戴志强，郭如良
（1.江西农业大学经济管理学院，江西 南昌 330045；
2.江西农业大学乡村振兴战略研究院，江西 南昌 330045）
随着乡村振兴战略的持续深入推进，农户创业在乡村“造血”功能上发挥着越来越重要的作用，是实现农民稳定增收、助力乡村振兴的关键。数据显示，自乡村振兴战略实施以来，全国返乡入乡创新创业人数从2017年740万人增长至2021年的1 120万人，增幅达到51.35%[1]，乡村创业发展势头良好。然而，创业仅是农村发展的路径，增收才是乡村振兴的目标，如何在乡村创新创业快速发展的背景下，更好实现农户稳定增收、提高创业绩效成为当下农村创业发展的关键。数据显示，截至2021年12月，中国农村网民规模为2.84亿人，占全国网民总数的27.6%；
农村地区互联网普及率达到57.6%[2]。互联网已经成为社会发展的重要驱动力，也是人们日常生活中必不可少的一部分，影响着农户创业发展。
互联网具有便捷、资源更新快等特点，可以有效弥补农村创业者的信息劣势[3]，打破时间和空间的束缚，提高农户的市场参与程度，促进农户非农就业[4]，开展创业活动[5～7]，提升农户创业绩效[8，9]，其中网络采购、网络销售、网络支付以及网络培训均会在不同程度上显著提升农户创业绩效[10，11]。学者对农户市场参与的研究多集中在金融市场参与方面[12，13]，且以数字金融市场参与为主，普遍认为农户数字金融市场参与行为有利于提高农户收入水平[14]、缓解相对贫困[15]、提高居民幸福感[16]和农户家庭金融资源的配置效率[17]；
农户通过市场参与可以扩大农户的交际圈层，提升农户社会资本，社会资本的规模、密度以及关系强度均会显著提升创业绩效[18]。互联网的使用会显著提高农户创业绩效，市场参与行为也有利于提高农户家庭收入，实现家庭资源的高效配置以及创业资本积累，促进农户家庭开展创业活动。综上所述，互联网的使用会显著提高农户创业绩效，且市场参与行为也有利于提高农户家庭收入，实现家庭资源的高效配置以及创业资本积累，促进农户家庭开展创业活动。然而，互联网使用是一个笼统的概念，可能会导致研究结果产生研究偏误。因此，规避无效互联网使用内容，从互联网市场参与的视角出发，探究互联网市场参与行为对农户创业绩效的影响效应及其作用机制，并就不同互联网市场参与行为对不同创业类型创业绩效的影响效应及其作用机制展开细化研究，进一步丰富农户创业绩效影响因素的研究内容。
通过上述分析可能存在以下3个边际贡献：研究视角上，将农户创业绩效的影响因素研究从互联网使用转变成互联网市场参与行为，从使用视角到参与视角，体现了农户更加积极主动的态度，也规避了无效互联网使用造成的偏误问题，有利于更加全面、准确地分析互联网对农户创业绩效的影响效应；
研究内容上，分析不同互联网市场参与行为对农户创业绩效的影响效应，发现不同互联网市场参与行为均会显著提升农户创业绩效，且互联网市场参与行为对农户创业绩效的促进作用仅对非农创业和生存型创业有效；
研究机制上，加入社会资本和政策扶持2个关键变量，分别探究其在互联网市场参与行为和农户创业绩效之间的中介效应以及调节效应。基于农户创业绩效为研究对象，从互联网市场参与视角出发，分析互联网市场参与行为对农户创业绩效的影响，以期为进一步提升农户创业绩效提供理论参考和实践指导。
1.1 理论分析
资源依赖理论认为，创业组织需要从外部环境中获取关键资源才能更好的生存，且资源提供组织对创业组织具有支配性，创业组织与资源提供组织之间存在依赖关系，使得创业组织的生产经营活动面临较大的不确定性风险[19]，但这种依赖关系是可变的而非固化的，会与资源拥有者共同变化，进而赋予创新型企业探索价值创新渠道、加快资源整合方式、降低资源依赖的理论空间[20]。而在互联网高速发展的新时代，互联网市场无疑是创业组织高效获取关键资源的重要组织，参与互联网市场可以帮助创业组织节省时间成本和金钱成本，使得创业组织与互联网市场产生共同变化，有利于打破原有社会网络的束缚，通过互联网平台结交到更多资源提供者，丰富创业者的社会资本，特别是社会网络和社会信任，进行提高创业绩效。同时，国外学者认为，在市场经济的大环境下，虽然一般性资源可以通过市场获取，但也进一步加剧了关键资源的竞争性，强化了政府对关键资源配置的再分配功能[21]。互联网市场参与能否更加有效地提升农户创业绩效，可能在一定程度上受到政府政策扶持的影响。因此，在互联网市场参与对农户创业绩效的影响效应及作用机制研究中，引入社会资本以及政策扶持这2个关键变量，探究互联网市场参与通过自身变化以及外部环境支持对农户创业绩效提升的作用机制。
1.2 互联网市场参与行为的概念界定
关于互联网市场参与行为，目前学术界还没有准确的定义，但学者对“互联网+”“市场参与”等问题进行了研究。“互联网+”是实体经济和虚拟经济的跨界经营[22]，是互联网与其他领域的深入融合发展[23]，是通过互联网技术与企业发展融合产生新的经营业态[12]。农户市场参与行为是新古典经济学视角下农户行为在流通领域的体现形式[24]，目前研究多集中在金融市场参与，认为金融市场参与就是参与金融市场的借贷、理财等金融行为[25，26]，是农户为获取利益而参与金融市场、创业市场等的意愿和行为[15]。市场作为社会分工和商品生产的产物，是商品交换关系的总和，哪里有分工和交换，哪里就有市场。
本研究认为，互联网市场是指以现代信息技术为支撑、以互联网为媒介，通过互联网平台进行产品（货物或服务）或者要素（劳动力、资本、信息等）交换的交易组织，是互联网平台、实体商品以及虚拟商品交换关系的总和；
互联网市场参与行为是指通过互联网媒介进行的产品、要素交换以及社会分工的行为，是积极利用互联网参与或从事生产和交换活动的行为。结合农户创业特点和农村互联网使用属性，拟定了互联网经营、互联网采购以及互联网理财为互联网市场参与的度量指标。其中，互联网经营反映了农户创业的经营方式，考察农户创业者能否通过互联网市场进行线上线下结合的经营方式，实现创业产品的销售以实现产品到利润的转变，提高创业绩效；
互联网采购反映了创业者能否基于互联网市场降低创业项目采购成本，实现降本增效；
互联网理财反映了农户创业者能否通过互联网快捷的理财途径实现资本积累，打破传统的理财方式，灵活资本杠杆的运用，助力创业项目发展，形成创业项目资金回流和资金反馈长效机制。
图1 理论机制图Fig.1 Theoretical mechanism diagram
1.3 研究假说
1.3.1 假说H1：互联网市场参与行为会显著提升农户创业绩效 市场参与是小农户与农业农村现代化融合发展的关键，农户可以通过市场参与进行产品交换获得农产品附加值，从而提高农户收入[27，28]，也可以通过市场参与了解市场需求，进而促进生产。农户创业者参与到互联网市场活动中，打破了地理环境的束缚，拓宽了销售渠道和进货渠道，降低中间环节，提高收益，提升创业绩效；
可以及时挖掘新的市场需求，捕获新机遇，利用市场导向促进生产，提高创业绩效；
可以加强与外界的交流与沟通，有利于学习先进的经验与成功案例，不断提升自身的创业能力，进而提升创业绩效。因此，提出假说H1：互联网市场参与行为会显著提升农户创业绩效。
1.3.2 假说H2：社会资本在互联网市场参与行为和农户创业绩效之间存在中介作用 社会资本作为一种特殊的社会资源，会显著提升农户创业绩效，学者分别从社会资本的结构维度、认知维度、关系维度探究了其对创业绩效的促进作用[29，30]，也有学者从社会网络、社会信任、社会规范3个维度进一步验证了这一促进作用[32～34]。农户在参与互联网市场活动中，可以打破时间和空间的束缚，增强人际信任，拓展社会网络，提升社会信任度，强化社会资本；
可以通过网络获得一手资源，优化风险态度，提升社会规范程度。由此可知，互联网市场参与对社会网络、社会信任以及社会规范均有显著影响，且学者已经验证社会资本对农户创业绩效也有着显著的促进作用。因此，提出假说H2：社会资本在互联网市场参与行为和农户创业绩效之间存在中介作用。
1.3.3 假说H3：政策扶持在农户互联网市场参与和农户创业绩效之间存在调节作用 在国家“双创”政策、乡村振兴战略等政策的扶持下，农村创业越来越活跃。政策支持不仅有利于农民创业[33]，还会显著提升农民创业成功率和创业绩效[36，37]。同时，是否享受政策扶持也会影响农户互联网市场参与，进而影响其创业绩效。享受政策扶持的农户创业者会充分利用政策福利，利用政策红利参与互联网市场，降低创业成本，实现降本增效，提高创业绩效；
政策扶持有利于弱化农户参与互联网市场的风险，增强农户参与互联网市场的信心和能力，充分利用互联网市场带来的发展红利提升起创业绩效；
政策扶持还有利于督促农户创业者提高创业产品的质量，增强市场对其创业产品的认可度，进而提升创业绩效[38]。因此，相比较于未享受到政策扶持的农户创业者，政策扶持有助于强化互联网市场参与对其创业绩效的促进作用。因此，提出假说H3：政策扶持在互联网市场参与和农户创业绩效之间存在调节作用，且强化了互联网市场参与对农户创业绩效的促进作用。
2.1 数据来源
基于中国家庭金融调查（CHFS）2017年数据，涵盖29个省（自治区、直辖市）355个县（区、县级市）1428个村（居）委会，样本量40 011个，数据具有广泛代表性。根据实际研究需要，并参考蔡栋梁等[38]的研究成果，最终选取农村户口、年龄为20～65岁的农户作为研究对象，剔除缺失值、无效值和极端值后，最终获取有效样本1 143个。互联网市场参与、农户创业以及创业绩效等关键变量具体包括互联网经营、互联网理财、互联网采购、农户创业行为以及创业收入绩效等。
2.2 研究方法
2.2.1 指标体系构建 根据数据的可获得性与有效性，构建农户创新绩效为因变量、20个自变量的评价体系。
2.2.1.1 因变量。农户创业绩效是指农户家庭从事创业活动而产生的收益，采用客观经营绩效[39，40]，即农户家庭最主要创业项目的年营业收入来衡量农户的创业绩效，并根据该项目的盈利状况，利用盈利额进行稳健性检验。因此，将农户创业绩效设置为因变量（Yi）。
2.2.1.2 自变量。将农户互联网市场参与行为设置为自变量（X1），利用互联网经营（X11）、互联网理财（X12）、互联网采购（X13）3个Ⅲ级指标的因子得分和方差贡献率加权计算互联网市场参与综合指数[41]，用以表达农户互联网市场参与行为。公式如下所示：
2.2.1.3 机制变量。机制变量包括政策扶持（X2）和社会资本（X3）2个Ⅱ级指标，政策扶持指标中，至少享受1项政策扶持赋值1，没有享受政策扶持赋值0；
社会资本包括社会信任（X31）、社会网络（X32）、社会规范（X33）3个Ⅲ级指标，每个指标采用1～5分表示相关水平，并通过方差贡献率加权计算社会资本综合指数。计算公式如下：
2.2.1.4 控制变量。控制变量包括个人特征（X4）和家庭特征（X5）2个Ⅱ级指标，个人特征包括年龄（X41）、性别（X42）、受教育程度（X43）、外出经历（X44）、婚姻状况（X45）、身体状况（X46）；
家庭特征包括先前经验（X51）、赡养支出对数（X51）。
2.3 模型构建
2.3.1 基准回归模型 采用最小二乘法（OLS）构建模型，分析互联网市场参与行为对农户创业的影响效应，公式如下所示：
其中，LnYi：第i个农户创业绩效的对数，X1i：第i个家庭互联网市场参与情况，X2i：第i个家庭控制变量情况，β0表示常数项，α1、α2为系数，εi：随机误差项。
2.3.2 倾向得分匹配（PSM） 农户的家庭互联网市场参与行为并非随机产生的，而是受个体特征、家庭特征、社会环境因素影响，由此可能会导致选择性偏误及其引发的内生性问题。因此，利用倾向得分匹配法计算农户参与互联网市场行为的创业绩效平均处理效应（ATT），公式如下所示：
其中，Di：农户是否参与了某种互联网市场行为，其中Di=1为处理组，Di=0为控制组；
y1i：参与了互联网市场的农户创业绩效，y0i：未参与互联网市场的农户创业绩效。
3.1 描述性分析
1 143个样本中，非农业创业样本1 108个，农业创业样本35个，既非农业创业有农业创业的样本28个；
创业发展类型分为生存型创业、发展型创业，样本量分别为1070、73个，说明农村地区以非农业创业为主，创业仍然处于较低水平，符合现阶段我国农村地区的实际情况，研究结果具有科学性和可参考性。
3.2 农户互联网市场参与行为对农户创业绩效的影响效应分析
3.2.1 OLS基准回归结果分析 结果（表2）显示，互联网市场参与行为（X1）在0.01水平上显著正向影响农户创业绩效，即农户互联网市场参与行为显著提升农户的创业绩效，假说H1得到验证。
表2 互联网市场参与对不同创业类型农户创业绩效的影响效应Table 2 Effects of Internet market participation on entrepreneurial performance of different types of farmers
3.2.2 不同类型农户互联网市场参与行为对农户创业绩效的影响 互联网市场参与行为（X1）正向影响农
业创业、非农创业绩效，且在0.01水平上显著正向影响非农创业绩效。究其原因，一方面，农业创业者的互联网技能相对薄弱，导致互联网市场参与程度偏低，不能充分挖掘互联网市场参与行为对创业绩效的促进作用；
另一方面，农产品市场可能存在流通渠道不畅通、保质期短、同质化严重等问题，导致其参与互联网市场竞争中处于弱势，难以实现收益增值。互联网市场参与行为（X1）正向影响生存型创业、发展型创业，且在0.01水平上显著正向影响生存型创业。究其原因，发展型创业的互联网市场参与程度相对较高，且有些发展型创业需依托互联网，但是其增益效应较弱，导致发展型创业农户的收益增长较弱。可以看出，互联网市场参行为显著促进非农创业、生存型创业绩效，说明互联网市场参与行为对提升农户创业绩效具有局限性。
3.2.3 倾向得分匹配结果分析
3.2.3.1 不同互联网市场参与行为的决策方程。结果（表3）显示，年龄（X41）、性别（X42）、身体状况（X46）负向影响农户互联网经营决策，其他指标均正向影响，其中身体状况在0.01水平上显著负向影响农户互联网经营决策，外出经历（X44）和先前经验（X51）在0.05水平上显著正向影响农户互联网经营决策。年龄（X41）、性别（X42）负向影响农户互联网理财决策，其他指标均正向影响，其中年龄在0.1水平上显著负向影响农户互联网理财决策，外出经历（X44）、先前经验（X51）分别在0.05、0.1水平上显著正向影响农户互联网理财决策。年龄（X41）、性别（X42）、身体状况（X46）负向影响农户互联网采购决策，其他指标均正向影响，其中年龄在0.01水平上显著负向影响农户互联网采购决策，文化程度（X43）、外出经历（X44）、先前经验（X51）、赡养支出对数（X52）均在0.5水平上显著正向影响农户互联网采购决策。
表3 不同互联网市场参与行为的决策方程估计结果Table 3 Estimation results of decision equations for different Internet market participation behaviors
3.2.3.2 平衡性检验。结果（表4）显示，互联网采购行为匹配后仅外出经历（X44）这个变量的标准化偏差大于10%，其他变量的标准化偏差均小于10%，且t检验的结果均未拒绝处理组和控制组无系统差异的原假设；
绝大多数变量的标准化偏差均大幅度减小，说明平衡性检验结果较好，可以进行倾向得分匹配。同理分析互联网经营行为和互联网理财行为的平衡性检验可知，其平衡性检验结果也挺好，可以进行倾向得分匹配。
表4 平衡性检验Table 4 Balance test
3.2.3.3 不同互联网市场参与行为对非农创业绩效和生存型创业绩效的影响。采用近邻匹配、卡尺匹配、核匹配以及局部线性回归匹配对非农创业绩效、生存型创业绩效进行倾向得分匹配，结果（表5）显示，互联网经营在0.01水平上显著正向影响农户创业绩效，ATT均值为1.374，即农户参与互联网经营提升1，其创业绩效提升137.4%；
互联网理财在0.01水平上显著正向影响农户创业绩效，且ATT均值为1.203，即农户参与互联网理财提升1，其创业绩效提升120.3%；
互联网采购在0.01水平上显著正向影响农户创业绩效，且4种匹配方式的ATT均值为0.970，即农户参与互联网采购提升1，其创业绩效提升97.0%。
表5 不同市场参与行为对农户创业绩效的倾向得分匹配Table 5 Propensity score matching of different market participation behaviors on farmers’entrepreneurial performance
在非农创业中，互联网经营、互联网理财、互联网采购均在0.01水平上显著正向影响农户的非农创业绩效，ATT均值分别为1.295、1.274、0.932，即农户参与互联网经营、互联网理财、互联网采购提升1，其创业绩效分别提升129.5%、127.4%、93.2%。在生存型创业中，互联网理财、互联网采购均在0.01水平上显著正向影响农户的生存型创业绩效，ATT均值分别为0.935、0.85，即农户参与互联网理财、互联网采购提升1，其也就绩效分别提升93.5%、85%。
3.2.4 稳健性检验
3.2.4.1 工具变量法。为保证工具变量的有效性，对工具变量进行了弱工具变量检验，结果（表6）显示，Cragg-Donald WaldF统计量为48.113，大于0.1水平上的偏误值16.38，说明不存在弱工具变量问题，互联网市场参与行为综合指数的均值在0.01水平上显著影响互联网市场产参与行为，说明符合相关性要求，因此，可以认为工具变量符合要求，模型估计结果具有稳健性。
表6 工具变量检验结果Table 6 Instrumental variable test results
3.2.4.2 更换因变量。将营业收入对数更换为盈利额对数后，进行回归分析，结果（表7）显示，互联网市场参与行为在0.01水平上显著正向影响农户创业绩效、非农业产业绩效、生存型创业绩效，与之前结果高度一致，说明模型结果稳健可信。
表7 更换因变量后的稳健性检验结果Table 7 Robustness test results after replacing the dependent variable
3.2.5 区域异质性分析 区域异质性检验结果（表8）显示，互联网市场参与行为在0.01水平上显著正向影响东部、西部地区农户的创业绩效，在0.05水平上显著正向影响中部地区农户的创业绩效，且存在西部地区＞中部地区＞东部地区的地区异质性。这是因为，东部地区的互联网普及率较高，农户的互联网市场参与程度处于较高水平，由互联网市场参与带来的发展红利低于互联网普及较低的中西部地区；
中西部地区互联网发展滞后，未来红利可期，所以其互联网市场参与行为对农户创业绩效的影响较高。
表8 分东中西部地区的分析结果Table 8 Analysis results of eastern，central and western regions
3.3 互联网市场参与行为对农户创业绩效的作用机制分析
3.3.1 社会资本的中介效应分析 利用逐步回归法对社会资本的中介作用进行检验，结果（表9）显示，社会资本在互联网市场参与和农户创业绩效之间存在部分作用，假设H2得到验证。在非农创业和生存型 创业中同样存在中介作用。这是因为，农户参与互联网市场有助于打破时间和空间的束缚，有利于突破固化的社会圈层，拓展可利用的社会资源进而提升农户的社会资本，缓解农户的信息缺失和资源缺陷，进而提升农户的创业绩效。
表9 社会资本的中介效应分析Table 9 Mediating effect analysis of social capital
3.3.2 政策扶持的调节效应分析 利用调节效应检验模型对政府扶持的调节效应进行检验，结果（表10）显示，政策扶持正向影响农户创业绩效，但不显著；
而互联网市场参与行为和政策扶持的交互在0.1水平上显著正向影响农户创业绩效，说明政策扶持在互联网市场参与和农户创业之间存在显著的调节作用，且强化了互联网市场参与对农户创业绩效的促进作用，假设H3得到验证。这是因为农民参与互联网市场存在一定的难度，在政策扶持和引导下，其参与互联网市场的难度有所降低，且在互联网市场参与过程中可以获取创业资源，进而提升创业绩效。
表1 指标体系构建Table 1 Construction of index system
表10 政策扶持的调节效应分析Table 10 Moderating effect analysis of policy support
通过比较政策扶持在不同创业类型中的调节效应，结果（表11）显示，政策扶持的调节作用在0.1水平上显著正向影响非农创业农户的创业绩效，强化了互联网市场参与的促进作用；
而这种调节作用正向影响生存型创业农户的创业绩效，但不显著。这是因为在生存型创业中，农户家庭进行创业活动是为了追求生计，其无论有没有进行相关的政策扶持，出于生计考虑，其都会积极参与互联网市场，进而提升创业绩效。
表11 政策扶持在不同创业类型中的调节效应分析Table 11 Moderating effect analysis of policy support in different types of entrepreneurship
4.1 主要结论
以互联网市场参与行为对农户创业绩效的影响为研究主旨，利用CHFS数据，构建OLS线性回归模型和PSM倾向得分匹配模型进行实证研究，得到以下主要结论：互联网市场参与行为对农户创业绩效有显著的促进作用，但这种促进作用仅存在于非农创业和生存型创业中，且不同的市场参与行为对农户创业绩效的促进作用均存在；
互联网市场参与行为对农户创业绩效的促进作用存在“西部地区＞中部地区＞东部地区”的地区异质性；
社会资本在互联网市场参与和农户创业绩效之间起到了部分中介作用，政策扶持在互联网市场参与和农户创业绩效之间起到了显著的调节作用，且强化了互联网市场参与对农户创业绩效的促进作用。
4.2 建议
4.2.1 进一步完善农村网络基础设施建设 互联网市场参与的基础在于网络基础实施，只有将网络基础筑牢，才能更有持续、稳定、高效地参与互联网市场。
4.2.2 进一步强化互联网技能培训 现阶段农户的互联网市场参与度处于低值，与农村网络基础设施、农民能力不足有关，因此，要进一步强化互联网技能培训，使农民有条件更有能力参与到互联网市场中去。
4.2.3 进一步完善配套扶持政策 政策扶持在互联网市场参与和农户创业绩效中有着显著的调节作用，且强化了互联网参与对农户创业绩效的促进作用，因此，各级政府部门要继续完善配套政策，营造创新创业的氛围，也进一步打造农村互联网市场，探索就地城镇化的新渠道。
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