李言言++王清艷++董紅坤

摘要：隨著網(wǎng)絡(luò)技術(shù)的迅速發(fā)展和中國城鎮(zhèn)化進(jìn)程快速推進(jìn)，農(nóng)村居民中網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)者的比例提高，網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)逐漸成為農(nóng)村居民消費(fèi)選擇的重要方式，同時(shí)農(nóng)村網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)市場將是一個(gè)巨大的潛在消費(fèi)市場，探究農(nóng)村網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)市場發(fā)展的影響因素，將有助于拓展農(nóng)村網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)市場，縮小城鄉(xiāng)發(fā)展差距。

關(guān)鍵字：農(nóng)村居民；網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)；影響因素

中圖分類號(hào)：F712 文獻(xiàn)識(shí)別碼：A 文章編號(hào)：1001-828X（2016）024-000-01

引言

據(jù)CNNIC第37次統(tǒng)計(jì)，截止2015年12月底，中國網(wǎng)民中農(nóng)村網(wǎng)民占28.4%，規(guī)模達(dá)1.95億，較2014年增加1694萬人。在這一趨勢下網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)不斷向農(nóng)村滲透，逐漸改變農(nóng)村居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)，已成為農(nóng)村居民新的消費(fèi)方式。隨著我國城鄉(xiāng)一體化的進(jìn)程不斷加快，農(nóng)村人口會(huì)不可避免接觸網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)，這些人口會(huì)直接加入網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)，進(jìn)一步擴(kuò)大內(nèi)需，因此研究具有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義。

一、模型構(gòu)建

1.指標(biāo)選取

考慮到農(nóng)村居民的網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)行為的特殊性，文章在學(xué)者文獻(xiàn)和訪談基礎(chǔ)上，總結(jié)提出影響農(nóng)村居民的網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)行為的五個(gè)變量：個(gè)人因素、商家信譽(yù)、網(wǎng)站平臺(tái)質(zhì)量、商品性價(jià)比、網(wǎng)購服務(wù)和網(wǎng)絡(luò)感知風(fēng)險(xiǎn)，分析這些變量對(duì)農(nóng)村居民的網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)行為產(chǎn)生的影響。

2.提出假設(shè)

基于文獻(xiàn)結(jié)合訪談本研究提出假設(shè)：

H1： 個(gè)人因素對(duì)網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)行為有正向顯著影響

H2： 網(wǎng)絡(luò)商家信譽(yù)對(duì)網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)行為有正向顯著影響

H3： 網(wǎng)站平臺(tái)質(zhì)量對(duì)網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)行為有正向顯著影響

H4： 商品的性價(jià)比對(duì)網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)行為有正向顯著影響

H5： 網(wǎng)購服務(wù)對(duì)網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)行為有正向顯著影響

H6： 網(wǎng)絡(luò)感知風(fēng)險(xiǎn)對(duì)網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)行為有負(fù)向顯著影響

二、數(shù)據(jù)來源

本次研究選擇西安市戶縣草堂鎮(zhèn)大良村，選擇這個(gè)村子調(diào)查研究的原因在于：一是戶縣總?cè)丝跒?7.8萬人，農(nóng)業(yè)人口47.74萬人，非農(nóng)業(yè)人口10.06萬人。農(nóng)村人口主要集中分布在草堂鎮(zhèn)，大良村是典型的農(nóng)村。二是大良村東臨長安區(qū)，人口3000余人。大良村作為“戶太八號(hào)”種植基地之一，素有“魚米之鄉(xiāng)”之稱，主產(chǎn)小麥、玉米、葡萄等，其中“戶太八號(hào)”為陜西省重點(diǎn)推廣項(xiàng)目，具有實(shí)際的經(jīng)濟(jì)研究意義；三是考慮到實(shí)際的可行性問題，在大良村進(jìn)行問卷調(diào)查具有一定的優(yōu)勢，能夠保證本次調(diào)查的順利完成。

本次研究共發(fā)放400分問卷，最終得到有效問卷 273 份，有效收回率68.25%。

三、數(shù)據(jù)分析

1. 變量檢驗(yàn)

通過SPSS20.0對(duì)量表信度進(jìn)行分析，除過商品這個(gè)變量為0.582，各變量的Cronbach's α均大于0.7，說明本研究的問卷具有較高的信度。

2.因子分析

利用SPSS軟件進(jìn)行KMO值分析和巴特利特球體檢驗(yàn)分析。所有變量的KMO值均大于0.6，且顯著性概率為0.000，因此可以對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行因子分析。

對(duì)25個(gè)題項(xiàng)進(jìn)行因子提取，通過方差最大化正交旋轉(zhuǎn)，提取特征值大于1的商家信譽(yù)、平臺(tái)質(zhì)量、商品性價(jià)比、網(wǎng)購風(fēng)險(xiǎn)及網(wǎng)購感知風(fēng)險(xiǎn)5個(gè)公共因子，并且累計(jì)解釋方差達(dá)到73.984%，變量效度良好。

3.相關(guān)分析

Pearson相關(guān)分析檢驗(yàn)結(jié)果顯示，“網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)行為”與商家信譽(yù)、平臺(tái)質(zhì)量、商品性價(jià)比、網(wǎng)購服務(wù)顯著相關(guān)，與網(wǎng)購風(fēng)險(xiǎn)無關(guān)。因此，本研究的假設(shè)H6剔除。

4.回歸分析

多元線性回歸分析結(jié)果顯示，擬合效果R2值達(dá)到0.898，說明所得的回歸模型能解釋因變量的變化；從方差分析可以看出，F(xiàn)值的顯著性水平為0.000小于0.05，說明該回歸模型是有效的。多元線性回歸模型的各自變量的系數(shù)中，4個(gè)變量的顯著性水平Sig值均在0.05以下。因此，其對(duì)應(yīng)的假設(shè)H2-H5都是成立的。

5.方差分析

將網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)行為作為因變量，分別以年齡、收入和學(xué)歷行業(yè)作為自變量，采用單因素方差分析通過F檢驗(yàn)不同居民在網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)時(shí)是否存在顯著性差異。數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示，在基于人口統(tǒng)計(jì)特征的單因素方差分析中，年齡、收入、學(xué)歷等測量指標(biāo)的顯著性水平分別為0.801、0.929、0.694均大于 0.05，可以認(rèn)為不同的年齡收入、學(xué)歷的總體方差無顯著差異。因此可以得出結(jié)論：不同的人口統(tǒng)計(jì)特征的農(nóng)村網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)者的網(wǎng)絡(luò)購買行為沒有顯著差異，原假設(shè) H1 不成立。

四、模型修正

根據(jù)回歸分析及假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果，商家信譽(yù)、平臺(tái)質(zhì)量、網(wǎng)購服務(wù)、商品性價(jià)比進(jìn)入到模型中；而個(gè)人因素和網(wǎng)絡(luò)感知風(fēng)險(xiǎn)經(jīng)過實(shí)證檢驗(yàn)后沒有進(jìn)入模型。因此，針對(duì)原理論模型進(jìn)行調(diào)整，修正后的模型如圖2所示。

五、結(jié)論

商家信譽(yù)、平臺(tái)質(zhì)量和網(wǎng)購服務(wù)時(shí)影響農(nóng)村居民網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)行為的主要因素，商品性價(jià)比也有影響。其中以商家信譽(yù)和平臺(tái)質(zhì)量為主，促成網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)的基礎(chǔ)就是信任與可靠，同時(shí)可以看出商品的性價(jià)比已經(jīng)不是網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)的主要影響因素，取而代之的是網(wǎng)絡(luò)服務(wù)，農(nóng)村居民在網(wǎng)購時(shí)更加注重的是網(wǎng)購體驗(yàn)以及能夠享受到的服務(wù)，同時(shí)，網(wǎng)絡(luò)感知風(fēng)險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村居民的網(wǎng)絡(luò)消費(fèi)行為已沒有顯著影響。

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