新型城镇化进程中农户信息共享意愿影响因素分析——基于北京信息进村入户行政村652家农户调查数据*

曹冰雪 李 瑾

（北京农业信息技术研究中心 北京 100097）

1 引言

当前我国正处于城乡经济社会转型发展以及新型“四化”快速推进的关键时期。信息共享是新形势下农村信息化建设的新要求和新挑战。《国家新型城镇化规划（2014—2020年）》明确提出要始终坚持“以人为本、公平共享，四化同步、统筹城乡”的基本原则，中央一号文件等政府政策均强调了信息共享在加快转变城镇化发展方式、推动大中小城市和小城镇协调发展进程中的重要性。在新型城镇化进程中，依托智慧乡村、信息进村入户等农村信息化工程，我国涌现了众多信息共享平台以促进城乡间信息资源的合理流动与优化配置。例如作为全国首善之区的北京，已建设了面向新型农业经营主体的“绿云格”平台、“农场云”平台等托管式农业服务共享平台，以及面向广大农民的智慧乡村综合服务平台等典型农村信息共享平台。但目前国内城乡之间“信息鸿沟”仍然存在，农业农村信息共享平台信息资源配置能效仍未被激活，问题症结在于对信息共享中的核心参与主体“广大普通农户”的了解严重不足。为此本文通过深入研究农户信息共享意愿，了解农户对信息共享的真实看法及影响因素，将有助于拓宽农村信息共享覆盖范围，保障城乡信息服务均等化权益，实现城乡一体化发展，故具有重要的现实意义。

鉴于农户信息共享理念的前沿性，现有文献对此的研究尚不充分。与本文主题相关的研究大致可以分为两类。一类是对涉农企业、农村信用社等涉农主体信息共享的研究。对涉农企业的研究，主要从降低信息不对称、减轻“长鞭效应”和信息失真、促进供应链整合、提高食品质量安全水平等角度肯定信息共享在提升企业绩效方面的重要价值[1-3]。符少玲和孙良媛的研究表明，公司对农户的信任与关系承诺显著正向影响公司与农户共享信息，而公司对农户的资源依赖无显著影响[4]。对农村信用社，熊学萍等的研究表明，农信社同业间的信息共享意愿虽十分强烈，但对专业第三方征信机构持不信任态度[5]。另一类研究与本文的关注点比较接近，是以农户为研究对象，考察其信息共享情况。邓俊淼的研究指出，农户分散经营使农产品供应链各环节不能进行有效信息共享，从而提高了农户经营风险，制约了农产品供应链增值幅度[6]。

已有研究的一个重要不足是以农户为研究对象的信息共享分析较少，对农户信息共享意愿尚没有较为科学的判断。在此背景下，本文基于北京市郊区农户调查数据，通过构建计量经济学模型，从农户“共享自我信息”与“共享他人信息”两个角度，分析其影响因素及作用机制，以期对现有相关研究有所补充，为推动农村健康发展、提升农村信息化水平的相关政策的制定提供科学参考。

2 理论分析

2.1 理论基础

2.1.1 信息共享的内涵

对于信息共享，马费成和裴雷指出其经济实质是私有信息通过信息资源共享进入公共领域，成为公共信息；信息资源共享本身是一个信息产权租让与潜在信息生产的过程[7]。在此基础上，裴成发和贾惠芳定义了在信息时代中信息共享的含义，即信息资源共享是以网络环境为依托，以现代信息技术为支撑，使信息资源在最大可能的范围内、最可能的情况下、最方便快捷地为全社会公众所享用[8]。

2.1.2 信息共享影响因素研究

B. A. Nardi 和 V. L. O’Day提出信息生态的概念，即由人、实践、价值和技术在特定环境中组成的信息系统[9]。王晰巍和刘铎[10]、王晰巍等[11]在综合已有研究的基础上，指出信息生态是在特定信息空间内，以信息技术为手段，为达到均衡状态，信息人与信息环境在信息资源支持下的传递与反馈活动，故信息生态系统由信息人、信息资源、信息技术、信息环境四要素组成。在对信息生态系统有整体认知的基础上，已有学者探讨了上述四要素对个人信息共享意愿的影响。

（1）信息人对个人信息共享意愿的影响

学者们肯定了作为信息交流、传播和共享主体的信息人其自身特征对信息共享意愿的影响。曾桢、周荣和喻登科在对农户、农产品经销商等主体的研究中表明，个人年龄、性别、受教育程度、组织架构、经营模式等特征会通过影响其信息意识、信息理解能力、信息传播媒介使用等进而影响主体间的农业信息与知识传播[12-13]。S. L. Jarvenpaa等[14]、I. Ajzen[15]、胡昌平和胡媛[16]的研究则通过构建评价个人在掌握信息资源、技术等方面的自我效能指标，证明个人在判别信息资源质量、掌握信息技术操作技能、熟悉信息分享流程等方面的信息自我效能是产生信息共享行为意图的重要驱动力。基于上述研究观点，本文认为作为信息人的农户负责人特征与农户特征对其信息共享意愿有显著影响。

（2）信息资源对个人信息共享意愿的影响

信息资源是个人信息共享意愿的决定因素之一。杨丽[17]在识别出知识的隐含性和分散性特征的基础上，指出知识的隐含不易表达、分散不易传播的特殊属性显著影响个人间的知识共享。王少剑和汪玥琦则直接界定了信息资源质量特征中的有用性，指出信息有用性即信息内容对提升个人工作绩效、生活质量和学习效率等的作用程度，只有当信息资源是有用的，预期能够取得较好的信息传播效果，才能激发个人进行信息共享[18]。据此，本文认为信息资源特征对农户信息共享意愿有显著影响。

（3）信息技术对个人信息共享意愿的影响

信息技术是信息传播共享的载体，新的信息与传播技术革命打破了传统媒体的基本格局。当前，以手机为代表的新媒体扩张速度惊人，已成为个人一种重要的信息传播工具，其强大的传播力和多样化的传播方式，深刻地影响和改变了个人的信息传播思想，促使个人愿意传播共享信息[19]。赵英等进一步剖析了微信、微博等新型社交媒体的功能，指出其通过语音、视频通话等方便沟通，通过朋友圈实时分享信息，通过开放平台和公众平台智能化共享信息等，很大程度上方便了信息共享，进而增强了个人信息共享意愿[20]。基于此本文认为信息技术对农户信息共享意愿有显著影响。

（4）信息环境对个人信息共享意愿的影响

信息环境从外部影响个人信息共享意愿。社会认知理论认为环境通过影响个人认知进而影响个人意识行为[21]。在理论研究的基础上，部分学者从经验角度验证环境对知识、信息共享意愿的影响。L. A. Hoang 等基于社会网络分析法对越南稻米种植农户的研究指出，政府信息服务站点、农村现有的人际交流网络是影响农户信息交流的重要因素[22]。J. Kim 等基于社会认知理论对大学生的研究也表明周围人的信息行为、信息交流氛围等外部环境会影响个人的信息共享态度[23]。据此本文认为信息环境对农户信息共享意愿有显著影响。

（5）基于技术接受模型的个人信息共享意愿影响因素作用机制研究

上述文献尽管主要研究了信息人、信息资源、信息技术、信息环境四要素对个人信息共享意愿的直接影响，但也从影响个人信息共享认知、方便个人进行信息共享等角度解释了四要素对信息共享意愿的具体作用机制。F. D.Davis基于理性行为理论与计划行为理论以及对实际经验的抽象总结，构建了技术接受模型，对外部因素影响信息行为意愿的具体作用机制进行深入剖析，研究表明作为初始因素的外部变量决定了个人的感知有用（perceived usefulness），进而影响个人信息行为意愿[24]。P. A. Pavlou的研究进一步将感知风险（perceived risk）纳入技术接受模型，指出感知风险对个人信息行为意愿也有显著影响[25]。据此本文将感知有用与感知风险作为居间变量（mediating variable），研究外部因素通过居间变量影响个人信息共享意愿的具体作用机制。

2.2 模型设定

根据已有文献可知，信息人（户）、信息技术、信息资源、信息环境四类变量对农户信息共享意愿有显著影响，且这种影响主要通过作用于个人的感知有用与感知风险。据此，本文将农户信息共享意愿细分为自我信息共享意愿与他人信息共享意愿，分别作为因变量，并立足信息生态视角，以信息人（户）、信息技术、信息资源、信息环境为自变量，构建Probit回归分析模型，初步了解“外部因素—信息共享意愿”的作用机制；进一步基于技术接受模型构建结构方程模型（SEM），同时验证“外部因素—信息共享意愿”的直接作用机制与“外部因素—感知有用/感知风险—信息共享意愿”的间接作用机制。

图 1 模型设定形式

Probit回归分析模型设定如下：

Shar_Yi为被解释变量，具体为Shar_mi或Shar_hi，分别表示第i个农户的自我信息共享意愿或他人信息共享意愿。X1i、X2i、X3i、X4i为解释变量，分别表示第i个农户的信息人（户）基本特征、信息技术、信息资源、信息环境。具体来看，信息人（户）基本特征X1i包含户主的性别、年龄、受教育程度，是否加入合作社/协会、是否有订单农业、是否通过益农社购买农资/生活物品等；信息技术X2i包含手机是否可以上网；信息资源X3i包含所得信息真实/科学/可靠性情况；信息环境X4i包含周边亲友积极使用信息技术情况、益农社服务满意评价情况、所在村信息传播情况。ui为随机干扰因素。

SEM回归分析模型设定如下：

Shar_Yi、X1i、X2i、X3i、X4i与Probit模型的设定一致，此处不再赘述。co_Y1i、co_Y2i为居间变量，分别表示第i个农户的自我或他人信息共享的感知有用与感知风险。具体来看，农户自我信息共享的感知有用包含“提升自身行业地位评价”与“获得别人信任度评价”，感知风险包含“增加自身产品市场竞争评价”与“增加自身工作负担评价”；农户他人信息共享的感知有用包含“提升生产效率评价”、“拓宽社交网络评价”与“了解行业动态评价”，感知风险包含“不安全评价”与“误导自身评价”。

3 数据概况

3.1 数据来源

本文所用数据来自“北京信息进村入户行政村农户信息情况调查”。该项调查由北京农业信息技术研究中心负责组织协调与调查设计、北京中益农信息科技股份有限公司负责执行，具体调查时间为2017年5—7月。为了提高调查效率和数据质量，该调查专门开发了APP应用软件，对答题时间进行监控。样本调查中，在第一阶段，调查组考虑到昌平区与延庆区是北京首批信息进村入户工程试点区，农村信息化水平相对较高，具有较强的代表性，故将调查区域定位在这两个区的所有信息进村入户行政村；在第二阶段，在由中益农公司提供的所有行政村农户名单中进行随机抽样。该调查最终收回农户有效问卷652份。

3.2 样本概况

对于两个因变量，“是否愿意共享自我信息”变量的均值为0.87，“是否愿意共享他人信息”变量的均值为0.31。对于居间变量：①农户自我信息共享感知有用中，“提升自身行业地位评价”变量的均值为3.13，“获得别人信任评价”变量的均值为3.44；感知风险中，“增加自身产品市场竞争评价”变量的均值为3.26，“增加自身工作负担评价”变量的均值为2.96。②农户他人信息共享感知有用中，“提升生产效率评价”变量的均值为3.44，“拓宽社交网络评价”变量的均值为3.61，“了解行业动态评价”变量的均值为3.60；感知风险中，“不安全评价”变量的均值为3.09，“误导自身评价”变量的均值为3.00。对于自变量，户主男性占比为28%；实际年龄平均约为45岁；有高达89%的户主文化程度为初中/中专及以上；40%的农户加入了合作社/协会；14%的农户有订单农业；52%的农户通过益农社购买农资/生活物品等；94%的农户手机可以上网；农户所得信息真实/科学/可靠性情况均值为3.50；周边亲友积极使用信息技术情况均值为3.47；益农社服务满意评价情况均值为3.68；所在村信息传播情况均值为3.61。

表 1 变量及描述统计

4 农户信息共享意愿状况

4.1 农户自我信息共享意愿状况

（1）农户自我信息共享意愿情况

农户普遍愿意共享自我信息。由下表可知，在调查样本中，农户“愿意共享自我信息”的有564户，占样本总量达86.5%；农户“不愿意共享自我信息”的有88户，仅占样本总量的13.5%，二者间相差73个百分点。这说明目前绝大多数农户对共享自我信息持积极开放态度，普遍愿意将自有信息共享给他人。

表 2 农户愿意共享自我信息频数与占比

（2）农户自我信息共享感知有用情况

近三分之一的农户认为其共享自我信息会提高自身行业地位。在调查样本中，对于题干“共享自我信息会提高自身行业地位”，“非常不同意”的农户仅有20户，“不同意”的农户有116户，“一般”的农户有309户，“同意”的农户有176户，“非常同意”的农户有34户。故农户认为“同意及以上”的总占比（31.74%）比其认为“不同意及以下”的总占比（20.86%）多10.88个百分点，说明目前近三分之一的农户认为其共享自我信息会提高自身在整个行业地位，这一比例略高于持相反态度的农户比例。

近一半的农户认为其共享出去自我信息会获得别人信任。在调查样本中，对于题干“共享自我信息会获得别人信任”，“非常不同意”的农户仅有14户，“不同意”的农户有41户，“一般”的农户有287户，“同意”的农户有266户，“非常同意”的农户有44户。故农户认为“同意及以上”的总占比（47.55%）比其认为“不同意及以下”的总占比（8.44%）多39.11个百分点，说明目前近一半的农户认为其共享自我信息会获得别人的信任，这一比例远高于持相反态度的农户比例。

图 2 农户自我信息共享感知有用

（3）农户自我信息共享感知风险情况

略多于三分之一的农户认为其共享自我信息会增加自身产品市场竞争。在调查样本中，对于题干“共享自我信息会增加自身产品市场竞争”，“非常不同意”的农户仅有15户，“不同意”的农户有91户，“一般”的农户有290户，“同意”的农户有219户，“非常同意”的农户有37户。故农户认为“同意及以上”的总占比（39.26%）比其认为“不同意及以下”的总占比（16.26%）多23个百分点。这说明目前有略多于三分之一的农户认为其共享自我信息会增加自身产品市场竞争，这一比例高于持相反态度的农户比例。近三分之一的农户认为其共享出去自我信息会增加自身工作负担。在调查样本中，对于题干“共享自我信息会增加自身工作负担”，“非常不同意”的农户仅有19户，“不同意”的农户有180户，“一般”的农户有293户，“同意”的农户有127户，“非常同意”的农户有33户。故农户认为“同意及以上”的总占比（24.54%）比其认为“不同意及以下”的总占比（30.52%）少5.98个百分点。这说明目前有近于三分之一的农户认为其共享自我信息会增加自身工作负担，这一比例与持相反态度的农户比例基本持平。

图 3 农户自我信息共享感知风险

4.2 农户他人信息共享意愿状况

（1）农户他人信息共享意愿情况

仅三分之一左右农户愿意共享他人信息。由下表可知，在调查样本中，农户“愿意共享他人信息”的有203户，占样本总量的31.13%；农户“不愿意共享他人信息”的有449户，占样本总量的68.87%，二者间相差37.74个百分点。这说明目前大多数农户对共享他人信息持保留态度，并不愿意共享别人的信息，仅三分之一左右的农户表示愿意共享他人信息。

表 3 农户愿意共享他人信息频数与占比

（2）农户他人信息共享感知有用情况

近一半的农户认为其共享他人信息会提升自身生产效率。在调查样本中，对于题干“共享他人信息可以提升生产效率”，“非常不同意”的农户仅有8户，“不同意”的农户有38户，“一般”的农户有307户，“同意”的农户有255户，“非常同意”的农户有44户。故农户认为“同意及以上”的总占比（45.86 %）比其认为“不同意及以下”的总占比（7.06%）多38.80个百分点，说明目前近一半的农户认为其通过共享他人信息会提升自身生产效率，这一比例远高于持相反态度的农户比例。

多于一半的农户认为其共享他人信息可以拓宽社交网络。在调查样本中，对于题干“共享他人信息可以拓宽社交网络”，“非常不同意”的农户仅有5户，“不同意”的农户有25户，“一般”的农户有260户，“同意”的农户有293户，“非常同意”的农户有69户。故农户认为“同意及以上”的总占比（55.52%）比其认为“不同意及以下”的总占比（4.60%）多50.92个百分点，说明目前有多于一半的农户认为其通过共享他人信息可以拓宽自身社交网络，这一比例远远高于持相反态度的农户比例。多于一半的农户认为其共享他人信息可以了解行业动态。在调查样本中，对于题干“共享他人信息可以了解行业动态”，“非常不同意”的农户仅有8户，“不同意”的农户有14户，“一般”的农户为262户，“同意”的农户达312户，“非常同意”的农户有56户。故农户认为“同意及以上”的总占比（56.44%）比其认为“不同意及以下”的总占比（3.37%）多53.07个百分点，说明目前有多于一半的农户认为其通过共享他人信息可以了解行业动态，这一比例远远高于持相反态度的农户比例。

图 4 农户他人信息共享感知有用

（3）农户他人信息共享感知风险情况

近三分之一的农户认为其共享他人信息会不安全。在调查样本中，对于题干“共享他人信息会不安全”，“非常不同意”的农户仅有13户，“不同意”的农户有136户，“一般”的农户有317户，“同意”的农户有152户，“非常同意”的农户有34户。故农户认为“同意及以上”的总占比（28.52%）比其认为“不同意及以下”的总占比（22.85%）多5.67个百分点。这说明目前有近三分之一的农户认为其共享他人信息会不安全，这一比例与持相反态度的农户比例基本持平。近三分之一的农户认为其共享他人信息会误导自身。在调查样本中，对于题干“共享他人信息会误导自身”，“非常不同意”的农户仅有15户，“不同意”的农户有162户，“一般”的农户有310户，“同意”的农户有135户，“非常同意”的农户有30户。故农户认为“同意及以上”的总占比（25.31%）比其认为“不同意及以下”的总占比（27.15%）少1.84个百分点。这说明目前有近三分之一的农户认为其共享他人信息会误导自身，这一比例与持相反态度的农户比例基本持平。

图 5 农户他人信息共享感知风险

5 农户信息共享意愿影响因素分析

5.1 农户自我信息共享意愿影响因素分析

5.1.1 基准模型

（1）基本结果

表4给出了运用Probit模型得到的农户自我信息共享意愿影响因素边际估计结果。结果显示，农户加入合作社/协会、通过益农社购买农资/生活物品等、所得信息真实/科学/可靠性越高、周边亲友使用信息技术越积极、益农社服务满意评价越高、所在村信息传播越好，农户愿意共享自我信息的概率越高。而户主性别、年龄、受教育程度、农户是否有订单农业与手机是否可上网对自我信息共享意愿的影响不显著。

（2）结果讨论

信息环境是农户自我信息共享意愿最为重要的决定因素。表征信息环境的三个变量系数均显著为正，说明农户所处的信息技术应用、信息传播、信息服务环境越好，农户越愿意共享自己的信息。这是因为信息环境能够影响改变农户的意识与行为，一方面周围浓郁的信息化环境将会潜移默化地促使农户了解信息的重要性，明白共享信息的意义，从而帮助农户建立共享信息的意识；另一方面亲友、益农社等信息技术应用、信息传播有助于消除农户共享自我信息的顾虑，提升农户信息收集、处理、传播能力，从而带动农户共享自我信息。

表 4 农户自我信息共享意愿基准模型估计结果

信息资源是另一个较为稳健的影响农户自我信息共享意愿的因素。表征信息资源的变量系数显著为正，表明所得信息的真实性、科学性、可靠性越高，农户越愿意共享自己的信息。这可能因为对于农户来说，只有自身所获取的信息资源质量越好，农户认为将信息共享出去对他人有用，或者会使农户共享自我信息的传播效果好，农户才有共享自我信息的意愿。

信息户基本特征对其自我信息共享意愿也具有比较稳健的显著影响。除有订单农业变量系数不显著外，其余两个变量系数均显著为正。加入合作社/协会的农户更愿意共享自我信息的原因可能在于：一方面加入合作社/协会的农户拥有更为便捷、广阔的信息源，保证了农户信息共享能力；另一方面合作社/协会等社会组织为农户提供了良好的交流平台，从而促使农户愿意向他人共享自己的信息。通过益农社购买农资/生活物品的农户也更愿意共享自我信息，因为用户通过益农社购买农资/生活物品等，享受益农社信息服务，能够有效树立信息意识，接触更多市场信息，从而更愿意共享自我信息。而农户有订单农业对其共享自我信息没有影响也符合预期。对于农户来说，农产品产销模式的稳定与否，更多决定了农户搜寻或共享他人信息的意愿，对自我信息的共享意愿没有很大影响，甚至可能因为契约中的某些保密条款，抑制农户自我信息的共享，本文回归系数为负一定程度验证了这一观点。

信息人基本特征与信息技术对农户自我信息共享意愿没有产生显著影响。户主性别有一定负向影响可能因为，相较于男性，女性本身的性别属性使其更愿意与他人进行信息交流，从而其更愿意共享自我信息。户主年龄和受教育程度对农户自我信息共享意愿无影响可能因为，农户本身对自我信息共享态度并未出现明显的年龄与教育程度分层。而农户自我信息共享意愿缺乏信息技术差异可能在于，手机能够上网一方面会因方便信息传播而增加农户自我信息共享意愿，另一方面也可能会因强化个人信息安全保护等意识而抑制农户自我信息共享意愿，从而导致整体叠加效应不显著。

5.1.2 进一步的探讨：作用机制研究

表5中（1）—（5）方程列出本文针对农户信息人（户）基本特征、信息资源、信息环境、信息技术对自我信息共享意愿直接与间接作用机制的结构方程研究结果。

居间变量结果讨论。感知有用变量中，“提升自身行业地位评价”有负向影响，可能是当前农户共享自我信息主要出于公益性、社交性目的，而持提升自身行业地位这种私利性、竞争性作用认知的农户反而不愿意真正共享自我信息；“获得别人信任评价”有正向影响，进一步验证了上述观点，即可以获得别人信任这种具有社交性作用的认知会显著促进农户共享自我信息。感知风险变量均无显著影响，可能是“增加自身产品市场竞争与增加自身工作负担”风险尽管存在，但尚未影响到农户的自我信息共享意愿。

外生变量作用机制讨论。①信息人基本特征变量。通过负向直接作用，相较于女性，户主为男性的农户自我信息共享意愿概率平均下降6.5%；相较于上文基准检验未识别出直接作用机制，在结构方程模型中识别出年龄有负向间接作用，户主年龄每增加1岁，提升自身行业地位评价平均上涨9.9%个单位，而该评价每增加1个单位，农户自我信息共享意愿平均下降14.1%个单位，将两个系数相乘，可以得到户主年龄对其自我信息共享意愿的总影响程度（为-1.4%），即户主年龄每增加1岁，农户自我信息共享意愿概率平均下降1.4%（测算解释变量对被解释变量整体间接作用机制，即将每条作用机制路径中通过显著性检验的解释变量与居间变量的系数相乘，再对不同路径的乘积进行加总。为简便表述，下文只汇报各变量的作用机制，以及最终的整体影响程度）。通过正向间接作用，相较于受教育程度为小学的户主，受教育程度为初中/中专、技校、高中的农户自我信息共享意愿概率平均分别上升1.6%、1.1%、0.1%。②信息户基本特征变量。通过正向直接作用，相较于尚未加入合作社/协会的农户，已加入合作社/协会的农户自我信息共享意愿概率平均上升6.3%；通过负向间接作用，相较于没有订单农业的农户，有订单农业的农户自我信息共享意愿概率平均下降1.3%；通过正向直接与间接作用，相较于没有通过益农社购买农资/生活物品等的农户，通过益农社购买农资/生活物品等的农户自我信息共享意愿概率平均上升24.2%。③信息技术变量。通过正向直接与间接作用，相较于手机不能上网的农户，手机可以上网的农户自我信息共享意愿概率平均上升9.2%。④信息资源变量。通过正向间接作用，所得信息真实/科学/可靠性每增加1个单位，农户自我信息共享意愿概率平均上升1.6%。⑤信息环境变量。通过正向直接作用与负向间接作用，周边亲友积极使用信息技术情况每增加1个单位，农户自我信息共享意愿概率平均上升9.3%；通过正向间接作用，益农社服务满意评价每增加1个单位，农户自我信息共享意愿概率平均上升0.7%；通过正向直接作用，所在村信息传播情况每增加1个单位，农户自我信息共享意愿概率平均上升10.3%。

表 5 农户自我信息共享意愿作用机制检验模型

5.2 农户他人信息共享意愿影响因素分析

5.2.1 基准模型

（1）基本结果

表6给出了运用Probit模型得到的农户他人信息共享意愿影响因素边际估计结果。回归结果显示，户主是男性、年龄越大、有订单农业，农户愿意共享他人信息的概率越低，户主受教育程度为大专及以上、通过益农社购买农资/生活物品等、所得信息真实/科学/可靠性越高，农户愿意共享他人信息的概率越高。而农户是否加入合作社/协会、手机是否可上网、周边亲友积极使用信息技术情况、益农社服务满意评价情况和所在村信息传播情况对农户他人信息共享意愿的影响不显著。

表 6 农户他人信息共享意愿基准模型估计结果

（2）结果讨论

信息人基本特征是影响农户他人信息共享意愿的决定因素之一。表征信息人基本特征的三个变量中，户主性别、年龄系数显著为负，受教育程度为大专及以上系数显著为正。户主性别有负向影响，可能因为相较于男性，女性本身的性别属性引致其更愿意与他人进行信息交流，从而其更愿意共享他人信息。与共享自我信息不同，户主年龄对农户他人信息共享意愿有负向影响，可能因为户主年龄越大，越担心涉及他人隐私或越怀疑他人信息质量，从而对分享他人信息持保守态度。相较于受教育程度为小学的农户，受教育程度为大专及以上的农户共享他人信息意愿显著上升，可能因为这类户主更具有信息意识，更了解信息的重要性，也更具有信息甄别能力，从而愿意从他人处共享信息。

信息资源也是影响农户他人信息共享意愿的重要因素。表征信息资源的变量系数显著为正，表明所得信息的真实性、科学性、可靠性越高，农户越愿意共享他人的信息。这可能因为对于农户来说，只有自身所获取的信息资源质量越好，对自身生产经营越有用，共享他人信息才越有价值，农户才越有共享他人信息的意愿。

信息户基本特征对农户他人信息共享意愿也具有比较稳健的显著影响。除加入合作社/协会变量系数不显著外，其余两个变量中，有订单农业系数显著为负，通过益农社购买农资/生活物品等系数显著为正。拥有订单农业的农户，由于农产品产销直接对接合作社、企业等，产销模式的稳定使农户生产、市场、服务等信息搜寻意愿下降，导致农户没有需求与意愿去共享他人的信息。农户通过益农社购买农资/生活物品等对其共享他人信息有显著正向影响的原因可能是，农户在从益农社购买农资/生活物品等的过程中，自然而然会获取到农资/生活物品等的相关市场信息，意味着其有共享他人信息的意愿。农户加入合作社/协会对其共享他人信息无影响的结论比较出乎意料，本文认为可能的原因是在加入合作社/协会的农户中，部分会因合作社/协会已经提供了大量信息资源，满足了信息需求，故降低了其共享他人信息的意愿，而部分农户会因合作社/协会提供了农户间交流平台，故提升了其共享他人信息的意愿，就总体而言，相反效应的叠加导致整体影响不显著。

信息环境与信息技术对农户他人信息共享意愿没有产生显著的影响。农户所处的信息技术应用、信息传播、信息服务环境对农户他人信息共享无影响可能因为，周围信息环境的改善会使部分农户因满足信息需求、强化他人隐私侵犯意识或增加对他人信息质量的怀疑而降低他人信息共享意愿，部分农户则会因信息意识增强、交流工具更加便捷而提升他人信息共享意愿，从而导致整体叠加效应不显著。而农户他人信息共享意愿缺乏信息技术差异，原因可能在于手机能够上网既会因方便信息传播而增加农户他人信息共享意愿，也会因强化他人隐私侵犯意识或增加对他人信息质量的怀疑而抑制农户他人信息共享意愿，从而导致整体叠加效应不显著。

5.2.2 进一步的探讨：作用机制研究

表7（1）—（6）方程列出了本文针对农户信息人（户）基本特征、信息资源、信息环境、信息技术对他人信息共享意愿直接与间接作用机制的结构方程研究结果。

居间变量结果讨论。感知有用变量中，“拓宽社交网络评价”“了解行业动态评价”有正向影响，意味着信息共享的社交功能、破除信息壁垒功能认知会显著提升农户他人信息共享意愿；“提升生产效率评价”无影响，可能因为实际中共享他人信息在提升自身生产效率上的作用不是很明显，故尚未影响到农户他人信息共享意愿。感知风险变量均有负向影响，表明在共享他人信息中，对他人信息质量、隐私风险认知越严重，越不愿意共享他人信息。

外生变量作用机制讨论。①信息人基本特征变量。通过负向间接作用，相较于女性，户主为男性的农户他人信息共享意愿概率平均下降2.2%；通过负向直接与间接作用，户主年龄每增加1岁，农户他人信息共享意愿概率平均下降10.9%；通过负向间接作用，相较于受教育程度为小学的户主，户主受教育程度为技校、高中的农户他人信息共享意愿概率平均分别下降2.2%、1.4%，通过正向直接与间接作用，相较于受教育程度为小学的户主，户主受教育程度为大专及以上的农户他人信息共享意愿概率平均上升12.6%。②信息户基本特征变量。加入合作社/协会对农户他人信息共享意愿无直接与间接作用；通过负向间接作用，相较于没有订单农业的农户，有订单农业的农户他人信息共享意愿概率平均下降6.1%；通过正向间接作用，相较于没有通过益农社购买农资/生活物品等的农户，通过益农社购买农资/生活物品等的农户他人信息共享意愿概率平均上升8.5%。③信息技术变量。通过正向间接作用，相较于手机不能上网的农户，手机可以上网的农户他人信息共享意愿概率平均上升2.6%。④信息资源变量。通过正向间接作用，所得信息真实/科学/可靠性每增加1个单位，农户他人信息共享意愿概率平均上升3.9%。⑤信息环境变量。通过正向间接作用，周边亲友积极使用信息技术情况每增加1个单位，农户他人信息共享意愿概率平均上升3.4%；通过正向间接作用，益农社服务满意评价每增加1个单位，农户他人信息共享意愿概率平均上升7.7%；通过正向间接作用，所在村信息传播情况每增加1个单位，农户他人信息共享意愿概率平均上升1.5%。

表 7 农户他人信息共享意愿作用机制检验模型

6 结论与政策建议

基于“北京信息进村入户行政村农户信息情况调查”的微观调查数据，本文从农户“共享自我信息”与“共享他人信息”两个角度，分析了当前农户信息共享意愿的影响因素与作用机制。本文的研究表明：整体影响农户自我信息共享意愿的主要因素是信息户基本特征、信息资源与信息环境变量，信息人基本特征与信息技术变量无显著影响，但通过作用于感知有用变量，信息人（户）基本特征、信息资源、信息环境、信息技术对其有直接或间接作用机制；整体影响农户他人信息共享意愿的主要因素是信息人基本特征、信息资源与信息户基本特征变量，信息环境与信息技术变量无显著影响，但通过作用于感知有用与感知风险变量，信息人（户）基本特征、信息资源、信息环境、信息技术对其有直接或间接作用机制。

基于上述研究结论，为了提升农户信息共享意愿，拓宽农村信息共享覆盖范围，促进农村信息化发展，本文认为整体来看，政府及社会多方参与主体应围绕信息人、信息资源、信息技术、信息环境努力打造良好的农村信息生态。具体来看，首先，政府应稳步提升农民受教育水平，通过益农社等平台，对农民进行宣传培训，培养农民信息意识与信息甄别能力；其次，应联合社会多方主体，建立健全信息收集、处理、审核机制，全力提升信息资源质量，打造农村良好信息资源环境；再次，应加大农村信息技术研发创新的政策、税收、资金、人才等支持力度，开发适宜农户应用的信息技术与装备；最后，应依托智慧乡村、信息进村入户等项目支撑，继续优化农村信息大环境，全面完善农村信息化体系建设。