數字技術對農民創業意愿的影響研究
——基于個體創業導向的中介作用

沈凱月 毛鳳霞

(西安郵電大學經濟與管理學院，陜西 西安 710061)

引言

隨著數字鄉村戰略的深入實施，數字技術融入農民生產生活之中，催生了以農村電商為代表的新型創業形式；同時，數字技術降低了農民創業門檻，讓農民以低成本加入創業。通常而言數字技術采納可以改變農民風險偏好，提高農民風險承擔水平；也能夠為農民構建開放式創新環境，幫助農民打破傳統觀念，培育創新思維；并且可以促進農民形成前瞻性的觀點和想法，提高農民的創業主動性，最終使農民創業意愿得以提升。因此，本文采用CGSS 2015微觀數據，研究數字技術采納對農民創業意愿的內在影響機制。

1 文獻回顧與研究假設

近年來，數字技術與農業農村融合發展問題逐漸成為學者們關注的焦點，現有研究主要圍繞農業數字化轉型[1-5]、數字鄉村治理[6-8]、農村數字普惠金融[9-11]等視角展開。數字技術提高了農民聯接的頻率和范圍，降低了溝通成本，促進了農民創業[12]；數字技術降低了交易成本，改善了農民長期以來面臨的“金融排斥”現狀[13-15]。基于此，本文首先提出研究假說H1：數字技術采納有利于提高農民創業意愿。

創業導向最初被定義為新企業創建和新進入市場行為的方法、實踐和決策風格，并以創新性、主動性、風險承擔性、自主性和競爭積極性來表征[16]。隨著研究的深入，學者們逐漸意識到個體創業能力的重要性，并將創業導向的研究擴展到了個體層面[17-20]。個體創業導向通常以風險承擔性、創新性和主動性3個維度來表征[17，20，21]。風險承擔性意為能夠在不確定的環境中采取大膽的行動，敢于在未知領域投入資金等資源的特性。創新性是指能夠引進新產品、新服務和新技術進行工藝研發和改造的特性。主動性強的創業者通常具有前瞻性視角，并且能夠主動尋找、發現市場機會，從而提供領先于競爭對手的產品和服務。數字技術可以改變農民風險偏好，提高個體風險承擔水平；并且創業過程中面臨許多不確定性，是一項風險性較高的活動，風險承擔性越強的個體越傾向于選擇創業。因此，數字技術采納可以提高個體風險承擔水平，進而提高個體創業意愿[22]。數字技術采納為農民創業構建了開放式創新環境，拓展了獲取創業資源和信息的渠道；并且數字技術能夠幫助農民打破原有傳統觀念，培育農民的創新思維，而創新思維水平提高又可以有效地幫助農民提高資源利用效率，進而提升農民創業意愿[23]。數字技術是農民尋找和發現市場機會的有效途徑，在采納數字技術的過程中，農民逐漸具有前瞻性的觀點和想法，從而提高農民的主動性；而農民主動性的提高將幫助農民預測并克服未來創業的障礙，從而提高創業意愿。基于此，本文提出研究假說H2：個體創業導向在數字技術采納與農民創業意愿間存在中介作用；H2a：風險承擔性在數字技術采納與農民創業意愿間存在中介作用；H2b：創新性在數字技術采納與農民創業意愿間存在中介作用；H2c：主動性在數字技術采納與農民創業意愿間存在中介作用。

2 實證分析

2.1 樣本選擇與數據來源

本文分析所用的數據來源于中國綜合社會調查(CGSS)。該調查開始于2003年，是一項收集社會、社區、家庭以及個人多層次數據的綜合性調查項目。由于僅在2015年詢問了被訪者的創業意愿與個體創業導向，考慮到變量的數據獲取問題，本文使用2015年的綜合社會調查數據。CGSS 2015采用多階分層概率抽樣，共計10968個有效數據。根據研究的需要，本文剔除了戶口為非農以及存在缺失值的樣本，最終得到802個有效樣本。

2.2 變量選取

2.2.1 因變量

本文研究的因變量為農民創業意愿，通過詢問“如果有機會和資源，您是否會去創業”來測量農民的創業意愿；并將選項“非常不可能”到“非常可能”7個程度分別賦值1～7。

2.2.2 核心自變量

本文研究的核心自變量為數字技術采納。數字技術是大數據、云計算、人工智能等數字化技術的集稱[24]，其中，互聯網是農民最易接觸和使用的數字技術。因此本文借鑒邢小強等[12]和田紅宇等[25]的研究，選取互聯網使用情況來表征農民數字技術采納。對于數字技術采納的度量來源于CGSS問卷中的問題“過去一年，您對互聯網(包括手機上網)的使用情況是？”，并將“從不”賦值為0，“很少”“有時”“經常”“非常頻繁”賦值為1。

2.2.3 中介變量

本文研究的中介變量為個體創業導向。借鑒Covin[20]、Ritala[26]的研究，選擇“與穩定的生活相比，更喜歡充滿風險與機遇的生活”等6個題項進行探索性因子分析，結果顯示KMO值大于0.6，Bartlett球形度檢驗的概率值為0.000，說明適合做因子分析；并提取了風險承擔性、創新性和主動性3個因子。

2.2.4 控制變量

為了厘清農民采納數字技術的影響因素，進一步測度數字技術采納對農民創業意愿的影響效應，本文借鑒已有相關研究[27-29]，選取個體特征、家庭特征以及區域特征作為控制變量。個體特征包括年齡、性別、傳統觀念、社會信任、非農工作經歷以及期望收入。另外，在家庭特征方面，本文選取家庭階層認知作為控制變量。考慮到農民數字技術采納和創業常受區域特征影響，因此對農民所在地區進行控制，同時選取北京大學數字金融研究中心課題組和螞蟻金服共同編制的數字普惠金融指數作為反應區域特征的變量。

2.3 模型設定

2.3.1 基準模型

考慮到農民創業意愿為有序分類變量，因此，本文選擇Oprobit模型進行分析。模型設定：

EI=α0+α1×DT+α2×X+ε1

式中，EI表示農民創業意愿；DT表示農民是否采納數字技術，取值為0代表沒有采納數字技術，取值為1代表采納數字技術；X表示控制變量，包括農民個體特征、家庭特征、區域特征；α0、α1、α2為回歸中的各項系數；ε為隨機擾動項。

2.3.2 中介效應模型

本文借鑒溫忠麟和葉寶娟[30]有關中介效應模型檢驗的方法和步驟，分析個體創業導向在互聯網使用與農民創業意愿之間的中介效應，構建回歸方程如下：

EI=α0+α1×DT+α2×X+ε1

Risk=β0+β1DT+β2X+ε2

Inno=γ0+γ1DT+γ2X+ε3

Proa=δ0+δ1DT+δ2X+ε4

EI=θ0+θ1DT+θ2Risk+θ3Inno+θ4Proa+θ5X+ε5

式中，EI為農民創業意愿；DT表示農民是否采納數字技術；Risk、Inno、Proa分別表示風險承擔性、創新性和主動性；X表示控制變量；ε1、ε2、ε3、ε4、ε5為隨機誤差項。中介效應框架如圖1所示。

圖1 個體創業導向中介效應框架

2.4 數字技術采納對農民創業意愿影響效應分析

數字技術采納對農民創業意愿影響的回歸結果，見表1。其中，模型1代表僅考慮因變量與核心自變量的回歸結果；模型2則是在此基礎上增加了個體特征等控制變量的回歸結果。分別使用Oprobit模型和OLS回歸對模型1和模型2進行估計。由表1可知，所有模型中核心解釋變量數字技術采納均顯著，回歸結果穩健。

表1 數字技術采納對農民創業意愿影響效應分析結果

研究結果表明，數字技術采納顯著正向影響農民創業意愿，采納數字技術的農民比未采納數字技術的農民創業意愿更強烈；研究假說H1得以驗證。對此結果有以下幾點解釋：數字技術采納會對農民的風險偏好、創新精神和主動性產生影響，增加從事創業活動的可能性；數字技術采納有助于緩解農民融資約束，消減農民創業壁壘；采納數字技術能夠增強農民間的社會互動，擴大農民社交網絡，最終提高農民創業意愿。本文將在中介效應部分重點研究第1種解釋。

由于Oprobit模型的回歸系數只能反映顯著性和符號方向，本文進一步計算了數字技術采納在均值處的邊際效應來反映數字技術采納對農民創業意愿的影響效應，結果如表2所示。根據表2的計算結果，采納數字技術時，農民不可能創業的概率有所降低，農民擁有較高創業意愿的概率有所增加，這進一步反映了數字技術采納可以有效提升農民創業意愿。

表2 數字技術采納對農民創業意愿的邊際效應分析

2.5 穩健性檢驗

考慮到樣本數據范圍過大、變量選取差異和內生性問題對回歸結果造成的影響，本文采用改變樣本容量、替換核心解釋變量和引入工具變量3種方法檢驗假說H1的穩健性。

2.5.1 改變樣本容量

考慮到青壯年為主要的農民創業群體，本文剔除了年齡60歲以上的男性樣本和55歲以上的女性樣本，處理后數字技術采納對農民創業意愿的回歸結果如表3所示。改變樣本容量后，依然證明采納數字技術可以有效的提高農民創業意愿，與基準回歸結果一致，說明結果穩健。

表3 穩健性檢驗1

2.5.2 替換核心解釋變量。

通過采用2015年CGSS數據庫中的問題“過去一年，是否經常在空閑時間從事以下活動(互聯網)”替換原有核心解釋變量數字技術采納，回歸結果如表4所示。替換核心解釋變量后，閑暇時間段內數字技術采納依然有利于提高農民創業意愿；這可能是因為無論是在工作時采納數字技術還是在閑暇時采納數字技術，都能從中獲取有利于創業的信息，從而提高創業意愿。

表4 穩健性檢驗2

2.5.3 工具變量回歸

為了緩解內生性問題對回歸結果的干擾，本文選取2015年CGSS問卷中“過去一年，對手機定制消息的使用情況”此問題作為數字技術采納的工具變量。使用手機定制消息與采納數字技術之間有很強的相關性，一般使用手機定制消息的農民，更易于接受數字技術這種新事物；農民是否使用手機定制消息并不會對農民創業意愿產生很強的影響，滿足排他性。表5報告了工具變量的回歸結果，在考慮了內生性以后，數字技術采納對農民創業意愿的作用仍然正向顯著。

表5 穩健性檢驗3

2.6 個體創業導向的中介效應分析

為了驗證個體創業導向在數字技術采納對農民創業意愿的影響路徑中是否存在中介效應，本文采用多重中介模型對風險承擔性、創新性和主動性進行中介效應分析。中介效應分析結果見表6、表7。

表6 個體創業導向在數字技術采納對農民創業意愿影響中的中介效應

表7 個體創業導向的累計中介效應結果

采用Oprobit模型估計數字技術采納對農民創業意愿的總效應α1，得到α1的估計值為0.331，并且在1%的統計水平上顯著，表明可以進行中介效應分析。通過采用Bootstrap方法對個體創業導向的中介效應進行檢驗，結果發現個體創業導向中的風險承擔性、創新性和主動性在數字技術采納對農民創業意愿影響的過程中具有顯著的中介效應，中介效應占比分別為7.888%、9.091%和3.409%，并且個體創業導向的累計中介效應顯著，占比為20.388%；因此研究假說H2、H2a、H2b和H2c得以驗證。

3 結論與啟示

基于我國綜合社會調查2015年802個調查數據，實證研究了數字技術采納對農民創業意愿的影響，為提高農村地區創業活躍度提供了一個全新的視角，并得出以下結論：無論是運用Oprobit模型還是OLS回歸進行估計，數字技術采納均能顯著提高農民創業意愿；數字技術采納通過提高農民風險承擔能力、創新能力和主動性，進而提高農民創業意愿。

隨著數字鄉村戰略不斷推進，以數字經濟為主要形式的新型經濟形態逐漸融入農民生產生活中，并催生出了依附于數字技術的新型創業模式。新型創業模式的涌現改變了農民原本的職業取向，帶動了農民創新創業的積極性。鑒于此，本文得到如下啟示：完善和加強農村地區數字基礎設施建設，提高農村地區數字技術普及率，縮小一級數字鴻溝。長期以來，農村地區數字基礎設施落后，導致農民難以接觸數字技術；因此加強農村數字基礎設施建設，提高互聯網和通信工程在農村地區的覆蓋率，有利于彌合一級數字鴻溝，提高農村地區創業活躍度。重視農民數字素養的培育，提高農民數字技能，進而彌合二級數字鴻溝。現階段，我國農村地區存在人力資本水平偏低、農民無法高效利用數字技術等問題，為了解決這一問題，政府應開展農民數字技能培訓，提高農民數字素養。引導農民合理使用數字資源，縮小三級數字鴻溝。針對農村地區能夠熟練使用數字技術的群體，為了解決因信息素養較低而導致獲取、處理信息質量較差的問題，政府應通過搭建和宣傳數字化創業平臺等方式引導農民合理使用數字資源。