政府信任对消费者行为的影响研究，本文主要内容关键词为：消费者论文,政府论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
农业转基因技术的应用被认为是继绿色革命后的一次新的农业科技革命，并且可能成为解决食物短缺问题的有力工具。但农业转基因技术的发展依然面临着多方面的制约因素，特别是消费者对转基因食品的接受程度。国内外近期的一些研究表明，消费者对转基因食品的关注程度日益提高，媒体对转基因食品的争论也日益激烈(Lusk et al.,2003)。这些争论已经影响到政府和企业对转基因技术的研究和投资，制约了转基因食品产业的发展(Marchant et al.,2003)。如雀巢公司等一些欧美大型企业已明确表示将不使用转基因产品作为原料，许多国家的政府对转基因作物的环境释放、产品的销售等采取了非常严格的限制措施。
研究和了解消费者对转基因食品的接受程度及其影响因素对转基因技术的发展具有重要意义。一些对欧盟和日本消费者的研究表明，这些国家的消费者大多不愿接受转基因食品。例如，2000年联合国粮农组织对20多个国家的研究表明，只有48%的德国消费者和46%的英国消费者愿意接受“改善营养的转基因食品”(FAO,2004)。Grimsrud et al.(2003)对挪威的一项研究表明，用转基因小麦加工的面包只有在比普通面包价格低49%的情况下，消费者才会购买。而对美国和一些发展中国家消费者的研究却表明，这些国家 60%-80%的消费者愿意接受转基因食品（IFIC,2004；黄季焜等， 2006）。
已有的研究表明许多因素可能影响消费者对转基因食品的接受程度。多数研究认为收入水平的增长会导致消费者对转基因食品的接受程度显著下降，这也是解释发达国家和发展中国家消费者对转基因食品态度差异的重要因素(Bredahl,2001; FAO,2004)。发达国家或发展中国家内部各国消费者态度的差异一般认为是由于文化、习惯、政府管理等因素的影响所导致的，其中政府管理对消费者接受程度的影响日益受到学者的关注，并被认为可能是解释各国消费者接受程度差异的关键因素 (Gaskell et al.,1999; Moon and Balasubramanian,2004)。
消费者对政府公共管理能力的信任程度影响其对转基因食品接受程度的观点最早由Gaskell等人(1999)提出。他们认为消费者对政府公共管理能力信任程度（简称“政府信任”）的提高可以弥补消费者由于自身知识不足而对转基因食品产生的担心，并且认为消费者对政府公共管理能力的信任程度是解释欧盟和美国消费者对转基因食品态度差异的重要因素。欧盟等国家的消费者由于疯牛病等食物安全问题降低了对政府公共管理能力的信任程度，也间接导致了对转基因食品的不信任。还有一些研究认为消费者对政府管理能力的信任程度会通过影响消费者对食品的风险感知而影响其对转基因食品的接受程度(Curtis et al.,2004; Hossain and Onvango,2004)。近期一些对我国消费者的研究也表明消费者对政府的信任程度与对转基因食品的接受程度之间存在着明显的正相关关系（白军飞，2003; Lin et al.,2006）。
消费者对政府的信任是否真正会影响其对转基因食品的接受程度，以及会产生多大的影响，目前还缺乏严格的定量研究，并且还没有研究对政府信任这个变量可能存在的内生性问题进行分析。例如，突发性的食品安全事件、政府对转基因食品的管理政策可能会同时影响消费者对政府的信任以及消费者对转基因食品的态度。另外，一些对转基因食品持反对意见的消费者也可能会因为政府批准转基因食品商业化生产而对政府的公共管理能力产生怀疑。
本文的主要目标是定量分析消费者对政府公共管理能力的信任程度对其转基因食品接受程度的影响。本文的结构如下：第一部分是引言，对研究的背景进行简单介绍。第二部分对本文所使用的数据进行说明。第三部分对我国消费者对转基因食品的接受程度以及对政府公共管理能力的信任程度进行统计分析。第四部分介绍了计量经济模型设计，并对模型的估计结果进行分析。最后一部分是全文总结并提出相关政策建议。
二、调查和数据描述
（一）调查和样本选取
我们在北京、上海、山东、江苏和浙江的11个不同规模的城市（注：这些城市包括特大城市北京和上海，中等城市济南、南京和宁波，较小规模城市包括威海、德州、盐城、南通、绍兴和金华。）进行了调查，调查样本从国家统计局城调队在各城市的样本中随机抽取。我们分别在2002年和2003年进行了2次入户调查。2002年的调查样本为1005个（注：2002年我们预期调查1000户，并从国家统计局的样本中选取了1020户作为备调查样本，最终有9户因为不在家而没有调查，6户拒绝调查。），2003年为1000个。为避免在每户家庭选取被调查人员时产生抽样偏误，我们采取了首先见面原则，即在16-70岁的家庭成员中，将最先见面的家庭成员作为被调查人员。调查由作者与各城调队的调查人员合作完成。2003年我们期望对所有2002年的样本进行跟踪调查，但由于国家统计局每年轮换三分之一的样本，导致我们只能跟踪到666户。作为补充，我们又从国家统计局的样本中随机抽取了 334户进行调查（注：在调查中我们实际抽取了340户作为备调查样本，其中有4户拒绝调查，2户没有调查。）。
表1 样本的个人和家庭特征
注：1.包括退休、失业及其它人员；2.已经用消费者价格指数进行了折算（基年为2002）；3.用T检验对两年的均值是否相同进行检验，***表示显著性水平为1%。
为解决消费者对政府信任程度可能存在的内生性问题，我们在 2003年的调查中增加了6个问题作为可能的工具变量，研究发现只有3个变量可以作为有效的工具变量（注：这三个工具变量是：1)截止调查当年，是否党员以及何时入党；2)家中当年平均每月的停水次数；3)截止调查当年，家中是否有成员下岗。）。由于2002年的样本中有 334个样本没有得到跟踪调查，所以无法作为本项研究的有效样本。我们对这些数据的分析表明，没有使用的334个样本与其它样本在家庭和个人特征等一些关键变量上没有显著差异，即省略这些样本不会导致研究结果产生明显偏误 （黄季焜等，2006）。
表2 消费者对不同转基因食品的接受程度(%)
转基因食品接受程度 不知道
非常接受比较接受中立比较反对非常反对
抗病虫害蔬菜或水果26 42 215
1 5
转基因大豆油 15 39 318
1 6
抗病虫害的转基因大米 26 42 206
1 5
改善营养的转基因大米 27 40 225
1 5
平均 24 41 246
1 5
数据来源：作者调查
（二）样本特征描述
为检验所选取调查样本的代表性，我们将调查样本的主要指标与国家统计局的调查指标进行了比较。由于其它统计指标难以获得，我们仅对样本的收入和家庭人口数这两个指标进行了检验。通过比较，我们发现调查样本的家庭人口数基本与国家统计局的数据一致，均为3人；从人均月收入指标看，2002年北京、山东和江苏的调查数据与国家统计局的数据基本一致，浙江和上海的数据略低于国家统计局的数据，低幅分别为12.9%和10.3%，2003年我们在各省的调查数据基本与国家统计局的收入数据一致。
对调查样本的家庭和个人特征的基本统计结果表明，除收入在2003年有较大幅度增长外，两年调查数据的其它指标没有显著差异（表1最后一列）。2002年样本的家庭人均月收入为841元，2003年的人均月收入为962元，增长率为14%，略高于国家统计13%的全国平均增长率，这可能与东部沿海地区经济增长速度高于其它地区有关。从样本个人特征来看，2002年和2003年总体样本的男性比例分别为41%和44%，男性样本比例略低于女性比例的原因可能与女性在家时间高于男性有关。考虑到女性通常在家庭食品消费支出决策中起到更为重要的作用，样本中女性比例偏大可能会更好地反映未来我国转基因食品的需求状况。样本的平均年龄在47到48岁之间，平均受教育程度都为11年。从样本的职业分布来看，在企业部门工作的人员最多，占总样本的39%；在政府和事业单位的工作人员占总样本的22%；其它人员主要包括退休人员(30%)、失业和半失业人员(9%)。另外，11%的家庭中有人对某种食品过敏，20%的被调查者家庭中有10岁以下的儿童。
三、消费者对转基因食品的接受程度和对政府公共管理能力的信任程度
（一）消费者对转基因食品的接受程度
我们调查了消费者对4种转基因食品的接受程度，调查结果表明消费者对转基因食品的平均接受程度为65%（包括非常接受和比较接受），表示反对或强烈反对的只有7%（表2，最后一行）。如果我们剔除没有明确态度的消费者(7%)，则接受转基因食品的消费者占总样本的68%。另外，有四分之一的消费者对转基因食品持中立态度，这表明我国目前还有相当一部分消费者对转基因食品不甚了解或没有明确态度，也说明未来政府对转基因食品的管理和宣传可能对消费者转基因食品的接受程度产生较大影响。
与对其它国家消费者的研究结果类似，我国消费者对不同转基因食品的接受程度存在明显差异。消费者对抗病虫害的转基因食品的接受程度最高，68%的消费者表示愿意接受抗病虫害的转基因水果、蔬菜和大米。对改善营养的转基因大米的接受程度为67%，对转基因大豆油的接受程度最低，仅为54%。总体来看，与其它国家的调查结果相比，我国消费者对转基因食品的接受程度是比较高的。例如，英国和日本消费者对改善营养的转基因大米的接受程度只有51%和46%，比我国消费者低20%左右。即使在转基因食品接受程度最高的美国，也只有51%-59%的消费者能够接受转基因食品。不同转基因食品接受程度的排序与我们的预期比较一致。抗病虫害转基因食品的接受程度高于其它食品的原因可能是消费者担心食品中的农药残留。在所有的农作物中，水果和蔬菜使用的杀虫剂最多，根据《2002年全国农产品成本收益资料汇编》，2001年我国平均用于水稻生产的农药费用为240元／公顷，蔬菜和苹果农药费用分别为1045元和2271元／公顷。调查中我们也发现消费者在购买食品时最主要考虑的三个因素是新鲜程度、农药残留和营养成分。
表3 消费者对政府公共管理能力的信任程度(%)
特征政府信任
非常信任比较信任一般较不信任很不信任
个人特征
年龄
＜39岁
9 32 3818 3
40-59岁 13 42 34 8 2
＞60岁 16 47 29 8 1
是否党员及党龄
非党员 12 37 3611 3
党龄1-20年 12 45 33 9 1
＞20年党龄 17 53 23 6 1
家庭特征
家中是否有人下岗
有
9 33 4016 3
无 14 44 32 8 2
平均每月停水次数
0次 14 44 32 8 2
0-1次
12 30 4015 3
＞1次9 19 3620 16
样本平均 12 40 3511 2
数据来源：作者调查。
（二）消费者对政府公共管理能力的信任程度
研究结果表明，我国城市消费者对政府公共管理能力的信任程度较高，分别有12%和40%的被调查者表示对政府的公共管理能力非常信任和比较信任，两者占总样本的一半以上。表示不信任和非常不信任的消费者仅占11%和2%，另外有35%的消费者表示一般（表3）。不同特征的消费者对政府信任程度的差异较大。年龄较大的消费者，对政府信任程度较高。例如，在年龄低于40岁的被调查人员中，41%的人表示非常或比较信任政府的管理能力，该比例在年龄为40-60岁之间的被调查者中上升到55%，在年龄大于60岁的消费者中，63%表示非常或比较信任政府。是共产党员的消费者对政府公共管理能力的信任程度高于非党员，并且随着党龄的增加，对政府的信任程度逐渐上升。例如，非党员的样本中只有49%的消费者表示信任政府的公共管理能力；而党龄在20年之内的消费者中，有57%的被调查人表示信任政府的管理能力；在党龄超过20年的消费者中，该比例上升到70%。与我们的预期一致，家中有下岗成员的消费者更不信任政府的公共管理能力。一个有意思的发现是，随着消费者家中停水次数的增加，消费者对政府公共管理能力的信任程度明显下降。在调查中我们也对消费者家中的停电次数进行了调查，研究结果表明，消费者对政府的信任程度与停电次数之间没有明显的相关关系。
表4 消费者对政府公共管理能力的信任程度与对转基因食品接受程度的关系
注1：包括非常接受和比较愿意接受，这里剔除了回答“不知道”的消费者。
数据来源：作者调查。
为了研究政府信任与消费者对转基因食品接受程度之间的关系，我们对消费者的态度又进行了分组比较（表4）。研究结果表明，随着消费者对政府公共管理能力信任程度的提高，消费者对转基因食品的接受程度也都越来越高。从4种产品的平均情况看，非常信任政府管理能力的消费者对转基因食品的接受程度达到了72%，对政府信任程度表示“一般”的消费者的接受程度下降到62%，而非常不信任政府的消费者的接受程度只有56%。政府信任与消费者态度之间的关系还可以从我们所调查的其它问题中得到印证：调查中我们发现，有80%左右的消费者表示“如果政府对转基因食品实行了食物和安全性测试”，自己对转基因食品的接受程度将提高。这表明让消费者了解政府在转基因食品的食物安全和环境安全方面的管理措施，对于稳定和提高消费者对转基因食品的信心有重要的作用。
表5 消费者对政府信任和对转基因食品态度的计量估计结果（转基因大米）
注：*显著水平10%，**显著水平5%，***显著水平1%。
表6 消费者对政府信任和对转基因食品态度的计量估计结果（蔬菜／水果和大豆油）
注：*显著水平10%，**显著水平5%，***显著水平1%。
四、模型设计与模型估计结果
（一）模型设计
前面部分对我国城市消费者对转基因食品的接受程度、消费者对政府公共管理能力的信任程度以及两者之间的关系进行了统计分析。但这些相关分析没有控制其它因素的影响，所以并不能说明政府信任确实影响了消费者对转基因食品的态度。下面将通过计量经济模型对此进行严格的定量检验。
假设消费者对转基因食品的接受程度是由一个潜在的效用水平变量y决定，在某个效用水平u以上，消费者会选择接受转基因食品，在该效用水平之下，消费者会选择不支持转基因食品，所以消费者的态度可以用下面的概率模型表示：
Probit(A=0)=Probit(y≤u)
Probit(A=1)=Probit(y＞u)
其中潜在效用水平变量由消费者对政府公共管理能力的信任程度、消费者收入水平等个人和家庭特征因素共同决定，即
，模型概率函数采用标准正态累积分布函数形式，即：
所以需要估计的模型就转变成如下的二元Probit模型（注：由于目前对于估计系统的多元Probit模型还存在困难，我们这里将消费者的态度只分为两类：愿意接受和不愿意接受。愿意接受的消费者包括非常愿意和比较愿意接受的消费者，不愿意接受包括中立、比较反对和非常反对，计量模型估计中，我们剔除了那些对转基因食品没有明确态度的消费者。）：
因为解释变量“政府信任”可能存在内生性问题，直接采用模型(1)来估计政府信任对消费者态度的影响可能会得到有偏和非一致的估计结果(Wooldridge,2002)。以下两个原因可能会导致“政府信任”这个变量的内生性问题：(1)遗漏变量问题。一些变量可能同时影响消费者对转基因食品的态度和对政府公共管理能力的信任程度，例如类似“疯牛病”等突发公共事件不仅会降低消费者对政府的信任程度，同时也会降低消费者对转基因食品的接受程度，但这些变量一般很难获得，所以在实际模型中只能将这些因素的影响放入扰动项中，由于消费者对政府的信任程度与这些遗漏变量相关，所以也会与扰动项相关，导致这个变量存在内生性问题。(2)联立内生性问题。消费者对转基因食品的接受程度同时也可能影响消费者对政府的信任程度，例如一些强烈反对转基因食品商业化的消费者，可能因为政府允许商业化生产而降低对政府公共管理能力的信任程度。在后面的实证估计中，本文采用的Hausman检验也发现该变量确实存在内生性问题(Hausman,1978)。因此，为了解决消费者对政府信任程度的内生性问题，我们又设立了如下模型：
其中
表示我们选取的解决“政府信任”内生性的三个工具变量，包括“家中是否有人下岗”、“当年家中发生停水的次数”，以及“是否共产党员及党龄”。显然这些变量不会对消费者的转基因食品接受程度产生直接影响，但可能通过影响消费者对政府公共管理能力的信任程度而间接影响消费者的态度。本文后面的估计结果也表明这三个变量显著影响着消费者对政府公共管理能力的信任程度，所以是有效的工具变量。
（二）模型估计结果与分析
我们对上述两个Probit模型采用最大似然法进行了联立估计（注：由于联立Probit模型的最大似然函数表达较冗长和复杂，这里没有写出。感兴趣的读者可以参考：W.Green,Econometric Analysis (Fifth edition),P710-712。），估计中我们去掉了那些对转基因食品没有明确态度的消费者（约占每种产品的5%-7%），所以每种产品的样本数量略有差异。表5是对两种转基因大米的估计结果，表6是对其它2种产品的估计结果。
本研究所选择的三个工具变量在所有的4种产品中都显著影响消费者对政府公共管理能力的信任程度。与前面的统计分析结果一致，家中停水次数增加会显著降低消费者对政府公共管理能力的信任程度，党员以及党龄越长的消费者对政府的信任程度显著增加，家庭成员中有下岗人员的消费者对政府的信任程度较低。
在其它解释变量中，男性比女性对政府公共管理能力的信任程度要低，性别变量在4种产品中都达到了10%的显著性水平。年龄越大、收入水平越高的消费者，以及在政府或事业部门工作的消费者更相信政府的管理能力。另外，居住在大、中城市的消费者比小城市的消费者更信任政府，从估计结果来看“小城市居民”这个变量估计系数的符号为负且达到了1%的显著性水平。受教育水平等其它变量对政府信任的影响基本不显著。
为了检验解释变量“政府信任”的内生性，我们也报告了Hausman检验结果（Rho，表5和6的倒数第二行），即检验模型(1)和(2)的误差项是否显著相关，如果相关则说明存在内生性问题(Wooldridge,2002)。检验结果表明，该变量除了在“转基因大豆油”这种产品中不显著外（Rho=0的似然比检验的卡方值为1.42，接近10%的显著性水平），其它三种产品都达到10%以上的显著性水平，说明该变量确实存在较强的内生性。
与我们前面统计分析的结论一致，消费者对政府公共管理能力的信任程度显著影响着消费者对转基因食品的接受程度。该变量的估计系数在3种产品中显著为正，虽然在转基因大米的模型估计结果中该变量不显著，但估计系数的符号同样为正，并且接近于10%的显著性水平。虽然目前还没有美国和欧盟等国家的相关研究结果可以比较，但我们的研究结果表明消费者对政府公共管理能力的较高信任水平是导致我国消费者对转基因食品接受程度较高的一个重要原因。
对消费者接受程度的计量模型估计结果也表明，消费者对转基因食品的知识越多，对转基因食品的接受程度就越高，这可以从以前是否参加过调查
这个变量的估计结果中看出。在4种产品的估计结果中，参加过以前调查的消费者显著比其它消费者更愿意接受转基因食品。虽然我们在调查中对转基因食品保持严格中立态度，但消费者依然可以通过调查表获得转基因食品的一些信息，调查也会使一些消费者在调查后更加关注转基因食品，这也间接导致了消费者对转基因食品了解程度的提高。这也说明如果加强对转基因食品的科普知识宣传，我国消费者对转基因食品的接受程度可能会进一步增加。
表7 “政府信任”变量内生性问题对估计结果影响
不考虑内生性问题
考虑内生性问题
估计系数 标准误估计系数标准误
抗病虫害的转基因蔬菜或水果 0.069** 0.028 0.453* 0.241
转基因大豆油
0.0128***0.035 0.207* 0.110
抗病虫害的转基因大米
0.083*** 0.015 0.283* 0.172
改善营养的转基因大米
0.067** 0.030 0.396* 0.273
注：*显著水平10%，**显著水平5%，***显著水平1%。
研究结果还显示，在影响消费者态度的其它因素中，收入水平对消费者的接受程度有显著负影响。在控制其它因素影响的情况下，随着家庭人均收入水平的提高，消费者对转基因食品的接受程度会出现下降趋势，这也与绝大多数相关研究的结论是一致的(Hallman et al.,2002；白军飞，2003; Lin et al.,2006)。调查中我们发现，对于收入水平较高的消费者，食品的安全性是其首要考虑的问题，而收入水平较低的消费者则更多地考虑温饱问题，这也是收入水平提高会降低消费者对转基因食品接受程度的原因。与大城市消费者相比，小城市的消费者更愿意接受转基因食品，这可能与城市的开放程度、人们的生活方式、消费方式以及观念等因素有关。
其它变量，如教育、性别、职业等对消费者的态度基本没有显著影响（见表5和6）。受教育水平对消费者对转基因食品的接受程度没有显著影响，可能与我们普遍的预期不太一致。目前国内外的一些研究在此问题上的研究结论也存在较大差异，所以对该问题还需要进一步研究。例如，国际信息委员会(IFIC,2004)的研究认为消费者的受教育水平越高，对转基因食品的接受程度就越高，原因是低教育水平的消费者更容易受有关转基因食品负面信息的影响。Hoban(1998)的研究则认为消费者的受教育水平越高，对转基因食品的风险预期就越高，所以这类消费者可能更不愿意接受转基因食品。而Hossain等(2004)的研究认为受教育程度对接受程度没有显著影响，美国农业部经济研究局对我国的一项研究也认为受教育程度对接受程度没有显著影响(Lin,et al.,2006)。
为了检验忽略变量“消费者对政府公共管理能力信任程度”的内生性问题可能带来的估计偏误，我们将两类估计结果进行了比较（表7）。结果表明，忽略该变量的内生性问题会明显低估政府信任对消费者接受程度的影响。例如对抗病虫害的转基因水果和蔬菜，没有解决变量内生性的估计参数是0.069，而解决内生性问题后的系数则增加到0.453，比原来增加了6倍。这种趋势在其它几种产品的估计结果中同样存在，虽然差异的大小并不完全相同。
五、结论与政策建议
本文对我国城市消费者对政府公共管理能力的信任程度与消费者对转基因食品接受程度之间的关系进行了深入分析。研究结果表明，我国大部分城市消费者对政府的公共管理能力比较信任，只有13%的人表示不信任。并且，消费者对政府公共管理能力信任程度的提高会显著增加消费者对转基因食品的接受程度。这不仅可以从简单的数据统计分析中看出，严格的计量经济模型检验也证明了这一点。这也表明，转基因食品未来的发展不仅将受到其本身技术的影响，还将受到政府对社会公共领域管理能力的影响。研究中我们也发现目前有 25%一37%的消费者对转基因食品保持中立或没有明确态度，一些因素的变化如宣传、政府政策等可能会对未来消费者的接受程度产生较大影响。
标签：转基因食品论文;