閆貝貝，趙佩佩，劉天軍

(西北農(nóng)林科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院/西部農(nóng)村發(fā)展研究中心，陜西 楊凌 712100)

伴隨信息通信技術(shù)的快速發(fā)展，以互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)為依托的農(nóng)產(chǎn)品電商引起廣泛關(guān)注，相較于傳統(tǒng)銷售方式，農(nóng)產(chǎn)品電商能減少產(chǎn)銷之間的信息不對稱、顯著降低交易成本[1]，使農(nóng)戶能夠更加便捷地獲取市場信息，改變以往價格接受者的狀態(tài)[2]，成為解決“農(nóng)產(chǎn)品賣難”[3-5]、促進(jìn)農(nóng)民增收[6-8]的重要手段。我國政府也高度重視農(nóng)產(chǎn)品電商的發(fā)展，2012-2021年中央一號文件均提出要充分利用現(xiàn)代信息通信技術(shù)，深入推進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品電商，落實(shí)小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展有機(jī)銜接。但是，農(nóng)產(chǎn)品電商作為互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的深層次應(yīng)用[9]，需要農(nóng)戶有較強(qiáng)的互聯(lián)網(wǎng)操作以及市場信息掌握技能等，而目前我國農(nóng)戶素質(zhì)參差不齊，對電腦和互聯(lián)網(wǎng)知識學(xué)習(xí)缺乏積極性和學(xué)習(xí)能力[7]，農(nóng)戶對農(nóng)產(chǎn)品電商的參與面臨信息與技術(shù)的雙重約束，導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品電商在農(nóng)村地區(qū)的應(yīng)用仍存在普及率低、政策力度強(qiáng)而市場推動弱等問題，限制了農(nóng)產(chǎn)品電商的發(fā)展[6]。有限理性行為理論指出，在個體決策中信息至關(guān)重要，但數(shù)量有限，更多的信息獲取能促成更科學(xué)的行為決策。當(dāng)前，隨著國家信息化戰(zhàn)略的逐步推進(jìn)，信息素養(yǎng)作為衡量個體在信息社會中具有一定的信息意識、信息知識和信息能力的綜合素質(zhì)[10]，體現(xiàn)個體對信息的重視、信息工具的掌握以及信息資源的獲取和運(yùn)用，成為個體融入信息社會的必備技能[11]，農(nóng)村地區(qū)作為信息貧困地區(qū)，具有較高信息素養(yǎng)水平的農(nóng)戶能打破其參與農(nóng)產(chǎn)品電商的信息和技術(shù)約束，促使其做出參與行為。因此，在信息素養(yǎng)背景下，探究農(nóng)戶參與農(nóng)產(chǎn)品電商的驅(qū)動因素是推動農(nóng)產(chǎn)品銷售方式變革、實(shí)現(xiàn)農(nóng)民增收的重要選題。

梳理相關(guān)文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，一方面，現(xiàn)有研究認(rèn)為農(nóng)戶參與電商與個體基本特征如年齡和受教育程度[12]、家庭特征如家庭人口數(shù)量和社會資本[12-14]、外部環(huán)境特征如物流便利度和通訊基礎(chǔ)設(shè)施完善程度等[14]相關(guān)，并認(rèn)為信息是促使農(nóng)戶做出電商參與決策的關(guān)鍵性因素[12]，但并未從理論和實(shí)證方面闡明其對農(nóng)戶參與電商的作用路徑。另一方面，已有對信息素養(yǎng)的研究多為信息素養(yǎng)實(shí)踐調(diào)查和標(biāo)準(zhǔn)研究、信息素養(yǎng)教育、圖書館用戶信息素質(zhì)培養(yǎng)，少有對農(nóng)戶這一群體信息素養(yǎng)的關(guān)注[15]，且現(xiàn)有研究主要集中于農(nóng)戶信息素養(yǎng)的測度[16]、現(xiàn)狀評價[17]以及影響因素[18]。事實(shí)上，解決農(nóng)產(chǎn)品賣難的現(xiàn)實(shí)問題、提高農(nóng)戶收入水平，才是當(dāng)前我國農(nóng)村需要面臨的階段性任務(wù)。故本文將信息素養(yǎng)和農(nóng)戶參與農(nóng)產(chǎn)品電商納入統(tǒng)一的框架下。

理論上，農(nóng)戶信息獲取和信息處理狀況能打破信息約束，增強(qiáng)對特定行為的感知，進(jìn)而影響其行為決策[19]，技術(shù)接受模型(TAM)指出內(nèi)在感知是影響個體采納信息技術(shù)的關(guān)鍵[20]。農(nóng)產(chǎn)品電商作為信息通信技術(shù)的具體應(yīng)用，信息素養(yǎng)能促進(jìn)農(nóng)戶形成農(nóng)產(chǎn)品電商的感知有用性和感知易用性認(rèn)知，進(jìn)而使農(nóng)戶做出參與行為。因此，農(nóng)戶內(nèi)在感知可能是信息素養(yǎng)影響其參與農(nóng)產(chǎn)品電商的中介變量。另外，農(nóng)戶行為是內(nèi)部和外部因素共同作用的結(jié)果[21]，農(nóng)戶參與農(nóng)產(chǎn)品電商不僅取決于個人信息素養(yǎng)，也同時受外部環(huán)境的影響。當(dāng)前我國農(nóng)產(chǎn)品電商的發(fā)展正處于初級階段，政府支持的作用不可或缺[9]，基于農(nóng)戶層面，各級政府在農(nóng)村地區(qū)組織對農(nóng)產(chǎn)品電商的推廣，開展關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品電商的宣傳和培訓(xùn)，以期提高農(nóng)戶參與率[8]。因此，本文將政府推廣納入分析框架，探討信息素養(yǎng)、內(nèi)在感知與農(nóng)戶參與農(nóng)產(chǎn)品電商之間的關(guān)系。

中國是世界上最大的蘋果生產(chǎn)國和消費(fèi)國[22]，2020年中國蘋果種植面積和產(chǎn)量分別為3132.78萬畝和4100萬噸(1)數(shù)據(jù)來源:國家現(xiàn)代蘋果產(chǎn)業(yè)技術(shù)體系蘋果產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究室《2020年蘋果產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展年度報告》。，鮮蘋果生產(chǎn)總量和消費(fèi)量分別占世界總量的54.07%和67.17%(2)數(shù)據(jù)來源:美國農(nóng)業(yè)部對外農(nóng)業(yè)服務(wù)局(USDA—Foreign Agricultural Service)。。蘋果作為一種高價值農(nóng)產(chǎn)品，已成為中國部分地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)之一，也是當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶農(nóng)業(yè)收入的重要來源[23]。但是由于蘋果優(yōu)勢區(qū)主要分布在山地丘陵地區(qū)，交通不便，信息閉塞，導(dǎo)致蘋果“賣難”問題頻發(fā)。因此，本文以蘋果種植戶為例，采用陜西省蘋果優(yōu)勢區(qū)827個農(nóng)戶的調(diào)研數(shù)據(jù)，系統(tǒng)測度農(nóng)戶信息素養(yǎng)、內(nèi)在感知和政府推廣農(nóng)產(chǎn)品電商的水平，試圖闡明信息素養(yǎng)影響農(nóng)戶參與農(nóng)產(chǎn)品電商的行為機(jī)理，并揭示農(nóng)戶內(nèi)在感知在信息素養(yǎng)影響其參與農(nóng)產(chǎn)品電商關(guān)系中的中介效應(yīng)和政府推廣在信息素養(yǎng)影響其參與農(nóng)產(chǎn)品電商關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

一、理論分析與研究假說

1.信息素養(yǎng)影響農(nóng)戶參與電商的理論分析

行為轉(zhuǎn)變理論強(qiáng)調(diào)信息和知識是個體行為決策的基礎(chǔ)，計劃行為理論基于信息加工視角闡述個體行為決策的過程，由此可見，信息是個體行為轉(zhuǎn)變的關(guān)鍵因素，但農(nóng)戶所獲信息的形式和內(nèi)容均存在較大差異，而個體對信息的重視、對信息工具的掌握以及利用信息資源解決問題的綜合素質(zhì)即信息素養(yǎng)，能反映信息對個體行為決策的重要作用，因此將信息素養(yǎng)作為影響農(nóng)戶參與農(nóng)產(chǎn)品電商的核心變量。目前，學(xué)術(shù)界對農(nóng)戶信息素養(yǎng)的測度沒有統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，但基本認(rèn)同農(nóng)戶信息素養(yǎng)包含農(nóng)戶對信息的認(rèn)識、獲取和利用的過程[18]，主要包括信息意識、信息知識和信息能力等方面[17]。關(guān)于信息素養(yǎng)對農(nóng)戶行為的研究主要集中于對信息素養(yǎng)單個維度的分析。其中，對信息意識的研究以定性分析為主，認(rèn)為信息意識是信息素養(yǎng)的先決條件，代表個體對信息的認(rèn)識，它決定個體判斷信息需求以及獲取信息的自覺程度，信息意識強(qiáng)弱表現(xiàn)個體在信息活動中的主動性和能動性[11]。對信息能力的研究較為豐富，認(rèn)為信息能力主要表現(xiàn)在個體獲取、評價和使用信息資源的能力[24]、影響農(nóng)戶環(huán)境風(fēng)險感知，促使農(nóng)戶采納親環(huán)境行為[25]、通過消除隨機(jī)和不確定性，提高創(chuàng)業(yè)機(jī)會識別的成功概率[26]?？梢钥闯觯F(xiàn)有研究關(guān)于農(nóng)戶信息素養(yǎng)的定量分析不足，且對信息素養(yǎng)與農(nóng)戶行為之間影響機(jī)理的探討有待深入。鑒于此，本文借鑒劉麗[15]、吳優(yōu)麗等[18]對農(nóng)戶信息素養(yǎng)概念的解析，從信息意識、信息知識、信息能力三個方面綜合測度農(nóng)戶信息素養(yǎng)。對于農(nóng)戶參與電商行為來說，由于農(nóng)產(chǎn)品電商是互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)在農(nóng)產(chǎn)品銷售環(huán)節(jié)的深層次應(yīng)用，強(qiáng)烈的信息意識、豐富的信息知識和較好的信息獲取、利用和理解能力，代表農(nóng)戶有較強(qiáng)的主觀能動性和實(shí)踐能力，影響農(nóng)戶對參與農(nóng)產(chǎn)品電商的行為態(tài)度、主觀規(guī)范，使其具有較強(qiáng)的知覺行為控制力，打破農(nóng)戶對農(nóng)產(chǎn)品電商的信息和技術(shù)約束，加深對農(nóng)產(chǎn)品電商的認(rèn)知，降低農(nóng)戶在電商銷售過程中的風(fēng)險[12]，從而促使農(nóng)戶參與電商[13]。 基于此，提出以下假說：

H1：信息素養(yǎng)對農(nóng)戶參與電商有正向影響。

2.內(nèi)在感知在信息素養(yǎng)影響農(nóng)戶參與電商關(guān)系中的中介作用分析

行為轉(zhuǎn)變理論指出個體行為的轉(zhuǎn)變主要由“知識-信念-行為”構(gòu)成，其中知識是前提，來源于對外部信息的獲取和處理，信念是內(nèi)在驅(qū)動力，同時也是知識內(nèi)化為個體意識的結(jié)果，是關(guān)于客體的主觀感知，行為轉(zhuǎn)變是目標(biāo)結(jié)果。因此，行為轉(zhuǎn)變不僅直接受到知識(信息)的影響，也有可能受到信念(主觀感知)的影響[25],而個體感知到某種行為的有用性和易用性是影響行為決策的重要解釋變量[27-29]。根據(jù)朱月季等[19]的研究，感知有用性是“個體對使用某一特定系統(tǒng)能改善其工作績效的認(rèn)可程度”，感知易用性是“個體對使用某一特定系統(tǒng)不需要花費(fèi)努力(身體的和精神的)的認(rèn)可程度”，且這兩方面因素對信息技術(shù)采納的影響在以往研究中也得到證實(shí)[20,30-31]。鑒于農(nóng)產(chǎn)品電商的信息技術(shù)屬性[6]，感知有用性和感知易用性可能同樣對農(nóng)戶參與電商具有積極作用。本文將感知有用性定義為農(nóng)戶認(rèn)識到參與農(nóng)產(chǎn)品電商對收入提高、解決蘋果賣難問題以及農(nóng)村社會發(fā)展的作用，體現(xiàn)農(nóng)戶對參與電商的預(yù)期效用，將感知易用性定義為農(nóng)戶認(rèn)識到參與農(nóng)產(chǎn)品電商實(shí)踐操作的難易程度，體現(xiàn)農(nóng)戶感知到參與農(nóng)產(chǎn)品電商的可行性，即農(nóng)戶內(nèi)在感知是指農(nóng)戶對參與農(nóng)產(chǎn)品電商的特征的感知和認(rèn)識過程。依據(jù)前述理論分析，農(nóng)戶對參與電商的內(nèi)在感知受到所獲信息的影響，具體來說，信息素養(yǎng)高的農(nóng)戶能通過各種信息渠道獲取農(nóng)產(chǎn)品電商參與信息，且有一定的信息工具操作知識和技能，使農(nóng)戶對農(nóng)產(chǎn)品電商的主觀感知結(jié)構(gòu)發(fā)生調(diào)整,即具備了較強(qiáng)的感知行為控制以及較高水平的感知有用性和感知易用性，進(jìn)而促使農(nóng)戶做出參與決策。因此，信息素養(yǎng)能通過提高農(nóng)戶對農(nóng)產(chǎn)品電商有用性和易用性感知促進(jìn)農(nóng)戶做出電商參與決策?；诖?，提出以下假說：

H2：內(nèi)在感知在信息素養(yǎng)影響農(nóng)戶參與電商關(guān)系中存在中介效應(yīng)；

H2a：感知有用性在信息素養(yǎng)影響農(nóng)戶參與電商關(guān)系中存在中介效應(yīng)；

H2b：感知易用性在信息素養(yǎng)影響農(nóng)戶參與電商關(guān)系中存在中介效應(yīng)。

3.政府推廣在信息素養(yǎng)影響農(nóng)戶參與電商關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用分析

依據(jù)美國社會心理學(xué)家?guī)鞝柼亍けR因提出的“盧因行為模型”，人類的行為是個人與環(huán)境相互作用的產(chǎn)物，人類的行為方式、指向和強(qiáng)度主要受個人內(nèi)在因素和外部環(huán)境因素的影響和制約。農(nóng)戶對農(nóng)產(chǎn)品電商的參與除了與個人特質(zhì)相關(guān)外，也受外部環(huán)境影響，政府推廣作為外部支持，是農(nóng)戶提升自身電商專業(yè)知識和技能的重要途徑[32-34]。較高的政府推廣水平為農(nóng)戶提供較為充足的農(nóng)產(chǎn)品電商信息和技術(shù)支撐，激發(fā)農(nóng)戶發(fā)揮信息素養(yǎng)對電商信息和技能獲取的主動性和能動性，積極尋求電商信息，學(xué)習(xí)電商操作技能，加強(qiáng)對農(nóng)產(chǎn)品電商認(rèn)知和參與能力，促使農(nóng)戶形成良好態(tài)度和主觀規(guī)范，加強(qiáng)其對參與電商的知覺行為控制力，進(jìn)而促使農(nóng)戶參與農(nóng)產(chǎn)品電商，即在不同的政府推廣水平下，農(nóng)戶信息素養(yǎng)對其參與電商行為的積極作用存在差異。因此，政府推廣可能在信息素養(yǎng)影響農(nóng)戶參與農(nóng)產(chǎn)品電商的關(guān)系中發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用。另外，政府對農(nóng)產(chǎn)品電商的推廣屬于公共服務(wù)及農(nóng)業(yè)推廣的一部分，已有研究指出，全面性[35]、理解難易程度[36]和頻率[37]是衡量公共服務(wù)水平和農(nóng)業(yè)推廣水平的主要方面。對于電商參與行為來說，更全面、更易于理解、頻率更高的政府推廣有助于農(nóng)戶獲取并掌握更多推廣知識和信息，增強(qiáng)對參與農(nóng)產(chǎn)品電商的行為控制力。本文分別將政府推廣的全面性、理解難易程度和頻率定義為推廣廣度、推廣深度和推廣強(qiáng)度三個維度,以綜合評價政府推廣農(nóng)產(chǎn)品電商的水平?；谏鲜隼碚摲治?，提出以下假說：

H3：政府推廣在信息素養(yǎng)影響農(nóng)戶參與電商關(guān)系中存在正向調(diào)節(jié)效應(yīng)；

H3a：推廣廣度在信息素養(yǎng)影響農(nóng)戶參與電商關(guān)系中存在正向調(diào)節(jié)效應(yīng)；

H3b：推廣深度在信息素養(yǎng)影響農(nóng)戶參與電商關(guān)系中存在正向調(diào)節(jié)效應(yīng)；

H3c：推廣強(qiáng)度在信息素養(yǎng)影響農(nóng)戶參與電商關(guān)系中存在正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。

基于上述理論分析，本文將信息素養(yǎng)、內(nèi)在感知、政府推廣與農(nóng)戶參與電商納入統(tǒng)一框架下，檢驗(yàn)內(nèi)在感知的中介作用和政府推廣的調(diào)節(jié)作用。本文邏輯關(guān)系框架如圖1所示：

圖1 信息素養(yǎng)、內(nèi)在感知、政府推廣與農(nóng)戶參與電商的邏輯框架

二、數(shù)據(jù)來源、樣本特征與研究方法

1.數(shù)據(jù)來源及樣本基本情況

本文數(shù)據(jù)來源于國家蘋果產(chǎn)業(yè)體系2019年10-11月在陜西延安、渭南地區(qū)開展的主題為“蘋果種植戶生產(chǎn)和銷售行為”的實(shí)地調(diào)研。從蘋果種植規(guī)模來看，陜西省是全國蘋果種植面積最大的省份，占全國蘋果種植面積的30.92%(3)數(shù)據(jù)來源:國家現(xiàn)代蘋果產(chǎn)業(yè)技術(shù)體系蘋果產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究室《2020年蘋果產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展年度報告》。，以陜西省為研究區(qū)域研究中國蘋果產(chǎn)業(yè)的基本發(fā)展?fàn)顩r具有代表性。調(diào)查組采用典型抽樣和隨機(jī)抽樣相結(jié)合的方法，選取了延安市寶塔區(qū)、洛川縣、黃陵縣以及渭南市白水縣四個蘋果基地縣，調(diào)研區(qū)域在蘋果產(chǎn)業(yè)發(fā)展、氣候條件、經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r有顯著差異，能較好反映出我國蘋果產(chǎn)業(yè)發(fā)展的基本情況，在每個縣(區(qū))選取3～4個有代表性的鄉(xiāng)鎮(zhèn)，每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)選取3～4個村，每個村隨機(jī)選取15～20個農(nóng)戶，采取一對一入戶訪談形式開展調(diào)研。調(diào)查樣本共涉及14個鄉(xiāng)(鎮(zhèn))，49個行政村。此次調(diào)研共發(fā)放問卷840份，回收有效問卷827份，問卷有效率98.45%。

樣本基本情況描述如下：延安市寶塔區(qū)、洛川縣、黃陵縣以及渭南市白水縣的樣本比例分別為21.52%、27.69%、20.92%、29.87%。從個體特征來看，受訪者中67.79%為男性，32.21%為女性。10.76%受訪者小于40歲，59.61%為40～60歲，29.63%為60歲以上。受訪者平均受教育年限為8年，平均文化程度為初中，受教育程度最高為本科，有30.59%為小學(xué)以下文化水平，54.05%為中學(xué)文化水平，15.36%為高中以上文化水平。65.66%的受訪者為風(fēng)險厭惡型，19.11%為風(fēng)險中立型，15.23%為風(fēng)險喜好型。從家庭特征來看，年均收入在3萬元以下的受訪者家庭占65.66%，3萬～5萬的占16.69%，大于5萬的占17.65%。親戚和朋友的數(shù)量小于30的受訪者占22.73%，30～60之間的占33.62%，大于60的占43.65%。受訪者中平均土地經(jīng)營規(guī)模小于10畝的占61.67%，10～30畝的占33.98%，30畝以上的占4.35%。受訪者居住地離最近鄉(xiāng)鎮(zhèn)距離最大為22千米，平均距離為5.5千米。

2.變量設(shè)定及描述性統(tǒng)計

(1)因變量。本文因變量為農(nóng)戶參與電商。調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶參與農(nóng)產(chǎn)品電商的形式主要有借助微信、抖音、快手、微博和QQ空間等社交工具和入駐第三方電商交易平臺(淘寶、京東、拼多多、順豐優(yōu)選等)，本文參考唐立強(qiáng)[14]、曾億武等[13]對農(nóng)戶參與電商的定義，將核心解釋變量“參與電商行為”界定為農(nóng)戶應(yīng)用自媒體、社交軟件以及第三方電商平臺進(jìn)行網(wǎng)絡(luò)銷售的決策行為。可以看出，樣本農(nóng)戶中有202個農(nóng)戶參與電商，大約占總樣本數(shù)的24.43%，農(nóng)戶對電商參與率較低，也進(jìn)一步說明了探討農(nóng)戶參與電商行為機(jī)制的必要性。

(2)核心自變量。本文核心自變量為信息素養(yǎng)，參考苑春薈等[38]對信息素養(yǎng)的測度,采用Likert五分量表，選擇項為“非常不同意=1；比較不同意=2；一般=3；比較同意=4；非常同意=5”，共有21個測量題項，從信息意識、信息知識、信息能力三個維度度量農(nóng)戶信息素養(yǎng)，其中信息意識分為信息價值意識和信息需求意識兩方面，信息能力分為信息獲取能力、信息理解能力和信息共享能力三方面，累計方差貢獻(xiàn)率為70.740%。以各因子的方差貢獻(xiàn)率占累計方差貢獻(xiàn)率的比重為權(quán)重計算農(nóng)戶信息素養(yǎng)綜合水平。

(3)中介變量。本文選取農(nóng)戶內(nèi)在感知為中介變量，從感知有用性和感知易用性兩方面考察，采用Likert五分量表，選擇項為“非常不同意=1；比較不同意=2；一般=3；比較同意=4；非常同意=5”，共有7個測量題項，累計方差貢獻(xiàn)率為67.459%。以各因子的方差貢獻(xiàn)率占累計方差貢獻(xiàn)率的比重為權(quán)重計算農(nóng)戶內(nèi)在感知綜合水平。

(4)調(diào)節(jié)變量：本文選取政府推廣為調(diào)節(jié)變量，從推廣廣度、推廣深度、推廣強(qiáng)度三個方面度量政府推廣農(nóng)產(chǎn)品電商水平，采用Likert五分量表，共12個測量題項，累計方差貢獻(xiàn)率為81.002%。以各因子的方差貢獻(xiàn)率占累計方差貢獻(xiàn)率的比重為權(quán)重計算政府推廣綜合水平。在測度推廣深度時，將政府推廣農(nóng)產(chǎn)品電商的難易程度選擇項設(shè)定為“非常不容易理解=1；比較不容易理解=2；一般=3；比較容易理解=4；非常容易理解=5”。需要說明的是，在測度政府推廣廣度時，由于調(diào)研中采用“您家接受政府推廣的形式種類”“政府宣傳過哪些農(nóng)產(chǎn)品電商內(nèi)容的種類”“政府培訓(xùn)過農(nóng)產(chǎn)品電商平臺種類”等客觀指標(biāo),本文在處理數(shù)據(jù)時將“1種及以下”定義為“非常不全面”，“2種”定義為“比較不全面”，“3種”定義為“一般”，“4種”定義為“比較全面”，“5種及以上”定義為“非常全面”進(jìn)行轉(zhuǎn)換。在測度政府推廣強(qiáng)度時，將“近三年，鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府廣播宣傳農(nóng)產(chǎn)品電商次數(shù)” “近三年，鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府入戶宣傳農(nóng)產(chǎn)品電商次數(shù)”“近三年，鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府培訓(xùn)農(nóng)產(chǎn)品電商次數(shù)”等客觀指標(biāo)，在處理數(shù)據(jù)時將“1次及以下”定義為“非常不頻繁”，“2～5次”定義為“比較不頻繁”，“6～9次”定義為“一般”，“9～12次”定義為“比較頻繁”，“12次以上”定義為“非常頻繁”進(jìn)行轉(zhuǎn)換。

(5)控制變量。已有文獻(xiàn)[6,13,39]指出農(nóng)戶個人特征、家庭特征、生產(chǎn)經(jīng)營特征和交通特征同樣影響農(nóng)戶參與電商。本文分別選取農(nóng)戶性別、年齡、文化程度、風(fēng)險態(tài)度、家庭年均毛收入、親戚和朋友數(shù)量、土地規(guī)模、距鎮(zhèn)政府距離作為控制變量。

3.信度和效度檢驗(yàn)

本文對問卷進(jìn)行信度和效度分析,如表1所示。本量表所有測量題項的克朗巴哈系數(shù)為0.900，各維度測量題項的克朗巴哈系數(shù)都大于0.718，表明變量的測量具有較好的信度。各變量測量題項的KMO值都大于0.703，Bartlett球形檢驗(yàn)均通過1%顯著性水平，說明調(diào)研數(shù)據(jù)適合做因子分析。因子分析結(jié)果顯示，所有測量題項的因子載荷均大于0.6，表明測量變量具有較好的收斂效度。

表1 信度和效度檢驗(yàn)

4.模型選取

(1)Probit模型。由前述理論分析，本文分析的農(nóng)戶參與電商行為是二分變量，因此本文采用二值選擇模型分析信息素養(yǎng)對蘋果種植戶參與農(nóng)產(chǎn)品電商的影響，具體模型設(shè)定形式如下：

Yi=α0+α1X1i+α2X2i+α3X3i+∑n=1α4nDni+εi

(1)

式(1)識別了蘋果種植戶參與農(nóng)產(chǎn)品電商所要估計的模型。Yi表示第i個農(nóng)戶是否參與農(nóng)產(chǎn)品電商，X1i、X2i和X3i分別表示農(nóng)戶信息素養(yǎng)、內(nèi)在感知和政府推廣，Dni表示個體特征、家庭特征、生產(chǎn)經(jīng)營特征和交通特征等控制變量，α1、α2、α3和α4n表示待估計系數(shù)，εi表示誤差項。

(2)中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?。本文參考溫忠麟等[40]提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，采用層級回歸方法，分別建立自變量對因變量、自變量對中介變量、自變量和中介變量對因變量的回歸模型，具體檢驗(yàn)流程如下所示：

Y=cX+e1

(2)

M=aX+e2

(3)

Y=cX+bM+e3

(4)

上述表達(dá)式中X表示自變量信息素養(yǎng)，M表示中介變量內(nèi)在感知，Y表示因變量農(nóng)戶參與電商行為。

(3)調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?。借鑒溫忠麟等[41]的研究結(jié)果，當(dāng)自變量和調(diào)節(jié)變量為連續(xù)變量時，檢驗(yàn)調(diào)節(jié)變量對特定路徑關(guān)系的調(diào)節(jié)作用時可構(gòu)造交互項，通過觀察交互項的顯著性水平判斷調(diào)節(jié)變量的調(diào)節(jié)作用。本文中自變量信息素養(yǎng)和調(diào)節(jié)變量政府推廣均為連續(xù)變量，鑒于此，本文構(gòu)造信息素養(yǎng)和政府推廣的交互項檢驗(yàn)政府推廣在信息素養(yǎng)影響農(nóng)戶參與電商行為關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用。

三、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

1.變量的相關(guān)性分析

本文對各變量進(jìn)行相關(guān)性分析，結(jié)果如表2所示。各變量間的相關(guān)系數(shù)均不超過0.5，方差膨脹因子均小于2，即變量之間不存在共線性問題。信息素養(yǎng)、推廣廣度、推廣深度、推廣強(qiáng)度、感知有用性、感知易用性均在1%統(tǒng)計水平上與農(nóng)戶參與電商之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系。信息素養(yǎng)與感知有用性、感知易用性均在1%統(tǒng)計水平上存在顯著正相關(guān)關(guān)系，與推廣廣度、推廣深度、推廣強(qiáng)度的相關(guān)關(guān)系不顯著。

表2 各變量間的相關(guān)系數(shù)矩陣圖

2.基準(zhǔn)回歸

由表3可以看出，模型1為控制變量對農(nóng)戶參與電商的影響回歸結(jié)果。依次加入核心自變量、中介變量和調(diào)節(jié)變量后，得到模型2和模型3，各控制變量的方向和顯著性并未發(fā)生顯著變化，且加入信息素養(yǎng)變量后，模型的R2增大，說明核心自變量對因變量具有較好的解釋力。為檢驗(yàn)?zāi)Ｐ徒Y(jié)果的可靠性，相對于模型3，本文采用OLS模型對變量進(jìn)行估計，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)[42]，結(jié)果如模型4所示，各變量顯著性和系數(shù)符號無明顯差異，說明模型結(jié)果具有穩(wěn)健性。另外，考慮到農(nóng)戶在參與電商的過程中可能會增強(qiáng)對信息技術(shù)的認(rèn)識和操作技能，提高信息素養(yǎng)水平以及內(nèi)在感知水平，即信息素養(yǎng)與農(nóng)戶參與電商以及內(nèi)在感知與農(nóng)戶參與電商之間可能互為因果，加上模型本身可能存在的遺漏變量和變量測量偏差等問題使其存在潛在的內(nèi)生性。為解決這一問題，本文選取工具變量法進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)，并參考尹志超等[43]，曾志耕等[44]對金融素養(yǎng)工具變量的選擇，選取“父母中最高的受教育年限”作為信息素養(yǎng)的工具變量，原因是，父母的受教育水平反映了家庭先天的成長環(huán)境[44]，受訪者對信息的重視和學(xué)習(xí)能力受父母影響，但受訪者的電商參與行為與父母的受教育水平?jīng)]有直接關(guān)系。選取“除自身外同村其他農(nóng)戶的內(nèi)在感知水平”作為農(nóng)戶內(nèi)在感知的工具變量，原因是，農(nóng)戶的內(nèi)在感知水平會受到同村其他農(nóng)戶的影響，但其他農(nóng)戶的內(nèi)在感知水平并不會影響該農(nóng)戶的電商參與行為。為進(jìn)一步檢驗(yàn)工具變量的有效性，本文進(jìn)行了弱工具變量檢驗(yàn)，第一階段回歸結(jié)果表明，信息素養(yǎng)和內(nèi)在感知的工具變量檢驗(yàn)所得F值分別為21.45、37.24，大于10%偏誤水平下的臨界值16.38，表明工具變量有效。進(jìn)一步對基準(zhǔn)模型進(jìn)行DWH(Durbin-Wu-Hausman)檢驗(yàn)，結(jié)果表明，內(nèi)生性檢驗(yàn)的Wald卡方值在1%顯著性水平上拒絕信息素養(yǎng)是外生的假設(shè)，但無法拒絕內(nèi)在感知是外生變量的原假設(shè)。因此，采用工具變量法處理信息素養(yǎng)的內(nèi)生性對基準(zhǔn)模型重新回歸，并將信息素養(yǎng)的工具變量加入下述中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭小；鶞?zhǔn)模型回歸結(jié)果如模型5所示，信息素養(yǎng)在1%顯著性水平上正向影響農(nóng)戶參與電商，進(jìn)一步說明回歸結(jié)果的可靠性。以下對各變量的解釋以模型5為主。

表3 信息素養(yǎng)對農(nóng)戶參與電商的影響回歸結(jié)果 N=827

(1)核心解釋變量對農(nóng)戶參與電商的影響分析及解釋。表3中回歸5的結(jié)果顯示，信息素養(yǎng)在1%顯著性水平上正向影響農(nóng)戶參與電商，表明農(nóng)戶信息素養(yǎng)對其參與電商有積極影響，假說H1得到驗(yàn)證。對處于信息相對貧困的農(nóng)村地區(qū)來說，具有較高信息素養(yǎng)的農(nóng)戶具有借助各種渠道獲取信息的意識、知識和能力。因此，信息素養(yǎng)對農(nóng)戶參與電商的影響主要體現(xiàn)在兩個方面：一是農(nóng)戶對農(nóng)產(chǎn)品電商的參與具有較高的主觀能動性和實(shí)踐能力，直接促使農(nóng)戶參與電商；二是農(nóng)戶能更有效地獲取農(nóng)產(chǎn)品電商信息，提高農(nóng)戶對農(nóng)產(chǎn)品電商的認(rèn)知，從而打破對農(nóng)產(chǎn)品電商的信息和技術(shù)約束，降低參與電商的風(fēng)險和不確定性，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)戶參與電商。內(nèi)在感知和政府推廣在1%的統(tǒng)計水平上顯著影響農(nóng)戶參與電商，且系數(shù)為正。

(2)控制變量對農(nóng)戶參與電商的影響分析及解釋。受訪者年齡在10%的顯著性水平上正向影響農(nóng)戶參與電商，且對參與電商的影響為“倒U”型結(jié)構(gòu)，即在一定范圍內(nèi)，農(nóng)戶參與電商的可能性隨著年齡的增大而增加，超過此臨界值，農(nóng)戶參與電商的可能性隨著年齡的增大而減小。可能的原因是，相對年輕的農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)的依賴性較低，參與電商的積極性不高，隨著農(nóng)戶年齡的增大，農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)的依賴性增強(qiáng)，參與電商的主觀能動性較強(qiáng)，促使農(nóng)戶通過電商銷售蘋果提高收入，但是超過一定年齡范圍的農(nóng)戶對互聯(lián)網(wǎng)操作技能下降，參與電商的能力降低。文化程度在10%的顯著性水平上正向影響農(nóng)戶參與電商。原因是，文化程度較高的農(nóng)戶，對農(nóng)產(chǎn)品電商有更深層的認(rèn)識和更強(qiáng)的操作能力，因此更可能參與電商。社會資本在1%顯著性水平上正向影響農(nóng)戶參與電商。原因是，中國農(nóng)村是一個熟人社會，農(nóng)村居民處于高度交織的人情關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中，他們與存在親緣、友緣、地緣和業(yè)緣關(guān)系的人打交道的頻率非常高，使得信息傳播的速度很快[13]，因此，社會資本豐富的農(nóng)戶能獲得更多關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品電商的信息和技術(shù)支持，參與電商的可能性更大。家庭年均毛收入在5%顯著性水平上正向影響農(nóng)戶參與電商，參與農(nóng)產(chǎn)品電商需要有前期投資，因此，家庭年收入較高的家庭有更強(qiáng)的風(fēng)險承擔(dān)能力，參與電商的可能性越大。

3.內(nèi)在感知在信息素養(yǎng)影響農(nóng)戶參與電商中的中介效應(yīng)檢驗(yàn)與分析

(1)內(nèi)在感知整體水平在信息素養(yǎng)影響農(nóng)戶參與電商關(guān)系中的中介效應(yīng)檢驗(yàn)見表4(模型6、7和10)。由模型6可知，農(nóng)戶信息素養(yǎng)在1%顯著性水平上正向影響其參與電商，且系數(shù)為0.535。由模型7可知，農(nóng)戶信息素養(yǎng)在1%顯著性水平上正向影響內(nèi)在感知，且系數(shù)為0.620。由模型10可知，引入內(nèi)在感知后，內(nèi)在感知在1%顯著性水平上正向影響農(nóng)戶參與電商，信息素養(yǎng)對農(nóng)戶參與電商的影響仍在1%水平上正向顯著，且系數(shù)有所下降，為0.530。因此，內(nèi)在感知在信息素養(yǎng)影響農(nóng)戶參與電商的關(guān)系中具有部分中介效應(yīng)。假設(shè)H1和H2得證。

表4 內(nèi)在感知在信息素養(yǎng)對農(nóng)戶參與電商關(guān)系中的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果 N=827

(2)內(nèi)在感知各維度在信息素養(yǎng)影響農(nóng)戶參與電商關(guān)系中的中介效應(yīng)檢驗(yàn)(模型6、8、9和11)。由模型8和9可知，農(nóng)戶信息素養(yǎng)在1%顯著性水平上正向影響感知有用性和感知易用性，且系數(shù)分別為0.475、0.855。由模型11可知，引入感知有用性和感知易用性后，感知有用性和感知易用性在1%顯著性水平上正向影響農(nóng)戶參與電商，信息素養(yǎng)對農(nóng)戶參與電商的影響仍在1%水平上正向顯著，且系數(shù)為0.512。因此，感知有用性和感知易用性在信息素養(yǎng)影響農(nóng)戶參與電商的關(guān)系中具有部分中介效應(yīng)。假設(shè)H2a和H2b得證。

(3)內(nèi)在感知的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果分析。農(nóng)戶對農(nóng)產(chǎn)品電商的感知有用性和感知易用性在信息素養(yǎng)影響農(nóng)戶參與電商的關(guān)系中的中介效應(yīng)顯著。農(nóng)產(chǎn)品電商具有知識密集型特點(diǎn)，農(nóng)戶在做出參與決策之前，會通過各種信息渠道對農(nóng)產(chǎn)品電商的特性進(jìn)行考量和判斷，農(nóng)戶感知到參與電商的作用越大、操作難度越小，參與電商的積極性越高，參與電商的可能性越大。因此，農(nóng)戶信息素養(yǎng)可解釋其參與電商行為的差異，并可通過內(nèi)在感知的中介作用間接影響農(nóng)戶參與農(nóng)產(chǎn)品電商。

4.政府推廣在信息素養(yǎng)影響農(nóng)戶參與電商中的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)與分析

(1)政府推廣整體水平在信息素養(yǎng)影響農(nóng)戶參與電商中的調(diào)節(jié)效應(yīng)見表5(模型12和14)。由模型12可知，信息素養(yǎng)和政府推廣均在1%顯著性水平上正向影響農(nóng)戶參與電商，且系數(shù)分別為0.515和0.409。由模型14可知，引入信息素養(yǎng)和政府推廣的交互項后，交互項對農(nóng)戶參與電商有顯著正向影響，因此政府推廣在信息素養(yǎng)影響農(nóng)戶參與電商關(guān)系中具有調(diào)節(jié)效應(yīng)。假設(shè)H3得證。

(2)政府推廣各維度在信息素養(yǎng)影響農(nóng)戶參與電商中的調(diào)節(jié)效應(yīng)(模型13和15)。由模型13可知推廣廣度和推廣深度在1%顯著性水平上正向影響農(nóng)戶參與電商，系數(shù)分別為0.182和0.207，推廣強(qiáng)度在5%顯著性水平上正向影響農(nóng)戶參與電商，系數(shù)為0.112。由模型15可知，分別引入政府推廣各維度與信息素養(yǎng)的交互項后，各交互項對農(nóng)戶參與電商有顯著影響。假設(shè)H3a、H3b和H3c得證。

(3)此外，為了更深入地分析政府推廣強(qiáng)弱對信息素養(yǎng)影響農(nóng)戶電商參與行為的差異性，以政府推廣水平的均值為分類標(biāo)準(zhǔn)將全部樣本分為弱推廣水平組和強(qiáng)推廣水平組進(jìn)行估計。估計結(jié)果見表5中模型16和模型17，結(jié)果表明，信息素養(yǎng)對農(nóng)戶電商參與的回歸系數(shù)由模型16中的0.358增至模型17中的0.769，且顯著性增強(qiáng)，說明信息素養(yǎng)的正向影響隨著政府推廣水平的增強(qiáng)而變大，進(jìn)一步證實(shí)了假說H3。

表5 政府推廣在信息素養(yǎng)影響農(nóng)戶參與電商中的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

(4)政府推廣的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果分析。政府推廣內(nèi)容的全面性、理解難易程度和推廣頻率均對農(nóng)戶參與電商有顯著正向影響，更進(jìn)一步地，政府推廣強(qiáng)度、廣度和深度對農(nóng)戶參與電商的積極作用依次增強(qiáng)，且能促進(jìn)信息素養(yǎng)對農(nóng)戶參與電商的積極作用。農(nóng)產(chǎn)品電商在農(nóng)村地區(qū)的發(fā)展尚處于初級階段，且農(nóng)戶應(yīng)用互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的知識和技能較為匱乏，政府開展的關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品電商的各種形式的宣傳和培訓(xùn)是農(nóng)戶獲取農(nóng)產(chǎn)品電商信息和技術(shù)的主要來源之一。作為一種外部支持，政府推廣內(nèi)容越全面、越易于理解以及頻率越高，農(nóng)戶越容易吸收掌握農(nóng)產(chǎn)品電商的知識和技能，激發(fā)農(nóng)戶的主觀能動性，提高對農(nóng)產(chǎn)品電商的認(rèn)知，從而更容易參與電商。

5.進(jìn)一步討論

(1)內(nèi)生性問題的討論。鑒于基準(zhǔn)回歸中對模型內(nèi)生性問題的檢驗(yàn)，信息素養(yǎng)對農(nóng)戶參與電商的回歸中存在內(nèi)生性問題，本文已在中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)中(模型6、10～17)加入信息素養(yǎng)的工具變量進(jìn)行回歸。另外，考慮到信息素養(yǎng)對農(nóng)戶內(nèi)在感知的影響中(模型7～9)可能存在的內(nèi)生性問題，本文運(yùn)用工具變量法對農(nóng)戶信息素養(yǎng)的內(nèi)生性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果無法拒絕信息素養(yǎng)是外生的原假設(shè)，即農(nóng)戶信息素養(yǎng)對內(nèi)在感知的影響中不存在內(nèi)生性，政府推廣作為外部支持在對農(nóng)戶參與電商的影響中不存在內(nèi)生性，因此上述模型結(jié)果與加入工具變量檢驗(yàn)結(jié)果無差異。

(2)Bootstrap檢驗(yàn)。為進(jìn)一步驗(yàn)證中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文在上述層級回歸的基礎(chǔ)上同時采用了Bootstrap檢驗(yàn)方法，原因是Bootstrap方法提供的置信區(qū)間更準(zhǔn)確且更具統(tǒng)計檢驗(yàn)力[45]。當(dāng)該置信區(qū)間不包括0，說明間接效應(yīng)存在，若該置信區(qū)間包括0，則間接效應(yīng)不存在。根據(jù)Bootstrap在95%的置信區(qū)間水平自抽樣5000次的檢驗(yàn)結(jié)果，內(nèi)在感知在信息素養(yǎng)影響農(nóng)戶參與電商中的中介效應(yīng)顯著，中介效應(yīng)大小為0.2938，占總效應(yīng)比重為54.92%，同樣方法得到感知有用性和感知易用性中介效應(yīng)大小分別為0.1018和0.1981，分別占總效應(yīng)的19.03%、37.03%，進(jìn)一步證實(shí)了假說H2。政府推廣在其減一個標(biāo)準(zhǔn)差的置信區(qū)間內(nèi)包含0，而在其均值與均值加一個標(biāo)準(zhǔn)差置信區(qū)間內(nèi)不包含0，表明信息素養(yǎng)對農(nóng)戶參與電商的作用隨政府推廣的不同取值發(fā)生顯著差異，即政府推廣的調(diào)節(jié)效應(yīng)存在，進(jìn)一步證實(shí)了假說H3(見表6)。

表6 Bootstrap中介效應(yīng)與調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

四、結(jié)論與建議

本文利用陜西省蘋果優(yōu)勢區(qū)827個蘋果種植戶的調(diào)研數(shù)據(jù)，構(gòu)建了包括信息意識、信息知識和信息能力的農(nóng)戶信息素養(yǎng)體系，引入農(nóng)戶內(nèi)在感知和政府推廣，采用中介效應(yīng)模型和調(diào)節(jié)效應(yīng)模型，揭示了農(nóng)戶信息素養(yǎng)對其參與農(nóng)產(chǎn)品電商的影響及其作用路徑。研究結(jié)果表明：第一，農(nóng)戶信息素養(yǎng)水平顯著正向影響其參與農(nóng)產(chǎn)品電商行為。第二，農(nóng)戶內(nèi)在感知對其參與農(nóng)產(chǎn)品電商有顯著正向影響，且在信息素養(yǎng)對農(nóng)戶參與電商影響中發(fā)揮中介作用。具體而言，信息素養(yǎng)通過提高農(nóng)戶對農(nóng)產(chǎn)品電商的感知有用性和感知易用性促進(jìn)農(nóng)戶參與農(nóng)產(chǎn)品電商。第三，政府推廣廣度、深度和強(qiáng)度對農(nóng)戶參與農(nóng)產(chǎn)品電商具有顯著積極作用，且在信息素養(yǎng)影響農(nóng)戶參與農(nóng)產(chǎn)品電商關(guān)系中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。信息素養(yǎng)對不同推廣特征地區(qū)農(nóng)戶的電商參與行為有不同程度的影響，推廣全面性、推廣內(nèi)容的理解難易程度、推廣頻率均會影響信息素養(yǎng)對農(nóng)戶參與農(nóng)產(chǎn)品電商的積極作用。

基于以上結(jié)論，為促進(jìn)農(nóng)戶參與農(nóng)產(chǎn)品電商，本文提出以下對策建議：第一，加強(qiáng)信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，培養(yǎng)農(nóng)戶信息意識、知識和能力，重視提高農(nóng)戶信息素養(yǎng)水平，發(fā)揮信息素養(yǎng)對農(nóng)戶參與農(nóng)產(chǎn)品電商的積極作用。第二，通過各種方式提高農(nóng)戶對農(nóng)產(chǎn)品電商的認(rèn)知，加強(qiáng)宣傳農(nóng)產(chǎn)品電商在解決農(nóng)產(chǎn)品賣難和促進(jìn)農(nóng)民增收方面的積極作用，同時組織各種形式對農(nóng)產(chǎn)品電商的培訓(xùn)，幫助農(nóng)戶熟悉農(nóng)產(chǎn)品電商操作技能，緩解農(nóng)戶對農(nóng)產(chǎn)品電商的技術(shù)約束。第三，提高政府推廣水平，注重政府對農(nóng)產(chǎn)品電商的宣傳和培訓(xùn)，提高推廣內(nèi)容的全面性、易于理解的程度和頻率，實(shí)行有針對性的推廣措施。