農(nóng)戶參與農(nóng)產(chǎn)品電商的意愿及影響因素
——基于TPB和SEM的實證分析

周 靜， 馬麗霞， 唐立強

(1.沈陽農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，遼寧沈陽 110866； 2.渤海大學(xué)管理學(xué)院，遼寧錦州 121013)

優(yōu)化農(nóng)產(chǎn)品銷售渠道是專家學(xué)者持續(xù)關(guān)注的問題，其中互聯(lián)網(wǎng)渠道為研究熱點。順豐優(yōu)選、天貓超市等平臺已將農(nóng)產(chǎn)品“上線”的構(gòu)想落實，這些電商平臺通過線上展示農(nóng)產(chǎn)品實時價格，內(nèi)部協(xié)調(diào)產(chǎn)品供應(yīng)，帶動了農(nóng)產(chǎn)品跨區(qū)域流動，使其走出“賣難買貴”困境[1]。據(jù)統(tǒng)計，2015年全年，阿里平臺農(nóng)產(chǎn)品銷售額達到近700億元，其中零售銷售額占95%以上，阿里平臺上農(nóng)產(chǎn)品賣方超過90萬家(資料來源于阿里研究中心的《2016年農(nóng)產(chǎn)品電子商務(wù)白皮書》)，可見農(nóng)產(chǎn)品電商已經(jīng)成為農(nóng)村電商的重要組成部分[2]。

對傳統(tǒng)農(nóng)產(chǎn)品銷售渠道的研究證實，渠道選擇主要受到家庭規(guī)模、種植年限、是否有非農(nóng)就業(yè)、種植面積、集貿(mào)市場到住址的距離、當(dāng)?shù)鼗A(chǔ)設(shè)施建設(shè)等方面的影響[3-4]。當(dāng)?shù)厥袌鰲l件對農(nóng)戶銷售渠道選擇會有一定影響，比如村、鎮(zhèn)距離集貿(mào)市場的遠(yuǎn)近對選擇小商販?zhǔn)召忂€是批發(fā)商收購有明顯替代關(guān)系，距離越近，越傾向于選擇小商販?zhǔn)召彙４送猓煌ǖ暮脡臅苯佑绊戜N售渠道的選擇，改善交通條件會促進大批發(fā)商收購。另外，農(nóng)戶家庭特征尤其是非農(nóng)就業(yè)對銷售渠道選擇有顯著影響[5]。

電商渠道有別于傳統(tǒng)銷售渠道，對外部條件的依賴程度更高。例如，合作社嵌入會對農(nóng)戶單獨選擇電商形成一定的替代效應(yīng)，農(nóng)戶加入合作社時，往往與合作社簽訂了銷售訂單，在能保證銷量的前提下，選擇電商銷售渠道的意愿較小[6]。此外，公共政策更是農(nóng)村電子商務(wù)的重要導(dǎo)向，對農(nóng)戶行為起著引領(lǐng)作用。2011年至2015年間，中央政府直接發(fā)布的關(guān)于推動農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的政策文件達到50多個，其中提出宏觀政策的居多[7-8]。

從現(xiàn)有文獻來看，研究內(nèi)容以農(nóng)產(chǎn)品傳統(tǒng)銷售渠道居多，而對電商渠道的研究有所欠缺。那么，在各大電商平臺建設(shè)較為成熟的背景下，農(nóng)產(chǎn)品的直接生產(chǎn)者——農(nóng)戶是否愿意選擇電商渠道？農(nóng)戶選擇電商渠道的意愿又會受到哪些因素影響？針對這些問題，本研究通過探究農(nóng)戶電商態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制對其電商意愿的影響，以期為進一步發(fā)展農(nóng)村電商提出更有針對性的建議。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 理論分析

Ajzen計劃行為理論(theory of planned behavior，簡稱TPB)指出，行為意愿是個人對某種行為發(fā)生概率的主觀判定，是預(yù)測行為的最好方法，而意愿的形成受到主體行為態(tài)度、主觀規(guī)范和行為控制認(rèn)知的影響。如果行為主體對特定行為態(tài)度和主觀規(guī)范越積極，且知覺行為控制越強，則其執(zhí)行行為的意愿越強[9]。

基于計劃行為理論和相關(guān)研究經(jīng)驗，本研究從以下3個方面研究農(nóng)戶農(nóng)產(chǎn)品電商參與意愿及影響因素：

(1)行為態(tài)度。行為態(tài)度指個人對行為結(jié)果所持有的感覺。當(dāng)主體認(rèn)為采取某種行為會有好的結(jié)果，表示對該行為持積極態(tài)度，選擇行為的意愿更強烈。例如，若農(nóng)戶認(rèn)為，選擇電商渠道銷售農(nóng)產(chǎn)品能增加家庭收入，那么他將對農(nóng)產(chǎn)品電商持積極態(tài)度，更愿意選擇電商渠道。(2)主觀規(guī)范。主觀規(guī)范指其他人對主體行為所產(chǎn)生的影響。其他人對該行為越支持，主體受到的主觀規(guī)范越積極，越愿意選擇該行為。農(nóng)戶在選擇電商渠道銷售農(nóng)產(chǎn)品時，受到其家人、朋友等的影響越正向積極，農(nóng)戶越愿意選擇電商渠道。(3)知覺行為控制。知覺行為控制指主體的資源稟賦，當(dāng)個人所擁有的資源越多，行為執(zhí)行過程越容易，則知覺行為控制越強，越愿意選擇某種行為。農(nóng)戶對電商政策和網(wǎng)上交易流程等越了解，知覺行為控制越有力，越愿意選擇電商渠道。

1.2 研究假設(shè)

基于理論分析，本研究提出如下3個研究假設(shè)：H1，農(nóng)戶電商態(tài)度與其電商參與意愿呈正相關(guān)，電商態(tài)度越積極，選擇電商渠道的意愿越強烈；H2，農(nóng)戶主觀規(guī)范與電商渠道選擇意愿呈正相關(guān)，主觀規(guī)范越積極，電商渠道選擇意愿越強烈；H3，農(nóng)戶知覺行為控制與電商渠道選擇意愿呈正相關(guān)，知覺行為控制越強，電商渠道選擇意愿越強烈。

2 模型構(gòu)建和數(shù)據(jù)來源

2.1 模型構(gòu)建

本研究采用結(jié)構(gòu)方程模型(structure equation modeling，簡稱SEM)研究農(nóng)戶參與農(nóng)產(chǎn)品電商的意愿，SEM整合了因素分析和路徑分析2種統(tǒng)計方法，評估了模型的擬合優(yōu)度，被廣泛應(yīng)用于社會科學(xué)研究中。其構(gòu)建過程可以拆分為2步：

第1步，建立反映觀測變量與潛變量間因果關(guān)系的測量模型，可用以下線性方程式表示：

X=ΛXξ+δ；

(1)

Y=ΛYYη+ε。

(2)

式中：X為外源潛變量ξ的觀測變量；Y為內(nèi)在潛變量η的觀測變量；ΛX為外源潛變量ξ與其對應(yīng)觀測變量X的關(guān)聯(lián)系數(shù)矩陣；ΛY為外源潛變量η與其對應(yīng)觀測變量Y的關(guān)聯(lián)系數(shù)矩陣；δ為觀測變量X上的誤差項；ε為觀測變量Y上的誤差項。

第2步，構(gòu)建反映潛變量之間作用關(guān)系的結(jié)構(gòu)變量，線性方程可表示為下式：

η=γξ+βη+ζ。

(3)

式中：γ為外源潛變量對內(nèi)在潛變量的影響結(jié)構(gòu)系數(shù)矩陣；β為內(nèi)在潛變量之間的相互影響結(jié)構(gòu)矩陣系數(shù)；ζ為殘差項。

2.2 數(shù)據(jù)來源

2.2.1 數(shù)據(jù)獲取 本研究數(shù)據(jù)來源于沈陽農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院農(nóng)產(chǎn)品營銷課題組對遼寧省草莓主產(chǎn)區(qū)農(nóng)戶的調(diào)研結(jié)果，調(diào)研時間為2016年12月—2017年3月，調(diào)研區(qū)域包括沈陽新民、大連普蘭店、大連莊河、丹東東港和錦州凌海。調(diào)研人員均為沈陽農(nóng)業(yè)大學(xué)碩士研究生，開展調(diào)研之前就問卷內(nèi)容及調(diào)研方式接受了詳細(xì)的培訓(xùn)，調(diào)研采取一對一問答的方式。累計回收問卷420份，剔除無效問卷18份，最終得到有效問卷數(shù)量為402份，問卷有效率為95.71%。

2.2.2 樣本特征描述 所獲取的402個調(diào)研對象特征如表1 所示。可以看出，在性別方面，男、女人數(shù)分別占60.4%、39.6%；在年齡方面，主要集中在31～60歲之間，尤其是 41～50歲，占比達到38.1%，30歲及以下農(nóng)戶僅占6.2%，這一結(jié)果與目前農(nóng)村勞動力老齡化的現(xiàn)象吻合；在受教育程度方面，初中學(xué)歷占比為49.8%，占比最高，高中或中專約占22.6%，大專及以上學(xué)歷累計占比為3.5%；在是否單一種植草莓方面，超過60%的農(nóng)戶表示只種植草莓；在402個被訪者中，僅有72個人有過外出務(wù)工經(jīng)歷，約占17.9%；參加合作社的約占22%；在家庭年總收入方面，5萬～10萬元的人數(shù)最多，約占總數(shù)的47%。可以看出，所獲取的被調(diào)查者基本特征與中國農(nóng)村實際情況相近，具有一定的代表性，同時符合研究需要。

2.2.3 數(shù)據(jù)信度、效度檢驗 用SPSS 19.0軟件對所獲取的數(shù)據(jù)進行信度和效度檢驗。信度檢驗采用研究中較為常用的Cronbach’α系數(shù)，該系數(shù)越大，表示量表的信度越高。本研究中4個潛變量總體的Cronbach’α系數(shù)為0.934，表明調(diào)查量表和調(diào)研數(shù)據(jù)具有良好的信度。效度檢驗采用因子分析法來進行，首先進行Bartlett球形檢驗，同時通過KMO值判斷量表數(shù)據(jù)是否適合進行因子分析。結(jié)果顯示，量表總體所得的Bartlett球形檢驗近似卡方值為4 744.54(P<0.001)，達到顯著水平，KMO值為0.926，大于0.5，說明適合進行因子分析。通過因子分析計算出所有觀測變量在其對應(yīng)的潛變量上的因子載荷如表2所示，可見所有觀測變量的標(biāo)準(zhǔn)因子載荷均大于0.7，并且絕大多數(shù)都大于0.8，變量具有良好的收斂效度。

3 結(jié)果與分析

3.1 模型擬合優(yōu)度檢驗

運用Amos 22.0軟件對“2.1”節(jié)的模型進行擬合，擬合結(jié)果未出現(xiàn)負(fù)擬合的異常現(xiàn)象，表明參數(shù)尚未違反估計，測量模型的整體擬合優(yōu)度指標(biāo)如表3所示。

表1 被調(diào)查者基本特征描述

表2 數(shù)據(jù)的信度和效度檢驗結(jié)果

表3 模型擬合優(yōu)度檢驗結(jié)果

注：RMR表示殘差均方和平均根；RMSEA表示近似均方根殘差；GFI表示良性適配度指數(shù)；AGFI表示調(diào)整后良性適配指標(biāo)；NFI表示規(guī)準(zhǔn)適配指數(shù)；IFI表示增值適配指數(shù)；TLI表示非規(guī)準(zhǔn)適配指數(shù)；CFI表示比較適配指數(shù)；PGFI表示簡約調(diào)整后的規(guī)準(zhǔn)適配指數(shù)；CN表示臨界樣本數(shù)。

根據(jù)吳明隆的結(jié)構(gòu)方程擬合優(yōu)度評價標(biāo)準(zhǔn)[10]，本研究所選取的殘差均方和平方根(RMR)、良性適配指標(biāo)(GFI)、調(diào)整后良性適配指標(biāo)(AGFI)、規(guī)準(zhǔn)適配指數(shù)(NFI)，卡方自由度比等指標(biāo)均較好地達到適配的標(biāo)準(zhǔn)，說明本研究的路徑分析模型與樣本數(shù)據(jù)擬合程度較高，擬合效果較好。

3.2 數(shù)據(jù)分析

由表4可以看出，在計劃行為理論視角下，農(nóng)戶選擇電商渠道的意愿受到農(nóng)戶自身對電商的態(tài)度、來自外界的主觀規(guī)范，以及農(nóng)戶自身所能把握的知覺行為控制3個方面的影響，基本證實了前文所提出的3個假設(shè)H1、H2、H3。

電商態(tài)度到電商意愿的標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)為0.488，并且達到0.001顯著水平，驗證了H1假設(shè)，即農(nóng)戶電商態(tài)度越積極，選擇電商渠道的意愿越強烈。在表4中，電商態(tài)度對應(yīng)的3個觀測變量影響均顯著。其中，“選擇電商渠道會增加家庭收入”對電商態(tài)度的影響最大，標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)達到0.887，其次為“選擇電商渠道使農(nóng)產(chǎn)品銷售更容易”，而“選擇電商渠道能帶動村里經(jīng)濟發(fā)展”對電商態(tài)度的影響最低。在農(nóng)業(yè)補貼收入相對固定并且有限的前提下，農(nóng)戶在決定是否選擇電商渠道時，會更多地考慮家庭收益。村集體層面的考慮相對較少，但同樣也是農(nóng)戶是否有意愿選擇電商渠道的一個重要參考。

主觀規(guī)范到電商意愿的標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)為0.297，且在0.001水平下顯著，驗證了H2假設(shè)，表明農(nóng)戶選擇電商渠道的意愿在很大程度上受到其他人態(tài)度的影響。主觀規(guī)范3個觀測變量的標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)如下：家人朋友認(rèn)可，0.820；已經(jīng)做電商的農(nóng)戶推薦，0.873；村里的技術(shù)員認(rèn)為好，0.622。這一數(shù)據(jù)表明，已經(jīng)做電商的先行者起到很強的帶頭示范作用，先行者態(tài)度對農(nóng)戶有重要影響。農(nóng)戶在做決策時，可能還存在一定的從眾心理，在是否做電商的問題上會詢問親友的態(tài)度。此外農(nóng)戶還會參考農(nóng)業(yè)技術(shù)員的建議。在調(diào)研中，筆者發(fā)現(xiàn)多數(shù)村(鎮(zhèn))的農(nóng)技員只能在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中為農(nóng)戶提供幫助，專業(yè)技能主要體現(xiàn)在育苗、殺蟲等方面，在銷售方面，尤其是對于現(xiàn)代化銷售渠道，并不能及時為農(nóng)戶排憂解難。

表4 路徑系數(shù)估計結(jié)果

注：“***”表示P<0.001。

知覺行為控制到電商意愿的標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)為0.280，達到0.001顯著水平，驗證了H3假設(shè)，表明農(nóng)戶知覺行為控制顯著影響電商意愿。在知覺行為控制的4個觀測變量中，農(nóng)戶對農(nóng)村電商政策的了解在選擇電商渠道的決策中起到的影響最大，標(biāo)準(zhǔn)路徑系數(shù)達到0.954，表明當(dāng)農(nóng)戶真正了解農(nóng)村電商政策時，會有很強烈的意愿選擇電商銷售渠道。其余變量影響從大到小分別是家里人對收發(fā)快遞流程的掌握程度(0.936)、有充足時間處理網(wǎng)上交易(0.930)、家里人對網(wǎng)上交易的了解程度(0.854)。筆者在實地調(diào)查中了解到，有的農(nóng)戶盡管對農(nóng)村電商政策有所了解，但是家庭從事草莓種植的人數(shù)僅夠維持日常種植采摘活動，對于需要額外增加時間精力成本的網(wǎng)上交易無暇顧及。

4 結(jié)論與啟示

本研究基于計劃行為理論，運用結(jié)構(gòu)方程模型探究了電商態(tài)度、主觀規(guī)范和知覺行為控制對農(nóng)戶參與農(nóng)產(chǎn)品電商意愿的影響，得出如下結(jié)論：(1)在農(nóng)戶電商意愿的形成中，電商態(tài)度起到的影響作用大于主觀規(guī)范和知覺行為控制；(2)農(nóng)戶對電商渠道的態(tài)度更多地站在對自己家庭收益情況的立場考量，會首先考慮選擇電商渠道究竟能否簡化農(nóng)產(chǎn)品銷售過程，以及能否帶來更多收入；(3)農(nóng)戶在決定是否選擇電商渠道時，更多地會參考已經(jīng)做電商的先行者、親人朋友等人的建議，尤其是先行者的態(tài)度會顯著影響農(nóng)戶的決定；(4)農(nóng)戶對農(nóng)村電商政策的了解程度，將會決定其對選擇電商渠道這一行為的控制力。

電子商務(wù)不僅可以拓寬農(nóng)產(chǎn)品的銷售途徑，增加農(nóng)產(chǎn)品的價值，在很大程度上還可以提高農(nóng)戶收入。通過前面的實證分析，本研究建議從以下3個方面提高農(nóng)戶對農(nóng)產(chǎn)品電商的參與意愿。(1)加強理念宣傳，引導(dǎo)農(nóng)戶形成積極的電商態(tài)度。借助告示欄、報紙、廣播、電視、互聯(lián)網(wǎng)等多種媒介，提高農(nóng)戶對農(nóng)產(chǎn)品電商的認(rèn)知。(2)營造良好的電商輿論監(jiān)督環(huán)境，強化農(nóng)戶主觀規(guī)范。創(chuàng)建交流平臺，將電商先行者、農(nóng)業(yè)技術(shù)人員與普通農(nóng)戶聯(lián)系起來，通過政策鼓勵和技術(shù)指導(dǎo)雙重輔助，發(fā)揮先行者與農(nóng)技人員的示范作用。(3)推進電商技術(shù)培訓(xùn)，增強農(nóng)戶的知覺行為控制。與當(dāng)?shù)乜蒲性核献鳎瑢⒙殬I(yè)學(xué)習(xí)與技術(shù)培訓(xùn)結(jié)合，讓農(nóng)戶接受專業(yè)的電商培訓(xùn)，掌握利用互聯(lián)網(wǎng)拓寬銷售渠道的新技能，并將此應(yīng)用到農(nóng)產(chǎn)品的銷售中，更好地提高農(nóng)戶收入。

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