趙米蘭，牛亞瓊，馮永桃，楊永榮，王更強，包柏燚

（甘肅農(nóng)業(yè)大學財經(jīng)學院，甘肅 蘭州 730070）

帶動貧困地區(qū)人口脫貧致富一直是我國社會工作以及經(jīng)濟工作的重中之重，由于電子信息化的快速普及，交通建設的不斷完善，政府的扶持，隴南地區(qū)在電商扶貧工作已取得了矚目的成績，參加全國電商精準扶貧論壇交流經(jīng)驗，擴大隴南電商的影響力，增加活躍網(wǎng)點7000 多個，交易額累計超過100 億，組織電商培訓25 萬次，帶動就業(yè)人數(shù)超過18 萬人[1]，但現(xiàn)如今的電商扶貧主要還是以農(nóng)戶以外的第三方為主導，例如政府、企業(yè)。農(nóng)戶受知識水平、對電子商務的了解程度、家庭勞動力短缺等因素的制約，并不是推進農(nóng)村電商扶貧進程中的主力軍，所以掌握貧困地區(qū)農(nóng)戶電商扶貧參與意愿及其影響因素，針對性地提出相關(guān)建議和對策，對提升電商扶貧工作效率，幫助貧困地區(qū)人口拓寬收入渠道，實現(xiàn)脫貧致富，具有重要意義。

甘肅省隴南地區(qū)生態(tài)良好，資源豐富，盛產(chǎn)多種農(nóng)產(chǎn)品，但由于地處西北內(nèi)陸地區(qū)的山區(qū)，接受新鮮事物的能力有限，加之交通的不便，電商產(chǎn)業(yè)還在發(fā)展初期階段。本文利用調(diào)查數(shù)據(jù)與統(tǒng)計年鑒，從隴南地區(qū)農(nóng)戶基本情況、電商發(fā)展的基本情況、行為態(tài)度因素和應對能力四個方面對貧困農(nóng)戶參與電商扶貧的意愿以及其影響因素進行研究，總結(jié)歸納針對農(nóng)戶參與電商扶貧具有代表性的影響因素，并根據(jù)當?shù)氐膶嶋H人文、經(jīng)濟等情況提供可行建議。

1 研究地概況

1.1 自然人文概況

隴南市所處的地理位置在東經(jīng)104°01′19″～106°35′20″，北緯32°35′45″～34°32′00″之間，位于甘肅省東南端，素有“秦隴鎖鑰，巴蜀咽喉”的美稱，東接陜西，南臨四川、位于陜甘川的交界處，是西北-西南地區(qū)有重要意義的交通樞紐。作為甘肅地區(qū)僅有的長江流域和亞熱帶氣候地區(qū)，森林覆蓋率高，自然資源豐富，物產(chǎn)豐富。特有的地形和氣候也成就了該地區(qū)“隴上江南”的美稱。隴南市下轄武都區(qū)、康縣、文縣、成縣、徽縣、兩當縣、西和縣、禮縣、宕昌縣，1 區(qū)8 縣，總面積27923km2，人口281 萬人，是甘肅境內(nèi)歷史悠久，文化底蘊深厚的城市之一。

1.2 經(jīng)濟發(fā)展概況

2019 年隴南市國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報數(shù)據(jù)顯示，全市生產(chǎn)總值445.09 億，同比增長7.4%。分產(chǎn)業(yè)看，第一產(chǎn)業(yè)增加78.9 億元，同比增長5.9%；第二產(chǎn)業(yè)增加106.75 億元，同比增長9.0%；第三產(chǎn)業(yè)增加259.43 億元，同比增長7.2%。從總量上說，拉動經(jīng)濟增長的主要動力是效益較好的第三產(chǎn)業(yè)，總體經(jīng)濟運行保持著穩(wěn)中有進，穩(wěn)中向好的態(tài)勢，未來第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展有很大的前景[2]，扶持電子商務產(chǎn)業(yè)發(fā)展，對于拉動整個隴南地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展有著重要的意義?，F(xiàn)如今，當?shù)卣涌煳锪髟O施等基礎設施建設，推動地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展與電商扶貧、區(qū)域旅游、特色農(nóng)產(chǎn)品開發(fā)等項目協(xié)調(diào)發(fā)展，多層次，多角度，多方面推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的完整，實現(xiàn)人民的富裕。

2 數(shù)據(jù)來源與研究方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文基于部分統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)特征，針對隴南地區(qū)的農(nóng)戶，進行了問卷調(diào)研，收集了100 份問卷。問卷主要涉及隴南地區(qū)農(nóng)戶基本情況（Q1-Q10）、電商發(fā)展基本情況(Q11-Q24)、行為態(tài)度(Q25-Q28)、應對能力(Q29-Q31)四方面問題。通過實地調(diào)研，對隴南地區(qū)的電子商務發(fā)展問題有更深層次認識，并通過數(shù)據(jù)統(tǒng)計與多元回歸分析，了解農(nóng)戶的參與電商意愿與影響他們參與電商扶貧的影響因素，為提高農(nóng)戶參與電商扶貧工作的積極性提供一定的基礎知識與參考。

2.2 研究方法

本文探討的是貧困地區(qū)的農(nóng)戶參與電商扶貧的意愿以及其影響因素的問題，研究的是單個因變量與多個自變量間的相關(guān)關(guān)系，被解釋變量通過因子分析方法提取行為態(tài)度維度得到。采用多元回歸模型進行分析。在多元回歸模型中，Y 為因變量，表示貧困農(nóng)戶參與電商扶貧的行為態(tài)度，Xi (i=1，2，3...，n)作為自變量，是包括農(nóng)戶的基本特征的控制變量和影響農(nóng)戶參加電商扶貧的影響因素（電商發(fā)展和應對能力）?？蓸?gòu)建如下多元回歸模型:

結(jié)合現(xiàn)實情況和相關(guān)文獻，總結(jié)影響貧困農(nóng)戶參與電商扶貧參與意愿的影響因素為隴南地區(qū)農(nóng)戶基本情況、電商發(fā)展的基本情況、行為態(tài)度因素和應對能力四個方面，具體變量及說明見表1。

表1 變量說明

3 研究結(jié)果與分析

3.1 農(nóng)戶基本情況概述

通過對100 份調(diào)查問卷數(shù)據(jù)整理得出（如圖1所示）：

圖1 農(nóng)戶參與意愿比例

從農(nóng)戶對電商扶貧的參與意愿比例來看，非常愿意參與電商扶貧的人口占總調(diào)查人口的13%，較為愿意參與的占55%，比較不愿意參與的占8%，沒有意愿參與的占24%。有意向參與電商扶貧的總?cè)藬?shù)比例達到68%，目前隴南地區(qū)的大多數(shù)農(nóng)戶有意愿參與電商扶貧

3.2 農(nóng)戶參與電商意愿分析

本文研究農(nóng)戶參與電商的意愿程度，通過行為態(tài)度維度進行定量分析。首先針對Q25-Q28 四個量表題項進行信效度分析，結(jié)果見表2。

表2 農(nóng)戶參與電商意愿

從表中可以看出，農(nóng)戶參與電商意愿的行動態(tài)度維度的克隆巴赫系數(shù)達到了十分可信，KMO 值大于0.5，效度較好，巴特利特球形檢驗達到了較高顯著水平，表明該維度下題項之間的因子結(jié)構(gòu)顯著成立。

而進行主成分分析得如圖2 所示：

圖2 主成分分析

由碎石圖可知，主成分提取的第一主成分的特征值大于1，從第二主成分開始特征值出現(xiàn)大幅下降并且低于1，因此僅需提取第一主成分，得到方差分析表見表3：

表3 方差分析表

通過PCA 主成分分析方法對農(nóng)戶參與電商意愿維度進行主成分提取，得到第一主成分因子，方差貢獻率達到88.326%，表明該主成分能解釋原Q25 到Q28 四個題項的88.326%的方差信息，提取的主成分信息解釋能力很好。進一步得出該成分的因子表達式如下所示：

由此，完成了被解釋變量的因子降維，進行針對該成分變量Y 進行描述分析,發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶參與電商意愿的最小值為1.06，最大值為4.26，均值為2.984，標準差為0.745，說明調(diào)研的100 戶農(nóng)村家庭整體參加電商意愿較高。

3.3 影響因素分析

就變量間相互關(guān)聯(lián)程度和解釋變量與被解釋變量進行相關(guān)性分析，見表4。

表4 相關(guān)性分析

從相關(guān)性分析結(jié)果可以看出，與農(nóng)戶參與電商意愿有顯著相關(guān)性的解釋變量有：家庭年平均收入、當?shù)卣才烹娚谭鲐毥逃约胺龀至Χ?、對電商操作熟練程度、所在地區(qū)是否為貧困人口提供免費的電商培訓和與人溝通能力，其中相關(guān)程度最大的變量是與人溝通能力，其次是當?shù)卣才烹娚谭鲐毥逃约胺龀至Χ?。于是，農(nóng)戶基本情況維度的五個變量中X1 和X3 是分類變量，分別進行虛擬變量處理后與其他三個變量一同作為本文回歸模型的第一部分控制變量，另外電商發(fā)展基本情況維度的四個變量中X7 是分類變量，進行虛擬變量處理后與其他三個變量一同作為本文回歸模型的第二部分控制變量，解釋變量為表征應對能力的X14、X15 和X16。

由方差分析表5 可得，F(xiàn) 統(tǒng)計量為3.476，顯著性(sig)小于0.05，表明模型顯著成立，方程中所有解釋變量中至少有一個可以預測因變量。于是，各解釋變量回歸系數(shù)估計值與顯著性檢驗結(jié)果見表6。

表5 方差分析表

從表6 可知，農(nóng)戶基本情況因素中對貧困農(nóng)戶參與電商扶貧意愿有顯著性影響的因素有：家庭年平均收入水平、當?shù)卣才烹娚谭鲐毥逃约胺龀至Χ?、與人溝通能力、家庭收入來源是否為低保收入和所在地區(qū)主要物流途徑是否為鐵路運輸。其中，家庭年平均收入影響系數(shù)為0.158，顯著性水平為5%，表明家庭年平均收入水平越高的農(nóng)戶越愿意參與到電商活動；當?shù)卣才烹娚谭鲐毥逃约胺龀至Χ鹊挠绊懴禂?shù)為0.297，顯著性水平為1%，表明當?shù)卣椒龀蛛娚谭鲐?，當?shù)剞r(nóng)戶參與電商意愿越強；農(nóng)戶與人溝通能力越強，越愿意參與到電商活動，其影響系數(shù)為0.27，顯著性水平為1%；農(nóng)戶基本情況和當?shù)仉娚贪l(fā)展情況等變量起控制作用，避免農(nóng)戶個體差異與當?shù)仉娚贪l(fā)展差異等其他因素對被解釋變量的干擾，更好提高模型預測能力和擬合效果，使模型擬合優(yōu)度達到31.0%，所以提高農(nóng)戶家庭年平均收入、加強當?shù)卣才烹娚谭鲐毥逃Χ群头龀至Χ?、增強與人溝通他們的能力、進一步完善當?shù)氐慕煌ㄟ\輸情況，對提高農(nóng)戶的參與意愿有著至關(guān)重要的作用。

表6 顯著性檢驗結(jié)果

4 結(jié)語

調(diào)查分析之后，現(xiàn)如今隴南地區(qū)農(nóng)戶有愿意參加電商扶貧的比例達到68%，農(nóng)戶參與電商扶貧的意愿主要受家庭年平均收入水平、當?shù)卣才烹娚谭鲐毥逃约胺龀至Χ取⑴c人溝通能力、家庭收入來源、所在地區(qū)主要物流途徑的影響。在區(qū)域經(jīng)濟一體化的環(huán)境之下，貧困地區(qū)的脫貧是影響整個大環(huán)境的重要因素，這些地區(qū)的脫貧致富對整個社會的資源配置、產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展、要素的自由流動都有著至關(guān)重要的影響，為了實現(xiàn)脫貧攻堅的艱巨任務，需要從政府、社會、農(nóng)戶三方面出發(fā)，共同營造自由、開放、穩(wěn)定的電子商務發(fā)展環(huán)境。