柳建平 喬星星 鄭雪丹

一、引言

現(xiàn)代社會已步入網(wǎng)絡(luò)社會，互聯(lián)網(wǎng)普及率不斷提高，據(jù)《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展狀況統(tǒng)計》第49 次調(diào)查報告顯示，截至2021 年12 月，我國網(wǎng)民規(guī)模達10.31億，互聯(lián)網(wǎng)普及率達到73%，其中農(nóng)村網(wǎng)民規(guī)模為2.84 億，占網(wǎng)民整體的27.6%，即農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)普及率達到57.6%?；ヂ?lián)網(wǎng)時代的到來，擴大了信息傳播和獲取的途徑，使得互聯(lián)網(wǎng)與實體經(jīng)濟的結(jié)合已發(fā)展到一個新的高度，同時也使創(chuàng)業(yè)的形式發(fā)生了諸多變化，電商經(jīng)濟蓬勃發(fā)展，為農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)提供了新的方向。阿里研究院《中國淘寶村研究報告》數(shù)據(jù)顯示，2020 年全國共成立了5425 個淘寶村，1756 個淘寶鎮(zhèn)，這些網(wǎng)店共實現(xiàn)1 萬億元交易額；2019 年中央一號文件指出“大力推進互聯(lián)網(wǎng)+現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，應(yīng)用互聯(lián)網(wǎng)等現(xiàn)代信息技術(shù)，推動農(nóng)業(yè)全產(chǎn)業(yè)鏈改造升級”，這對于農(nóng)村地區(qū)創(chuàng)業(yè)也產(chǎn)生了重要影響。因此，深入探究如何利用“互聯(lián)網(wǎng)+”等新興手段提高人們的創(chuàng)業(yè)意識和創(chuàng)業(yè)收入成為當前事關(guān)創(chuàng)業(yè)議題的熱點，具有重要的現(xiàn)實意義?；谝陨媳尘?，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)到底有怎樣的影響？影響機制是什么？值得研究。

二、文獻綜述

（一）農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)影響因素

關(guān)于農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)影響因素的探討，學(xué)者們主要從個人資本、家庭特征、社會資本、融資渠道四個視角展開。

個人資本視角認為農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)所需的重要非物質(zhì)資源是企業(yè)家精神，而個人資本中的教育、年齡等是企業(yè)家精神的重要組成部分（william，1985）。受教育水平更是決定創(chuàng)業(yè)的重要驅(qū)動力，受教育程度提高，農(nóng)民能更快接受新事物，同時其模仿能力也不斷提升，可以更好地捕捉商業(yè)機會，因而更能提高創(chuàng)業(yè)成功的概率（Joern H B et al，2013）；年齡越大，特別是超過四十歲后，農(nóng)戶的學(xué)習(xí)能力和對新事物的接受能力減弱，所以年齡越大對創(chuàng)業(yè)的促進作用會越低（涂小萃等，2020）。

家庭特征視角認為農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)過程中所依賴于血緣關(guān)系的家庭網(wǎng)絡(luò)會高于社會網(wǎng)絡(luò)，如果創(chuàng)業(yè)者的家庭能為其提供更豐富的資源，那么他的創(chuàng)業(yè)意愿也會顯著提高（石智雷等，2012）。已婚家庭會為創(chuàng)業(yè)者提供足夠的家庭支持，進而促進農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)（paul et al,2012）；而家庭人口越多，農(nóng)戶會獲得更多人力資源和廣泛的社會網(wǎng)絡(luò)，甚至?xí)碛懈`活的資金支持，所以更愿意創(chuàng)業(yè)（何微微等，2016）。

社會資本和融資渠道反映的是創(chuàng)業(yè)的客觀條件，從現(xiàn)實來看，二者能有效緩解資金不足所產(chǎn)生的流動性約束，是解決創(chuàng)業(yè)過程中資金問題的重要條件。其中社會資本是一種值得信任且互惠的社會關(guān)系，可以通過鞏固家庭、村級、商圈三維社會網(wǎng)絡(luò)，有效擴大資金來源，進而促進農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)（董曉林等，2019）。張廣勝等（2014）實證分析了外出務(wù)工的朋友個數(shù)、親朋好友從商或者從政以及與當?shù)厝说挠押贸潭榷颊蛴绊戅r(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)行為。劉雨松等（2018）認為，正規(guī)融資會積極影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)，當正規(guī)融資缺失時，將會產(chǎn)生替代效應(yīng)，由非正規(guī)融資滿足創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的融資需求，因此非正規(guī)融資也會對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生影響。

（二）互聯(lián)網(wǎng)使用與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)

現(xiàn)有文獻普遍認為互聯(lián)網(wǎng)在農(nóng)村地區(qū)的發(fā)展和應(yīng)用能夠促進農(nóng)戶社會資本積累和信息獲取，至于這一作用能不能真正促進農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)及效果如何，存在一定分野。從影響機制角度看，互聯(lián)網(wǎng)顛覆了人們的生產(chǎn)和生活方式，使信息獲取更容易，社會交往成本更低，同時，互聯(lián)網(wǎng)已經(jīng)成為多數(shù)農(nóng)戶家庭創(chuàng)業(yè)的中介（劉曉倩等，2018），即農(nóng)戶利用互聯(lián)網(wǎng)促進了農(nóng)村生產(chǎn)、銷售、發(fā)展、服務(wù)，形成“互聯(lián)網(wǎng)+農(nóng)村發(fā)展”的產(chǎn)業(yè)鏈，從而利用這些優(yōu)勢促進農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)（田勇和殷俊，2019）。但譚燕芝等（2017）認為農(nóng)村信息利用能力和欣賞能力與城市相比有較大的差異，導(dǎo)致互聯(lián)網(wǎng)使用在農(nóng)村地區(qū)僅有積累社會資本的作用，而未真正從創(chuàng)業(yè)效果角度促進創(chuàng)業(yè)?；ヂ?lián)網(wǎng)雖然為農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)提供了機會，但由于農(nóng)戶自身條件限制和環(huán)境限制，影響了農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的成效，同時早期進入電商領(lǐng)域創(chuàng)業(yè)的農(nóng)戶往往能夠得到可觀的利益，但后期跟風(fēng)進入者往往由于惡性競爭、平臺壟斷等難從電商經(jīng)濟中獲益（邵占鵬，2017；杜傳忠等，2017）。

綜上所述，個人資本和家庭特征是影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的主觀條件，而社會資本和融資渠道能為農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)帶來直接的資金支持，能夠直接影響農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)決策，所以社會資本和融資渠道對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的影響值得研究。其次互聯(lián)網(wǎng)作為一種重要的社會因素，可以通過海量信息的傳遞和多元的社交方式，降低信息鴻溝，有效提高資源信息獲取能力和機會識別。但是互聯(lián)網(wǎng)對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的研究結(jié)果不一，并且它作為一種信息工具，如何影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)，現(xiàn)有研究較少。

三、理論分析與研究假設(shè)

互聯(lián)網(wǎng)作為一種信息傳遞工具，它的信息效應(yīng)會使信息資源變得更豐富且更易獲得（馬繼遷等，2020）。一方面使農(nóng)戶不再因為地理環(huán)境閉塞而出現(xiàn)信息延遲，另一方面互聯(lián)網(wǎng)所傳遞的信息更公開透明，信息質(zhì)量更高，更利于農(nóng)戶決策，進一步緩解了信息不對稱導(dǎo)致的“數(shù)字鴻溝”。其次，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展而引發(fā)的電商經(jīng)濟，縮小了市場范圍，利用搜索引擎可以極大降低搜尋成本，緩解了地理障礙，獲得更多潛在客戶，為農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)提供了更廣闊的市場。同時，互聯(lián)網(wǎng)又是一種新興的技術(shù)，它的技術(shù)效應(yīng)打破了舊的市場均衡格局（張劍等，2019），創(chuàng)造了更多的就業(yè)機會，為農(nóng)戶發(fā)展提供新的途徑。并且互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展帶動技術(shù)革新，使農(nóng)業(yè)規(guī)?；?，土地產(chǎn)業(yè)化，顯著提高了生產(chǎn)率，農(nóng)戶在這種現(xiàn)代化發(fā)展的大背景下，也更愿意自主創(chuàng)業(yè)，挖掘潛在商機?；谝陨戏治觯岢鋈缦录僭O(shè)。

H1：互聯(lián)網(wǎng)使用可以促進農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)。

網(wǎng)絡(luò)社群嵌入理論認為互聯(lián)網(wǎng)通過各類通訊軟件的使用，擴大了農(nóng)戶的社交范圍，形成更大的社會網(wǎng)絡(luò)群體，并進一步溝通后形成社會關(guān)系，使農(nóng)戶可以從隱藏的社會關(guān)系中獲取信息和資源，以實現(xiàn)各自利益，即這種社會關(guān)系資本化后形成社會資本（戴堅，2009）。這種社會資本既為農(nóng)戶分享了更多有效信息，也加深了彼此之間的信任，使農(nóng)戶更容易因友誼或血緣關(guān)系，從親戚朋友處獲得資金支持，以緩解其自身的信貸約束和社會嵌入阻力?；谝陨戏治?，提出如下假設(shè)。

H2：互聯(lián)網(wǎng)使用通過提高社會資本間接影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)。

社會資本和金融資本都是農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的客觀條件，但金融資本更是決定農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的關(guān)鍵。張應(yīng)良等（2015）研究發(fā)現(xiàn)60%農(nóng)戶認為創(chuàng)業(yè)最缺少的是資金，只有獲得足夠的融資，才能達到創(chuàng)業(yè)門檻，所以如何獲得創(chuàng)業(yè)資本是農(nóng)戶關(guān)注的重點（龐子玥等，2020）。互聯(lián)網(wǎng)的技術(shù)效應(yīng)理論認為，互聯(lián)網(wǎng)可以搭建信息平臺，方便農(nóng)戶獲得更多融資信息和簡捷使用相關(guān)金融服務(wù)，特別是當前農(nóng)村的信用體系逐漸完善，相關(guān)法律逐漸健全時，正規(guī)融資因信息透明，監(jiān)管嚴格和對創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的政策扶持，使其無論從資金規(guī)模還是安全性方面都具有顯著優(yōu)勢（粟芳等，2019），所以更受農(nóng)戶青睞，滿足正規(guī)融資條件的農(nóng)戶多數(shù)會選擇正規(guī)融資來提供創(chuàng)業(yè)初期的資金支持和分擔風(fēng)險。但部分農(nóng)村區(qū)域可能存在金融市場不完善的情況，此時政府主導(dǎo)的外生性的正規(guī)金融可能會受到信貸約束，非正規(guī)金融作為內(nèi)生于農(nóng)村地區(qū)的普遍存在的融資方式，反而會更有優(yōu)勢（李祎雯等，2016）?；谝陨戏治觯岢鋈缦录僭O(shè)。

H3：互聯(lián)網(wǎng)使用通過提高正規(guī)融資間接影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)。

H4：互聯(lián)網(wǎng)使用通過提高非正規(guī)融資間接影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)。

四、樣本選擇與模型構(gòu)建

（一）樣本選擇

本文采用中國社會科學(xué)調(diào)查中心實施的中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2018 年數(shù)據(jù)，樣本涵蓋31 個省市區(qū)，分為家庭數(shù)據(jù)、個人數(shù)據(jù)和社區(qū)數(shù)據(jù)，先進行數(shù)據(jù)合并，以家庭識別代碼為依據(jù)進行匹配，將每一戶家庭中的“財務(wù)問題主要回答人”作為該家庭戶主，代表農(nóng)戶的家庭決策，得到1.5萬戶家庭數(shù)據(jù)；其次，由于本文主要研究農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)情況，所以保留18 歲以上、60 歲以下的具有潛在創(chuàng)業(yè)能力的農(nóng)戶數(shù)據(jù)，最終得到6888個農(nóng)戶家庭樣本。

（二）變量選取

1.被解釋變量。農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)：參照周洋等（2017）的研究，選取2018 年家庭經(jīng)濟問卷中是否有人從事個體私營作為識別農(nóng)戶家庭創(chuàng)業(yè)的指標，剔除其中由于問卷結(jié)構(gòu)問題及其他客觀因素造成的不適用樣本，就回答中選擇家庭中有人從事個體經(jīng)營的變量賦值為1，家庭中沒有人從事個體經(jīng)營的賦值為0。

2.解釋變量。互聯(lián)網(wǎng)使用：參照馬繼遷等（2020）的研究，互聯(lián)網(wǎng)的使用狀況調(diào)查主要包括三個指標：是否上網(wǎng)、上網(wǎng)時長、互聯(lián)網(wǎng)獲取信息重要程度。①是否上網(wǎng)。問卷中相關(guān)題目是“是否移動上網(wǎng)”和“是否電腦上網(wǎng)”，把兩個題目合并，用來表示“是否使用互聯(lián)網(wǎng)”，是=1，否=0。②上網(wǎng)時長。相關(guān)題目是“一般情況下，您每周業(yè)余時間有多少小時用于上網(wǎng)？”并對其取對數(shù)處理。③互聯(lián)網(wǎng)獲取信息的重要程度。相關(guān)題目是“互聯(lián)網(wǎng)對被訪者而言獲取信息重要嗎？”選項依次為“非常不重要、不重要、一般、重要、非常重要”，分別對這些選項賦值1～5。

3.中介變量。

（1）社會資本。參照馬繼遷等（2020）的研究，本文選擇過去一年人情禮金支出總數(shù)作為農(nóng)戶社會資本的代理變量，并取對數(shù)。

（2）正規(guī)融資。本文將通過國有商業(yè)銀行、政策性銀行、股份制商業(yè)銀行等正式金融中介機構(gòu)和金融市場進行的資金融通統(tǒng)一定為正規(guī)融資。參照董曉林等（2019）的研究，選擇家庭還欠銀行多少錢沒有還清作為代理變量，并取對數(shù)。

（3）非正規(guī)融資。本文將不通過依法設(shè)立的金融機構(gòu)來融通資金的融資活動和用超出現(xiàn)有法律規(guī)范的方式來融通資金的融資活動統(tǒng)一界定為非正規(guī)融資。參照董曉林等（2019）的研究，選擇家庭還欠親戚朋友、銀行以外其他組織或個人多少錢沒有還清作為代理變量，并取對數(shù)。

4.控制變量。分個人特征變量和家庭特征變量。其中，個人特征變量包括受教育程度、健康狀況、家庭戶主年齡、年齡平方、性別、是否是黨員、婚姻狀況；家庭特征變量包括家庭規(guī)模、家庭人均年收入、家庭現(xiàn)有存款、醫(yī)療保健支出、地區(qū)差異性。

變量定義見表1。

表1 變量定義表

（三）模型設(shè)定

由于農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)為虛擬變量，因此本文使用probit模型來考察互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的影響。為了探討互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的影響機制，采用“中介效應(yīng)模型”逐步回歸，具體模型如下：

其中，下標i表示第i戶。NETij為解釋變量，分別表示是否上網(wǎng)、上網(wǎng)時長、互聯(lián)網(wǎng)獲取信息的重要程度。模型回歸時，為避免互聯(lián)網(wǎng)使用的三個指標之間相互影響，分別用每個互聯(lián)網(wǎng)使用的指標對被解釋變量進行單獨回歸；Min分別為三個中介變量：社會資本、正規(guī)融資、非正規(guī)融資。CONTRALim是控制變量，包括戶主受教育程度、健康狀況、年齡、年齡平方、性別、是否是黨員、婚姻狀況和家庭規(guī)模、家庭人均年收入、家庭現(xiàn)有存款、醫(yī)療保健支出、地區(qū)差異性。

中介效應(yīng)逐步法檢驗分為三個步驟：首先對模型（1）進行回歸，檢驗互聯(lián)網(wǎng)使用與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的回歸系數(shù)γ1是否顯著，若γ1顯著，則說明互聯(lián)網(wǎng)使用與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)之間有直接影響。其次對模型（2）進行回歸，檢驗互聯(lián)網(wǎng)使用分別與三個中介變量（Min）的回歸系數(shù)α1是否顯著，若α1顯著，則說明互聯(lián)網(wǎng)使用可以分別促進農(nóng)戶社會資本、非正規(guī)融資和正規(guī)融資，若α1不顯著，說明中介作用不成立。最后對模型（3）進行回歸，檢驗互聯(lián)網(wǎng)使用和三種中介變量（Min）與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的回歸系數(shù)，若β1和γ2都顯著，且γ2比γ1小，說明存在部分中介效應(yīng)，若β1顯著而γ2不顯著，說明存在完全中介效應(yīng)。

五、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

表2 報告了相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。在6888 個農(nóng)村家庭樣本中，從事個體經(jīng)營家庭的比例為12%，與目前創(chuàng)業(yè)研究中顯示的家庭實際創(chuàng)業(yè)比例（張敬業(yè)，2019）基本相符。戶主互聯(lián)網(wǎng)的使用情況中，上網(wǎng)比例達到57.4%，說明我國農(nóng)村成年人的互聯(lián)網(wǎng)使用率已過半數(shù)。社會資本的平均值為4150元，中位數(shù)為4442元，說明在中國這樣的關(guān)系型社會中，家庭比較注重發(fā)掘和維護社會關(guān)系。非正規(guī)融資均值略高于正規(guī)融資，說明農(nóng)村更傾向于內(nèi)生性的非正規(guī)融資。戶主平均受教育水平為7.59，中位數(shù)為9，表明農(nóng)村家庭戶主的受教育程度整體偏低，中位數(shù)表明有一半戶主的受教育程度處在初中畢業(yè)。家庭戶主平均健康水平為71.8%，處于基本健康的狀態(tài)，醫(yī)療風(fēng)險較小。樣本平均家庭人口數(shù)為3.9人，表明農(nóng)戶家庭人口規(guī)模已趨于小型化。樣本家庭人均年收入為24769元，中位數(shù)為15000元，說明農(nóng)村收入水平已經(jīng)有了較大提高。

表2 描述性統(tǒng)計

（二）互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的影響

1.互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的直接影響。在進行基本回歸分析之前，本文先對模型的多重共線性問題進行了person相關(guān)性檢驗，結(jié)果表明不存在嚴重的多重共線性問題。為了保證實證結(jié)果的可靠性，還進行了穩(wěn)健性檢驗和內(nèi)生性檢驗。穩(wěn)健性檢驗包括兩個方面：一是利用CFPS2016年數(shù)據(jù)按照前述數(shù)據(jù)處理方法，獲得6708個農(nóng)戶家庭樣本并進行probit回歸；二是使用模型替換法，對2018年數(shù)據(jù)進行l(wèi)ogit回歸。觀察對比回歸結(jié)果，核心解釋變量及其他控制變量回歸系數(shù)的顯著性和方向與2018年數(shù)據(jù)probit回歸所得結(jié)果具有高度的一致性，表明回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。最后，控制農(nóng)戶的個體特征和家庭特征變量，根據(jù)模型（1）回歸分析互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的直接影響，結(jié)果見表3。

表3中，（1）、（2）、（3）列分別為是否上網(wǎng)、上網(wǎng)時長、互聯(lián)網(wǎng)獲取信息重要程度對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的回歸。由于probit 模型的參數(shù)含義不直觀，所得的回歸結(jié)果僅能從參數(shù)符號的正負和顯著性水平方面進行分析，并不能賦予其實際的經(jīng)濟意義。因此，本文通過計算各個解釋變量對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的邊際效應(yīng)，以探究這些解釋變量的變化對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)變化的影響。參考連玉君（2015）的做法，本文計算當所有解釋變量在均值處時，解釋變量的單位變化如何影響被解釋變量發(fā)生變化的概率，結(jié)果如表3 的（4）、（5）、（6）列所示，分別表示是否上網(wǎng)、上網(wǎng)時長、互聯(lián)網(wǎng)獲取信息重要程度對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)回歸的邊際效應(yīng)值。

由表3可知，互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)有顯著的正向影響，是否上網(wǎng)的邊際效應(yīng)值為0.060，說明在其他變量不變的條件下，相比于不上網(wǎng)的農(nóng)戶，上網(wǎng)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)概率提升6%；上網(wǎng)時長的邊際效應(yīng)值為0.028，說明上網(wǎng)時長的對數(shù)值加1，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)概率提升2.8%；互聯(lián)網(wǎng)獲取信息的重要程度的邊際效應(yīng)值為0.019，說明互聯(lián)網(wǎng)獲取信息的重要程度加1，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)概率提升1.9%，三者都在1%的水平上顯著。說明假設(shè)成立。

表3 互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的直接影響

2.互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的間接影響。本文通過理論分析和文獻梳理，認為互聯(lián)網(wǎng)使用主要通過促進社會資本積累和提高正規(guī)及非正規(guī)融資來促進農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)。具體研究過程中，首先需要考察互聯(lián)網(wǎng)使用對社會資本、正規(guī)融資和非正規(guī)融資的影響，只有當中介變量顯著地受互聯(lián)網(wǎng)使用影響后，才能進一步研究其作用機制。由于三個中介變量都為連續(xù)型變量，所以采用OLS對模型（2）進行回歸，分別分析三種互聯(lián)網(wǎng)使用指標對社會資本和正規(guī)、非正規(guī)融資的影響，結(jié)果如表4所示，

由表4可知，互聯(lián)網(wǎng)使用可以通過提高社會資本、正規(guī)和非正規(guī)融資進而促進農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)。具體而言，相比于不上網(wǎng)的農(nóng)戶，上網(wǎng)農(nóng)戶的社會資本增加30.7%，正規(guī)融資增加32.2%，非正規(guī)融資增加39.5%；上網(wǎng)時長的對數(shù)值加1，農(nóng)戶的社會資本增加12.8%，正規(guī)融資增加10.6%，非正規(guī)融資增加12.3%；受訪者認為的互聯(lián)網(wǎng)獲取信息的重要程度加1，農(nóng)戶的社會資本增加5.2%，正規(guī)融資增加7.1%，最終農(nóng)戶社會資本、正規(guī)和非正規(guī)融資的增加，進一步促進農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)。

表4 互聯(lián)網(wǎng)使用對社會資本和正規(guī)、非正規(guī)融資的影響

進一步分析其內(nèi)在機制。對模型（3）進行回歸，結(jié)果如表5所示。

表5中（1）、（2）、（3）列反映了社會資本的間接影響機制，（4）、（5）、（6）列反映了正規(guī)融資的間接影響機制，（7）、（8）列反映了非正規(guī)融資的間接影響機制。其中所有解釋變量和中介變量對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)都具有顯著的正向影響，且是否上網(wǎng)、上網(wǎng)時長和互聯(lián)網(wǎng)獲取信息的重要程度的邊際效應(yīng)值均小于表3中的邊際效應(yīng)值，說明存在部分中介效應(yīng)。

結(jié)合表3、表4和表5結(jié)果，可以得出互聯(lián)網(wǎng)使用影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的具體結(jié)論如下：第一，是否上網(wǎng)、上網(wǎng)時長和互聯(lián)網(wǎng)獲取信息的重要程度都可以通過提高社會資本間接影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)，說明上網(wǎng)的農(nóng)戶比不上網(wǎng)的農(nóng)戶更能促進社會資本積累，進而促進其創(chuàng)業(yè)，而上網(wǎng)時間越久，社會資本積累越多，對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策影響更大，同時，農(nóng)戶如果認為互聯(lián)網(wǎng)獲取信息越重要，就越可以促進社會資本積累，最終有效影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)，假設(shè)2得到驗證。第二，是否上網(wǎng)、上網(wǎng)時長和互聯(lián)網(wǎng)獲取信息的重要程度都可以通過提高正規(guī)融資間接影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)，說明上網(wǎng)可以使農(nóng)戶更加方便獲取正規(guī)融資信息，而上網(wǎng)時間越久，獲取正規(guī)融資信息的機率越高；互聯(lián)網(wǎng)使用可以有效減少信息不對稱，降低農(nóng)戶的逆向選擇和道德風(fēng)險，進而促進農(nóng)戶進行正規(guī)融資，最終利于創(chuàng)業(yè)，即假設(shè)3 得到驗證。第三，是否上網(wǎng)和上網(wǎng)時長可以通過提高非正規(guī)融資間接影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)，說明上網(wǎng)可以擴大社會網(wǎng)絡(luò)，當正規(guī)融資條件不足時，農(nóng)戶可以通過獲取非正規(guī)融資信息進一步促進非正規(guī)融資，上網(wǎng)時間越久，更易獲得非正規(guī)融資，進而促進農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)，假設(shè)4得到部分驗證。

表5 互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)影響的間接影響（邊際效應(yīng)）

（三）內(nèi)生性檢驗

導(dǎo)致內(nèi)生性問題出現(xiàn)的主要因素有三個：遺漏變量、樣本選擇性偏差和反向因果（蔡萬象和李培凱，2021）。其中遺漏變量是指某種影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的變量被遺漏；樣本選擇性偏差也是一種特殊的遺漏變量，指由于樣本選擇的非隨機性而導(dǎo)致得到的結(jié)論存在偏差；反向因果指解釋變量和被解釋變量之間相互影響，本文中即指互聯(lián)網(wǎng)能促進農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)，但如果農(nóng)戶一直在創(chuàng)業(yè)實踐，也可能反過來影響互聯(lián)網(wǎng)使用。為了解決文中可能出現(xiàn)的上述內(nèi)生性問題，首先，在上文的實證中已經(jīng)引入多個控制變量來克服測量誤差而產(chǎn)生的內(nèi)生性問題；其次，用工具變量法解決樣本選擇性偏差問題，由于農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)為二分類變量，本文使用二階段的ivprobit 模型；最后，通過改變時間序列法，對關(guān)鍵解釋變量滯后一期以進一步檢驗反向因果產(chǎn)生的內(nèi)生性問題。

1.工具變量法。工具變量的選擇需要滿足兩個條件：一是工具變量和自變量需要有相關(guān)性，二是工具變量不會直接影響因變量，即工具變量具有外生性（袁微，2018）。所以參考馬俊龍（2017）的研究，本文選擇社區(qū)平均互聯(lián)網(wǎng)的使用率作為互聯(lián)網(wǎng)使用的工具變量，因為一個區(qū)域的平均互聯(lián)網(wǎng)使用率越高，被訪農(nóng)戶受到“同伴效應(yīng)”的影響，會更愿意使用互聯(lián)網(wǎng)；但社區(qū)平均互聯(lián)網(wǎng)使用率與被訪農(nóng)戶是否創(chuàng)業(yè)不相關(guān)，具有較強的外生性，因此選擇社區(qū)平均互聯(lián)網(wǎng)的使用率作為互聯(lián)網(wǎng)使用的工具變量。社區(qū)平均互聯(lián)網(wǎng)的使用率計算方式如下：

工具變量回歸結(jié)果如表6 所示。從第一階段結(jié)果可以看出，社區(qū)平均互聯(lián)網(wǎng)的使用率與農(nóng)戶互聯(lián)網(wǎng)使用高度相關(guān)，且F統(tǒng)計值均高于10%偏誤水平下的臨界值16.38，說明社區(qū)平均互聯(lián)網(wǎng)的使用率不是弱工具變量。第二階段中Wald 檢驗的p 值＞0.1，說明Wald 外生性檢驗接受了戶主使用互聯(lián)網(wǎng)與否不存在內(nèi)生性的原假設(shè)，這表明工具變量回歸結(jié)果與原估計值基本一致，證明本文主效應(yīng)回歸結(jié)果是可靠的。

表6 內(nèi)生性檢驗：工具變量回歸

2.改變時間序列。為了克服互聯(lián)網(wǎng)使用與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)之間的反向因果關(guān)系，本文考察前期的互聯(lián)網(wǎng)使用對后期的農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的影響。由于CFPS數(shù)據(jù)每兩年調(diào)查一次，所以本文使用2016 年的解釋變量對2018 年的農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)數(shù)據(jù)回歸分析，即對模型（1）、（2）、（3）重新檢驗，經(jīng)過樣本合并及缺失值刪減，最終保留5280組數(shù)據(jù)，回歸結(jié)果如表7-9所示。其中，表7 是利用模型（1）檢驗滯后一期的互聯(lián)網(wǎng)使用的三個指標分別對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的直接影響；表8是利用模型（2）檢驗滯后一期的互聯(lián)網(wǎng)使用的三個指標分別對社會資本和正規(guī)、非正規(guī)融資的影響；表9是利用模型（3）檢驗在滯后一期的互聯(lián)網(wǎng)使用情況下，社會資本和正規(guī)、非正規(guī)融資的間接作用機制。

表7 互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的直接影響（邊際效應(yīng)）

對比表7和表3、表8和表4、表9和表5回歸結(jié)果，解釋變量回歸系數(shù)的顯著性和方向具有高度的一致性，且表7和表9中是否上網(wǎng)、上網(wǎng)時長和互聯(lián)網(wǎng)獲取信息的重要程度間接影響的邊際效應(yīng)值均小于直接影響的邊際效應(yīng)值，表示存在部分中介效應(yīng)，說明前文的回歸結(jié)果是可靠的。

表8 互聯(lián)網(wǎng)使用對社會資本和正規(guī)、非正規(guī)融資的影響

表9 互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)影響的間接效應(yīng)（邊際效應(yīng)）

六、結(jié)論及建議

（一）結(jié)論

本文基于2018 年CFPS 數(shù)據(jù)，探究了互聯(lián)網(wǎng)使用對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的影響機制，并利用穩(wěn)健性檢驗和內(nèi)生性檢驗證實了結(jié)果的可靠性。研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)使用不僅可以直接影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)，且可以通過提高社會資本、正規(guī)和非正規(guī)融資間接影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)。

（二）建議

1.要加強信息網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)建設(shè)，提高全社會、特別是農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率。農(nóng)村互聯(lián)網(wǎng)普及率較城鎮(zhèn)地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)普及率仍有很大差距，要提高農(nóng)村網(wǎng)絡(luò)覆蓋情況，并優(yōu)化農(nóng)村信息服務(wù)建設(shè)，實現(xiàn)科技信息進村入戶，構(gòu)建數(shù)字鄉(xiāng)村，為廣大農(nóng)民提供交互式的信息服務(wù)，并開展電子商務(wù)和網(wǎng)絡(luò)應(yīng)用等相關(guān)培訓(xùn)，擴大其社會資本，促進農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)。

2.積極推進農(nóng)村金融服務(wù)互聯(lián)網(wǎng)化，保證正規(guī)融資信息公開透明，貸款審批流程簡捷易操作完善市場監(jiān)督，降低風(fēng)險，同時充分肯定非正規(guī)金融的積極作用，完善健全非正規(guī)融資方式，為其提供市場化的競爭環(huán)境，便利農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)發(fā)展。

3.為激發(fā)創(chuàng)新活力，政府需努力構(gòu)建利于“雙創(chuàng)”蓬勃發(fā)展的政策、制度環(huán)境和公共服務(wù)體系，并將農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)作為實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的一項重要內(nèi)容，對農(nóng)村地區(qū)創(chuàng)業(yè)提供更多政策優(yōu)惠和幫扶，鼓勵農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)，并帶動農(nóng)村就業(yè)，推動農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展。