周桂芹　陳香玉

摘? ? 要： 網(wǎng)絡(luò)蔬菜流通終端的發(fā)展對實體蔬菜流通終端的發(fā)展產(chǎn)生了巨大沖擊。本試驗在計劃行為理論框架的基礎(chǔ)上，引入感知風(fēng)險、終端形象變量，構(gòu)建消費者實體蔬菜流通終端選擇行為模型，基于山東省305份微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，對消費者實體蔬菜流通終端選擇行為的影響因素進行分析。實證結(jié)果顯示，主觀規(guī)范和終端形象對消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿具有顯著正向影響，終端形象和選擇意愿對消費者實體蔬菜流通終端選擇行為具有顯著正向影響。在此基礎(chǔ)上，提出改進消費者實體蔬菜流通終端選擇行為的對策建議，以期為網(wǎng)絡(luò)蔬菜流通終端沖擊背景下的實體蔬菜流通終端發(fā)展提供借鑒。

關(guān)鍵詞： 實體蔬菜流通終端; 計劃行為理論; 選擇行為

中圖分類號： S63 文獻標(biāo)志碼： B 文章編號： 1673-2871（2022）06-113-08

Consumer choice in entity vegetable distribution terminals： a planned behavior approach

ZHOU Guiqin CHEN Xiangyu

（1. School of Economics and Management， Weifang University， Weifang 261061， Shandong， China; 2. Institute of Data Science and Agricultural Economics， Beijing Academy of Agriculture and Forestry Sciences， Beijing 100097， China）

Abstract： The development of network vegetable circulation terminal has a great impact on the development of entity vegetable circulation terminal. Based on the theoretical framework of planned behavior， this study introduced perceived risk and terminal image variables to build the consumers’ choice behavior model of entity vegetable circulation terminals. Based on 305 microscopic survey data from Shandong Province， the influencing factors of the consumers’ choice behavior of entity vegetable circulation terminals were analyzed. The empirical results show that subjective norms and terminal images have significantly positive effects on consumers’ choice intentions on entity vegetable circulation terminals， and terminal images and choice intentions have significantly positive effects on consumers’ choice behavior of entity vegetable circulation terminals. On this basis， the countermeasures and suggestions for improving consumers' choice behavior of entity vegetable circulation terminals are proposed， in order to provide reference for the development of entity vegetable circulation terminals under the impact of network vegetable circulation terminals.

Key words： Entity vegetable circulation terminal; Planned behavior theory; Choice behavior

蔬菜是人們?nèi)粘Ｉ钪胁豢扇鄙俚闹匾M成部分。蔬菜購買的頻繁性和蔬菜種植的集中化，使得蔬菜流通終端在溝通蔬菜消費與生產(chǎn)中具有重要地位。隨著互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展，蔬菜流通終端按照媒介可以分為實體蔬菜流通終端和網(wǎng)絡(luò)蔬菜流通終端[1]。伴隨著互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)快速發(fā)展及移動互聯(lián)網(wǎng)的普及應(yīng)用，作為蔬菜流通傳統(tǒng)終端的實體蔬菜流通終端，受到網(wǎng)絡(luò)蔬菜流通終端的不斷沖擊。2012年起多家網(wǎng)絡(luò)平臺，比如京東、順豐等，都推出了生鮮電商業(yè)務(wù)，消費者開始認識并逐漸接受和使用網(wǎng)絡(luò)蔬菜流通終端。尤其是經(jīng)過新冠疫情的洗禮，消費者進一步認可、習(xí)慣網(wǎng)絡(luò)蔬菜流通終端在日常生活中的應(yīng)用、滲透。對實體蔬菜流通終端來說，這是挑戰(zhàn)、是機遇。面對非對稱性競爭對手，實體蔬菜流通終端如何開展供給側(cè)創(chuàng)新、贏得自身生存空間是當(dāng)前的一個重要課題。

對于蔬菜流通終端的研究成果比較豐富，研究對象主要集中于超市和農(nóng)貿(mào)市場[2-5]。對于影響消費者蔬菜流通終端選擇行為因素的研究主要是從消費者特征、產(chǎn)品因素、終端因素、社會文化等幾個方面展開[2-7]，而從消費者心理因素層面對消費者實體蔬菜流通終端選擇行為開展的研究比較少?；诖?，筆者基于計劃行為理論，探究消費者實體蔬菜流通終端選擇行為的影響因素，以期為實體蔬菜流通終端創(chuàng)新營銷策略，促進可持續(xù)發(fā)展和提升消費者購物體驗提供借鑒。

1 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

1.1 計劃行為理論

Fishbein[8]提出理性行為理論（TRA）。該理論認為態(tài)度和主觀規(guī)范決定行為意愿，行為意愿決定行為。主觀規(guī)范是個人從事某特定行為所預(yù)期承擔(dān)的來自重要關(guān)系人的壓力。理性行為理論存在一定的缺陷，假設(shè)人是完全理性的。Ajzen[9]在理性行為理論的基礎(chǔ)上提出計劃行為理論，增加了感知行為控制變量，即個人在感受資源、機會和自身能力的約束下，對完成某項活動感知難易的程度。計劃行為理論認為，人的行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制越積極，則執(zhí)行某種行為的意愿越強，執(zhí)行該行為的可能性也就越大。

實體蔬菜流通終端選擇行為是消費者有計劃的行為，遵循“認知—意愿—行為”這一路徑。消費者實體蔬菜流通終端選擇行為受選擇意愿以及認知的影響。而消費者的認知指的是態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制。因此，本試驗提出以下假設(shè)：

H1：態(tài)度對消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿具有顯著正向影響。

H2：態(tài)度對消費者實體蔬菜流通終端選擇行為具有顯著正向影響。

H3：主觀規(guī)范對消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿具有顯著正向影響。

H4：感知行為控制對消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿具有顯著正向影響。

H5：消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿對消費者實體蔬菜流通終端選擇行為具有顯著正向影響。

1.2 感知風(fēng)險理論

個體主觀上認為突發(fā)事件對于個體的影響越大，出現(xiàn)的后果越嚴重，個體的感知風(fēng)險就越大。Erevelles[10]通過對消費者行為進行研究發(fā)現(xiàn)，感知風(fēng)險對購買態(tài)度有一定的影響。王洪偉等[11]通過實證研究發(fā)現(xiàn)，用戶的感知風(fēng)險對其使用意愿有負向影響。范春梅等[12]在研究中指出公眾感知風(fēng)險的變化會對行為產(chǎn)生影響。本試驗將感知風(fēng)險定義為消費者選擇實體蔬菜流通終端后，對自己的選擇行為可能帶來的不利后果的感受和評價。消費者在選擇實體蔬菜流通終端的過程中，感知風(fēng)險越大，消費者對實體蔬菜流通終端的負面的、消極的主觀評價越高，選擇意愿就越低;反之，越容易給消費者形成正面的、積極的主觀評價，消費者的選擇意愿越強烈，越容易產(chǎn)生選擇行為。因此，本試驗擬假設(shè)：

H6：感知風(fēng)險對消費者實體蔬菜流通終端選擇的態(tài)度具有顯著負向影響。

H7：感知風(fēng)險對消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿具有顯著負向影響。

H8：感知風(fēng)險對消費者實體蔬菜流通終端選擇行為具有顯著負向影響。

1.3 終端形象理論

商店形象是消費者對商店的總體感知、印象和評價，是商店屬性的有形要素和無形要素的結(jié)合[13-14]。本試驗將實體蔬菜流通終端形象定義為消費者對實體蔬菜流通終端一切行為與表現(xiàn)的總體的、抽象的、概括性的印象和主觀評價。許多學(xué)者從不同維度對商店形象進行劃分。宋思根[15]將商店形象分為商品、氛圍、價格、便利性4個維度。汪旭輝[16]提出商店形象存在服務(wù)、價格、環(huán)境、商品、廣告促銷、便利性6個維度。沈鵬熠[14]認為商店形象的主要包括商品、服務(wù)、便利、設(shè)施、氛圍和促銷6個維度。借助于學(xué)者們對于商店形象維度的劃分，結(jié)合蔬菜流通終端的特性，將蔬菜流通終端形象劃分為商品形象、服務(wù)形象、便利形象、口碑形象、設(shè)施形象5個維度。正面的商店形象會提升消費者對實體蔬菜流通終端的購買意愿，并對消費者實體蔬菜流通終端的購買行為產(chǎn)生積極影響。因此，本試驗擬假設(shè)：

H9：終端形象對消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿具有顯著正向影響。

H10：終端形象對消費者實體蔬菜流通終端選擇行為具有顯著正向影響。

在上述理論的基礎(chǔ)上，以計劃行為理論模型為基本框架，形成本試驗的概念模型，如圖1所示。

2 調(diào)查方法與數(shù)據(jù)收集

2.1 調(diào)查方法

山東省是我國主要的蔬菜生產(chǎn)基地，蔬菜生產(chǎn)和流通都較為發(fā)達，因此，本試驗以山東省為抽樣總體開展調(diào)研。山東省包含16個地級市，考慮到抽樣的代表性，本試驗基于與消費者消費行為有著密切關(guān)系的各地級市的地理位置、生活水平這兩個因素，選擇代表性的地市，從而覆蓋不同的消費群體。具體樣本地級市選擇方法如下：

將山東省按照地理位置分為東、西、南、北、中五個區(qū)域，通常來說，一個地區(qū)與其周邊的蔬菜流通終端組織形式以及消費者選擇會有相近性。以GDP排名作為反映各地市生活水平的指標(biāo)，并將生活水平分為高、中、低3個檔次;根據(jù)上述區(qū)域劃分，從五個方位和三個檔次生活水平選擇對應(yīng)的地區(qū)，確立樣本地市——濰坊、青島、聊城、濱州、臨沂、濟南。確立樣本市以后，本試驗按照隨機性原則，組成調(diào)研隊伍，于2020年7—8月在樣本市隨機選擇被調(diào)查者開展調(diào)查。

2.2 數(shù)據(jù)收集與描述

本試驗通過問卷調(diào)查的方式獲取數(shù)據(jù)對假設(shè)進行驗證。本次調(diào)查共收到問卷325份，剔除缺失、無效問卷，收集有效問卷305份，有效率達到93.8%。

調(diào)查樣本的基本情況如表1所示。在被調(diào)查的消費者中，女性比例較大，約為62.62%，這與女性在家庭生活用品采購中的核心主力地位相符。25歲及以下人群占比26.89%，26～35周歲人群占比21.64%，36～45周歲人群占比26.23%，46周歲以上人群占比25.24%，各年齡段人群數(shù)量大致均衡。被調(diào)研人群整體文化水平不低，?？萍耙陨蠈W(xué)歷的人群占比達到61.97%，這與當(dāng)前山東地級市人群的學(xué)歷現(xiàn)狀比較吻合。公務(wù)員、事業(yè)單位人員占比14.75%，企業(yè)員工占比24.92%，自由職業(yè)者占比20.00%，其他人群占比40.33%，大部分屬于與社會接觸度高的人群。月收入3000元及以下人群占比20.33%，9001元及以上人群占比15.08%，中等收入人群占絕大多數(shù)，3001～9000元人群占到樣本總量的64.59%。從統(tǒng)計結(jié)果來看，受訪群體的結(jié)構(gòu)特征與被調(diào)研地點當(dāng)下的基本情況相符，樣本具有一定的代表性。

從樣本統(tǒng)計結(jié)果來看，關(guān)于“一周購買蔬菜頻次”，選擇3次及以上的消費者占比65.24%，說明蔬菜購買具有高頻性特點;關(guān)于“蔬菜主要購買渠道”，選擇實體蔬菜流通終端的消費者仍為絕大多數(shù)，占樣本數(shù)總量的96.73%;關(guān)于“實體終端購買蔬菜一次花費時間”，選擇30 min以下的消費者居多，占比60.33%，這與城市的快節(jié)奏生活有一定關(guān)系。關(guān)于“有無網(wǎng)絡(luò)購買經(jīng)驗”，有經(jīng)驗的消費者占比為84.26%，這與中國互聯(lián)網(wǎng)報告公布的數(shù)據(jù)相吻合，說明大部分消費者對于網(wǎng)絡(luò)購物還比較熟悉;關(guān)于“有無網(wǎng)絡(luò)蔬菜購買經(jīng)歷”，近50%的消費者有此經(jīng)歷，這說明雖然消費者通過實體終端購買蔬菜目前仍占主導(dǎo)，但在豐富的網(wǎng)絡(luò)購物經(jīng)驗的支持下，會有更多的消費者選擇網(wǎng)絡(luò)購買蔬菜。

3 實證分析

3.1 一階測量模型

測量模型采用極大似然估計法，估計的參數(shù)包括標(biāo)準(zhǔn)化因素負荷量、合成信度（CR）和平均方差抽取量（AVE）。在國內(nèi)外已有研究成果的基礎(chǔ)上，結(jié)合本研究實際，采用標(biāo)準(zhǔn)因素負荷量大于0.60、合成信度（CR）大于0.60、平均方差抽取量（AVE）高于0.50的判定標(biāo)準(zhǔn)[17-19]。

如表2所示，標(biāo)準(zhǔn)化因素負荷量介于0.695～0.940，均大于0.60，每個題目信度良好;每個變量合成信度（CR）介于0.878～0.948之間，均大于0.60，每個變量具有良好的內(nèi)部一致性;平均方差抽取量（AVE）介于0.645～0.793之間，均高于0.5，每個變量具有良好的會聚效度。

3.2 二階測量模型

3.2.1? ? 二階模型信效度? ? 在二階模型的分析中，先確定一階構(gòu)面的信度與效度，然后計算二階模型，如果二階模型到一階模型的因素負荷量符合0.7以上的標(biāo)準(zhǔn)，則各模型的模型擬合度可以作為模型的考慮標(biāo)準(zhǔn)。如表3所示，標(biāo)準(zhǔn)化因素負荷量介于0.726～0.906之間，每個變量合成信度（CR）介于0.814～0.916之間，平均方差抽取量（AVE）介于0.597～0.785之間，均符合判定標(biāo)準(zhǔn)，每個題目信度良好，每個變量具有良好的內(nèi)部一致性和會聚效度。

由表4可知，由商品形象、服務(wù)形象、便利形象、口碑形象、設(shè)施形象所構(gòu)成的終端形象，各構(gòu)面標(biāo)準(zhǔn)化因素負荷量在0.730～0.942，合成信度（CR）為0.933，平均方差抽取量（AVE）為0.738，所有構(gòu)面信度、效度均符合標(biāo)準(zhǔn)。

3.2.2? ? 目標(biāo)系數(shù)計算? ? 由于模型構(gòu)面包含了一階、二階模型，因此本試驗在評估所有構(gòu)面測量模型的題目信度、合成信度（CR）及平均方差抽取量（AVE）等指標(biāo)結(jié)果基礎(chǔ)上，還需計算目標(biāo)系數(shù)，即T值。目標(biāo)系數(shù)越接近1，說明二階模型與一階模型越近似，結(jié)構(gòu)模型的估計越精簡。

本試驗的終端形象構(gòu)面二階模型，目標(biāo)系數(shù)=447.231/464.965=0.962，即二階CFA模型解釋了一階有相關(guān)模型96.2%，如表5所示，表示二階模型成立[20-21]。

3.3 區(qū)別效度

本試驗采用嚴謹?shù)腁VE法對區(qū)別效度進行檢驗。每個變量的AVE均方根大于各成對變量的相關(guān)系數(shù)，則說明變量間具有區(qū)別效度[17]。從表6可以看出，對角線每個構(gòu)面AVE均方根均大于對角線外的相關(guān)系數(shù)，因此各個構(gòu)面均具有良好的區(qū)別效度。

3.4 擬合度

本試驗運用AMOS24.0對結(jié)構(gòu)模型進行檢驗，選取表7所示的指標(biāo)進行擬合度檢驗。由于SEM樣本大于200以上通常容易造成卡方值過大導(dǎo)致擬合度不佳，因此，擬合度值需經(jīng)由Bootstrap修正[22]，修正后的模型擬合度如表7所示，各項擬合度指標(biāo)均為通過，顯示研究結(jié)果比較理想。

3.5 假設(shè)檢驗

假設(shè)檢驗是為了了解研究模型中自變量對因變量估計值的顯著程度，即自變量對因變量的影響程度或解釋程度。結(jié)構(gòu)方程中方差對內(nèi)生變量的解釋力稱為R，R值越大越好，R>0.670表示解釋能力較好，0.670>R>0.330表示解釋能力可以接受，R<0.190表示解釋能力不理想。

本試驗PRA對ATTA影響不顯著，感知風(fēng)險對態(tài)度的解釋力不理想;ATTA、SNA、PBCA、PRA、TIA對BIA的解釋力為57.6%，說明態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制、感知風(fēng)險、終端形象對于消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿的解釋力可以接受;ATTA、PRA、BIA、TIA對BA的解釋力為56.1%，說明態(tài)度、感知風(fēng)險、選擇意愿、終端形象對消費者實體蔬菜流通終端選擇行為的解釋力可以接受。通過路徑系數(shù)顯著性對本試驗中所提出的研究假設(shè)進行檢驗，檢驗結(jié)果如表8所示。

根據(jù)表8的數(shù)據(jù)分析結(jié)果，得到消費者實體蔬菜流通終端選擇行為路徑系數(shù)圖，如圖2所示。

（1）H1假設(shè)不成立，態(tài)度對消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿不具有顯著正向影響。態(tài)度對消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿的路徑系數(shù)為0.123，未達顯著性水平。長久以來，大部分消費者去實體蔬菜流通終端購買蔬菜已經(jīng)成為一種習(xí)慣，因此其對實體蔬菜流通終端持有的態(tài)度不論積極或是消極，短期內(nèi)不會影響消費者實體蔬菜流通終端的選擇意愿。

（2）H2假設(shè)不成立，消費者的態(tài)度對消費者實體蔬菜流通終端的選擇行為不具有顯著正向影響。態(tài)度對消費者實體蔬菜流通終端選擇行為的路徑系數(shù)為0.111，未達顯著性水平。態(tài)度不是消費者實體蔬菜流通終端選擇行為的有效預(yù)測變量，態(tài)度不直接影響行為。

（3）H3假設(shè)成立，主觀規(guī)范對消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿具有顯著正向影響。主觀規(guī)范對消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿的路徑系數(shù)為0.135，達顯著性水平。消費者具有一定的從眾心理，其實體蔬菜流通終端的選擇意愿會受到周圍人行為的影響，并與周圍人的行為存在一致性。

（4）H4假設(shè)不成立，感知行為控制對消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿不具有顯著正向影響。感知行為控制對消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿的路徑系數(shù)為0.011，未達顯著性水平。這可能因為蔬菜購買是頻繁的日常行為，消費者對于選擇實體流通終端過程中存在的困難已經(jīng)習(xí)以為常而加以忽略，或者根本沒有感受到任何困難。

（5）H5假設(shè)成立，消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿對消費者實體蔬菜流通終端選擇行為具有顯著正向影響。消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿對消費者實體蔬菜流通終端選擇行為的影響路徑系數(shù)為0.277，達顯著性水平。消費者對實體蔬菜流通終端選擇意愿越強烈，就越有可能對實體蔬菜流通終端發(fā)生惠顧行為，惠顧頻率會越高。

（6）H6假設(shè)不成立，感知風(fēng)險對消費者實體蔬菜流通終端態(tài)度不具有顯著負向影響。感知風(fēng)險對消費者實體蔬菜流通終端態(tài)度的路徑系數(shù)為-0.012，未達顯著性水平。這可能是因為蔬菜購買是一種高頻的剛性行為，消費者經(jīng)常到實體蔬菜流通終端購買蔬菜，因此對于過程中出現(xiàn)的感知風(fēng)險或者感受不到，或者習(xí)以為常直接忽略掉。

（7）H7假設(shè)不成立，感知風(fēng)險對消費者實體蔬菜流通終端的選擇意愿不具有顯著負向影響。感知風(fēng)險對消費者實體蔬菜流通終端的選擇意愿路徑系數(shù)為-0.001，感知風(fēng)險越大，消費者實體蔬菜流通終端的選擇意愿越低，但是未達顯著性水平。這可能是因為實體蔬菜流通終端長期以來一直是消費者選擇的主要蔬菜購買渠道，消費者或許對于存在的感知風(fēng)險非常清楚，但是由于蔬菜購買是剛性行為，無論感知風(fēng)險是否存在，消費者都要進行蔬菜購買行為。

（8）H8假設(shè)不成立，感知風(fēng)險對消費者實體蔬菜流通終端選擇行為不具有顯著影響。感知風(fēng)險對消費者實體蔬菜流通終端選擇行為的影響路徑系數(shù)為-0.019，感知風(fēng)險對消費者實體蔬菜流通終端選擇行為具有負向影響，但未達顯著性水平。這可能是因為消費者長期以來選擇實體蔬菜流通終端，對于實體蔬菜流通終端的風(fēng)險感受不到或者由于習(xí)慣性選擇而自動忽略實體蔬菜流通終端存在的風(fēng)險。

（9）H9假設(shè)成立，終端形象對消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿具有顯著正向影響。終端形象對消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿的影響路徑系數(shù)為0.652，達顯著性水平。這說明實體蔬菜流通終端的終端形象越好，消費者選擇的意愿越強烈。

（10）H10假設(shè)成立，終端形象對消費者實體蔬菜流通終端選擇行為具有顯著正向影響。終端形象對消費者實體蔬菜流通終端選擇行為的影響路徑系數(shù)為0.501，達顯著性水平。實體蔬菜流通終端形象越好，消費者光顧的頻率越高。

4 結(jié)論與對策建議

4.1 結(jié)論與討論

（1）實體蔬菜流通終端仍然是消費者主要的蔬菜購買渠道，消費者在蔬菜購買行為上具有高頻率、追求高效性的特點。樣本中大部分消費者有比較豐富的網(wǎng)絡(luò)購物經(jīng)驗，且近一半的消費者已經(jīng)開始接觸并使用網(wǎng)絡(luò)蔬菜流通終端，實體蔬菜流通終端正面臨來自于網(wǎng)絡(luò)蔬菜流通終端的較大沖擊。

（2）通過實證分析發(fā)現(xiàn)，主觀規(guī)范和終端形象會對消費者實體蔬菜流通終端選擇意愿產(chǎn)生顯著正向影響，消費者選擇意愿、實體蔬菜流通終端形象會對消費者選擇實體蔬菜流通終端的行為產(chǎn)生顯著正向影響。即主觀規(guī)范通過影響消費者對實體蔬菜流通終端的心理偏好即選擇意愿間接影響選擇行為的發(fā)生，而終端形象則會直接影響消費者實體蔬菜流通終端選擇行為。擴大主觀規(guī)范影響和提升商家終端形象能有效地刺激并引導(dǎo)消費者產(chǎn)生購買行為。

4.2 對策建議

（1）加大宣傳力度，擴大主觀規(guī)范影響。一是充分利用市場專家和意見領(lǐng)袖的影響力。實體蔬菜流通終端可以結(jié)合自身情況選擇合適的品牌代言人，但要有意識地選擇那些與自身的目標(biāo)消費者具有同質(zhì)性的代言人，借助他們的信息影響和社會影響來提升自己的營銷效果。二是適當(dāng)加大在廣播、電視、網(wǎng)絡(luò)、報刊等公共媒體的廣告投入，擴大自身的知名度和影響力。三是鼓勵實體蔬菜流通終端充分依托“互聯(lián)網(wǎng)+”等現(xiàn)代信息技術(shù)并行開展數(shù)字化零售、社區(qū)團購等模式，然后根據(jù)實際的銷售數(shù)據(jù)，進行供應(yīng)鏈的優(yōu)化，利用線上滲透推動消費群體拓展。四是積極發(fā)揮現(xiàn)實消費者和潛在消費者的信息傳播作用，做實做細售前、售中和售后三個環(huán)節(jié)，給予他們良好的消費體驗，使其成為實體蔬菜流通終端正面的口碑傳播者。

（2）重視形象建設(shè)，增強消費者信心。一是從商品形象、服務(wù)形象、便利形象、口碑形象、設(shè)施形象等方面著手提升實體蔬菜流通終端形象。實體蔬菜流通終端表現(xiàn)形式多樣，且各有利弊，如超市給消費者的整體印象是衛(wèi)生安全性高但價格貴，農(nóng)貿(mào)市場蔬菜種類繁多、新鮮度高但環(huán)境較差，社區(qū)蔬菜店購物便利但蔬菜種類少、新鮮度差，因此，不同的實體蔬菜流通終端要針對自己的優(yōu)缺點，取長補短。二是嚴把蔬菜質(zhì)量安全關(guān)，實現(xiàn)蔬菜安全可追溯，且在醒目位置進一步公開蔬菜價格、進貨渠道、運輸情況及新鮮程度等信息，讓消費者一目了然，買得舒心、吃得放心。三是當(dāng)產(chǎn)品或服務(wù)出現(xiàn)問題時，應(yīng)該采取積極措施，與消費者及時溝通，避免或者減少負面口碑，培育實體蔬菜流通終端在消費者中的良好形象。

參考文獻

[1] 周桂芹.蔬菜流通終端變遷過程及驅(qū)動機制分析[J].北方園藝，2019（24）： 160-169.

[2] 王娜，張磊.中小城市居民對生鮮蔬菜零售終端的選擇行為研究：基于排序多元Logit模型的實證分析[J].商業(yè)經(jīng)濟與管理，2016（9）： 5-13.

[3] 唐秀麗，黃禮祥，苗冬麗，等.北京社區(qū)居民蔬菜購買渠道選擇與影響因素分析[J].物流技術(shù)，2016，35（12）： 60-62.

[4] 趙曉飛，楊英.消費者生鮮農(nóng)產(chǎn)品購買渠道選擇影響因素研究：基于武漢市武昌區(qū)的調(diào)查[J].財貿(mào)研究，2009，20（2）：45-51.

[5] 李志博，張浩，安玉發(fā).都市社區(qū)居民選擇蔬菜購買場所影響因素分析：以北京為例[J].經(jīng)濟問題，2012（12）： 70-74.

[6] 張貴華，曾福生.農(nóng)產(chǎn)品連鎖超市消費者購買決策的影響因素與對策建議[J].財經(jīng)論叢，2014（2）：85-89.

[7] 吳盼，劉丹，李俊松.武漢市小區(qū)蔬菜店的發(fā)展探析：基于消費者購買行為視角[J].安徽農(nóng)業(yè)科學(xué)，2014，42（12）： 3736-3738.

[8] FISHBEIN M A ，AJZEN I.Belief，attitude，intention and behavior：An introduction to theory and research[M].Boston：Addison-Wesley Pub. Co.，1975.

[9] AJZEN I.From intentions to actions：A theory of planned behavior[M].Berlin：Springer-Verlag，1985.

[10] EREVELLES S.The price-warranty contract and product attitudes[J].Journal of Business Research，1993，27（2）： 171-181.

[11] 王洪偉，郭愷強，杜戰(zhàn)其.用戶通過點評網(wǎng)站獲取評論信息的使用意愿影響因素研究[J].情報科學(xué)，2015，33（12）： 27-33.

[12] 范春梅，李華強，賈建民.食品安全事件中公眾感知風(fēng)險的動態(tài)變化：以問題奶粉為例[J].管理工程學(xué)報，2013，27（2）：17-22.

[13] 賀愛忠，李鈺.商店形象對自有品牌信任及購買意愿影響的實證研究[J].南開管理評論，2010，13（2）： 79-89.

[14] 沈鵬熠.商店形象、顧客情緒與購物價值：理論模型及實證檢驗[J].北京理工大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2011，13（4）： 18-24.

[15] 宋思根.零售商店形象屬性維度的實證研究[J].北京工商大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2006（7）： 8-11.

[16] 汪旭暉.店鋪形象對自有品牌感知與購買意向的影響研究[J].財經(jīng)問題研究，2007（8）： 77-83.

[17] FOMELL C，LARCKER D F.Evaluating structural equation models with unobservable variable sand measurement error[J].Journal of Marketing Research，1981，18（1）： 39-50.

[18] CHIN W W.Issues and opinion on structural equation modeling[J].MIS Quarterly，1998，22（1）： 7-16.

[19] HOOPER D，COUGHLAN J，MULLEN M R.Structural equation modeling：Guidelines for determining model fit[J].Electronic Journal of Business Research Methods，2008，6（1）： 53-60.

[20] DOLL W J，WEI D X，TORKZADEH G.A confirmatory factor analysis of the End-user computing satisfaction instrument[J].MIS Quarterly，1994，18（4）： 453-461.

[21] DOLL W J，RAGHUNATHAN T.S，LIM J S，et al.A confirmatory factor analysis of the user information satisfaction instrument[J].Information Systems Research，1995，6（2）： 177-188.

[22] BOLLEN K A，STINE R A.Bootstrapping goodness-of-fit measures in structural equation models[J]. Sociological Methods & Research，1992，21（2）： 205-229.