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| 共享农场平台接受度及使用意愿分析 |
| 第741期 作者：□文/冯泽洋 时间：2024/11/16 10:15:33 浏览：9次 |
［提要］ 随着经济和信息技术的发展，“共享农场”平台以“认种认养”模式火速出圈，这种既能回归传统又基于互联网背景下的市场化销售新模式满足了城镇居民对绿色农产品和“归农”的体验需求和农村居民的经济需求。通过对桂林市居民对共享农场的接受意愿和使用意愿进行问卷调查，分析共享农场平台存在的问题，并为“共享农场”平台、政府及农户提出相关建议。
关键词：共享农场；接受意愿；logistic回归；结构方程模型
中图分类号：F724.6 文献标识码：A
收录日期：2024年5月10日
一、研究背景
（一）相关政策背景下“共享农场”的推行。共享经济迅速火遍全国，其中一个重要的原因就是，经济的结构性矛盾。我们的供给是过程的，所以国家大力推进供给侧改革。2017年，国家发改委印发《关于促进分享经济发展的指导性意见》。这一举措强调了发展共享经济对于提升资源使用效率、优化经济发展质量、激发创新与创业潜力以及增加就业机会的积极作用。此外，它也被视为推进供给侧结构性改革、深化创新驱动发展策略、支持大众创业与万众创新、培养经济增长新动力以及升级改造传统产业的关键途径。
（二）国内“共享农场”平台发展情况。目前，国内共享农场模式已有了较好的发展，进行了多方面的服务完善，形成独居特色的经营模式，产业融合，打造了一条较完整的产业链。位于广州的艾米农场，通过实施一项创新的农田托管计划，成功地将全国各地政府、合作社及乡村旅游度假项目等机构拥有的未充分利用的优质农田纳入统一管理。艾米农场建立了一个“互联网+农业”平台，消费者可以通过这个平台在线预订并下单购买农产品，随后在农场亲身体验采摘和其他农业活动。这种模式有效地连接了消费者和农场，不仅为消费者提供了新鲜、健康的农产品，同时也为农场带来了稳定的客源和收入，促进了农业的可持续发展。然而，国内部分平台尚不成熟，缺乏农业经营投资的经验，对农业经营风险普遍缺乏科学的防控，项目定位失败，无法精准导入目标客户等，还有许多需要切实解决的问题。例如，盘锦地区认养农业发展中存在诸多问题，以至不能很好地稳定客户流量，如宣传力度不够，市场对于品牌的认知度不高；认养过程不够规范，消费者对平台的安全健康问题存疑，产生不信任的心理等，导致平台客户不断流失。
（三）国外“共享农场”平台发展情况。国外最先提出共享农场理念并执行实施，所以相较于国内，国外经验更为丰富。例如，美国艾米农场设置了一些以自助的形式出售的收费项目，并通过与当地学校合作开展亲子主题活动，显著提升了农场的收益。日本的Ma farm则通过多元化的业务模式，如都市小农园、农业学校、农场产品直销以及农园土地租赁平台，构建了一个综合性的农业服务生态系统。Ma farm还运营着3家蔬菜直营店，并以其独特的设计感吸引顾客，通过农园土地租赁平台，Ma farm充当中介角色，为拥有闲置土地的人提供在线登记服务，同时也方便那些希望租赁土地的人进行搜索和交易，有效促进了土地资源的合理利用和流转。
二、调查实施
（一）调查内容。调查主要围绕桂林消费者对“共享农场”平台接受意愿调查，并挖掘出消费者对于潜在商业的需求以及“共享农场”平台未来的发展方向，针对影响消费者对共享农场平台接受意愿的因素，为“共享农场”平台提出合理的意见和对策。基于平台已有的功能结构，为进一步探究消费者的权益需求，从而聚焦二者矛盾点合理地对平台方提供有效建议，需要对调查问卷的结构做出合理设计。大致分为三部分：（1）消费者自身基本情况；（2）影响消费者对“共享农场”平台接受意愿因素的调查；（3）消费者对“共享农场”平台整体评价与建议的调查。
（二）信度检验。克隆巴赫系数（Cronbach’s α系数）公式：
α＝■1-■
式中，α为信度系数，K为测验题目数，S■■表示所有被试在第i题上的分数变异，S■■为所有被试所得总分的方差。一般来说，克隆巴赫系数愈高，工具的信度愈高。对问卷进行信度检验，结果为：“消费观”克隆巴赫系数0.719，“内部因素”克隆巴赫系数0.918，“外部因素”克隆巴赫系数0.766，“使用意愿”克隆巴赫系数0.691。根据Cronbach’s Alpha信度系数法，Cronbach’s α值≥0.7时，属于高信度。由结果可知，本次调查问卷各项指标的Cronbach’s Alpha值基本大于0.7。因此，本次调查问卷具有较高的信度。
（三）效度检验。结构效度是指测量结果体现出来的某种结构与测值之间的对应程度，采用KMO检验统计量来检验，Barlett球形度检验用于检验相关矩阵是否为单位阵。当所有变量间的简单相关系数平方和远远大于偏相关系数平方和时，KMO值接近1，意味着变量间的相关性越强，原有变量越适合作因子分析，并且因子分析的结果越好。Bartlett球度检验值越大则表明变量之间的独立性越高，各个条目存在共享公因子的可能性越低，越适合做因子分析。利用SPSS对前期所回收的112份预调查问卷进行KMO和Bartlett球形检验，得到问卷的KMO系数为0.871，表明适合进行因子分析；巴特利特球形度检验的近似卡方值为1700.806，自由度91，显著性p值＜0.001，结果通过显著性检验，因此判定问卷具有结构效度。
三、共享农场接受意愿分析
为探究影响共享农场接受意愿的因素，本文基于桂林市城市居民对共享农场接受意愿的调查数据构建logistics回归模型，分析各影响因素是否对共享农场的接受意愿具有显著性。本文选取7个自变量，进一步提出研究假设。
（一）变量介绍与说明。基于调查问卷“基本信息”部分和“对认租农村接受意愿调查”部分，我们建立logistics回归模型对“共享农场”接受意愿的影响因素进行分析。预测消费者对“共享农场”接受意愿是本次调查的研究目的，因此将消费者对“认租农村”的接受意愿作为因变量。所选取的自变量共7个，可归纳为消费者自身相关因素和消费者行为动机因素两个方面。消费者自身因素包括：性别、职业、年龄、学历、月收入。消费者行为动机因素包括：农村娱乐时间、了解程度。依据影响因素对自变量进行命名：性别（X1）、职业（X2）、年龄（X3）、学历（X4）、月收入（X5）、农村娱乐时间（X6）、了解程度（X7）。根据需要将相关变量进行量化处理，具体赋值如表1所示。（表1）
（二）模型建立及结果解读。建立logistics回归方程，初步引入所有变量，对自变量与因变量之间的显著性关系进行检验，检验结果显示，在显著水平为0.05下，X1与X3的P值大于0.05，因此X1与X3并不显著，只有X2、X4、X5、X6和X7对于回归方程有显著性影响，因此需要剔除不显著变量X1和X3重新建立模型。对优化后的模型进行回归系数检验，结果如表2所示。（表2）
从表2可以得出拟合的最终回归方程为：
ln■=-5.12+3.43×X22+1.23×X23+0.27×X24+0.67×X25+1.56×X26-0.45×X27+0.78×X28+0.78×X29+2.64×X210-0.05×X4+0.0007×X5-0.42×X6+1.15×X7
通过上述模型结果可得，在保持其他变量结果不变的情况下：
1、职业（X2）：只有事业单位/公务员/政府工作人员对接受意愿的影响呈负相关，其余职业都为正相关。以“其他”职业为基准，对另外九个职业的优势进行讨论，发现离退休人员和私营或个体企业主的优势比较高，离退休人员比其他职业的消费者对“共享农场”的接受意愿平均高29.84%，私营或个体企业主相较于其他职业的消费者对“共享农场”的接受意愿平均高13.04%，自由职业者相较于其他职业的消费者对“共享农场”的接受意愿平均高3.74%，农林牧渔业劳动者相较于其他职业的消费者对“共享农场”的接受意愿平均高2.42%，在职技术人员和私人企业职员的接受意愿相近，相较于其他职业的消费者对“共享农场”的接受意愿平均高1.1%左右，事业单位/公务员/政府工作人员对“共享农场”相较于其他职业的接受意愿平均低0.36%。
2、学历（X4）：学历因素对接受意愿的影响呈负相关。以“初中及以下”学历为基准，学历每增加一个水平，消费者接受“共享农场”平台的概率相应平均降低5.07%。
3、月收入（X5）：月收入因素对接受意愿的影响呈正相关。以“2500元及以下”月收入水平为基准，月收入水平每增加一个梯度，消费者对“共享农场”的接受概率相应增加0.07%。
4、农场娱乐时间（X6）：农场娱乐时间因素对接受意愿的影响呈负相关。以“0天/周”的农村娱乐时间为基准，农村娱乐时间每增加一个区间，消费者选择接受“共享农场”的概率反而平均降低33.97%。
5、了解程度（X7）：了解程度因素对接受意愿的影响呈正相关。以“非常不了解”程度为基准，了解程度每增加一个单位，消费者愿意接受“共享农场”的概率平均高2.17倍。
（三）模型诊断。通过混淆矩阵对模型进行有效性检验，317个案例中，预测和实测吻合案例239个，预测正确率为75.4%，因此可以初步判定模型有效，能够真实反映不同因素对于消费者对“认租农村”接受意愿的影响。为进一步验证模型的有效性，利用ROC曲线进行模型的诊断。得到ROC曲线下方面积AUC的值为0.829，说明logistic回归模型的预测效果良好。
四、共享农场使用意愿影响因素分析
（一）模型的理论构建。本文通过使用问卷调查收集到的数据，运用AMOS建立结构方程模型。通过对“互联网+共享农场”模式的运行及可行性影响因素梳理，选取个人消费观、平台自身及服务、对平台的个人感观这3个因素作为本研究的影响变量。基于以上理论模型并结合五级量表，提出相关问题，其中包括个人消费观、平台自身及服务、个人感观因素；同时，对受访者使用平台的意愿进行了量表编制。（表3）
变量X代表影响消费者使用平台意愿量表中的11个问题，其中ξ1表示受访者对平台的消费观念，命名为消费观；ξ2表示影响平台使用意愿的内部因素；ξ3表示影响平台使用意愿的外部因素。ξ1、ξ2、ξ3分别表示3个外因潜变量；λik表示第i个观察变量在第k个外因潜变量上的因子负荷；di，i=1，2，3，…，11，表示测量误差；方程的矩阵形式为Xik=λXikξk+di，其中i=1，2，3，…，11，k=1，2，3。变量Y代表影响消费者对平台的使用意愿量表中的3个问题，η1表示使用平台的意愿，λjk表示第j个观察变量在内因潜变量上的因子负荷；ej，j=1，2，3，表示测量误差；结构方程的矩阵形式表示为：Xjk=λYjkηk+ej，k=1，2，3。（图1）
（二）模型拟合度检验。结构方程模型有一系列的拟合度评价指标，每一评价指标都对应有一个评价标准，用于和模型运行结果进行对比。通过对模型拟合度检验得到，结构方程模型的卡方值为126.380，df为71，卡方值与df之比为1.780＜3，说明模型的拟合度较好。从模型拟合结果来看，CFI指标值0.966大于0.9，NFI指标0.927大于0.9，GFI指标0.947和AGFI指标0.922均大于0.9，表明模型拟合理想。RMSEA值为0.049＜0.05，表明模型的拟合度理想，因此模型可以接受。
（三）模型解释。模型路径有三条，分别为“平台自身及服务→使用意愿” “消费观→使用意愿” “个人感观→使用意愿”，通过参数估计得到对应的标准化路径指数分别为-0.549（0.041）、0.617（0.004）、0.961（0.016），括号中表示路径指数的显著性P值。（表4）
平台自身及服务对使用意愿的标准化路径系数为-0.549（CR=-2.043，P=0.041＜0.05），说明平台自身及服务对使用意愿有显著的负向影响作用，即平台自身及服务因素越高，使用意愿越低。此结果是由于目前“共享农场”平台在市场上存在很少，处于萌芽阶段。受访者衡量平台自身及服务水平都以其他发展较为成熟的平台做参照，以至于受访者对平台的服务、收取费用、诚信度以及安全作为他们衡量平台自身及服务水平的基准。所以，会呈现出即使消费者对平台自身及服务因素中的服务期望、感知收费、诚信期望以及安全期望的态度都很好，但受访者仍会因为个人消费观和个人感观两个因素的影响而对平台的使用呈现较低的意愿。因此，在此次问卷的调查结果中，出现了平台自身及服务因素对使用意愿有显著的负向影响关系的结果。
消费观对使用意愿的标准化路径系数为0.617（CR=2.867，P=0.004＜0.05），说明消费观对使用意愿有显著的正向影响作用，即消费者的消费观态度越强烈，使用意愿越高。个人感观对使用意愿的标准化路径系数为0.961（CR=2.398，P=0.016＜0.05），说明个人感观对使用意愿有显著的正向影响作用，即消费者个人感观态度越强烈，使用意愿越高。
（四）测量方程结果分析。模型路径运算结果如表4所示。观测变量与其对应潜变量的相关程度可以从路径图的运算结果中看出，对潜变量消费观ξ1作用最大的是X2，对应问卷中的为有机绿色农产品而去考虑平台。结合受访者的组成和经济收入分析，调查的受访人群经济收入处于中等水平，处于事业工作繁忙时期。受工作收入、时间诸多因素影响，受访者会从自身消费能力和个人对产品的感受来考虑是否接受该产品。因此，受访人群的实际条件影响着他们的消费观。
对潜变量个人感观因素ξ3作用最大的是X9、X11，对应问卷中的对待平台的态度、喜爱偏好。对于受访人群来说，他们少有感受农村气息。如今，互联网发展迅速，越来越多真实的农村生活片段和迷人的乡村景象出现在网络上，引起部分城市人群的关注，使之产生了喜欢并想感受乡村的想法。同时，受访人群处在信息化基础设施完备的城市中，将互联网与农业深度结合，能够提高城市居民的生活质量。因此，这部分城市受访人群会对平台持积极乐观的态度。
（五）结构方程结果分析。由完全标准化解可以得到结构方程解的矩阵形式：
［η1］＝［0.62 －0.55 0.96］ξ1ξ2ξ3＋ζ
由上式可以看出，对受访者使用平台意愿η1作用正向影响的是消费观ξ1和个人感观ξ3，其中消费观ξ1对消费者使用平台意愿η1的作用是0.62，使用平台的个人感观因素ξ3对消费者使用意愿η1的作用是0.96。
受访者的消费观和个人感观因素是影响消费者使用平台意愿的重要指标，消费观体现出受访者会根据自己的消费观念来确定是否会因为实时监控、有机绿色农产品、平台的操作简易而去使用平台。影响受访者使用平台最主要的原因是他们的个人感观因素。“农业+现代互联网科技”相结合带来的便利和乡村吸引是平台被受访者所接受的两个重要途径，也是将农村与城市连接的一种方式。平台开发商可以增加乡村生活和景色的图片以及短视频的宣传，从消费者的个人感观中改变消费者对乡村的态度，吸引消费者走进乡村并体验乡村。与此同时，还需要结合互联网技术，开发出更多符合城市消费人群的业务，让消费者从“共享农场”平台中感受到互联网的便利和农产品的绿色健康，满足消费者提高生活水平的需要，从而提升消费者使用平台的意愿。
五、几点建议
（一）平台方面。首先，加强平台的宣传工作，提升其在市场中的知名度。通过线上线下多渠道宣传，让更多消费者了解共享农场的概念、优势以及平台的服务流程和保障措施，从而减少消费者的疑虑，建立起对平台的信任感。其次，根据消费者的不同特征制定差异化的宣传策略。例如，针对那些对平台了解程度较高、月收入较高且经常花费时间在农场的消费者群体，可以加大宣传力度，因为这些群体更有可能成为平台的忠实用户。再次，突出平台提供的绿色有机农产品这一卖点进行宣传。通过展示平台上农产品的品质和来源，以及如何保证食品安全和环保标准，可以吸引更多注重健康生活的消费者，并激发他们的购买欲望。最后，平台方应为提供土地的农户提供全面的技术支持，包括提供农业生产、互联网营销等方面的培训和指导，帮助农户提高生产效率，更好地利用平台进行土地出租，实现增收致富。
（二）政府方面。首先，政府应积极鼓励农户通过互联网创业致富。可以定期组织“互联网创业致富”主题讲座，培训农户如何利用互联网技术将自家闲置土地以“认租认养”的方式进行租赁。其次，政府应加强对消费者的宣传教育。通过各种渠道向消费者普及农村闲置土地转型的重要性及意义，提高消费者对乡村发展的认识和支持。最后，政府应加大政策扶持力度，为平台各项功能的落实提供有力保障。在平台实施过程中，可能会遇到一些困难和挑战，如24小时土地监控等功能的落实就需要政府的协调和支持。政府应与平台紧密合作，制定相应政策，确保平台各项功能能够有效落实，从而帮助农户解决土地闲置问题，加速农村土地转型。
（三）农户方面。农户应合理利用闲置土地，抓住机遇，利用互联网的优势，吸引更多城市居民对自己土地进行认“认租”，将“废地”变废为宝。同时，农村居民应加强互联网应用，将互联网与农业相结合，发挥互联网作用，实现致富，成为“新农人”。
（作者单位：桂林理工大学数学与统计学院）
主要参考文献：
［1］刘晓婷.盘锦地区认养农业发展现状、存在问题及发展对策［J］.北方水稻，2021.51（03）.
［2］何建华，韩溪.新生代员工职业召唤影响因素研究［J］.科技创业月刊，2021.34（05）.
［3］方执向.“知识经济”视域下大学生“知识技能共享”的UGC模式研究［J］.环渤海经济瞭望，2020（07）.
［4］梁丽.基于结构方程模型的购买意愿影响因素分析——以开封特色小吃为例［J］.投资与创业，2021.32（06）.
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