数字技术对农民创业意愿的影响研究
——基于个体创业导向的中介作用

沈凯月 毛凤霞

(西安邮电大学经济与管理学院，陕西 西安 710061)

引言

随着数字乡村战略的深入实施，数字技术融入农民生产生活之中，催生了以农村电商为代表的新型创业形式；同时，数字技术降低了农民创业门槛，让农民以低成本加入创业。通常而言数字技术采纳可以改变农民风险偏好，提高农民风险承担水平；也能够为农民构建开放式创新环境，帮助农民打破传统观念，培育创新思维；并且可以促进农民形成前瞻性的观点和想法，提高农民的创业主动性，最终使农民创业意愿得以提升。因此，本文采用CGSS 2015微观数据，研究数字技术采纳对农民创业意愿的内在影响机制。

1 文献回顾与研究假设

近年来，数字技术与农业农村融合发展问题逐渐成为学者们关注的焦点，现有研究主要围绕农业数字化转型[1-5]、数字乡村治理[6-8]、农村数字普惠金融[9-11]等视角展开。数字技术提高了农民联接的频率和范围，降低了沟通成本，促进了农民创业[12]；数字技术降低了交易成本，改善了农民长期以来面临的“金融排斥”现状[13-15]。基于此，本文首先提出研究假说H1：数字技术采纳有利于提高农民创业意愿。

创业导向最初被定义为新企业创建和新进入市场行为的方法、实践和决策风格，并以创新性、主动性、风险承担性、自主性和竞争积极性来表征[16]。随着研究的深入，学者们逐渐意识到个体创业能力的重要性，并将创业导向的研究扩展到了个体层面[17-20]。个体创业导向通常以风险承担性、创新性和主动性3个维度来表征[17，20，21]。风险承担性意为能够在不确定的环境中采取大胆的行动，敢于在未知领域投入资金等资源的特性。创新性是指能够引进新产品、新服务和新技术进行工艺研发和改造的特性。主动性强的创业者通常具有前瞻性视角，并且能够主动寻找、发现市场机会，从而提供领先于竞争对手的产品和服务。数字技术可以改变农民风险偏好，提高个体风险承担水平；并且创业过程中面临许多不确定性，是一项风险性较高的活动，风险承担性越强的个体越倾向于选择创业。因此，数字技术采纳可以提高个体风险承担水平，进而提高个体创业意愿[22]。数字技术采纳为农民创业构建了开放式创新环境，拓展了获取创业资源和信息的渠道；并且数字技术能够帮助农民打破原有传统观念，培育农民的创新思维，而创新思维水平提高又可以有效地帮助农民提高资源利用效率，进而提升农民创业意愿[23]。数字技术是农民寻找和发现市场机会的有效途径，在采纳数字技术的过程中，农民逐渐具有前瞻性的观点和想法，从而提高农民的主动性；而农民主动性的提高将帮助农民预测并克服未来创业的障碍，从而提高创业意愿。基于此，本文提出研究假说H2：个体创业导向在数字技术采纳与农民创业意愿间存在中介作用；H2a：风险承担性在数字技术采纳与农民创业意愿间存在中介作用；H2b：创新性在数字技术采纳与农民创业意愿间存在中介作用；H2c：主动性在数字技术采纳与农民创业意愿间存在中介作用。

2 实证分析

2.1 样本选择与数据来源

本文分析所用的数据来源于中国综合社会调查(CGSS)。该调查开始于2003年，是一项收集社会、社区、家庭以及个人多层次数据的综合性调查项目。由于仅在2015年询问了被访者的创业意愿与个体创业导向，考虑到变量的数据获取问题，本文使用2015年的综合社会调查数据。CGSS 2015采用多阶分层概率抽样，共计10968个有效数据。根据研究的需要，本文剔除了户口为非农以及存在缺失值的样本，最终得到802个有效样本。

2.2 变量选取

2.2.1 因变量

本文研究的因变量为农民创业意愿，通过询问“如果有机会和资源，您是否会去创业”来测量农民的创业意愿；并将选项“非常不可能”到“非常可能”7个程度分别赋值1～7。

2.2.2 核心自变量

本文研究的核心自变量为数字技术采纳。数字技术是大数据、云计算、人工智能等数字化技术的集称[24]，其中，互联网是农民最易接触和使用的数字技术。因此本文借鉴邢小强等[12]和田红宇等[25]的研究，选取互联网使用情况来表征农民数字技术采纳。对于数字技术采纳的度量来源于CGSS问卷中的问题“过去一年，您对互联网(包括手机上网)的使用情况是？”，并将“从不”赋值为0，“很少”“有时”“经常”“非常频繁”赋值为1。

2.2.3 中介变量

本文研究的中介变量为个体创业导向。借鉴Covin[20]、Ritala[26]的研究，选择“与稳定的生活相比，更喜欢充满风险与机遇的生活”等6个题项进行探索性因子分析，结果显示KMO值大于0.6，Bartlett球形度检验的概率值为0.000，说明适合做因子分析；并提取了风险承担性、创新性和主动性3个因子。

2.2.4 控制变量

为了厘清农民采纳数字技术的影响因素，进一步测度数字技术采纳对农民创业意愿的影响效应，本文借鉴已有相关研究[27-29]，选取个体特征、家庭特征以及区域特征作为控制变量。个体特征包括年龄、性别、传统观念、社会信任、非农工作经历以及期望收入。另外，在家庭特征方面，本文选取家庭阶层认知作为控制变量。考虑到农民数字技术采纳和创业常受区域特征影响，因此对农民所在地区进行控制，同时选取北京大学数字金融研究中心课题组和蚂蚁金服共同编制的数字普惠金融指数作为反应区域特征的变量。

2.3 模型设定

2.3.1 基准模型

考虑到农民创业意愿为有序分类变量，因此，本文选择Oprobit模型进行分析。模型设定：

EI=α0+α1×DT+α2×X+ε1

式中，EI表示农民创业意愿；DT表示农民是否采纳数字技术，取值为0代表没有采纳数字技术，取值为1代表采纳数字技术；X表示控制变量，包括农民个体特征、家庭特征、区域特征；α0、α1、α2为回归中的各项系数；ε为随机扰动项。

2.3.2 中介效应模型

本文借鉴温忠麟和叶宝娟[30]有关中介效应模型检验的方法和步骤，分析个体创业导向在互联网使用与农民创业意愿之间的中介效应，构建回归方程如下：

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为农民创业意愿；DT表示农民是否采纳数字技术；Risk、Inno、Proa分别表示风险承担性、创新性和主动性；X表示控制变量；ε1、ε2、ε3、ε4、ε5为随机误差项。中介效应框架如图1所示。

图1 个体创业导向中介效应框架

2.4 数字技术采纳对农民创业意愿影响效应分析

数字技术采纳对农民创业意愿影响的回归结果，见表1。其中，模型1代表仅考虑因变量与核心自变量的回归结果；模型2则是在此基础上增加了个体特征等控制变量的回归结果。分别使用Oprobit模型和OLS回归对模型1和模型2进行估计。由表1可知，所有模型中核心解释变量数字技术采纳均显著，回归结果稳健。

表1 数字技术采纳对农民创业意愿影响效应分析结果

研究结果表明，数字技术采纳显著正向影响农民创业意愿，采纳数字技术的农民比未采纳数字技术的农民创业意愿更强烈；研究假说H1得以验证。对此结果有以下几点解释：数字技术采纳会对农民的风险偏好、创新精神和主动性产生影响，增加从事创业活动的可能性；数字技术采纳有助于缓解农民融资约束，消减农民创业壁垒；采纳数字技术能够增强农民间的社会互动，扩大农民社交网络，最终提高农民创业意愿。本文将在中介效应部分重点研究第1种解释。

由于Oprobit模型的回归系数只能反映显著性和符号方向，本文进一步计算了数字技术采纳在均值处的边际效应来反映数字技术采纳对农民创业意愿的影响效应，结果如表2所示。根据表2的计算结果，采纳数字技术时，农民不可能创业的概率有所降低，农民拥有较高创业意愿的概率有所增加，这进一步反映了数字技术采纳可以有效提升农民创业意愿。

表2 数字技术采纳对农民创业意愿的边际效应分析

2.5 稳健性检验

考虑到样本数据范围过大、变量选取差异和内生性问题对回归结果造成的影响，本文采用改变样本容量、替换核心解释变量和引入工具变量3种方法检验假说H1的稳健性。

2.5.1 改变样本容量

考虑到青壮年为主要的农民创业群体，本文剔除了年龄60岁以上的男性样本和55岁以上的女性样本，处理后数字技术采纳对农民创业意愿的回归结果如表3所示。改变样本容量后，依然证明采纳数字技术可以有效的提高农民创业意愿，与基准回归结果一致，说明结果稳健。

表3 稳健性检验1

2.5.2 替换核心解释变量。

通过采用2015年CGSS数据库中的问题“过去一年，是否经常在空闲时间从事以下活动(互联网)”替换原有核心解释变量数字技术采纳，回归结果如表4所示。替换核心解释变量后，闲暇时间段内数字技术采纳依然有利于提高农民创业意愿；这可能是因为无论是在工作时采纳数字技术还是在闲暇时采纳数字技术，都能从中获取有利于创业的信息，从而提高创业意愿。

表4 稳健性检验2

2.5.3 工具变量回归

为了缓解内生性问题对回归结果的干扰，本文选取2015年CGSS问卷中“过去一年，对手机定制消息的使用情况”此问题作为数字技术采纳的工具变量。使用手机定制消息与采纳数字技术之间有很强的相关性，一般使用手机定制消息的农民，更易于接受数字技术这种新事物；农民是否使用手机定制消息并不会对农民创业意愿产生很强的影响，满足排他性。表5报告了工具变量的回归结果，在考虑了内生性以后，数字技术采纳对农民创业意愿的作用仍然正向显著。

表5 稳健性检验3

2.6 个体创业导向的中介效应分析

为了验证个体创业导向在数字技术采纳对农民创业意愿的影响路径中是否存在中介效应，本文采用多重中介模型对风险承担性、创新性和主动性进行中介效应分析。中介效应分析结果见表6、表7。

表6 个体创业导向在数字技术采纳对农民创业意愿影响中的中介效应

表7 个体创业导向的累计中介效应结果

采用Oprobit模型估计数字技术采纳对农民创业意愿的总效应α1，得到α1的估计值为0.331，并且在1%的统计水平上显著，表明可以进行中介效应分析。通过采用Bootstrap方法对个体创业导向的中介效应进行检验，结果发现个体创业导向中的风险承担性、创新性和主动性在数字技术采纳对农民创业意愿影响的过程中具有显著的中介效应，中介效应占比分别为7.888%、9.091%和3.409%，并且个体创业导向的累计中介效应显著，占比为20.388%；因此研究假说H2、H2a、H2b和H2c得以验证。

3 结论与启示

基于我国综合社会调查2015年802个调查数据，实证研究了数字技术采纳对农民创业意愿的影响，为提高农村地区创业活跃度提供了一个全新的视角，并得出以下结论：无论是运用Oprobit模型还是OLS回归进行估计，数字技术采纳均能显著提高农民创业意愿；数字技术采纳通过提高农民风险承担能力、创新能力和主动性，进而提高农民创业意愿。

随着数字乡村战略不断推进，以数字经济为主要形式的新型经济形态逐渐融入农民生产生活中，并催生出了依附于数字技术的新型创业模式。新型创业模式的涌现改变了农民原本的职业取向，带动了农民创新创业的积极性。鉴于此，本文得到如下启示：完善和加强农村地区数字基础设施建设，提高农村地区数字技术普及率，缩小一级数字鸿沟。长期以来，农村地区数字基础设施落后，导致农民难以接触数字技术；因此加强农村数字基础设施建设，提高互联网和通信工程在农村地区的覆盖率，有利于弥合一级数字鸿沟，提高农村地区创业活跃度。重视农民数字素养的培育，提高农民数字技能，进而弥合二级数字鸿沟。现阶段，我国农村地区存在人力资本水平偏低、农民无法高效利用数字技术等问题，为了解决这一问题，政府应开展农民数字技能培训，提高农民数字素养。引导农民合理使用数字资源，缩小三级数字鸿沟。针对农村地区能够熟练使用数字技术的群体，为了解决因信息素养较低而导致获取、处理信息质量较差的问题，政府应通过搭建和宣传数字化创业平台等方式引导农民合理使用数字资源。