許妍 侯博

摘? 要：

為探究食品安全風險治理中公眾參與意愿的影響機制，基于推—拉—錨定理論框架，借助Bootstrap自助抽樣法的結(jié)構(gòu)方程模型對公眾食品安全治理參與意愿的內(nèi)在機理進行實證研究。研究發(fā)現(xiàn)推力因素與拉力因素對公眾食品安全治理參與意愿起著顯著的促進作用，錨定因素對公眾食品安全治理參與意愿起著顯著的抑制作用。同時，主觀規(guī)范分別在推力因素、錨定因素對公眾食品安全治理參與意愿中起著調(diào)節(jié)作用。據(jù)此提出提升公眾食品安全治理參與意愿的建議。

關(guān)鍵詞：公眾參與意愿；食品安全治理；PPM模型；社會共治

中圖分類號：F203

文獻標識碼：A? 文章編號：1673－4513（2024）－02－047－10

收稿日期：2023年06月09日

作者簡介：

許? 妍（1998-），女，云南曲靖人，碩士，主要研究方向：食品安全風險治理。

通信作者：

侯? 博（1986-），女，安徽宿州人，副教授，博士，主要研究方向：食品安全風險治理。

基金項目：

江蘇省高校哲學社會科學研究項目“基于利益主體行為的江蘇省食品追溯體系的監(jiān)管機制研究”（2023SJYB1074）；江蘇省研究生科研與實踐創(chuàng)新計劃項目“區(qū)塊鏈技術(shù)賦能食品追溯體系監(jiān)管機制研究”（KYCX22-2760）。

引言

當前新型食品安全風險不斷顯現(xiàn)且與傳統(tǒng)風險相互交織，使得食品安全問題成為影響人們獲得感、幸福感和安全感的重大民生問題［1］。各國政府不斷創(chuàng)新食品安全治理模式以應對日益復雜的食品安全事務，其中食品安全風險社會共治成為全球普遍性的治理食品安全風險的必由之路［2］。引入公眾力量參與食品安全風險治理改變了政府管制以單方強制命令為特色的傳統(tǒng)行政模式［3］，參與的方式包括調(diào)查、討論以及提出有益的意見與建議、直接參與食品安全保障的活動等［4］。當前，公眾參與食品安全治理的研究主要包括參與熱度、參與力度、參與廣度、參與深度、參與效度、參與行為、參與意愿等方面［5-6］，公眾自愿參與模型、公眾參與意愿模型、技術(shù)接受模型常用于研究公眾食品安全治理的參與意愿，對于公眾參與的文獻主要集中于網(wǎng)絡平臺運用［7-9］、環(huán)境治理［10-12］、政策參與［13-15］等領(lǐng)域，學者們主要采用Logit模型、Probit模型以及結(jié)構(gòu)方程模型探討個人特征、社會資本等對公眾參與意愿及行為的影響?，F(xiàn)有研究多從宏觀層面公眾參與的價值、機制、困境進行探討，但是研究較少關(guān)注公眾對于參與食品安全治理相關(guān)活動的感知和體驗，同時，公眾食品安全治理參與意愿也受到外部因素的影響，但研究較少將內(nèi)外部因素同時納入一個分析框架來探討公眾食品安全治理參與意愿。

推拉理論起初是用于研究人口遷徙流動，該理論認為人口遷移的動力由遷出地的推力與遷入地的拉力共同構(gòu)成。Moon（1995）將錨定因素引入到推拉理論中，形成了社會學、經(jīng)濟學、管理學等研究領(lǐng)域中廣泛應用的推—拉—錨定（Push-Pull-Mooring，PPM）模型［16］。根據(jù)該理論，公眾食品安全治理參與意愿受到推力、拉力和錨定因素的綜合影響：一方面，推力因素的刺激和拉力因素的吸引，會強化公眾的參與意愿；另一方面，公眾的參與意愿受到錨定因素的抑制作用，公眾在相同的推力和拉力作用下作出不同參與決策的重要原因就是受到錨定因素的影響。在食品安全領(lǐng)域，學者們多從消費者的渠道選擇意愿和渠道遷徙行為進行研究，但對公眾食品安全治理參與意愿關(guān)注較少。鑒于此，本研究基于PPM理論研究視角，識別出公眾參與食品安全治理的關(guān)鍵影響因素，在“推—拉—錨定”模型的基礎(chǔ)上引入主觀規(guī)范變量，建構(gòu)公眾食品安全治理參與意愿的分析框架，探析推力、拉力、錨定因素對公眾食品安全治理參與意愿的影響，以及主觀規(guī)范在三條主路徑中的調(diào)節(jié)作用。

一、文獻回顧與研究假設

（一）推力因素對公眾食品安全治理參與意愿的影響機制

推力因素原指推動和刺激人們離開原居住地的負面影響因素。本文的推力因素指的是不參與食品安全治理給公眾帶來的某些方面的問題，這些問題刺激著公眾參與食品安全治理中。

1.感知賣方欺詐。 賣方欺詐指的是賣方市場出于經(jīng)濟利益的驅(qū)動，違法或者違規(guī)加入一些化學添加劑，或是提供虛假的產(chǎn)品說明來誤導公眾，對公眾的健康或生命造成損害的行為［17］。左偉等（2022）研究發(fā)現(xiàn)，相比于企業(yè)的能力不足，公眾對企業(yè)道德缺失行為的懲罰意愿更強［18］。徐文成等（2017）在對Giannakas所構(gòu)建的模型進行擴展后，研究發(fā)現(xiàn)信息不對稱所引發(fā)的賣方行為會破壞消費者對有機食品的信任，降低消費者的消費意愿，進而降低有機食品的市場份額［19］。Friedman（2017）研究發(fā)現(xiàn)，為了懲罰有欺詐行為的賣方，消費者會出現(xiàn)消極抵制行為，在市場中避免購買特定產(chǎn)品或品牌［20］。公眾作為食品安全重要的利益相關(guān)者，其行為影響著食品生產(chǎn)者的生存和發(fā)展，當前，公眾也越來越重視賣方的倫理責任［21］。頻發(fā)的食品安全事件讓公眾感到自身權(quán)益受侵害，導致其產(chǎn)生不安、憤怒等負面情緒，繼而采取拒絕購買、投訴、抵制等懲罰行為，食品安全治理參與意愿也會提升。

公眾食品安全治理參與意愿的影響機制研究——基于推拉錨定模型

2.感知信息不對稱。信息不對稱指的是在市場交易過程中，信息優(yōu)勢方利用自身擁有的更多或更好的信息，對信息劣勢方造成不利影響。隨著社會分工和經(jīng)濟全球化的發(fā)展，食品生產(chǎn)各環(huán)節(jié)也存在時間和空間上的分離，這就使得信息不對稱普遍存在于現(xiàn)實經(jīng)濟活動當中［19］。而導致食品安全風險的根本原因就在于生產(chǎn)經(jīng)營者與公眾在產(chǎn)品質(zhì)量信息上的嚴重不對稱［2］。朱哲毅等（2023）在研究中指出，信息不對稱使得公眾難以在交易過程中掌握主動權(quán)，而公眾監(jiān)督能通過輿論壓力規(guī)范生產(chǎn)者經(jīng)營行為，從而降低其經(jīng)歷食品安全事件的概率［22］。楊松等（2022）指出信息不對稱導致社會上假冒偽劣食品增多，會推動公眾廣泛參與到食品安全治理中，以更好地維護自身權(quán)益［23］。由于公眾難以獲得完整的食品質(zhì)量信息，從而難以在交易過程中掌握主動權(quán)，因此公眾是食品安全領(lǐng)域信息不對稱下的“弱勢群體”，也是發(fā)生食品安全事件的直接受害者。因此，為了更好地維護自身權(quán)益，降低食品安全風險，公眾更愿意參與到食品安全治理中。由此，本文提出如下假設：

H1a：感知賣方欺詐對公眾食品安全治理參與意愿具有正向影響。

H1b：感知信息不對稱對公眾食品安全治理參與意愿具有正向影響。

（二）拉力因素對公眾食品安全治理

參與意

愿的影響機制

拉力因素原指吸引人們向目的地遷入的積極因素。本文的拉力因素指的是吸引公眾參與食品安全治理的因素，即與不參與食品安全治理相比，公眾參與食品安全治理能從中獲得的相對優(yōu)勢。

1.感知政策環(huán)境有保障。近年來，我國政府職能的轉(zhuǎn)變，公民主體意識、權(quán)利意識和風險意識的增強，公眾參與食品安全治理的政策環(huán)境也在不斷完善。黨和國家領(lǐng)導人多次強調(diào)，“要用最嚴謹?shù)臉藴?、最嚴格的監(jiān)管、最嚴厲的處罰、最嚴肅的問責”加強食品安全工作，確保人民群眾“舌尖上的安全”，形成“從農(nóng)田到餐桌”嚴密高效的治理體系［1］。許玉鎮(zhèn)等（2018）研究指出，政策環(huán)境的不斷完善，會促進公眾食品安全治理參與氛圍的形成、參與意愿的達成，公眾滿意度也會得到提升［24］。王可山（2022）認為政策環(huán)境會對食品鏈共生主體行為產(chǎn)生規(guī)范作用，良好的政策環(huán)境能夠調(diào)動公眾參與食品安全治理的積極性和主動性，拓展其參與的廣度和深度［1］。公開、透明、規(guī)范的政策環(huán)境，能夠為政府與公眾之間的良性互動構(gòu)建一種顯性互信關(guān)系［2］。公眾參與食品安全治理是否受到國家政策以及法律的制度性保障，是對其參與行為的風險性考量，因此，公眾感知到自己的參與能夠得到政策和法律上的保護，則更加愿意參與到食品安全治理中。

2.感知參與渠道便利。 信息時代的來臨，互聯(lián)網(wǎng)的快速發(fā)展，食品安全參與主體日趨多元化，公眾參與食品安全治理的渠道也更加的多元和便利。許多學者以技術(shù)接受模型為基礎(chǔ)探討了感知有用性和感知易用性對消費者的決策意愿產(chǎn)生正向影響［25-26］。王建華等（2022）研究發(fā)現(xiàn)感知移動線上渠道的有用性和易用性，會正向吸引消費者向移動線上渠道遷徙，構(gòu)成吸引消費者選擇移動線上渠道購買生鮮水果的拉力因素［26］。王怡等（2022）在研究中分別指出線上和線下參與渠道的便利性推動著公眾參與到食品安全治理中［4］。許玉鎮(zhèn)等（2018）通過對公眾參與食品安全投訴舉報數(shù)據(jù)整理分析發(fā)現(xiàn)，投訴舉報受理渠道的多元化和便利性會促進公眾參與到食品安全治理中［24］。參與渠道的便利性為公眾參與食品安全治理提供了更加多元的選擇，能夠滿足公眾不同的渠道選擇偏好，成為提高公眾食品安全治理參與意愿的拉力因素。由此，本文提出如下假設：

H2a：感知政策環(huán)境有保障對公眾食品安全治理參與意愿具有正向影響。

H2b：感知參與渠道便利對公眾食品安全治理參與意愿具有正向影響。

（三）錨定因素對公眾食品安全治理參與意

愿的影響機制

錨定因素原指阻礙個體遷出原住地的消極因素。本文的錨定因素指的是阻礙公眾參與食品安全治理的因素，即影響公眾食品安全治理參與意愿的約束因素，公眾在相同的推力和拉力作用下做出不同決策的重要原因就是錨定因素的作用。

1.感知參與成本高。 參與成本指的是公眾參與食品安全治理中所要付出的物質(zhì)和心理等方面的消耗和犧牲［27］。公眾作為一個獨立的經(jīng)濟個體，其參與行為和參與意愿會受到參與成本的制約。靳朝翔（2019）在研究中指出轉(zhuǎn)移成本是用戶從當前服務轉(zhuǎn)移到另一個服務所必須承擔的成本，是典型的產(chǎn)生抑制作用的錨定因素，會對用戶的轉(zhuǎn)移意愿形成阻礙［28］。王建華等（2022）研究發(fā)現(xiàn)消費者多維度的成本感知會阻礙其向線上渠道遷移的意愿［26］。本文的感知成本主要是公眾參與食品安全治理過程中所感知到的一系列的成本，包括時間、金錢和精力等諸多成本，多維度成本感知可能會阻礙公眾參與到食品安全治理中，成為影響公眾食品安全治理參與意愿的錨定因素。

2.感知配套制度不健全。 《食品安全法》等法律法規(guī)從立法上明確了食品安全治理的公眾參與制度，凸顯了政府與公眾協(xié)同治理食品安全風險的意愿和決心。但是在公眾具體參與中，配套制度不健全卻制約著公眾參與食品安全治理中［5］。牛云亮等（2017）在研究中指出我國舉報保密制度尚不完善，舉報人由于信息被泄密而遭到被舉報人打擊報復會導致舉報人在舉報時心有顧忌，從而降低了公眾參與食品安全治理的意愿［5］。王怡等（2022）認為配套制度不健全使得公眾維權(quán)困難、權(quán)利保障缺失，進而抑制了公眾的參與積極性，導致公眾參與虛置［4］。舉報受理機制不便利、舉報獎懲機制不健全、信息反饋機制缺乏、公益訴訟和權(quán)利救濟制度不完善等問題嚴重削弱了公眾參與食品安全治理熱情和積極性，降低了公眾參與食品安全治理的意愿。由此，本文提出如下假設：

H3a：感知參與成本高對公眾食品安全治理參與意愿具有負向影響。

H3b：感知配套制度不健全對公眾食品安全治理參與意愿具有負向影響。

（四）主觀規(guī)范的調(diào)節(jié)機制

主觀規(guī)范反映的是公眾參與食品安全治理時所受到社會壓力，這些社會壓力主要來自親友、媒體、政府、社會團體等方面。Ratner et al.（2002）在研究中指出，他人的出現(xiàn)或成為群體一員，能夠改變個體的消費偏好、意愿或行為，或者促使個體隱藏真實偏好［29］。Bansal（2002）研究發(fā)現(xiàn)，個體面對身邊重要社會關(guān)系成員的認可或否認，會產(chǎn)生跟從壓力，選擇參考他人的觀念，或接受他人的推薦［30］。近年來我國政府職能的轉(zhuǎn)變，公眾主體意識、維權(quán)意識與風險意識的增強，政策環(huán)境的改善，外部環(huán)境和內(nèi)部動因都推動著公眾參與食品安全治理。因此參與食品安全治理的推力作用不斷增強，吸引力也在不斷增強。

此外，較強的主觀規(guī)范也會弱化公眾對參與

食品安全治理的成本感知，使得公眾更傾向于通過參與食品安全治理以彌補當前配套制度不健全所帶來的問題，由此降低錨定因素對公眾食品安全治理參與意愿的抑制作用。因此，本文提出假設：

H4a：主觀規(guī)范越強，推力因素對公眾食品安全治理參與意愿的影響越強。

H4b：主觀規(guī)范越強，拉力因素對公眾食品安全治理參與意愿的影響越強。

H4c：主觀規(guī)范越強，錨定因素對公眾食品安全治理參與意愿的影響越弱。

本文基于以上研究假設構(gòu)建了如圖1所示的理論模型。

二、研究設計與樣本描述

（一）問卷設計與數(shù)據(jù)來源

基于上述理論分析，本文在借鑒國內(nèi)外相關(guān)學者成熟的研究量表的前提下，基于本研究實際對問卷測量題項的設計進行了修訂與完善，測量題項采取的是李克特五級量表評分標準。研究所用數(shù)據(jù)來源于研究團隊2022年9月-10月基于線下和線上兩個渠道進行的問卷調(diào)查，其中線上渠道主要在問卷星平臺進行，線下渠道主要集中于社區(qū)、菜場和大型商場進行，本文共收集有效問卷2018份。

（二）樣本描述性分析

對樣本的統(tǒng)計分析表明，男女性受訪者占比分別為42.47和57.53%；在年齡分布上，以45歲及以下為主體，占比79.98%；在文化程度分布中，擁有本科及以上學歷的受訪者占比59.11%；在對食品安全問題最薄弱的環(huán)節(jié)調(diào)研中，種養(yǎng)殖環(huán)節(jié)、生產(chǎn)加工環(huán)節(jié)、運輸環(huán)節(jié)、銷售環(huán)節(jié)分別占比12.09%、66.01%、10.6%、11.3%；家中有12歲以下小孩的受訪者占比42.12%，家里有人因食用不健康食品而引發(fā)疾病的受訪者占比43.26%，其中，對食品安全問題持有關(guān)心態(tài)度的受訪者共有1357人，占比67.24%。

三、模型擬合與結(jié)果分析

（一）模型選擇

結(jié)構(gòu)方程模型 （Structural Equation Model，SEM），是基于變量的協(xié)方差矩陣來分析變量之間因果關(guān)系的一種分析模型，它有效地整合因子分析模型和路徑分析模型為一體，開創(chuàng)出全新的量化研究范式。該模型能夠同時估計因子結(jié)構(gòu)與因子關(guān)系，在復雜的因果條件組合中梳理出清晰的因果鏈條，也能夠?qū)φ麄€模型與樣本數(shù)據(jù)間的擬合程度進行估計，從整體上來驗證模型擬合的好壞程度。本研究構(gòu)建的理論模型具有復雜的路徑關(guān)系，且潛變量的測量存在難以避免的主觀誤差，因而引入SEM進行實證分析。

（二）測量模型的信效度檢驗

本研究使用克隆巴赫系數(shù)（Cronbachs α）作為檢測量表信度的指標，對量表內(nèi)部一致性進行了檢驗。如表1所示，推力因素、拉力因素、錨定因素、調(diào)節(jié)變量和公眾食品安全治理參與意愿的克隆巴赫系數(shù)分別是0.846、0.821、0.774、0.907、0.856，均大于0.7的判定標準。說明本測量模型很好地擬合了數(shù)據(jù)，具有較好的內(nèi)部一致性，其變量指標也能較好地測量影響公眾食品安全治理參與意愿的相關(guān)因素。

對于量表的效度，統(tǒng)計結(jié)果顯示KMO檢驗結(jié)果為0.888，大于0.7的判斷標準，巴特利特球形度檢驗近似卡方值為25733.663，自由度為190，顯著性為0，通過顯著水平為0.01的顯著性檢驗。統(tǒng)計結(jié)果如表2所示，結(jié)合Fornel et al.（1981）關(guān)于變量效度良好的判定研究［44］，各題項的標準化載荷均高于0.5，AVE的范圍為0.566～0.659均高于0.5，CR的范圍為0.839～0.886均高于0.7說明各個變量具有良好的聚合效度。此外，本研究選擇主成分分析法（PCA）對量表20個題項進行探索性因子分析（EFA），使用最大方差法進行旋轉(zhuǎn)，最終提取到5個初始特征值大于1的主成分因子，說明本研究中20個題項提取的5個因子對于原始數(shù)據(jù)的解釋度較為理想，量表具有良好的結(jié)構(gòu)效度。

（三）結(jié)構(gòu)方程模型分析

1.模型整體配適度評價。 本研究通過AMOS26.0對研究模型進行結(jié)構(gòu)方程擬合分析，驗證模型假設。經(jīng)過擬合修正后，最終模型擬合指數(shù)如表2所示，模型評價結(jié)果顯示各指標都在可接受的建議值范圍內(nèi)［45］，表明模型的整體適配度良好，假設模型的構(gòu)建得到了支持。

2.研究假設的檢驗結(jié)果

（1）主效應假設檢驗。 表3給出了公眾食品安全治理參與意愿模型各變量之間的結(jié)構(gòu)關(guān)系、路徑系數(shù)、標準誤差、臨界比率值以及顯著性。模型中各潛變量之間的路徑系數(shù)均通過了顯著性檢驗，且系數(shù)大小與正負方向符合理論與實際意義。這說明公眾顯著感知到的賣方欺詐和信息不對稱，構(gòu)成了推動公眾參與食品安全治理的推力因素；公眾顯著感知到的政策環(huán)境有保障和參與渠道便利，構(gòu)成了吸引公眾參與食品安全治理的拉力因素；公眾顯著感知到的參與成本高和配套制度不健全，構(gòu)成了阻礙公眾參與食品安全治理的錨定因素。因此文中假設H1a、H1b、H2a、H2b、H3a、H3b均得到解釋。

為了更直觀分析各作用因素對公眾食品安全治理參與意愿的影響，本文進一步將推力、拉力以及錨定指標均值化處理，如圖2所示。從三方面因素對公眾食品安全治理參與意愿影響的回歸系數(shù)與顯著性來看，推力因素（β=1.219，P<0.001）與拉力因素（β=0.511，P < 0.001） 正向影響公眾食品安全治理參與意愿；錨定因素（β=-1.099，P < 0.001） 負向影響公眾食品安全治理參與意愿。其中，錨定因素的系數(shù)未能抵消推力和拉力因素共同影響系數(shù)大小，說明感知賣方欺詐和感知信息不對稱的劣勢，以及感知政策環(huán)境有保障和感知參與渠道便利共同促進公眾持續(xù)性地參與到食品安全治理中，也反映出當前公眾食品安全治理參與意愿整體較高的趨勢。

（2）主觀規(guī)范的調(diào)節(jié)作用分析。 本文通過SPSS 26.0的 Process 4.1插件，具體地觀測了推力、拉力、錨定因素對公眾食品安全治理參與意愿的路徑效應值隨著調(diào)節(jié)變量取值改變的變

化情況。結(jié)果如表4所示，主觀規(guī)范對“推力因素→公眾食品安全治理參與意愿”“錨定因素→公眾食品安全治理參與意愿”路徑上具有顯著的調(diào)節(jié)作用，H4a、H4b成立，對“拉力因素→公眾食品安全治理參與意愿”路徑無顯著差異，無調(diào)節(jié)作用，H4c不成立。

為了更加清晰地解釋主觀規(guī)范的調(diào)節(jié)作用，進一步進行簡單斜率分析。首先，考察主觀規(guī)范在“推力因素→公眾食品安全治理參與意愿”之間的調(diào)節(jié)作用（見圖3），當主觀規(guī)范較低

（M－1SD）時，推力因素對公眾食品安全治理參與意愿不具有顯著的預測作用（simple slope = 0.020，t=0.670，p=0.503），95%的置信區(qū)間為［-0.039，0.079］；當主觀規(guī)范較高（M+1SD）時，推力因素對公眾的參與意愿具有顯著的正向預測作用（simple slope = 0.172，t=8.500，p＜0.001），95%的置信區(qū)間為［0.133，0.212］。表明主觀規(guī)范在推力因素與公眾食品安全治理參與意愿間起到了正向的增強作用。

其次，考察主觀規(guī)范在“錨定因素→公眾食品安全治理參與意愿”之間的調(diào)節(jié)作用（見圖4）。當主觀規(guī)范較低（M－1SD）時，錨定因素對公眾食品安全治理參與意愿具有顯著的負向預測作用（simple slope=-0.193，t=-6.213，p＜0.001），95%的置信區(qū)間為［-0.254，-0.132］；當主觀規(guī)范較高（M+1SD）時，錨定因素對公眾的參與意愿具有顯著的正向預測作用（simple slope = 0.159，t=7.432，p＜0.001），95%的置信區(qū)間為［0.117，0.201］。表明較低的主觀規(guī)范弱化了錨定因素對公眾食品安全治理參與意愿的阻礙作用，另一方面較高的主觀規(guī)范則會強化錨定因素對公眾食品安全治理參與意愿的抑制作用。

3.研究結(jié)果分析與討論。 表3中潛變量之間的關(guān)系表明，推力因素正向顯著地影響公眾食品安全治理參與意愿，這與左偉（2022）、徐文成等（2017）、Friedman（2017）、朱哲毅等（2023）、楊松等（2022）的研究一致。感知賣方欺詐正向推動公眾參與食品安全治理。從公眾的角度來看，食品企業(yè)會為了自身利益而不顧及規(guī)則和底線，掩蓋低劣的食品質(zhì)量，加劇公眾面臨的食品安全風險。民主化和法制化的推進為公民權(quán)利意識覺醒提供了有利的政治條件，《憲法》為食品安全社會共治公民權(quán)利提供了根本性規(guī)范依據(jù)，《食品安全法》為食品安全社會共治公民權(quán)利提供了直接性規(guī)范依據(jù)，公民更愿意通過法律維護自身的權(quán)益，降低自身所面臨的食品安全風險。感知信息不對稱正向推動公眾參與食品安全治理。在食品安全風險社會共治中，信息不對稱會導致各主體之間協(xié)作失靈，容易引發(fā)“道德風險”和“逆向選擇”。由于信息不對稱，公眾通常會通過感官、經(jīng)驗、品牌影響等有限途徑對食品優(yōu)劣進行判斷，往往會選擇價格較低的劣質(zhì)商品，長此以往會對公眾的身體健康造成嚴重的威脅，因此公眾更愿意參與到食品安全治理中，主動搜尋有關(guān)食品安全信息，更好地進行消費決策。

拉力因素正向顯著地影響公眾食品安全治理參與意愿，這與許玉鎮(zhèn)等（2018）、王可山（2022）、王建華等（2022）、王怡等（2022）的研究一致。感知政策環(huán)境有保障正向拉動著公眾參與食品安全治理。隨著改革的持續(xù)深入，政府食品安全治理也形成了一套較為完備的政策體系，制度的創(chuàng)新和政策環(huán)境的優(yōu)化，能夠提高食品安全治理公眾參與的責任感和認同感，激發(fā)公眾參與的熱情和積極性。感知參與渠道便利正向拉動著公眾參與食品安全治理。技術(shù)接受模型指出，個體的感知有用性與感知易用性是影響其決策意愿的重要因素。線下參與流程的簡易化，線上參與網(wǎng)站設計的人性化，參與渠道的多樣化，使公眾感知到參與食品安全治理的有效性和便利性，催生了其參與食品安全治理的意愿，形成對食品安全治理參與的“固流”。

錨定因素負向顯著地影響公眾食品安全治理參與意愿，這與Cheng Z et al.（2009）、陳渝等（2022）、鄧勇等（2023）、牛云亮等（2017） 的研究一致。感知參與成本高阻礙著公眾參與到食品安全治理中。當前參與食品安全治理成本較高，收益較低，存在著收益外溢效應，公眾多數(shù)情況下因維權(quán)成本過高或不愿意浪費太多的時間精力，因此會選擇“自認倒霉”而不愿意去投訴索賠，進而阻礙了公眾持續(xù)性參與到食品安全治理中。感知配套制度不健全阻礙著公眾參與到食品安全治理中。目前，我國《食品安全法》《民事訴訟法》《消費者權(quán)益保護法》等分別在公眾參與、公眾權(quán)益保護等方面進行了規(guī)制，但多傾向于原則性規(guī)定，對公眾的參與渠道、參與方式、救濟途徑等缺乏具體的實施細則，尤其是投訴舉報信息被惡意泄露，公眾參與機制與政府回應機制不配套等問題制約著公眾參與食品安全治理。

表4中的調(diào)節(jié)效應表明，與低主觀規(guī)范的公眾相比，推力因素對公眾食品安全治理參與意愿的推動作用對高主觀規(guī)范的公眾更加顯著。首先，高主觀規(guī)范的公眾“群體效應”更強。主觀規(guī)范較強時，如果身邊的群體都傾向于參與食品安全治理，這種群體壓力也會推動著公眾參與食品安全治理。其次，親朋好友參與后的經(jīng)驗以及效果對公眾食品安全治理參與意愿也會有很大的影響。參與食品安全治理能夠幫助公眾獲取更多的食品安全信息，緩解從“農(nóng)田到餐桌”食品供應鏈各環(huán)節(jié)信息不對稱問題，減少賣方欺詐所帶來的食品安全風險。

此外，研究發(fā)現(xiàn)高主觀規(guī)范的公眾，錨定因素對公眾食品安全治理參與意愿的抑制作用顯著。低主觀規(guī)范的公眾，錨定因素對公眾食品安全治理參與意愿的抑制作用削弱。該結(jié)果表明錨定因素對公眾食品安全治理參與意愿的影響存在個體差異?？赡艿脑蚴牵旱谝?，高主觀規(guī)范的公眾受到參照群體的影響。參照群體會對個體的評價、動機或行為產(chǎn)生影響，而且個體通常會拿參照群體與自己進行比較。社會認同理論認為人們通過社會比較和群體標識進行自我歸類，并形成兩種截然不同的態(tài)度及行為，因此公眾可能受到周圍社會壓力的影響，對食品安全治理的配套制度不健全以及參與成本高感受更為明顯，進而對公眾食品安全治理參與意愿形成阻礙。第二，低主觀規(guī)范的公眾受到周圍社會壓力的影響較小，在食品安全風險共治的大背景下，公眾的參與能力也在逐漸提升，公眾更傾向于持續(xù)性參與食品安全治理以更好地維護自身權(quán)益。值得注意的是，主觀規(guī)范對拉力因素的調(diào)節(jié)作用并不顯著，可能的原因是，感知政策環(huán)境有保障以及感知渠道便利是公眾對于初次參與食品安全治理后產(chǎn)生的個人情感，而主觀規(guī)范則是個體身邊的其他利益相關(guān)者對于個體參與食品安全治理產(chǎn)生的影響，二者之間必然的關(guān)聯(lián)度較弱。

四、研究結(jié)論與政策啟示

本文借助結(jié)構(gòu)方程模型實證檢驗了推力、拉力、錨定因素對公眾食品安全治理參與意愿的影響，并基于Bootstrap方法對主觀規(guī)范的調(diào)節(jié)作用進行檢驗。實證結(jié)果表明：（1）推力、拉力因素對公眾食品安全治理參與意愿具有積極的直接影響作用；（2）錨定因素對公眾食品安全治理參與意愿具有顯著的阻礙作用；（3）主觀規(guī)范在推力因素、錨定因素與公眾的食品安全治理參與意愿中發(fā)揮著調(diào)節(jié)作用。

通過上述研究分析提出相關(guān)政策建議，具體如下：第一，政府充分發(fā)揮“元治理”作用，挖掘并發(fā)揮信息機制軟約束力量，加快推進信息暢通，完善食品可追溯體系，為公眾提供更加透明的向前追蹤和向后追溯的食品安全信息，健全信息披露制度，保障公眾食品安全信息的知情權(quán)，減少因為信息不對稱產(chǎn)生的欺詐和造假。第二，優(yōu)化參與渠道，降低參與成本。加快線上線下參與渠道的融合，推動“互聯(lián)網(wǎng)+公眾參與食品安全治理”的融合發(fā)展，拓寬公眾參與食品安全治理的渠道，鼓勵協(xié)商對話、大眾傳媒和公眾輿論等多元化參與形式，充分發(fā)揮信息技術(shù)的衍生效應，提高線下參與渠道的豐富度，降低公眾參與食品安全治理所耗費的時間和金錢成本。第三，營造良好的社會參與環(huán)境。通過宣傳教育和輿論引導改變公眾的落后觀念，讓公眾認識到政府不能包攬一切，解決食品安全問題是每一個人應盡的責任，結(jié)合典型案例開展食品安全治理教育工作，激發(fā)公眾參與的熱情和積極性。第四，完善配套制度。優(yōu)化現(xiàn)有的投訴舉報制度、監(jiān)督制度、媒體曝光等相關(guān)制度，讓公眾了解參與食品安全治理相關(guān)的法律法規(guī)和政策，做到依法、有效、有序參與，提升公眾參與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

（責任編輯：崔學剛）