□ 文 王海滋 周楚涵 張士彬

（作者單位：山東建筑大學管理工程學院）

目前，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展在城鄉(xiāng)之間仍存在很大差異，重點加強農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)建設、有效利用農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)功能，是推進農(nóng)村現(xiàn)代化的重要一步。本文基于UTAUT技術接受模型，針對農(nóng)民對互聯(lián)網(wǎng)使用意愿的影響因素，通過問卷調(diào)查的方式，在山東省臨沂市郯城縣馬頭鎮(zhèn)桑莊村等10個地區(qū)進行了實地調(diào)研，通過SPSS、AMOS數(shù)據(jù)分析軟件對假設模型進行驗證，并使用聚類分析法按照影響因素對被調(diào)查農(nóng)民進行分類，最后提出了對農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)進一步普及的建議，以期幫助促進“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)村”新型模式的發(fā)展。

一、引言

十九大報告提出實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，加速推進農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化。據(jù)中國互聯(lián)網(wǎng)絡信息中心統(tǒng)計，截至2017年12月，我國農(nóng)村網(wǎng)民占比為27.0%，規(guī)模為2.09億，我國城鎮(zhèn)地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率為71.0%，農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率為35.4%，城鄉(xiāng)差異明顯。農(nóng)村地區(qū)受收入、教育水平較低，互聯(lián)網(wǎng)使用需求較為薄弱等因素影響，未來仍是我國互聯(lián)網(wǎng)普及的重點區(qū)域，且存在很大普及空間。

如今，農(nóng)村的互聯(lián)網(wǎng)建設較之前已經(jīng)有了很大的成果，然而與城市相比仍顯不足，其中提高農(nóng)民對互聯(lián)網(wǎng)的認識和使用意愿是農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)建設的重要一環(huán)。我國學者對農(nóng)村使用互聯(lián)網(wǎng)的情況開展了大量相關研究，其中王策、李靖涵等認為我國農(nóng)村的互聯(lián)網(wǎng)普及工作，還需要更多的資金投入和教育宣傳工作進行輔助；劉麗偉、許文博等學者探討了“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)業(yè)”的新型發(fā)展模式；王勝青、劉國芳等探討了互聯(lián)網(wǎng)普及率與農(nóng)民收入之間的關系。在之前的農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)建設研究中，研究者大多關注農(nóng)村基礎設施建設以及互聯(lián)網(wǎng)設備普及率等問題，然而忽視了農(nóng)民自身對于互聯(lián)網(wǎng)的接受情況。

從心理行為出發(fā)研究個體對信息技術接受的理論模型較多，比較典型的有理性行為理論（Theory of Reasoned Action,TRA）、計劃行為理論（Theory of Planned Behavior,TPB）、技術接受模型（Technology Acceptance Model,TAM）等，本研究采用的是聯(lián)合技術接受和使用模型（Unified Theory of Acceptance and Use of Technology，簡稱UTAUT），構建農(nóng)民對于互聯(lián)網(wǎng)的接受使用影響因素模型，進行數(shù)據(jù)分析并得出結論，這對于農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)建設和發(fā)展具有重要的意義。

二、研究理論基礎

本研究的主要理論基礎是聯(lián)合技術接受和使用模型（UTAUT），是Venkatesh和Davis等人于2003年提出的一個行為模型，整合了理性行為理論（TRA）、技術接受模型（TAM）、PC利用模型（MPCU）、計劃行為理論（TPB）、創(chuàng)新擴散理論（IDT）、社會認知理論（SCT）、復合的TAM與TPB模型（C-TAM-TPB）以及動機模型（MM）這八個行為理論模型，從中提取出了努力期望、績效期望、社會影響、便利條件四個影響用戶接受動機的因子，年齡、性別、經(jīng)驗和自愿性四個調(diào)節(jié)變量。一些實證研究結果發(fā)現(xiàn)UTAUT可以解釋使用意向的70%的方差。UTAUT行為模型如圖1所示。

UTAUT模型提取了能夠預測人們使用某項技術的重要因素。起初，UTAUT模型是用來研究組織情境下，員工使用組織的某項技術應用的使用意愿和使用行為。后來，隨著該理論的發(fā)展，UTAUT模型的應用逐漸延伸到其他學科領域。宋婷等曾利用UTAUT模型探究購物APP用戶使用行為的影響因素；張思、李勇帆等曾基于UTAUT模型探究高校教師網(wǎng)絡教學行為；黃耕等基于UTAUT模型探究了開放教育資源的個體接納影響因素。

三、問卷編制

（一）影響因子選擇

根據(jù)聯(lián)合技術接受和使用模型，自變量有績效期望（Performance Expectancy）、努力期望（Effort Expectancy）、社會影響（Social Influence）和促進因素（Contributing Factor）；因變量有使用意愿（Usage Intention）和使用行為（Usage Behavior）。基于農(nóng)民使用互聯(lián)網(wǎng)的具體問題，本研究對UTAUT模型的影響因子進行了合理的增減：首先在自變量中刪除了促進因素變量，增加了個人創(chuàng)新性（Personal Innovation）和感知風險（Perceived Risk）兩個自變量。促進因素是指使用者對順利使用信息系統(tǒng)或新技術所需的方便條件和各種技術支持條件的完善程度的感知，經(jīng)過事前了解，本研究中所有調(diào)查區(qū)域均有網(wǎng)絡覆蓋，區(qū)域內(nèi)村民均有接觸網(wǎng)絡的途徑，因此不存在促進因素的影響，故而刪除該因素，同時由于選擇是否使用網(wǎng)絡都是農(nóng)民自愿的選擇，因此也刪除自愿這一調(diào)節(jié)變量；而在農(nóng)民使用互聯(lián)網(wǎng)過程中，個人對新鮮事物的接受程度和以及對互聯(lián)網(wǎng)是否會給自身帶來威脅的擔憂程度會影響農(nóng)民對互聯(lián)網(wǎng)使用的選擇，因此本研究增加了個人創(chuàng)新性和感知風險兩個自變量。

圖1 聯(lián)合技術接受和使用模型（UTAUT）

（二）研究假設形成

調(diào)查研究前，首先應對影響因子進行界定并形成研究假設。

績效期望是指農(nóng)民認為使用互聯(lián)網(wǎng)會對其生活帶來多大程度的改善，Venkatesh等認為績效期望對信息系統(tǒng)的采用有顯著影響，在本研究中，績效期望代表了被調(diào)查農(nóng)民主觀上認為互聯(lián)網(wǎng)可以從多大程度上改善其生產(chǎn)生活的現(xiàn)狀。由此，本研究提出以下假設：

H1：績效期望對于農(nóng)民的互聯(lián)網(wǎng)使用意愿有積極影響

努力期望是指農(nóng)民個人感知互聯(lián)網(wǎng)是否容易使用的程度，Lars Andreas Knutsen的研究發(fā)現(xiàn)努力期望對新興技術的采納和使用有顯著的影響。在本研究中，努力期望是指農(nóng)民感知互聯(lián)網(wǎng)的易用程度，是否能夠簡單掌握。因此，本研究提出以下假設：

H2：努力期望對于農(nóng)民的互聯(lián)網(wǎng)使用意愿有積極影響

社會影響是指農(nóng)民個人感知到他人是否認為其應該使用互聯(lián)網(wǎng)的程度，姜海龍、June Lu等都將社群影響作為影響消費者行為意愿的一個重要因素，在本研究中，如果被調(diào)查農(nóng)民周圍親友使用互聯(lián)網(wǎng)人數(shù)占多，自然會對其使用互聯(lián)網(wǎng)的意愿產(chǎn)生正面影響。因此，本研究提出以下假設：

H3：社會影響對于農(nóng)民的互聯(lián)網(wǎng)使用意愿有積極影響

個人創(chuàng)新性是指農(nóng)民個人對于新鮮事物的接受程度，程曉璐研究發(fā)現(xiàn)，個人創(chuàng)新性會影響使用者的使用意愿，在本研究中，個人創(chuàng)新性代表了被調(diào)查農(nóng)民在主動探索新鮮未知事物方面的個人特征，當探索新鮮事物的主動程度越高時，農(nóng)民對于互聯(lián)網(wǎng)的使用意愿就會越強烈。因此，本研究提出以下假設：

H4：個人創(chuàng)新性對于農(nóng)民的互聯(lián)網(wǎng)使用意愿有積極影響

感知風險是指農(nóng)民個人認為使用互聯(lián)網(wǎng)會有多大的可能帶來不利后果，NiinaMallat,VirpiKr istiinaTuunainen發(fā)現(xiàn)感知風險對使用者使用意愿有負向的影響，在本研究中，感知風險代表了農(nóng)民認為使用互聯(lián)網(wǎng)存在的潛在危險性，例如對于其個人信息、個人財產(chǎn)的威脅。因此，本研究提出以下假設：

H5：感知風險對于農(nóng)民互聯(lián)網(wǎng)的使用意愿有消極影響

使用意愿是指農(nóng)民自愿接受使用互聯(lián)網(wǎng)的可能性，使用行為是指農(nóng)民對于互聯(lián)網(wǎng)的具體使用行為，根據(jù)Venkatesh, Davis等多位學者的研究表明，使用意愿對使用行為有正向顯著影響。因此，本研究提出以下假設：

H6：農(nóng)民的使用意愿對于農(nóng)民的互聯(lián)網(wǎng)使用行為有積極影響

（三）問卷前測分析

為了檢驗問卷的信度和效度，本研究對問卷進行了前測檢驗，通過發(fā)放問卷讓參與者對問卷題項表述進行一些反饋，形成最終質量較好的問卷，為正確的實證分析結果奠定良好的基礎。問卷前測的數(shù)據(jù)來源于發(fā)放的50份問卷，其中有效問卷42份，無效問卷8份。在本節(jié)中利用回收的數(shù)據(jù)錄入到spss22.0中，對問卷進行信度和探索性因子分析，并根據(jù)結果對問卷進行修改。

1.前測樣本信度分析

本研究采用克朗巴哈系數(shù)（Cronbach’s α）對問卷的內(nèi)部一致性進行檢驗，結果顯示大部分變量包括整個題項的內(nèi)部一致性系數(shù)均在0.6以上（績效期望0.844、努力期望0.829、社會影響0.629、個人創(chuàng)新0.805、使用意愿 0.767、使用行為0.822、整個題項0.894），表示內(nèi)部一致性良好。而感知風險這一變量的內(nèi)部一致性系數(shù)僅為0.596，不能通過內(nèi)部一致性檢驗。

2.前測樣本探索性因子分析

本研究采用KMO值和巴特利特球型檢驗兩個標準對問卷進行前測樣本探索性因子分析。數(shù)據(jù)結果顯示，績效期望、努力期望、社群影響、個人創(chuàng)新性、使用意愿和使用行為這幾項的KMO值介于0.618—0.718之間，顯著性概率均小于0.05，因此這些變量滿足進行因子分析的前提；通過因子分析發(fā)現(xiàn)各個題項的累計方差解釋率均在60%以上，且各個題項的因子載荷量介于0.711—0.901，因此這些變量的題項不需要做后續(xù)的修改和調(diào)整。風險感知這一項KMO值僅為0.463，不滿足進行因子分析的前提，同時各題項累計方差解釋率僅為47.6%。

3.初始問卷的修改

通過對前測樣本進行信度分析和探索性因子分析可知，風險感知這一變量兩項檢驗均未通過，因此在修正問卷中將刪除這一變量，同時刪除假設H5：感知風險對于農(nóng)民互聯(lián)網(wǎng)的使用意愿有消極影響。僅保留績效期望、努力期望、社群影響、個人創(chuàng)新性這四個自變量以及使用意愿和使用行為這兩個因變量，并最終形成以下假設：

H1：績效期望對于農(nóng)民的互聯(lián)網(wǎng)使用意愿有積極影響

H2：努力期望對于農(nóng)民的互聯(lián)網(wǎng)使用意愿有積極影響

表1 描述統(tǒng)計分析結果

表2 測量模型信度分析

表3 測量模型收斂效度分析

表4 測量模型區(qū)別效度分析

擬合優(yōu)度指標 判斷指標 模型分析指標卡方自由度比 小于2 1.42 GFI GFI＞0.9 0.92 CFI CFI＞0.9 0.87 TLI TLI＞0.9 0.93 RMSEA RMSEA＜0.05 0.04

H3：社會影響對于農(nóng)民的互聯(lián)網(wǎng)使用意愿有積極影響

H4：個人創(chuàng)新性對于農(nóng)民的互聯(lián)網(wǎng)使用意愿有積極影響

H5：農(nóng)民的使用意愿對于農(nóng)民的互聯(lián)網(wǎng)使用行為有積極影響

（四）問卷的發(fā)放與回收

本次研究的對象為從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)民，為保證問卷的有效性，訪問方式為調(diào)查人員與被調(diào)查的農(nóng)民面對面進行交談并記錄調(diào)查結果。本次的調(diào)查區(qū)域為山東省臨沂市郯城縣馬頭鎮(zhèn)桑莊村及沂水縣高莊鎮(zhèn)天橋村、山東省青州市何官鎮(zhèn)邵市村等10個地區(qū)，共發(fā)放問卷300份，回收285份，有效問卷276份，有效率97%。本次研究的調(diào)查時間從2018年1月12號至2018年3月7號，歷時近2兩個月。

四、實證分析

（一）描述統(tǒng)計分析

數(shù)據(jù)結果顯示（見表1）：在性別方面，男性人數(shù)占56.5%，女性人數(shù)占43.5%，男性人數(shù)比例略高；在年齡分布上，40～50歲區(qū)間人數(shù)最多，占47.6%，其次是50歲以上人數(shù)，占23.8%，之后是30歲以下人數(shù)，占19.1%，最后是30～40歲區(qū)間，人數(shù)最少，只占9.5%；在文化程度方面，高中以上文化程度人數(shù)最多，占31%，其次是初中和高中文化程度，人數(shù)相差不多，分別占總人數(shù)的23.8%和21.4%，之后是小學文化程度，占16.7%，人數(shù)最少的是小學以下文化程度，只占總人數(shù)的7.1%。

在使用互聯(lián)網(wǎng)頻率方面，偶爾使用和經(jīng)常使用的人數(shù)較多，分別占40.5%和38.1%，其次是從未使用和幾乎不使用，分別占11.9%和21.4%；在使用互聯(lián)網(wǎng)的用途方面，娛樂和獲取信息的人數(shù)較多，分別占40.5%和33.3%，其次是購物用途，占總人數(shù)的14.3%，最后是銷售農(nóng)產(chǎn)品和其他用途，分別占4.8%和7.1%。通過數(shù)據(jù)分析可以看出，在使用互聯(lián)網(wǎng)的用途方面，娛樂所占比重是最大的，這說明互聯(lián)網(wǎng)在農(nóng)業(yè)發(fā)展方面的潛力遠遠沒有發(fā)揮出來，大部分農(nóng)民并未利用互聯(lián)網(wǎng)進行個人創(chuàng)收，互聯(lián)網(wǎng)為農(nóng)民帶來正面積極作用還需要很長一段時間。

圖2 ：AMO輸出的模型標準化路徑系數(shù)

表7 聚類分析結果

（二）測量模型分析

為了驗證假設模型的合理性，在模型假設驗證步驟之前首先利用AMOS對測量模型進行信度和效度檢驗。

1.測量模型信度檢驗

本研究采用Cronbach's Alpha值檢驗測量模型的內(nèi)在信度。依據(jù)統(tǒng)計學相關原理，α系數(shù)值大于等于0.7，說明測量項目具有很好的信度。系數(shù)值在0.35和0.7之間則說明測量項目的信度尚可。如表2所示，本問卷各構面的克朗巴哈系數(shù)值均達到0.7以上，整個項目的α系數(shù)為0.888，說明本問卷具有良好的信度。

2.測量模型的效度檢驗

采用驗證性因子分析方法檢驗測量模型的效度，即測量項目和潛在變量的相關性。驗證性因子分析方法主要通過建構效度的兩個重要類型，即求取收斂效度和區(qū)別效度來分析測量模型的效度。

（1）收斂效度分析

收斂效度是指測量同一潛在變量的測量項目會落在同一個因子層面上，且各測量項目的測量值之間具有高度的相關性。收斂效度可以用驗證性因子分析的負荷量、組合信度和平均方差提取三個值進行評估，三個指標的檢驗方法如下：

因子負荷大于0.7說明模型較為理想，如表3所示，UB3的因子負荷量略低于0.7，但仍可以接受，其他測量項目的因子負荷量均在0.7以上，說明測量模型的因子負荷量比較理想；通常組合信度的值在0.7以上，就說明測量項目的組合信度較好；潛在變量的平均方差提取值大于0.5，則說明測量模型的質量較好。

（2）區(qū)別效度分析

區(qū)別效度分析如表4所示，對角線上的數(shù)值大于同行同列的其他數(shù)值，說明該測量模型的區(qū)別效度較好。

（三）結構模型分析

1.擬合優(yōu)度分析

首先使用Amos22.0采用最大似然估計法對模型進行擬合優(yōu)度分析，分析結果如表5所示。

本研究選取溫忠麟、侯杰泰等人推薦的5個擬合指標作為模型擬合優(yōu)劣的衡量指標，由表可知，除CFI這一指標比標準值0.9略小之外，其余指標均達到指標判斷要求，說明模型擬合程度較好，可用性強。

2.假設檢驗

本研究利用AMOS22.0對模型進行假設檢驗，AMO輸出的模型標準化路徑系數(shù)及各假設關系檢驗如圖2和表6所示：

可以看出，績效期望與使用意愿的路徑系數(shù)為0.45，社會影響與使用意愿的路徑系數(shù)為0.37，個人創(chuàng)新性與使用意愿的路徑系數(shù)為0.29，使用意愿與使用行為的路徑系數(shù)為0.75，且以上均為顯著相關（P＜0.05），而努力期望對使用意愿的路徑系數(shù)為0.15，且顯著性概率P值大于0.05。綜上，接受H1、H3、H4、H5，拒絕H2。

（四）聚類分析

1.聚類結果

本研究以績效期望、努力期望、社會影響、個人創(chuàng)新性為變量對被調(diào)查農(nóng)民進行聚類分析。首先，對績效期望、努力期望、社會影響、個人創(chuàng)新性的因子得分進行聚類分析，將其離散分組。其次，利用兩步聚類分析法對調(diào)查的消費者進行市場細分，通過BIC值、AIC值與各類之間最短距離變化量來確定最佳分類個數(shù)。最后，進行市場細分并驗證聚類結果。本研究將消費者細分為三類，Silhouette統(tǒng)計值＞0. 4，表明聚類質量尚好。聚類信息如表7所示。

2.結果分析

（1）被動接受型

這一類型的農(nóng)民社會影響因子得分較高，其余因素因子得分均比較低，說明該類農(nóng)民主動探索使用互聯(lián)網(wǎng)的動力不夠，對互聯(lián)網(wǎng)的使用主要是依靠周圍人的推廣以及政府的宣傳。通過描述性統(tǒng)計可以發(fā)現(xiàn)這類農(nóng)民的平均年齡是三種類型中最高的，年齡較大也會使得農(nóng)民對于新鮮事物接受速度以及探索主動性降低。

（2）主動探索型

這一類型的農(nóng)民努力期望以及個人創(chuàng)新性因子得分較高，績效期望和社會影響因子得分較低，說明該類農(nóng)民使用互聯(lián)網(wǎng)的主要動力來源于自身對于互聯(lián)網(wǎng)的興趣與探索。通過描述性統(tǒng)計可以發(fā)現(xiàn)這類農(nóng)民人數(shù)所占比例最大，且平均年齡最小，對于新鮮事物好奇心和探索能力較強，是互聯(lián)網(wǎng)普及過程中最重要的一類群體。

（3）績效導向型

這一類型的農(nóng)民績效期望因子得分較高，其余因素因子得分均比較低，說明這類農(nóng)民使用互聯(lián)網(wǎng)的主要動力來源于互聯(lián)網(wǎng)對于他們生產(chǎn)生活的改善。通過描述性統(tǒng)計可以發(fā)現(xiàn)這類農(nóng)民所占比例相對較大，平均年齡30歲左右，可以猜測這部分農(nóng)民生活壓力和經(jīng)濟壓力較大，因而他們更注重互聯(lián)網(wǎng)的實用性能，為其生活帶來切實的改善。

五、結論與啟示

（一）結論

本研究通過調(diào)查分析的方式利用UTAUT技術接受模型探究了影響農(nóng)民對互聯(lián)網(wǎng)接受程度的內(nèi)在因素，并通過兩步聚類分析法將不同驅動力的農(nóng)民進行分類研究。主要結論如下：

1.農(nóng)民對于互聯(lián)網(wǎng)的使用意愿與績效期望、社會影響和個人創(chuàng)新呈現(xiàn)顯著正向相關關系，而與努力期望的正向相關關系并不顯著。隨著我國互聯(lián)網(wǎng)和計算機事業(yè)的快速發(fā)展，使用互聯(lián)網(wǎng)的操作模式越來越便捷，途徑越來越多樣化，雖然因文化程度較低受到一定限制，然而對于大部分農(nóng)民而言，學會使用互聯(lián)網(wǎng)的基本操作已經(jīng)不是難事，因而努力期望對于農(nóng)民使用意愿的正向影響并不顯著。

2.在顯著條件下，路徑系數(shù)的大小代表了因素影響程度的大小，這說明對于農(nóng)民的使用意愿的影響因素按照程度大小依次為績效期望、社會影響和個人創(chuàng)新性，同時使用意愿對于農(nóng)民使用行為的影響程度是最大的（路徑系數(shù)為0.75），與Venkatesh, Davis等多位學者的研究結果一樣，使用意愿對使用行為有正向顯著影響。這說明，對于被調(diào)查整體農(nóng)民而言，使用互聯(lián)網(wǎng)意愿的最大驅動力來源于互聯(lián)網(wǎng)對其生產(chǎn)生活帶來的切實改善。

3.根據(jù)聚類分析結果，被調(diào)查農(nóng)民被區(qū)分為三個群體，分別為被動接受型、主動探索型以及績效導向型，對于不同的群體需要不同的互聯(lián)網(wǎng)普及策略，其中主動探索型群體所占比例最大（約占42%），他們將是互聯(lián)網(wǎng)普及的主要對象，并通過他們對其他農(nóng)民群體產(chǎn)生影響，而績效導向型農(nóng)民群體由于最為關注互聯(lián)網(wǎng)的實用價值，因而他們是最有可能被普及互聯(lián)網(wǎng)正面功用的群體。

（二）啟示

1.加快農(nóng)村信息化基礎設施建設

推進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，通信基礎設施建設是基礎。近年來農(nóng)村地區(qū)網(wǎng)絡基礎設施建設不斷加強，農(nóng)村網(wǎng)絡接入條件取得了突破性進展。但是，有部分偏遠農(nóng)村地區(qū)依然沒有進行現(xiàn)代化網(wǎng)絡基礎設施的建設，同時，由于成本較高而農(nóng)村收入相對較低，家用互聯(lián)網(wǎng)接入設備的普及率也遠遠落后于城市。加快農(nóng)村信息化基礎設施建設，需要政府社會各部門的配合，如給予農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)建設相應的優(yōu)惠補貼，降低農(nóng)民上網(wǎng)成本，提高農(nóng)民接觸互聯(lián)網(wǎng)的積極性。

2.加速發(fā)展農(nóng)業(yè)電商平臺

在影響農(nóng)民使用互聯(lián)網(wǎng)的因素中，績效期望排在首位，這說明大部分農(nóng)民都關心互聯(lián)網(wǎng)會為他們的生活和經(jīng)濟收入帶來多大程度上的改善，因此應加速發(fā)展農(nóng)業(yè)電商平臺，重點解決農(nóng)產(chǎn)品銷售中的突出問題，加強農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)后分級、包裝、營銷，建設現(xiàn)代化農(nóng)產(chǎn)品冷鏈倉儲物流體系，打造農(nóng)產(chǎn)品銷售公共服務平臺，健全農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)銷穩(wěn)定銜接機制。一方面，這樣的農(nóng)業(yè)電商平臺會發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)的正面效益，為農(nóng)民帶來切實收益，另一方面，這樣的農(nóng)業(yè)電商平臺也會激發(fā)多數(shù)農(nóng)民對互聯(lián)網(wǎng)的探索使用，加快互聯(lián)網(wǎng)在農(nóng)村地區(qū)的普及效率。

3.加強宣傳推廣

調(diào)查結果顯示，社會影響也是農(nóng)民使用互聯(lián)網(wǎng)的重要影響因素之一。為能讓農(nóng)民了解互聯(lián)網(wǎng)的相關知識，先要讓農(nóng)民知曉何為互聯(lián)網(wǎng)，只有這樣農(nóng)民才能真正的應用互聯(lián)網(wǎng)知識，進而接觸互聯(lián)網(wǎng)和喜愛互聯(lián)網(wǎng)。在互聯(lián)網(wǎng)使用時基層的政府需開辟專門的互聯(lián)網(wǎng)使用場所，并由專人設定課程教學內(nèi)容，通過現(xiàn)場的示范開展講解。這種模式在部分地區(qū)已經(jīng)有所嘗試，政府與互聯(lián)網(wǎng)企業(yè)合作，派出專業(yè)人士向當?shù)剞r(nóng)民普及互聯(lián)網(wǎng)知識，互聯(lián)網(wǎng)的用途以及互聯(lián)網(wǎng)的便捷，引發(fā)農(nóng)民對于互聯(lián)網(wǎng)的好奇心，從而提高其接觸互聯(lián)網(wǎng)的主動性。

4.加強引導農(nóng)民互聯(lián)網(wǎng)使用的規(guī)范化和價值化

調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)階段農(nóng)民使用互聯(lián)網(wǎng)的主要用途是聊天游戲等娛樂功能，并未發(fā)揮出互聯(lián)網(wǎng)有價值的功效。因此應當積極引導農(nóng)村網(wǎng)民對網(wǎng)絡求職、電子商務、電子政務等價值型應用的側重，在此過程中，需要政府宣傳和當?shù)貙W校教育的充分結合，讓農(nóng)民了解到使用互聯(lián)網(wǎng)的正面積極作用，而不是僅僅沉迷于游戲聊天等娛樂功能，引導農(nóng)民的使用行為趨于規(guī)范化和價值化，充分挖掘出互聯(lián)網(wǎng)在農(nóng)村地區(qū)的巨大潛力?！?/p>

（作者單位：山東建筑大學管理工程學院）