烏魯木齊居民進口食品消費偏好的實證研究

◎ 曾玉芬，徐弋童，趙晨楠，江雨露

（新疆農業大學 經濟與貿易學院，新疆 烏魯木齊 830000）

近年來，我國經濟穩步增長，人民生活水平不斷提高，消費觀念逐步轉變，居民的食品消費結構和消費模式也隨之發生變化。由于我國市場極具消費能力，國際各大進口食品品牌競相來我國挖掘商機，我國食品進口規模逐漸增大。我國進口食品市場規模的不斷增大引發了國內外學者的廣泛關注，并對消費者和進口食品之間開展了許多有價值的研究。劉鵬等[1]發現消費者購買進口食品時優先考慮的因素為食品質量和食品安全，這個現象說明消費者有很強的食品安全意識，且女性消費者、年長的消費者、已婚消費者和收入相對高的消費者會在購買食品時更關注質量和安全。古麗巴哈爾·艾買爾等[2]認為對健康的關注程度、個人文化程度、品牌安全認證、媒體報道和家庭的平均月收入對進口食品購買意愿有正向影響；而年齡、對于進口食品的了解程度、進口食品信息關注程度、進口食品的安全監管程度對進口食品購買意愿具有負向影響。但是，目前缺乏消費者對進口食品消費傾向和各種因素對消費者購買進口食品意愿的影響等方面的研究。

烏魯木齊作為新疆維吾爾自治區首府，常住人口達350萬，是中國食品進口的重要城市之一。對于消費者而言，進口食品質量越高，相應的價格越高，同時獲得的效用越高。這也導致消費者在收入一定的條件下往往會權衡效用與支出來追求效用最大化。因此研究居民進口食品消費偏好有利于從進口維度研究食品消費結構，為消費者提供意見，優化國內居民食品消費結構，從而提高消費者福利水平。對于食品貿易政策而言，由于中國居民人均收入日益增加，導致居民的食品消費觀念、食品消費模式和食品消費結構都發生了巨大的變化。通過研究烏魯木齊消費者對進口食品的了解程度、購買意愿和消費偏好，并分析購買進口食品的影響因素，可以更加清楚地了解烏魯木齊進口食品消費結構的現狀，更深入地了解消費者食品需求的轉變，預測未來進口食品發展趨勢，為食品貿易政策提供科學的建議[3]。

1 材料與方法

1.1 調查對象

采用問卷調查和當面訪談相結合的方式進行調查，調查對象是在烏魯木齊市購買和食用過進口商品的普通消費者，調查選取地點為有進口食品的超市和商場，綜合考慮共計4個人口密集的超市和商場。向烏魯木齊市居民發放問卷共計450份，經過后期整理共得到有效問卷405份。

1.2 數據處理方法

運用SPSS軟件對所調查的405份有效問卷的統計數據進行分析。

2 結果與分析

2.1 調查對象信息分析

參與本次問卷調查的被調查者中，女性占比50.37%，略高于男性，但也基本符合一般消費者的人群分布。從表1可知，購買進口食品最多的為20～50歲的成年人，他們更多地接觸進口食品的購買，因此更具有代表性。學歷在?？萍耙韵碌氖茉L者占比較小，僅為24.44%，被訪問者中有75.56%的人為本科以上學歷，整體被調研者的學歷水平較高。此次調研面向了社會中各行各業工作者，充分顯示了調研的覆蓋面，同時所反映出的數據也最具代表性。

表1 調查對象信息表

其中大部分被訪者家庭的收入集中在10 000～20 000（不含10 000）元，其次為5 000～10 000（不含5 000）元，說明受訪者的家庭主要是屬于社會的中產階級，收入較為穩定。經濟水平是家庭購買進口食品的重要因素[4]。

2.2 實證研究

為研究消費者購買進口食品的主要影響因素，運用SPSS軟件對所調查的405份有效問卷的統計數據進行二元Logitic回歸分析。模型似然比較結果如表2所示。這里的p值小于0.05，因而說明拒絕原定假設，即說明本次構建模型時，放入的自變量具有有效性，本次模型構建有意義。由表3所知，此處模型檢驗的原定假設為：模型擬合值和觀測值的吻合程度相同；這里p值大于0.05（p=0.135＞0.05），因此說明接受原定假設，即說明本次模型通過HL檢驗，此模型擬合優度較好。

表2 消費者對進口食品購買意愿影響因素的二元Logistic回歸模型似然比檢驗結果表

表3 消費者對進口食品購買意愿影響因素的二元回歸分析的Hosmer-Lemeshow擬合度檢驗表

從表4可知，自變量共16項分別為消費者性別、消費者年齡、消費者婚姻狀況、孩子年齡、月收入水平、文化程度、消費者工作、個人好奇嘗鮮心理、能否識別進口食品的認證標志、購買進口食品的用途、進口食品仿冒品多、進口食品口味風格、支持國產、進口食品購買渠道少、進口食品外觀包裝及個人追求消費檔次共16項為自變量，而將是否愿意購買進口食品則作為因變量，以此進行二元Logistic回歸分析。

表4 消費者對進口食品購買意愿影響因素的二元Logistic回歸分析結果匯總表

最終具體分析可知：消費者婚姻狀況的回歸系數值為1.994，并且呈現出0.05水平的顯著性（z=2.450，p=0.014＜0.05），表示消費者的婚姻狀況會對是否愿意購買進口食品產生顯著的正向影響關系，及結婚會讓消費者更加愿意購買進口食品。孩子年齡的回歸系數值為-0.508，并且呈現出0.05水平的顯著性（z=-2.178，p=0.029＜0.05），意味著孩子年齡會對是否愿意購買進口食品產生顯著的負向影響關系，及隨著孩子年齡增大，消費者會不那么愿意購買進口食品。消費者文化程度的回歸系數值為0.641，并且呈現出0.01水平的顯著性（z=3.150，p=0.002＜0.01），意味著消費者文化程度會對是否愿意購買進口食品產生顯著的正向影響關系，文化程度越高，越愿意購買進口食品。

支持國產的回歸系數值為-0.625，并且呈現出0.05水平的顯著性（z=-2.214，p=0.027＜0.05）；購買進口食品的用途的回歸系數值為-0.681，并且呈現出0.01水平的顯著性（z=-3.918，p=0.000＜0.01）。意味著支持國產和購買進口食品的用途是會對是否愿意購買進口食品產生顯著的負向影響關系。而其他因素并沒有呈現出顯著性（p＞0.05），意味著這幾個因素并不會對是否愿意購買進口食品產生影響。

3 建議

傳統媒體和新媒體是人們最先獲得信息的兩種渠道[5]。目前，隨著抖音、快手、微信朋友圈的普及，消費者獲取進口食品的信息方式越來越依賴于新媒體。新媒體有更加大的廣告宣傳效應，信息傳遞更加迅速，但是新媒體換代更新快，流動性強，大部分媒體人無須為自己的言行舉止負責，往往造成了夸大宣傳和虛假宣傳的現象，導致消費者判斷信息真實性的能力下降，對消費者有極大的誤導性。針對這一現象，我國食品監管部門應該加強對于食品的科普，宣傳進口食品的安全標志，市場監管部門也應該加強監管，嚴厲打擊虛假廣告。

由于市場競爭不斷加強，人民需要物美價廉的健康進口食品，而未來中國的進口食品的價格將會越來越親民化。中國進口食品市場的不斷擴大以及不斷提升的消費能力，會吸引越來越多的進口食品商進入中國市場[6]。不同的進口食品可以以不同的消費群體展開精準的營銷策略，以及可以擴大進口食品的銷售渠道，增加消費者的選購多樣性，加大進口食品進口額度的同時也加強監管力度。

4 結語

制約進口食品消費的大部分原因在于政府對消費者的指導和媒體的宣傳力度不夠，同時進口食品購買渠道不完善。從規范進口商的進口渠道和進口食品安全方面出發，在一定程度上可以減輕食品安全問題的影響，促進進口食品消費，開拓市場。