fā)現，受訪者在外就餐存在食物浪費比例較高的部門依次為私企、無就業(yè)、事業(yè)單位、國企、個體和政府部門。由此可見，在外就餐食物浪費情況受到就業(yè)性質的影響，國家政府部門工作人員個人在外就餐時的浪費情況明顯少于私企，而與國企和事業(yè)單位相比，個體經營者更加節(jié)約食物。

(3)調查中本地居民出現食物浪費的情況要明顯好于外地的受訪者。調查發(fā)現，外地居民出現食物浪費的比例高過未出現食物浪費的比例20%，而本地居民出現食物浪費的比例與未出現食物浪費的比例低24%。其中，本地居民飯后未出現食物剩余的比例為82.82%，而本地居民偶爾打包和經常打包的比率要顯著高于外地居民，分別為87.21%和89.03%。綜上，可以發(fā)現由于本地居民自身的區(qū)位優(yōu)勢，對飯店食物分量的熟悉程度以及打包后食物更容易在家里處理等便利條件，使得與外地居民相比，本地居民出現食物剩余的比例明顯降低，且打包的比率顯著大于后者。因此，與本地居民相比，外地居民出現食物浪費的情況反而更加突出。

(4)從就業(yè)狀況的調查來看，無論是何種就業(yè)狀態(tài)(全職、兼職、無業(yè)或失業(yè)、退休、家政、軍人、學生)，受訪者在外就餐存在浪費的情況要少于不存在浪費的情況。其中，退休的受訪者食物浪費的比例最低，其次是從事家政的服務人員、軍人、全職、兼職、學生和無業(yè)或失業(yè)受訪者。橫向來看，在外就餐存在食物浪費情況從低到高依次為家政、退休、軍人、無業(yè)或失業(yè)、兼職、學生、全職。其中，存在食物浪費的人群中，家政人員存在浪費的情況僅占0.57%，而全職人員和學生的浪費比例達到了88.97%。

綜上所述，相對來說，年齡超過50歲的居民在外就餐產生食物浪費的情況要低于其他年齡人群，本地居民的食物浪費情況要明顯低于外地居民，退休人員在外就餐浪費情況要明顯低于其他就業(yè)狀況群體。

2 實證分析

2.1 相關性分析

居民在外就餐產生食物浪費的影響因素較多[8]，為了更好地調查居民在外就餐的食物浪費行為影響情況，在調研數據測量方面獲得可靠的效度檢驗和信度信息，篩選了56個便于量化的與食物浪費行為息息相關的指標進行實證研究。通過各指標與居民在外就餐食物浪費行為發(fā)生總指標的相關性分析，對56個指標進行了排查，最終由Spearman相關系數確定了20個指標與在外就餐食物浪費行為的相關系數顯著。他們分別為年齡、性別、務農經歷、就餐人數、就餐地點、就餐原因、就餐頻率、對餐廳熟悉程度、會員、家庭成員構成(是否有50歲以上的老人)、是否被詢問有打包、環(huán)保意識、健康意識、節(jié)儉意識、受節(jié)約廣告或標識的影響、對資源狀態(tài)的認識、對食物短缺狀況的認知等20個指標。各指標與居民食物浪費之間均呈現顯著的相關(表2)。

表2 20個指標和食物浪費的相關性檢驗

由表2結果可知，就餐年齡、就餐次數、環(huán)保意識和節(jié)儉意識的相關系數較大，絕對值都超過了0.1。由調查可知，家中有50歲以上老人同住的人群在外就餐浪費情況相對較低，商務聚餐的受訪者在外就餐的浪費程度普遍較高，商務就餐受訪者當中，有82%的存在食物浪費的情況，而家庭聚餐的受訪者當中，僅有39%的存在食物浪費情況。節(jié)儉意識較強人群的在外就餐浪費情況相對較低； 外來居民的受訪者在外就餐浪費程度普遍較高，年齡較高的受訪者中僅有10%的在外就餐者存在食物浪費。由此可見，年紀偏大的受訪者以及家庭成員中有年長者共同居住的受訪者在外就餐出現食物浪費情況會明顯減少。調查數據顯示，在外就餐食物浪費情況與在外就餐的就餐原因、就餐地點和就餐人數呈現明顯的指向性。

節(jié)儉意識與在外就餐食物浪費呈現負相關。認為自身節(jié)儉意識很強的居民存在在外就餐浪費的情況是12%，而認為自身節(jié)儉意識很差的受訪者存在在外就餐食物浪費的比重有63%?？梢园l(fā)現，節(jié)儉意識不斷增強的同時，居民在外就餐食物浪費的情況在穩(wěn)步下降。

2.2 因子分析

對北京市居民在外就餐食物浪費行為影響因素做Barlett球形度檢驗和KMO檢驗，通過Barlett球形度檢驗結果顯示，原假設被拒絕，即相關關系矩陣和單位矩陣存在顯著差異(Bartlett的p=0.000，小于顯著水平0.05)； 同時，根據KMO度量標準，KMO值越接近1越適合做因子檢驗[9]，結果顯示KMO的值為0.900。因此，綜上可知原變量適合做因子分析。該文最優(yōu)因子數量的確定是通過對因子分析的碎石圖，碎石圖中直線越陡峭表明因子越重要，其特征值越大[10]。根據分析結果可知，因子1-因子5的直線比較陡峭，說明與其他因子相比，前5個因子為主要因子。根據方差解釋程度我們可以知道，因子1-因子5的方差解釋程度占總方差的61.79%，說明5個因子能夠在較大程度上對問題進行合理解釋(表3)。

表3 特征值與方差貢獻率

表4 旋轉成分矩陣

表5 模型匯總

表6 方差分析

該文采用因子分析中的方差最大旋轉方法，所謂方差最大旋轉方法是基于公因子相對負荷方差之和最大且原公因子的公共方差和正交性不變的條件下，使得每個因子最高載荷的變量數最小。根據分析可得到5個公共因子(表4)，其中，對資源短缺的認識情況所決定的因子作為第1個因子； 對環(huán)保健康和節(jié)約態(tài)度所決定的因子作為第2個因子； 第3個因子主要由社會地位因素決定； 第4個因子主要由就餐居民個體特征決定； 第5個因子主要由就餐原因人數頻率等因素決定。綜上分析可知，在影響居民在外就餐食物浪費情況的20項相關因素中，該文歸納出資源認識、節(jié)約意識、社會地位、個體特征和就餐狀態(tài)5個公共因子進行分析。

資源認識因素中各變量系數相近，認為水資源短缺、認為耕地資源短缺、認為能源資源短缺和認為礦產資源短缺的系數絕對值穩(wěn)定在0.8左右，且系數均為負； 意識因子中，環(huán)保意識、健康意識和節(jié)儉意識的系數絕對值均在0.8以上； 社會地位因素中，受教育程度和收入水平的系數為負，而就業(yè)狀態(tài)和職業(yè)性質的系數為正，系數的絕對值在0.7左右(除教育程度系數為0.55外)； 個體特征因子中，本地居民居住時間的系數最大為0.87，其次是居民年齡變量系數為0.83； 就餐狀態(tài)因子方面，就餐原因的系數為負(-0.78)，而就餐人數與在外就餐次數的系數為正。

2.3 影響因素分析

假定模型為：

(1)

式(1)中，Y代表居民在外就餐食物浪費的總體評價，Xi分別代表因子資源認識、節(jié)約意識、社會地位、人體特征和就餐狀態(tài)的評價。

由模型結果可知，擬合優(yōu)度較高(表5和表6)。資源認識、節(jié)約意識、社會地位、個體特征和就餐狀態(tài)均在不同顯著水平下對居民在外就餐食物浪費具有顯著影響(表7)，且個體特征、資源認識、就餐狀態(tài)、社會地位和節(jié)約意識的系數絕對值依次遞減，系數均為負(該文已對資源認識因子、節(jié)約意識因子、社會地位因子、個體特征因子和就餐狀態(tài)因子進行標準化)。

表7 多元線性回歸方程參數估計結果

3 結論

通過調查分析可發(fā)現，北京市居民在外就餐食物浪費情況的影響因素主要有資源認識、節(jié)約意識、社會地位、個體特征和就餐狀態(tài)。其中，對資源的認識程度和個體特征對居民在外就餐食物浪費的影響最為顯著。年齡、本地居住時間以及對水資源、能源短缺的認知是其中的關鍵影響因素。社會地位和就餐狀態(tài)對居民在外就餐產生食物浪費也有較大影響，其中就餐原因、就餐人數、就餐頻率、工作性質、收入水平在居民在外就餐浪費狀況中扮演重要的角色。對健康、節(jié)約、環(huán)境與經濟發(fā)展方面的認知對居民在外就餐產生食物浪費也有一定的影響。