新型城鎮(zhèn)化進程中農(nóng)戶信息共享意愿影響因素分析
——基于北京信息進村入戶行政村652家農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)*

曹冰雪 李 瑾

（北京農(nóng)業(yè)信息技術(shù)研究中心 北京 100097）

1 引言

當前我國正處于城鄉(xiāng)經(jīng)濟社會轉(zhuǎn)型發(fā)展以及新型“四化”快速推進的關(guān)鍵時期。信息共享是新形勢下農(nóng)村信息化建設(shè)的新要求和新挑戰(zhàn)?！秶倚滦统擎?zhèn)化規(guī)劃（2014—2020年）》明確提出要始終堅持“以人為本、公平共享，四化同步、統(tǒng)籌城鄉(xiāng)”的基本原則，中央一號文件等政府政策均強調(diào)了信息共享在加快轉(zhuǎn)變城鎮(zhèn)化發(fā)展方式、推動大中小城市和小城鎮(zhèn)協(xié)調(diào)發(fā)展進程中的重要性。在新型城鎮(zhèn)化進程中，依托智慧鄉(xiāng)村、信息進村入戶等農(nóng)村信息化工程，我國涌現(xiàn)了眾多信息共享平臺以促進城鄉(xiāng)間信息資源的合理流動與優(yōu)化配置。例如作為全國首善之區(qū)的北京，已建設(shè)了面向新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的“綠云格”平臺、“農(nóng)場云”平臺等托管式農(nóng)業(yè)服務共享平臺，以及面向廣大農(nóng)民的智慧鄉(xiāng)村綜合服務平臺等典型農(nóng)村信息共享平臺。但目前國內(nèi)城鄉(xiāng)之間“信息鴻溝”仍然存在，農(nóng)業(yè)農(nóng)村信息共享平臺信息資源配置能效仍未被激活，問題癥結(jié)在于對信息共享中的核心參與主體“廣大普通農(nóng)戶”的了解嚴重不足。為此本文通過深入研究農(nóng)戶信息共享意愿，了解農(nóng)戶對信息共享的真實看法及影響因素，將有助于拓寬農(nóng)村信息共享覆蓋范圍，保障城鄉(xiāng)信息服務均等化權(quán)益，實現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化發(fā)展，故具有重要的現(xiàn)實意義。

鑒于農(nóng)戶信息共享理念的前沿性，現(xiàn)有文獻對此的研究尚不充分。與本文主題相關(guān)的研究大致可以分為兩類。一類是對涉農(nóng)企業(yè)、農(nóng)村信用社等涉農(nóng)主體信息共享的研究。對涉農(nóng)企業(yè)的研究，主要從降低信息不對稱、減輕“長鞭效應”和信息失真、促進供應鏈整合、提高食品質(zhì)量安全水平等角度肯定信息共享在提升企業(yè)績效方面的重要價值[1-3]。符少玲和孫良媛的研究表明，公司對農(nóng)戶的信任與關(guān)系承諾顯著正向影響公司與農(nóng)戶共享信息，而公司對農(nóng)戶的資源依賴無顯著影響[4]。對農(nóng)村信用社，熊學萍等的研究表明，農(nóng)信社同業(yè)間的信息共享意愿雖十分強烈，但對專業(yè)第三方征信機構(gòu)持不信任態(tài)度[5]。另一類研究與本文的關(guān)注點比較接近，是以農(nóng)戶為研究對象，考察其信息共享情況。鄧俊淼的研究指出，農(nóng)戶分散經(jīng)營使農(nóng)產(chǎn)品供應鏈各環(huán)節(jié)不能進行有效信息共享，從而提高了農(nóng)戶經(jīng)營風險，制約了農(nóng)產(chǎn)品供應鏈增值幅度[6]。

已有研究的一個重要不足是以農(nóng)戶為研究對象的信息共享分析較少，對農(nóng)戶信息共享意愿尚沒有較為科學的判斷。在此背景下，本文基于北京市郊區(qū)農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建計量經(jīng)濟學模型，從農(nóng)戶“共享自我信息”與“共享他人信息”兩個角度，分析其影響因素及作用機制，以期對現(xiàn)有相關(guān)研究有所補充，為推動農(nóng)村健康發(fā)展、提升農(nóng)村信息化水平的相關(guān)政策的制定提供科學參考。

2 理論分析

2.1 理論基礎(chǔ)

2.1.1 信息共享的內(nèi)涵

對于信息共享，馬費成和裴雷指出其經(jīng)濟實質(zhì)是私有信息通過信息資源共享進入公共領(lǐng)域，成為公共信息；信息資源共享本身是一個信息產(chǎn)權(quán)租讓與潛在信息生產(chǎn)的過程[7]。在此基礎(chǔ)上，裴成發(fā)和賈惠芳定義了在信息時代中信息共享的含義，即信息資源共享是以網(wǎng)絡環(huán)境為依托，以現(xiàn)代信息技術(shù)為支撐，使信息資源在最大可能的范圍內(nèi)、最可能的情況下、最方便快捷地為全社會公眾所享用[8]。

2.1.2 信息共享影響因素研究

B. A. Nardi 和 V. L. O’Day提出信息生態(tài)的概念，即由人、實踐、價值和技術(shù)在特定環(huán)境中組成的信息系統(tǒng)[9]。王晰巍和劉鐸[10]、王晰巍等[11]在綜合已有研究的基礎(chǔ)上，指出信息生態(tài)是在特定信息空間內(nèi)，以信息技術(shù)為手段，為達到均衡狀態(tài)，信息人與信息環(huán)境在信息資源支持下的傳遞與反饋活動，故信息生態(tài)系統(tǒng)由信息人、信息資源、信息技術(shù)、信息環(huán)境四要素組成。在對信息生態(tài)系統(tǒng)有整體認知的基礎(chǔ)上，已有學者探討了上述四要素對個人信息共享意愿的影響。

（1）信息人對個人信息共享意愿的影響

學者們肯定了作為信息交流、傳播和共享主體的信息人其自身特征對信息共享意愿的影響。曾楨、周榮和喻登科在對農(nóng)戶、農(nóng)產(chǎn)品經(jīng)銷商等主體的研究中表明，個人年齡、性別、受教育程度、組織架構(gòu)、經(jīng)營模式等特征會通過影響其信息意識、信息理解能力、信息傳播媒介使用等進而影響主體間的農(nóng)業(yè)信息與知識傳播[12-13]。S. L. Jarvenpaa等[14]、I. Ajzen[15]、胡昌平和胡媛[16]的研究則通過構(gòu)建評價個人在掌握信息資源、技術(shù)等方面的自我效能指標，證明個人在判別信息資源質(zhì)量、掌握信息技術(shù)操作技能、熟悉信息分享流程等方面的信息自我效能是產(chǎn)生信息共享行為意圖的重要驅(qū)動力。基于上述研究觀點，本文認為作為信息人的農(nóng)戶負責人特征與農(nóng)戶特征對其信息共享意愿有顯著影響。

（2）信息資源對個人信息共享意愿的影響

信息資源是個人信息共享意愿的決定因素之一。楊麗[17]在識別出知識的隱含性和分散性特征的基礎(chǔ)上，指出知識的隱含不易表達、分散不易傳播的特殊屬性顯著影響個人間的知識共享。王少劍和汪玥琦則直接界定了信息資源質(zhì)量特征中的有用性，指出信息有用性即信息內(nèi)容對提升個人工作績效、生活質(zhì)量和學習效率等的作用程度，只有當信息資源是有用的，預期能夠取得較好的信息傳播效果，才能激發(fā)個人進行信息共享[18]。據(jù)此，本文認為信息資源特征對農(nóng)戶信息共享意愿有顯著影響。

（3）信息技術(shù)對個人信息共享意愿的影響

信息技術(shù)是信息傳播共享的載體，新的信息與傳播技術(shù)革命打破了傳統(tǒng)媒體的基本格局。當前，以手機為代表的新媒體擴張速度驚人，已成為個人一種重要的信息傳播工具，其強大的傳播力和多樣化的傳播方式，深刻地影響和改變了個人的信息傳播思想，促使個人愿意傳播共享信息[19]。趙英等進一步剖析了微信、微博等新型社交媒體的功能，指出其通過語音、視頻通話等方便溝通，通過朋友圈實時分享信息，通過開放平臺和公眾平臺智能化共享信息等，很大程度上方便了信息共享，進而增強了個人信息共享意愿[20]?；诖吮疚恼J為信息技術(shù)對農(nóng)戶信息共享意愿有顯著影響。

（4）信息環(huán)境對個人信息共享意愿的影響

信息環(huán)境從外部影響個人信息共享意愿。社會認知理論認為環(huán)境通過影響個人認知進而影響個人意識行為[21]。在理論研究的基礎(chǔ)上，部分學者從經(jīng)驗角度驗證環(huán)境對知識、信息共享意愿的影響。L. A. Hoang 等基于社會網(wǎng)絡分析法對越南稻米種植農(nóng)戶的研究指出，政府信息服務站點、農(nóng)村現(xiàn)有的人際交流網(wǎng)絡是影響農(nóng)戶信息交流的重要因素[22]。J. Kim 等基于社會認知理論對大學生的研究也表明周圍人的信息行為、信息交流氛圍等外部環(huán)境會影響個人的信息共享態(tài)度[23]。據(jù)此本文認為信息環(huán)境對農(nóng)戶信息共享意愿有顯著影響。

（5）基于技術(shù)接受模型的個人信息共享意愿影響因素作用機制研究

上述文獻盡管主要研究了信息人、信息資源、信息技術(shù)、信息環(huán)境四要素對個人信息共享意愿的直接影響，但也從影響個人信息共享認知、方便個人進行信息共享等角度解釋了四要素對信息共享意愿的具體作用機制。F. D.Davis基于理性行為理論與計劃行為理論以及對實際經(jīng)驗的抽象總結(jié)，構(gòu)建了技術(shù)接受模型，對外部因素影響信息行為意愿的具體作用機制進行深入剖析，研究表明作為初始因素的外部變量決定了個人的感知有用（perceived usefulness），進而影響個人信息行為意愿[24]。P. A. Pavlou的研究進一步將感知風險（perceived risk）納入技術(shù)接受模型，指出感知風險對個人信息行為意愿也有顯著影響[25]。據(jù)此本文將感知有用與感知風險作為居間變量（mediating variable），研究外部因素通過居間變量影響個人信息共享意愿的具體作用機制。

2.2 模型設(shè)定

根據(jù)已有文獻可知，信息人（戶）、信息技術(shù)、信息資源、信息環(huán)境四類變量對農(nóng)戶信息共享意愿有顯著影響，且這種影響主要通過作用于個人的感知有用與感知風險。據(jù)此，本文將農(nóng)戶信息共享意愿細分為自我信息共享意愿與他人信息共享意愿，分別作為因變量，并立足信息生態(tài)視角，以信息人（戶）、信息技術(shù)、信息資源、信息環(huán)境為自變量，構(gòu)建Probit回歸分析模型，初步了解“外部因素—信息共享意愿”的作用機制；進一步基于技術(shù)接受模型構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型（SEM），同時驗證“外部因素—信息共享意愿”的直接作用機制與“外部因素—感知有用/感知風險—信息共享意愿”的間接作用機制。

圖 1 模型設(shè)定形式

Probit回歸分析模型設(shè)定如下：

Shar_Yi為被解釋變量，具體為Shar_mi或Shar_hi，分別表示第i個農(nóng)戶的自我信息共享意愿或他人信息共享意愿。X1i、X2i、X3i、X4i為解釋變量，分別表示第i個農(nóng)戶的信息人（戶）基本特征、信息技術(shù)、信息資源、信息環(huán)境。具體來看，信息人（戶）基本特征X1i包含戶主的性別、年齡、受教育程度，是否加入合作社/協(xié)會、是否有訂單農(nóng)業(yè)、是否通過益農(nóng)社購買農(nóng)資/生活物品等；信息技術(shù)X2i包含手機是否可以上網(wǎng)；信息資源X3i包含所得信息真實/科學/可靠性情況；信息環(huán)境X4i包含周邊親友積極使用信息技術(shù)情況、益農(nóng)社服務滿意評價情況、所在村信息傳播情況。ui為隨機干擾因素。

SEM回歸分析模型設(shè)定如下：

Shar_Yi、X1i、X2i、X3i、X4i與Probit模型的設(shè)定一致，此處不再贅述。co_Y1i、co_Y2i為居間變量，分別表示第i個農(nóng)戶的自我或他人信息共享的感知有用與感知風險。具體來看，農(nóng)戶自我信息共享的感知有用包含“提升自身行業(yè)地位評價”與“獲得別人信任度評價”，感知風險包含“增加自身產(chǎn)品市場競爭評價”與“增加自身工作負擔評價”；農(nóng)戶他人信息共享的感知有用包含“提升生產(chǎn)效率評價”、“拓寬社交網(wǎng)絡評價”與“了解行業(yè)動態(tài)評價”，感知風險包含“不安全評價”與“誤導自身評價”。

3 數(shù)據(jù)概況

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)來自“北京信息進村入戶行政村農(nóng)戶信息情況調(diào)查”。該項調(diào)查由北京農(nóng)業(yè)信息技術(shù)研究中心負責組織協(xié)調(diào)與調(diào)查設(shè)計、北京中益農(nóng)信息科技股份有限公司負責執(zhí)行，具體調(diào)查時間為2017年5—7月。為了提高調(diào)查效率和數(shù)據(jù)質(zhì)量，該調(diào)查專門開發(fā)了APP應用軟件，對答題時間進行監(jiān)控。樣本調(diào)查中，在第一階段，調(diào)查組考慮到昌平區(qū)與延慶區(qū)是北京首批信息進村入戶工程試點區(qū)，農(nóng)村信息化水平相對較高，具有較強的代表性，故將調(diào)查區(qū)域定位在這兩個區(qū)的所有信息進村入戶行政村；在第二階段，在由中益農(nóng)公司提供的所有行政村農(nóng)戶名單中進行隨機抽樣。該調(diào)查最終收回農(nóng)戶有效問卷652份。

3.2 樣本概況

對于兩個因變量，“是否愿意共享自我信息”變量的均值為0.87，“是否愿意共享他人信息”變量的均值為0.31。對于居間變量：①農(nóng)戶自我信息共享感知有用中，“提升自身行業(yè)地位評價”變量的均值為3.13，“獲得別人信任評價”變量的均值為3.44；感知風險中，“增加自身產(chǎn)品市場競爭評價”變量的均值為3.26，“增加自身工作負擔評價”變量的均值為2.96。②農(nóng)戶他人信息共享感知有用中，“提升生產(chǎn)效率評價”變量的均值為3.44，“拓寬社交網(wǎng)絡評價”變量的均值為3.61，“了解行業(yè)動態(tài)評價”變量的均值為3.60；感知風險中，“不安全評價”變量的均值為3.09，“誤導自身評價”變量的均值為3.00。對于自變量，戶主男性占比為28%；實際年齡平均約為45歲；有高達89%的戶主文化程度為初中/中專及以上；40%的農(nóng)戶加入了合作社/協(xié)會；14%的農(nóng)戶有訂單農(nóng)業(yè)；52%的農(nóng)戶通過益農(nóng)社購買農(nóng)資/生活物品等；94%的農(nóng)戶手機可以上網(wǎng)；農(nóng)戶所得信息真實/科學/可靠性情況均值為3.50；周邊親友積極使用信息技術(shù)情況均值為3.47；益農(nóng)社服務滿意評價情況均值為3.68；所在村信息傳播情況均值為3.61。

表 1 變量及描述統(tǒng)計

4 農(nóng)戶信息共享意愿狀況

4.1 農(nóng)戶自我信息共享意愿狀況

（1）農(nóng)戶自我信息共享意愿情況

農(nóng)戶普遍愿意共享自我信息。由下表可知，在調(diào)查樣本中，農(nóng)戶“愿意共享自我信息”的有564戶，占樣本總量達86.5%；農(nóng)戶“不愿意共享自我信息”的有88戶，僅占樣本總量的13.5%，二者間相差73個百分點。這說明目前絕大多數(shù)農(nóng)戶對共享自我信息持積極開放態(tài)度，普遍愿意將自有信息共享給他人。

表 2 農(nóng)戶愿意共享自我信息頻數(shù)與占比

（2）農(nóng)戶自我信息共享感知有用情況

近三分之一的農(nóng)戶認為其共享自我信息會提高自身行業(yè)地位。在調(diào)查樣本中，對于題干“共享自我信息會提高自身行業(yè)地位”，“非常不同意”的農(nóng)戶僅有20戶，“不同意”的農(nóng)戶有116戶，“一般”的農(nóng)戶有309戶，“同意”的農(nóng)戶有176戶，“非常同意”的農(nóng)戶有34戶。故農(nóng)戶認為“同意及以上”的總占比（31.74%）比其認為“不同意及以下”的總占比（20.86%）多10.88個百分點，說明目前近三分之一的農(nóng)戶認為其共享自我信息會提高自身在整個行業(yè)地位，這一比例略高于持相反態(tài)度的農(nóng)戶比例。

近一半的農(nóng)戶認為其共享出去自我信息會獲得別人信任。在調(diào)查樣本中，對于題干“共享自我信息會獲得別人信任”，“非常不同意”的農(nóng)戶僅有14戶，“不同意”的農(nóng)戶有41戶，“一般”的農(nóng)戶有287戶，“同意”的農(nóng)戶有266戶，“非常同意”的農(nóng)戶有44戶。故農(nóng)戶認為“同意及以上”的總占比（47.55%）比其認為“不同意及以下”的總占比（8.44%）多39.11個百分點，說明目前近一半的農(nóng)戶認為其共享自我信息會獲得別人的信任，這一比例遠高于持相反態(tài)度的農(nóng)戶比例。

圖 2 農(nóng)戶自我信息共享感知有用

（3）農(nóng)戶自我信息共享感知風險情況

略多于三分之一的農(nóng)戶認為其共享自我信息會增加自身產(chǎn)品市場競爭。在調(diào)查樣本中，對于題干“共享自我信息會增加自身產(chǎn)品市場競爭”，“非常不同意”的農(nóng)戶僅有15戶，“不同意”的農(nóng)戶有91戶，“一般”的農(nóng)戶有290戶，“同意”的農(nóng)戶有219戶，“非常同意”的農(nóng)戶有37戶。故農(nóng)戶認為“同意及以上”的總占比（39.26%）比其認為“不同意及以下”的總占比（16.26%）多23個百分點。這說明目前有略多于三分之一的農(nóng)戶認為其共享自我信息會增加自身產(chǎn)品市場競爭，這一比例高于持相反態(tài)度的農(nóng)戶比例。近三分之一的農(nóng)戶認為其共享出去自我信息會增加自身工作負擔。在調(diào)查樣本中，對于題干“共享自我信息會增加自身工作負擔”，“非常不同意”的農(nóng)戶僅有19戶，“不同意”的農(nóng)戶有180戶，“一般”的農(nóng)戶有293戶，“同意”的農(nóng)戶有127戶，“非常同意”的農(nóng)戶有33戶。故農(nóng)戶認為“同意及以上”的總占比（24.54%）比其認為“不同意及以下”的總占比（30.52%）少5.98個百分點。這說明目前有近于三分之一的農(nóng)戶認為其共享自我信息會增加自身工作負擔，這一比例與持相反態(tài)度的農(nóng)戶比例基本持平。

圖 3 農(nóng)戶自我信息共享感知風險

4.2 農(nóng)戶他人信息共享意愿狀況

（1）農(nóng)戶他人信息共享意愿情況

僅三分之一左右農(nóng)戶愿意共享他人信息。由下表可知，在調(diào)查樣本中，農(nóng)戶“愿意共享他人信息”的有203戶，占樣本總量的31.13%；農(nóng)戶“不愿意共享他人信息”的有449戶，占樣本總量的68.87%，二者間相差37.74個百分點。這說明目前大多數(shù)農(nóng)戶對共享他人信息持保留態(tài)度，并不愿意共享別人的信息，僅三分之一左右的農(nóng)戶表示愿意共享他人信息。

表 3 農(nóng)戶愿意共享他人信息頻數(shù)與占比

（2）農(nóng)戶他人信息共享感知有用情況

近一半的農(nóng)戶認為其共享他人信息會提升自身生產(chǎn)效率。在調(diào)查樣本中，對于題干“共享他人信息可以提升生產(chǎn)效率”，“非常不同意”的農(nóng)戶僅有8戶，“不同意”的農(nóng)戶有38戶，“一般”的農(nóng)戶有307戶，“同意”的農(nóng)戶有255戶，“非常同意”的農(nóng)戶有44戶。故農(nóng)戶認為“同意及以上”的總占比（45.86 %）比其認為“不同意及以下”的總占比（7.06%）多38.80個百分點，說明目前近一半的農(nóng)戶認為其通過共享他人信息會提升自身生產(chǎn)效率，這一比例遠高于持相反態(tài)度的農(nóng)戶比例。

多于一半的農(nóng)戶認為其共享他人信息可以拓寬社交網(wǎng)絡。在調(diào)查樣本中，對于題干“共享他人信息可以拓寬社交網(wǎng)絡”，“非常不同意”的農(nóng)戶僅有5戶，“不同意”的農(nóng)戶有25戶，“一般”的農(nóng)戶有260戶，“同意”的農(nóng)戶有293戶，“非常同意”的農(nóng)戶有69戶。故農(nóng)戶認為“同意及以上”的總占比（55.52%）比其認為“不同意及以下”的總占比（4.60%）多50.92個百分點，說明目前有多于一半的農(nóng)戶認為其通過共享他人信息可以拓寬自身社交網(wǎng)絡，這一比例遠遠高于持相反態(tài)度的農(nóng)戶比例。多于一半的農(nóng)戶認為其共享他人信息可以了解行業(yè)動態(tài)。在調(diào)查樣本中，對于題干“共享他人信息可以了解行業(yè)動態(tài)”，“非常不同意”的農(nóng)戶僅有8戶，“不同意”的農(nóng)戶有14戶，“一般”的農(nóng)戶為262戶，“同意”的農(nóng)戶達312戶，“非常同意”的農(nóng)戶有56戶。故農(nóng)戶認為“同意及以上”的總占比（56.44%）比其認為“不同意及以下”的總占比（3.37%）多53.07個百分點，說明目前有多于一半的農(nóng)戶認為其通過共享他人信息可以了解行業(yè)動態(tài)，這一比例遠遠高于持相反態(tài)度的農(nóng)戶比例。

圖 4 農(nóng)戶他人信息共享感知有用

（3）農(nóng)戶他人信息共享感知風險情況

近三分之一的農(nóng)戶認為其共享他人信息會不安全。在調(diào)查樣本中，對于題干“共享他人信息會不安全”，“非常不同意”的農(nóng)戶僅有13戶，“不同意”的農(nóng)戶有136戶，“一般”的農(nóng)戶有317戶，“同意”的農(nóng)戶有152戶，“非常同意”的農(nóng)戶有34戶。故農(nóng)戶認為“同意及以上”的總占比（28.52%）比其認為“不同意及以下”的總占比（22.85%）多5.67個百分點。這說明目前有近三分之一的農(nóng)戶認為其共享他人信息會不安全，這一比例與持相反態(tài)度的農(nóng)戶比例基本持平。近三分之一的農(nóng)戶認為其共享他人信息會誤導自身。在調(diào)查樣本中，對于題干“共享他人信息會誤導自身”，“非常不同意”的農(nóng)戶僅有15戶，“不同意”的農(nóng)戶有162戶，“一般”的農(nóng)戶有310戶，“同意”的農(nóng)戶有135戶，“非常同意”的農(nóng)戶有30戶。故農(nóng)戶認為“同意及以上”的總占比（25.31%）比其認為“不同意及以下”的總占比（27.15%）少1.84個百分點。這說明目前有近三分之一的農(nóng)戶認為其共享他人信息會誤導自身，這一比例與持相反態(tài)度的農(nóng)戶比例基本持平。

圖 5 農(nóng)戶他人信息共享感知風險

5 農(nóng)戶信息共享意愿影響因素分析

5.1 農(nóng)戶自我信息共享意愿影響因素分析

5.1.1 基準模型

（1）基本結(jié)果

表4給出了運用Probit模型得到的農(nóng)戶自我信息共享意愿影響因素邊際估計結(jié)果。結(jié)果顯示，農(nóng)戶加入合作社/協(xié)會、通過益農(nóng)社購買農(nóng)資/生活物品等、所得信息真實/科學/可靠性越高、周邊親友使用信息技術(shù)越積極、益農(nóng)社服務滿意評價越高、所在村信息傳播越好，農(nóng)戶愿意共享自我信息的概率越高。而戶主性別、年齡、受教育程度、農(nóng)戶是否有訂單農(nóng)業(yè)與手機是否可上網(wǎng)對自我信息共享意愿的影響不顯著。

（2）結(jié)果討論

信息環(huán)境是農(nóng)戶自我信息共享意愿最為重要的決定因素。表征信息環(huán)境的三個變量系數(shù)均顯著為正，說明農(nóng)戶所處的信息技術(shù)應用、信息傳播、信息服務環(huán)境越好，農(nóng)戶越愿意共享自己的信息。這是因為信息環(huán)境能夠影響改變農(nóng)戶的意識與行為，一方面周圍濃郁的信息化環(huán)境將會潛移默化地促使農(nóng)戶了解信息的重要性，明白共享信息的意義，從而幫助農(nóng)戶建立共享信息的意識；另一方面親友、益農(nóng)社等信息技術(shù)應用、信息傳播有助于消除農(nóng)戶共享自我信息的顧慮，提升農(nóng)戶信息收集、處理、傳播能力，從而帶動農(nóng)戶共享自我信息。

表 4 農(nóng)戶自我信息共享意愿基準模型估計結(jié)果

信息資源是另一個較為穩(wěn)健的影響農(nóng)戶自我信息共享意愿的因素。表征信息資源的變量系數(shù)顯著為正，表明所得信息的真實性、科學性、可靠性越高，農(nóng)戶越愿意共享自己的信息。這可能因為對于農(nóng)戶來說，只有自身所獲取的信息資源質(zhì)量越好，農(nóng)戶認為將信息共享出去對他人有用，或者會使農(nóng)戶共享自我信息的傳播效果好，農(nóng)戶才有共享自我信息的意愿。

信息戶基本特征對其自我信息共享意愿也具有比較穩(wěn)健的顯著影響。除有訂單農(nóng)業(yè)變量系數(shù)不顯著外，其余兩個變量系數(shù)均顯著為正。加入合作社/協(xié)會的農(nóng)戶更愿意共享自我信息的原因可能在于：一方面加入合作社/協(xié)會的農(nóng)戶擁有更為便捷、廣闊的信息源，保證了農(nóng)戶信息共享能力；另一方面合作社/協(xié)會等社會組織為農(nóng)戶提供了良好的交流平臺，從而促使農(nóng)戶愿意向他人共享自己的信息。通過益農(nóng)社購買農(nóng)資/生活物品的農(nóng)戶也更愿意共享自我信息，因為用戶通過益農(nóng)社購買農(nóng)資/生活物品等，享受益農(nóng)社信息服務，能夠有效樹立信息意識，接觸更多市場信息，從而更愿意共享自我信息。而農(nóng)戶有訂單農(nóng)業(yè)對其共享自我信息沒有影響也符合預期。對于農(nóng)戶來說，農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)銷模式的穩(wěn)定與否，更多決定了農(nóng)戶搜尋或共享他人信息的意愿，對自我信息的共享意愿沒有很大影響，甚至可能因為契約中的某些保密條款，抑制農(nóng)戶自我信息的共享，本文回歸系數(shù)為負一定程度驗證了這一觀點。

信息人基本特征與信息技術(shù)對農(nóng)戶自我信息共享意愿沒有產(chǎn)生顯著影響。戶主性別有一定負向影響可能因為，相較于男性，女性本身的性別屬性使其更愿意與他人進行信息交流，從而其更愿意共享自我信息。戶主年齡和受教育程度對農(nóng)戶自我信息共享意愿無影響可能因為，農(nóng)戶本身對自我信息共享態(tài)度并未出現(xiàn)明顯的年齡與教育程度分層。而農(nóng)戶自我信息共享意愿缺乏信息技術(shù)差異可能在于，手機能夠上網(wǎng)一方面會因方便信息傳播而增加農(nóng)戶自我信息共享意愿，另一方面也可能會因強化個人信息安全保護等意識而抑制農(nóng)戶自我信息共享意愿，從而導致整體疊加效應不顯著。

5.1.2 進一步的探討：作用機制研究

表5中（1）—（5）方程列出本文針對農(nóng)戶信息人（戶）基本特征、信息資源、信息環(huán)境、信息技術(shù)對自我信息共享意愿直接與間接作用機制的結(jié)構(gòu)方程研究結(jié)果。

居間變量結(jié)果討論。感知有用變量中，“提升自身行業(yè)地位評價”有負向影響，可能是當前農(nóng)戶共享自我信息主要出于公益性、社交性目的，而持提升自身行業(yè)地位這種私利性、競爭性作用認知的農(nóng)戶反而不愿意真正共享自我信息；“獲得別人信任評價”有正向影響，進一步驗證了上述觀點，即可以獲得別人信任這種具有社交性作用的認知會顯著促進農(nóng)戶共享自我信息。感知風險變量均無顯著影響，可能是“增加自身產(chǎn)品市場競爭與增加自身工作負擔”風險盡管存在，但尚未影響到農(nóng)戶的自我信息共享意愿。

外生變量作用機制討論。①信息人基本特征變量。通過負向直接作用，相較于女性，戶主為男性的農(nóng)戶自我信息共享意愿概率平均下降6.5%；相較于上文基準檢驗未識別出直接作用機制，在結(jié)構(gòu)方程模型中識別出年齡有負向間接作用，戶主年齡每增加1歲，提升自身行業(yè)地位評價平均上漲9.9%個單位，而該評價每增加1個單位，農(nóng)戶自我信息共享意愿平均下降14.1%個單位，將兩個系數(shù)相乘，可以得到戶主年齡對其自我信息共享意愿的總影響程度（為-1.4%），即戶主年齡每增加1歲，農(nóng)戶自我信息共享意愿概率平均下降1.4%（測算解釋變量對被解釋變量整體間接作用機制，即將每條作用機制路徑中通過顯著性檢驗的解釋變量與居間變量的系數(shù)相乘，再對不同路徑的乘積進行加總。為簡便表述，下文只匯報各變量的作用機制，以及最終的整體影響程度）。通過正向間接作用，相較于受教育程度為小學的戶主，受教育程度為初中/中專、技校、高中的農(nóng)戶自我信息共享意愿概率平均分別上升1.6%、1.1%、0.1%。②信息戶基本特征變量。通過正向直接作用，相較于尚未加入合作社/協(xié)會的農(nóng)戶，已加入合作社/協(xié)會的農(nóng)戶自我信息共享意愿概率平均上升6.3%；通過負向間接作用，相較于沒有訂單農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶，有訂單農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶自我信息共享意愿概率平均下降1.3%；通過正向直接與間接作用，相較于沒有通過益農(nóng)社購買農(nóng)資/生活物品等的農(nóng)戶，通過益農(nóng)社購買農(nóng)資/生活物品等的農(nóng)戶自我信息共享意愿概率平均上升24.2%。③信息技術(shù)變量。通過正向直接與間接作用，相較于手機不能上網(wǎng)的農(nóng)戶，手機可以上網(wǎng)的農(nóng)戶自我信息共享意愿概率平均上升9.2%。④信息資源變量。通過正向間接作用，所得信息真實/科學/可靠性每增加1個單位，農(nóng)戶自我信息共享意愿概率平均上升1.6%。⑤信息環(huán)境變量。通過正向直接作用與負向間接作用，周邊親友積極使用信息技術(shù)情況每增加1個單位，農(nóng)戶自我信息共享意愿概率平均上升9.3%；通過正向間接作用，益農(nóng)社服務滿意評價每增加1個單位，農(nóng)戶自我信息共享意愿概率平均上升0.7%；通過正向直接作用，所在村信息傳播情況每增加1個單位，農(nóng)戶自我信息共享意愿概率平均上升10.3%。

表 5 農(nóng)戶自我信息共享意愿作用機制檢驗模型

5.2 農(nóng)戶他人信息共享意愿影響因素分析

5.2.1 基準模型

（1）基本結(jié)果

表6給出了運用Probit模型得到的農(nóng)戶他人信息共享意愿影響因素邊際估計結(jié)果。回歸結(jié)果顯示，戶主是男性、年齡越大、有訂單農(nóng)業(yè)，農(nóng)戶愿意共享他人信息的概率越低，戶主受教育程度為大專及以上、通過益農(nóng)社購買農(nóng)資/生活物品等、所得信息真實/科學/可靠性越高，農(nóng)戶愿意共享他人信息的概率越高。而農(nóng)戶是否加入合作社/協(xié)會、手機是否可上網(wǎng)、周邊親友積極使用信息技術(shù)情況、益農(nóng)社服務滿意評價情況和所在村信息傳播情況對農(nóng)戶他人信息共享意愿的影響不顯著。

表 6 農(nóng)戶他人信息共享意愿基準模型估計結(jié)果

（2）結(jié)果討論

信息人基本特征是影響農(nóng)戶他人信息共享意愿的決定因素之一。表征信息人基本特征的三個變量中，戶主性別、年齡系數(shù)顯著為負，受教育程度為大專及以上系數(shù)顯著為正。戶主性別有負向影響，可能因為相較于男性，女性本身的性別屬性引致其更愿意與他人進行信息交流，從而其更愿意共享他人信息。與共享自我信息不同，戶主年齡對農(nóng)戶他人信息共享意愿有負向影響，可能因為戶主年齡越大，越擔心涉及他人隱私或越懷疑他人信息質(zhì)量，從而對分享他人信息持保守態(tài)度。相較于受教育程度為小學的農(nóng)戶，受教育程度為大專及以上的農(nóng)戶共享他人信息意愿顯著上升，可能因為這類戶主更具有信息意識，更了解信息的重要性，也更具有信息甄別能力，從而愿意從他人處共享信息。

信息資源也是影響農(nóng)戶他人信息共享意愿的重要因素。表征信息資源的變量系數(shù)顯著為正，表明所得信息的真實性、科學性、可靠性越高，農(nóng)戶越愿意共享他人的信息。這可能因為對于農(nóng)戶來說，只有自身所獲取的信息資源質(zhì)量越好，對自身生產(chǎn)經(jīng)營越有用，共享他人信息才越有價值，農(nóng)戶才越有共享他人信息的意愿。

信息戶基本特征對農(nóng)戶他人信息共享意愿也具有比較穩(wěn)健的顯著影響。除加入合作社/協(xié)會變量系數(shù)不顯著外，其余兩個變量中，有訂單農(nóng)業(yè)系數(shù)顯著為負，通過益農(nóng)社購買農(nóng)資/生活物品等系數(shù)顯著為正。擁有訂單農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶，由于農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)銷直接對接合作社、企業(yè)等，產(chǎn)銷模式的穩(wěn)定使農(nóng)戶生產(chǎn)、市場、服務等信息搜尋意愿下降，導致農(nóng)戶沒有需求與意愿去共享他人的信息。農(nóng)戶通過益農(nóng)社購買農(nóng)資/生活物品等對其共享他人信息有顯著正向影響的原因可能是，農(nóng)戶在從益農(nóng)社購買農(nóng)資/生活物品等的過程中，自然而然會獲取到農(nóng)資/生活物品等的相關(guān)市場信息，意味著其有共享他人信息的意愿。農(nóng)戶加入合作社/協(xié)會對其共享他人信息無影響的結(jié)論比較出乎意料，本文認為可能的原因是在加入合作社/協(xié)會的農(nóng)戶中，部分會因合作社/協(xié)會已經(jīng)提供了大量信息資源，滿足了信息需求，故降低了其共享他人信息的意愿，而部分農(nóng)戶會因合作社/協(xié)會提供了農(nóng)戶間交流平臺，故提升了其共享他人信息的意愿，就總體而言，相反效應的疊加導致整體影響不顯著。

信息環(huán)境與信息技術(shù)對農(nóng)戶他人信息共享意愿沒有產(chǎn)生顯著的影響。農(nóng)戶所處的信息技術(shù)應用、信息傳播、信息服務環(huán)境對農(nóng)戶他人信息共享無影響可能因為，周圍信息環(huán)境的改善會使部分農(nóng)戶因滿足信息需求、強化他人隱私侵犯意識或增加對他人信息質(zhì)量的懷疑而降低他人信息共享意愿，部分農(nóng)戶則會因信息意識增強、交流工具更加便捷而提升他人信息共享意愿，從而導致整體疊加效應不顯著。而農(nóng)戶他人信息共享意愿缺乏信息技術(shù)差異，原因可能在于手機能夠上網(wǎng)既會因方便信息傳播而增加農(nóng)戶他人信息共享意愿，也會因強化他人隱私侵犯意識或增加對他人信息質(zhì)量的懷疑而抑制農(nóng)戶他人信息共享意愿，從而導致整體疊加效應不顯著。

5.2.2 進一步的探討：作用機制研究

表7（1）—（6）方程列出了本文針對農(nóng)戶信息人（戶）基本特征、信息資源、信息環(huán)境、信息技術(shù)對他人信息共享意愿直接與間接作用機制的結(jié)構(gòu)方程研究結(jié)果。

居間變量結(jié)果討論。感知有用變量中，“拓寬社交網(wǎng)絡評價”“了解行業(yè)動態(tài)評價”有正向影響，意味著信息共享的社交功能、破除信息壁壘功能認知會顯著提升農(nóng)戶他人信息共享意愿；“提升生產(chǎn)效率評價”無影響，可能因為實際中共享他人信息在提升自身生產(chǎn)效率上的作用不是很明顯，故尚未影響到農(nóng)戶他人信息共享意愿。感知風險變量均有負向影響，表明在共享他人信息中，對他人信息質(zhì)量、隱私風險認知越嚴重，越不愿意共享他人信息。

外生變量作用機制討論。①信息人基本特征變量。通過負向間接作用，相較于女性，戶主為男性的農(nóng)戶他人信息共享意愿概率平均下降2.2%；通過負向直接與間接作用，戶主年齡每增加1歲，農(nóng)戶他人信息共享意愿概率平均下降10.9%；通過負向間接作用，相較于受教育程度為小學的戶主，戶主受教育程度為技校、高中的農(nóng)戶他人信息共享意愿概率平均分別下降2.2%、1.4%，通過正向直接與間接作用，相較于受教育程度為小學的戶主，戶主受教育程度為大專及以上的農(nóng)戶他人信息共享意愿概率平均上升12.6%。②信息戶基本特征變量。加入合作社/協(xié)會對農(nóng)戶他人信息共享意愿無直接與間接作用；通過負向間接作用，相較于沒有訂單農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶，有訂單農(nóng)業(yè)的農(nóng)戶他人信息共享意愿概率平均下降6.1%；通過正向間接作用，相較于沒有通過益農(nóng)社購買農(nóng)資/生活物品等的農(nóng)戶，通過益農(nóng)社購買農(nóng)資/生活物品等的農(nóng)戶他人信息共享意愿概率平均上升8.5%。③信息技術(shù)變量。通過正向間接作用，相較于手機不能上網(wǎng)的農(nóng)戶，手機可以上網(wǎng)的農(nóng)戶他人信息共享意愿概率平均上升2.6%。④信息資源變量。通過正向間接作用，所得信息真實/科學/可靠性每增加1個單位，農(nóng)戶他人信息共享意愿概率平均上升3.9%。⑤信息環(huán)境變量。通過正向間接作用，周邊親友積極使用信息技術(shù)情況每增加1個單位，農(nóng)戶他人信息共享意愿概率平均上升3.4%；通過正向間接作用，益農(nóng)社服務滿意評價每增加1個單位，農(nóng)戶他人信息共享意愿概率平均上升7.7%；通過正向間接作用，所在村信息傳播情況每增加1個單位，農(nóng)戶他人信息共享意愿概率平均上升1.5%。

表 7 農(nóng)戶他人信息共享意愿作用機制檢驗模型

6 結(jié)論與政策建議

基于“北京信息進村入戶行政村農(nóng)戶信息情況調(diào)查”的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，本文從農(nóng)戶“共享自我信息”與“共享他人信息”兩個角度，分析了當前農(nóng)戶信息共享意愿的影響因素與作用機制。本文的研究表明：整體影響農(nóng)戶自我信息共享意愿的主要因素是信息戶基本特征、信息資源與信息環(huán)境變量，信息人基本特征與信息技術(shù)變量無顯著影響，但通過作用于感知有用變量，信息人（戶）基本特征、信息資源、信息環(huán)境、信息技術(shù)對其有直接或間接作用機制；整體影響農(nóng)戶他人信息共享意愿的主要因素是信息人基本特征、信息資源與信息戶基本特征變量，信息環(huán)境與信息技術(shù)變量無顯著影響，但通過作用于感知有用與感知風險變量，信息人（戶）基本特征、信息資源、信息環(huán)境、信息技術(shù)對其有直接或間接作用機制。

基于上述研究結(jié)論，為了提升農(nóng)戶信息共享意愿，拓寬農(nóng)村信息共享覆蓋范圍，促進農(nóng)村信息化發(fā)展，本文認為整體來看，政府及社會多方參與主體應圍繞信息人、信息資源、信息技術(shù)、信息環(huán)境努力打造良好的農(nóng)村信息生態(tài)。具體來看，首先，政府應穩(wěn)步提升農(nóng)民受教育水平，通過益農(nóng)社等平臺，對農(nóng)民進行宣傳培訓，培養(yǎng)農(nóng)民信息意識與信息甄別能力；其次，應聯(lián)合社會多方主體，建立健全信息收集、處理、審核機制，全力提升信息資源質(zhì)量，打造農(nóng)村良好信息資源環(huán)境；再次，應加大農(nóng)村信息技術(shù)研發(fā)創(chuàng)新的政策、稅收、資金、人才等支持力度，開發(fā)適宜農(nóng)戶應用的信息技術(shù)與裝備；最后，應依托智慧鄉(xiāng)村、信息進村入戶等項目支撐，繼續(xù)優(yōu)化農(nóng)村信息大環(huán)境，全面完善農(nóng)村信息化體系建設(shè)。