正规信贷视角下互联网使用对农户创业的影响

马艳艳,李永胜,季顺顺

(1.宁夏大学 经济管理学院, 宁夏 银川 750021;2.宁夏大学 农学院,宁夏 银川 750021)

基于新的经济发展形势,稳住农业基本盘和做好“三农工作”,接续全面推进乡村振兴和确保农民稳步增收,已成为当前农业高质量发展的重要任务。2022年中央一号文件提出“实施高素质农民培育计划和乡村产业振兴带头人培育项目”,各地通过农户家庭创业推动了农村产业振兴和产业兴旺,激发了农村发展的内生动力,促进了农民收入的可持续增长和生活水平的改善。但从总体发展来看,农村地区农户创业活力相对不足,创业资金短缺和创业模式单一等问题,仍是农户创业需要解决的现实困境。

据2022年《中国互联网络发展状况统计报告》,农村地区互联网普及率达58.8%,较2021年提升了1.2个百分点,互联网的普及为农户创业提供了良好的基础[1]。一方面,互联网可以成为农户了解创业信息、学习创业技能、交流创业经验的优质平台;另一方面,网络信息技术应用于金融机构,可以提高农户正规信贷可得性,有效缓解其信贷约束。同时,农户通过互联网学习创业知识、通过互联网进行产品销售,可以有效降低其创业成本和运营风险。因此,从正规信贷视角探究互联网使用对农户创业的作用机理,能够进一步理解农户创业所面临的现实困境和市场机遇,为农户创业提供理论依据及政策指导。

1 文献综述

从近年来关于农户创业的相关研究来看,学者们对于农户创业的定义存在不同的看法。有些学者认为,农户创业指的是家庭成员从事个体经营或开办私人企业的行为[2];而另一些学者则认为,农户创业主要指其是否参加了创业活动[3]。这些研究并没有对农户创业类型进行具体的划分。鉴于此,部分学者提出,农户创业不应该局限于非农创业,而应该包括在农村地区利用现有农业资源进行农业创业的情况。王刚贞等[4]认为,农户创业可以划分为农业创业和非农创业,包括农业生产规模扩大和个体工商企业经营等不同类型。同样,当前对于农户创业绩效的考察也仅局限于非农创业绩效,仅以经营项目收入多少或以个体私营活动的净利润率来衡量农户创业绩效,没有包含对农业创业绩效的考察[5]。因此,衡量农户创业绩效需要将农业创业绩效纳入考虑范围之内,以便更加全面地评估农户创业绩效。

从互联网使用与农户创业相关研究来看,Audretsch等[6]通过对德国县级层面数据进行实证分析发现,互联网技术的发展与应用对于较为发达区域的创业活动具有显著促进作用;Cumming等[7]基于波兰地区案例进行研究,也得出了类似见解,即互联网在不同地区对创业的影响存在差异,对于发展较为落后的地区,互联网对创业活动的促进作用不显著。Janson等[8]的研究发现,数字信息技术的应用对于个体创业绩效会产生积极影响,但国外学者针对互联网对农村地区创业绩效影响的研究还较少。国内学者们运用微观数据进行实证分析发现,互联网的推广和应用已对农户创业活动产生了积极影响,且使用互联网的农户比未使用互联网的农户更具创业意愿[9]。究其原因,一方面,互联网能够丰富农户创业途径,提高农户创业概率。互联网为农户创业提供了广阔的发展空间,农户可以通过网络直播、电商销售等方式进行创业[10]。另一方面,互联网可以降低创业成本,促进农户创业。通过互联网农户可以减少创业资金的投入和降低运营成本,进而促进创业[11]。学者们还运用案例研究方法发现,依托互联网建立的农村电商会对农户创业产生积极影响[12]。此外,农户利用互联网进行市场分析和预测,有助于降低其经营风险[13],且可以增加其创业成功率。还有学者研究发现,互联网对农户创业绩效也存在影响,即在“互联网+农业”以及数字乡村战略的大背景下,利用互联网可以引导农户创业,并能够提高其收入水平[14]。

从农户创业与正规信贷相关研究来看,正规信贷约束对农户创业的影响不可忽视。有学者认为,信贷约束不会对创业选择产生直接影响,但会影响农户创业的规模和层次[15]。与非正规信贷相比,正规信贷对于创业的支持效果更好且更具有持续性[16]。互联网的发展,不仅有力推进了农村金融机构改革,也有效降低了农村金融机构放贷门槛,增加了农户信贷可得性,进而促进了农户创业。也有学者从正规信贷层面探讨了互联网对农户创业的作用:一方面,互联网提高了农户的金融素养,使农户更容易获得正规信贷,缓解创业资金压力[17];另一方面,互联网提高了信息共享程度,降低了贷款的门槛、缓解了信息不对称带来的负面影响,有利于农户获得正规信贷进而进行创业选择[18]。

通过梳理已有研究发现,关于互联网使用、信贷行为与农户创业之间关系的讨论较多,但基于农户正规信贷视角探究互联网使用对农户创业影响的文献较少,也鲜见在同一研究框架下考量农户创业行为和创业绩效影响因素的相关研究。在当前乡村振兴全面推进的背景下,保证农村经济稳步增长、进一步推动农户就业创业,具有重要意义。鉴于此,基于中国家庭追踪调查(CFPS)2018 年数据,结合以往研究,本文对农户创业进行了详细的界定,且从正规信贷角度实证研究了农户互联网使用对其创业行为和创业绩效的影响,为进一步优化农户创业政策支持、丰富农户创业途径和引导农户创业良性发展提供理论依据。

2 理论分析与研究假设

2.1 互联网使用对农户创业的影响分析

2.1.1 互联网使用对农户创业行为的影响

数字经济的蓬勃发展和“互联网+农业”模式的全面发展,促使农户及家庭成员积极开展农产品电商创业[19]。一是通过互联网农户可以进行信息交流、学习金融知识等,既能拓展交往范围,又能提高金融素养,从而对其创业行为产生积极影响。二是互联网可以帮助农户有效识别和利用社会资本,从而降低其创业成本、买卖成本和学习费用等[20]。三是互联网中的成功创业案例,可以为农户提供创业思路并起到示范作用[21]。同时,农户通过互联网拓展了获取信息的渠道,能够快速了解更多有效信息。基于以上分析发现,互联网使用可以通过提高农户金融素养、扩大社交范围以及信息获取渠道等进而对农户创业产生积极影响。因此,本文提出研究假设H1:互联网使用对农户创业行为有显著促进作用。

2.1.2 互联网使用对农户创业绩效的影响

数字经济对农村经济的发展具有积极的推动作用,尤其在“互联网+”驱动下,农户参与互联网采购和互联网销售等创业渠道时,可以通过互联网平台不断优化采购和销售方式,有利于提升其创业绩效[22-23]。一方面,互联网使用可以显著增加农户创业收入。农户创业过程中,通过互联网学习可以使自身人力资本得到有效提升,同时,利用互联网技术不断改造升级传统农业生产方式,以此实现农业生产的规模化、数字化和商品化,既提高了农业生产效率,也增加了农户收入[24-25]。而且相关研究显示,相对于城市居民,互联网使用频率的增加对于农村家庭创业收入的影响更为明显[26]。另一方面,互联网使用可以显著降低农户创业成本。随着“互联网+”发展模式不断创新,农户创业效率大幅提升,创业成本也大幅降低[27],通过合理利用互联网大数据预测市场发展前景,也能够降低创业风险,促进创业利润的增加。同时,农户通过互联网可以获取优质学习资源,即能够降低学习和培训的成本,又能够通过学习使创业能力得到提升,进而带来更为明显的创业增收效益。基于以上分析发现,互联网使用可以通过提高农户创业效率和降低创业成本来提高农户创业绩效。因此,提出研究假设H2:互联网使用对农户创业绩效具有显著正向影响。

2.2 正规信贷可获性影响农户创业的中介效应分析

长期以来,正规信贷是农户进行创业的重要资金来源。农户贷款受多方因素限制,包括贷款政策、交易成本等,金融机构和农户之间难以形成稳定的合作关系[28]。互联网使用则可以很好地解决上述问题。首先,互联网是解决金融机构和农户信息不对称问题的重要途径。随着互联网的发展,正规金融机构依托互联网建立的信用评级体系和线上咨询平台,不但为金融机构放贷手续审核和客户信息甄别提供了便利,也提高了农户详细了解贷款信息的效率,有效减少了信息不对称所带来的烦琐问题,提升了农户信贷可得性,缓解了农户融资困境,进而促进了农户创业积极性[29]。其次,互联网金融通过打破时空限制有效提升了农户正规借贷可得性。通过互联网使用,农户获取金融机构的涉农贷款和金融产品信息将不再受固定网点限制和时间限制,可以随时随地了解贷款信息[30]。并且,多元化的信贷信息渠道更有利于农户社会资本的积累和拓展,进而也会提升其正规信贷获得规模[31]。最后,在互联网金融冲击下,商业银行的信贷业务不断创新和下沉。互联网金融的发展促使银行等金融机构提供多样化且具有针对性的贷款产品,这在提高贷款覆盖率的同时也缓解了创业农户的融资约束,满足了农户的多元需求,也激发了农户创业积极性,有利于促进农户创业绩效的提升。综上,农户通过互联网获取了更多学习机会和正规信贷信息,既提升了金融知识储备和金融素养,又有助于其获得正规信贷,农户通过充分利用正规融资能更好地提高其创业绩效[32]。基于以上分析,提出研究假设H3和H4。

H3:互联网使用通过正规信贷可以显著影响农户创业行为。

H4:互联网使用通过正规信贷可以显著提高农户创业绩效。

3 研究设计

3.1 数据来源

本文所用数据来自北京大学中国社会科学调查中心大规模数据调查——中国家庭追踪调查(CFPS),该调查的问卷包括家庭成员问卷、家庭经济问卷、个人自答问卷和少儿父母代答问卷4种主体问卷类型,反映了中国经济、社会、人口、教育和健康的变迁,为学术研究和政策决策提供了可靠的数据来源。本文采用2018年的调查数据,样本覆盖了31个省(自治区、直辖市),具有较强的代表性。本文侧重分析互联网使用对农户创业行为和创业绩效的影响,因此经过筛选和有效整合,保留有效观测样本数6429个。

3.2 变量选择

3.2.1 被解释变量

本文选取的被解释变量为农户创业行为和创业绩效。

农户创业行为。依据已有研究,农户创业行为不仅仅局限于从事个体工商业,也可以将农户农业生产规模的扩大和种养方式的改变认定为创业行为,即农户创业行为包括农业创业和非农创业[4]。借鉴何婧等[33]和尹志超等[34]的研究,如果样本农户耕地流转面积为10亩及以上或在农业经营年度总成本投入在3万元及以上,则认为从事农业创业;如果受访农户或家庭成员在过去12个月从事个体经营或开办私营企业,则认为从事非农创业。因此,只要农户家庭中至少有一个成员进行农业创业或非农创业,则认定该农户家庭有创业行为,并构建农户家庭是否创业的二值变量,即创业取值为 1,否则为 0。

农户创业绩效。借鉴Hamilton等[35]和刘雨松等[36]的研究,将农户创业绩效划分为农业创业绩效和非农创业绩效,分别用“农村家庭农业生产纯收入”和“农村家庭非农创业利润”作为衡量指标。根据CFPS问卷,“农村家庭生产纯收入”用创业农户过去12个月农副产品卖出后所得收入扣除其农业生产投入总成本后的纯收入来表示;“农村家庭非农创业利润”用农户过去12个月个体经营或私营企业所获利润减去成本的税后净利润来表示。

3.2.2 核心解释变量

核心解释变量为互联网使用。借鉴相关研究[37-38],使用2018 年CFPS调查问卷中“您是否使用移动设备”和“您是否使用电脑上网”两个问题来衡量农户使用互联网的情况。互联网使用为二值选择变量,如果受访农户对两个问题至少有一题回答“是”,则认为其具有互联网使用行为,赋值为1,否则赋值为0。

3.2.3 中介变量

本文的中介变量为正规信贷,在实证过程中用正规信贷可得性来表示,使用2018年CFPS调查问卷中受访农户有无“待偿银行贷款”问题来衡量。如果受访农户有“待偿银行贷款”,则农户正规信贷可得性赋值为1,否则赋值为0。

3.2.4 控制变量

借鉴已有研究,本文选取了户主特征和家庭特征作为控制变量。户主特征主要包括年龄、学历、性别、婚姻状况和健康状况;家庭特征包括家庭规模、政府补贴、是否有重大事件、现金及存款等。考虑到不同区域层面不可观测因素的影响,本文选择了样本农户所在区域作为控制变量来缓解宏观因素对估计结果的干扰。具体变量定义及赋值情况如表1所示。

表1 变量定义及赋值情况

3.2.5 变量描述性统计

通过对变量数据进行整理,本文得到变量描述性统计结果,如表2所示。

表2 变量描述性统计

3.3 模型选定

首先,探讨互联网使用对农户创业行为的影响。被解释变量创业行为存在“是”和“否”两种情况,取值为0和1,是典型的二分类变量,因此选用二元Probit模型进行回归,具体表达式为:

pro(Y1i)=α0+α1X1i+α2X2i+μi

(1)

其次,探讨互联网使用对农户创业绩效的影响。借鉴何婧等[33]的研究,即具有创业行为的农户才有创业绩效,且数据被通常被认为存在截尾问题,所以选择Tobit模型来估计,具体表达式为:

Y2i=β0+β1X1i+β2X2i+εi

(2)

公式(1)和公式(2)中,Y1i为第i个农户的创业行为;Y2i为第i个农户的创业绩效;X1i为第i个农户的互联网使用情况;X2i为第i个农户的其他控制变量;αi和βi(i=0,1,2)是模型的系数估计值向量;μi和εi为随机误差项。

最后,探讨正规信贷可得性在互联网使用与农户创业行为、创业绩效中的作用机制。本文主要借鉴Baron等[39]的逐步回归法进行中介效应检验,即为进一步考察正规信贷可得性是否在互联网使用影响农户创业行为中起到中介效应,本文增加了互联网使用对正规信贷可得性的回归,构建了公式(3),同时在公式(1)的基础上加入中介变量正规信贷可得性构建了公式(4),具体表达式如下:

pro(Mi)=ρ0+ρ1X1i+ρ2X2i+λ

(3)

pro(Yli)=γ0+γ1X1i+γ2Mi+γ3X2i+oi

(4)

在回归结果中,如果公式(1)中系数α1显著, 则继续按照中介效应三步法检验公式(3)中系数ρ1、公式(4)中系数γ2以及系数γ1是否显著。如果三个系数均显著,且系数ρ1*γ2与γ1同号,说明存在部分中介效应,则H3成立。

同理,为进一步考察正规信贷可得性是否在互联网使用影响农户创业绩效中起到中介效应,本研究增加了互联网使用对正规信贷可得性的回归,构建了公式(5),同时在公式(2)的基础上加入中介变量正规信贷可得性构建了公式(6),具体表达式如下:

Mi=χ0χ1Xli+χ2X2i+νi

(5)

Y2i=δ0+δ1Xli+δ2Mi+δ3X2i+θi

(6)

在回归结果中,如果公式(2)中系数β1显著, 则继续按照中介效应三步法检验公式(5)中系数χ1、公式(6)中系数δ2以及系数δ1是否显著。如果三个系数均显著,且系数χ1*δ2与δ1同号,说明存在部分中介效应,则H4成立。

以上公式中,M为中介变量即正规信贷可得性;ρi、γi、χi、δi(i=0,1,2)是模型的系数估计值向量;λi、οi、νi、θi为随机误差项。

4 实证结果

4.1 基准回归结果分析

互联网使用对农户创业行为和创业绩效的基准回归结果如表3所示。模型1结果显示,互联网使用对农户创业行为的影响在1%水平上正向显著,说明农户通过互联网能够显著提高其创业发生率。同时,模型1的平均边际效应为0.0424,说明互联网使用使农户的创业概率提高了4.24%。模型2显示,使用互联网对农户创业绩效的影响在1%的水平上正向显著,且使用互联网的农户比未使用的农户的创业绩效高出了32.6%。因此,假设H1和假设H2得到证实。上述回归结果说明,一方面,农户通过互联网使用可以了解更多新政策和市场新动态,及时掌握新知识和新技能,而且通过互联网学习可以扩大农户社交活动范围、积累社会资本,从而为农户创业提供更多机会,提高创业概率。另一方面,农户通过互联网使用可以优化创业路径,破除时空约束,拓宽产品销售渠道,进而提高农户农业创业收入和非农创业利润。

表3 互联网使用与农户创业的基准回归

就其他控制变量对农户创业行为和创业绩效影响的估计结果而言,户主特征变量中的学历变量在1%的显著性水平上正向影响其创业行为和创业绩效。学历代表农户的受教育程度,也是人力资本的重要体现,学历越高越有助于农户提高认知,也越有助于其作出正确的创业决策,进而提升创业绩效。同时,表3结果显示,已婚户主创业发生率和创业绩效均高于未婚户主。农户家庭特征变量中的重大事件、现金存款和家庭规模等变量对农户创业行为和创业绩效均产生了显著正向影响,而政府补贴变量对农户创业行为和创业绩效产生了显著的负向影响,即获得政府补贴的农户的创业意愿较低,因此创业绩效也较低。从区域控制变量来看,西部地区农户创业行为发生的概率显著高于东部地区,但东部地区农户创业绩效显著高于西部地区。

4.2 稳健性检验:替代变量法

为保证基准回归结果的稳健性,通过替代核心解释变量再次考察互联网使用对农户创业行为和创业绩效的影响。随着智能手机的全面普及,使用智能手机进行交流和获取信息变得更加便捷,因此选择农户“是否使用手机上网”作为互联网使用的替代变量进行稳健性检验。回归结果如表4所示。替代变量对农户创业行为和创业绩的影响均在1%水平上呈正向显著。使用手机上网的农户相比不使用手机上网的农户发生创业行为的概率提高了3.62%,创业绩效提高了27.9%。

表4 稳健性检验

4.3 内生性检验:工具变量法

基准回归结果证实了农户互联网使用对其创业行为和创业绩效均具有显著的促进作用,但以上变量之间可能存在双向因果关系而导致内生性问题。具体来说,数字经济快速发展背景下,农户选择创业后可能因业务发展和信息需求而使用互联网,互联网为农户创业的生产和销售提供了重要平台。因此,为了增强基准回归的可靠性,通过筛选CFPS数据和借鉴已有研究[40-41],选取户主每月手机话费额度作为工具变量进行检验。手机话费包括了移动设备通信费用和娱乐费用,手机话费能很好地反应农户的互联网使用强度;同时,手机话费是农户家庭总支出中不可或缺的部分,不会对农户创业行为和绩效产生直接影响。具体回归结果如表5所示,在第一阶段,IVProbit(工具变量Probit)模型和IVTobit(工具变量Tobit)模型都显示出工具变量在1%显著性水平上与互联网使用正相关,满足工具变量的相关性条件,且第一阶段回归的F统计量均大于10,表明不存在弱工具变量问题。从第二阶段来看,Wald检验(瓦尔德检验)的p值分别在5%和1%显著性水平上再次拒绝了外生性的原假设,说明模型存在内生性。但在克服内生性问题后,结果显示互联网使用在1%显著性水平上对农户创业行为和创业绩效产生了积极影响。通过以上分析可以得出,以“手机话费”为工具变量的回归结果与基准回归模型的回归结果一致,表明在纠正可能的内生偏误后,互联网使用对农户创业行为和创业绩效仍有积极促进作用,进一步证实了研究结论的稳健性。

表5 内生性检验

4.4 正规信贷的中介效应分析

为了验证正规信贷在互联网使用与农户创业的作用路径中是否存在中介效应,本文首先采用中介效应逐步检验方法对互联网使用、正规信贷可得性对农户创业行为及创业绩效的影响进行分析,从而探究它们之间的作用机制。

4.4.1 正规信贷可得性对互联网使用对农户创业行为影响的中介效应

本文检验了正规信贷可得性在互联网使用与农户创业行为之间的作用,结果如表6所示。模型(1)和模型(3)表示互联网使用对农户创业和正规信贷可得性具有显著正向影响,模型(4)的回归结果显示互联网使用、正规信贷可得性对农户创业行为的影响仍然正向显著。互联网使用对农户创业行为的影响系数从0.190变为0.176,在1%统计水平下依然显著,说明正规信贷在互联网使用对农户创业行为影响中发挥部分中介作用,中介效应占比为31.168%。农户通过互联网可以了解金融政策和金融知识,通过互联网还可以扩大社交范围,从而有助于农户获得正规信贷,缓解创业融资困境,进而提高其创业概率。假设H3得到验证。

表6 正规信贷可得性中介效应检验(创业行为)

4.4.2 正规信贷可得性对互联网使用对农户创业绩效影响的中介效应

本文检验了正规信贷可得性在互联网使用与农户创业绩效之间的作用,结果如表7所示。模型(2)和模型(5)显示互联网使用对农户创业绩效和正规信贷可得性具有显著正向影响,模型(6)在同时加入互联网使用和正规信贷可得性后进行回归,结果显示对农户创业绩效均有显著正向影响,但互联网使用系数从0.326下降到0.303,说明正规信贷在互联网使用对农户创业绩效影响中发挥部分中介作用,中介效应占比为6.888%。因农户对互联网技术的熟练掌握能够缓解创业融资信息不对称程度,农户通过正规渠道获取融资的概率得到提升,农户创业不但可以争取充裕的流动资金,也能进一步实现创业的良性发展,获得更好的创业绩效。假设H4得到验证。

表7 正规信贷可得性中介效应检验(创业绩效)

为解决依次检验的检验力较低问题,除利用中介效应逐步法检验外,同时借鉴温忠麟等[42]的Bootstrap法(自助抽样法),采用置信区间与偏差校正非参数百分位Bootstrap法进行中介效应检验,具体结果如表8表示。正规信贷可得性在两个路径的间接效应在95%水平下的置信区间分别为[0.001,0.006]和[0.001,0.007],均不包含0,验证了正规信贷可得性的部分中介效应是显著的。假说H3和H4均得到验证。

表8 信贷可得性中介效应Bootstrap检验

5 结论与建议

乡村振兴战略的全面实施和“互联网+”模式的不断发展为农户创业提供了新的发展机遇,进一步激活了农村地区创业活力,促进了农户就业增收和农村经济发展。本文利用2018年CFPS数据,在正规信贷视角下分别研究了互联网使用对农户创业行为和创业绩效的影响机制,得到以下研究结论。第一,从直接效应来看,互联网使用能显著促进农户创业行为发生的概率,且在促进农户创业的同时还能够有效地提升农户创业绩效。第二,从中介效应来看,正规信贷在互联网使用与农户创业之间发挥了显著的中介作用,即互联网的普及提高了农户正规信贷可得性,缓解了农户的创业融资约束,增强了农户金融能力和创业技能,进而提升了农户创业概率和创业绩效。

由本文研究结论可以得到以下启示。

第一,扎实推进数字乡村建设,加快推进乡村网络基础设施建设。持续扩大互联网在农村地区的使用深度和覆盖广度,普及电脑、智能手机以及移动设备在农村地区的使用,完善网络通信基础设施建设;围绕数字乡村建设,推动数字技术和信息技术与“三农”深度融合,构建综合信息服务平台,着力提升农村地区生产生活的网络化水平;通过定期开展网络技能培训,培养农户“互联网+创业”的思维,为农户通过互联网进行创业奠定坚实基础。

第二,以数字经济赋能农户创业,激活农村发展的内生动力。加大对农户创业的支持力度,有效统筹资源配置,重点向农村地区倾斜,满足农户创业需求;加大“互联网+创业”的宣传力度,强化农户的创业意识,同时积极鼓励高校人才和技术人员入村入户,通过线上与线下相结合的方式实施创业知识、电子商务、网络直播等培训和推广,提升农户创业能力和数字技术应用能力;引导农户利用“互联网+农业”“互联网+乡村旅游”“互联网+电商”等模式进行创业,为农村地区营造良好的互联网创业氛围;制定针对农户使用互联网创业的激励政策,发挥农户创业的带动作用,形成“一户带一村,一村带一乡”的农村发展新机制。

第三,大力发展互联网金融,打破正规信贷服务的乡村振兴梗阻。政府可以积极推动与正规金融机构在农村金融服务方面的协同机制,利用互联网技术搭建农户与正规金融机构的交流平台,简化贷款程序,促进农村信贷业务创新,缓解农户创业的信贷约束,提高农户的创业规模和企业生存能力;通过走访和大数据运用深入了解当地农户创业的现实情况,通过多元化信息平台,推出具有针对性和多样化的金融产品;同时,加强对金融机构和网络使用环境的监管,制定相关政策规范网络借贷,为农户创业融资创造安全环境,切实发挥互联网金融在促进农户创业方面的正向效应。

第四,充分利用互联网发展红利,不断缩小创业农户的“数字鸿沟”。互联网不单是消遣娱乐的工具,更是人们学习和解决问题的平台,积极利用“互联网+教育”模式进行线上学习,增加知识储备,提高自身人力资本水平;创业农户应充分利用互联网信息共享优势,建立互助组织,通过信息共享,互通有无,促使资源得到优化配置,不断优化创业路径,增强创业信心;农户通过互联网关注市场信息和信贷信息,在提高金融素养的同时也可以不断提升其应对市场风险的应变能力,有助于降低其创业风险和扩大融资规模。