萬天昊 閆旭 王子

（上海理工大學管理學院）

一、引言

2021年2月25日，習近平總書記在全國脫貧攻堅總結表彰大會上發(fā)表重要講話，宣布我國脫貧攻堅戰(zhàn)取得了全面勝利[1]。當前，我國正處于“十四五”開局之年，正在加快構建以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局（以下簡稱“雙循環(huán)”新發(fā)展格局）[2]。2021年3月5日，李克強總理在《政府工作報告》中指出：將穩(wěn)定和擴大消費，穩(wěn)步提高消費能力，改善消費環(huán)境，讓居民能消費、愿消費作為工作目標之一。

在全面脫貧、新冠肺炎疫情防控常態(tài)化和“雙循環(huán)”新發(fā)展格局的多重背景下，消費作為經(jīng)濟增長“三駕馬車”的重要一環(huán)，對提振經(jīng)濟信心、拉動內(nèi)需、維持常態(tài)化疫情防控具有深遠的意義。農(nóng)村居民消費是消費的重要組成部分，推進農(nóng)村居民消費升級，有助于改善國民經(jīng)濟中的投資消費比例，促進國內(nèi)經(jīng)濟大循環(huán)[3]。

因此，研究如何在多重背景下推進農(nóng)村居民消費升級具有重要的現(xiàn)實意義，有利于推動農(nóng)村消費水平穩(wěn)定增長，持續(xù)鞏固脫貧攻堅成果，從而真正促進國民經(jīng)濟更高質(zhì)量、更有效率、更加公平、更可持續(xù)發(fā)展[4]。

二、文獻綜述

關于農(nóng)村居民消費的有關問題，許多專家學者已作出不少貢獻，主要是研究農(nóng)村居民消費行為和消費意愿兩個方面。

在農(nóng)村居民消費行為方面，很多學者從不同角度出發(fā)，對影響農(nóng)村居民消費的因素展開深入探究。從收入和消費的不確定性來看，趙新泉等（2019）發(fā)現(xiàn)農(nóng)村居民消費會受到不確定收入的影響[5]；王靜（2019）則得出農(nóng)村居民的支出具有不確定性，也會影響消費[6]。從金融的角度出發(fā)，郭華等（2020）發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融發(fā)展能夠促進農(nóng)村居民消費[7]；陳燁丹等（2021）構建TVP-VAR模型實證研究了農(nóng)村金融發(fā)展可以動態(tài)減貧[8]。農(nóng)村居民消費行為的已有研究主要集中在外部影響因素上，對農(nóng)村居民自身消費態(tài)度和感知控制能力方面言之甚少，還有較大的研究空間。

在農(nóng)村居民消費意愿方面，很多學者采用不同模型對農(nóng)村居民消費意愿進行了探究和分析。楊晶等（2017）發(fā)現(xiàn)農(nóng)村居民旅游消費具有家庭決策的特點，且謹慎性較高[9]；湯淥洋等（2020）發(fā)現(xiàn)中央出臺的惠農(nóng)政策能夠有效促進農(nóng)村消費[10]。本文則采用結構方程模型進行探究，盡管該模型已成功運用在多個學術領域，但運用其具體探究不同因素與農(nóng)村居民消費意愿、消費行為的關系方面仍然有很大的空間，這也是本文運用結構方程模型對農(nóng)村居民消費研究的意義所在。

綜上所述，在當前全面脫貧、新冠肺炎疫情防控常態(tài)化和“雙循環(huán)”新發(fā)展格局的特定背景下，現(xiàn)有研究應用價值略顯不足，需要結合當前背景進一步探究。因此，本文在全面脫貧的背景下，考慮新冠肺炎疫情防控常態(tài)化、“雙循環(huán)”新發(fā)展格局的多重影響，依據(jù)計劃行為理論，探究農(nóng)村居民的消費意愿及消費行為。

三、研究模型

（一）計劃行為理論模型

計劃行為理論（Theory of Planned Behavior，TPB）是Ajzen在理性行為理論（Theory of Reasoned Action，TRA）的基礎上增加了感知行為控制的新概念后提出的新行為研究理論[11]。該理論認為，行為態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制通過影響行為意向，進而影響個體行為。

結合本文農(nóng)村居民消費的研究內(nèi)容，計劃行為理論在本文的應用模型可由行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制、消費意向和消費行為五個因素構成。行為態(tài)度指農(nóng)村居民對消費持有的積極或消極態(tài)度，主觀規(guī)范指農(nóng)村居民在消費時所感受到社會壓力的認知，感知行為控制指農(nóng)村居民在消費時感受到可以控制的程度，消費意向指農(nóng)村居民消費的傾向和動機，消費行為指農(nóng)村居民在行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制的影響下形成消費意向后采取的具體行為。

在計劃行為理論的指導下，本文提出研究假設H1～H8，如表1所示，并形成了應用模型，模型基本框架如圖1所示。

（二）數(shù)學模型構建

結構方程模型（Structural Equation Modeling）是行為社會科學領域量化的重要統(tǒng)計工具，是應用線性方程系統(tǒng)表示觀測變量與潛變量之間，以及潛變量之間關系的一種統(tǒng)計方法，具有可以同時處理多個因變量的優(yōu)勢[12]。

鑒于本文研究內(nèi)容涉及行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制三個主要影響因素和消費意愿、消費行為兩個因變量，與結構方程適合處理多原因多結果問題的優(yōu)勢相契合，故本文采用結構方程模型作為數(shù)學模型。

結構方程模型包含測量模型和結構模型，測量模型反映了觀測變量與潛變量的關系，結構模型反映了潛變量與潛變量之間的關系[13]。模型具體如下。

1.測量模型：

公式中：X為11個外生潛變量對應的觀測變量組成的向量；ξ為3個外生潛變量組成的向量；ΛX為X在ξ上的因子負荷矩陣；δ為X的11個測量誤差構成的向量；Y為5個內(nèi)生潛變量對應的觀測變量組成的向量；η為2個內(nèi)生潛變量組成的向量；ΛY為Y在η上的因子負荷矩陣；ε為Y的5個測量誤差構成的向量。

2.結構模型：

公式中：B為內(nèi)生潛變量η的結構系數(shù)矩陣；Γ為外生潛變量ξ的結構系數(shù)矩陣；ζ為內(nèi)生潛變量的誤差向量。

四、變量與數(shù)據(jù)

（一）變量選擇

本文采取問卷調(diào)查的方式獲取所需變量數(shù)據(jù)，問卷主要由兩部分組成。

第一部分是農(nóng)村人口基本信息，包括調(diào)查對象的性別、年齡、職業(yè)、家庭類型、年收入、消費支出等個人信息。

第二部分是核心變量的量表，包括行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制、消費意向和消費行為。本文設計了包含16個題項的李克特七級量表，以測量行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制、消費意向和消費行為五個潛變量。在行為態(tài)度維度，關注基本生活需求、現(xiàn)在和未來的生活質(zhì)量提高程度及社會層面對消費的態(tài)度；在主觀規(guī)范維度，主要考察親戚朋友、社交媒體、政府組織和消費風氣；在感知行為控制維度，主要從經(jīng)濟環(huán)境和消費方式進行衡量；在消費意向維度，分別從疫情前、疫情后和疫情平穩(wěn)控制三個角度衡量；在消費行為維度，從農(nóng)村人群消費頻率和消費總額兩個角度衡量。

（二）數(shù)據(jù)來源與統(tǒng)計

本次調(diào)查研究共回收有效問卷262份，調(diào)研對象涉及四川、河南、山東、新疆等全國21個省、58個縣級行政區(qū)，其中125人來自24個不同的摘帽貧困縣，101人的家庭曾為貧困戶。本次調(diào)研總體涵蓋不同年齡、不同職業(yè)、不同家庭人均年收入的農(nóng)村人群，調(diào)研質(zhì)量較高。調(diào)查樣本分布統(tǒng)計結果如表2所示。

表2 調(diào)查樣本分布統(tǒng)計

五、實證分析

（一）模型檢驗

1.信度與效度檢驗

為了確認量表的可靠性和有效性，需要對量表進行信度與效度檢驗，本文在SPSS 26.0軟件的支持下完成檢驗，檢驗結果如表3和表4所示。

由表3可知，該問卷各量表維度的Cronbach’s α值均高于0.6，表明該問卷滿足信度要求[14]。同時可知，平均方差抽取值AVE均大于0.5，且組合信度CR均大于0.7，說明各維度間有良好的聚合效度。

表3 問卷測量題項及信度效度分析

由表4可知，各潛變量之間均具有顯著的相關性，且相關性系數(shù)均小于所對應的AVE平方根，因子之間均有良好的區(qū)分度，數(shù)據(jù)區(qū)分效度良好。

表4 區(qū)分效度

2.模型適配度檢驗

本文運用Amos 26.0軟件對結構方程模型進行擬合評價，以觀察模型的優(yōu)劣，擬合結果如表5所示。檢驗結果顯示各指標值均符合建議值的要求，表明該結構方程模型的總體擬合情況較好。

（二）模型運算分析

通過極大似然法對農(nóng)村消費情況及影響因素模型進行檢驗，可以得到結構方程模型的路徑圖和模型檢驗結果，結構方程模型路徑圖如圖2所示。

圖2 結構方程模型路徑圖

1.路徑分析

從模型路徑系數(shù)檢驗和各潛變量對農(nóng)村居民消費行為的影響效應兩個方面進行路徑分析。

首先，對模型的路徑系數(shù)進行檢驗，結果如表6所示。除假設H5、H6外，其余路徑系數(shù)均達0.05的顯著水平，假設均成立，而行為態(tài)度對消費意向的路徑系數(shù)在所有路徑中最為顯著。在假設H5中，路徑顯著性概率值p<0.001，但回歸系數(shù)值β=-0.403<0與原假設中主觀規(guī)范正向影響消費意向不符，其原因在于農(nóng)村居民在消費時越多地考慮主觀規(guī)范因素，其消費謹慎度越高，從而導致消費意愿越低。在假設H6中，路徑顯著性概率值p=0.066>0.05，未達顯著水平，即假設H6不成立，但結合假設H7的成立情況可知，感知行為控制與消費行為具備顯著相關性，卻與消費意向不具備顯著相關性，通過調(diào)研分析發(fā)現(xiàn)其原因在于農(nóng)村居民產(chǎn)生消費意向時較少考慮感知行為控制方面的因素。

表6 路徑檢驗

其次，通過路徑標準化系數(shù)計算各潛變量對農(nóng)村居民消費行為的影響效應，結果如表7所示。分析可得，消費意向?qū)r(nóng)村居民消費行為的正向影響最顯著，這表明農(nóng)村居民的消費意向越強烈，發(fā)生消費行為的概率就越大。

表7 各潛變量對農(nóng)村居民消費行為的標準化影響效應

2.中介分析

采用反復抽樣法（Bootstrap resampling method）抽取2000個樣本進行參數(shù)計算、評價模型系數(shù)的顯著性，對該模型中介機制進行探究，結果如表8所示。分析結果顯示，行為態(tài)度通過消費意向影響消費行為間接效應值為0.198，95%置信區(qū)間是[0.077，0.343]，不包含0，說明中介效應存在，行為態(tài)度通過消費意向顯著正向影響消費行為。同理可說明主觀規(guī)范和消費行為之間中介效應存在，即主觀規(guī)范通過消費意向顯著負向影響消費行為，但感知行為控制通過消費意向影響消費行為不具有顯著性，顯著性概率值p=0.096>0.05，表明消費意向在感知行為控制對消費行為的影響中并沒有中介效應。

表8 標準化的Bootstrap 中介效應檢驗

3.多群組分析

本文多群組分析以性別和村莊類型作為調(diào)節(jié)變量，以預設模型作為多群組分析模型。

如表9所示，在以性別為調(diào)節(jié)變量的多群組分析中，行為態(tài)度對消費意向的影響較為顯著，女性與男性相比，其行為態(tài)度對消費意向的驅(qū)動作用更大；在消費意向?qū)οM行為的影響路徑中，男性正向影響十分顯著，女性影響不顯著；在感知行為控制對消費行為的影響路徑中，女性影響不顯著，但男性影響顯著。

表9 多群組結構方程模型估計結果

在以村莊類型為調(diào)節(jié)變量的多群組分析中，一般農(nóng)村除在主觀規(guī)范與感知行為控制路徑和感知行為控制對消費意向路徑中影響不顯著外，其余路徑均顯著。從消費意向?qū)οM行為的影響效果分析，一般農(nóng)村的影響較顯著。

六、對策與建議

在全面脫貧、新冠肺炎疫情防控常態(tài)化和“雙循環(huán)”新發(fā)展格局的多重背景下，推進農(nóng)村居民消費升級有助于暢通國內(nèi)經(jīng)濟大循環(huán)，助力國家經(jīng)濟增長?；诋斍皣榕c調(diào)研情況，本文分別從消費態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制和精準施策四個角度提出如下對策與建議。

（一）轉變農(nóng)村居民消費態(tài)度，助力消費意愿合理提高

本文研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村居民消費行為態(tài)度是影響消費意愿的重要因素，因此必須轉變農(nóng)村居民消費態(tài)度。積極運用新聞媒體、社會組織等手段進行宣傳推廣，逐漸轉變“節(jié)制消費”的固有觀念，真正讓農(nóng)村消費者感受到消費帶來的積極作用，從而轉變農(nóng)村居民消費態(tài)度。同時，積極推進農(nóng)村居民消費升級，穩(wěn)定農(nóng)村居民消費信心，通過消費補貼、消費優(yōu)惠等措施鼓勵農(nóng)村居民形成積極的消費觀念，讓農(nóng)村居民能消費、愿消費。

（二）提供和諧舒適的消費氛圍，降低農(nóng)村居民消費謹慎度

基于農(nóng)村居民消費謹慎度較高的現(xiàn)狀和主觀規(guī)范因素對消費意愿的負向作用，政府和決策部門可適當調(diào)整工作思維，在農(nóng)村消費過程中更多地扮演信息提供者和導引者，避免過多涉入農(nóng)村居民的消費決策過程，反而增強消費者購買的謹慎度。同時，政府和有關部門應加強對農(nóng)村不良風氣的監(jiān)管與打擊，減少農(nóng)村居民對消費的顧慮，為消費者提供和諧舒適的消費氛圍。

（三）逐步完善農(nóng)村消費環(huán)境，為農(nóng)村居民消費保駕護航

逐步完善農(nóng)村消費環(huán)境，依托大數(shù)據(jù)進一步推進農(nóng)村電商發(fā)展，暢通線上線下消費渠道，為農(nóng)村居民提供方便快捷的農(nóng)村消費環(huán)境，降低農(nóng)村居民對實施消費行為感知到的困難程度。同時，注重提高農(nóng)村居民的消費能力，提高農(nóng)村居民收入，可以完善農(nóng)村居民就業(yè)優(yōu)先政策，積極發(fā)展適合農(nóng)村本地的特色產(chǎn)業(yè)，通過延長產(chǎn)業(yè)鏈等方式促進農(nóng)村居民增收，增強科技創(chuàng)新能力，實現(xiàn)農(nóng)村生產(chǎn)力可持續(xù)發(fā)展，從而為消費意愿的提高提供內(nèi)源性動力。

（四）針對不同農(nóng)村群體精準施策，提高消費政策精準化水平

提高消費政策的精準化水平，做到精準施策、分類指導，如可借助“她經(jīng)濟”發(fā)展的契機，更加精準地引導農(nóng)村女性消費，通過女性喜愛的體驗營銷和口碑營銷方式，在婦女節(jié)、母親節(jié)等節(jié)日為女性提供消費優(yōu)惠，以激發(fā)其消費意愿。同時，可重點推進一般農(nóng)村消費升級，在資源配置方面向一般農(nóng)村適度傾斜，如適當提高一般農(nóng)村居民生活補貼，降低稅收，并制定針對一般農(nóng)村的特定惠農(nóng)政策，以充分激發(fā)其消費潛力。