摘要：从互联网发展和数字普惠金融两方面对地区数字经济综合发展水平进行测度，并将其与中国劳动力动态调查（CLDS）微观数据相结合，实证检验地区数字经济发展对农民创业的影响及其作用机制。研究发现，地区数字经济发展显著促进了农民创业，这一结论在考虑可能存在的内生性问题及进行稳健性检验后仍然成立。作用机制分析显示，地区数字经济发展通过促进信息获取和亲友借贷，进一步激活了农民的创业活动，但却降低了机构借贷，对农民创业产生遮掩效应。异质性分析发现，地区数字经济发展对机会型创业的促进效应大于生存型创业，且更有助于促进低人力资本、低社会资本和位于外围城市的弱势农民群体的创业行为，有利于我国农村的包容性增长。
农民是新时代背景下推动“大众创业、万众创新”中人数最多、潜力最大、需求最旺的重要群体，推动农民创新创业对于促进农民就业增收和农村经济社会发展具有重要作用。近年来，随着数字乡村建设的推进，以互联网、大数据、5G和云计算为载体的数字经济与传统产业不断融合发展，催生出农产品电商、网红主播等新就业形态和新商业模式，带来了新的商机和市场空间，为农民创业活动开展提供了新机遇。在此背景下，深入探讨数字经济发展对农民创业所产生的影响及作用机制具有重要的现实价值。当前，关于数字经济发展与农民创业的已有研究主要聚焦于两个方面。一是互联网使用行为。学者们利用微观调查数据研究发现，互联网的使用会通过拓宽信息渠道、提升社会资本、改善融资渠道等途径对农民创业产生正向影响。二是数字金融发展。学者们利用微观数据或者将地区层面的数字普惠金融指数与中国家庭调查数据相结合进行实证发现，数字金融发展能够缓解农民的信贷约束，提高农民的创业概率。尽管互联网使用、数字金融都是数字经济发展的构成部分，但迄今为止，还鲜有文献对地区数字经济综合发展水平进行测度，并分析其对农民创业的影响。因此，本文借鉴赵涛等（2020）的研究，从互联网发展和数字普惠金融两方面对地区数字经济综合发展水平进行测度，并将其与中国劳动力动态调查（CLDS）微观数据相结合，运用二元Probit模型实证检验地区数字经济发展对农民创业的影响及其作用机制。
一、理论分析与研究假说
（一）地区数字经济发展对农民创业的影响
依据动机—机会—能力理论，行为发生的可能性由三种因素共同决定：行动者的机会、能力和动机。一个行动者实施行为的机会越多，实施行为的能力越高，实施行为的动机越强，该行为发生的可能性就越大。数字经济是以使用数字化的知识和信息作为关键生产要素、以现代信息网络作为重要载体、以信息通信技术的有效使用作为效率提升和结构优化的重要推动力的一系列经济活动。地区数字经济的发展会带来创业机会、创业能力和创业动机的变化，对农民创业行为产生影响。从创业机会看，数字经济发展会激发消费者的多样化需求，为农民创业带来新的市场机会。在数字经济时代，消费者需求向高级化、个性化、小众化升级，消费场景从线下市场向线上平台延伸，消费者也由以往的市场价值被动接受者演变为主导者。这带来了需求侧各环节的深刻变革，成为创业活动开展的市场基础。从创业能力看，数字经济发展推动了数字技术的广泛应用，为获取信息、资金、社会资本等重要创业资源提供了新路径（赵涛等，2020），有助于提升农民创业能力。从创业动机看，数字经济具有较强的社会互动性，有助于加强创业成功形成的示范效应，增强农民的创业动机。崔丽丽等（2014）的研究就显示，“淘宝村”的村民往往受已经在淘宝网开展经营的同村村民、朋友及社交网络的影响，开始关注和了解淘宝网，又从邻里和社交圈的示范案例中得到激励和相关技能、经验的传授，最终踏上网上创业之路。除此之外，数字经济还可凭借数字技术降低创业成本，包括信息搜寻成本、沟通成本、商品与服务的追踪成本和验证成本等，这也有利于增强农民的创业动机。综上，本文提出假说H1。
H1：地区数字经济发展对农民创业具有正向影响。
（二）地区数字经济发展影响农民创业的内在机制
除了直接效应，地区数字经济发展还可能通过中介机制间接影响农民创业。已有研究显示，农民创业非常依赖于信息资源的获取和经营资金的支持（何婧和李庆海，2019；张文武，2021）。首先，有效的信息资源能够帮助农民把握市场动态和政策规定，进而帮助他们了解市场、捕获商机，更好地进行企业经营管理、业务开展、销售渠道拓展等，提高其创业成功的概率。其次，创业是一个需要投入大量资金进行运营、管理和发展的过程，且具有高不确定性，非常考验创业者的抗风险能力和资金保障能力。如果没有相对充足和稳定的资金来源，农民几乎不太可能放弃原本的小农经济运作方式而选择相对高风险高回报的创业模式。本文认为，地区数字经济发展有助于促进信息获取和缓解资金约束，进而对农民创业行为产生正向影响。
第一，地区数字经济发展有利于满足农民的信息获取需求。一方面，数字经济发展有助于打破信息资源的中心垄断，赋予个体生产并传播信息的能力。有经验的创业者可以通过网络便捷地进行创业经验分享和信息交流。由于数字技术具有“可见性”和“持久性”的技术性能，这些信息内容及其他用户参与创造的内容（如对信息进行点赞、评论及分享）可以随时间的推移不断发展并保持可用性，为农民创业活动决策提供了信息来源和信息基础（赵涛等，2020）。另一方面，数字经济发展能够降低农民的信息搜寻成本。在数字经济中，数字本身具有低成本重复搜索和利用的特点，随着信息搜寻的广度增加和质量上升，搜寻成本得以下降（秦芳等，2022）。借助于信息通讯技术，农民可以在任何时间和地点获取所需信息。此外，数字经济发展促进了农民对数字技术的应用。借助微信、头条、抖音等数字化媒体，农民可以与客户、同行、上下游产业合作伙伴建立在线连接，并实现跨越时空的交流联系。这为农民获取丰富的创业相关信息提供了有利途径。因此，本文提出假说H2。
H2：地区数字经济发展有助于促进信息获取，进一步正向影响农民创业。
第二，地区数字经济发展有利于缓解农民的创业资金约束。农民融资主要有以传统金融机构（如银行、农村信用社）为代表的金融机构借贷和以社会网络为载体的亲友借贷两种方式。一方面，地区数字经济发展能够使农民享受到便捷的金融机构借贷服务。金融机构可以借助线上金融产品的开发，实现线上支付、转账、借贷等功能，一定程度上降低了农民借贷业务成本。同时，依托于大数据，金融机构能够用较低的成本对农民进行风险评估，降低了农民的融资成本。过去，农民缺乏经营记录，使得金融机构难以判别其诚信度，不敢放贷。而数字技术有助于金融机构利用贷款人在互联网上沉淀下来的大量行为数据信息，并以大数据分析手段对农民信息进行评估。这为降低风险评估成本提供可能，也有助于农民获得机构借贷，帮助其跨越资金约束的创业门槛。另一方面，地方数字经济发展可以使人们跨越时空距离建立连接，有助于增进亲友间的信任度和透明度，促进亲友间的互惠互助。数字支付和数字理财的使用也能够显著提高金融资产交易的安全性，保证交易安全的同时可以溯源留痕，为亲友间借贷提供了渠道保障，有助于促成亲友间借贷交易（何婧和李庆海，2019）。综上，本文提出假说H3a、H3b。
H3a：地区数字经济发展有助于促进机构借贷，正向影响农民创业。
H3b：地区数字经济发展有助于促进亲友借贷，正向影响农民创业。
综上，本文提出如图1所示的理论分析框架，即地区数字经济发展不仅对农民创业产生直接影响（H1），同时也通过信息渠道（H2）、机构借贷（H3a）和亲友借贷（H3b）三个中介机制产生间接影响。
二、研究设计
（一）模型设定
（二）变量测量
1．被解释变量。被解释变量“农民创业”的测量数据来自调查时点的样本工作状况。我们将工作状态为“老板”“雇主”和“自雇”的样本认定为创业农民，赋值为1；否则为非创业农民，赋值为0。
2．解释变量。借鉴赵涛等（2020）的研究，从互联网发展和数字金融发展两方面对解释变量“地区数字经济发展”进行测量。其中，采用每百人移动电话用户数、每百人宽带接入用户数、计算机服务和软件业从业人员占总体从业人员比重、人均电信业务总量四个指标对地区互联网发展水平进行测度；采用地级市的数字普惠金融指数对数字金融发展进行测度。本文采用主成分分析方法，对以上五个指标数据进行标准化后再做降维处理，计算得出地区数字经济发展综合指数。
3．中介变量。本文包含信息渠道、亲友借贷和机构借贷三个中介变量。参考周广肃和樊纲（2018）的研究，以“受访者使用手机微信、QQ等网络社交工具的频率”为信息渠道的代理变量；借鉴马光荣和杨恩艳（2011）的研究，以“在本地这些关系密切的人中，您可以向他/她借钱（5000元及以上）的人数”来衡量亲友借贷；以“是否成功从正规金融机构贷到款来用于生产性投资”来衡量机构借贷，回答“是”和“否”分别赋值1和0。
4．控制变量。（1）个体层面因素，包括农民的性别、年龄、政治身份、受教育年限、个人健康水平和婚姻情况（何婧和李庆海，2019）。除此之外，本文还考虑了个人社会网络、宗教信仰和农民参加保险情况。社会网络能为创业活动带来信息、资金等资源，会提升农民创业的概率；宗教信仰可能通过影响创业偏好、扩充社会资本等途径对农民创业产生影响；社会保险能够缓解创业失败带来的收入冲击，提高个人抗风险能力和创业意愿。（2）家庭层面因素，包括家庭规模、父亲是否为党员、上一年家庭用于礼品和礼金支出三个变量。父亲政治身份能一定程度上反映出父辈所建立的社会网络，家庭礼品和礼金支出是反映家庭社会资本的重要维度（马光荣和杨恩艳，2011），两者都可能对农民创业行为产生影响。（3）社区层面因素，包括村级总人口和村级经济状况，以控制各村级资源禀赋和创业氛围差异对创业的影响（张剑等，2021；秦芳等，2022）。
（三）数据来源
本文的数据主要来自中国劳动力动态调查数据（China Labor-force Dynamics Survey，CLDS）、中国数字普惠金融指数和《中国城市统计年鉴》。农民微观层面数据主要来自于CLDS，用于测量被解释变量（农民创业）、三个中介变量和控制变量。CLDS是由中山大学社会科学调查中心开展，覆盖中国除西藏和海南的29个省市的2000多个区县，包含个体、家庭和村级三个层面问卷，内容包括教育、就业、医疗、社会关系、基层状况等方面。本文使用CLDS最近三年调查数据，即2014、2016和2018年。考虑到跨城市流动问题，本文剔除了离开户口所在地半年以上的农民，同时由于一些受访者的变量指标（如受教育年限、互联网使用情况和社会网络水平等）存在多个缺失值，在实证检验中实际用到的样本数为14956。地区数字经济发展的测量数据主要来自《中国城市统计年鉴》和中国数字普惠金融指数。中国数字普惠金融指数由北京大学数字金融研究中心和蚂蚁金服集团共同编制。表1报告了各变量的定义和描述性统计结果。
三、研究结果
（一）地区数字经济发展对农民创业影响的基准回归
本文首先运用二元Probit模型对地区数字经济发展与农民创业的关系进行基准回归，在逐步控制个人、家庭和社区层面控制变量的情况下，观察地区数字经济发展与农民创业的关系及其变化。如表2所示，未加入控制变量的第（1）列结果显示，地区数字经济发展对农民创业具有显著的正向影响，地区数字经济发展每提高1%，农民创业概率增加26.8%。加入个人、家庭和社区特征变量后的第（2）和（3）列结果显示，地区数字经济发展对农民创业的正向影响始终在1%的水平上显著，地区数字经济发展增加1%对农民创业的影响程度有所降低但稳定在15.3%，模型的拟合优度从0.029逐步提高到0.158。研究结果总体上支持了假说H1。
对于控制变量而言，性别、教育年限、宗教信仰、社会网络、健康状况、婚姻状况与村级规模都与农民创业呈显著正相关关系。这说明在控制其他变量条件下，农村居民中男性创业概率显著高于女性，农民受教育越多越可能创业，宗教信仰也可能促进农民创业，健康水平高的农民更有可能创业，已婚农民更有可能创业，在人口更多的村的农民创业可能性更高。而农民年龄和村级经济情况与农民创业呈显著负相关关系，说明在控制其他变量条件下，越年轻的农民及村级人均财政收入低的农民更可能创业。这些结果进一步印证了已有研究（何婧和李庆海，2019；阮荣平等，2014）。
（二）内生性讨论与稳健性检验
缓解内生性问题是经济学研究中的重要问题。一方面，农户创业行为的增加可能带来对互联网交易需求的增加，进而促进地区数字经济的发展。尽管模型中使用地区数据经济发展的滞后项（谢绚丽等，2018）在一定程度上缓解了反向因果导致的内生性问题，但无法完全规避这一担忧。另一方面，尽管本文参考已有文献考虑了影响农户创业行为不同层面的控制变量，但依然可能出现遗漏变量的情况，进而导致回归结果偏误。为缓解反向因果和遗漏变量导致的内生性问题，本文引入工具变量进一步考察地区数字经济发展对农民创业的影响。借鉴黄群慧等（2019）的做法，本文以各地级市1984年邮局历史数据与2014、2016和2018年互联网用户数交乘项作为地区数字经济发展综合指数的工具变量。这是基于以下考虑：首先，邮局是当时人们信息沟通的主要渠道，同时也是铺设电信基础设施的执行部门，邮局的分布能够从技术水平和使用习惯等因素影响到后续阶段数字技术的应用，与地区数字经济发展具有相关性；其次，在经济逐步发展的情况下，邮局所代表的传统电信工具的使用频率逐渐下降，与当前经济活动特别是创业活动关联性不大，满足外生性条件。
表3第（1）列报告的2SLS 第一阶段回归结果表明，工具变量系数在1%水平上显著；弱工具变量检验Cragg-Donald Wald F统计量达到1343.89，显著超过临界值。第（2）列结果显示，解释变量地区数字经济发展指数系数为正且在1%水平上显著。这说明地区数字经济发展有助于提升农民创业概率，基准模型结论依然成立。此外，本文还针对方程（1）展开IV Probit估计。表3第（3）列结果显示，解释变量系数依然显著为正，且在1%的显著水平上。综上所述，即使考虑了可能存在的内生性问题，地区数字经济发展依然有助于促进农民创业。
为避免研究中指标选取可能产生的偏误，本文采用替换关键变量的方法对模型的稳健性进行检验。将解释变量地区数字经济发展用腾讯研究院提出的“互联网+”发展指数进行替换，结果显示，地区数字经济发展与农民创业正向关系保持不变，且在1%统计水平上显著，结论稳健可靠（见表4）。
（三）地区数字经济发展影响农民创业的中介机制分析
本文进一步对地区数字经济发展影响农民创业的中介机制进行分析。如表5所示，第（1）至（3）列显示了信息渠道作为中介变量的层次回归分析结果。第（2）列表明，地区数字经济发展对信息渠道的影响显著。第（3）列表明，信息渠道对农民创业具有显著的正向影响，且在加入信息渠道这一中介变量后，地区数字经济发展对农民创业的影响变得不显著了。这说明，信息渠道稀释或削弱了地区数字经济发展对农民创业的影响，在地区数字经济发展与农民创业之间起到完全中介作用，假说H2得到验证。
第（4）至（6）列显示了机构借贷作为中介变量的层次回归分析结果。第（5）和第（6）列的结果表明，地区数字经济发展对机构借贷的影响、机构借贷对农民创业的影响均在1%的水平上显著，存在中介效应。然而，地区数字经济发展对机构借贷的影响系数为负，且通过进一步利用非参数百分位Bootstrap抽样法进行检验发现，间接效应在95%的置信区间不包含0。这表明机构借贷对于地区数字经济发展和农民创业之间关系的中介影响是一种遮掩效应，假说H3a没有得到支持。导致这一结果的可能原因是：首先，农民居住相对偏远、较为分散，其贷款额度也往往偏小，传统金融机构发放信贷的成本较高，机构借贷仍不是农民融资的主要方式；其次，随着数字经济的发展，网络借贷为农民创业提供了更多融资渠道选择，对机构借贷产生替代效应。
第（7）、（8）列报告的以亲友借贷作为中介变量的层次回归结果表明，地区数字经济发展与亲友借贷在1%的水平上显著正相关，亲友借贷和地区数字经济发展对农民创业均具有显著的正向影响。这表明亲友借贷对地区数字经济发展和农民创业关系具有部分中介效应，结果支持了假说H3b。
四、进一步异质性分析
（一）地区数字经济发展惠及哪种类型的创业
依据创业动机不同，创业类型可区分为机会型和生存型（周广肃和樊纲，2018）。机会型创业是指创业者为了追求一个商业机会而从事创业的活动；生存型创业是指创业出于生计考虑，别无其他选择而进行的创业。本文依据CLDS问卷中“您这次创业是因为找到好的创业机会还是因为您没有更好的工作选择？”这一问题，将回答“抓住好的创业机会”及“当时有好的工作岗位，但创业机会更加好”划分为机会型创业，将回答“没有更好的工作选择”作为生存型创业。
表6的第（1）、（2）列分别显示了机会型创业和生存型创业受地区数字经济发展影响的效果。结果表明，地区数字经济发展对两类创业均有显著的促进作用，但相对于生存型创业，地区数字经济发展对机会型创业的促进效果要更大。可能的原因是，地区数字经济发展既催生了新产业新业态新模式，为农民创造了更多的创业机会，又促进了农民对数字技术的使用，有助于其识别创业机会和获取创业资源，更好地实现机会型创业。
（二）地区数字经济发展是否对弱势群体农民创业的影响更大
已有研究表明，数字经济发展对创业的影响可能存在创业者特征的异质性（赵涛等，2020；张文武，2021）。本文关注地区数字经济发展对弱势群体农民创业的影响，选取人力资本、社会资本和所在区域三个创业者特征变量。其中，受教育程度为小学及以下的样本为低人力资本农民，初中及以上的样本为高人力资本农民；朋友/熟人的人数低于平均值（12人）的样本为低社会资本农民，高于平均值的样本为高社会资本农民；所在区域是直辖市、副省级城市和省会城市的为中心城市农民，所在区域是其他地级市的则为外围城市农民。参考何婧和李庆海（2019）的研究，将低人力资本农民、低社会资本农民和位于外围城市的农民定义为弱势群体农民。
表6第（3）—（8）列的回归结果显示，地区数字经济发展显著地促进了低人力资本、低社会资本和位于外围城市的农民创业，而对高人力资本、高社会资本和位于中心城市的农民创业的影响均不显著。这一结果与之前的研究相似（何婧和李庆海，2019），说明地区数字经济发展具有包容性特征，能够弥补弱势群体农民的创业劣势，激发其创业热情。
五、结论与启示
本文借鉴已有研究，从互联网发展和数字普惠金融两方面构建地区数字经济综合发展水平指数，并将其与中国劳动力动态调查（CLDS）微观数据相结合，运用二元Probit模型实证检验了地区数字经济对农户创业的影响及其内在机制。主要结论如下：第一，地区数字经济发展显著促进了农民创业，这一结论在考虑可能存在的内生性问题及进行稳健性检验后仍然成立。第二，地区数字经济发展通过促进信息获取和亲友借贷，进一步激活农民的创业活动，但却降低了机构借贷，对农民创业产生遮掩效应。第三，异质性分析发现，地区数字经济发展对机会型创业的促进效应大于生存型创业，且更有助于促进低人力资本、低社会资本和位于外围城市的弱势农民群体的创业行为，具有包容性特征。
本文研究结论具有一定的政策含义。首先，要加大政府对互联网和数字普惠金融的投资力度，推进数字乡村建设，提高地区数字经济发展综合水平，以进一步巩固数字经济发展为农民创业带来的红利优势。其次，要加强农民数字素养，提高其利用数字技术获取信息和线上交流沟通的能力，使其能更好把握创业机会和实现成功创业。最后，要实施差异化的数字经济发展战略，着重加强受教育程度低、社会资本低和位于外围城市的农民群体的数字接入和数字应用能力，让地区数字经济发展成为有效缩减农村内部发展不平衡的重要途径。
（陈卫平，中国人民大学农业与农村发展学院教授；余乐（通讯作者），中国人民大学农业与农村发展学院博士研究生；梁舒培，中国人民大学农业与农村发展学院硕士研究生。）
以上文章原载于《学术研究》2022年第12期，文章不代表《学术研究》立场。
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