農戶參與農產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.沈陽農業大學經濟管理學院，遼寧沈陽 110866； 2.渤海大學管理學院，遼寧錦州 121013)

優化農產品銷售渠道是專家學者持續關注的問題，其中互聯網渠道為研究熱點。順豐優選、天貓超市等平臺已將農產品“上線”的構想落實，這些電商平臺通過線上展示農產品實時價格，內部協調產品供應，帶動了農產品跨區域流動，使其走出“賣難買貴”困境[1]。據統計，2015年全年，阿里平臺農產品銷售額達到近700億元，其中零售銷售額占95%以上，阿里平臺上農產品賣方超過90萬家(資料來源于阿里研究中心的《2016年農產品電子商務白皮書》)，可見農產品電商已經成為農村電商的重要組成部分[2]。

對傳統農產品銷售渠道的研究證實，渠道選擇主要受到家庭規模、種植年限、是否有非農就業、種植面積、集貿市場到住址的距離、當地基礎設施建設等方面的影響[3-4]。當地市場條件對農戶銷售渠道選擇會有一定影響，比如村、鎮距離集貿市場的遠近對選擇小商販收購還是批發商收購有明顯替代關系，距離越近，越傾向于選擇小商販收購。此外，交通的好壞會直接影響銷售渠道的選擇，改善交通條件會促進大批發商收購。另外，農戶家庭特征尤其是非農就業對銷售渠道選擇有顯著影響[5]。

電商渠道有別于傳統銷售渠道，對外部條件的依賴程度更高。例如，合作社嵌入會對農戶單獨選擇電商形成一定的替代效應，農戶加入合作社時，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，公共政策更是農村電子商務的重要導向，對農戶行為起著引領作用。2011年至2015年間，中央政府直接發布的關于推動農業現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]。

從現有文獻來看，研究內容以農產品傳統銷售渠道居多，而對電商渠道的研究有所欠缺。那么，在各大電商平臺建設較為成熟的背景下，農產品的直接生產者——農戶是否愿意選擇電商渠道？農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，本研究通過探究農戶電商態度、主觀規范和知覺行為控制對其電商意愿的影響，以期為進一步發展農村電商提出更有針對性的建議。

1 理論分析與研究假設

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生概率的主觀判定，是預測行為的最好方法，而意愿的形成受到主體行為態度、主觀規范和行為控制認知的影響。如果行為主體對特定行為態度和主觀規范越積極，且知覺行為控制越強，則其執行行為的意愿越強[9]。

基于計劃行為理論和相關研究經驗，本研究從以下3個方面研究農戶農產品電商參與意愿及影響因素：

(1)行為態度。行為態度指個人對行為結果所持有的感覺。當主體認為采取某種行為會有好的結果，表示對該行為持積極態度，選擇行為的意愿更強烈。例如，若農戶認為，選擇電商渠道銷售農產品能增加家庭收入，那么他將對農產品電商持積極態度，更愿意選擇電商渠道。(2)主觀規范。主觀規范指其他人對主體行為所產生的影響。其他人對該行為越支持，主體受到的主觀規范越積極，越愿意選擇該行為。農戶在選擇電商渠道銷售農產品時，受到其家人、朋友等的影響越正向積極，農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，當個人所擁有的資源越多，行為執行過程越容易，則知覺行為控制越強，越愿意選擇某種行為。農戶對電商政策和網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

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

2 模型構建和數據來源

2.1 模型構建

本研究采用結構方程模型(structure equation modeling，簡稱SEM)研究農戶參與農產品電商的意愿，SEM整合了因素分析和路徑分析2種統計方法，評估了模型的擬合優度，被廣泛應用于社會科學研究中。其構建過程可以拆分為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為內在潛變量η的觀測變量；ΛX為外源潛變量ξ與其對應觀測變量X的關聯系數矩陣；ΛY為外源潛變量η與其對應觀測變量Y的關聯系數矩陣；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，構建反映潛變量之間作用關系的結構變量，線性方程可表示為下式：

η=γξ+βη+ζ。

(3)

式中：γ為外源潛變量對內在潛變量的影響結構系數矩陣；β為內在潛變量之間的相互影響結構矩陣系數；ζ為殘差項。

2.2 數據來源

2.2.1 數據獲取 本研究數據來源于沈陽農業大學經濟管理學院農產品營銷課題組對遼寧省草莓主產區農戶的調研結果，調研時間為2016年12月—2017年3月，調研區域包括沈陽新民、大連普蘭店、大連莊河、丹東東港和錦州凌海。調研人員均為沈陽農業大學碩士研究生，開展調研之前就問卷內容及調研方式接受了詳細的培訓，調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個調研對象特征如表1 所示。可以看出，在性別方面，男、女人數分別占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歲及以下農戶僅占6.2%，這一結果與目前農村勞動力老齡化的現象吻合；在受教育程度方面，初中學歷占比為49.8%，占比最高，高中或中專約占22.6%，大專及以上學歷累計占比為3.5%；在是否單一種植草莓方面，超過60%的農戶表示只種植草莓；在402個被訪者中，僅有72個人有過外出務工經歷，約占17.9%；參加合作社的約占22%；在家庭年總收入方面，5萬～10萬元的人數最多，約占總數的47%。可以看出，所獲取的被調查者基本特征與中國農村實際情況相近，具有一定的代表性，同時符合研究需要。

2.2.3 數據信度、效度檢驗 用SPSS 19.0軟件對所獲取的數據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，該系數越大，表示量表的信度越高。本研究中4個潛變量總體的Cronbach’α系數為0.934，表明調查量表和調研數據具有良好的信度。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值判斷量表數據是否適合進行因子分析。結果顯示，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準因子載荷均大于0.7，并且絕大多數都大于0.8，變量具有良好的收斂效度。

3 結果與分析

3.1 模型擬合優度檢驗

運用Amos 22.0軟件對“2.1”節的模型進行擬合，擬合結果未出現負擬合的異常現象，表明參數尚未違反估計，測量模型的整體擬合優度指標如表3所示。

表1 被調查者基本特征描述

表2 數據的信度和效度檢驗結果

表3 模型擬合優度檢驗結果

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；AGFI表示調整后良性適配指標；NFI表示規準適配指數；IFI表示增值適配指數；TLI表示非規準適配指數；CFI表示比較適配指數；PGFI表示簡約調整后的規準適配指數；CN表示臨界樣本數。

根據吳明隆的結構方程擬合優度評價標準[10]，本研究所選取的殘差均方和平方根(RMR)、良性適配指標(GFI)、調整后良性適配指標(AGFI)、規準適配指數(NFI)，卡方自由度比等指標均較好地達到適配的標準，說明本研究的路徑分析模型與樣本數據擬合程度較高，擬合效果較好。

3.2 數據分析

由表4可以看出，在計劃行為理論視角下，農戶選擇電商渠道的意愿受到農戶自身對電商的態度、來自外界的主觀規范，以及農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H1、H2、H3。

電商態度到電商意愿的標準路徑系數為0.488，并且達到0.001顯著水平，驗證了H1假設，即農戶電商態度越積極，選擇電商渠道的意愿越強烈。在表4中，電商態度對應的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”對電商態度的影響最大，標準路徑系數達到0.887，其次為“選擇電商渠道使農產品銷售更容易”，而“選擇電商渠道能帶動村里經濟發展”對電商態度的影響最低。在農業補貼收入相對固定并且有限的前提下，農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，但同樣也是農戶是否有意愿選擇電商渠道的一個重要參考。

主觀規范到電商意愿的標準路徑系數為0.297，且在0.001水平下顯著，驗證了H2假設，表明農戶選擇電商渠道的意愿在很大程度上受到其他人態度的影響。主觀規范3個觀測變量的標準路徑系數如下：家人朋友認可，0.820；已經做電商的農戶推薦，0.873；村里的技術員認為好，0.622。這一數據表明，已經做電商的先行者起到很強的帶頭示范作用，先行者態度對農戶有重要影響。農戶在做決策時，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度。此外農戶還會參考農業技術員的建議。在調研中，筆者發現多數村(鎮)的農技員只能在農業生產過程中為農戶提供幫助，專業技能主要體現在育苗、殺蟲等方面，在銷售方面，尤其是對于現代化銷售渠道，并不能及時為農戶排憂解難。

表4 路徑系數估計結果

注：“***”表示P<0.001。

知覺行為控制到電商意愿的標準路徑系數為0.280，達到0.001顯著水平，驗證了H3假設，表明農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，農戶對農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，標準路徑系數達到0.954，表明當農戶真正了解農村電商政策時，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快遞流程的掌握程度(0.936)、有充足時間處理網上交易(0.930)、家里人對網上交易的了解程度(0.854)。筆者在實地調查中了解到，有的農戶盡管對農村電商政策有所了解，但是家庭從事草莓種植的人數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上交易無暇顧及。

4 結論與啟示

本研究基于計劃行為理論，運用結構方程模型探究了電商態度、主觀規范和知覺行為控制對農戶參與農產品電商意愿的影響，得出如下結論：(1)在農戶電商意愿的形成中，電商態度起到的影響作用大于主觀規范和知覺行為控制；(2)農戶對電商渠道的態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產品銷售過程，以及能否帶來更多收入；(3)農戶在決定是否選擇電商渠道時，更多地會參考已經做電商的先行者、親人朋友等人的建議，尤其是先行者的態度會顯著影響農戶的決定；(4)農戶對農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。

電子商務不僅可以拓寬農產品的銷售途徑，增加農產品的價值，在很大程度上還可以提高農戶收入。通過前面的實證分析，本研究建議從以下3個方面提高農戶對農產品電商的參與意愿。(1)加強理念宣傳，引導農戶形成積極的電商態度。借助告示欄、報紙、廣播、電視、互聯網等多種媒介，提高農戶對農產品電商的認知。(2)營造良好的電商輿論監督環境，強化農戶主觀規范。創建交流平臺，將電商先行者、農業技術人員與普通農戶聯系起來，通過政策鼓勵和技術指導雙重輔助，發揮先行者與農技人員的示范作用。(3)推進電商技術培訓，增強農戶的知覺行為控制。與當地科研院所合作，將職業學習與技術培訓結合，讓農戶接受專業的電商培訓，掌握利用互聯網拓寬銷售渠道的新技能，并將此應用到農產品的銷售中，更好地提高農戶收入。

[1]汪旭暉，張其林. 電子商務破解生鮮農產品流通困局的內在機理——基于天貓生鮮與沱沱工社的雙案例比較研究[J]. 中國軟科學，2016(2)：39-55.

[2]洪 濤，張傳林. 2014—2015年我國農產品電子商務發展報告[J]. 中國商貿，2015(5)：44-54.

[3]羅萬純. 農戶農產品銷售渠道選擇及影響因素分析[J]. 調研世界，2013(1)：35-37，52.

[4]耿獻輝，周應恒. 小農戶與現代銷售渠道選擇——來自中國梨園的經驗數據[J]. 中國流通經濟，2012，26(6)：82-87.

[5]烏云花，黃季焜，Rozelle S. 水果銷售渠道主要影響因素的實證研究[J]. 系統工程理論與實踐，2009，29(4)：58-66.

[6]張益豐. 生鮮果品電商銷售、農戶參與意愿及合作社嵌入——來自煙臺大櫻桃產區農戶的調研數據[J]. 南京農業大學學報(社會科學版)，2016(1)：49-58，163.

[7]鈕 欽. 中國農村電子商務政策文本計量研究——基于政策工具和商業生態系統的內容分析[J]. 經濟體制改革，2016(4)：25-31.

[8]劉建鑫，王可山，張春林. 生鮮農產品電子商務發展面臨的主要問題及對策[J]. 中國流通經濟，2016，30(12)：57-64.

[9]Ajzen I. The theory of planned behavior[J]. Organizational Behavior and Human Decision Process，1991，50(2)：179-211.

[10]吳明隆. 結構方程模型：AMOS的操作與應用[M]. 重慶：重慶大學出版社，2009：1-52.