【消费者对有机茶叶的购买意愿及影响因素实证探析（含问卷）9400字（论文）】

消费者对有机茶叶的购买意愿及影响因素实证分析摘要：随着生活水平的提高和食品安全问题的日益突出，消费者在食品消费方面的要求也越来越高，有机食品逐步进入消费者的视野。与国外有机食品的消费现状相比国内有机食品消费显得明显不足，这与有机食品市场的不发达有很大关系，同时也与国内有机消费意识淡薄有不可忽视的关系。因此，本文研宄了消费者对有机茶叶的购买行为和支付意愿，以及影响消费者支付意愿的因素。本研究针对的调查对象是安溪县茶叶消费者，首先通过构建有机茶消费的理论框架，然后依据框架进行具体的研究设计，最后进行实地调查问卷，然后通过构建模型分析得出结论。在问卷设计中，本文通过条件价值评估法获取消费者支付意愿，该设计方法中引入了有机茶的几个显著特征，将这些特征的不同水平进行排列组合形成几种具体的假设，消费者根据假设条件给出购买行为与支付意愿，另外也会涉及消费者的消费动机、计划行为、生活方式、个人特征等研究内容。本课题通过构建回归模型法对调查结果进行分析，并在最后提出针对性的政策建议。关键词：有机茶叶；购买行为；支付意愿；影响因素目录TOC\o"1-3"\h\u33171引言 6299471.1选题意义 6269161.2国内外研究现状 7326821.3研究方法 8153662理论假设与研究设计 8154542.1研究目的 8152292.2研究假设 972562.3调查设计 107842.3.1调查对象 1018562.3.2调查地点 1053942.3.3问卷设计 1046482.3.4数据收集 1115903消费者有机茶叶购买决策影响因素实证分析 1128943.1数据统计与分析 11119503.2因子分析 13269513.2.1适合性检验 13218213.2.2因子的萃取 13246433.2.3因子得分计算 16112434消费者亲有机茶叶支付意愿分析 17139434.1模型构建 17294944.2模型估计结果及分析 17309775结论 1832760参考文献 1931933附录 191引言1.1选题意义人类饮茶已有千年的历史,但是有机茶却是近年来才有的新兴概念。有机茶生产与消费，是将来茶业发展的一种趋势。通过研究现阶段消费者对有机茶的购买行为与支付意愿，针对有机茶生产消费的现状、问题以及成因，分析现有影响有机茶推广消费的因素，该研究所得出的结论为推动有机茶产业发展，从理论上提供依据，同时也对安溪县有机茶企业自身的营销提供借鉴意义。此研究主要就是了解消费者的消费者的购买行为与支付意愿，其中涉及消费动机、计划行为、生活方式、个人特征等，然后分析出影响消费者对有机茶的购买行为与支付意愿的因素，从而了解消费者可以在多大程度上为我国有机茶叶生产提供市场支持，茶叶企业了解到消费者对有机茶的认知，从而能在茶叶生产上更注重有机茶的开发；企业能根据这些信息更准确地做出相应的营销策略，刺激消费者对有机茶的消费。刺激了有机茶的开发，有利于提高茶农农药残留意识，带动无公害生产技术的应用和相关产业的发展，是茶业可持续发展及茶产业竞争力提升的有效保障。1.2国内外研究现状有机茶在80年代初仅在斯里兰卡少量生产，后期相继有印度、坦桑尼亚、日本、肯尼亚和我国开发生产有机茶。目前日本政府投入大量资金开发生产有机茶，它的售价远远高于普通茶叶。对于坦桑尼亚生产的有机茶已被英国看重，双方签订了包销全部有机茶合同，坦桑尼亚的产品又从英国逐步扩大到美国、加拿大等国市场。另外，斯里兰卡、肯尼亚开发生产有机红茶将垄断欧美市场。据初步统计，目前世界上有机茶销售量达6000余t左右，主销欧、美、日和一些发达国家。有机茶在我国出现时间很短，尚属于初步阶段，现有的有机茶产品基本上都销往国际市场。我国的主要产茶省几乎都在污染源很少的地区，是开发生产有机茶的好地方，其次，我国各地近几年相继开发的绿色食品，其经验和技术可以借鉴开发生产有机茶。Davis最早使用CVM研究了美国缅因州林地宿营和狩猎的价值，后来该方法在资源环境保护领域的应用不断推广，美国海洋大气局在1992年将该方法系统地运用到实践中，近年来不少学者也使用该方法研究公共物品的价值。该方法也逐渐被运用到研究食品安全与消费领域。最早研究消费者对带有环保标签食品支付意愿的是JefferyR．Blend&VanRavenswaay(1999)[1]。MafiaL．Loureiro(2002)评估了消费者对带有环保标签、有机以及普通苹果的偏好，结果发现当价格水平相同时，消费者更倾向于购买有机苹果，且环保标签产品是有机产品和普通产品之间的一种折中的选择，有小孩且环境意识和食品安全意识均较强的消费者会更偏好有机苹果[2]。EllenJ．VanLooetal．(2011)研究消费者对不同有机认证鸡肉的支付意愿，结果发现消费者愿意为USDA认证的有机鸡肉多支付103.5％的溢价，而仅愿意为一般认证的有机鸡肉支付34.8％的溢价，消费者对有机产品的购买频率显著影响其支付意愿[3]。李曼琳(2007)对南京的调查结果发现购买过绿色大米的消费者比例为57.4％，而购买过有机大米的消费者比例相对较低，仅23.6％的消费者表示曾购买过有机大米[4]。郑毅敏(2009)通过问卷调查统计了消费者对有机食品的认知，发现76.5％的消费者听说过有机食品，40.4％的消费者知道有机食品与其他食品的区别，但对消费者客观认知进行测试后发现，选择正确答案的消费者只有33.7％，这说明我国消费者的认知还停留在“知道”的层面[5]。张海英(2010)调查发现广州市有61.2％的消费者购买过绿色农产品，其中消费者认知程度、认知途径、功能评判和购买习惯对购买行为有显著影响[6]。余建斌(2012)对广州市的消费者进行调查发现，大部分的消费者对有机食品的支付意愿低于30％[7]。叶燕(2007)以有机茶和普通茶的对比消费为例,通过实证研究,分析消费者对食品安全的认知、购买行为和支付意愿,发现消费者对食品的安全有较强的意识,但缺乏基本概念,消费者对有机茶的认同度不高,支持意愿不强烈。研究还发现,性别因素和学历因素在有机茶的购买上存在显著性差异[8]。郑伟强(2011)对杭州市的调查结果显示有64.1％的消费者曾经购买过有机食品，多数消费者对有机食品有消费意愿。并通过回归模型分析得出消费者购买行为受家庭收入、性别等个体因素影响，同时还受到消费者对有机食品的态度、对食品安全风险的感知以及市场环境的影响[9]。靳明，赵昶(2008)发现目前中国消费者对绿色农产品的平均溢价在20％左右，但较高的绿色农产品消费意愿并未真正转化为绿色农产品的实际消费行为[10]。周应恒，吴丽芬(2012)运用条件价值评估法估算得消费者对低碳猪肉的平均支付价格为18.95元(初始价格为15元)，平均支付意愿为3.95元，低碳猪肉价格、消费者低碳农产品认知度、家庭收入、家庭人口、受教育程度等对消费者支付意愿均有显著影响[11]。我国学者应瑞瑶等(2012)研究城市居民对低碳猪肉的支付意愿发现我国消费者为食品低碳属性支付溢价的动机来源于利他和利己动机两部分，如果低碳食品只对环境有利而没有增加私人的效用，则会显著降低支付意愿。1.3研究方法通过对比国外研究成果，国内有关有机属性产品购买行为与支付意愿的研究在角度和方法上还存在一些缺陷和不足，主要表现在：第一，国内关于有机属性产品的研究较多地仅从食品安全的角度出发，研究消费者对食品安全属性的购买行为、支付意愿等，较少关注消费者对有机农产品亲环境属性的认知、动机及其对购买行为的影响。第二，国内学者在研究方法尤其是支付意愿的研究方法上较为单一，主流研究方法是条件价值评估法。基于以上有机茶发展现状，以及研究消费者对有机食品的购买行为与支付意愿的基础上，总结一些经验，并找出适用于本课题的研究方法。

2理论假设与研究设计2.1研究目的通过前一章对相关文献的梳理可以发现，对于有机食品消费者购买方面学者们进行了大量的研究，所取得成果无疑对本研究具有很好的借鉴意义。但是对有机食品具体种类的购买行为研究较少，尤其是以有机茶叶为对象所做的实证研究少之又少。此外，很多学者在对有机食品消费者购买行为进行分析时更多的只是泛泛地介绍有机食品的消费需求，对有机食品消费者购买决策行为分析不够全面。也有一些虽然进行了购买行为的实证研究，得到的结果很多都相互矛盾，存在很大的局限性，用来指导实践也会有很大的局限性。鉴于此，本文欲以前人的研究为基础，以消费者行为学为理论基础，以安溪县居民为样本，采用问卷调查的方式，对消费者有机茶叶购买决策行为进行实证分析，以探讨消费者有机茶叶购买决策行为的影响因素以及这些因素的作用程度。2.2研究假设本文对有机茶叶消费者购买决策行为进行实证研究，拟设定人口统计变量（包括性别、年龄、受教育水平、职业、家中是否有小孩或老人同住及家庭月收入）、环保意识、健康意识、食品安全意识、有机茶叶认知、知觉质量以及价格为自变量，研究这些变量对有机茶叶购买及其支付意愿的影响程度。假定1：消费者的年龄、性别、婚姻、文化程度、家庭特殊人群对消费者的支付意愿产生显著影响。关于收入变量，大部分的研宄表明收入产生了显著的正影响，同时收入消费理论也表明消费随收入的增加而增加，因此本文假定2：消费者的收入对支付意愿产生显著的正影响。本研究按照生活方式将消费者分为三类，即健康型、体验型和普通型，相比普通型消费者，健康型和体验型消费者的支付意愿可能会更高，因此，本文提出假设3：健康型和体验型生活方式对消费者的支付意愿产生显著的正影响。消费者认知度：认知是购买行为的前提，认知度越高表明消费者对有机食品越了解，从而其越有可能购买或者支付意愿越高。有机食品是一种新型食品，消费者对它的了解与认知度会影响其对它的价值评判，进而影响支付意愿，并且目前大部分的研宄都得出了认知度对支付意愿产生正影响的结论。因此，本文提出假设4：认知度对支付意愿产生显著的正影响。消费者的态度：一般情况下，消费者对某一商品的态度越积极就越有可能购买它，支付意愿也越高，己有的研究也基本认同态度对支付意愿有积极影响的观点。因此，本文提出假设5：消费者对有机食品的态度对支付意愿产生显著的正影响。消费者信任度：在信息不对称的情况下，消费者对有机食品的信任程度会影响其购买可能性和支付意愿，消费者对有机食品的信任程度越高，其支付意愿也越高。本文提出假6：设消费者对有机食品的信任度对其支付意愿产生显著的正影响。消费动机：本文所研宄的消费动机包括了情绪动机、健康动机、安全动机、环保动机、方便动机和体重控制动机。有机食品相比普通食品更加健康、安全和环保，出于健康动机、安全动机和环保动机的消费者更有可能购买有机食品，支付意愿更高，因此本文提出假设7：健康动机、安全动机和环保动机对支付意愿有显著的正影响；由于目前我国有机食品市场尚不发达，消费者购买渠道较少，购买较不方便，处于方便动机的消费者购买有机食品的可能性较小，支付意愿也相应较低，因此本文提出假设8：方便动机对支付意愿有显著的负影响；有机食品对消费者情绪和体重控制的影响尚不确定，但有研究得出的结论显示二者的作用为正，因此本文提出假设9：情绪动机和体重控制动机对支付意愿产生显著正影响。2.3调查设计2.3.1调查对象本研究的调查对象设定为年满18周岁的有收入的安溪县消费者。之所以选择年满18周岁消费者主要因为，这样的消费者具备社会工作并取得收入的能力。对于学生，因其没有经济收入，并且一般不进行日常家庭购买，所以在调研中将学生样本予以剔除。2.3.2调查地点本文选取安溪县作为调查地点，在安溪县设有有机产品专柜的各大超市进行调查，在超市购物者休息区进行随机调查。有机茶叶普遍售价过高，购买有机茶叶需要一定的经济实力。2.3.3问卷设计问卷采用封闭式问题，语句尽量做到通俗易懂。另外考虑到被调查者的答卷意愿，本问卷尽量做到题项的精简。在此基础上，本研究所采用的调查问卷共分为三个部分：第一部分是测度消费者有机茶叶购买决策影响因素；第二部分调查消费者的购买决策行为状况；第三部分是被调查者的个人基本资料。第一部分，消费者有机茶叶购买决策影响因素。这个部分主要是对消费者的环保意识、健康意识、食品安全意识、消费者有机茶叶认知、知觉质量、消费者的价格态度进行调查，共计21个题项。这部分主要通过被调查者填写5点李克特量表完成作答，从1到5，表示同意程度依次加深。之所以选择5点李克特量表是因为，如果问卷点数超过5，人们一般很难清晰的辨别，不容易做出判断。第二部分，消费者有机茶叶购买决策行为状况。考虑到安溪县居民有机茶叶购买的实际情况，这部分主要包括两个方面，一是消费者的购买行为，另一个是消费者的支付意愿。第三部分，被调查者的个人基本资料。这部分主要调查消费者的性别、年龄、受教育水平、职业、家中是否有小孩同住、家中是否有老人以及被调查者的家庭月收入情况。2.3.4数据收集在安溪县内设有有机产品专柜的大润发、银座以及家乐福的休息区进行调查，采取现场作答、现场回收的方式，问卷完成后即可回收。虽然这种调查方式操作较为困难，但是可以直接接触到目标消费者，能够保证问卷的有效性。本次问卷共发放270份，剔除前后矛盾、遗漏关键信息的问卷，有效问卷255份，有效率达到94.4%。数据录入采取两次分别录入，然后进行核对，查验错误。有效信息全部录入后，使用SPSS16.0统计软件进行处理。表1问卷回收总体情况表问卷发放问卷回收有效问卷有效问卷率27027025594.4%

3消费者有机茶叶购买决策影响因素实证分析3.1数据统计与分析将回收的255份有效问卷，依被调查者的基本特征加以分析，样本分布如下表所示：表2被调查者基本统计特征人口统计变量项目样本数百分比性别男10942.7女14657.3年龄18—25岁7529.426—35岁11143.536—50岁3614.151—65岁176.766岁以上166.3受教育水平高中及以下5622大专7328.6本科9236.1研究生及以下3413.3职业政府机构3814.9事业单位7027.5企业单位9738已退休或无业4316.9其他72.7家中是否有小孩同住是12247.8否13352.2家中是否有老人同住是13653.3否11946.72500元及以下8232.22101—5000元7629.8家庭月收入5001—7500元6726.37501—10000元239.010000元以上72.7性别状况。从样本的性别结构来看，调查对象中女性消费者稍多一点，占调查人数的57.3%；男性消费者109人，占调查总数的42.7%。年龄结构。本次调查中，被调查者的年龄跨度较大。其中，18-25岁的75人，占样本总数的29.4%；26-35岁的消费者111人，占总调查人数的43.5%；36-50岁的36人，占样本总数的14.1%；51岁-65岁的17人，占样本总数的6.7%；而66岁以上的占到了6.3%。从样本结构来看，本次调查主要集中在26-50岁之间的消费人群。受教育水平。从样本的学历结构来看。高中及以下的为56人，占样本总数的22%；大专学历的被调查者有73人，占调查人数的28.6%；本科学历的92人，占样本总数的36.1；研究生及以上学历的被调查者有34人，比例为13.3%。从学历结构来看，被调查者的学历集中在大专和本科层次。职业。从样本的职业结构来看，在政府部门任职的被调查者有38人，占样本总数的14.9%；在事业单位任职的有70人，占到27.5%，在调查的同时通过访问得知，这些消费者一般为教师、医生、金融从业者；在企业单位上班的被调查者占到了38%；而已退休或目前没有工作的被调查者有43人，占样本总数的16.9%。家中是否有小孩或老人同住。被调查者中有小孩同住的有122人，占样本总数的47.8%；有老人同住的有136人，占调查者总数的53.3%。收入状况。从上表可以看出，被调查者的家庭月收入水平分布较为均匀。2500元以下的有82人，占样本总数的32.2%；2501-5000元的占到了29.8%；而家庭月收入在5001-7500元的被调查者有67人，占大样本总数的26.3%；7500元以上的被调查者则占到了调查者总数的11.7%。3.2因子分析3.2.1适合性检验首先对样本进行KMO测度(Kaiser-Meyer-Olkin)和巴特利球体检验（Bartleet’sTest），测度题项间是否适合做因子分析。根据Kaiser的观点，KMO的值越大表示各变量间的相关性越显著，也就越适合进行因子分析。如果KMO得值小于0.5，则不宜进行因子分析（Kaiser,1958）。结果显示，本研究中的取样适当性KMO值为0.800，远大于0.5，说明数据比较适宜进行因子分析。巴特利球体检验统计值的显著性概率p小于0.01，达到显著，说明因子的相关系数矩阵非单位矩阵，原题项有共同因子存在。表3KMO检验andBartletlsKaiser-Meyer-Olkin检验0.800Bartleet’sTest检验卡方统计值2026.3自由度190显著性水平0.0003.2.2因子的萃取研究中采用主成分分析法及最大变异法，萃取特征值大于1的因子共6个。由特征值碎石图也可看出，从第7各因子开始，曲线开始变得平坦，因而选取6因子是较为适宜的。由下表可以得知，这6个因子的累计贡献率达到了70.068%。图1特征值碎石图表3各因素的载荷、特征值及贡献率题项代码提项因子一因子二因子三因子四因子五因子六X15有机茶叶更好0.845X16有机茶叶营养价值高0.832X18无农业残留0.827X14味道好0.813X7担忧食品安全0.825X8对我国食品安全非常担心0.822X9关注食品安全信息0.750X10愿意购买0.683X12知道识别0.882X13知道区别0.822X11了解有机茶叶0.750X6考虑健康因素0.805X5选择健康的购买0.814X4放弃一些0.764X2不愿意购买不好的产品0.805X1愿意捐赠一天收入0.800X3向有关部门反应0.680X19在意价格0.823X20有机茶叶价格高0.769X21物有所值0.689特征值2.9022.4782.3632.1502.0822.040贡献率14.51012.38811.81310.75010.41010.198累计贡献率14.51026.89738.71049.46059.87170.068KMO=0.800巴特利球体检验卡方值2026.3显著水平0.000萃取方法:主成分分析法.转轴法:Kaiser正交化最大变异法.3.2.3因子得分计算为计算因子得分，本文给出了因子得分系数矩阵（ComponentScoreCoefficientMatrix）。根据因子得分函数Fi=βj1X1+βj2X2+∧+βjnXn，（其中，j=1，∧，m），利用回归系数法，我们得到了本文中6个因子的因子得分值。F1=0.-0.050X1-0.059X2+0.003X3-0.023X4-0.024X5-0.036X6-0.026X7-0.014X8+0.045X9-0.004X10-0.027X11-0.039X12-0.039X13+0.299X14+0.306X15+0.320X16+0.306X18-0.007X19-0.002X20+0.036X21F2=-0.012X1-0.013X2-0.028X3-0.052X4-0.016X5-0.054X6+0.344X7+0.364X8+0.339X9+0.254X10+0.045X11-0.021X12-0.056X13-0.005X14-0.020X15+0.021X16+0.003X18-0.078X19-0.042X20-0.010X21F3=-0.041X1+0.030X2-0.074X3-0.020X4-0.036X5+0.039X6-0.033X7-0.017X8+0.036X9-0.032X10+0.372X11+0.399X12+0.372X13-0.028X14-0.029X15-0.035X16-0.044X18+0.020X19+0.091X20-0.057X21F4=-0.068X1-0.065X2-0.006X3+0.381X4+0.436X5+0.444X6-0.039X7-0.137X8-0.052X9+0.090X10+0.026X11-0.007X12-0.031X13-0.028X14-0.027X15+0.028X16-0.075X18+0.082X19+0.056X20+0.002X21F5=0.473X1+0.480X2+0.356X3+0.015X4-0.057X5-0.101X6-0.006X7+0.066X8-0.109X9-0.027X10-0.153X11+0.004X12+0.056X13-0.019X14-0.015X15-0.131X16+0.017X18+0.158X19+0.018X20+0.055X21F6=0.084X1+0.130X2+0.018X3+0.040X4+0.075X5+0.045X6-0.003X7-0.084X8-0.151X9+0.074X10-0.102X11+0.093X12+0.070X13+0.023X14-0.161X15+0.002X16+0.013X18+0.513X19+0.425X20+0.360X21

4消费者亲有机茶叶支付意愿分析4.1模型构建本文所采用的是ML（MixedLogit）混合对数模型作为选择实验的具体计量模型。混合Logit模型假定参数遵循随机正态分布，放松了严格的不相关独立选择假设，并巳被证明可以有效估计消费者偏好异质性（MoreyE，2003）。假定消费者n面临情形t下有个j选项的选择，则根据混合对数模型形式：其中，为影响消费者效用的属性参数估计，通过概率密度函数（）表现；则消费者n选择商品j的概率为：在效用函数是线性的假定下，某一属性A的支付意愿WTP为效用函数中该属性变量的估计参数同价格属性变量P估计参数的比值，即：4.2模型估计结果及分析利用上述模型估计参数结果按照公式可计算出消费者对有机茶叶的支付意愿如表所示，对属性的支付意愿表示当有机茶叶的某项属性发生改变时，为了保持效用不变，消费者为该属性所愿意支付的价格。表4消费者对有机茶叶属性的支付意愿属性支付意愿（元/斤）绿色认证810有机认证785知名品牌680地理标注650不知名品牌320从该结果可以看出消费者对绿色和有机认证的支付意愿要高于对其他所有属性的支付意愿，说明消费者愿意为亲环境农产品支付更高的价格。其中，愿意对大米绿色认证支付的溢价最高（810元斤），其次依次为有机认证（785元斤）、知名品牌（680元斤）和地理标志（650元斤），对不知名品牌的支付价格最低，只有320元斤。值得注意的是消费者愿意为绿色认证多支付元斤，同对有机认证的支付意愿几乎没有差别。对此可能的解释是根据笔者对消费者认知能力的调查，60%的消费者认为绿色大米生产过程的对环境的友好程度同有机大米没有区别或高于有机大米，从而当被询问是否愿意为亲环境属性支付时，其所表现出的对绿色和有机认证的支付意愿并没有太大差别。另外在此需要说明的是，由于选择实验法仍然是基于一种假想市场情境下的支付意愿，在这种情况下，消费者并不需要实际发生购买行为，因此可能会产生陈述的支付意愿要稍高于实际的意愿支付水平。

5结论本文以安溪县的消费者作为研究对象，在安溪县设有有机产品专柜的各大超市内进行问卷调查。以收集到的调查资料为基础，建立了消费者有机擦汗液的购买决策行为模型，用实证分析的方法对影响消费者有机茶叶支付意愿与实际购买行为的因素进行了分析，并针对此提出了几点建议。（1）文中通过对相关文献的整理可以发现，对于有机食品消费者购买方面学者们进行了大量的研究，所取得成果较为显著。但是对有机食品具体种类的购买行为研究较少，尤其是以有机茶叶为对象所做的实证研究少之又少。此外，很多学者在对有机食品消费者购买行为进行分析时更多的只是泛泛地介绍有机食品的消费需求，对有机食品消费者购买决策行为分析不够全面。也有一些虽然进行了购买行为的实证研究，得到的结果很多都相互矛盾，存在很大的局限性，用来指导实践也会有很大的局限性。（2）有机茶叶市场存在严重的信息不对称现象，使得假冒伪劣有机茶叶充斥市场，造成市场秩序混乱，再加之政府相关部门缺乏有效地监管激励机制，阻碍了消费者有机茶叶实际购买行为的发生。（3）有机茶叶的生产与消费过程会产生正的外部性，会带来良好的社会效益与个人效益。同时，也正是这种正的外部性，容易引起有机茶叶销售过程中“搭便车”现象的出现。这一方面会挫伤有机茶叶才生产者与销售者的积极性，另一方面也会降低消费者对市场上售卖的有机茶叶的信任程度，影响了消费者的购买意愿。（4）通过本文的分析发现，不同消费者对有机茶叶的支付意愿表现不同，但总体而言，安溪县消费者对有机茶叶的支付意愿较低，绝大部分的消费者仅愿意支付20%以下的溢价（占被调查人数的48.6%）。影响消费者有机茶叶支付意愿的因素主要有：消费者的家庭月收入、受教育水平、家中是否有小孩同住、消费者对有机茶叶认知以及有机茶叶的价格。其中，家庭月收入、受教育水平、家中是否有小孩同住及消费者对有机茶叶的认知对有机茶叶的支付意愿有正向的影响，而有机茶叶的价格则对其支付意愿成负向关系。

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