信息干预对消费者偏好与支付意愿影响的实证分析

秦璐璐 刘瑞峰 马恒运

摘要 通过离散选择实验方法，研究郑州市常住市民消费者对可追溯苹果的偏好与支付意愿。鉴于信息干预会影响消费者的偏好与支付意愿，研究了不同信息干预下对消费者的偏好与支付意愿的影响。利用选择实验方法调查郑州居住居民对苹果产品的属性与偏好。结果表明，信息干预对消费者偏好与支付意愿有显著的影响；不同信息干预方式对消费偏好与支付意愿的影响不同；从实证结果看，消费者愿意为可追溯信息支付不同价格，不同类型消费者的消费偏好存在明显差异。这对可追溯食品推广有重要意义。

关键词 信息干预；可追溯信息；消费偏好；支付意愿

中图分类号 F713.55 文献标识码 A

文章编号 1007-7731（2023）14-0130-08

随着收入水平的提高，人们对食品质量安全的关注增多，全球范围内食品可追溯制度逐步建立[1]。例如，欧洲于1997年建立食品可追溯制度，美国和日本等发达国家也开始建立食品可追溯制度[2]；2002年美国强制要求企业建立可追溯制度，以减缓食品安全风险[3]。世界范围内食品可追溯制度逐渐完善，从最初的牛肉可追溯到鸡肉、羊肉和猪肉等可追溯，之后更是扩大至瓜果蔬菜和水产养殖可追溯[4]。虽然世界范围内可追溯制度发展较早，但是我国食品安全可追溯制度建设起步却很晚。农业生产模式的多样化与复杂化，导致我国食品安全事件频发，特别是2008年的“三聚氰胺”事件，将食品安全质量建设推到一定高度[5]。食品质量安全建设由弱到强，食品安全风险控制有了重要进展[2]。我国自2009年开始了肉制品和蔬菜全产业链可追溯建设，2017年以苹果为对象建立了可追溯制度[6]。

然而，我国可追溯食品制度经历近20年的发展，消费者对食品质量安全事件的担忧并未降低。根据《中国统计年鉴》，2020年中国人均鲜瓜果消费60.1 kg。随着我国居民收入的增长、水果消费量的增大，消费者对水果质量安全的需求越來越强烈[7-8]，但是水果食品安全事件仍时常发生，信息不对称是导致食品质量安全事件的根本原因[1，9]。

面对这种问题，信息信号有效传递则成为一种可行的修正机制[10]。因此，倘若食品可追溯，并通过企业、政府发布相关信息，借助不同社交方式传递给消费者且充分披露，则有可能改善因信息不对称引起的市场失灵[11]。食品可追溯体系通过在供应链上提供持续可靠的信息流，对食品的生产过程和流通过程实施监控，并通过追溯来识别问题源头和实施召回，是从根本上预防食品安全风险的主要工具之一[12]。信息干预是通过社交、网络等不同方式对信息进行传播和反馈，目的是影响、改变大众的行为方式与选择态度，通常具有成本低、反馈明显的特点[13-15]。合理的信息干预政策，可有效地减少生产者与消费者之间的信息不对称[16-17]。

本研究的目的是调查信息干预对受访者对可追溯苹果的偏好和支付意愿（WTP）的影响，并评估特定类别苹果属性的WTP，对中国的消费者对可追溯食品的偏好进行实证检验。

1 文献综述

1.1 信息干预机制

经典的微观经济理论把消费者假定为“经济人”，认为其消费行为是由理性偏好决定的，并符合偏好不变和效用最大化的假定，而且消费偏好符合完备性、传递性以及不相关独立选择3个基本特征[18]。然而，由于众多情况干预，人们更多表现有限理性[19]。大多数学者认为信息干预能提供积极效应，但是不同的信息所表现的作用也不同。Tversky等[20]在“亚洲疾病问题”的研究中，发现人们在决策时会受到不同信息描述方式影响，提出框架效应理论（Framing effects），并将其定义为人们面对不同表达形式的方案可能做出不同的选择。决策问题的不同描述通常会产生不同的偏好，但是与强调理性选择理论的不变原则相反，人总是处于非理性状态下[21]。

总体来说，信息干预能否提供积极效应的研究结论不尽相同。张盼盼等[22]在调查消费者食物浪费行为中，认为有效的信息干预可以改善消费者食物浪费行为。虽然已有研究表明信息干预可以促进政策实施与行为改善，有的研究认为公众化信息干预只会引导民众改善态度和增强相关知识理解，不能推进民众行为改善与政策实施[23-25]。信息干预的机制效应一直作用于主体决策中，也是行为决策重点的研究领域，但是行为主体接受信息和处理信息时，是从各种属性或特征属性信息中，根据各种属性对自己的重要性，选择自己所能达到的最大期望效用[26]。行为主体对自己所获得或者看到的信息依据自己的偏好意愿选择，并依据行为主体的偏好做出选择结果[27]。Mcelroy等[28]提出决策双系统理论，说的是在众多相似的选择集群中，这些决策往往不依赖其中一种属性或特征，而是取决于整个选择属性或特征。

1.2 食品质量偏好与支付意愿

从现有研究方法看，显示性偏好（Revealed preference）和陈述性偏好（Stated preference）是学界研究消费者偏好和支付意愿的两大类方法[29-30]。就陈述性偏好具体方法，研究者比较常用的是假想价值评估法（Contingent valuation method）、选择实验法（Choice experiment）。由于假想价值评估法是在假想市场环境下进行的，消费者经常会夸大实际消费意愿，导致估计偏差过大；相反，选择实验法对于受访者更贴近真实市场环境，则选择实验法就成为研究者研究陈述性偏好的主流方法[31-33]。

2 数据来源与描述统计

2.1 数据来源

表1是属性变量层次与赋值。本文依据前人研究选择陈述性偏好的选择实验法，可有效降低消费者夸大实际支付意愿引起的偏差。苹果选择属性设置4个方面：可追溯信息、认证信息、原产地信息以及购买价格。本文所选属性已被用于不同食品研究，并被许多文献证实是食品偏好研究的主要决定因素[34-36]。

每个选择属性又分为4个水平。具体来说，可追溯信息分为4个水平：L11，无可追溯性信息（NOTRACE）；L12，包括种植的可追溯性信息（LOTRACE）；L13，包含种植和加工信息（MITRACE）；L14，包含种植、加工和流通信息（HITRACE）。质量认证分为4个水平：L21，认证类型包括无认证（NOTHCERT）；L22，政府认证（GOVCERT）；L23，国内第三方认证（DOTHCERT）；L24，国际第三方认证（INTHCERT）。原产地包括四4个区域：L31，无原产地（NOCLAIM）；L32，山东（SD）；L33，新疆（XJ）；L34，陕西（SX）。苹果的购买价格分4个水平：L41，12 元/kg；L42，16 元/kg；L43，20 元/kg；L44，24 元/kg。基于所选苹果产品属性及其水平，总共生成了256个可能产品概况。因此，在本研究中，选择集的数量呈指数级数增长到32 640个。这对许多选择实验任务来讲，数量级别过于庞大，参与者无法做出理性选择。为减轻参与者的认知负担，本文使用SSIWeb 7.0软件，采用随机设计，建立1个包含120个选择集的选择实验。然后将120个选择集分成10个版本，随机将参与者分配到10个版本中。同时，每个选择任务中都包含1个“不购买”选项。

在变量进行赋值时，有虚拟编码和效应编码。通过虚拟编码得到虚拟变量，是人为设置的虚拟变量，通常取值为0或1，来反映某个变量的不同属性。而效用编码通常使用1、0和-1来赋值，反映某个变量的不同属性。与虚拟编码相比，效应编码是参考级别那一类的赋值。因为模型中有不同的类别变量，且存在交互项，加之效应编码可以对主要效应和交互项进行合理估计，所以本文采用效应编码。同时，将无可追溯性信息（NOTRACE）、无认证（NOTHCERT）和无原产地（NOCLAIM）设为参考级别。

表2是信息干预设计与变量定义。在10种不同的版本中随机加入正面信息干预展示、负面信息干预展示和任何信息都不加入。

实验设计完成后，采用選择实验方法进行实证检验信息干预对消费者可追溯苹果偏好和支付意愿的影响。2022年1—2月，笔者对郑州市受访者进行了面对面访谈，选择获取比较方便的样本，在整个城市农贸市场、超市、水果店和商场获得苹果受访者样本。在正式进行访谈前对受访者进行“廉价谈话”，因为已有研究表明“廉价谈话”在一定程度上可以降低假设性的偏见[37-38]。

2.2 样本描述

回收受访者问卷，总计有效问卷481份。在汇总481位受访者样本中，女性比例为56.76%，女性比例略高于男性，这符合中国家庭购物特征的基本情况。样本平均年龄29岁，年龄主要集中在21～35岁、占样本总比例的74.43%。样本个体平均月收入4 447元，家庭平均月收入14 396元，个人月收入主要集中在2 000～5 999元、占样本总比例的42.83%。样本的受教育水平主要集中在13～16年、占样本总比例58.42%，教育水平主要集中在大专与本科，这样符合郑州新一线城市人员受教育水平。从家庭特征看，家庭人口数量主要集中在3口、占总体样本比例32.02%，家庭人数4口、占总体样本34.93%，家中有老人的占总样本的47.19%，家中有孩子的占总样本的45.53%。

在信息干预设计中对受访者采用问卷方式（随机调查），最后统计有效正面信息展示问卷155份、占总样本的32.22%，统计有效负面展示样本问卷152份、占总样本的31.60%，统计有效无信息展示样本问卷174份、占总样本36.17%，样本数量基本均等。

3 计量模型

为研究消费者可追溯苹果属性偏好和支付意愿，本文基于消费者需求理论[39]，利用选择实验方法的离散选择模型，构造消费者效应函数。假设消费者n从选择集t中选择第j个可追溯苹果属性所获得效用：

其中，[Vnjt=Xnjtβ]。[β]是与富士苹果属性[Xnjt]相关的未知部分价值效用的向量，而[εnjt]是该效用未观察到的组成部分。因此，消费者n选择j的概率：

如果[εnjt]遵循第I类极值分布，假设为独立且同分布，并且假设是有效的，可以使用条件Logit（CL）模型来估计第j个选项被选择的概率：

如果放宽同质偏好的假设，并且随机参数固定，可使用随机参数Logit估计消费者n在选择情况t下选择备选j的概率：

其可观测效应函数：

其中，ASC是固定参数，[X'ntj]是设置为固定变量的方案特征，其系数为[β']，仍为1个值。

依据本文所做的研究，信息干预下消费者n每个选择集t中选择备选j的效用：

其中，[Infon]是对消费者的不同的信息干预方式，包括正面信息展示（IP），负面信息展示（IN）和信息展示（IO）。参数被假设为是随机的，并且服从正态分布，ASC在此表示不购买和价格的系数是固定的[40]。

苹果属性的WTP由[WTP=?2βtβp]计算，其中[βt]为非价格属性t的系数， [βp]为估计的价格系数。

4 实证结果及分析

表3是随机参数Logit回归结果。可以发现在所有对比组中，不购买和价格的系数都是负值，且在0.01水平上显著。这个结果表明对消费者而言，不购买苹果会产生更低的效应，并且如果苹果价格过高，也会产生较低的效应。以下为主要讨论信息干预后的影响。

首先，比较正面信息干预与负面信息干预差异。发现对LOTRACE的系数没有显著影响，但是对MITRACE、HITRACE、GOVCERT和DOTHCERT的系数有正向影响，且在0.01水平上显著，并且负面信息组对XJ苹果系数显著，且在0.05水平上显著，而正面信息组统计不显著，表明负面信息组相对正面信息组而言更愿意购买XJ的苹果，在进行负面信息展示之后，也表明消费者愿意相信XJ的苹果品质。正面信息组对SD系数显著，在0.1水平上显著，而负面信息组对SD没有显著影响，这表明在正面信息展示之后，消费者一定程度上愿意购买SD的苹果。在正面信息与负面信息干预后，消费者都对SX的系数显著，这表明进行信息展示之后，消费者对SX的苹果更加信任。

其次，比较信息干预组与无信息干预组的差异。发现无论在进行正面信息干预，还是负面信息干预后，相比于无信息组，信息干预组的DOTHCER的系数更加显著，这表明在进行信息干预之后，消费者表现出对DOTHCER更加相信，并且表明在进行信息干预后，消费者提高了对DOTHCER的信任，这对政策制定者而言是非常有意义的，并且发现在没有信息展示之后，消费更愿意相信INTHCERT，并且系数在0.01水平上显著，表明面对信息不对称，消费者对INTHCERT的苹果，购买的可能性非常大。对比无信息组与负面信息组干预组，发现无信息组也对SD系数显著，且在0.05水平上显著，这表明消费者看到负面信息组展示后，会降低对SD苹果的信任。这可能因为消费者接触较少的SD苹果，又因为受负面信息干预后心理压力过重，导致对SD苹果的不信任行为。对比无信息组与正面信息组干预组，发现无信息组对XJ的系数显著，正面信息组的系数并不显著，这表明在有正面信息展示之后，消费者会降低对XJ苹果的信任。对照无信息组、正面信息组和负面信息组，可以发现这3组都对SX苹果系数显著，这表明消费者无论是否接受信息干预，都对SX苹果表现更强烈信任，这可能是因为郑州市外来苹果售卖中更多批发SX苹果，消费者对SX苹果更为了解，因此对SX苹果更加信任。

第三，在信息干预与认证类型交互项中，可以发现DOTHCERT[×]IO系数显著且为正，表明在进行信息干预之后，消费者对国内认证表现为更加信任，这可能增加消费者更乐意购买国内认证苹果的概率。然而，INTHCERT[×]IO的系数显著且为负，表现为在信息干预之后，消费者会降低对国际认证苹果的信任，从而导致降低购买国际认证苹果的概率。

表4是各个对照组的支付意愿。支付意愿在0.95置信区间显示，可以看到各个参照组对所设定的属性层次均有一定的支付意愿。具体分析如下。

由表4可知，首先，无论是否进行信息干预，在可追溯信息方面，消费者对包含种植、加工和流通信息均表现出较高的支付意愿。其中，无信息展示组相比信息干预组对包含种植和加工的可追溯信息表现为较高的支付意愿，并且愿意多支付5.72 元/kg。进一步说，在对可追溯信息包含到种植、加工和流通的时候，正面信息干预组表现为最高的支付意愿，并且愿意为其多支付6.32 元/kg。这一发现可能预示，在进行正面信息展示之后，消费者表现为更强烈的信任，所以愿意为其付出更高的价格。

其次，在对认证属性方面，无信息组表现为对政府认证最高支付意愿，并且愿意为其多支付7.08 元/kg。这种情况可能是由于在没有任何信息干预展示的情况下，消费者表现为更愿意相信政府。同时，可以看到相对于其他信息干预组，无信息组对国际认证也表现出最高支付意愿，并且愿意为其多支付4.52 元/kg。对原产地属性的支付意愿来说，各对照组也均表现出一定的支付意愿，无论是否进行干预，消费者愿意为SX进行最高的溢价支付，并且其中无信息干预更是愿意为其多支付4.92 元/kg。

第三，通过对比可以发现，无论是否进行信息干预，相比于原产地信息，消费者更愿意为可追溯信息和认证信息进行更高的溢价支付。这一结果说明随着我国整体教育水平提高，消费者对可追溯信息和认证信息有了更多了解，表现出更加的信任，预示我国可追溯食品质量安全体系有了一定发展。

5 研究结论与政策启示

本文以可追溯苹果为分析对象，采用陈述性偏好的选择实验方法，分析信息干预对消费者偏好与支付意愿的影响，并探讨了对附带不同信息属性苹果的溢价支付意愿。

结果表明，受访者对苹果属性所附带的可追溯信息、认证信息和原产信息均有一定的溢价支付意愿。在可追溯信息属性水平，对追溯的种植、加工和流通的支付意愿最高；在认证信息属性水平，对政府认证支付意愿最高；在原产地信息属性水平，对来自陕西的苹果溢价支付意愿最高。通过对比可以发现，受访者对高层次的可追溯信息和政府认证表现出强烈的偏好。

在加入信息干预后，发现信息干预对消费者偏好和支付意愿明显发生了变化。通过对比正面信息干预组和负面信息干预组，发现经受负面信息干预的受访者对产自新疆和陕西的苹果有了更加强烈的偏好。通过对比正面信息干预与无信息组，发现正面信息干预组的受访者对国内认证表现出强烈的偏好，但是无信息组却对国际认证表现出强烈的偏好。同时，发现无信息干预受访者对产自新疆、山东和陕西的苹果都有更强烈的偏好。

上述结果对于市场影响和可追溯食品推广有重要意义。信息干预明显使消费者偏好发生变化，说明信息干预显著影响消费者偏好和行为，应当充分关注信息干预实施对消费者的影响。因此，政府和商家应该考虑消费者异质性，设定信息干预进行引导，通过媒体和网络等手段，提高消费者对可追溯食品的认知，完善信息传递机制。其次，通过多种方式强化消费者对可追溯知识的教育，增强客观认知，并加强其信任程度。最后，提高政府和第三方认证权威性，建立有效的信誉度并提高其公信力，实现有效信号传递。企业应精准营销，对不同类别消费者，采取不同的营销策略，投其所好。通过各方努力，逐步完善我国可追溯食品安全体系。

参考文献

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

[2] 李广领，张利丽，吴艳兵，等. 中国农产品质量安全可追溯体系建设[J]. 湖南农业科学，2009（2）：120-123.

[3] 刘鹏，刘文，马爱进. 国外食品可追溯制度建设分析及对我国的启示[J]. 标准科学，2012（12）：88-93.

[4] 牟曉霞. 国外食品供应链管理可追溯制度对我国的启示[J]. 食品研究与开发，2021，42（22）：247.

[5] 靳明，杨波，赵敏. 食品安全事件对我国乳制品产业的冲击影响与恢复研究——以“三聚氰胺”等事件为例[J]. 商业经济与管理，2015（12）：81-91.

[6] 梁飞，马恒运，刘瑞峰. 消费者信任对可追溯食品偏好和支付意愿影响研究——基于中国大中型城市可追溯富士苹果消费者的问卷调查[J]. 农业经济与管理，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] 刘瑞峰，王劍，梁飞，等. 绿色食品认证对猕猴桃种植的环境效益和经济效益影响——基于倾向得分匹配的实证分析[J]. 农业经济与管理，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] 陈凯. 信息干预对绿色消费行为的影响分析[J]. 中国特色社会主义研究，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] 张盼盼，白军飞，成升魁，等. 信息干预是否影响食物浪费？——基于餐饮业随机干预试验[J]. 自然资源学报，2018，33（8）：1439-1450.

[23] 陈琦琦，马宇贝，展进涛. 信息干预可以减少消费者转基因食品客观认知扭曲吗——基于行为实验的证据[J]. 农业技术经济，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. 考虑消费者期望的多属性在线评论商品选择方法[J]. 管理工程学报，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. 选择实验方法研究进展[J]. 经济学动态，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] 吴林海，秦沙沙，朱淀，等. 可追溯猪肉原产地属性与可追溯信息属性的消费者偏好分析[J]. 中国农村经济，2015（6）：47-62，73.

[34] 吴林海，王淑娴，WUYANG HU. 消费者对可追溯食品属性的偏好和支付意愿：猪肉的案例[J]. 中国农村经济，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.

（责编：王 菁）