互聯網嵌入、資源獲取與新農人創業成長績效

李練軍

(江西農業大學 a.經濟管理學院,江西 南昌 330045;b.南昌商學院,江西 九江 332020)

一、引言與文獻綜述

黨的二十大報告指出,要全面推進鄉村振興,加快建設農業強國,扎實推動鄉村產業、人才、文化、生態、組織振興。事實上,早在2018年中央一號文件《實施鄉村振興戰略的意見》中就提出,要加快建設知識型、技能型、創新型農業經營者隊伍,培養造就新農民。此后2019～2023年連續5年中央一號文件對落實鄉村振興戰略進行了強調和布署,要求積極培育高素質農民和農村創業帶頭人,鼓勵外出農民工、高校畢業生、退伍軍人、城市各類人才返鄉下鄉創新創業,參與鄉村振興和現代農業建設?？梢?吸引優秀勞動力在農村創業,無論是精英回流,大學生下鄉,還是農民工返鄉創業,對產業興旺、鄉村振興都很有必要,能推動鄉村振興的資源、人才、網絡、創新精神和制度建設[1]。新農人已經成為農業供給側結構性改革的先行者、鄉村振興的推動者,是三農領域創新創業的一支重要生力軍[2],培育和扶持新農人創業成長具有重要意義。但是,大量實踐表明,由于農業產業固有的特性,又受其自身有限資源限制,導致新農人創業存在較高的風險與失敗率[3-4]。因此,如何突破新農人創業資源約束,提升創業成長績效,促進其創業成長,是一個非常重要的現實問題。

目前,學者們對新農人創業影響因素開展了相關研究,分別從創業成長、創業績效、創業質量、創業成功、創業融資等方面考察了關鍵影響變量。研究發現,社會網絡和產業網絡是新農人創業并持續成長的重要保障[5],關系網絡嵌入是新農人獲取創業所需的物質資源、人力資源、知識資源和治理資源的重要通道,企業家精神對獲取網絡資源至關重要,企業家精神與網絡資源螺旋良性循環共同提升新農人創業績效[4],互聯網金融、創業學習對新農人創業績效具有積極的正向影響,創業學習在兩者之間起到調節作用[6];涉農產業時間、第一桶金來源、產業發展定位和產品銷售模式等因素是當前影響新農人創業發展質量的關鍵因素[7],新農人創業最終致富的動力來自內部的脫貧訴求與家國情懷和外部的政策支持與時代機遇,而其創業成功得益于代際傳遞機制、師徒相授機制與榜樣示范機制的存在[8],農業技術培訓、農村互聯網使用、金融支持政策等因素影響新農人創業融資貸款規模,而融資利息成本顯著負向影響其融資貸款規模[9]?？梢钥闯?現有關于新農人創業的研究仍存在以下不足:一是主要以定性研究為主,定量研究較少;二是實證分析以案例研究為主,少有實地調查數據的計量模型分析;三是雖然考慮到了資源對創業的影響,但尚未發現有關互聯網嵌入對新農人創業的影響研究。

近些年,隨著互聯網技術向廣大農村地區深入滲透,關于互聯網嵌入對農民創業的影響受到學術界廣泛關注。相對于普通農戶而言,新農人具有更強的創新意識、生態理念和互聯網思維。那么,互聯網嵌入是否能夠促進新農人創業?互聯網嵌入是否有利于新農業人獲取創業資源提高創業成長績效?因此,基于江西、河南、安徽三個農業大省的512戶新農人創業實地調查數據,運用內生轉換回歸模型考察互聯網嵌入對新農人創業成長績效的影響,并進一步利用中介效應模型實證分析資源獲取的中介效應,是對現有研究的一個有益補充。與現有研究相比,邊際貢獻主要體現在:將新農人的本質特征互聯網思維納入互聯網嵌入變量,并深入闡釋互聯網嵌入對新農人創業成長績效的影響,豐富了新農人創業的研究視角;以資源獲取(人力資源、社會資源、財務資源及政策資源)作為中介變量,考察互聯網嵌入影響新農人創業成長績效的作用機理,拓展了新農人創業的研究思路;使用三省512戶新農人實地調查數據,運用內生轉換回歸模型和中介效應模型來開展實證研究,實證結論較為可靠,能為新農業人創業成長提供決策支撐。

二、研究假設與理論框架

(一)互聯網嵌入與新農人創業成長績效

當前,學者們從創業意愿、創業行為、創業模式、創業績效等不同方面分析了互聯網嵌入對農民創業的影響,并且考察了其異質性。研究表明,互聯網使用對農村家庭創業意愿有顯著促進作用,且對戶主年齡在40歲以下家庭的創業意愿促進作用更強[10],互聯網使用與農民創業呈顯著正相關[11],互聯網的接入率每增加1個百分點,返鄉農民工的創業概率提升0.036%,相對于東部地區,互聯網接入會更顯著促進西部返鄉農民工進行創業,而對中部和東北地區作用不顯著[12],互聯網使用促進女性開展機會型創業概率比生存性創業更高[13-14],互聯網對自雇型農民創業行為的影響比雇主型農民創業更顯著[15]。而就創業績效而言,互聯網嵌入不但能促進農民創業,而且在一定程度上能提高農民創業績效,增加收入水平?；ヂ摼W嵌入對農民創業績效具有顯著的正向影響[16],提高了農村家庭的創業利潤[17]、創業收入[10],相對于現實社會網絡,虛擬社會網絡的影響作用更大[18],無論是農戶參與互聯網采購還是參與互聯網銷售均顯著提升了其創業績效,但同時互聯網使用擴大了農戶創業績效差距,參與互聯網采購和互聯網銷售對農戶創業績效差距的貢獻率分別為5.51%和3.94%[19],互聯網嵌入加劇了創業農民內部的收入差距,而社會資本與物質資本是創業農民收入差異的重要因素[20]。

從以上研究可以看出,互聯網嵌入不但會增強農民創業的意愿、提高創業概率、影響創業模式,而且會提高農民創業績效,擴大農民創業績效的差距。同時,不同地區、不同年齡等特征差異會影響互聯網嵌入的效應。因此,本文假設互聯網嵌入也會提升新農人的創業成長績效,提高其收入水平,并具有主體異質性?；谝陨峡紤],本文提出如下假設:

H1:互聯網嵌入會促進新農人創業成長績效。

H2:互聯網嵌入會擴大新農人創業成長績效差距。

H3:主體異質性調節了互聯網嵌入與新農人創業成長績效的關系。

(二)資源獲取在互聯網嵌入與新農人創業成長績效之間的中介作用

學者們不但研究了互聯網嵌入對農業農村創業的直接影響,還考察了人力資本、社會資本、財務資本等因素的中介作用機制。在創業意愿方面,互聯網使用能夠通過影響傳統觀念、人力資本、社會資本等作用機制,提高女性技能和經驗積累,淡化性別歧視的負面作用,以拓展社會網絡的方式積累創業信息資源與資金,從而影響農村女性創業意愿,提高農村女性創業概率[21],互聯網嵌入通過現實社會資本和虛擬社會資本對農民工返鄉創業意愿產生間接影響[22]。在創業行為方面,移動互聯網使用改善了農民市場資源獲取、社會網絡傳遞以及社會資金籌集的渠道,促進農戶創業[23-24],信息渠道效應、社會資本效應與風險偏好效應是互聯網使用影響農民創業的重要渠道[11],雖然可以通過互聯網提升人力資本而促進創業,但互聯網接入提升社會資本卻會使返鄉農民工受雇而非創業[12],不過有的研究結論正好相反,互聯網使用提升社會資本促進農民創業,提升人力資本卻促進農民受雇而非創業[15]。在創業模式方面,互聯網使用僅通過改善正規金融機構借款偏好而不是提高社會資本間接促進女性開展機會型創業[13],互聯網嵌入后農戶社會資本增加更傾向于選擇自主型電商創業渠道,而社會資本不足的農戶傾向于選擇合作型電商創業渠道[25]。在創業績效方面,農戶互聯網使用通過提高風險投資意識、促進社會資本積累和家庭融資的路徑,進而促進家庭創業概率與利潤提升[17],創業學習在現實與虛擬社會網絡同農民電商創業績效之間起部分中介作用[18]。

從以上研究可以看出,雖然結論存在差異,但總體上來看互聯網嵌入能夠通過獲取市場資源、積累信息資源、提升人力資本、拓展社會資本、改善融資途徑等方式來增加創業資源獲取能力,從而提高創業績效。本文借鑒鄒芳芳等[26]的方法,將創業資源分為人力資源、社會資源、財務資源、政策資源,假設互聯網嵌入有助于促進新農人獲取創業資源,從而提高創業成長績效。因此,基于以上考慮,本文提出如下假設:

假設4:資源獲取對互聯網嵌入與新農人創業成長績效的關系起中介作用。

假設4a:人力資源獲取對互聯網嵌入與新農人創業成長績效的關系起中介作用。

假設4b:社會資源獲取對互聯網嵌入與新農人創業成長績效的關系起中介作用。

假設4c:財務資源獲取對互聯網嵌入與新農人創業成長績效的關系起中介作用。

假設4d:政策資源獲取對互聯網嵌入與新農人創業成長績效的關系起中介作用。

綜上,本文研究的理論框架如圖1。

圖1 互聯網嵌入、資源獲取與新農人創業成長績效理論框架

三、研究設計:數據來源、變量選擇與模型構建

(一)數據來源

本文所使用的數據來源于2020年教育部人文社科項目“鄉村振興戰略下新農人創業成長路徑與關鍵要素研究”課題組進行的實地調查數據。受疫情的影響,本次調查于2021年與2022年陸續開展,為確保數據的典型性和可獲得性,在全國選擇經濟發展居中而農業較為發達的江西、河南、安徽三個農業大省進行調研,2021年該三個省份的農業生產總值分別位于全國的第2、12和18位,具有較強的代表性。在三個樣本省份中,各選二個地級市,每個地級市根據區域經濟發展水平和地理位置各選擇三個縣,每個縣調研30個新農人創業樣本。依據經濟發展水平高低依次選擇河南省洛陽市的孟津區、宜陽縣、洛寧縣和平頂山市的汝州市、寶豐縣、魯山縣等6個縣;選擇安徽省合肥市的肥西縣、長豐縣、廬江縣和安慶市的桐城市、宿松縣、太湖縣等6個縣;選擇江西省贛州市的南康區、信豐縣、大余縣和吉安市的泰和縣、安?？h、萬安縣等6個縣;共計18個縣進行調研,每個縣30個新農人創業樣本,共計540個樣本。本次調查共填寫問卷540份,剔除不合格樣本后,有效問卷512份,有效率為94.8%。

樣本統計調查顯示(1)限于篇幅,新農人創業樣本具體數據特征不再一一呈現,備索。,從個體特征來看,新農人以受過良好教育的已婚青壯年男性為主,其中男性占78.7%、已婚占91.8%;26～45歲之間新農人比重達到74.7%,受教育程度在大中專以上的新農人達到73.8%。從家庭特征來看,新農人家庭人口總數3～4人之間的占到66.8%;父母中至少有一人曾經創業的家庭只占6.8%;新型經營主體占到84.6%。從創業特征來看,新農人創業主要是從事種養業和銷售業,分別占到56.2%和62.3%,從事農產品加工業和服務業的較少,只有21.5%的新農人從事休閑農業;大多數新農人創業在6年以上,占到64.9%;新農人創業已經具有了一定的規模,雇傭16人以上的新農人達到一半以上;大多數新農人創業都處于鄉鎮較遠的地區,超過5公里的新農人占到75.6%。此外,從身份類別來看(2)本文將直接從事農業和具備創新意識、生態理念、互聯網思維等相應獨特品質的農業生產者和經營者定義為新農人,并將其分為本土農業創業者、返鄉創業大學生、返鄉創業農民工和跨界創業者四類。,跨界創業的新農人最多,達到37.7%,其次為本土農業創業者和返鄉創業農民工,而返鄉創業大學生所占比例最少。

(二)變量選擇

1.因變量:新農人創業成長績效。參考李練軍等[27]的研究成果,將新農人創業成長績效分為財務績效與市場績效2個維度,用Likert 5分值量表測量。新農人創業成長財務績效(3.35)略高于市場績效(3.19),平均總績效得分為3.27。

2.處理變量:互聯網嵌入。借鑒劉玉國等[28]的研究成果,除了常用的聯系度、匹配度、犧牲感3個維度外,將互聯網思維納入互聯網嵌入(用“大數據思維”、“零距離思維”、“網絡化思維”來表達),共4個維度,用Likert 5分值量表測量。根據研究需要,以3分作為互聯網嵌入的分界點,高于3分的新農人視為互聯網嵌入,低于3分的新農人視為互聯網未嵌入。其中,互聯網嵌入新農人占到65.2%,互聯網未嵌入新農人占到34.8%。

3.控制變量:個體特征、家庭特征和創業特征。參考相關學者的研究成果,選擇年齡、性別、婚姻、受教育程度反映新農人個體特征,選擇家庭規模、父母創業、主體類型反映新農人家庭特征,選擇創業年限、創業行業、創業規模、創業距離反映新農人創業特征。

4.工具變量:互聯網是否為最主要的信息來源。由于互聯網信息來源渠道與互聯網嵌入具有較強的相關關系,但和新農人創業成長績效高低關系不大,因此借鑒吳磊等[21]的做法,將“互聯網是否為最主要的信息來源”作為內生解釋變量互聯網嵌入的工具變量。

5.中介變量:資源獲取,包括人力資源、社會資源、財務資源、政策資源。其中,借鑒王潔瓊等[29]所用量表,將人力資源劃分為知識、能力、經驗3個維度;借鑒張思陽等[22]所用量表,將社會資源劃分為虛擬社會資源和現實社會資源2個維度;參考鄒芳芳等[26]的研究成果,從創業投入資金水平、家庭年均收入水平、農業收入所占比重、實際經營耕地面積、家庭存款、家庭固定資產總值等5個方面來考察財務資源;參考李練軍等[27]的做法,從獲得政府財政補貼、金融貸款、稅費減免、用地優惠、創業培訓、信息服務、基礎設施支持等7個方面來考察政策資源獲取情況。

所有因變量、處理變量、控制變量、工具變量、中介變量的類型、名稱、測量維度及特征值如表1所示(3)限于篇幅,除控制變量外的其他變量的具體測量項目及特征值不能一一呈現。。

表1 新農人創業的主要變量類型、名稱、測量維度及特征值

(三)模型構建

1.內生轉換回歸模型。采用內生轉換回歸模型,通過搭建反事實框架,分析互聯網嵌入和互聯網未嵌入新農人創業成長績效的條件期望,進而分析新農人互聯網嵌入對創業成長績效的平均處理效應。ESR模型的建模過程分為行為選擇方程和結果方程兩個階段,第一階段估計新農人互聯網嵌入的影響因素,第二階段估計新農人創業成長績效的影響因素。具體建模過程如下:

首先,構建行為選擇方程:

Si*=φiZi+θiIi+μi

(1)

式中:Si*表示新農人i互聯網是否嵌入的潛變量,Si=1(即互聯網嵌入得分大于3)時表示新農人互聯網嵌入,Si=0(即互聯網嵌入得分小于3)時表示表示新農人互聯網未嵌入;Zi表示影響新農人互聯網是否嵌入的外生解釋向量;Ii表示工具變量;φi、θi表示各解釋變量的系數;μi表示隨機擾動項。

其次,構建結果方程:

Yim=βmXim+σμmλim+εim,如果Si=1

(2)

Yin=βnXin+σμnλin+εin,如果Si=0

(3)

方程(2)和方程(3)分別表示互聯網嵌入和互聯網未嵌入新農人的創業成長績效估計方程。式中:Yim和Yin分別表示互聯網嵌入和未嵌入新農人創業成長績效;Xim是互聯網嵌入新農人創業成長績效影響因素,Xin是互聯網未嵌入新農人創業成長績效影響因素;εim和εin表示隨機干擾項。λim和λin為逆米爾斯比率,σμm=cov(μi,εim) 和σμn=cov(μi,εin)是協方差,用來解決由不可觀測因素導致的樣本選擇偏差問題;βm和βn均為待估計參數;(1)～(3)式都使用極大似然法估計。

然后,比較真實與反事實假設情景下互聯網嵌入和未嵌入新農人創業成長績效期望值,得到互聯網嵌入對新農人創業成長績效的平均處理效應。估計過程如下:

互聯網嵌入新農人的創業成長績效期望值:

E[Yim|Si=1]=βmXim+σμmλim

(4)

互聯網未嵌入新農人的創業成長績效期望值:

E[Yin|Si=0]=βnXin+σμnλin

(5)

在反事實假設情景下,互聯網嵌入新農人若未嵌入互聯網,其創業成長績效期望值:

E[Yin|Si=1]=βnXim+σμnλim

(6)

互聯網未嵌入新農人若嵌入互聯網,其創業成長績效期望值:

E[Yim|Si=0]=βmXin+σμmλin

(7)

通過比較式(4)與式(6),可以得到實際互聯網嵌入新農人創業成長績效的平均處理效應(ATT):

ATT=E[Yim|Si=1]-E[Yin|Si=1]=(βm-βn)Xim+(σμm-σμn)λim

(8)

類似地,通過比較式(5)與式(7),可以得到互聯網未嵌入新農人創業成長績效的平均處理效應(ATU):

ATU=E[Yim|Si=0]-E[Yin|Si=0]=(βm-βn)Xin+(σμm-σμn)λin

(9)

為測算互聯網嵌入對新農人創業成長績效差距的貢獻度,本文借鑒Fields(2003)分解法,假定互聯網嵌入對新農人創業成長績效的影響效果可表示為:

lnYSi=Siλi

(10)

式中,lnYSi表示互聯網嵌入引致的創業成長績效增加部分;Si為互聯網嵌入虛擬變量;λi表示互聯網嵌入對新農人創業成長績效的影響效應系數。當Si=1時,λi=ATT;當Si=0時,λi=ATU。對(10)式兩邊求方差,如下所示:

σ2(lnYS)=cov(Sλ,lnY)

(11)

對(11)式兩邊同時除以σ2(lnY),可以得到:

s(lnYS)=σ2(lnYS)/σ2(lnY)=cov(Sλ,lnY)/σ2(lnY)

(12)

(12)式中計算得到的s(lnYS)即為互聯網嵌入對新農人創業成長績效差距的貢獻度。

2.中介效應模型?；ヂ摼W嵌入會對新農人創業成長績效產生重要的影響,但互聯網嵌入影響新農人創業成長績效的內在作用機制是什么?本文認為,人力資源、社會資源、財務資源、政策資源可能是連接互聯網嵌入與新農人創業成長績效的重要中介橋梁,互聯網嵌入將通過資源獲取影響新農人創業成長績效。為了檢驗資源獲取在互聯網嵌入與新農人創業成長績效之間的中介作用,采用“中介效應模型”逐步回歸,具體模型如下:

Yi=c1Si+β1Zi+ε1

(13)

Mi=aSi+β2Zi+ε2

(14)

Yi=c2Si+bMi+β3Zi+ε3

(15)

式中:Yi表示新農人創業成長績效;Si表示互聯網嵌入;Mi表示中介變量,包括人力資源、社會資源、財務資源和政策資源;Zi表示控制變量;a,b,c1,c2以及β1,β2,β3為待估計系數;ε1,ε2,ε3為隨機干擾項。

四、實證檢驗與結果分析

(一)互聯網嵌入對新農人創業成長績效影響的回歸分析

表2為聯立模型估計結果,反映了新農人互聯網嵌入選擇決策和創業成長績效結果。從ρμa和ρμn來看,二者都在10%的水平上顯著,說明在創業成長績效模型中存在樣本選擇性偏差。進一步,ρμa估計值為正,說明相對于普通新農人,嵌入互聯網的新農人創業成長績效更高;而ρμn估計值則為負,說明相對于普通新農人,未嵌入互聯網的新農人創業成長績效相對更低。從Wald值來看,通過了1%的顯著性檢驗,說明模型擬合優度較好。從LR值來看,通過了5%的顯著性檢驗,說明拒絕了兩階段方程獨立性的原假設。

表2 聯立模型估計結果

1.新農人互聯網嵌入決策模型估計。表2(1)列反映了新農人互聯網嵌入決策模型估計結果。在個人特征中,新農人年齡和受教育程度都通過了1%水平的顯著性檢驗,說明二者均促進新農人互聯網嵌入。一般來說,年齡越小,越容易接受互聯網思維,越喜歡通過互聯網獲得各種信息,新農人互聯網嵌入程度就越高;而新農人受到的教育越多,越能吸收正規互聯網知識,使用互聯網技術和能力越強,互聯網嵌入越深。在家庭特征中,主體類型通過了5%水平的顯著性檢驗,說明主體類型能促進新農人互聯網嵌入。一般來說,新農人如果是新型農業經營主體,他們從事生產的專業化程度、標準化程度都會更高,生產經營的規模也會更大,通過互聯網來從事經營管理的可能性就越大,互聯網嵌入水平越高。在創業特征中,創業行業、創業規模、創業區域分別在1%、1%、10%的水平上對新農人互聯網嵌入產生顯著影響。一般來說,相對于種養行業和加工行業,新農人從事農業銷售業、服務業、休閑業需要更多地通過互聯網來獲得有關生產經營管理信息,互聯網嵌入更深;新農人創業規模越大,就越需要更多的資源支撐,獲取更多的勞動力資源信息,通過互聯網獲取信息的可能性越大,互聯網嵌入水平越高;創業地區離鄉鎮距離越遠,它們的資源條件就會更差,互聯網基礎設施和物流服務會更落后,新農人對互聯網嵌入的認知會更少,參與度也會越低。

2.新農人創業成長績效結果模型估計?；ヂ摼W嵌入決策的新農人創業成長績效模型估計結果如表2(2)～(3)列所示。年齡在10%統計水平上顯著正向影響互聯網嵌入新農人創業成長績效,對于互聯網嵌入的新農人來說,越年輕其互聯網學習能力越強,越有利于發揮互聯網服務生產經營優勢,從而提升創業成長績效。就受教育程度來看,只是在5%的水平上對未嵌入互聯網的新農人創業成長績效產生了顯著的正向影響,但沒有對嵌入了互聯網的新農業人創業成長績效產生顯著影響?？赡苁且驗榛ヂ摼W嵌入新農人通過互聯網手段可以獲得更多信息,學習更多知識,從而彌補了受教育程度的不足,削弱了受教育程度對績效的影響。父母是否創業和主體類型對兩類新農人創業成長績效分別在5%和1%水平上通過了顯著性檢驗,體現了父母創業給下一代創業所帶來的經驗、組織形成及創業規模對新農人創業成長績效具有穩定的促進作用。創業年限和創業規模對互聯網嵌入新農人創業成長績效分別在5%和10%水平上通過了顯著性檢驗,說明對于已經嵌入了互聯網的新農人來說,創業年限越長、創業規模越大,就越能借助互聯網獲得更多的優質資源,越有利于促進創業成長績效。創業區域對互聯未網嵌入的新農人創業成長績效在5%的水平上通過了負向顯著性檢驗,但對互聯網嵌入的新農人創業成長績效卻沒有產生顯著影響,說明互聯網嵌入能降低銷售、運輸等生產成本,彌補地理位置上的不足,減少其對新農人創業成長績效的不利影響。

3.工具變量的有效性檢驗。由表2工具變量回歸結果可知,工具變量對互聯網嵌入在1%的水平上顯著為正,而表3顯示在一階段估計中方程的DWH檢驗P值為0.000,表明在1%水平上拒絕了變量外生性假設,互聯網嵌入是模型中的內生變量。F值為296.75,表明互聯網嵌入能夠通過工具變量得到較強的解釋,不存在弱工具變量問題。過度識別檢驗P值為0.481,表明不能拒絕工具變量外生的原假設?？梢钥闯?“互聯網是否為主要的信息來源”作為互聯網嵌入的工具變量是合適的。在考慮內生性后,互聯網嵌入在1%統計水平下顯著為正,說明互聯網嵌入對新農人創業成長績效具有積極促進作用。

表3 互聯網嵌入對新農人創業成長績效的影響:工具變量回歸

(二)互聯網嵌入對新農人創業成長績效影響的處理效應分析

互聯網嵌入對新農人創業成長績效影響的處理效應分析估計結果如表4所示?？梢钥闯?平均處理效應在1%水平顯著,并且為正向影響。從ATT的估計結果來看,反事實假設下嵌入了互聯網的新農人如果不嵌入互聯網,它們的創業成長績效會下降0.113,下降幅度達到21.28%;ATU的估計結果表明,在反事實假設下,互聯網未嵌入的新農人若嵌入互聯網,其創業成長績效將提高0.211,上升比例為35.82%。通過比較ATT和ATU可知,ATT小于ATU,說明未嵌入互聯網的新農人若嵌入互聯網,其創業成長績效的增加值,大于嵌入互聯網的新農人若未嵌入互聯網而帶來的創業成長績效的下降值,即互聯網嵌入顯著提高了新農人創業成長績效,H1得以驗證。

表4 互聯網嵌入對新農人創業成長績效影響的平均處理效應

(三)互聯網嵌入對新農人創業成長績效差距的貢獻度分析

我們使用表4中ATT的估計值作為(10)式中的系數λi,然后運算(10)、(11)和(12)式,進行Fields分解,以計算新農人創業成長績效差距受互聯網嵌入影響的方向和程度。運算結果表明,cov(Sλ,lnY)(c1)為0.008,σ2(lnY)為0.135,互聯網嵌入對新農人創業成長績效差距的貢獻率s(lnYS)為5.93%,表明互聯網嵌入擴大了新農人間創業成長績效的差距。

為了進一步檢驗上述結論是否可靠,我們按照創業成長績效高于或低于均值,將新農人分為高績效新農人組和低績效新農人組兩類,并估算不同創業成長績效新農人互聯網嵌入的處理效應,檢驗結果如表5所示。從表中可以看出,高績效組互聯網嵌入新農人的ATT為0.068,低績效組為0.029,表明高績效組新農人創業成長績效受到互聯網嵌入的正向影響大于低績效組,也就是說,互聯網嵌入擴大了新農人創業成長績效之間的差距。同樣,高績效組互聯網未嵌入新農人的ATT為0.174,低績效組為0.053,表明互聯網未嵌入的新農人如果嵌入了互聯網,會使高績效組新農人創業成長績效的增長速度快于低績效組新農人創業成長績效的增長速度,這也再次證明了互聯網嵌入會擴大新農人創業成長績效之間的差距。綜上,H2得到證實。

(四)互聯網嵌入對不同類型新農人創業成長績效影響的異質性分析

新農人作為高度異質性群體,互聯網嵌入對不同主體(主體身份和主體類型)新農人創業成長績效的影響可能存在一定的差異,因此進一步進行模型估計,估計結果如表6所示。

表6 互聯網嵌入對不同類型新農人創業成長績效影響差異

1.就主體身份而言,互聯網嵌入對返鄉創業農民工、返鄉創業大學生、跨界創業者和本土農業創業者的創業成長績效均有顯著促進作用但存在差異。其中,ATT得分由高到低依次為返鄉創業大學生、跨界創業者、返鄉創業農民工、本土農業創業者,分別為0.205、0.193、0.124、0.072。相對于返鄉創業農民工和本土農業創業者,互聯網嵌入對返鄉創業大學生和跨界創業者的創業成長績效促進作用更大?？赡艿慕忉屖?返鄉創業大學生和跨界創業者相對于返鄉創業農民工和本土農業創業者文化程度更高,其接納新事物的能力也較高,更容易通過互聯網嵌入提升創業成長績效。

2.就主體類型而言,互聯網嵌入對新型經營主體和非新型經營主體新農人創業成長績效均有顯著促進作用但存在差異。其中,新型經營主體的ATT為0.167,非新型經營主體的ATT為0.084。相較而言,互聯網嵌入對于新型經營主體新農人創業成長績效的促進作用更大?？赡艿慕忉屖切罗r人如果是新型農業經營主體,在農業生產投入上面臨的土地、資金技術等需求較高,而且受市場價格波動和自然災害等外部沖擊的影響較大,通過互聯網嵌入能夠較好地緩解要素約束并平滑風險,因而互聯網嵌入對于新型經營主體新農人創業成長績效的影響顯著。綜上,H3得到證實。

(五)互聯網嵌入影響新農人創業成長績效的作用機制分析

本文采用中介效應模型對人力資源、社會資源、財務資源、政策資源的中介效應作用路徑進行檢驗,檢驗結果如表7所示。首先,由模型(1)的估計結果可知,互聯網嵌入在1%的水平上正向影響新農人創業成長績效,說明互聯網嵌入能夠提高新農人創業成長績效。其次,模型(2)、(4)(6)、(8)的結果表明,互聯網嵌入能夠顯著提升人力資源、社會資源、財務資源、政策資源獲取;模型(3)、(5)(7)、(9)的結果表明,將互聯網嵌入與人力資源、社會資源、財務資源、政策資源獲取同時納入回歸方程,互聯網嵌入與資源獲取均對新農人創業成長績效具有顯著正向影響。再次,模型(1)和模型(3)、(5)(7)、(9)系數均顯著,且前者大于后者,說明四類創業資源具有部分中介效應,即互聯網嵌入能夠通過人力資源、社會資源、財務資源、政策資源獲取促進新農人創業成長績效提升。綜上,H4、H4a、H4b、H4c、H4d均得到證實。

表7 互聯網嵌入對新農人創業成長績效影響機制分析結果

五、簡要結論與政策建議

運用江西、河南和安徽等三省512戶新農人創業樣本調查數據,實證分析互聯網嵌入對新農人創業成長績效的影響效應,并基于資源獲取考察了其作用機理。研究發現:互聯網嵌入顯著提升了新農人創業成長績效;基于反事實假設,互聯網嵌入的新農人若未嵌入互聯網,其創業成長績效將下降0.113,互聯網未嵌入的新農人若嵌入互聯網,其創業成長績效將提高 0.211,互聯網嵌入擴大了新農人創業成長績效差距;互聯網嵌入對返鄉創業大學生和跨界創業者的創業成長績效的促進作用比返鄉創業農民工和本土農業創業者更大,互聯網嵌入對于新型經營主體新農人創業成長績效的促進作用比非新型經營主體更大。機制結果分析顯示:互聯網嵌入有利于提升新農人的人力資源、社會資源、財務資源、政策資源,進而提高其創業成長績效。此外,受教育程度、主體類型、創業行業、創業規模均顯著的正向影響了新農人互聯網嵌入決策,年齡、創業區域則顯著地負向影響新農人互聯網嵌入決策。

基于上述研究結論,提出以下政策建議:一是提高農村地區互聯網滲透率,提升新農人互聯網嵌入水平?；ヂ摼W嵌入有利于提升新農人創業意愿,激發創業行為,提升其創業成長績效。而目前新農人互聯網嵌入平均僅有3.67分,有待進一步提升。因此,一方面要加快農村網絡基礎設施建設,使互聯網信息高速公路更多地惠及廣大農村,帶動新農人創業;另一方面政府要主導互聯網應用相關技能培訓,特別是互聯網思維的培訓,實現對傳統農業思維的革新,提升新農人創業的互聯網運用能力。二是努力提高新農人創業資源水平,通過互聯網手段獲取更多創業資源。新農人所擁有的人力資源、社會資源、財務資源、政策資源對創業成長績效至關重要,決定創業的成敗。因此一方面新農人無論是在創業構想、創業成活還是創業成長階段,無論是在創業知識識別、創業資源獲取還是創業經營管理階段,都必須充分積累各類創業資源;另一方面,要充分利用互聯網手段,通過不同途徑獲取創業資源,助力創業成長。三是完善新農人創業政策支持,制定差異化創業優惠政策。政府在土地、資金、技術、財政等方面的優惠政策有利于提升新農人創業成長績效,是新農人創業成功的保障。但政府支持政策不能吃大鍋飯,必須制定差異化的政策。一方面由于互聯網嵌入導致創業成長績效差距擴大,要適當增加對弱勢新農人的政策傾斜,縮小群體差距;另一方面由于互聯網嵌入對返鄉創業農民工、本土農業創業者及非新型經營主體的作用更小,要制定有針對性的措施,提升其互聯網促進功能,促進其創業成長。