農業眾籌項目融資績效影響因素的實證分析

黃漫宇，李若男

（中南財經政法大學 工商管理學院，武漢430073）

0 引言

農業眾籌起源于美國，主要是采用互聯網和社交網絡，改革創新原有的農業集資和生產流程，Fquare和Agfunder堪稱美國農業眾籌網站中的典范。在我國，由于互聯網金融的推動和共享經濟的發展，農業眾籌于2014年開始起步，我國第一家農業眾籌平臺“嘗鮮眾籌”于2014年3月上線。2014年4月，定位于F2F（Family to Farm，家庭到農場）的“大家種”上線，2014年7月30日眾籌網正式宣布進軍農業眾籌領域，此后諸如京東眾籌、淘寶眾籌等綜合眾籌平臺也紛紛上線了農業眾籌項目。

農業眾籌包括土地私人定制和認領定制化農產品兩種模式，無論哪種模式，眾籌項目方通過預售的形式，既解決了融資的問題，也提前掌握了市場需求。這種消費驅動的流通模式將有助于解決流通過程中信息不對稱導致的價格波動頻繁、農產品生產時間相對較長導致的“蛛網困境”等問題；而以互聯網為平臺，供需雙方直接見面、買方通過APP實時了解農產品的生產狀況甚至到實地體驗，則有利于縮短流通渠道、降低流通成本、提供食品安全保障、促進農產品品牌化建設。

盡管農業眾籌發展迅速，但是關于農業眾籌的研究目前還僅限于界定農業眾籌的概念、類型與特點等方面，理論和實證方面的研究較少。鑒于農業眾籌正在成為傳統農產品流通體系在轉型與升級過程中表現得最為積極、最引人矚目的一種運營模式，針對現有文獻的不足，本文擬基于顧客讓渡價值理論選取影響農業眾籌融資績效的主要因素，運用斷尾回歸對農業眾籌項目融資績效的影響因素進行實證分析，并在此基礎上總結提升農業眾籌項目融資績效的對策。

1 研究假設

顧客讓渡價值即為顧客總價值（TCV，Total Customer Value）與顧客總成本（TCC，Total Customer Cost）之間的差額。顧客總價值是指顧客從自身消費的產品與服務中所期望的價值，主要包括產品價值、服務價值、人員價值、形象價值等。顧客總成本包括貨幣成本、時間成本、精力成本和體力成本。

農業眾籌多數為獎勵眾籌，與股權眾籌不同的是，參與方比較看重產品回報，因此參與方更多的類似消費者而不是投資者，參與方所感知的實際價值決定了他們是否會參與到眾籌項目中，也決定了他們所愿意投入的資金。眾籌項目的個性化與多元化的特征以及參與方對眾籌項目的價值感知與顧客讓渡價值理論的核心思想較為匹配，因此可以基于該理論研究農業眾籌項目融資績效的影響因素。

基于顧客讓渡價值理論，本文提出以下假設：

假設H1：農業眾籌項目的產品價值與其融資績效呈正相關關系。

假設H2：農業眾籌項目的人員價值與其融資績效呈正相關關系。

假設H3：農業眾籌項目的服務價值與其融資績效呈正相關關系。

假設H4：農業眾籌項目的形象價值與其融資績效呈正相關關系。

假設H5：農業眾籌項目的貨幣成本與其融資績效呈負相關關系。

之所以沒有考慮總顧客成本中的時間成本、精力成本等因素，是因為農業眾籌項目的參與方通過網絡搜索信息能夠減少時間和精力成本，在作出參與決策時可能更加看重貨幣成本。

2 研究設計

根據以上研究假設，本文選取農業眾籌項目的產品價值、人員價值、服務價值、形象價值及貨幣成本作為解釋變量，農業眾籌項目的融資績效作為被解釋變量。同時采用八抓魚數據采集器結合手工采集收集“眾籌網”的相關數據，運用熵權法和斷尾回歸進行實證分析，對研究假設進行驗證。

2.1 變量選取及賦值

本文以執行完畢的農業眾籌項目為研究對象。根據變量的含義以及數據的可獲得性選取了以下指標對于融資績效這一被解釋變量，產品價值、人員價值、服務價值、形象價值及貨幣成本這五個解釋變量進行測度，各度量指標的變量選取及賦值說明如表1所示。

表1 度量指標選取及其賦值說明

2.2 樣本選擇與數據來源

本文選取我國最具影響力的眾籌平臺之一“眾籌網”上的“農業眾籌”板塊為研究樣本。之所以選擇該眾籌平臺是因為于2013年2月正式上線的“眾籌網”，其農業板塊所提供的數據較為全面，農業項目分類完善，保證了研究結果具有一定的代表性。本文運用八抓魚數據采集器采集了2014年1月至2016年12月期間在網站平臺上發起的787個融資成功的農業眾籌項目數據。“眾籌網”的籌資采取的是AON（All-or Noting）模式，也即到項目截止日最終籌資總額必須大于或者等于初始設置的目標籌資額，方能將項目認定為融資成功，項目發起人才可以拿到所籌集的資金，否則籌資宣告失敗，發起人空手而歸。為了使研究更為精準，去掉了研究變量中的異常值3個，最終有效樣本數為784個。眾籌網按照農產品的類別將農業眾籌項目分為了“茶酒飲品”“果蔬種植”“生態養殖”“休閑零食”四類，在實證分析時也按照此標準進行了分類樣本的分析。樣本的描述統計信息如表2所示。

表2 樣本描述

3 實證分析

3.1 數據分析方法

3.1.1 運用熵權法確定指標權重并計算各個變量值

根據所收集到的數據的特征，本文首先對數據進行標準化處理，然后運用熵權法對各指標權重進行客觀賦權。熵權法是利用各指標的熵值所提供的信息量的大小來決定指標權重的方法，具體計算步驟如下：

第一步：進行數據標準化處理。

正向指標：

反向指標：

其中，i表示農業眾籌項目對象，j表示度量指標，Xij表示第i個對象在指標j下的指標值。min{Xj}和max{Xj}分別為所有項目中第j項評價指標的最小值和最大值。在實際操作中為了使計算有意義，分析中將變量的取值范圍定義在[0.1-1]之間，由此得到一個標準化目標矩陣R（其中m為農業眾籌項目個數，n為變量個數），如式（3）所示：

第二步：計算第i個項目第j項指標值的比重。

第三步：計算指標信息熵。

其中，k=1/lnm，其中m為農業眾籌項目個數。

第四步：計算信息熵冗余度。

第五步：計算指標權重。

第六步：計算單指標評價得分。

運用熵權法，X1—X5指標的二級指標變量都分別綜合為一個一級指標變量，指標權重Wi的計算結果如表3所示。

表3 指標權重Wi的計算結果

3.1.2 運用斷尾回歸建立模型

由于本文的研究對象為執行完畢的農業眾籌項目，而在該平臺上只能搜集到籌資成功（也即籌款比例》100%）項目的數據，因此Y存在“左邊斷尾”（left truncation）。一個隨機變量y斷尾后，其概率密度函數也隨之發生變化，此時普通最小二乘法OLS是有偏的，因此使用最大似然估計MLE。

本文所使用的斷尾回歸模型（Truncreg模型）為：

其中，Y是籌資績效變量，X1—X5分別是產品價值變量、人員價值變量、服務價值變量、形象價值變量、貨幣成本變量，β0—β5是待估系數，ε是隨機誤差。

斷尾前yi的概率密度函數為：

樣本被觀測到的概率為：

其中，εiσ服從標準正態分布。因此，斷尾后的條件密度為：

由此，可以計算出整個樣本的似然函數，然后使用MLE。

3.2 結果分析

3.2.1 斷尾回歸模型的計算結果

為了將農產品類別的影響考慮在內，在進行斷尾回歸分析時，本文對全樣本（784個）以及茶酒飲品（258個）、果蔬種植（280個）、生態養殖（140個）和休閑零食（106個）四類項目均進行了斷尾回歸的計算，計算結果見表4。

3.2.2 全樣本斷尾回歸結果及分析

由表4全樣本的分析結果可知，全樣本斷尾回歸結果顯示產品價值（X1）、形象價值（X4）與農業眾籌項目融資績效正相關，假設H1與假設H4通過了檢驗。其中形象價值（X4）的相關系數為4.74，影響程度大于產品價值（相關系數為0.418）。這說明參與方在決定是否參與項目時，重點考慮的是形象價值，其次重視產品價值，這反映參與方在決策過程中更加看重參與過程中的社交體驗和情感體驗，在決策與參與過程中對于社會價值和情感價值的追求超過了對于產品功能價值的追求。假設H1通過檢驗反映參與方在決策時也比較看重產品品質，眾籌項目對應的農產品原產地也是他們決策的重要依據之一，具有地理標志的農產品更容易獲得青睞。

表4 農業眾籌項目融資績效影響因素的斷尾回歸模型計算結果

全樣本計算結果顯示，人員價值（X2）、服務價值（X3）、貨幣成本（X5）與眾籌項目融資績效均無顯著線性關系，假設H2、假設H3、和假設H5沒有通過。假設H2、假設H3沒有通過檢驗可能是因為農業眾籌在我國尚屬新鮮事物，項目發起人多數沒有太多項目經驗，而且與農業生產規模化程度仍然不高相對應，項目發起方多為自然人或者小規模組織，因此無論是人員價值還是服務價值都有比較大的改進與提升空間，目前對于參與決策的影響較為有限。假設H5之所以沒有通過檢驗，是因為農業眾籌項目的產品大多數以綠色、環保、健康等作為訴求點，地方特色農產品為主導，定位較高，而參與者多關注產品品質與參與過程中的體驗，因此對于價格并不敏感。

3.2.3 分類樣本斷尾回歸結果及分析

從表4的分類計算結果可知，假設H1僅在“生態養殖”中成立，這說明在各類眾籌項目中，參與方對于“生態養殖”類產品的品質最為看重，非常重視產品的生產環境，對食品安全的關注和對綠色食品的追求是這類項目參與方的主要參與動機。

假設H4在“茶酒飲品”“果蔬種植”“生態養殖”“休閑零食”四類產品中均成立，這反映在農業眾籌的項目投資決策中，由于信息具有不確定性，他人行為和社會媒體等外部因素對于參與方的影響較大，從眾效應在項目選擇過程中比較明顯。如果某個項目已經獲得了較高的關注度、被更多參與方評論和分享，則更容易吸引到下一個參與方。

值得注意的是，在“茶酒飲品”和“生態養殖”中，假設H5不但沒有通過檢驗，而且得到了與該假設相反的結果，也即貨幣成本（X5）越高，籌資績效越好，相關系數分別為1.453、3.587。這是因為，根據表1的描述統計分析結果可知，茶酒飲品”和“生態養殖”的入門投資額高于全樣本的平均入門投資額（平均值為79元，而“茶酒飲品”類為86元，生態養殖”類為152.49元）。由于“生態養殖”“茶酒飲品”類項目定位相對高端，參與者對于價格不敏感，更看重產品的質量和體驗，在信息不對稱的情況下，反而認為高價體現高品質。這也充分說明對于大部分農業眾籌項目的參與者而言，更為重要的參與動機是獲得高品質的農產品，而并非節約購買成本。

4 結論

本文以顧客讓渡價值理論為基礎對農業眾籌項目融資績效的主要影響因素提出了研究假設，并選取眾籌網上2014年1月至2016年12月期間784個融資成功的農業眾籌項目為樣本進行實證分析。研究結果表明，在產品價值、人員價值、服務價值、形象價值及貨幣成本這5個可能影響農業眾籌項目融資績效的因素中，產品價值和形象價值對農業眾籌項目融資績效有顯著影響，均為正相關，其中形象價值的影響程度高于產品價值。該計算結果顯示對于農業眾籌這一新鮮事物，參與方多看重項目的產品價值與形象價值，重視參與過程中的社交體驗和情感體驗，同時也注重農產品的品質與生產環境，價格因素在購買決策過程中所起到的作用非常有限。

根據眾籌網對農業眾籌項目的分類，本文對“茶酒飲品”“果蔬種植”“生態養殖”和“休閑零食”這四類農業眾籌項目也進行了斷尾回歸分析。計算結果顯示產品價值僅對“生態養殖”類項目有顯著的正向影響，這說明在各類眾籌項目中，參與方對于“生態養殖”類產品的生產環境與品質最為看重。形象價值對于四類項目均有顯著的正向影響，這說明其他投資人的行為對于參與方的影響較大，農業眾籌項目的決策過程具有較強的從眾效應。貨幣成本對“生態養殖”“茶酒飲品”類項目的影響顯著為正，這說明對于“生態養殖”“茶酒飲品”類定位較為高端的項目而言，參與方并不看重價格，追求品質和食品安全是這類參與方的主要動機。