公众食品安全治理参与意愿的影响机制研究

许妍 侯博

摘  要：

为探究食品安全风险治理中公众参与意愿的影响机制，基于推—拉—锚定理论框架，借助Bootstrap自助抽样法的结构方程模型对公众食品安全治理参与意愿的内在机理进行实证研究。研究发现推力因素与拉力因素对公众食品安全治理参与意愿起着显著的促进作用，锚定因素对公众食品安全治理参与意愿起着显著的抑制作用。同时，主观规范分别在推力因素、锚定因素对公众食品安全治理参与意愿中起着调节作用。据此提出提升公众食品安全治理参与意愿的建议。

关键词：公众参与意愿；食品安全治理；PPM模型；社会共治

中图分类号：F203

文献标识码：A  文章编号：1673－4513（2024）－02－047－10

收稿日期：2023年06月09日

作者简介：

许  妍（1998-），女，云南曲靖人，硕士，主要研究方向：食品安全风险治理。

通信作者：

侯  博（1986-），女，安徽宿州人，副教授，博士，主要研究方向：食品安全风险治理。

基金项目：

江苏省高校哲学社会科学研究项目“基于利益主体行为的江苏省食品追溯体系的监管机制研究”（2023SJYB1074）；江苏省研究生科研与实践创新计划项目“区块链技术赋能食品追溯体系监管机制研究”（KYCX22-2760）。

引言

当前新型食品安全风险不断显现且与传统风险相互交织，使得食品安全问题成为影响人们获得感、幸福感和安全感的重大民生问题［1］。各国政府不断创新食品安全治理模式以应对日益复杂的食品安全事务，其中食品安全风险社会共治成为全球普遍性的治理食品安全风险的必由之路［2］。引入公众力量参与食品安全风险治理改变了政府管制以单方强制命令为特色的传统行政模式［3］，参与的方式包括调查、討论以及提出有益的意见与建议、直接参与食品安全保障的活动等［4］。当前，公众参与食品安全治理的研究主要包括参与热度、参与力度、参与广度、参与深度、参与效度、参与行为、参与意愿等方面［5-6］，公众自愿参与模型、公众参与意愿模型、技术接受模型常用于研究公众食品安全治理的参与意愿，对于公众参与的文献主要集中于网络平台运用［7-9］、环境治理［10-12］、政策参与［13-15］等领域，学者们主要采用Logit模型、Probit模型以及结构方程模型探讨个人特征、社会资本等对公众参与意愿及行为的影响。现有研究多从宏观层面公众参与的价值、机制、困境进行探讨，但是研究较少关注公众对于参与食品安全治理相关活动的感知和体验，同时，公众食品安全治理参与意愿也受到外部因素的影响，但研究较少将内外部因素同时纳入一个分析框架来探讨公众食品安全治理参与意愿。

推拉理论起初是用于研究人口迁徙流动，该理论认为人口迁移的动力由迁出地的推力与迁入地的拉力共同构成。Moon（1995）将锚定因素引入到推拉理论中，形成了社会学、经济学、管理学等研究领域中广泛应用的推—拉—锚定（Push-Pull-Mooring，PPM）模型［16］。根据该理论，公众食品安全治理参与意愿受到推力、拉力和锚定因素的综合影响：一方面，推力因素的刺激和拉力因素的吸引，会强化公众的参与意愿；另一方面，公众的参与意愿受到锚定因素的抑制作用，公众在相同的推力和拉力作用下作出不同参与决策的重要原因就是受到锚定因素的影响。在食品安全领域，学者们多从消费者的渠道选择意愿和渠道迁徙行为进行研究，但对公众食品安全治理参与意愿关注较少。鉴于此，本研究基于PPM理论研究视角，识别出公众参与食品安全治理的关键影响因素，在“推—拉—锚定”模型的基础上引入主观规范变量，建构公众食品安全治理参与意愿的分析框架，探析推力、拉力、锚定因素对公众食品安全治理参与意愿的影响，以及主观规范在三条主路径中的调节作用。

一、文献回顾与研究假设

（一）推力因素对公众食品安全治理参与意愿的影响机制

推力因素原指推动和刺激人们离开原居住地的负面影响因素。本文的推力因素指的是不参与食品安全治理给公众带来的某些方面的问题，这些问题刺激着公众参与食品安全治理中。

1.感知卖方欺诈。 卖方欺诈指的是卖方市场出于经济利益的驱动，违法或者违规加入一些化学添加剂，或是提供虚假的产品说明来误导公众，对公众的健康或生命造成损害的行为［17］。左伟等（2022）研究发现，相比于企业的能力不足，公众对企业道德缺失行为的惩罚意愿更强［18］。徐文成等（2017）在对Giannakas所构建的模型进行扩展后，研究发现信息不对称所引发的卖方行为会破坏消费者对有机食品的信任，降低消费者的消费意愿，进而降低有机食品的市场份额［19］。Friedman（2017）研究发现，为了惩罚有欺诈行为的卖方，消费者会出现消极抵制行为，在市场中避免购买特定产品或品牌［20］。公众作为食品安全重要的利益相关者，其行为影响着食品生产者的生存和发展，当前，公众也越来越重视卖方的伦理责任［21］。频发的食品安全事件让公众感到自身权益受侵害，导致其产生不安、愤怒等负面情绪，继而采取拒绝购买、投诉、抵制等惩罚行为，食品安全治理参与意愿也会提升。

公众食品安全治理参与意愿的影响机制研究——基于推拉锚定模型

2.感知信息不对称。信息不对称指的是在市场交易过程中，信息优势方利用自身拥有的更多或更好的信息，对信息劣势方造成不利影响。随着社会分工和经济全球化的发展，食品生产各环节也存在时间和空间上的分离，这就使得信息不对称普遍存在于现实经济活动当中［19］。而导致食品安全风险的根本原因就在于生产经营者与公众在产品质量信息上的严重不对称［2］。朱哲毅等（2023）在研究中指出，信息不对称使得公众难以在交易过程中掌握主动权，而公众监督能通过舆论压力规范生产者经营行为，从而降低其经历食品安全事件的概率［22］。杨松等（2022）指出信息不对称导致社会上假冒伪劣食品增多，会推动公众广泛参与到食品安全治理中，以更好地维护自身权益［23］。由于公众难以获得完整的食品质量信息，从而难以在交易过程中掌握主动权，因此公众是食品安全领域信息不对称下的“弱势群体”，也是发生食品安全事件的直接受害者。因此，为了更好地维护自身权益，降低食品安全风险，公众更愿意参与到食品安全治理中。由此，本文提出如下假设：

H1a：感知卖方欺诈对公众食品安全治理参与意愿具有正向影响。

H1b：感知信息不对称对公众食品安全治理参与意愿具有正向影响。

（二）拉力因素对公众食品安全治理

参与意

愿的影响机制

拉力因素原指吸引人们向目的地迁入的积极因素。本文的拉力因素指的是吸引公众参与食品安全治理的因素，即与不参与食品安全治理相比，公众参与食品安全治理能从中获得的相对优势。

1.感知政策环境有保障。近年来，我国政府职能的转变，公民主体意识、权利意识和风险意识的增强，公众参与食品安全治理的政策环境也在不断完善。党和国家领导人多次强调，“要用最严谨的标准、最严格的监管、最严厉的处罚、最严肃的问责”加强食品安全工作，确保人民群众“舌尖上的安全”，形成“从农田到餐桌”严密高效的治理体系［1］。许玉镇等（2018）研究指出，政策环境的不断完善，会促进公众食品安全治理参与氛围的形成、参与意愿的达成，公众满意度也会得到提升［24］。王可山（2022）认为政策环境会对食品链共生主体行为产生规范作用，良好的政策环境能够调动公众参与食品安全治理的积极性和主动性，拓展其参与的广度和深度［1］。公开、透明、规范的政策环境，能够为政府与公众之间的良性互动构建一种显性互信关系［2］。公众参与食品安全治理是否受到国家政策以及法律的制度性保障，是对其参与行为的风险性考量，因此，公众感知到自己的参与能够得到政策和法律上的保护，则更加愿意参与到食品安全治理中。

2.感知参与渠道便利。 信息时代的来临，互联网的快速发展，食品安全参与主体日趋多元化，公众参与食品安全治理的渠道也更加的多元和便利。许多学者以技术接受模型为基础探讨了感知有用性和感知易用性对消费者的决策意愿产生正向影响［25-26］。王建华等（2022）研究发现感知移动线上渠道的有用性和易用性，会正向吸引消费者向移动线上渠道迁徙，构成吸引消费者选择移动线上渠道购买生鲜水果的拉力因素［26］。王怡等（2022）在研究中分别指出线上和线下参与渠道的便利性推动着公众参与到食品安全治理中［4］。许玉镇等（2018）通过对公众参与食品安全投诉举报数据整理分析发现，投诉举报受理渠道的多元化和便利性会促进公众参与到食品安全治理中［24］。参与渠道的便利性为公众参与食品安全治理提供了更加多元的选择，能够满足公众不同的渠道选择偏好，成为提高公众食品安全治理参与意愿的拉力因素。由此，本文提出如下假设：

H2a：感知政策环境有保障对公众食品安全治理参与意愿具有正向影响。

H2b：感知参与渠道便利对公众食品安全治理参与意愿具有正向影响。

（三）锚定因素对公众食品安全治理参与意

愿的影响机制

锚定因素原指阻碍个体迁出原住地的消极因素。本文的锚定因素指的是阻碍公众参与食品安全治理的因素，即影响公众食品安全治理参與意愿的约束因素，公众在相同的推力和拉力作用下做出不同决策的重要原因就是锚定因素的作用。

1.感知参与成本高。 参与成本指的是公众参与食品安全治理中所要付出的物质和心理等方面的消耗和牺牲［27］。公众作为一个独立的经济个体，其参与行为和参与意愿会受到参与成本的制约。靳朝翔（2019）在研究中指出转移成本是用户从当前服务转移到另一个服务所必须承担的成本，是典型的产生抑制作用的锚定因素，会对用户的转移意愿形成阻碍［28］。王建华等（2022）研究发现消费者多维度的成本感知会阻碍其向线上渠道迁移的意愿［26］。本文的感知成本主要是公众参与食品安全治理过程中所感知到的一系列的成本，包括时间、金钱和精力等诸多成本，多维度成本感知可能会阻碍公众参与到食品安全治理中，成为影响公众食品安全治理参与意愿的锚定因素。

2.感知配套制度不健全。 《食品安全法》等法律法规从立法上明确了食品安全治理的公众参与制度，凸显了政府与公众协同治理食品安全风险的意愿和决心。但是在公众具体参与中，配套制度不健全却制约着公众参与食品安全治理中［5］。牛云亮等（2017）在研究中指出我国举报保密制度尚不完善，举报人由于信息被泄密而遭到被举报人打击报复会导致举报人在举报时心有顾忌，从而降低了公众参与食品安全治理的意愿［5］。王怡等（2022）认为配套制度不健全使得公众维权困难、权利保障缺失，进而抑制了公众的参与积极性，导致公众参与虚置［4］。举报受理机制不便利、举报奖惩机制不健全、信息反馈机制缺乏、公益诉讼和权利救济制度不完善等问题严重削弱了公众参与食品安全治理热情和积极性，降低了公众参与食品安全治理的意愿。由此，本文提出如下假设：

H3a：感知参与成本高对公众食品安全治理参与意愿具有负向影响。

H3b：感知配套制度不健全对公众食品安全治理参与意愿具有负向影响。

（四）主观规范的调节机制

主观规范反映的是公众参与食品安全治理时所受到社会压力，这些社会压力主要来自亲友、媒体、政府、社会团体等方面。Ratner et al.（2002）在研究中指出，他人的出现或成为群体一员，能够改变个体的消费偏好、意愿或行为，或者促使个体隐藏真实偏好［29］。Bansal（2002）研究发现，个体面对身边重要社会关系成员的认可或否认，会产生跟从压力，选择参考他人的观念，或接受他人的推荐［30］。近年来我国政府职能的转变，公众主体意识、维权意识与风险意识的增强，政策环境的改善，外部环境和内部动因都推动着公众参与食品安全治理。因此参与食品安全治理的推力作用不断增强，吸引力也在不断增强。

此外，较强的主观规范也会弱化公众对参与

食品安全治理的成本感知，使得公众更倾向于通过参与食品安全治理以弥补当前配套制度不健全所带来的问题，由此降低锚定因素对公众食品安全治理参与意愿的抑制作用。因此，本文提出假设：

H4a：主观规范越强，推力因素对公众食品安全治理参与意愿的影响越强。

H4b：主观规范越强，拉力因素对公众食品安全治理参与意愿的影响越强。

H4c：主观规范越强，锚定因素对公众食品安全治理参与意愿的影响越弱。

本文基于以上研究假设构建了如图1所示的理论模型。

二、研究设计与样本描述

（一）问卷设计与数据来源

基于上述理论分析，本文在借鉴国内外相关学者成熟的研究量表的前提下，基于本研究实际对问卷测量题项的设计进行了修订与完善，测量题项采取的是李克特五级量表评分标准。研究所用数据来源于研究团队2022年9月-10月基于线下和线上两个渠道进行的问卷调查，其中线上渠道主要在问卷星平台进行，线下渠道主要集中于社区、菜场和大型商场进行，本文共收集有效问卷2018份。

（二）样本描述性分析

对样本的统计分析表明，男女性受访者占比分别为42.47和57.53%；在年龄分布上，以45岁及以下为主体，占比79.98%；在文化程度分布中，拥有本科及以上学历的受访者占比59.11%；在对食品安全问题最薄弱的环节调研中，种养殖环节、生产加工环节、运输环节、销售环节分别占比12.09%、66.01%、10.6%、11.3%；家中有12岁以下小孩的受访者占比42.12%，家里有人因食用不健康食品而引发疾病的受访者占比43.26%，其中，对食品安全问题持有关心态度的受访者共有1357人，占比67.24%。

三、模型拟合与结果分析

（一）模型选择

结构方程模型 （Structural Equation Model，SEM），是基于变量的协方差矩阵来分析变量之间因果关系的一种分析模型，它有效地整合因子分析模型和路径分析模型为一体，开创出全新的量化研究范式。该模型能够同时估计因子结构与因子关系，在复杂的因果条件组合中梳理出清晰的因果链条，也能够对整个模型与样本数据间的拟合程度进行估计，从整体上来验证模型拟合的好坏程度。本研究构建的理论模型具有复杂的路径关系，且潜变量的测量存在难以避免的主观误差，因而引入SEM进行实证分析。

（二）测量模型的信效度检验

本研究使用克隆巴赫系数（Cronbachs α）作为检测量表信度的指标，对量表内部一致性进行了检验。如表1所示，推力因素、拉力因素、锚定因素、调节变量和公众食品安全治理参与意愿的克隆巴赫系数分别是0.846、0.821、0.774、0.907、0.856，均大于0.7的判定标准。说明本测量模型很好地拟合了数据，具有较好的内部一致性，其变量指标也能较好地测量影响公众食品安全治理参与意愿的相关因素。

对于量表的效度，统计结果显示KMO检验结果为0.888，大于0.7的判断标准，巴特利特球形度检验近似卡方值为25733.663，自由度为190，显著性为0，通过显著水平为0.01的显著性检验。统计结果如表2所示，结合Fornel et al.（1981）关于变量效度良好的判定研究［44］，各题项的标准化载荷均高于0.5，AVE的范围为0.566～0.659均高于0.5，CR的范围为0.839～0.886均高于0.7说明各个变量具有良好的聚合效度。此外，本研究选择主成分分析法（PCA）对量表20个题项进行探索性因子分析（EFA），使用最大方差法进行旋转，最终提取到5个初始特征值大于1的主成分因子，说明本研究中20个题项提取的5个因子对于原始数据的解释度较为理想，量表具有良好的结构效度。

（三）结构方程模型分析

1.模型整体配适度评价。 本研究通过AMOS26.0对研究模型进行结构方程拟合分析，验证模型假设。经过拟合修正后，最终模型拟合指数如表2所示，模型评价结果显示各指标都在可接受的建议值范围内［45］，表明模型的整体适配度良好，假设模型的构建得到了支持。

2.研究假设的检验结果

（1）主效应假设检验。 表3给出了公众食品安全治理参与意愿模型各变量之间的结构关系、路径系数、标准误差、临界比率值以及显著性。模型中各潛变量之间的路径系数均通过了显著性检验，且系数大小与正负方向符合理论与实际意义。这说明公众显著感知到的卖方欺诈和信息不对称，构成了推动公众参与食品安全治理的推力因素；公众显著感知到的政策环境有保障和参与渠道便利，构成了吸引公众参与食品安全治理的拉力因素；公众显著感知到的参与成本高和配套制度不健全，构成了阻碍公众参与食品安全治理的锚定因素。因此文中假设H1a、H1b、H2a、H2b、H3a、H3b均得到解释。

为了更直观分析各作用因素对公众食品安全治理参与意愿的影响，本文进一步将推力、拉力以及锚定指标均值化处理，如图2所示。从三方面因素对公众食品安全治理参与意愿影响的回归系数与显著性来看，推力因素（β=1.219，P<0.001）与拉力因素（β=0.511，P < 0.001） 正向影响公众食品安全治理参与意愿；锚定因素（β=-1.099，P < 0.001） 负向影响公众食品安全治理参与意愿。其中，锚定因素的系数未能抵消推力和拉力因素共同影响系数大小，说明感知卖方欺诈和感知信息不对称的劣势，以及感知政策环境有保障和感知参与渠道便利共同促进公众持续性地参与到食品安全治理中，也反映出当前公众食品安全治理参与意愿整体较高的趋势。

（2）主观规范的调节作用分析。 本文通过SPSS 26.0的 Process 4.1插件，具体地观测了推力、拉力、锚定因素对公众食品安全治理参与意愿的路径效应值随着调节变量取值改变的变

化情况。结果如表4所示，主观规范对“推力因素→公众食品安全治理参与意愿”“锚定因素→公众食品安全治理参与意愿”路径上具有显著的调节作用，H4a、H4b成立，对“拉力因素→公众食品安全治理参与意愿”路径无显著差异，无调节作用，H4c不成立。

为了更加清晰地解释主观规范的调节作用，进一步进行简单斜率分析。首先，考察主观规范在“推力因素→公众食品安全治理参与意愿”之间的调节作用（见图3），当主观规范较低

（M－1SD）时，推力因素对公众食品安全治理参与意愿不具有显著的预测作用（simple slope = 0.020，t=0.670，p=0.503），95%的置信区间为［-0.039，0.079］；当主观规范较高（M+1SD）时，推力因素对公众的参与意愿具有显著的正向预测作用（simple slope = 0.172，t=8.500，p＜0.001），95%的置信区间为［0.133，0.212］。表明主观规范在推力因素与公众食品安全治理参与意愿间起到了正向的增强作用。

其次，考察主观规范在“锚定因素→公众食品安全治理参与意愿”之间的调节作用（见图4）。当主观规范较低（M－1SD）时，锚定因素对公众食品安全治理参与意愿具有显著的负向预测作用（simple slope=-0.193，t=-6.213，p＜0.001），95%的置信区间为［-0.254，-0.132］；当主观规范较高（M+1SD）时，锚定因素对公众的参与意愿具有显著的正向预测作用（simple slope = 0.159，t=7.432，p＜0.001），95%的置信区间为［0.117，0.201］。表明较低的主观规范弱化了锚定因素对公众食品安全治理参与意愿的阻碍作用，另一方面较高的主观规范则会强化锚定因素对公众食品安全治理参与意愿的抑制作用。

3.研究结果分析与讨论。 表3中潜变量之间的关系表明，推力因素正向显著地影响公众食品安全治理参与意愿，这与左伟（2022）、徐文成等（2017）、Friedman（2017）、朱哲毅等（2023）、杨松等（2022）的研究一致。感知卖方欺诈正向推动公众参与食品安全治理。从公众的角度来看，食品企业会为了自身利益而不顾及规则和底线，掩盖低劣的食品质量，加剧公众面临的食品安全风险。民主化和法制化的推进为公民权利意识觉醒提供了有利的政治条件，《宪法》为食品安全社会共治公民权利提供了根本性规范依据，《食品安全法》为食品安全社会共治公民权利提供了直接性规范依据，公民更愿意通过法律维护自身的权益，降低自身所面临的食品安全风险。感知信息不对称正向推动公众参与食品安全治理。在食品安全风险社会共治中，信息不对称会导致各主体之间协作失灵，容易引发“道德风险”和“逆向选择”。由于信息不对称，公众通常会通过感官、经验、品牌影响等有限途径对食品优劣进行判断，往往会选擇价格较低的劣质商品，长此以往会对公众的身体健康造成严重的威胁，因此公众更愿意参与到食品安全治理中，主动搜寻有关食品安全信息，更好地进行消费决策。

拉力因素正向显著地影响公众食品安全治理参与意愿，这与许玉镇等（2018）、王可山（2022）、王建华等（2022）、王怡等（2022）的研究一致。感知政策环境有保障正向拉动着公众参与食品安全治理。随着改革的持续深入，政府食品安全治理也形成了一套较为完备的政策体系，制度的创新和政策环境的优化，能够提高食品安全治理公众参与的责任感和认同感，激发公众参与的热情和积极性。感知参与渠道便利正向拉动着公众参与食品安全治理。技术接受模型指出，个体的感知有用性与感知易用性是影响其决策意愿的重要因素。线下参与流程的简易化，线上参与网站设计的人性化，参与渠道的多样化，使公众感知到参与食品安全治理的有效性和便利性，催生了其参与食品安全治理的意愿，形成对食品安全治理参与的“固流”。

锚定因素负向显著地影响公众食品安全治理参与意愿，这与Cheng Z et al.（2009）、陈渝等（2022）、邓勇等（2023）、牛云亮等（2017） 的研究一致。感知参与成本高阻碍着公众参与到食品安全治理中。当前参与食品安全治理成本较高，收益较低，存在着收益外溢效应，公众多数情况下因维权成本过高或不愿意浪费太多的时间精力，因此会选择“自认倒霉”而不愿意去投诉索赔，进而阻碍了公众持续性参与到食品安全治理中。感知配套制度不健全阻碍着公众参与到食品安全治理中。目前，我国《食品安全法》《民事诉讼法》《消费者权益保护法》等分别在公众参与、公众权益保护等方面进行了规制，但多倾向于原则性规定，对公众的参与渠道、参与方式、救济途径等缺乏具体的实施细则，尤其是投诉举报信息被恶意泄露，公众参与机制与政府回应机制不配套等问题制约着公众参与食品安全治理。

表4中的调节效应表明，与低主观规范的公众相比，推力因素对公众食品安全治理参与意愿的推动作用对高主观规范的公众更加显著。首先，高主观规范的公众“群体效应”更强。主观规范较强时，如果身边的群体都倾向于参与食品安全治理，这种群体压力也会推动着公众参与食品安全治理。其次，亲朋好友参与后的经验以及效果对公众食品安全治理参与意愿也会有很大的影响。参与食品安全治理能够帮助公众获取更多的食品安全信息，缓解从“农田到餐桌”食品供应链各环节信息不对称问题，减少卖方欺诈所带来的食品安全风险。

此外，研究发现高主观规范的公众，锚定因素对公众食品安全治理参与意愿的抑制作用显著。低主观规范的公众，锚定因素对公众食品安全治理参与意愿的抑制作用削弱。该结果表明锚定因素对公众食品安全治理参与意愿的影响存在个体差异。可能的原因是：第一，高主观规范的公众受到参照群体的影响。参照群体会对个体的评价、动机或行为产生影响，而且个体通常会拿参照群体与自己进行比较。社会认同理论认为人们通过社会比较和群体标识进行自我归类，并形成两种截然不同的态度及行为，因此公众可能受到周围社会压力的影响，对食品安全治理的配套制度不健全以及参与成本高感受更为明显，进而对公众食品安全治理参与意愿形成阻碍。第二，低主观规范的公众受到周围社会压力的影响较小，在食品安全风险共治的大背景下，公众的参与能力也在逐渐提升，公众更倾向于持续性参与食品安全治理以更好地维护自身权益。值得注意的是，主观规范对拉力因素的调节作用并不显著，可能的原因是，感知政策环境有保障以及感知渠道便利是公众对于初次参与食品安全治理后产生的个人情感，而主观规范则是个体身边的其他利益相关者对于个体参与食品安全治理产生的影响，二者之间必然的关联度较弱。

四、研究结论与政策启示

本文借助结构方程模型实证检验了推力、拉力、锚定因素对公众食品安全治理参与意愿的影响，并基于Bootstrap方法对主观规范的调节作用进行检验。实证结果表明：（1）推力、拉力因素对公众食品安全治理参与意愿具有积极的直接影响作用；（2）锚定因素对公众食品安全治理参与意愿具有显著的阻碍作用；（3）主观规范在推力因素、锚定因素与公众的食品安全治理参与意愿中发挥着调节作用。

通过上述研究分析提出相关政策建议，具体如下：第一，政府充分发挥“元治理”作用，挖掘并发挥信息机制软约束力量，加快推进信息畅通，完善食品可追溯体系，为公众提供更加透明的向前追踪和向后追溯的食品安全信息，健全信息披露制度，保障公众食品安全信息的知情权，减少因为信息不对称产生的欺诈和造假。第二，优化参与渠道，降低参与成本。加快线上线下参与渠道的融合，推动“互联网+公众参与食品安全治理”的融合发展，拓宽公众参与食品安全治理的渠道，鼓励协商对话、大众传媒和公众舆论等多元化参与形式，充分发挥信息技术的衍生效应，提高线下参与渠道的丰富度，降低公众参与食品安全治理所耗费的时间和金钱成本。第三，营造良好的社会参与环境。通过宣传教育和舆论引导改变公众的落后观念，让公众认识到政府不能包揽一切，解决食品安全问题是每一个人应尽的责任，结合典型案例开展食品安全治理教育工作，激发公众参与的热情和积极性。第四，完善配套制度。优化现有的投诉举报制度、监督制度、媒体曝光等相关制度，让公众了解参与食品安全治理相关的法律法规和政策，做到依法、有效、有序参与，提升公众参与食品安全治理的效率、效果和效能。

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The Influence Mechanism of Public Willingness

to Participate in Food Safety Governance

——Based on PPM Model

XU Yan， HOU Bo

（Research Center for Food Safety and Agricultural Green Development，

Jiangsu Normal University， Xuzhou， Jiangsu 221116， China）

Abstract：

In order to investigate the influence mechanism of public willingnesstoparticipate in food safety risk governance， an empirical study was conducted on the internal mechanism of public willingnesstoparticipate in food safety governance based on thepush-pull-anchoring theoretical framework and with the help of structural equationmodel with Bootstrap self-sampling method. The findings revealed that both thrust factors and pull factors significantly enhance public willingnesstoparticipate in food safety governance， while anchor factors significantly inhibit such willingness. Additionally， subjective norms were found to regulate the impact of thrust factors and anchor factors on public willingness to participate in food safety governance. Consequently， recommendations are proposed to enhance information disclosure systems， diversify participation channels， optimize policy environments， improve supporting systems， and reduce participation costs with an aim to bolster public willingness for engaging in food safety governance.

Keywords：

public willingness to participate; food safety governance; PPM model; social co-governance

（责任编辑：崔学刚）