WORLDBANKGROUPReproducibleResearchRepository ,并隨機分配觀看一則旨在減少野肉消費的治療RSYECAOCRSYECAOCKEKEAPIAPINN餐廳的兩項實驗AbdoulayeCisse,*加布里埃爾·英格蘭德,?丹尼爾·J·英格拉姆?保護，野生肉類消費，中非，隨機分組-關鍵詞：生物多樣性控制試驗JEL分類:Q57,O13,Q21,Q56,D12,C93*農業與資源經濟學，加州大學伯克利分校；美國加利福尼亞州?世界銀行發展研究小組；美國華盛頓。通信：aenglander@worldbank.org?肯特大學杜雷爾保護與生態研究所；坎特伯雷，CT27NR，英國2全球熱帶地區的數百萬人民依賴野生動物作為食物來源和獲取收入的方式（Coad等，2019；Wells等，2024）。同時，過度開發，包括獵殺超過人口增長率的行為，已成為許多物種面臨的主要威脅（IPBES，2019），影響野生動物種群并威脅生態系統功能。野生肉類消費在農村地區普遍存在，并且在某些城市居民中也有大量需求（Carig)。城鎮和城市中的野生肉類消費受多種因素驅動，包括文化、口味偏好、認為它是最自然的肉類、與家養肉類相比的相對可用性和價格（Chausson等，2019；vanVliet&Mbazza，2011；Wilkie等，2016）。在某些情況下，如果野生肉類的價格高于家養肉類替代品，則可被視為奢侈品，象征著地位（Sandalj等，2016）。當城市對野生肉類的需求導致狩獵活動不可持續時，這為保護努力提出了獨特的挑戰和機遇。解決這一挑戰需要創新和公正的解決方案，尊重當地生計和傳統，保護野生動物，并培養人與自然之間的關系（Chan等，2018；Ingram，2020）。 應對城市地區野生動物肉類過度利用的主要方法有兩種：減少對野生動物產品的需求或限制供應進入市場。近年來，野生動物產品需求減少運動呈現出快速增長的趨勢（Ver?ssimo&Wan,2019；Willisetal.,2022）。例如，非政府組織（NGO）WildAid大力投資社會營銷活動以減少對野生動物產品的市場需求（WildAid,2020）。世界銀行的全球野生動物計劃倡導增加此類干預措施的投資（Sobrevila,2016）。除了減少需求的努力之外，供應-3側向干預措施旨在限制野生動物供應市場的數量。例如，可持續野生動物管理計劃旨在調節狩獵并在其運營的15個國家中擴大家禽生產（FoodandAgricultureOrganizati兩種方法各有優勢和局限性。需求側干預可以提高意識并改變社會規范，但在野味消費以外的其他領域嘗試改變偏好往往失敗（MacFarlane等，2022）。為了改變根深蒂固的偏好，可能需要精心設計并持續多年進行宣傳活動。但如果成功，需求側干預可以為野生動物種群提供持久的好處：即使野味仍然可用，也會有更少的人選擇消費或購買，從而減少獵殺野生動物的動力。另一方面，供給側干預可以產生更直接的影響。通過更直接地減少用于食物目的的野生動物數量，它們可以迅速惠及野生動物種群。然而，僅依靠供給側干預可能不足以將野味消費降至可持續水平，因為持續的需求未解決導致獵殺的經濟激勵。盡管政府和非政府組織已經采取了眾多且廣泛的舉措,但需求側和供給側干預在改變實際野生動物消費習慣方面的有效性，尤其是在城市地區，仍然存在不足之處。城市之一，人口眾多。1700萬人。剛果民主共和國是中非最大的國家，在2023年11月，我們在金沙薩實施了兩個互補的隨機對照試驗。我們的研究問題如下：（1）需求側干預能否減少餐館中的野味消費？（城市之一，人口眾多。1700萬人。剛果民主共和國是中非最大的國家，4該地區森林的主體部分（占61%），擁有高度生物多樣性（Grantham等，2020年）。金尚沙位于剛果河旁，位于世界第二大熱帶雨林以南，該城市大約有3000家野生肉類（“叢林肉”）餐廳（Fa等，2019年）。野生肉類通過公路、河流和飛機進入城市，并在城市的市場和餐館內銷售（Lucas等，2022年）。最近的一項研究估計，在金尚沙的餐館中，每天售出約8592份野生肉類菜肴，每年總計約1254噸（按活體重計算）野生肉類（Wright等，2022年）。在這些餐館中，最流行的野生肉類品種通常是靈長類動物和反芻類動物，而城市中最常出售的菜肴通常包含魚類、豆類或雞肉。金尚沙的野生肉類消費似乎沒有單一的驅動因素，傳統與文化、社會地位、口味、新鮮度、成本和可獲取性都起著作用（Trefon，2023年；Yocum等，2022年）。此外，由于餐館中的野生肉類價格可能比家養肉類更高，這表明它可能更多地被富裕居民消費（LaCerva，2016年；Wright等，2022年）。金尚沙的餐館經營者表示，他們銷售野生肉類是因為市場需求高、盈利能力強、維持剛果文化以及菜單多樣化的原因（Wright等,2022年）。確實，一些傳統的剛果菜主要由野生肉類制成。在有菜單的餐館中，野生肉類經常公開列出供出售。關于剛果民主共和國的野生肉類法律涉及狩獵行為，要求獲得許可，并保護某些物種。沒有具體法律規范城市環境中的消費或狩獵獲得肉類的交易（可持續野生動物管理計劃，2024年）。關系價值指的是與人際關系以及由政策和社會規范所表述的關系相關的情感偏好、原則和美德，這些因素有助于創造有意義的生活（Chan等，2016）。與工具性價值(自然為人所用）或內在價值（自然本身的價值）不同，關系價值強調的是聯系和責任5人與自然的關系（Klain等，2017）。本研究基于關系價值框架，關注人類行為、文化紐帶和經濟激勵如何影響保護成果。關系價值指導我們實驗的設計和分析。需求方實驗采用了一部與當地文化共鳴的視頻，將對剛果野生動物的自豪感與傳統的烹飪遺產聯系起來，不涉及野味。這部視頻旨在通過增強人們對野生動物的文化紐帶，以及通過重新確立的保護意識和身份認同來改變消費者行為（West等，2018）。同樣，在供應方實驗中，我們測試了提供一種文化相關替代品——莫阿姆貝雞，并以較低的價格銷售，能否減少野味的消費。這一干預措施尊重現有的飲食文化實踐，同時鼓勵可持續消費，符合重視和諧的人與環境互動的關系價值（Schulz等，2017）。我們的研究為政策制定者和保護實踐者提供了實用見解，以設計與當地價值觀和傳統相契合的文化敏感干預措施。我們使用實際消費數據和穩健的方法論——包括隨機對照試驗、預先注冊和反應偏差測量——遵循保護研究的最佳實踐（Cisse等，2023）。國際上，我們評估的需求側和供給側干預措施可以針對基奎托以外的城市地區進行調整，這些地區野生動物消費也構成了保護挑戰。我們研究對關系價值框架的理論貢獻在于展示了如何將經濟激勵與文化價值整合起來以促成行為改變。通過解決野生動物肉類產品消費的社會文化驅動因素，我們的工作突顯了將關系價值整合到保護工作中以促進既生態上有益又文化上可接受的可持續行為的關鍵作用。62.1需求側實驗設計評估需求減少干預措施有效性的根本挑戰之一在于控制特定信息的接觸度困難。例如 ,廣告牌或電視廣告等媒介提供的洞察力有限，難以了解誰看到了信息，更關鍵的是 ,誰構成了對照組（即未接觸到該信息的人）。確立一個可信的對照組至關重要，因為對照組用作比較點或反事實參照，展示在沒有干預的情況下野味消費水平可能是什么樣子。因此，我們的需求側實驗設計了雙層關注點：首先，管理并記錄每位參與者對干預信息的接觸情況；其次，將這種接觸與他們后續的消費選擇聯系起來。Kinshasa的餐廳為我們實驗提供了理想的環境，因為它們提供了一個真實世界決策的環境。當顧客在餐廳用餐時，他們會根據自己的偏好和預算做出真實的決策，并用自己的錢支付所選擇的菜品。這種設置使得我們可以測量代表實際而非假設消費行為的選擇。我們根據兩個標準招募了四家Kinshasa的餐廳參與我們的研究（如圖1所示）：這些餐廳每天都需要提供野生肉和非野生肉的選項，以確保為顧客提供多樣化的選擇；并且餐廳老板同意通過合同向我們報告每位參與者點餐的情況，從而使我們能夠將他們的選擇與收到的干預信息聯系起來。在實驗中，調查員設置了四張桌子，每張桌子代表一家參與的餐館。這些桌子距離各自餐館兩到三個街區，確保研究和餐館彼此看不見。這種配置達到了雙重目的：它防止參與者受到其他因素的影響。74.31°S4.33°S4.35°S4.37°SA餐廳B餐廳C餐廳15.26°E15.28°E15.30°E15.32°E15.34°E15.36°E參與餐廳的大致位置。圖1:為了確保匿名性，餐廳的實際位置在地圖上隨機調整了約3公里。以這些修改后的坐標為中心的虛線圓圈表示，餐廳的真實位置位于相應圓圈內的某個位置。左側嵌入圖展示了民主共和國剛果（綠色多邊形）位于非洲（灰色區域）內，而右側嵌入圖突出了民主共和國剛果內的金沙薩（綠色三角形）。8確保實驗期間餐廳的可見性，并且在訪問餐廳和點餐時參與者不被計數員看到。同時,該布置也保證了每位受試者都能方便地接近至少一家餐廳。在2023年11月的八天內，每張桌子上的計數員鼓勵路人參與一項調查，為他們首選的餐廳提供優惠券作為激勵。參與僅限于18歲及以上且是活躍的野生動物肉食消費者的成年人，即在過去一個月內報告至少食用過一次叢林肉的個體。要求參與者在兩周內使用他們的優惠券。計數員遵循嚴格的規程，單獨對待每一位參與者，以防止可能影響其選擇的參與者之間的互動，從而避免偏見。研究對象隨機分配觀看平板電腦上的兩個視頻之一，并佩戴耳機。治療組觀看了一段debrousseenville”）的公開可用的90秒剪輯，該活動由鄰國剛果共和國政府發起，旨在減少點諾市的野生肉類產品消費。在視頻中，兩個童年好友重逢，當其中一人建議烹飪野味時，他們討論了環境后果。城市野生肉類消費對森林野生動物枯竭的影響(經濟部福爾斯特雷-剛果，2019）。他們決定在未來避免這種消費，而是擁抱不含野生動物肉的剛果菜肴（附錄B）。視頻并未同時解決所有導致食用野生動物肉的因素，而是集中傳達了有關剛果森林和野生動物自豪感的信息，并支持傳統的剛果菜肴。這些信息可以被視為主要針對文化和傳統驅動因素。對照組觀看的是一個與野生動物或環境無關的90秒剛果肥皂劇片段。觀看視頻后，參與者選擇了四家中的一家，以獲得五美元的優惠券（相當于2,500剛果法郎）。我們向參與者提供了餐廳的名稱、位置以及一份樣本菜單，9每家餐廳。我們為每張使用成功的優惠券向餐廳業主進行補償。參與者負責支付餐食例如，受試者將不得不支付4美元的9美元一頓飯(9美元?每張優惠券都有一個獨特的標識符，將參與者的訂單與其治療分配狀態關聯起來。在調查過程中，參與者被告知應該訂購他們喜歡的任何菜品，無論是否為野生肉類。視頻觀看和餐廳選擇后，參與者完成了關于他們對野生動物肉的態度以及其社交網絡中的人們消費頻率的調查（附錄C）。態度問題要求參與者表達他們對野生動物肉是否可持續、新鮮、美味、時尚、合法、健康以及與他們原籍地聯系緊密的看法。這些態度問題的選擇基于其他研究（Chausson等，2019；Wilkie等，2016除了“合法”和“可持續”，我們額外添加了這兩個選項以表示我們的興趣。此外，調查員還詢問了參與者對其所在剛果民主共和國環境的自豪感。態度問題的目的是為了了解任何潛在治療效果背后的原因。另外，參與者回答了13個關于社會期望的問題，使我們能夠評估回答偏差（Dhar等，2022）。554個參與者參加了需求方實驗，其中59%的參與者在兩周內使用了優惠券在他們選擇的餐廳下單點餐。2.2需求側實驗分析2.2.1野生肉類消費和優惠券使用分析為了理解旨在減少食用野味的視頻（治療）的影響，我們的預設分析采用普通最小二乘回歸來估計方程。以下形式(Cisse等人，2023年)：Y在這個等式中,是一個結果變量，例如受試者是否訂購了野肉。下標表示主題，表示主題參與的表格t實驗，并表示參與日期(不是他們點一道菜的日期T在他們選擇的餐廳中)。指示受試者是否在治療組中i觀看了野生肉類需求減少視頻()或在對照組().X是一個由八個個體學科特征組成的矩陣，如年齡、性別、教育水平、ijt每個表的控制變量()和每個日期的單個虛擬控制變量()。jt包括這些固定效應消除了對截距項的需要，因為它將是共線的之間潛在的響應變異性差異。我們的聚類標準誤使用傳統的p值閾值0.05。納入個人水平的控制和固定效果的目的是增加預β估計影響的裁剪，它們對于估算治療效果的大小并非必要，因為隨機分配確保了治療組和對照組之間結果差異歸因于治療視頻（Ru-）Xi在正式或非正式餐館食用野肉的次數（以過去30天內的天數計），受訪者年齡（以年計），性別指示變量，是否完成大學（后secondary）教育的指示變量，受教育年限總數，就業狀況指示變量（在過去7天內是否有薪酬工作），以及經商狀況指示變量（在過去7天內是否作為企業主進行有薪工作）。對于這些控制變量中的任何缺失值（除了指示變量外），我們使用所有非缺失值的平均值進行插補。例如，如果年齡數據缺失44個樣本，我們將假設這些樣本的年齡為擁有記錄年齡的500個樣本中的平均年齡。我們選擇了這八個控制變量來捕捉可能影響野肉消費的關鍵行為、人口統計和經濟因素，同時保持調查的簡潔性（Chausson等，2019；WildAid，2021）。其他變量，如種族或在金沙薩的居住時間，也可能預測野肉消費。我們選擇的八個解釋變量可以從概念上分為三類野生肉消費預測因素。我們預計前兩個變量，即受試者是否經常在餐館食用野生肉以及他們在過去30天內食用野生肉的天數，將與受試者使用優惠券訂購野生肉正相關。我們選擇了接下來的四個變量——年齡、性別、受試者是否接受過大學教育以及受教育年限，以捕捉最重要的人口統計信息，包括預測野生肉消費的特征。例如，在剛果共和國的點零四市，年輕人食用野生肉較少，男性食用較多（Chaussonetal.,2019）。最后，我們預期最后兩個變量——有償就業和企業主——與使用優惠券的主題正相關，因為我們認為更富裕的主題能支付餐廳餐費中未被優惠券覆蓋的部分。2.2.2野生肉類集約化餐廳的選擇分析餐廳點餐決定集中在野味消費量上，忽視了選擇就餐地點的先前決策。我們的治療視頻以及需求方面的干預措施可能不僅會影響在特定就餐環境內的選擇，還會影響就餐環境本身的選擇。由于我們研究中的四家餐廳提供的野味菜品數量不同，且這些菜品占各自總菜單的比例也不同，我們有機會評估接受治療的受試者是否更傾向于選擇那些少有野味菜品的餐廳優惠券。為了此次分析，我們將餐館根據樣本菜單中野味菜品的比例進行分類，并將這些分類展示給需求側實驗中的受試者。我們預先設定的定義將“野味密集型”餐館定義為野味菜品比例最高的餐館（分別為23%和21%，而對照組分別為7%和9%）。除了方程1中的原始控制變量，我們還將受試者餐桌到所選餐館的距離以及餐館樣本菜單中菜品的平均價格作為控制變量。我們引入這些變量是為了通過控制便利性和成本等因素來提高對治療效應估計的精確性，這些因素可能獨立于治療分配影響受試者的餐館選擇。2.2.3對野生肉的態度分析為了理解潛在的野生動物肉類消費變化背后的機制，我們調查了治療視頻如何影響受試者對野生動物肉類各種屬性的看法。我們預先規定了這項分析，以確定野味消費量的變化是否是由治療視頻引起的心理變化所導致。觀看完視頻并選擇餐廳后，參與者回答了八個問題，這些問題是衡量他們對叢林肉不同方面看法的（附錄C）。為了避免提前引導受訪者或調查員選擇第一個選項，我們隨機改變了反應選項的顯示順序（從完全同意到完全不同意vs.從完全不同意到完全同意）。我們將這些問題的回答聚合為一個單一索引，并對回答進行編碼以表示對野生動物肉類的負面看法。這種編碼方案使我們能夠測試治療視頻是否使人們對野生動物肉類的態度惡化。對于前七個屬性，我們將表示不同意的回答編碼為1（表示負面觀點），將同意或中立的回答編碼為0。對于關于環境自豪感的陳述，我們將同意的回答編碼我們將每位受試者的編碼回答相加，生成一個從0到8的分數。然后通過將所有受試者的平均值減去并除以標準差，對這個分數進行標準化處理，得到標準化響應分數。最2.2.4社會期望偏差分析在我們的需求側實驗中，調查員強調讓受試者在餐館點他們最想要的菜品，無論是否為野味。盡管給予了這些指示，仍有可能由于社會可接受性偏見——即受試者做他們認為調查員希望他們做的事情——導致治療組的受試者點的野味較少，而不是真正被治療視頻說服。為了評估這種潛在的偏見，也稱為實驗者需求效應，我們復制了一種已建立的方法來評估其對我們結果的影響（Dhar等，2022）。這種方法涉及一個包含13個問題的模塊，用于衡量社會認同度（Crowne&Marlowe,1960；Reynolds,1982）。對于每個陳述，參與者需要回答他們是否完全同意、部分同意、既不同意也不反對、部分不同意或完全不同意。為了避免提前引導受訪者或調查員選擇第一個選項，我們隨機變化了展示答案選項的順序（附錄C）。我們將每個陳述的回答編碼為1，如果參與者給出的是社會認同的答案。例如，如果參與者完全不同意或部分不同意“當我不如愿時，有時我會感到怨恨”這一陳述，我們將他們的回答編碼為1（如果他們既不同意也不反對、部分同意或完全同意，則編碼為0）。我們對所有陳述的回答進行求和，因此參與者的社會認同得分為0到13之間的分數。然后 ,我們通過從所有參與者得分的平均值中減去得分，再除以得分的標準差來標準化得為了調查社會期望偏差對我們野生動物消費結果的影響，我們將方程1中的八個個體特征控制變量替換為兩個變量：標準化社會可取性評分()，及其與治療指標的相互作用i(×)。因變量是受試者是否訂購了野肉的指標：σ在這個等式中是興趣系數，表明兩者之間的潛在相互作用2σ治療和社會可取性。一個消極的這意味著受試者在治療中2不太可能訂購野肉的群體也表現出更高的社會需求。2.3供給側實驗設計在2023年11月，我們不僅進行了需求側實驗，還在同一四個餐廳進行了供給側實驗，以探索莫阿美雞（MoambeChicken）價格變化如何影響野味消費。莫阿美雞是一種特定于剛果菜系的菜肴，在該地區非常受歡迎，并且可能在文化上與野味扮演類似的角色。我們的實地團隊主要由金沙薩居民組成，建議我們莫阿美雞是最有可能替代野味的菜品之一。在隨機選擇的日子，莫阿美雞的價格降低了2美元（約合5,000剛果法郎）。在這些日子里，我們對每賣出一份莫阿美雞的餐廳補償2美元（不分參與需求側實驗的顧客），以此來鼓勵更多顧客購買。這項實驗的目標是確定使非野味選項更加經濟實惠是否能夠減少顧客訂購野味的決定。這種野味消費與替代品價格之間的關系是推廣替代蛋白質項目（如促進家禽生產）的理論基礎，其目的是通過增加替代品的供應和可負擔性來減少野味消費（Foerster等，2012；Moro等，2015）。餐廳提供了每日銷售數據，涵蓋了所有顧客，而不僅僅是參與我們需求側實驗的顧客。這些數據包含了三個類別中售出的餐盤數量：野生肉類、Moambe雞以及所有其他菜品，并且每個類別對應的收入。在我們的分析中，“野生肉類菜品”指的是將所有類型的野生肉類合并為一個類別。例如，如果一家餐廳某天售出了2份羚羊和2份猴子的菜品，那么記錄為該日售出了4份野生肉類菜品。在供給側實驗期間，我們收集了來自68個餐廳天次的數據，共涉及四家參與餐廳的每家17天。在這之中，隨機選擇了11個餐廳天次降低莫安貝雞腿的價格，作為處理組。組，而另外57個小組作為對照組，保持常規價格。這種隨機化使得我們可以比較降價天（處理組）的菜品銷售量與價格不變天（對照組）的菜品銷售量。處理組觀察數據較少的原因反映了我們的預算限制，因為我們僅在處理天支付餐廳費用。重要的是，需求方和供給方實驗中的治療分配是獨立隨機化的，這確保了兩個實驗平均不會相互影響結果。這種獨立隨機化意味著盡管需求方實驗中的參與者可能在供給方實驗期間訪問餐廳，但這些互動是隨機分布的，因此不會偏斜兩個實驗的結果。2.4供給側實驗分析在我們的分析中，關鍵假設是實驗僅通過實驗誘導的莫阿姆貝雞價格變化影響了野味和莫阿姆貝雞的銷售。鑒于實驗的隨機化設計及其專注于補貼處理過的餐館以在隨機選定的日子降低莫阿姆貝雞價格，這一假設很可能成立。我們的分析始于通過普通最小二乘回歸估計治療對莫阿姆貝雞價格的影響：TQ處理狀態(如果處理，則等于1，否則等于0)。控制變量is供應側實驗前一周出售的野生肉類菜肴數量，以及是餐廳樣品菜單上所有菜肴的平均價格，如第這部分控制變量是在預先指定的基礎上設定的，旨在提升我們對處理效果估計的精確度（Cisse等人，2023年；McKenzie，2012年）。其次，我們通過普通最小二乘回歸估計治療對銷售量的影響：where是一天或一天在餐廳出售的Moambe雞肉菜肴的日志數野生肉類菜品的對數銷售數量。我們將所有系數的標準誤聚類到餐館-天水平，以匹配處理分配的水平（Abadieetal.,2023）。由于兩個方程中的因變量都是對數形式，因此處理系數，并且可以通過應用變換以百分比來解釋?1.由于因變量為對數形式，特定菜品的餐廳天數觀察值中若有零銷售額的情況，則必然會被從該菜品的回歸分析中排除。,提供了準確的標準誤差估計（Berge,2018）。在彈性回歸中，因變量和自變量均以對數形式表示。因此，對LogMoambe雞價格的系數可以解釋為因變量（Moambe雞銷售量或野味銷售量）在自變量（價格）變化1%時的變化百分比。彈性衡量了Moambe雞銷售量或野味銷售量對Moambe雞價格的敏感性（Perloff,2023）。彈性效應的解釋有所不同。因為自變量是線性的，而不是對數的。我們的研究得到了民主共和國國家統計局（文件編號：#0340/INS/DG/fau/2023）和加州大學伯克利分校機構審查委員會（協議編號：2023-05-16343）的審核和批準。國家統計局驗證了我們研究中采用的方法論和工具，并授予我們進行調查所需的統計批準。在開展任何研究工作之前，我們從所有參與者以及參與的餐廳獲得了知情同意。我們對所有參與者的數據進行了匿名處理。我們在需求側和供給側實驗中實施了不同的隨機化程序。在需求側實驗中，我們利用SurveyCTO的編程功能，根據隨機生成的數字將受訪者分配到處理組或對照組。這一過程在問卷開始時自動進行，并且分配結果對錄入員、受訪者和餐館保密。對于供給側實驗，我們使用R版本4.1.2，在包含所有四家參與餐館的向量中隨機選擇一家或多兩家餐館作為處理對象（RCoreTeam,2024）。每天晚上，我們的現場團隊會通知餐館第二天的處理狀態。3.1需求側實驗對象的人口統計特征我們首先通過需求方實驗比較治療組和對照組主體的特征。表格1的每一行考慮了八個個體主體特征之一。包含在矩陣中的在等式1中。前三列分別顯示控制組中某特征的均值，治療組與控制組之間的均值差異，以及該差異的標準誤差。所有觀察結果。差異很小且不具備統計顯著性，表明我們的隨機化程序成功地創建了可比的組群。這種平衡至關重要，因為它確保了觀察到的結果差異，例如受試者是否在正式或非正式餐館食用野生動物肉，可以歸因于處理效應而非組間預存的差異。在我們涵蓋的544名受試者中，42%的人通常在正式或非正式餐館食用野生動物肉，過去30天內平均食用野生動物肉的天數為2.5天，平均年齡為33歲，76%為男性，30%擁有大學學歷，平均受教育年限為11.7年，43%在過去一周內獲得工資收入，24%在同一時期作為企業主獲得收入。這些均值略有不同，是因為它們是在所有受試者（包括處理組和對照組）中的平均值，與控制組的均值（表1第1列）略有差異。因變量控制平均值處理差異標準誤差P-值N餐廳習慣0.441-0.034(0.042)0.4野生肉類天數2.465-0.008(0.223)0.973544大學畢業生0.325-0.050(0.受教育年限11.5980.135(0.271)0.620544工資收入者0.441-0.018(0.043)0.671544表1:按治療的需求側實驗中的個體主體特征狀態。對照平均值是對照組各變量的平均值。治療差值為治療組的平均值減去對照平均值。標準誤差是治療差異的標準誤差。聚集在受試者處的標準誤差水平，是從每個變量在截距和治療指標。P值給出治療差異的類型1錯誤率。203.2需求側實驗結果3.2.1對野生肉類消費和優惠券使用的影響我們現在評估需求方實驗的結果。我們首先探討的是旨在減少野生動物肉類消費的視頻對參與者就餐選擇的影響。具體而言，我們考察了視頻曝光是否影響了參與者訂購野生動物肉類的可能性。估計方程1的結果（因變量為參與者是否訂購野生動物肉類 ,1表示是，0表示否）呈現在表2第2列中。我們的需求方實驗的主要結果是在處理組中訂購野生動物的概率比對照組降低了31%（3.1%對比4.5%）。我們通過將處理系數（-0.014）除以控制組因變量均值（0.045,如截距系數所示）來計算這一31%的減少。根據傳統的p值閾值0.05，這一結果并不具有統計顯著性（如圖S1a所示）。除了探討野生肉類訂購行為外，我們還研究了治療是否影響了參與者使用優惠券訂購菜肴的整體可能性（表2第4列）。治療組和對照組之間優惠券使用的差異可能暗示了兩組構成的根本差異，這可能質疑我們比較的有效性。然而，這一擔憂通過發現優惠券使用差異僅達到0.6%，且不具有統計顯著性而得以緩解。兩組參與者使用優惠券的比例相似，大約各占59%，這支持了我們的假設，即區分治療組和對照組在野生肉類消費方面的唯一因素是各自觀看的特定視頻。最后，包括個人控制和固定效果不會實質性改變因變量:21訂購野生肉使用優惠券(0.017)餐廳習慣0.0230.059(0.017)(0.042)(0.036)(0.017)(0.037)(0.002)(0.006)(0.001)(0.002)(0.020)(0.042)受教育年限0.0030.008(0.027)(0.058)(0.006)(0.009)(0.018)(0.037)截距0.0450.584(0.029)(0.051)(0.012)(0.029)日期和表格固定效果否是否是處理對訂購野生肉概率的影響(第1欄和第2欄)以及使用優惠券的概率(第3列和第4列)。截距等于1對于所有觀察值（列1和3）。由于包括了僅在治療組的個體中才等于1的治療變量，截距系數數學上等同于控制組依賴變量的均值。標準誤差在個體層面進行聚無論我們使用僅包含截距和治療指標的簡單回歸模型（Column1和Column3）還是一個更復雜的模型來控制其他因素，所得結果相似。22個體特征和固定效應（第2列和第4列）。這種在不同模型設定下的一致性為進一步證實我們隨機化程序的成功提供了更多的保障。在我們的預分析計劃中，我們選擇了我們認為能夠提高估計精度的個體特征和固定效應。然而，這種方法并未如預期那樣帶來改進；例如，在野生動物肉類消費的兩種設定中（第1列和第2列），處理效應的標準誤差均為0.017。盡管個別特征通常也不大能成為野味消費或優惠券使用的重要預測因素，但仍有一些變量以符合我們初始預期的方式預測這些行為。例如，經常在正式或非正式餐館食用野味的受訪者更有可能訂購野味（第2列）并使用他們的優惠券（第4列）。同樣地，收入來自工資或商業收入的受訪者更有可能使用他們的優惠券，因為他們可能有更大的財務能力來支付餐費與優惠券價值之間的差額（第4列）。3.2.2處理對選擇野生肉類集約化餐廳的影響我們發現幾乎沒有證據表明治療減少了研究對象選擇以野生動物肉為主的城市餐廳的比例。治療系數幅度較小，在我們預先指定的估計方程（表S1第2列）中與零沒有統計學意義上的差異。這一無顯著結果最可能的原因是，74%的研究對象選擇了他們所在地最近的城市餐廳，這限制了在野生動物肉比例方面城市餐廳選擇的變化范圍。3.2.3探索機制：治療對野生肉類態度的影響大多數參與者強烈或部分認同野味食品美味、可持續、健康、新鮮、酷炫、合法，并且能與它們的起源地產生聯系（圖2(a)-(g)）。約四分之三的參與者還表示對剛果民主23（圖2(h)）。從視覺上看，治療視頻似乎略微降低了參與者對野味可持續性的感知、野味與他們原產地之間的聯系程度，以及對剛果民主共和國環境的自豪感。然而，在我們預先規定的統計分析中，并沒有找到支持態度轉變的證據。干預措施并未顯著改變受試者對野生動物肉類的整體感知（表S2第一行）。我們也探討了治療效果對八個單獨的態度問題的影響（表S2第二行至第九行）。干預措施并未顯著改變任何與野生動物肉類相關的特定維度的感知。(a)味道(e)冷卻強烈同意有點同意CT都不是CT強烈不同意0%15%30%45%強烈同意有點同意CT都不是CT強烈不同意0%15%30%45%(b)可持續性強烈同意有點同意CT都不是CT強烈不同意0%15%30%45%強烈同意有點同意CT都不是CT強烈不同意0%15%30%45%(c)健康強烈同意有點同意CT都不是CT強烈不同意0%15%30%45%強烈同意有點同意CT都不是CT強烈不同意0%15%30%45%(d)新鮮度強烈同意有點同意CT都不是CT強烈不同意0%15%30%45%非常自豪有點驕傲都不是有些羞愧非常羞愧CT0%0%15%30%45%受試者對叢林肉的態度。圖2:條形圖表示對照組（橙色）和治療組（紫色）中選擇特定回應選項的比例。詳細問題表述見附錄C。24253.2.4評估社會期望偏差治療組中的受試者更少訂購野生動物肉類，同時也表現出更高的社會認同度（表S3第三行）。然而，這種關系并不具有統計顯著性（p值為0.193）。3.3供給側實驗結果我們的供給側實驗關注食品價格對消費者選擇的影響。具體而言，我們考察了降低莫安貝雞（一種常見的野生肉替代品）價格如何影響野生肉和非野生肉的銷售。我們首先通過驗證供給方實驗來分析結果。盡管莫姆貝雞肉的價格可能直接或間接影響野生肉類的需求，但其確實應該影響莫姆貝雞肉的需求量。確實，實驗將莫姆貝雞肉的價格顯著降低了約30%（表3中的第1列）；相應地，莫姆貝雞肉的銷量增加了約35%（表3中的第2列）。將對莫姆貝雞肉銷售的影響（表3中的第2列）除以對其價格的影響（表3中的第1列揭示了莫姆貝雞肉銷售對價格的“彈性”的彈性系數為-0.837，表明價格降低1%，會導致莫姆貝雞肉銷售量大約增加0.837%（表3中的第3列）。我們的供給方實驗的主要發現是降低莫安貝雞的價格會減少野生肉的消費。第4列顯示了莫安貝雞價格降低處理對野生肉銷售的影響。系數表明，這種處理大約減少了餐館總野生肉銷售量的26%。換句話說，我們的實驗可能促使一些原本會點野生肉的顧客改點莫安貝雞，盡管這一效果在統計上并不顯著。26:日志價格日志菜肴日志菜肴日志菜肴日志菜肴日志菜肴(1)(2)(3)(4)(5)(0.041)(0.119)(0.201)(0.341)基線野生肉0.0110.0280.0370.0190.008(0.573)(0.000)(0.004)(0.006)(0.005)(0.009)(0.002)(0.017)(0.017)(0.021)(0.021)(0.028)(0.207)(3.297)(0.268)(5.436)觀測單位是一個餐廳一天。價格降低處理對Moambe雞價格的自然對數（Column1）的影響，對Moambe雞菜品銷售量的自然對數（Column2）的影響，以及對野味菜品銷售量的自然對數（Column4）的影響。Moambe雞菜品和野味菜品銷售量相對于Moambe雞價格的彈性（Column3和Column5）。由于因變量為對數形式，銷售特定菜品數量為零的觀察值被省略，導致各列的觀測數量略有差異。基準野味是指供應方實驗開始前一周，餐廳銷售的野味盤數。基準平均價格是在需求方實驗中展示給參與者的所有菜單項的平均價格（以千剛果法郎計）。標準誤差在餐廳一天層面進行聚類。我們還獲得了野肉銷售對莫姆比雞肉價格的彈性（第5列）。這個大約為0.91的正彈性值意味著莫姆比雞肉價格每降低1%，野肉消費量會減少約0.91%。然而，我們的估計并未達到統計顯著性的常規水平（圖S1b）。27通過在剛果民主共和國金沙薩進行兩項隨機對照試驗，我們的研究提供了關于旨在減少城市餐館中野生動物肉類消費的干預措施有效性的首次實驗性證據。一項試驗通過向部分參與者展示專門設計的治療視頻來針對野生動物肉類的需求，而另一項試驗則通過降低替代家養動物蛋白質菜品（莫姆貝雞）的價格來針對供應側。我們的研究結果表明，無論是需求側還是供給側的干預措施，如社會營銷和降低替代肉類價格，都具有積極的效果。4.1金沙薩的野生肉類消費量我們發現，在過去一個月中，研究參與者平均消費野生肉食2.5天，而在治療組和對照組中，有4%的受試者在實驗中訂購了野生肉食。盡管人均消費野生肉食相對不頻繁，但龐大的人口意味著城市對野生肉食的需求可能正在減少剛果民主共和國的野生動物種群（Batumike等人，2021；vanVliet等人，2017）。人均消費野生肉食相對不頻繁可能是由多種因素驅動的，包括：a)野生和家養動物蛋白來源的可獲得性；b)菜單上野生肉食的選擇比其他肉類和魚類少——在四個參與餐館中，基于野生肉食的菜品占所有菜品的7%、9%、21%和23%；c)與其它選項相比，野生肉食的價格較高——在兩個參與餐館中，野生肉食菜品平均比其他選項貴38%和39%。這些因素共同突顯了城市地區野生肉食消費的復雜驅動因素，未來的研究和干預評估可以同時探討這些因28與我們的實驗分開，2021年3月之間的全市范圍的YokaPimbo運動'和2024年3月旨在減少金沙薩的叢林肉需求(環境部盡管統計上不顯著，但我們的分析顯示，與對照組相比，治療組成員有31%較低的可能性訂購野味。這對于涉及視頻信息傳播的需求減少干預措施的潛力是一個有希望的結果。然而，需要進一步評估以確定其有效性。其他減少野味需求的干預措施成效參差不齊。巴西的一項社會營銷干預，包括信息宣傳活動和社區參與，被發現減少了62%的野味消費（Chaves等，2018年），而一項使用廣播娛樂教育的干預則取得了不對坦桑尼亞的干預沒有發現顯著的需求減少(Verissimo等人，2018年)。盡管在剛果民主共和國進行野生動物消費實驗存在挑戰，我們成功招募了544名野生動物消費者作為參與者。為了未來的研究評估，我們建議增加樣本量，這將能夠提供更多統計功效來更好地解釋我們的結果。例如，我們沒有發現治療組和社交認同感之間有統計學意義的交互作用，盡管估計的方向和幅度表明，治療組中不太可能訂購野生動物的參與者在我們的社交認同度指標上的得分更高。這些發現表明，未來的需求減少項目評估應衡量并考慮此類潛在偏差。野味在研究參與者中因其味道、可持續性、健康性、新鮮度、“酷感”以及合法性等方面得到了積極評價，對其能夠滿足特定需求的關注程度略低。29將它們與原產地連接起來。大多數參與者還表達了對剛果自然環境的自豪感。雖然我們的調查衡量的是態度而非價值觀，但結果表明，野生肉食消費者可能持有關于野生肉食多樣化的價值觀，包括工具性（例如，食物來源）和關系性價值觀（例如，文化身份、歸屬感）（Chan等，2018；Pascual等，2017）。以價值觀為中心的方法可能更具道德性和有效性（Pascual等，2023）。治療視頻中所使用的信息，強調剛果森林中野生動物數量下降以及不食用野味烹飪傳統食譜的可取性，對于金沙薩來說可能是合適的。該視頻觸及了野生肉食消費的關系性價值觀（文化、身份），并反映了我們觀察到的參與者對剛果自然環境的高度自豪感。這些因素最直接地與我們關于野生肉食可持續性的詢問、它與個人原產地的聯系程度以及他們對剛果環境的自豪感相關。盡管治療視頻在這些問題上的回應與對照組有所不同，但在預設分析中這些變化并不具有統計學意義。反復接觸將現有規范（例如，對野生動物的自豪感）與減少食用野味的行為聯系起來的信息，可能會有效改變行為（MacFarlane等，2022；Wakefiel在不確定的環境中實現穩定的市場份額增長。我給出的英文文本翻譯為：我們的供給端干預驗證了替代肉類的價格會影響野生肉類消費的理論。實驗結果顯示 ,將Moambe雞菜肴的價格降低2美元（5000剛果法郎）導致野生肉類銷量減少了26%。這表明Moambe雞與野生肉類在理論上存在替代關系。然而，我們的估計沒有達到傳統統計顯著性的常規水平，這可能是因為樣本量較小。很少有類似的干預措施被實驗性地測試其有效性（Ingram等，2021年；Willis等，2022年），這突出了這一領域的重要性和緊迫性。我們研究對文獻的貢獻。其中一項例外是發現為巴西提供雞券可以增加雞肉消費量，但并未減少野味肉的消費（Chaves等人，2018年）。因此，我們的結果謹慎地支持了供給側干預在減少野生動物肉食用方面的作用，特別是在通過提高替代品價格可行性的措施來減少野生動物肉消費方面。政府機構（如環境和農業部）、國際援助組織以及保護NGO可以實施并評估這些供給側干預措施。然而，通過供給側干預減少城市對野生動物肉的需求可能會對依賴野生動物肉為生的農村獵人和交易者的收入產生影響，在實施干預措施時應予以考慮。此外，在增加家畜生產以減少對野生動物肉需求的同時，還可能存在對土地需求增加與保持完整棲息地之間的權衡。野味的價格彈性對其自身價格還是潛在替代品（如家畜、魚類或山羊等）的價格反應復雜，這取決于具體地點的背景（Rentsch&Damon,2013；Walelign等，lkie等，2005）。例如，Walelign等（2019）發現，在坦桑尼亞農村地區，當替代品為牛肉時，野味的需求對自身價格更敏感，但當替代品為魚或山羊時則不那么敏感——盡管后者的敏感性可能取決于是否在分析中控制了社會經濟協變量。社會經濟家庭因素（如家庭收入）和文化因素（如民族群體）已被證明是影響野味需求和價格響應的重要因素（Walelign等，2019）。值得注意的是，之前的研究并未在餐館環境中實驗性地改變替代品的價格來研究其對野味消費或銷售的影響。環境設置可能是重要的,因為它會影響出席的人群類型，從而可能基于飲食習慣規范包括不同的社會子集。例如，野味可能在家中被假設性地消費得更頻繁，但在某些場合或特定情況下也會在家中以外的地方食用。特定群體的人。在金沙薩的研究中，參與調查的餐廳均為正式餐廳，顧客坐在永久性建筑內的桌子旁用餐，并由服務員服務；結果在非正式餐廳中可能會有所不同。食物和飲食往往與身份、儀式、象征和信念系統相連（Mintz&DuBois,2002），而野生肉類在particular特別在不同的文化和背景下扮演著多,2011）。盡管剛果民主共和國的國菜莫安貝雞與野味在某些方面具有相似性，但它可能無法完全替代野味在社會、文化和關系方面的作用。因此，試圖改變可能具有文化重要性的食物消費習慣可能會引發倫理問題。為進一步了解野味可能在社會和文化方面所起的作用及其普遍程度，需要進行更多的研究，以指導制定倫理策略和干預措施，并確保可持續的野味消費水平。正如所有研究一樣，我們的研究也存在一些局限性。首先，我們結果的統計不顯著意味著我們無法確定地確認我們的干預措施是否減少了野生肉類的消費。其次，我們需求側的干預考慮的是單一視頻曝光對近期（兩周內）消費決策的影響。雖然結果顯示單次曝光可以引起行為改變，但尚不清楚這種變化能持續多久。研究表明，多次信息暴露可能會增加干預效果（Montoya等，2017），因此我們建議未來的研究評估信息頻率及其長期有效性。在基于短信的行為改變干預中，消息曝光的頻率應與行為頻率相匹配（Fjeldsoe等，2009）。對于基于電視的干預，我們建議減少野生肉類消費的信息應與典型的野生肉類消費模式同步播出。第三，該視頻最初是為了在剛果點點諾爾開展的一項宣傳活動而開發的，但我們曾在民主共和國金沙薩的餐館里進行了實驗性測試。盡管這些城市在野味消費方面可能存在社會文化差異，但視頻的內容主要集中在野味消費導致剛果森林空蕩蕩這一通用話題上，以及不使用野味烹制傳統剛果菜肴。此外，視頻主要使用了兩種國家的官方語言法語。因此，我們懷疑該視頻在金沙薩具有相關性。我們的結果表明，無論是需求側干預還是供給側干預都可以減少剛果Kinshasa正式餐館中野生動物菜肴的消費。雖然統計上不顯著，但估計值的幅度和方向表明這些干預措施有可能成功地減少消費。同時采用兩種干預方法的方法可能在野生動物消費不可持續的地方最有效。我們建議通過長期監測和評估進一步測試這些干預措施，以最終確定其有效性。我們鼓勵參與此類干預的人：a)公開發布他們的研究成果，無論是否成功，以便他人可以學習；b)全面參與干預設計和實施過程中的任何倫理問題；c)隨機將干預措施應用于某些受試者（或研究單位），但不應用于其他受試者。隨機分配允許估計干預措施的因果效應，這對于理解干預措施的有效性以及為政策和行動提供建議非常有用。參考文獻Batumike,R.,Imani,G.,U′Berge，L.(2018)。具有多個固定效應的最大似然模型的有效估計：R包FENmlm卡里納諾·托雷斯,P.,摩爾塞洛,C.,&帕里,L.(2022).城鄉流動性對巴西亞馬遜地區夏森，A.M.,羅威爾，J.M.,阿斯科菲爾，L.,威蘭德，M.,&權希，J.H.(2019).理解城市野生動物消費的社會文化驅動因素：針對剛果共和國點地牛角的行為干預措施。人查維斯,W.A.,加韋,D.R.,摩爾納,M.C.,威利,D.S.,西夫,K.E.,&沙多斯基,B.(2018).變革野生肉食用習慣：巴西中央亞馬遜地區的一項實驗。保護信,11(2),1–10. 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