互联网使用对农户创业选择的影响研究

■何 慧，黄敦平，王高攀

一、引言与文献综述

就业是解决民生问题的根本，而鼓励农户创业在促进农村就业、农户增收、乡村产业振兴中发挥着关键作用。但农户获取信息、技术、金融等现代生产要素的能力较弱，限制农村地区一部分创新创业活动的开展。互联网作为一个巨大的信息交流平台，能够打破空间阻碍，缩短人与人之间的交流时间，依托电商的互联网平台创业，拓宽农产品销路，将对农户创业起到推动作用。国家数字乡村战略的提出为农村互联网使用奠定良好基础，中国互联网络信息中心（CNNIC）数据显示，2020年我国农村网民数达到2.55亿人，占网民总数的28.2%。互联网普及率的提高，能显著提高资源配置效率，为农户使用互联网创造良好的外部环境。因此，探讨互联网使用对农户创业选择的影响机制具有重要的理论与现实意义。

已有研究主要从信息获取、人力资本、社会资本等方面探讨互联网使用对微观个体创业的影响。首先，互联网作为一项重要的社会资源，在帮助劳动者获取信息、识别就业机会等方面起到重要作用（杨学儒等，2018）。但由于农户创业选择信息获取渠道单一，农户获取信息质量较低，而互联网能够有效帮助农户克服信息不对称，降低信息搜集成本，提高农户获取信息质量（马继迁等，2020）。农户通过使用互联网减小信息交易费用，提高信息获取效率，获得其创业所需信息，进而提高农户创业概率。吴本健等（2014）通过实证分析得出社会网络对农户创业具有资金积累效用和信息积累效用。高静和贺昌政（2015）分析信息能力对农户识别创业机会的影响，得出农户信息获取能力对创业机会识别具有显著影响。其次，互联网为农户提供巨大的信息交流平台，改变传统人力资本获取方式，促进农户人力资本提升（王建华和李俏，2012）。互联网的发展改变了传统教学方式，线上课程的普及推动远程学习的快速发展，便于农户提升人力资本，进而提升创业选择概率（刘宏和马文瀚，2017）。苏岚岚和孔荣（2020）认为农户受教育水平越高，通过互联网参与培训等方式获取知识的能力就越强，农户创业增收效应越大。马俊龙和宁光杰（2017）认为互联网的使用促进远程学习，而这种网上学习资源将提升受教育水平高的农村劳动者的人力资本，从而促进农村劳动者的非农就业。李飚（2018）将个体深入使用互联网提高技能水平的现象称为“数字人力资本”，数字人力资本会对创业者收入产生正向影响。还有部分研究发现互联网可以通过帮助农户扩宽交际范围，促进农户与外界交流，提升社会资本，进而影响农户创业选择。互联网拥有较强的社会互动性，随着互联网的不断发展，各种社交软件、论坛、短视频的投入使用将增强农户与外界的互动，扩宽交际圈，提升社会资本。张思阳等（2020）认为农户的互联网使用将增加其虚拟社会资本，并在一定程度上转化为现实社会资本，从而促进其社会资本的积累，最终提高返乡创业意愿。赵羚雅和向运华（2019）认为互联网的使用将促进农户与他人沟通交流，有利于扩展社会关系网，增加社会资本，进而提高农民参与非农就业的可能性。周洋和华语音（2017）认为互联网使用将促进农村地区社会交往和信息获取，使用互联网的农户比不使用互联网的农户创业概率高3.83%。文献梳理发现，尚未有学者探讨互联网使用对农户创业选择的影响以及其中间的影响机制。基于此，本文将开展相关分析。

二、研究假设

信息效应理论认为信息掌握越充分越有利于科学决策。一方面，互联网具有较强的信息传递作用，为农户提供丰富创业信息，并且丰富的创业成功案例也对农户创业起到积极示范作用，提升农户创业信心（张广胜和柳延恒2014）。另一方面，互联网为农户节约获取信息成本，从而有更多资金创业，减少创业压力，提高创业积极性（胡雅淇和林海，2020）。随着互联网普及，直播带货等新型创业模式也相继出现，信息化社会创新效率不断提高，互联网创业有效降低了创业门槛和成本（许佳荧和张化尧，2016）。此外，随着互联网短视频和物流业等现代服务业的发展，促进电商跨市、跨省和跨国交易，扩宽农产品销售渠道。基于此，提出研究假设1。

假设1：互联网使用对农户创业决策具有显著正向影响。

互联网传播信息能打破时间和空间约束，加快信息传播速度，促进农户与外界沟通交流。互联网沟通具有隐蔽性、便捷性，农户不需要面对面交流就能建立农户之间的关系，形成虚拟社会资本，并作为一种关系渠道帮助主体获取外部资源（张扬和陈卫平，2019）。农户通过社交软件、公众号、论坛等网络平台沟通交流，降低交流成本，获得传统沟通渠道无法实现的好处，提高社会资本。此外，农户将通过微信、QQ等方式增强与亲戚朋友的沟通交流，维系已有社会资本的同时，甚至可以扩大交际圈，形成新的社会资本（史恒通等，2018）。互联网为农户创业累积社会资本，社会资本能为农户间接带来创业技术经验和社会资源，在一定程度上降低农户创业失败概率，进而提高创业可能性。基于此，提出研究假设2。

假设2：互联网使用通过提高农户社会资本的方式间接影响农户创业决策。

创业决策首先取决于创业资金是否充足，银行等正规金融机构贷款能在一定程度上缓解农户自有资金不足问题。现实中农户创业资金主要来源于亲朋好友的借款，而不是向银行或其他金融机构借款，这和农户信息相对闭塞，不能及时了解金融机构借贷信息有关（伍艳，2019）。正规金融机构相较于民间借贷等非正规金融机构而言，缺乏人缘、血缘等优势（高艳，2007），农户与正规金融机构间存在信息不对称，银行无法全面了解农户还款能力。互联网的普及与大数据的应用，能帮助银行更加精准的识别风险，并及时提供各大金融机构借贷信息，缓解农户信息不对称，提高农户向正规金融机构借款可能性，进而促进农户创业（杨明婉和张乐柱，2021）。同时，互联网在为农户提供正规借贷信息时还为农户提供线上咨询服务，帮助农户了解不同贷款之间差异及最有利于农户创业的贷款类型，从而更有利于促进农户创业。此外，互联网使用还能提高农户金融资源配置效率，促进对外投资和提高创业概率（彭继权，2021）。基于此，提出研究假设3。

假设3：互联网使用通过扩大农户融资渠道的方式间接影响农户创业决策。

三、变量说明与模型构建

（一）变量选择

全文数据来源于2018年中国家庭追踪调查（CFPS）数据库，该数据是由北京大学中国社会科学调查中心（ISSS）组织实施，样本覆盖全国25个省（自治区、直辖市），具有较强代表性。

被解释变量：创业决策，即农户是否选择创业。根据问卷中“您主要工作类型属于哪种？”结果，将回答为“自家农业生产经营”和“私营企业/个体工商户/其它自雇”的农户定义为创业的农户样本，并赋值为1；将回答为“农业打工”和“非农受雇”的定义为未创业的农户样本，并赋值为0。创业类型，借鉴马继迁（2020）的做法，按照购买保险情况将创业类型划分为生存型和机会型创业。根据问卷中“以个体或者私营业主的身份缴纳了/这份工作提供哪些保险”结果，将回答为“养老保险、医疗保险、失业保险、工伤保险、生育保险”的任何一种赋值为1，表示为机会型创业；将回答为“以上都没有”赋值为0，表示生存型创业。

解释变量：互联网的使用，根据问卷中“您是否使用移动设备上网”结果，将回答为“是”定义为“互联网使用”，并赋值为1；将回答为“否”定义为“不使用互联网”，并赋值为0。

表1 变量说明与描述性统计

控制变量：考虑到农户的创业行为受到个体和家庭特征等因素的影响，主要从个体和家庭两方面来选取控制变量。具体为：年龄。不同年龄农户对互联网接受程度和利用频率存在差异，进而对创业决策可能产生不同影响，考虑到创业者总体年龄，本文将选取18—60周岁的农户。受教育程度。农户互联网的使用可能受教育程度高低的影响，受教育水平直接决定了农户人力资本水平的高低，进而影响互联网使用效率。根据问卷中“您已经完成的最高学历？”结果，将“文盲/半文盲、幼儿园学前班、小学和从未上过学”定义为“小学及以下”学历并赋值为1，将“初中”学历赋值为2，将“高中/中专/技校/职高”学历赋值为3，将“大专、大学本科”定义为“大学”学历并赋值为4，将“硕士、博士”定义为“大学以上”学历并赋值为5。婚姻。已婚农户与未婚农户在家庭层面存在较大差异，其创业决策可能存在较大差异。根据问卷中“您的婚姻状况是？”结果，将婚姻状况为“有配偶”定义为“已婚”并赋值为1，将“未婚、同居、离婚和丧偶”定义为“未婚”并赋值为0。性别。男性和女性在风险偏好、生理和家庭角色等方面存在较大差异，互联网使用在推动创业决策的作用方面同样存在差异。根据，问卷中“您的性别是？”结果，将性别为“男”的样本赋值为1，将性别为“女”的样本赋值为0。健康状况。创业需要付出巨大脑力和体力支出，农户健康状况对其创业决策存在差异。根据问卷中“认为自己的健康状况如何”结果，将回答“比较健康、很健康、非常健康”赋值为1，将“不健康、一般”赋值为0。家庭人口数。家庭人数的多少直接影响家庭消费支出与家庭收入，进而影响创业自有资金的大小，从而对创业决策产生影响。根据问卷中“您家目前人口数”结果确定具体家庭人数。

（二）模型构建

被解释变量为二值变量，故选择Probit模型估计，具体表达式为：

Probit模型可以进一步表示为：

其中，yi为被解释变量，被解释变量为二值虚拟变量即农户的创业选择。xi1、xi2…xik为互联网使用以及年龄、受教育程度等控制变量。

四、实证分析

（一）基准回归结果分析

表2模型1结果表明互联网使用对农户创业决策具有显著正向影响，与未使用互联网的农户相比，使用互联网的农户创业概率将提高19%。因此，假设1得到证实，互联网使用对农户创业决策具有显著正向影响。这可能是由于农户可以通过互联网了解最新行业信息、加强与外界联系、扩大社交范围，提升其社会资本，从而为其创业提供支持；通过互联网不断学习新知识、新技能，不断提高自身人力资本，提高其创业可能性；通过互联网金融等渠道获得创业资金支持，减少创业壁垒，提高其创业可能性。模型2结果表明互联网使用对农户创业类型同样具有显著正向影响，与生存型创业相比，机会型创业概率将提高25.8%。在农户使用互联网提升创业概率的基础上进一步推动机会型创业概率的提升，主要是因为机会型创业对资金、创业者能力水平、社会人脉等要求更高，而农户通过互联网的使用能够缓解部分融资约束、促进人力资本提升、扩宽交际圈，且机会型创业能更加满足农户长远发展，因此互联网的使用对农户机会型创业影响更大。

表2 互联网使用对农户创业的直接影响

相关控制变量结果表明，年龄对农户创业决策具有显著正向影响，原因可能是年龄较小农户创业资金、社会经验等相对较少，在接触互联网后对其创业影响没有年龄较大的农户明显。同时年龄较大的农户更加追求稳定，在使用互联网后对其机会型创业影响更大。受教育水平对农户创业决策具有显著正向影响，原因可能是受教育水平代表着人力资本水平，农户人力资本水平高，使用互联网和外界沟通交流、学习创业相关知识及风险偏好相对较高，因此受教育水平高的农户创业可能性较高，同时受教育水平对农户机会型创业具有显著正向影响。在婚姻方面，未婚农户创业概率高于已婚农户，可能是由于未婚农户风险偏好较高，不用考虑创业失败带来的家庭问题，在使用互联网发掘新创业机会时会更可能付出实际行动，但婚姻对农户创业类型没有通过显著性检验。就性别而言，男性相较于女性而言其创业可能性更高，可能是因为男性拥有较高风险偏好，愿意尝试新鲜事，且男性往往是家庭中主要劳动者，因此互联网使用对男性创业概率影响高于女性，同样互联网使用对男性机会型创业影响更大。在健康状况方面，健康状况对农户创业决策具有显著正向影响，而在创业类型方面，健康状况对农户创业影响并不显著。家庭人口数与农户创业决策存在显著负向影响，家庭人口数越多越不利于农户创业决策，可能是因为目前创业成功率普遍不高，家庭人口数越多风险承担能力越弱。

（二）内生性检验

互联网使用可能对农户创业决策起到促进作用，同时农户也可能因为创业需要进而使用互联网，从而产生反向因果关系。由于基准模型回归中可能存在内生性问题，可能会对估计结果产生影响。因此，本文采用各省份的互联网普及率作为互联网使用的工具变量。一方面，各省份互联网普及率与该省份农户互联网使用情况密切相关，两者有较强相关性；另一方面，互联网普及率与农户创业决策不存在直接关系，满足工具变量外生性要求。

表3为使用工具变量模型估计结果，创业决策和创业类型的阶段一回归结果在1%统计水平下都显著为正，说明互联网普及率和农户互联网使用之间存在显著正向关系，即工具变量内生。创业决策阶段一F值为41.801，创业类型阶段一F值为16.881，说明工具变量有较强解释力且无弱工具问题。内生性检验结果显示，互联网使用与农户创业决策和创业类型在1%统计水平下存在内生性。在考虑内生性后，互联网使用在1%统计水平下显著为正，说明互联网使用对农户创业决策及创业类型都具有积极促进作用。

表3 内生性处理：工具变量法

（三）中介效应的回归分析

为进一步探讨互联网使用对农户创业决策的作用机制，将采用社会资本和融资渠道两个中介变量构建中介效应模型，其中，采用问卷中“家庭一年人情礼金数”结果表示社会资本大小；融资渠道采用问卷中“如果需要借较大一笔资金，首选借款对象是谁”结果描述，将回答为“朋友”“亲戚”“父母或子女”及“任何情况下都不会去借钱”定义为0，表示非正规金融渠道；回答为“银行”或“非银行正规金融机构”定义为1，表示正规融资渠道。

由表4可以看出模型的整体拟合效果较好。其中，模型3表示互联网使用对农户创业具有显著正向影响，模型4表示互联网使用对农户社会资本同样具有显著正向影响，从模型5的结果来看，互联网使用、社会资本对创业决策的回归结果仍然显著。具体来讲，互联网使用对农户创业决策的影响系数从0.190变为0.185，系数变小，但是统计水平依旧显著，说明社会资本在农户创业决策中起到部分中介效应。农户可以借助互联网扩大社交范围，加强与亲朋好友的联系，形成新的社会网络并维系已有社会网络，同时还可以吸取别人创业经验和教训，从而提高其创业可能性，假设2得到验证。

表4 社会资本中介效应

表5为融资渠道的中介效应结果。模型6显示互联网使用对农户创业具有显著正向影响，模型7表示互联网使用对农户通过正规融资渠道借款具有显著正向影响，模型8为同时加入互联网使用和融资渠道的回归结果，互联网使用结果仍然显著，同时互联网使用系数也从0.190下降到0.188，融资渠道在10%统计水平下显著为正，表明融资渠道在互联网使用与农户创业之间同样为部分中介效应。农户通过使用互联网可以缓解融资信息不对称问题，扩大农户融资渠道，改善农户向正规金融机构借款偏好，缓解融资约束，从而提高创业意愿，假设3得到验证。

表5 融资渠道中介效应

（四）异质性分析

考虑到农户互联网使用对农户创业决策影响存在空间差异，本文将样本划分为东、中、西部地区，探讨互联网使用在不同地区之间对农户创业意愿的空间异质性。同时，考虑到互联网利用对农户创业决策的影响存在代际差异，本文以40岁为界将农户划分为青年和壮年，18—40岁表示青年，40—60岁表示壮年，探讨互联网使用对不同年龄段间农户创业决策影响的异质性。

由表6可以看出，就地区异质性来说，东、中、西部地区的互联网使用对创业决策的影响均在1%的统计水平下显著为正，互联网使用对东、中、西部地区农户创业概率分别提升29.4%、43.6%和66.3%，表明互联网使用对中西部地区的农户创业决策影响更大。可能原因是中西部地区创业活动更容易受到信息和资金等因素的制约，互联网的使用能加快信息在中西部地区传播，缓解中西部地区信息约束，促进创业活动的开展。从农户年龄看，互联网使用对青年、壮年农户创业概率分别提升22.0%、50.6%，说明互联网使用对壮年农户创业决策影响相对较大。这可能是由于青年农户接受和消化新鲜事物的能力较强，互联网使用频率较高，但青年农户使用互联网更倾向于娱乐和社交，而壮年农户已在工作中积累一定经验与资金，更多是利用互联网加强与外界的联系、获取有关创业信息，互联网影响的边际效用相对较大。

表6 异质性分析结果

（五）稳健性检验①

①限于篇幅，结果留存备索。

采用“农户使用电脑上网”作为互联网使用的代理变量进行稳健性检验，结果显示农户使用电脑上网对农户的创业决策和创业类型均在1%统计水平下显著为正，表明使用电脑上网的农户创业概率提高18.4%，机会型创业概率提高25.7%。这与前文使用移动上网的结果一致，进一步验证了模型结果的稳健性。

五、研究结论与对策建议

本文采用CFPS2018数据探讨互联网使用对农户创业选择的影响，得到以下结论：一是互联网使用能够提高农户创业概率，同时对农户机会型创业具有促进作用。二是中介效应分析结果表明互联网使用能够提高农户与外界的交流，巩固已有社会资本并形成新的社会资本，进而促进农户创业。同时互联网使用扩宽了农户获取信息的渠道，缓解融资信息不对称，提高农户向正规融资渠道借贷可能性，进而促进农户创业。三是异质性分析结果表明互联网使用对农户创业决策存在显著的地区差异、代际差异，互联网使用对中西部地区与壮年农户的创业决策影响更大。

针对以上结论，本文提出以下对策建议：第一，要加快完善网络基础设施建设，特别是西部等经济较为落后地区网络基础设施建设，提高互联网普及率，实现“村村通”和“户户通”，加快宽带提速降费，提高农村地区互联网普及率，提高农户互联网使用率，依靠“互联网+”和“双创”推动农村地区创业。第二，积极推进移动通信、线上社交、网络学习和搜索引擎等网络信息平台建设，为农户通过互联网社交学习搭建良好平台；加强对互联网移动平台安全监管，提高互联网应用平台质量，为农户营造一个健康的网络环境。第三，加强政府与正规金融机构的协同合作，利用互联网搭建正规金融机构与农户的金融信息交流平台，及时传递信息，提供线上咨询服务，提高农户向正规金融机构借贷偏好。