曹冰雪，李 瑾

0 引言

數(shù)字農(nóng)業(yè)農(nóng)村建設(shè)既是鄉(xiāng)村振興的戰(zhàn)略方向，也是數(shù)字中國的重要內(nèi)容。我國數(shù)字農(nóng)業(yè)農(nóng)村建設(shè)取得明顯成效，近80%縣政府設(shè)立農(nóng)業(yè)農(nóng)村信息化專門機構(gòu)，東中西部縣域城鄉(xiāng)互聯(lián)網(wǎng)普及率分別為67.1%、62.9%、63.6%，已建成的益農(nóng)信息社覆蓋近一半行政村。但由于我國農(nóng)業(yè)農(nóng)村信息化基礎(chǔ)較差、起步較晚，目前數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)仍處于起步階段，總體發(fā)展水平僅為33%①。為加速我國數(shù)字農(nóng)業(yè)農(nóng)村建設(shè)步伐，《數(shù)字鄉(xiāng)村發(fā)展戰(zhàn)略綱要》《數(shù)字農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展規(guī)劃(2019-2025年)》與2020年中央一號文件等國家重大政策規(guī)劃相繼出臺，均將發(fā)展農(nóng)村信息服務(wù)作為我國數(shù)字農(nóng)業(yè)農(nóng)村建設(shè)的重要推手進行部署。

當前農(nóng)村信息服務(wù)以政府公益型服務(wù)為主，涌現(xiàn)了益農(nóng)信息社等普適性、普惠性的基礎(chǔ)服務(wù)模式，而由農(nóng)業(yè)信息服務(wù)企業(yè)、互聯(lián)網(wǎng)企業(yè)、農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)等提供的個性化、定制型農(nóng)村付費信息服務(wù)(以下簡稱“付費信息服務(wù)”)則還處于起步階段。究其原因，從供給角度來看，在于已有付費信息服務(wù)的內(nèi)容更新不及時、數(shù)據(jù)深層挖掘不足，宣傳推廣效果欠佳等；而更為關(guān)鍵的是，需求角度上農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者普遍對付費信息服務(wù)認知不足，支付和采納意愿較差。因此，迫切需要深入剖析農(nóng)戶的付費信息服務(wù)采納行為。

本文的創(chuàng)新之處在于，立足農(nóng)戶付費信息服務(wù)采納行為視角，基于31個省(市)農(nóng)戶付費信息服務(wù)的調(diào)研數(shù)據(jù)，綜合應(yīng)用Oprobit、Mprobit、Probit 微觀計量模型，圍繞“采納前：支付意愿——采納中：支付意愿與采納行為偏差——采納后：采納行為效應(yīng)”，系統(tǒng)研究農(nóng)戶的付費信息服務(wù)采納行為，從而有助于完善農(nóng)戶信息服務(wù)相關(guān)理論，為提升我國農(nóng)村付費信息服務(wù)有效供給、促進數(shù)字農(nóng)業(yè)農(nóng)村建設(shè)提供政策參考。

1 理論分析

(1)采納前：支付意愿。支付意愿(Willingness to Pay)在農(nóng)村環(huán)境治理與補償、農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)服務(wù)等領(lǐng)域均有非常深入的研究，其中關(guān)于支付意愿影響因素的探討是“重中之重”[1]。雖然已有研究鮮少聚焦付費信息服務(wù)，但對農(nóng)戶信息服務(wù)支付意愿的研究顯示，農(nóng)戶信息服務(wù)支付意愿主要受戶主個人特征、戶主認知、農(nóng)戶家庭特征、農(nóng)戶外部環(huán)境特征的影響。在戶主個人特征方面，主要包括年齡、性別、受教育程度等因素[2-3]；在戶主認知方面，主要包括信息服務(wù)的感知有用、感知易用、感知質(zhì)量等因素[4]；在農(nóng)戶家庭特征方面，主要有家庭人均收入、經(jīng)營方式、信息基礎(chǔ)設(shè)施等因素[5-7]；在農(nóng)戶外部環(huán)境特征方面，所在社區(qū)的信息化環(huán)境是關(guān)鍵因素[8-9]?？赡苡捎跇颖緮?shù)量與時間的差異等原因，其中部分變量的影響程度與方向并未達成共識，但上述變量的選取范圍成為本文研究付費信息服務(wù)支付意愿影響因素的重要基礎(chǔ)。參照上述研究，本文提出以下假設(shè)：

H1：戶主個人特征、戶主付費信息服務(wù)認知、農(nóng)戶家庭特征、農(nóng)戶外部環(huán)境特征變量對農(nóng)戶付費信息服務(wù)支付意愿有影響。

(2)采納中：支付意愿與采納行為偏差。支付意愿能否轉(zhuǎn)化為實際的采納行為，其關(guān)鍵驅(qū)動因素是什么？這一問題受到學(xué)術(shù)界廣泛關(guān)注。對于二者的關(guān)系，部分研究認為個人的支付意愿與采納行為具有正相關(guān)關(guān)系，個人支付意愿能夠有效促進實際采納行為的發(fā)生[10-11]，但也有研究顯示，個人支付意愿與采納行為可能存在“知行不一”[12-14]。對于引致個人支付意愿與采納行為偏差的因素，農(nóng)村生態(tài)、農(nóng)產(chǎn)品消費等領(lǐng)域的研究顯示，主要包含個人特征、個人產(chǎn)品認知、家庭特征及家庭外部條件等變量[15-17]，但對農(nóng)戶付費信息服務(wù)支付意愿與采納行為偏差的影響因素至今尚未厘清。已有單獨分析農(nóng)戶信息服務(wù)采納行為的研究顯示，與農(nóng)戶支付意愿基本類似，其采納行為主要受戶主信息服務(wù)感知有用認知[18-19]，戶主年齡、受教育程度等個人特征[18，20]，收入等農(nóng)戶家庭特征[21]，以及所在社區(qū)信息服務(wù)可及性等農(nóng)戶外部環(huán)境特征[22]影響。本文研究付費信息服務(wù)支付意愿與采納行為偏差的影響因素，同樣聚焦上述四大類變量，因此提出以下假設(shè)：

H2：戶主個人特征、戶主付費信息服務(wù)認知、農(nóng)戶家庭特征、農(nóng)戶外部環(huán)境特征變量對農(nóng)戶付費信息服務(wù)支付意愿與采納行為偏差有影響。

(3)采納后：采納行為效應(yīng)。對于實際采納付費信息服務(wù)的農(nóng)戶，采納行為究竟對其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營產(chǎn)生什么影響值得深入研究。目前學(xué)術(shù)界關(guān)于農(nóng)戶付費信息服務(wù)采納行為影響效應(yīng)的實證研究較少。Ogutu等[23]的研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶信息服務(wù)采納對其土地產(chǎn)出率和勞動生產(chǎn)率有顯著正向影響。Courtois等[24]、許竹青等[25]的研究表明，農(nóng)戶信息服務(wù)采納能夠使農(nóng)產(chǎn)品銷售價格提升10%左右。汪漢清等[26]基于我國1980年以來涉農(nóng)信息服務(wù)政策的編碼定性分析，指出現(xiàn)代農(nóng)村信息服務(wù)在農(nóng)產(chǎn)品電商參與、品牌打造、質(zhì)量提升等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營新領(lǐng)域中具有重要作用。其影響效應(yīng)主要包含：(1)信息鴻溝消除效應(yīng)。已有的各類農(nóng)村信息服務(wù)系統(tǒng)和平臺向農(nóng)戶提供了氣象、市場、技術(shù)等海量涉農(nóng)信息，能夠有效幫助農(nóng)戶在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營中降低信息不對稱、減少搜尋成本[27-28]；(2)新業(yè)態(tài)培育效應(yīng)。農(nóng)村信息云服務(wù)、農(nóng)產(chǎn)品電商平臺服務(wù)、農(nóng)村大數(shù)據(jù)信息服務(wù)等新型商業(yè)服務(wù)模式，能夠向農(nóng)戶提供動植物生長監(jiān)控、農(nóng)產(chǎn)品綠色履歷、電商培訓(xùn)等個性化、定制型服務(wù)，能有效降低農(nóng)戶從事綠色生產(chǎn)、農(nóng)產(chǎn)品電子商務(wù)、品牌農(nóng)業(yè)等新業(yè)態(tài)的知識、技術(shù)、資源門檻[29-30]。據(jù)此，提出以下假設(shè)：

H3：農(nóng)戶付費信息服務(wù)采納行為對其農(nóng)產(chǎn)品電商參與、品牌打造、質(zhì)量提升有影響。

圖1 農(nóng)戶付費信息服務(wù)采納行為影響因素及其效應(yīng)模型

2 研究方法與數(shù)據(jù)概況

2.1 研究方法

本文采用Oprobit、Mprobit與Probit模型分析農(nóng)戶付費信息服務(wù)采納前、采納中、采納后意愿與行為的影響因素及效應(yīng)。三類模型均是以因變量為分類變量的非線性回歸模型。其中，Probit模型面向因變量為“0，1”變量的二分類問題，在此基礎(chǔ)上發(fā)展出來的Oprobit、Mprobit模型，分別針對因變量為“有序多項選擇”變量與“無序多項選擇”變量的問題。考慮到本研究課題在采納前、采納中、采納后的因變量屬于上述分類變量，故采用這三類模型，從而使回歸結(jié)果更可信。

2.1.1 采納前：支付意愿影響因素測度

建立Oprobit模型，分析農(nóng)戶付費信息服務(wù)支付意愿與具體意愿支付金額的影響因素。Oprobit模型的設(shè)定如下式所示：

Y0i、Y1i為因變量，分別表示農(nóng)戶付費信息服務(wù)的支付意愿與意愿支付金額。X1i、X2i、X3i、X4i為自變量，分別表示第i個農(nóng)戶的戶主個人特征變量、戶主付費信息服務(wù)認知變量、農(nóng)戶家庭特征變量、農(nóng)戶外部環(huán)境特征變量。具體來看，戶主個人特征變量X1i包含戶主的性別、年齡、受教育程度；戶主付費信息服務(wù)認知變量包含X2i戶主的信息服務(wù)內(nèi)容質(zhì)量認知、信息服務(wù)有用性認知、信息服務(wù)易用性認知；農(nóng)戶家庭特征變量X3i包含農(nóng)戶年人均純收入、是否加入合作社、手機信號評價；農(nóng)戶外部環(huán)境特征變量X4i包含農(nóng)戶所在村是否建有微信群。uji為隨機干擾因素。

2.1.2 采納中：意愿與行為偏差影響因素測度

建立Mprobit模型，分析農(nóng)戶付費信息服務(wù)支付意愿與采納行為偏差的影響因素。Mprobit模型的設(shè)定如下式所示：

2.1.3 采納后：采納行為影響效應(yīng)測度

建立Probit模型，分析農(nóng)戶付費信息服務(wù)采納行為對農(nóng)產(chǎn)品電商參與、品牌打造、質(zhì)量提升的影響效應(yīng)。Probit模型設(shè)定如下式所示：

Y3i、Y4i、Y5i為因變量，分別表示農(nóng)產(chǎn)品電商參與、品牌打造、質(zhì)量提升的情況。Ci為核心自變量，表示農(nóng)戶付費信息服務(wù)采納行為。X1i、X2i、X3i、X4i為控制變量，具體變量設(shè)定與上文一致。φ16i、φ26i、φ36i為隨機干擾因素。

2.2 數(shù)據(jù)概況

2.2.1 數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)來自2019 年9-11 月北京農(nóng)業(yè)信息技術(shù)研究中心組織開展的“全國農(nóng)戶付費信息服務(wù)采納情況調(diào)查”，內(nèi)容主要涉及農(nóng)戶付費信息服務(wù)采納行為，戶主的個人特征、付費信息服務(wù)認知，農(nóng)戶的家庭特征及外部環(huán)境特征等情況。本次調(diào)研采用實地調(diào)研和網(wǎng)絡(luò)調(diào)研(依托國家農(nóng)業(yè)信息化工程技術(shù)研究中心全國農(nóng)技推廣云平臺的注冊農(nóng)技人員向農(nóng)戶、新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體發(fā)放電子問卷)相結(jié)合的方式，對全國31個省(市)農(nóng)戶發(fā)放調(diào)查問卷，共回收有效問卷1，611份。

2.2.2 變量選擇與描述性統(tǒng)計

(1)因變量測度。在“采納前：支付意愿”部分，因變量“農(nóng)戶付費信息服務(wù)支付意愿”的均值為2.91，“農(nóng)戶付費信息服務(wù)意愿支付金額”的均值為1.98；在“采納中：支付意愿與采納行為偏差”部分，因變量“農(nóng)戶付費信息服務(wù)支付意愿與采納行為偏差”的均值為1.92②；在“采納后：采納行為效應(yīng)”部分，因變量“農(nóng)戶農(nóng)產(chǎn)品電商參與”包含的“農(nóng)產(chǎn)品信息網(wǎng)絡(luò)宣傳”“農(nóng)產(chǎn)品電商/微商平臺銷售”兩個子變量的均值分別為0.23與0.22，“農(nóng)戶農(nóng)產(chǎn)品品牌打造”的均值為1.55，其中有品牌的占比為0.36，“農(nóng)戶農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量提升”的均值為1.96，其中有質(zhì)量認證的占比為0.50(見表1)。

表1 變量及其描述統(tǒng)計

（續(xù)接表1）

(2)自變量測度。核心自變量“農(nóng)戶付費信息服務(wù)采納行為”的均值為0.65。此外，對于戶主個人特征，男性占比為52%，實際年齡平均約為43歲，受教育程度均值為3.48；對于戶主付費信息服務(wù)認知，內(nèi)容質(zhì)量認知的均值為3.47，有用性認知的均值為3.58，易用性認知的均值為3.44；對于農(nóng)戶家庭特征，年人均純收入的均值為3.62，是否加入合作社的均值為0.66，手機信號評價的均值為3.36；對于農(nóng)戶外部環(huán)境特征，所在村是否有微信群的均值為0.66。詳情見表1。

2.2.3 信效度檢驗

本文采用Cronbach’s alpha 對戶主付費信息服務(wù)認知與手機信號評價量表進行信度測量，問卷的總體Cronbach’s alpha系數(shù)值為0.702(≥0.7)，說明問卷總體上具備良好的信度。量表的效度測量通過KMO 檢驗來實現(xiàn)，問卷的總體KMO 值為0.725，各變量的KMO 值均大于0.6，說明問卷總體有效(見表2)。

表2 量表信度與效度分析

3 研究結(jié)果

3.1 采納前：支付意愿影響因素

對于付費信息服務(wù)，34.9%的農(nóng)戶表示“不愿意”或“非常不愿意”支付，76.3%的農(nóng)戶的意愿支付金額為每月10元以下，表明農(nóng)戶支付意愿整體不高。那么，影響農(nóng)戶付費信息服務(wù)支付意愿的關(guān)鍵因素是什么？本文基于Oprobit模型展開進一步剖析。

3.1.1 基本結(jié)果

表3顯示，付費信息服務(wù)支付意愿與意愿支付金額主要受戶主的受教育程度，付費信息服務(wù)內(nèi)容質(zhì)量認知、有用性認知，年人均純收入，以及所在村是否有村民微信群的影響，支持假設(shè)1。其中，受教育程度每增加一個單位，農(nóng)戶支付意愿為“非常愿意”的概率增加0.3%，意愿支付金額為“5元以下”的概率下降3.5%、“100元以上”的概率增加0.2%；信息服務(wù)內(nèi)容質(zhì)量認知每增加1 個單位，農(nóng)戶支付意愿為“非常愿意”的概率增加0.7%，意愿支付金額為“5元以下”的概率下降6.9%、“100元以上”的概率增加0.4%；信息服務(wù)有用性認知每增加1 個單位，農(nóng)戶支付意愿為“非常愿意”的概率增加0.8%，意愿支付金額為“5元以下”的概率下降4.9%、“100元以上”的概率增加0.3%；年人均純收入每增加1個單位，農(nóng)戶支付意愿為“非常愿意”的概率增加0.2%，意愿支付金額為“5元以下”的概率下降2.2%、“100 元以上”的概率增加0.1%；相較于沒有村民微信群的農(nóng)戶，所在村擁有村民微信群的農(nóng)戶支付意愿為“非常愿意”的概率增加1%，意愿支付金額為“5 元以下”的概率下降8.7%、“100 元以上”的概率增加0.5%。

表3 農(nóng)戶付費信息服務(wù)支付意愿與意愿支付金額影響因素模型

3.1.2 結(jié)果討論

(1)戶主個人特征變量。受教育程度顯著正向影響農(nóng)戶付費信息服務(wù)支付意愿與意愿支付金額。隨著戶主受教育程度的上升，其對付費信息服務(wù)這類新型服務(wù)的信息獲取與理解能力更強，更容易了解付費信息服務(wù)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營中的作用，因此支付意愿會上升，而且愿意支付的金額也更多。性別與年齡對支付意愿與意愿支付金額均沒有顯著影響，可能是戶主對付費信息服務(wù)支付態(tài)度并未出現(xiàn)明顯的性別與年齡差異。

(2)戶主付費信息服務(wù)認知變量。信息服務(wù)內(nèi)容質(zhì)量與有用性的認知顯著正向影響農(nóng)戶對付費信息服務(wù)的支付意愿與意愿支付金額。當戶主認為付費信息服務(wù)的信息內(nèi)容準確性更高、信息對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營越有用時，可能更會認同付費信息服務(wù)的優(yōu)勢與價值，其支付意愿會上升，而且愿意支付的金額也更多。然而，信息服務(wù)的易用性認知僅顯著正向影響農(nóng)戶的付費信息服務(wù)支付意愿，對意愿支付金額沒有顯著影響，說明付費信息服務(wù)信息獲取的便利性認知確實有助于農(nóng)戶提升支付意愿，但尚難以讓農(nóng)戶支付更多金額。

(3)農(nóng)戶家庭特征變量。年人均純收入顯著正向影響農(nóng)戶付費信息服務(wù)支付意愿與意愿支付金額。只有當年人均純收入增加，農(nóng)戶才有能力和動機去消費付費信息服務(wù)，其支付意愿會因此上升，而愿意支付的金額也會更多。手機信號評價僅顯著正向影響農(nóng)戶的付費信息服務(wù)支付意愿，對意愿支付金額沒有顯著影響；而是否加入合作社對農(nóng)戶付費信息服務(wù)的支付意愿與意愿支付金額均沒有顯著影響，反映出良好的信息基礎(chǔ)設(shè)施確實有助于農(nóng)戶提升支付意愿，但難以令農(nóng)戶支付更多金額。對于加入合作社的農(nóng)戶，可能因為合作社已提供大量的免費信息服務(wù)，滿足了其基本的信息服務(wù)需求，因此對付費信息服務(wù)沒有明顯支付意愿。

(4)農(nóng)戶外部環(huán)境變量。農(nóng)戶所在村是否有村民微信群顯著正向影響其付費信息服務(wù)支付意愿與意愿支付金額。這說明村民微信群的建立有助于擴散付費信息服務(wù)相關(guān)信息，促進村民間關(guān)于付費信息服務(wù)應(yīng)用效果等的討論，破除農(nóng)戶對付費信息服務(wù)的認知壁壘，因此其付費信息服務(wù)支付意愿會上升，且愿意支付的金額也更多。

3.2 采納中：意愿與行為偏差影響因素

本次調(diào)研數(shù)據(jù)顯示，49.5%的農(nóng)戶的付費信息服務(wù)支付意愿與采納行為呈現(xiàn)“負一致”，9.3%呈現(xiàn)“悖離”，41.2%呈現(xiàn)“正一致”，說明超過一半農(nóng)戶的支付意愿與采納行為尚未實現(xiàn)正向一致。為此，下面基于Mprobit模型厘清影響農(nóng)戶付費信息服務(wù)支付意愿與采納行為偏差的影響因素。

3.2.1 基本結(jié)果

相較于“正一致”，付費信息服務(wù)支付意愿與采納行為偏差“負一致”與“悖離”的發(fā)生比，主要受戶主年齡，受教育程度，信息服務(wù)內(nèi)容質(zhì)量、有用性、易用性的認知，年人均純收入，是否加入合作社，以及所在村是否有村民微信群的影響(見表4)，支持假設(shè)2。年齡每增加1歲，支付意愿與采納行為偏差的“負一致”概率上升0.6%；受教育程度每增加1個單位，“負一致”概率下降4.7%，“正一致”概率上升5.2%；信息服務(wù)內(nèi)容質(zhì)量認知每增加1個單位，“負一致”概率下降10.1%，“正一致”概率上升6.5%；信息服務(wù)有用性認知每增加1 個單位，“負一致”概率下降10.4%，“正一致”概率上升9.6%；信息服務(wù)易用性認知每增加1 個單位，“負一致”概率下降7.6%，“正一致”概率上升8.3%；年人均純收入每增加1 個單位，“負一致”概率下降1.8%，“悖離”概率下降0.7%，“正一致”概率上升2.5%；相較于沒有加入合作社的農(nóng)戶，加入合作社的農(nóng)戶的支付意愿與采納行為偏差“負一致”概率下降11.2%，“正一致”概率上升13.1%；相較于沒有村民微信群的農(nóng)戶，所在村擁有村民微信群的農(nóng)戶“負一致”概率下降12.1%，“正一致”概率上升14.3%。

表4 農(nóng)戶付費信息服務(wù)支付意愿與采納行為偏差影響因素模型

3.2.2 結(jié)果討論

(1)戶主個人特征變量。受教育程度對農(nóng)戶付費信息服務(wù)支付意愿與采納行為偏差的“負一致”發(fā)生概率有顯著負向影響，對“正一致”發(fā)生概率有顯著正向影響。這說明當受教育程度上升，戶主的信息獲取與理解能力更強，更有利于科學(xué)決策，意愿與行為產(chǎn)生偏差的可能性較低，付費信息服務(wù)支付意愿更強，且將意愿轉(zhuǎn)化為實際行為的概率更大。年齡僅對付費信息服務(wù)支付意愿與采納行為偏差的“負一致”發(fā)生概率有顯著正向影響，原因可能是，隨著年齡增加，農(nóng)戶付費信息服務(wù)支付意愿雖然沒有顯著降低，但沒有支付意愿的群體，即實際上沒有采納付費信息服務(wù)的占比會較高，因此“負一致”發(fā)生概率會上升。此外，性別對農(nóng)戶付費信息服務(wù)支付意愿與采納行為偏差完全沒有影響，即支付意愿與采納行為的偏差并未出現(xiàn)明顯的性別差異。

(2)戶主付費信息服務(wù)認知變量。信息服務(wù)內(nèi)容質(zhì)量、有用性、易用性認知對農(nóng)戶付費信息服務(wù)支付意愿與采納行為偏差的“負一致”發(fā)生概率有顯著負向影響，對“正一致”發(fā)生概率有顯著正向影響。這說明戶主對信息服務(wù)內(nèi)容質(zhì)量、有用性、易用性認知越高，對付費信息服務(wù)優(yōu)勢與價值的認同感越強，其支付意愿就越高，且將意愿轉(zhuǎn)化為實際行為的可能性也越大。

(3)農(nóng)戶家庭特征變量。年人均純收入對農(nóng)戶付費信息服務(wù)支付意愿與采納行為偏差“負一致”發(fā)生概率有顯著負向影響，對“悖離”發(fā)生概率有顯著負向影響，對“正一致”發(fā)生概率有顯著正向影響；說明當家庭收入增加時，農(nóng)戶購買力增強，進而有意愿支付付費信息服務(wù)，且將這一意愿轉(zhuǎn)化為實際行為的可能性明顯上升，特別是能抑制意愿與行為的“悖離”。是否加入合作社對農(nóng)戶付費信息服務(wù)支付意愿與采納行為偏差“負一致”發(fā)生概率有顯著負向影響，對“正一致”發(fā)生概率有顯著正向影響。原因可能是，加入合作社雖然令農(nóng)戶的部分信息服務(wù)需求得到滿足，使其對付費信息服務(wù)的支付意愿沒有顯著增加，但加入合作社可能會促進其對付費信息服務(wù)個性化、精準化等優(yōu)勢的了解，因此其將意愿轉(zhuǎn)化為實際行為的概率增大。手機信號評價對農(nóng)戶付費信息服務(wù)支付意愿與采納行為偏差完全沒有影響，前文已驗證良好的信息基礎(chǔ)設(shè)施對付費信息服務(wù)意愿支付金額沒有影響，說明信息基礎(chǔ)設(shè)施很難決定農(nóng)戶的付費信息服務(wù)購買力，進而也就很難對支付意愿與采納行為偏差有影響。

(4)農(nóng)戶外部環(huán)境變量。所在村是否有村民微信群對農(nóng)戶付費信息服務(wù)支付意愿與采納行為偏差“負一致”發(fā)生概率有顯著負向影響，對“正一致”發(fā)生概率有顯著正向影響。這說明村民微信群信息擴散與共享作用的發(fā)揮，有助于農(nóng)戶了解付費信息服務(wù)，從而使其支付意愿以及將意愿轉(zhuǎn)化為行為的可能性顯著上升。

3.3 采納后：采納行為影響效應(yīng)

本次調(diào)研發(fā)現(xiàn)，65%的農(nóng)戶有采納行為，35%沒有采納行為。其中，在“有采納行為”的農(nóng)戶中，30%進行了農(nóng)產(chǎn)品信息網(wǎng)絡(luò)宣傳，28%進行農(nóng)產(chǎn)品電商/微商平臺銷售，43%擁有農(nóng)產(chǎn)品品牌，57%擁有農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認證；而在“沒有采納行為”的農(nóng)戶中，僅11%進行農(nóng)產(chǎn)品信息網(wǎng)絡(luò)宣傳，11%進行農(nóng)產(chǎn)品電商/微商平臺銷售，22%擁有農(nóng)產(chǎn)品品牌，36%擁有農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認證。由此，初步反映出農(nóng)戶付費信息服務(wù)采納行為與電商參與、品牌打造、質(zhì)量提升等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動存在相關(guān)關(guān)系。為此，本文基于Probit模型分析農(nóng)戶付費信息服務(wù)采納行為的影響效應(yīng)。

3.3.1 基本結(jié)果

表5中農(nóng)戶付費信息服務(wù)采納行為對其進行農(nóng)產(chǎn)品信息網(wǎng)絡(luò)宣傳、電商/微商平臺銷售有顯著正向影響。相較于不采納者，采納付費信息服務(wù)的農(nóng)戶進行農(nóng)產(chǎn)品信息網(wǎng)絡(luò)宣傳的概率上升57.2%、采用電商/微商平臺銷售的概率上升49.3%；第(3)列結(jié)果顯示，農(nóng)戶付費信息服務(wù)采納行為對其是否擁有農(nóng)產(chǎn)品品牌有顯著正向影響。相較于不采納者，采納付費信息服務(wù)的農(nóng)戶擁有農(nóng)產(chǎn)品品牌的概率上升42.9%，且品牌級別為“國家級”的概率增加0.7%；第(4)列結(jié)果顯示，農(nóng)戶付費信息服務(wù)采納行為對其是否擁有農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認證有顯著正向影響。相較于沒有采納付費信息服務(wù)的農(nóng)戶，采納付費信息服務(wù)的農(nóng)戶擁有農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認證的概率上升40.2%，且擁有農(nóng)產(chǎn)品“綠色認證”的概率增加8.5%，“有機認證”的概率增加4.0%③，支持假設(shè)3。

表5 農(nóng)戶付費信息服務(wù)采納行為影響效應(yīng)Probit模型

3.3.2 結(jié)果討論

(1)農(nóng)產(chǎn)品電商參與。付費信息服務(wù)采納行為對農(nóng)產(chǎn)品的信息網(wǎng)絡(luò)宣傳與電商/微商平臺銷售有顯著正向影響。利用互聯(lián)網(wǎng)/移動互聯(lián)網(wǎng)進行農(nóng)產(chǎn)品信息宣傳與銷售，需要具備網(wǎng)絡(luò)應(yīng)用技能、掌握農(nóng)產(chǎn)品網(wǎng)絡(luò)營銷等知識，而付費信息服務(wù)能夠為有需求的農(nóng)戶提供較完備的相關(guān)知識，如阿里巴巴、京東、騰訊等國內(nèi)大型互聯(lián)網(wǎng)公司針對農(nóng)戶提供的全方位農(nóng)產(chǎn)品電商信息、培訓(xùn)等付費信息服務(wù)，因此能夠顯著促進農(nóng)戶農(nóng)產(chǎn)品電商參與。

(2)農(nóng)產(chǎn)品品牌打造。付費信息服務(wù)采納行為對是否擁有農(nóng)產(chǎn)品品牌以及品牌級別均有顯著正向影響。農(nóng)產(chǎn)品品牌化發(fā)展需要農(nóng)戶隨時掌握市場信息、樹立品牌意識、向市場提供差異化農(nóng)產(chǎn)品，而個性化、定制型的付費信息服務(wù)能夠有針對性地向農(nóng)戶提供農(nóng)產(chǎn)品品牌化知識服務(wù)。例如，“山東品牌農(nóng)產(chǎn)品”等服務(wù)平臺專門開辟了農(nóng)產(chǎn)品品牌化商業(yè)信息服務(wù)渠道，向農(nóng)戶提供涵蓋“品牌策劃-品牌傳播-品牌培訓(xùn)-品牌活動”等全鏈條的付費信息服務(wù)，因此能夠顯著促進農(nóng)產(chǎn)品品牌打造。

(3)農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量提升。付費信息服務(wù)采納行為對是否有農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認證以及質(zhì)量認證類型均有顯著正向影響。為了提升農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量，獲取“綠色農(nóng)產(chǎn)品”“有機農(nóng)產(chǎn)品”等質(zhì)量認證，農(nóng)戶需要具備生產(chǎn)端的綠色、有機生產(chǎn)技術(shù)，熟悉農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認證相關(guān)流程。付費信息服務(wù)能夠有效提供各類綠色、有機農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)技術(shù)與質(zhì)量追溯信息服務(wù)，如“農(nóng)管家”“阡陌科技”等商業(yè)化的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)大數(shù)據(jù)服務(wù)平臺與專家系統(tǒng)能精準地提供精細化種養(yǎng)殖、質(zhì)量安全追溯等信息服務(wù)，因此能顯著促進農(nóng)產(chǎn)品的質(zhì)量提升。

4 結(jié)論與啟示

基于全國農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，本文對農(nóng)戶付費信息服務(wù)采納行為進行實證檢驗。研究結(jié)果表明，(1)采納前的支付意愿：農(nóng)戶付費信息服務(wù)支付意愿整體不高，受教育程度、信息服務(wù)內(nèi)容質(zhì)量與有用性的認知、年人均純收入、所在村是否有村民微信群等變量對支付意愿與意愿支付金額均有顯著正向影響；(2)采納中的支付意愿與采納行為偏差：超過一半的農(nóng)戶付費信息服務(wù)支付意愿與采納行為尚未實現(xiàn)正向一致，以“正一致”為參照組，除了性別與手機信號評價無影響，年齡會增大“負一致”行為發(fā)生，其余戶主個人特征、戶主付費信息服務(wù)認知、農(nóng)戶家庭特征、農(nóng)戶外部環(huán)境特征變量均會降低農(nóng)戶“負一致”或“悖離”行為的發(fā)生，而增大“正一致”行為的發(fā)生；(3)采納后的采納行為效應(yīng)：付費信息服務(wù)采納行為對農(nóng)產(chǎn)品電商參與、品牌打造、質(zhì)量提升均有顯著正向影響?；诖耍疚牡玫饺缦聠⑹荆?/p>

4.1 加快農(nóng)村付費信息服務(wù)體系創(chuàng)新

農(nóng)戶對付費信息服務(wù)內(nèi)容質(zhì)量、有用性、易用性等的認知顯著影響其采納行為，因此亟待加快農(nóng)村付費信息服務(wù)體系創(chuàng)新，提升服務(wù)質(zhì)量與效能。一是通過設(shè)立國家農(nóng)村信息服務(wù)業(yè)引導(dǎo)資金和發(fā)展專項資金，利用“定比補貼”“以獎代補”“財政貼息”“稅收減免”等模式，加大對農(nóng)村信息服務(wù)創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新的支持力度；二是通過政策、項目、稅收優(yōu)惠等方式，著重引導(dǎo)農(nóng)業(yè)信息服務(wù)企業(yè)、互聯(lián)網(wǎng)企業(yè)、農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)建立涵蓋涉及農(nóng)信息資源與客戶資源的大數(shù)據(jù)平臺，鼓勵企業(yè)基于大數(shù)據(jù)平臺開展農(nóng)戶需求行為分析，向農(nóng)戶提供個性化及定制化、涵蓋農(nóng)業(yè)全鏈條的大數(shù)據(jù)付費信息服務(wù)產(chǎn)品；三是鼓勵信息服務(wù)主體充分利用互聯(lián)網(wǎng)、手機App、微平臺、直播等新型服務(wù)渠道，為農(nóng)戶提供實時性、互動式的付費信息服務(wù)。

4.2 提升農(nóng)民付費信息服務(wù)支付能力

研究顯示，農(nóng)戶家庭收入對其付費信息服務(wù)采納行為有重要影響，反映出資金約束仍是制約農(nóng)戶采納付費信息服務(wù)的關(guān)鍵。為此，亟需研究制定農(nóng)民信息服務(wù)消費補貼政策，對設(shè)備終端購置、服務(wù)產(chǎn)品購買等進行專項補貼。同時，支持農(nóng)業(yè)信息服務(wù)企業(yè)、互聯(lián)網(wǎng)企業(yè)、農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)等市場化信息服務(wù)主體優(yōu)化支付機制，鼓勵其推出農(nóng)戶群體連包、限時免費、會員日特權(quán)、二次付費優(yōu)惠券、推薦獎勵等多樣化優(yōu)惠服務(wù)，降低農(nóng)民付費信息服務(wù)的支付負擔，激活農(nóng)民付費信息服務(wù)支付意愿，使農(nóng)戶有能力進而有意愿采納付費信息服務(wù)。

4.3 強化農(nóng)民信息素質(zhì)培育

本研究顯示，受教育程度、信息服務(wù)認知等變量對農(nóng)戶付費信息服務(wù)采納行為均有顯著正相關(guān)關(guān)系，因此著力培育農(nóng)民信息素質(zhì)對農(nóng)村付費信息服務(wù)的發(fā)展至關(guān)重要。應(yīng)通過基層領(lǐng)導(dǎo)干部與農(nóng)業(yè)信息人才普及、分發(fā)信息素質(zhì)教育宣傳手冊、舉行信息素質(zhì)宣講會等方式，加強信息素質(zhì)宣傳和培訓(xùn)，幫助農(nóng)民從思想上認識到信息素質(zhì)的重要性；充分發(fā)揮信息服務(wù)企業(yè)與平臺、駐村干部、大學(xué)生村官的作用，通過現(xiàn)場“一對一”授課、遠程培育、手機技能大賽、科普宣傳等手段，加強普通農(nóng)戶信息技術(shù)基本應(yīng)用技能培訓(xùn)；利用信息服務(wù)企業(yè)、農(nóng)業(yè)科技園、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)示范園的實訓(xùn)作用，搭建專業(yè)化的農(nóng)民信息培訓(xùn)平臺，定期開展農(nóng)戶信息服務(wù)與培訓(xùn)，幫助農(nóng)戶樹立信息意識，宣傳推介對農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營切實有效的個性化、定制型付費信息服務(wù)。

注 釋

①資料來源：農(nóng)業(yè)農(nóng)村部信息中心發(fā)布的《2019 全國縣域數(shù)字農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展水平評價報告》。

②測度方法為：一是將變量“農(nóng)戶付費信息服務(wù)支付意愿”中選擇“非常不愿意、不愿意、一般”的設(shè)定為“沒有支付意愿”，選擇“愿意、非常愿意”的設(shè)定為“有支付意愿”；二是將變量“農(nóng)戶付費信息服務(wù)采納行為”中對于選項“熱線電話付費服務(wù)、互聯(lián)網(wǎng)付費在線課程或視頻服務(wù)、微信付費在線課程服務(wù)、手機App付費在線課程或視頻服務(wù)、其他付費信息服務(wù)”至少選擇1項的設(shè)定為“有采納行為”，將完全沒有選擇的設(shè)定為“沒有采納行為”。因此，（沒有支付意愿、沒有采納行為）（有支付意愿、沒有采納行為）（有支付意愿、有采納行為）的分組分別表示農(nóng)戶付費信息服務(wù)支付意愿與采納行為呈現(xiàn)“負一致”“悖離”與“正一致”。

③本文進一步分別采用Oprobi模型與Mprobit模型來分析農(nóng)戶付費信息服務(wù)采納行為對農(nóng)產(chǎn)品品牌級別，以及具體農(nóng)產(chǎn)品品牌認證的影響，由于版面限制，表5未列出。