山麗杰，徐玲玲，王曉莉

（江南大學(xué)，江蘇 無(wú)錫 210122）

一、引言

隨著“瘋牛病”等食品安全問(wèn)題的爆發(fā)，世界各地的消費(fèi)者、食品企業(yè)和政府越來(lái)越關(guān)注食品質(zhì)量與安全問(wèn)題[1]。對(duì)食品供應(yīng)鏈上各環(huán)節(jié)的主體進(jìn)行有效監(jiān)管的需求不斷增強(qiáng)，食品可追溯體系作為食品安全管理的有效工具，被越來(lái)越廣泛地應(yīng)用于食品領(lǐng)域[2]。

盡管目前相關(guān)國(guó)家對(duì)食品可追溯體系的概念界定或理解尚不完全一致，但一般認(rèn)為食品可追溯體系是指在供應(yīng)鏈上形成可靠且連續(xù)的信息流，使食品具備可追溯性，以監(jiān)控食品的生產(chǎn)過(guò)程與流向，必要時(shí)實(shí)施召回，因而具有確保食品安全的基本功能[3]。歐盟、美國(guó)、日本等國(guó)家和地區(qū)已在21 世紀(jì)初相繼實(shí)施了食品可追溯體系[1]，并且將動(dòng)物性食品列為優(yōu)先發(fā)展可追溯體系的領(lǐng)域[4]。歐盟國(guó)家從2005年1月1日起規(guī)定在市場(chǎng)上銷售的食品必須具備可追溯功能。借鑒發(fā)達(dá)國(guó)家和地區(qū)的經(jīng)驗(yàn)，中國(guó)從2000年開(kāi)始探索性地建設(shè)食品可追溯體系。例如，2004年山東省的兩個(gè)蔬菜生產(chǎn)基地使用條形碼追溯蔬菜的生產(chǎn)和銷售[5]。2007年北京為確保奧運(yùn)會(huì)期間的食品安全，將可追溯體系作為一種關(guān)鍵的手段，并鼓勵(lì)消費(fèi)者和生產(chǎn)者反饋意見(jiàn)[6][7][8]。2008年，天津建立了一個(gè)在線系統(tǒng)，以追溯蔬菜的生產(chǎn)與銷售[1]。目前，中國(guó)的食品可追溯體系主要由政府推動(dòng)企業(yè)自愿實(shí)施，主要局限于少數(shù)城市，且食品類別主要是豬肉和蔬菜[9]，普及率有待進(jìn)一步提高[10][11]。并且，中國(guó)薄弱的食品可追溯體系建設(shè)已影響到中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品的出口[12]。因此，加強(qiáng)食品可追溯體系建設(shè)、提升食品質(zhì)量安全和提高農(nóng)產(chǎn)品在全球市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)力對(duì)于中國(guó)來(lái)說(shuō)極為重要。

基于上述研究背景，本文嘗試性地組合運(yùn)用帶罰函數(shù)的Logistic 回歸分析模型與Interval Censored回歸分析方法，以我國(guó)分布于5 個(gè)省的88 家食品生產(chǎn)企業(yè)為調(diào)查案例，分析食品生產(chǎn)企業(yè)對(duì)可追溯體系投資意愿、投資水平的主要影響因素。研究發(fā)現(xiàn)，影響企業(yè)實(shí)施可追溯體系投資意愿的主要因素是食品企業(yè)管理者的年齡和受教育程度、銷售規(guī)模、質(zhì)量認(rèn)證情況、預(yù)期收益、政府優(yōu)惠政策情況，而影響投資水平的主要因素是行業(yè)特征、銷售規(guī)模、預(yù)期收益和優(yōu)惠政策。上述這些研究結(jié)論，在現(xiàn)有研究中國(guó)食品質(zhì)量安全的文獻(xiàn)中鮮見(jiàn)報(bào)道、富有新意，能為中國(guó)政府采取有效措施激勵(lì)食品生產(chǎn)企業(yè)實(shí)施可追溯體系提供決策依據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述

國(guó)內(nèi)外學(xué)者尤其是國(guó)外學(xué)者對(duì)影響企業(yè)實(shí)施食品可追溯體系的主要因素展開(kāi)了大量的先驅(qū)性研究，然而大部分都集中于對(duì)農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)農(nóng)戶的實(shí)證研究[12]。例如，Liao等學(xué)者對(duì)中國(guó)臺(tái)灣地區(qū)的果蔬農(nóng)場(chǎng)主進(jìn)行了調(diào)查，結(jié)果表明，行政主管部門(mén)推行的可追溯計(jì)劃和越來(lái)越嚴(yán)格的農(nóng)殘檢測(cè)是推動(dòng)農(nóng)場(chǎng)主實(shí)施可追溯體系的主要因素[13]。目前，國(guó)內(nèi)外學(xué)者主要通過(guò)實(shí)證方法研究影響企業(yè)實(shí)施食品可追溯體系的主要因素[14]。綜合梳理現(xiàn)有的研究文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)可追溯食品的預(yù)期收益、企業(yè)的內(nèi)部因素、外部因素和企業(yè)管理者的特征等是影響企業(yè)實(shí)施食品可追溯體系的主要因素。

與普通食品生產(chǎn)相比，企業(yè)實(shí)施食品可追溯體系需要依靠信息技術(shù)，構(gòu)建收集、記錄和標(biāo)識(shí)可追溯信息的技術(shù)體系，建立數(shù)據(jù)庫(kù)與傳遞系統(tǒng)等，因而必然需要增加相應(yīng)的額外的生產(chǎn)成本[15]。食品可追溯體系的層次越高，提供安全信任屬性的信息越全面，投入成本就越高[16]。部分學(xué)者認(rèn)為，食品質(zhì)量管理體系的應(yīng)用主要取決于企業(yè)運(yùn)用該體系后的凈收益[16][17]。當(dāng)食品生產(chǎn)企業(yè)認(rèn)為投資實(shí)施可追溯體系能夠獲得現(xiàn)實(shí)或潛在的收益時(shí)，就有實(shí)施可追溯體系的動(dòng)力[18]。如果消費(fèi)者愿意為可追溯食品支付額外的價(jià)格，或者通過(guò)可追溯體系可以減少食品安全風(fēng)險(xiǎn)和低成本地召回有安全隱患的食品，食品生產(chǎn)企業(yè)則更愿意實(shí)施可追溯體系[19]。可以認(rèn)為，生產(chǎn)可追溯食品的預(yù)期收益，是影響企業(yè)實(shí)施食品可追溯體系的內(nèi)在根本性因素[20]。

目前國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)較為一致地認(rèn)為，影響企業(yè)實(shí)施食品可追溯體系的投資意愿與投資水平的內(nèi)部因素主要有：一是食品企業(yè)的銷售規(guī)模。姜啟軍等（2011）研究發(fā)現(xiàn)，市場(chǎng)因素是影響企業(yè)實(shí)施可追溯體系的主要因素之一[21]。銷售規(guī)模影響企業(yè)對(duì)可追溯體系的投資行為[22]。Mora等學(xué)者（2005）也支持實(shí)施可追溯體系的收益隨著企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大而增加的觀點(diǎn)[23]。二是食品企業(yè)的從業(yè)人數(shù)。Galliano 和Roux（2008）的研究認(rèn)為，可以將職工人數(shù)作為衡量企業(yè)規(guī)模的重要變量[24]。Wang 等（2009）的研究發(fā)現(xiàn)，在中國(guó)從業(yè)人數(shù)較多的水產(chǎn)品加工企業(yè)更愿意投資實(shí)施可追溯體系[25]。Sodano和Verneau（2004）對(duì)意大利番茄加工企業(yè)的調(diào)查表明，企業(yè)實(shí)施可追溯體系的收益隨著企業(yè)從業(yè)人數(shù)的擴(kuò)大而相應(yīng)增加[22]。從業(yè)人數(shù)達(dá)到邊際規(guī)模的企業(yè)相對(duì)更容易發(fā)現(xiàn)實(shí)施可追溯體系的潛在利益。因此，投資可追溯體系的意愿更強(qiáng)，投資水平也更高。三是食品生產(chǎn)的質(zhì)量認(rèn)證。Mora、Menozzi（2005）和Banterle等（2006）對(duì)意大利牛肉加工企業(yè)的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，執(zhí)行食品安全質(zhì)量認(rèn)證體系可降低企業(yè)投資可追溯體系的成本[17][23]。Banterle和Stranieri（2008）、徐玲玲等（2011）的研究認(rèn)為，相比未執(zhí)行任何質(zhì)量認(rèn)證體系的食品企業(yè)，已經(jīng)執(zhí)行了某些質(zhì)量認(rèn)證體系的企業(yè)投資可追溯體系的成本更低，具有更強(qiáng)的投資意愿[26][27]。

在對(duì)外部因素的研究上，國(guó)內(nèi)外學(xué)者認(rèn)為影響企業(yè)對(duì)食品可追溯體系的投資意愿與投資水平的主要因素可以歸納為：一是食品企業(yè)在食品供應(yīng)鏈體系中的垂直一體化程度。Banterle 等（2006）對(duì)意大利肉制品加工供應(yīng)鏈上的32 個(gè)加工企業(yè)樣本問(wèn)卷的分析表明，供應(yīng)鏈垂直一體化的程度和水平影響了可追溯體系的成本，特別是對(duì)小型食品生產(chǎn)企業(yè)的影響更大，垂直一體化程度越高的企業(yè)實(shí)施可追溯體系的成本越低，其投資意愿越強(qiáng)，投資水平越高[23]。Mora和Menozzi（2005）認(rèn)為，垂直一體化關(guān)系中的零售商對(duì)食品可追溯的要求是促使生產(chǎn)廠商實(shí)施可追溯體系的重要因素[17]。二是食品企業(yè)的行業(yè)特征。Galliano 和Orozco（2011）調(diào)查了法國(guó)肉品、水果、蔬菜、乳品、飲料等有機(jī)食品行業(yè)的871 家企業(yè)，結(jié)果顯示，不同行業(yè)的食品生產(chǎn)企業(yè)采用可追溯體系的概率不同，在安全風(fēng)險(xiǎn)較高的行業(yè)，大多數(shù)企業(yè)已實(shí)施可追溯體系[28]。相對(duì)于飲料和煙草制造業(yè)而言，農(nóng)副產(chǎn)品加工業(yè)和食品制造業(yè)的企業(yè)更傾向于投資實(shí)施可追溯體系[29]。三是政府的優(yōu)惠政策。Moises和Brian（2012）認(rèn)為政府強(qiáng)制性要求企業(yè)實(shí)施可追溯制度不一定會(huì)帶來(lái)更安全的食品，并且增加了生產(chǎn)者的成本，削弱其實(shí)施意愿[30]。Glynn等（2006）在考察和研究澳大利亞的牛肉產(chǎn)業(yè)后發(fā)現(xiàn)，可追溯體系成功推廣的重要原因是政府的資金支持[31]。政府的資金以及技術(shù)支持會(huì)極大地影響企業(yè)投資實(shí)施可追溯體系的成本與積極性[18]。

現(xiàn)有的研究文獻(xiàn)還進(jìn)一步指出，食品企業(yè)的管理者特征也是影響企業(yè)對(duì)食品可追溯體系的投資意愿與投資水平的相關(guān)因素。不同年齡、學(xué)歷和性別的食品企業(yè)管理者對(duì)新事物的接受能力、創(chuàng)新性和投資魄力等不同，進(jìn)而會(huì)影響投資決策[3]。山麗杰等（2011）對(duì)食品加工企業(yè)實(shí)施可追溯體系行為的研究結(jié)果表明，企業(yè)管理者年齡越大越不愿意投資實(shí)施可追溯體系。在愿意投資的企業(yè)中，管理者學(xué)歷較高的投資水平相對(duì)較高[29]。

上述國(guó)內(nèi)外研究成果為本文探討中國(guó)的食品生產(chǎn)企業(yè)對(duì)可追溯體系的投資意愿與投入水平奠定了重要的基礎(chǔ)。

三、調(diào)查問(wèn)卷設(shè)計(jì)與統(tǒng)計(jì)性描述

（一）樣本選擇

選擇國(guó)內(nèi)主要的食品加工業(yè)省份，包括河南、黑龍江、山東、江蘇和安徽。以河南省為例，其是中國(guó)重要的商品糧基地和食品生產(chǎn)大省。其省會(huì)鄭州的食品工業(yè)的產(chǎn)業(yè)規(guī)模大，2011年食品工業(yè)增加值達(dá)到180 億元，在中國(guó)的中西部諸城市中名列第一位。因此，本次選擇的食品生產(chǎn)企業(yè)樣本為案例的研究具有現(xiàn)實(shí)基礎(chǔ)。

（二）問(wèn)卷設(shè)計(jì)與調(diào)查方法

在展開(kāi)相關(guān)文獻(xiàn)綜述和理論研究的基礎(chǔ)上，結(jié)合研究的主題設(shè)計(jì)調(diào)查問(wèn)卷，并且進(jìn)行了預(yù)調(diào)查，依據(jù)預(yù)調(diào)查的情況進(jìn)一步修正問(wèn)卷。調(diào)查確定樣本企業(yè)數(shù)量為100家，其中河南48家、黑龍江21家、山東14家、江蘇和安徽合計(jì)17家。按照國(guó)家工業(yè)和信息化委員會(huì)公布的2013年食品工業(yè)企業(yè)銷售收入的排序，在各省內(nèi)選擇樣本。整個(gè)調(diào)查在2014年4～5月份進(jìn)行。共收回有效問(wèn)卷88份，回收率為88.0%。

（三）調(diào)查樣本的統(tǒng)計(jì)描述

（1）樣本的垂直一體化程度比較高。在88家被調(diào)查的食品企業(yè)中，42家企業(yè)從生產(chǎn)農(nóng)戶直接購(gòu)買(mǎi)原材料，36家企業(yè)與相關(guān)農(nóng)戶（企業(yè)）簽訂了產(chǎn)品收購(gòu)（購(gòu)買(mǎi)）合同。43 家企業(yè)并不直接使用農(nóng)產(chǎn)品做原料，而是與中間環(huán)節(jié)的生產(chǎn)廠家簽署長(zhǎng)期收購(gòu)協(xié)議。

（2）普遍開(kāi)展了食品質(zhì)量認(rèn)證工作。有74家食品生產(chǎn)企業(yè)開(kāi)展了產(chǎn)品質(zhì)量的認(rèn)證工作，其中53家企業(yè)分別通過(guò)了有機(jī)食品或無(wú)公害農(nóng)產(chǎn)品認(rèn)證、綠色食品認(rèn)證、危害分析與關(guān)鍵控制點(diǎn)體系認(rèn)證（HACCP）或ISO9000認(rèn)證。

（3）樣本特征與我國(guó)食品工業(yè)的總體狀況具有較好的擬合度。從企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)所屬行業(yè)看，分別有44.3%（39家）、8.0%（7家）、19.3%（17家）和28.4%（25家）企業(yè)的行業(yè)特征屬于糧食和糧食制品行業(yè)、乳及乳制品、飲料制造業(yè)、肉制品行業(yè)。從從業(yè)人數(shù)的角度來(lái)分析，分別有83%（73 家）、6.8%（6 家）、10.2%（9 家）企業(yè)的從業(yè)人數(shù)規(guī)模在500 人以下、500～1000 人、1000 人以上。從銷售規(guī)模來(lái)分析，分別有60.2%（53 家）、17%（15 家）、11.4%（10 家）和11.4%（10 家）企業(yè)的銷售規(guī)模在1 億元以下、1 億～3億元、3 億～5 億元、5 億元及以上。上述被調(diào)查企業(yè)的主要構(gòu)成與我國(guó)食品工業(yè)企業(yè)的總體情況大體上吻合，說(shuō)明樣本的選擇較為合理。

（4）企業(yè)管理者學(xué)歷呈正態(tài)分布。本調(diào)查所稱管理者專指企業(yè)總經(jīng)理。在88家被調(diào)查的企業(yè)中，管理者的學(xué)歷呈現(xiàn)明顯的梯次，擁有初中及以下、高中（包括中等職業(yè)）、大?；虮究?、碩士或博士研究生學(xué)歷的管理者占被調(diào)查企業(yè)管理者的比例分別為1.1%、10.2%、81.8%、6.8%。管理者的平均年齡為34.16歲。在被調(diào)查者中，男性有40人，占45.5%。

（5）企業(yè)對(duì)實(shí)施可追溯體系的預(yù)期收益。對(duì)企業(yè)而言，現(xiàn)實(shí)或潛在的收益是驅(qū)使其投資實(shí)施可追溯體系的最關(guān)鍵動(dòng)力。調(diào)查結(jié)果顯示，80.7%的企業(yè)管理者認(rèn)為將企業(yè)目前生產(chǎn)的食品全部改為可追溯食品能夠增加銷售量，且46.6%的管理者認(rèn)為增加的年銷售額為1 萬(wàn)～50 萬(wàn)元，39.8%的企業(yè)管理者認(rèn)為企業(yè)增加的年銷售額將可能達(dá)到51萬(wàn)～500萬(wàn)元，另有13.6%的認(rèn)為可達(dá)500萬(wàn)元以上?？梢?jiàn)，大部分企業(yè)認(rèn)可實(shí)施可追溯體系能夠進(jìn)一步擴(kuò)大市場(chǎng)規(guī)模，并增加企業(yè)的銷售額。被訪企業(yè)中分別有49.1%、31.5%、8.8%、5.3%和5.3%的企業(yè)選擇[1%，10%]、（10%，20%]、（20%，30%]、（30%，40%]和40%以上的投資水平?？梢?jiàn)，盡管大部分企業(yè)愿意投資實(shí)施可追溯體系，但投資水平有限。

（6）企業(yè)對(duì)可追溯體系的投資意愿與投資水平。問(wèn)卷調(diào)查結(jié)果顯示，如果政府強(qiáng)制企業(yè)實(shí)施食品可追溯體系，則被調(diào)查企業(yè)的管理者部分愿意或完全愿意實(shí)施可追溯體系比例達(dá)到94.3%。相反，如果政府沒(méi)有強(qiáng)制性要求，企業(yè)的實(shí)施意愿變化明顯，愿意實(shí)施可追溯體系的管理者比例為69.3%。可見(jiàn)，政府是否強(qiáng)制性實(shí)施可追溯體系對(duì)企業(yè)的投資意愿影響較大。

（7）企業(yè)實(shí)施可追溯體系所能獲得的優(yōu)惠政策。政府部門(mén)采取技術(shù)支持等措施能夠激勵(lì)企業(yè)實(shí)施可追溯體系。調(diào)查結(jié)果顯示，絕大多數(shù)企業(yè)得到了政府的政策支持，約81%的企業(yè)獲得過(guò)政府有關(guān)部門(mén)組織的技術(shù)培訓(xùn)。

四、實(shí)證分析

（一）企業(yè)投資意愿主要影響因素的帶罰函數(shù)Logistic回歸分析

1.模型構(gòu)建

中國(guó)企業(yè)投資可追溯體系的預(yù)期凈報(bào)酬（V）由預(yù)期總收益扣除可追溯體系的直接成本與交易成本所得。Mastern 和Saussier（2000）提出以下離散選擇模型[32]：

Xi為影響企業(yè)投資可追溯體系（Vi）因素的向量，B 為待估參數(shù)向量，ξi為誤差。盡管Vi難以被觀測(cè)，但是存在可以觀測(cè)的代理變量（proxy），如企業(yè)投資實(shí)施可追溯體系的意愿。這是因?yàn)槠髽I(yè)被假定為理性，如果Vi＞0，企業(yè)應(yīng)有意愿投資可追溯體系（Yi=1），反之則（Yi=0）。Souza Monteiro（2007）將第i個(gè)企業(yè)的離散選擇定義為[3]：

根據(jù)前文分析，對(duì)Xi具體設(shè)定見(jiàn)表1。表1 中X1～X13為自變量，X1～X3為企業(yè)管理者特征；X4為企業(yè)的銷售規(guī)模，X5為企業(yè)的從業(yè)人員數(shù)；X6企業(yè)通過(guò)的質(zhì)量認(rèn)證；X7代表企業(yè)的垂直一體化程度；X8～X11代表企業(yè)的行業(yè)特征；X12代表政府的優(yōu)惠政策；X13代表企業(yè)實(shí)施可追溯體系的預(yù)期收益。

（1）二元Logistic 模型。由于MLE 具有一致、漸近正態(tài)以及漸近有效等特點(diǎn)，所以在參數(shù)估計(jì)中MLE極為盛行。相應(yīng)地對(duì)數(shù)似然函數(shù)與得分方程分別為：

式（3）可以通過(guò)Newton-Raphson（N-R）迭代法給出參數(shù)解。如果在小樣本容量的情形下，直接由式（3）估算參數(shù)將存在兩個(gè)問(wèn)題：一是MLE 存在向下偏誤，這是MLE 共有問(wèn)題。Bartlett（1953）首次證實(shí)單變量MLE存在1/n階偏誤[33]，Shenton 和Wallington（1962）把1/n階偏誤由單變量擴(kuò)展至多變量[34]，Cordeiro 和McCullagh（1991）給出了廣義線性模型的1/n階偏誤[35]。在小樣本容量情況下，上述偏誤較大不容忽略。二是分離問(wèn)題，這是Logistic模型特有問(wèn)題。Santner 和Duffy（1986）提出，當(dāng)Logistic模型滿足完全分離條件時(shí)①，似然值為零；當(dāng)Logistic模型滿足準(zhǔn)分離條件時(shí)②，盡管似然值不為零，但協(xié)方差矩陣將是無(wú)界的（至少有一個(gè)參數(shù)是無(wú)界的），即趨向于無(wú)窮；只有當(dāng)Logistic 模型滿足重疊條件時(shí)③,似然值存在且唯一[36]。如果存在分離問(wèn)題將導(dǎo)致Logistic 模型迭代失敗。目前尚未有標(biāo)準(zhǔn)的檢驗(yàn)方法檢測(cè)分離狀態(tài)，只有在迭代過(guò)程中才能發(fā)現(xiàn)。本文利用Matlab（R2009a）對(duì)式（3）作N-R 迭代發(fā)現(xiàn)：-2lnL 在32.6869 處收斂；參數(shù)中除B4 方差在1.2643處收斂外，其他的變量均無(wú)界，由此可以判斷本文的Logistic模型滿足準(zhǔn)分離條件，從而無(wú)法給出迭代解。

表1 變量定義與樣本統(tǒng)計(jì)

（2）添加罰函數(shù)的Logistic模型。為了消除小樣本導(dǎo)致的偏差，F(xiàn)irth（1993）建議在對(duì)數(shù)似然函數(shù)中添加罰函數(shù)[37]。Heinze 和Schemper（2002）進(jìn)一步發(fā)展了Firth 的方法[38]，由于MLE 存在向下偏誤，F(xiàn)irth（1993）證明加上罰函數(shù)的似然函數(shù)可以修正1/n 階偏誤[37]，Heinze 和Schemper（2002）認(rèn)為添加罰函數(shù)的作用并不局限于此，它還可以消除分離問(wèn)題[38]。這是因?yàn)樘砑恿P函數(shù)后相當(dāng)于對(duì)Yi與1-Yi賦予了權(quán)重。由于對(duì)Yi與1-Yi分別施加了1+hi/2與hi/2的權(quán)重，從而消除了分離狀態(tài)④。正如下文即將看到，帶罰函數(shù)的Logistic模型對(duì)原本迭代失敗的模型進(jìn)行修正給出了估算結(jié)果（具體方程從略）。

2.計(jì)量結(jié)果與分析

本文采用N-R 迭代方法，迭代方程為：B（S+1）=B（S）+I-1（B（S））U（B（S））*，其中S 為第S 次迭代。借助于Matlab（R2009a）分析工具，相關(guān)的參數(shù)估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 影響全體樣本企業(yè)投資可追溯體系意愿模型結(jié)果

在解釋變量中，食品企業(yè)管理者的學(xué)歷與年齡、企業(yè)的銷售規(guī)模、質(zhì)量認(rèn)證、可追溯食品生產(chǎn)的預(yù)期收益在5%的水平上顯著；政府的優(yōu)惠政策在1%的水平上顯著。其中，年齡的O.R.（Odds Ratio）小于1，即表明年齡在40 歲以下的企業(yè)管理者的優(yōu)勢(shì)比（Odds）顯著低于參照組。學(xué)歷、銷售規(guī)模、質(zhì)量認(rèn)證、預(yù)期收益和優(yōu)惠政策的O.R.大于1，表明學(xué)歷高的管理者相對(duì)于學(xué)歷低的管理者，銷售規(guī)模大的企業(yè)相對(duì)于銷售規(guī)模小的企業(yè)，執(zhí)行了食品安全質(zhì)量認(rèn)證體系的企業(yè)相對(duì)于未執(zhí)行的企業(yè)，預(yù)期消費(fèi)者有更高的支付意愿的企業(yè)相對(duì)預(yù)期較低的企業(yè)，得到政府優(yōu)惠政策的企業(yè)相對(duì)于未得到政府優(yōu)惠政策的企業(yè)投資生產(chǎn)可追溯食品的意愿更強(qiáng)。

（二）企業(yè)投資水平主要影響因素的Interval Censored回歸分析

1.模型構(gòu)建

定義因變量為企業(yè)對(duì)可追溯體系的投資水平（YYi），同樣受行業(yè)特征、管理者特征、預(yù)期收益和外部環(huán)境等因素的共同影響。因此，建立如下的計(jì)量模型：

考慮到因變量為大于零的區(qū)間刪失型變量，因此本文選取了e 指數(shù)函數(shù)，并運(yùn)用Interval Censored回歸模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。假設(shè)：

式（5）中Xj是自變量，βj是回歸系數(shù)，εi是具有零均值和常數(shù)方差（σ2）的隨機(jī)誤差項(xiàng)，且在個(gè)體間獨(dú)立一致分布。

2.計(jì)量結(jié)果與分析

應(yīng)用LIMDEP 9.0分析工具，并通過(guò)極大似然估計(jì)獲得回歸系數(shù)β的估計(jì)值以及誤差項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)差σ。Interval Censored 模型回歸結(jié)果（見(jiàn)表3）表明，行業(yè)特征為肉及肉制品加工業(yè)、銷售規(guī)模、政府優(yōu)惠政策和預(yù)期收益顯著影響企業(yè)實(shí)施可追溯體系的投資水平，其他變量則均不顯著。

進(jìn)一步分析，在愿意投資實(shí)施可追溯體系的企業(yè)中，肉及肉制品加工企業(yè)和政府優(yōu)惠政策在5%的水平上顯著，銷售規(guī)模和預(yù)期收益在1%的水平上顯著。這說(shuō)明政府有優(yōu)惠政策相對(duì)于政府沒(méi)有優(yōu)惠政策，肉及肉制品加工企業(yè)相對(duì)于其他行業(yè)的企業(yè)，對(duì)可追溯體系的投資水平較高。產(chǎn)品銷售額在3000萬(wàn)元及以上的企業(yè)相對(duì)于銷售額低于3000 萬(wàn)元的企業(yè)，預(yù)期消費(fèi)者有更高的支付意愿的企業(yè)相對(duì)于預(yù)期較低的企業(yè)，對(duì)可追溯體系的投資水平更高。

五、結(jié)論與政策建議

基于上述模型分析，可以得出如下主要結(jié)論：影響食品生產(chǎn)企業(yè)對(duì)可追溯體系的投資意愿的主要因素是銷售規(guī)模、質(zhì)量認(rèn)證情況、預(yù)期收益、政府優(yōu)惠政策和企業(yè)管理者的學(xué)歷與年齡；而影響企業(yè)對(duì)可追溯體系的投資水平的主要因素是特定的行業(yè)特征（肉及肉制品加工業(yè)），以及銷售規(guī)模、投資的預(yù)期收益和優(yōu)惠政策。顯然，影響企業(yè)對(duì)可追溯體系的投資意愿與投資水平的因素既有共性，又不盡相同。

表3 Interval Censored模型回歸結(jié)果

1.管理者年齡越小的食品生產(chǎn)企業(yè)越愿意投資實(shí)施可追溯體系

這不難理解，因?yàn)槟挲g相對(duì)大的管理者更為保守，而年輕的管理者更注重創(chuàng)新和改革。管理者學(xué)歷較高的企業(yè)對(duì)可追溯體系的實(shí)施意愿也更強(qiáng)，這可能是因?yàn)閷W(xué)歷較高的管理者更關(guān)注實(shí)施食品可追溯體系的中長(zhǎng)期收益，更著眼于通過(guò)提高食品生產(chǎn)的安全水平以增強(qiáng)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力。上述結(jié)論與Souza Monteiro（2007）的研究高度類似。但企業(yè)管理者的學(xué)歷、年齡對(duì)投資水平并沒(méi)有影響[3]，說(shuō)明企業(yè)食品安全生產(chǎn)的社會(huì)責(zé)任不能夠自發(fā)形成。

2.行業(yè)特征對(duì)企業(yè)投資實(shí)施可追溯體系的意愿沒(méi)有顯著影響

這與Galliano 和Orozco（2011）的研究結(jié)果[28]相反，這可能與中國(guó)的特殊國(guó)情相關(guān)。在中國(guó)食品行業(yè)的主體是中小企業(yè)，食品市場(chǎng)的覆蓋面有限，在政府沒(méi)有制度安排的背景下，投資意愿難以自發(fā)形成。但在愿意投資的食品生產(chǎn)企業(yè)中，與糧食與糧食制品業(yè)、乳及乳制品行業(yè)、飲料制造業(yè)的企業(yè)相比，肉與肉制品行業(yè)的食品生產(chǎn)企業(yè)具有相對(duì)較高的投資水平。雖然與糧食和糧食制品業(yè)、飲料制造業(yè)等行業(yè)相比，中國(guó)的乳及乳制品行業(yè)也具有較高安全風(fēng)險(xiǎn)，河南省形成了肉與肉制品加工業(yè)的企業(yè)群，這些企業(yè)具有更高的投資水平是符合客觀實(shí)際的。雖然本結(jié)論可能與調(diào)查地和調(diào)查樣本的特點(diǎn)有一定的關(guān)聯(lián)，但食品安全風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)較高的行業(yè)具有更高的投資水平這一結(jié)論在中國(guó)是成立的。

3.企業(yè)的銷售規(guī)模對(duì)企業(yè)的投資意愿與投資水平影響顯著

這一結(jié)論與姜啟軍等（2011）的研究結(jié)果相似[21]。與小型企業(yè)相比，大中型食品企業(yè)實(shí)施可追溯體系具有資金、技術(shù)等方面的優(yōu)勢(shì)，更具備實(shí)施的相應(yīng)基礎(chǔ)。本文得出的進(jìn)一步結(jié)論是，與投資意愿相比，銷售規(guī)模對(duì)企業(yè)投資水平的影響更為顯著。這可能是因?yàn)?，銷售規(guī)模大的企業(yè)實(shí)施可追溯體系的成本低于小型企業(yè)，相應(yīng)的收益也大于小規(guī)模企業(yè)。

4.企業(yè)以追求利益最大化為基本目標(biāo)

結(jié)論顯示，企業(yè)投資實(shí)施可追溯體系的預(yù)期收益對(duì)投資意愿的影響在5%的水平上顯著，對(duì)投資水平的影響在1%的水平上顯著，對(duì)投資意愿的影響高于投資水平，這與Wu 等（2012）的研究結(jié)果相似[20]，再次證實(shí)了現(xiàn)實(shí)和潛在收益決定了食品企業(yè)的行為。

5.政府的優(yōu)惠政策顯著影響企業(yè)的投資意愿和投資水平

政府優(yōu)惠政策對(duì)投資意愿的影響大于對(duì)投資水平的影響。這可能是因?yàn)椋闹С终呖赡芡ㄟ^(guò)技術(shù)指導(dǎo)、成本補(bǔ)貼等方式降低企業(yè)實(shí)施可追溯體系的難度，從而顯著提高了投資意愿。但投資意愿能否轉(zhuǎn)化為投資水平，還取決于企業(yè)自身的特征。這與Glynn等（2006）的研究結(jié)果相似[31]。

上述研究結(jié)論所表明的政策含義已非常清晰。其要點(diǎn)是：（1）政府部門(mén)和企業(yè)應(yīng)當(dāng)通過(guò)各種宣傳方式提高消費(fèi)者對(duì)食品可追溯體系的認(rèn)知水平，合理引導(dǎo)消費(fèi)者逐步增強(qiáng)對(duì)可追溯食品的支付意愿和提高支付水平，增加企業(yè)投資實(shí)施可追溯體系的直接預(yù)期收益；（2）企業(yè)管理者對(duì)企業(yè)的發(fā)展方向和路徑起著至關(guān)重要的作用，但安全生產(chǎn)的社會(huì)責(zé)任不能夠自發(fā)形成，政府必須強(qiáng)化引導(dǎo)；（3）在現(xiàn)階段的中國(guó)，對(duì)食品可追溯體系的投資意愿難以完全自發(fā)形成，投資意愿也難以直接轉(zhuǎn)化為投資水平，政府應(yīng)對(duì)企業(yè)實(shí)施食品可追溯體系予以技術(shù)指導(dǎo)和生產(chǎn)成本補(bǔ)貼，以降低其成本，并優(yōu)先支持行業(yè)安全風(fēng)險(xiǎn)較大的食品生產(chǎn)企業(yè)。

注釋：

①完全分離條件是指當(dāng)Yi=1 時(shí)，BXi〉0；當(dāng)Yi=2 時(shí)，BX〈0。

②準(zhǔn)分離條件是指當(dāng)Yi=1 時(shí)，BXi≥0；當(dāng)Yi=2 時(shí)，BXi≤0。

③不滿足完全分離條件與準(zhǔn)分離條件。

④Heinze 和Schemper（2002）指出，添加罰函數(shù)后依然存在多重共線性等風(fēng)險(xiǎn)。

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