一、研究背景

党的十九大报告指出，中国已经进入全面建成小康社会决胜期，人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾已成为当前社会主要矛盾。为解决中国当下面临的主要矛盾及建成小康社会，党中央提出了七大战略。乡村振兴战略以“产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效、生活富裕”为总要求，瞄准农村发展不平衡不充分问题。该战略不仅是新时代“三农”工作的重要抓手，而且是“三农”工作的新要求与新战略。目前，我国农民适应生产力发展和市场竞争的能力不足，农民持续增收的长效机制尚未完全建立，城乡发展依然不平衡。创业是促进资源禀赋长期处于劣势的农民就业与增收的重要途径，也是实现农村产业兴旺、农民生活富裕和城乡融合发展的有力举措。十九大报告鼓励更多社会主体投身创新创业，特别支持和鼓励农民就业创业。激发农村创新创业活力，推动乡村大众创业万众创新也是《乡村振兴战略规划(2018-2022年)》发展壮大乡村产业、带动农村经济发展的重要举措，这为农民创业带来了前所未有的机遇。因此，在国家实施乡村振兴战略背景下，研究农民创业具有重大现实意义。

20世纪90年代，互联网进入中国且得到快速发展。中国互联网络信息中心(CNNIC)发布的第43次《中国互联网络发展状况统计报告》显示，截至2018年12月，中国已有8.29亿网民，互联网普及率为59.6%，网民规模继续保持平稳增长。其中，农村互联网普及率为38.4%，农村网民规模达2.22亿，占全国网民的26.7%。一方面，互联网的普及极大地缓解了城乡间信息不对称，使农民可以及时、充分地获取国家政策和市场动态等信息。另一方面，农民还可以通过互联网开展社交、学习等活动，积累社会资本、适应生产力与生产关系的变迁，从而拥有了更多的发展机会。

更为重要的是，互联网作为创业重要的载体，在社会中扮演创业引领和支撑平台角色，具有积聚资金与人才及技术等创业要素的功能。《乡村振兴战略规划(2018-2022年)》指出，夯实乡村信息化基础是加强农村基础设施建设的重要任务之一，要加强农业信息化建设，积极推进信息进村入户，这为农民创业提供了良好的条件。发挥互联网促进农民创业、提高农民收入的作用，关系到乡村振兴战略“产业兴旺、生活富裕”两大目标的实现，无疑是当前农村工作的重要议题。

基于此，本文采用2016年中国家庭追踪调查数据，实证研究互联网使用对农民创业的影响，并运用工具变量法与倾向得分匹配法处理内生性问题，在此基础上进一步探讨了互联网使用影响农民创业的机制。这不但可以对乡村振兴战略背景下农村产业发展、农民增收与脱贫起到启示意义，还可以为农村剩余劳动力转移提供借鉴。本文剩余章节安排如下：第二部分为相关文献综述；第三部分为数据来源、变量选取与模型建构；第四部分为实证分析互联网使用对农民创业的影响，并进行了影响机制分析；第五部分为稳健性检验与内生性处理；第六部分为研究结论与政策建议。

二、相关研究文献

互联网技术日新月异，已成为提高组织绩效、促进经济增长和社会变迁的主要动力(Yunis et al., 2018)。国外研究认为互联网是创业的加速器(Reuber and Fischer, 2011)。Audretsch et al.(2015)使用2001-2005年德国县级层面数据研究发现，一般情况下，宽带等基础设施与创业活动正相关，但遗憾的是该研究没有克服内生性问题。Cumming(2010)使用加拿大阿尔伯塔省1999-2003年数据，研究了互联网使用与农村社区创业活动的关系，在处理内生性问题后得到了相同的结论。Kim and Orazem(2017)进一步研究指出宽带可用性显著正向影响农村地区新创企业的选址决策。Glavas and Mathews(2014)对8个案例进行研究发现成功的创业企业通常具备更强的互联网整合能力，认为在迅速变动的互联网时代企业互联网能力的提升有利于其开展经营。Mack et al.(2017)发现创业者在创业过程中主要使用互联网收集信息并使用社交媒体推销业务，互联网使用的多样性可以最大程度地发挥互联网的灵活性和生产力优势，从而为创业者提供更多的商业机会并提高其生产率使其在商业竞争中保持优势。

国内研究认为以互联网为代表的信息技术革命使生产力和生产关系发生了深刻的变革，并且对市场参与主体的行为和市场组织形式产生了重要影响，大量商业机会应运而生，而创业将这些商业机会转化为企业和产业活动(黄筱彧等，2018)。创业作为创新活动的商业转化，随着信息化社会创新效率的不断提升而蓬勃发展(辜胜阻、李睿，2016)，具体表现为：互联网相对较低的资产专用性程度，有效降低了创业门槛和成本，也不会给创业者造成退出壁垒(许佳荧、张化尧，2016)；依托互联网大数据，可对市场发展行情进行预测，相对降低了创业风险(蔡跃洲，2016)；基于互联网开展的创业活动，可以不受时空约束，更能迎合消费者的个性化需求(邹宝玲、李华忠，2016)。此外，创业者因资产水平和担保能力有限，受制于狭窄的融资渠道和有限的融资信息扩散范围，经常面临融资难题。利用互联网融资，发挥互联网大数据、云计算等功能，可以减少投资者和创业者之间的信息不对称，实现资金需求和供给的汇聚与配对，并强化信用风险约束机制(王立娜，2016)。最后，互联网为创业者营造了良好的创业环境，例如来自互联网的数据和信息可以为创业者在新产品想法生成和筛选、概念开发和测试、快速收集反馈等阶段提供帮助；社交媒体使消费者能够通过互联网与创业者合作设计、生产新产品；一些互联网平台还为创业者提供更加普遍和全面的服务，如亚马逊的网络服务系统(AWS)为创业企业提供了云计算、数据管理和成本管理等一系列服务，帮助创业企业提高成功概率(Hsieh and Wu, 2019)。

国内学者还针对互联网与农民创业的关系进行了探讨。周冬(2016)使用中国综合社会调查2005年和2013年住户调查数据研究发现互联网在农村地区的覆盖直接或间接地促进了非农就业，且这一正面效应随着互联网覆盖率的提高而增强。周洋、华语音(2017)基于中国家庭追踪调查2014年数据进一步研究指出，互联网使用促进农村家庭创业意愿和创业收入提高的机制在于便利了农村地区社会交往和信息获取。杨学儒、邹宝玲(2018)研究发现互联网交流的便捷性和低成本有利于新生代农民工维护和扩大社会网络，从而放大了社会资本对创业机会识别的价值。王金杰、李启航(2017)认为电子商务具有市场环境和技术环境的双重特征，不仅可以为农民创业提供跨越地理限制的市场，还可以减少受教育水平对农民创业的约束，并扩大了默会知识对农民创业的积极影响。李燕丽(2017)指出在互联网时代，新生代农民工创业面临着人才、技术、资金等方面的挑战，建议利用互联网对新生代农民工开展农业职业教育，发展农村互联网金融服务，并深化电信运营商“提速降费”改革。

需要说明的是，少数文献分析了互联网与创业的机制。刘玉国等(2016)认为，互联网能够使创业团队成员接触更多的外界消息，并且拓展了社会关系网络，从而促进创业团队对创业知识与创业资源的获取。杨德林等(2017)利用中国2432家创业企业的调研数据，发现互联网应用的信息获取与社交沟通功能均有助于提升创业企业的创业绩效，而创业者的社会资本发挥着中介作用。

纵观已有研究可知，互联网作为一种新技术，对创业产生了重要影响。然而，创业深受经济社会环境影响，乡村振兴战略的实施势必会为农村经济社会带来深刻变化。目前尚未有研究关注乡村振兴背景下互联网使用与农民创业的关系。因此，本文将互联网与农民创业这一经济社会现象置于乡村振兴这一新的背景下进行系统研究，是一种新的尝试和探索。本文的主要贡献有以下两个方面：一方面，在现有前沿研究基础上，使用2016年中国家庭追踪调查数据，分析互联网使用对农民创业的影响，且进一步探讨互联网使用对农民创业的影响机制；另一方面，采用变量替代法进行稳健性检验及工具变量法与倾向值匹配法处理内生性问题，以此求出互联网使用对农民创业的净效应，从而为乡村振兴背景下有效发挥互联网促进农民创业的作用提供借鉴，助力农民创业增收和乡村振兴战略目标的实现。

三、数据来源、变量选取与模型建构 (一) 数据来源

本文所使用的数据来自北京大学“985”项目资助、北京大学中国社会科学调查中心设计实施的中国家庭追踪调查(China Family Panel Studies，简称CFPS)。CFPS是一项全国性家庭跟踪调查计划，始于2010年，通过对个体、家庭、社区三个层次开展调查，收集中国社会、经济、人口、教育和健康等信息，为学术研究和公共政策分析提供数据支撑。CFPS样本覆盖了25个省/市/自治区，目标样本规模为16000户，调查对象包含样本家户中的全部家庭成员。因此，CFPS的样本具有很好的代表性，可以视为全国性的样本。本文采用最新的2016年数据(简称“CFPS2016”)，因为它能够反映新时期农民互联网使用和创业情况，考虑到创业者主要是劳动年龄人口，本文选取16-60岁的样本，在剔除缺失关键信息的样本后，最终得到有效样本9984个。

(二) 变量选取

1.因变量。本文的因变量是农民创业。创业具有风险性和协作性，客观上使各个家庭成员均参与到创业决策、创业投资、风险共担和利润共享当中(周广肃、樊纲，2018)。因此，创业并非完全的个体行为，而是一项复杂的家庭行为。本文样本是16-60岁农村居民，他们通常是家庭的经济支柱和主要劳动力，也是创业活动的主要参与者。CFPS2016问卷询问“过去12个月，您家是否有家庭成员从事个体经营或开办私营企业？”，本文据此构建“农民创业”这一虚拟变量衡量农民的创业行为，如果回答“是”，那么对该变量赋值为1，否则为0。

2.自变量。互联网使用情况是本文的自变量。本文将CFPS2016问卷中“是否使用电脑上网”操作化为虚拟变量“互联网使用”，对回答“是”的赋值为1，对回答“否”的赋值为0。另一方面，使用手机等移动设备上网已非常普遍。因此，本文使用CFPS2016问卷中“是否移动上网”反映手机上网情况进行稳健性检验，同样对回答“是”的赋值为1，对回答“否”的赋值为0。

3.控制变量。为尽可能减少遗漏变量问题，准确估计互联网使用对农民创业的影响，本文设置若干控制变量。农民个体特征变量包括年龄、性别(男=1)、已婚(是=1)、宗教信仰(是=1)、健康状况(健康=1)与受教育年限。不同年龄的农民对创业持不同的态度，对创业机会的识别也不尽相同；受“男主外，女主内”的传统影响，男性农民相对于女性农民可能更倾向于参与创业；婚姻可能缓解创业融资约束，夫妻双方还可以共同承担创业风险；宗教信仰有助于拓宽农民的社会网络；健康状况和受教育年限代表农民的人力资本，健康状况越好、受教育水平越高，均有利于农民投身创业并做出科学的创业决策。

家庭情况对农民创业也会产生重要影响，参考已有相关文献，本文设置的家庭特征变量包括家庭规模、重大事件(是=1)和家庭存款。家庭规模越大意味着日常开支越多，可能促使农民创业以补贴家用，家庭规模越大可以构筑更为广泛的社会网络，有助于农户开展创业活动(柴时军、郑云，2019)；家庭的财富水平与个人的创业决策紧密相关，家庭发生婚丧嫁娶、孩子出生、子女考学等重大事件，通常会收到礼金，也可以缓解农民融资压力(殷俊、刘一伟，2018)；家庭存款越多意味着创业初期的资金基础越扎实，从而提高创业成功的概率(周广肃、樊纲，2018)。此外，家庭存款为连续变量，为消除异方差等问题，在进行回归分析时进行对数处理。

创业活动深受社会环境影响，本文设置政府评价(很好=5，好=4，一般=3，差=2，很差=1)与到政府办事被拖延推诿(是=1)为社会特征变量，这些均是既有研究中常见的影响创业的社会因素。政府评价和政府推诿能够反映群众对政府的满意度以及政府为群众服务的态度和效率，在一定程度上可以体现政府为创业营造的社会环境(周德水、刘一伟，2018)。由于乡村振兴将会深刻影响农村经济社会的方方面面，本文还选择与乡村振兴及创业相关的政府补贴(是=1)、养老保险(是=1)、医疗保险(是=1)和基础设施(很好=5，好=4，一般=3，差=2，很差=1)作为控制变量。家庭的财富水平会直接影响个人的创业决策，政府补贴有利于增加农民创业资金，从而缓解创业资金约束(刘一伟、刁力，2018)；创业是一项富有风险性的活动，社会保险作为一种风险分担机制，可能会对农民创业决策产生重要影响(周广肃、李力行，2016)，本文选择与农民关系最为紧密的基本养老保险与基本医疗保险作为乡村振兴层面的控制变量；基础设施是影响农户创业的关键因素，完善的基础设施为农民创业提供了良好的条件(陈习定等，2018)。此外，在回归分析中控制省级层面的地区效应。

表 1显示了本文的因变量、自变量和控制变量的基本信息。创业者和非创业者样本组之间，除了重大事件、养老保险和政府推诿变量均值不存在显著差异，其他变量均值存在显著差异。具体来看，创业者和非创业者两组样本的互联网使用差异在1%统计水平下显著，创业者互联网使用比例大约是非创业者的2倍。在个体特征变量中，创业者的年龄与年龄平方低于非创业者，创业者的男性比例、已婚比例、有宗教信仰比例、身体健康比例、受教育年限均高于非创业者，上述变量除已婚变量在5%统计水平下显著，其余均在1%统计水平下显著。家庭特征变量中，创业者的家庭规模、家庭存款均大于非创业者，两项变量均在1%统计水平下显著。从社会特征上看，创业者对政府评价情况在5%统计水平下显著优于非创业者。在涉及乡村振兴的变量中，创业者获得政府补贴的比例低于非创业者且在1%统计水平下显著，创业者参加医疗保险比例在10%统计水平下显著低于非创业者，创业者的基础设施情况在10%统计水平下显著优于非创业者。

(三) 模型构建

因农民创业为二值虚拟变量，故构建Probit模型分析互联网使用对农民创业的影响。

$ pr\left({entre{p_i} = 1} \right) = g\left({\alpha Interne{t_i} + \beta {x_i}\gamma } \right) $

(1)

其中，entrep_i表示农民i是否创业，是本文的因变量；Internet_i表示农民i互联网使用情况，是本文的自变量；x_i是本文的控制变量，包括农民个体特征变量、家庭特征变量和社会特征变量；γ是误差项；α和β是待估系数，若α显著为正，说明互联网促进了农民创业。

四、实证分析 (一) 互联网使用对农民创业的影响

表 2显示了互联网使用对农民创业影响的全样本估计结果。在第(1)列中，互联网使用在1%的统计水平下显著，且回归系数符号为正，这说明在未控制其他变量时，互联网使用对农民创业具有正向影响，且使用互联网的农民比不使用互联网的农民开展创业活动的概率要高45.1%。考虑到其他控制变量可能影响互联网使用与农民创业的关系，第(2)-(4)列中依次添加了农民个体、家庭、社会特征变量，结果表明尽管核心变量——互联网使用的估计值有所下降，但互联网使用对农民创业的影响均在1%的统计水平下显著为正，进一步证实了互联网使用能够促进农民创业。经计算可知，与不使用互联网的农民相比，使用互联网的农民创业的概率分别提高了37.3%、37.8%和37.9%。这表明乡村振兴鼓励农民创业、加强信息化建设这两项措施直接有助于互联网促进农民创业作用的发挥。

就个体特征变量而言，相比于未婚农民，已婚农民创业概率更高，原因可能是已婚农民家庭责任较重，创业意愿更强，同时，婚姻还有助于分担创业风险、丰富社会资本和缓解创业融资约束；宗教信仰显著提高了农民创业的可能性，原因可能在于宗教信仰改变了创业偏好，同时宗教组织所构建的社会资本放松了创业约束；受教育年限与农民创业呈显著正相关，即受教育年限越长，农民创业的可能性越大，这一发现不难理解，受教育年限与人力资本紧密相关，受教育年限长的农民通常面临的人力资本约束越小，识别创业机会的能力更强，并且更容易获得投资等创业资源。此外，需要说明的是，性别、年龄与健康未能通过显著性检验，表明创业与年龄、性别及健康不相关。

家庭特征变量对农民创业也具有重要影响。具体来看，家庭规模在1%统计水平下显著正向影响农民创业。由此可见，家庭规模越大，农民创业的可能性越高，原因可能有以下两点：一方面，家庭规模越大，家庭日常开支越多，这促使农民进行创业以提高收入；另一方面，家庭规模越大，意味着风险可以在更多家庭成员间进行分担，抗风险能力更强。重大事件在5%统计水平下显著负向影响农民创业，原因可能是婚丧嫁娶增加了农民经济开支，进而减少了可用于创业的资金。家庭存款在5%统计水平下显著提高农民创业概率，毋庸置疑，存款越多的家庭其风险偏好可能更高，进而影响其创业行为。

从社会特征控制变量来看，政府评价在5%统计水平下显著，且回归系数符号为正，表明对政府评价越高，农民创业的可能性越大。此外，政府推诿对农民创业不存在显著影响。

需要特别指出的是，与乡村振兴息息相关的政府补贴、社会保险与基础设施变量也对农民创业起到了重要影响。其中，政府补贴在1%统计水平下显著提高了农民创业的可能性，原因在于政府补贴能够放松农民的家庭资源约束；医疗保险对农民创业起到了正向作用，原因可能是医疗保险能够规避疾病风险，降低了农民陷入大病的可能性；基础设施在5%统计水平下显著，且回归系数符号为正，表明基础设施越好，农民创业的可能性越大。完善农业支持保护制度是乡村振兴的重要内容，政府将加大对农业和农民的补贴力度；乡村振兴将增加农村公共服务供给，特别是要加强农村社会保障体系建设，这有利于更多农民享受到保障水平适度的医疗保险；乡村振兴将加快补齐农村基础设施短板，推动农村基础设施提档升级。通过这些措施，乡村振兴将有助于互联网促进农民创业作用的发挥。

(二) 异质性分析：分群体检验

不同性别、年龄与教育程度的农村居民，其创业偏好各不相同，为了考察互联网使用对农民创业影响在性别、年龄和学历上的差异，本文将全样本分为女性和男性，青壮年和中年，文盲、小学、中学和大学(含大专)及以上8个子样本，分别进行回归分析。需要说明的是，本文样本为16-60岁农村居民，青壮年富有活力和朝气，易于接受新事物，较多使用互联网，参与创业的意愿通常更强烈，中年人使用互联网相对较少，且随着年纪的增长对待创业的态度趋于保守，青壮年和中年人的互联网使用和创业偏好差异较明显，因而将年龄差异分为青壮年和中年两组；大学(含大专)及以上学历人群普遍使用互联网，一般能找到令人满意的、较稳定的工作，这类人群互联网使用和创业偏好同质性很强，故合并为一类进行研究。表 3汇报了分性别、年龄与学历的子样本的回归分析结果。

在Panel A中，互联网使用在1%统计水平下显著正向影响女性和男性农民创业。在相同条件下，女性农民互联网使用每提高一个单位，创业的可能性增加35.4%，男性农民互联网使用每提高一个单位，创业的可能性增加39.3%，互联网使用对男性农民创业的边际效应更大。

在Panel B中，互联网使用对青壮年和中年农民创业均具有正向影响，且在1%统计水平下显著。在相同条件下，互联网使用对中年农民创业的促进作用要高于青壮年农民。

在Panel C中，互联网使用在1%统计水平下显著正向影响文盲、小学和中学学历农民创业，对大学(含大专)及以上学历农民创业的影响并不显著。其中，互联网使用每提高一个单位，文盲、小学和中学学历农民的创业概率分别提高了52.2%、42.5%和40.3%，说明互联网使用对低学历农民创业的边际效应更大。

(三) 影响机制分析

前文实证分析表明互联网使用能够促进农民创业，进一步需要解释的就是互联网使用影响农民创业的机制。中国互联网络信息中心(CNNIC)历次发布的《中国互联网络发展状况统计报告》显示，即时通信、网络新闻和搜索引擎是使用率最高的三大互联网应用，三者的共同点在于均是信息获取类应用。可见，互联网可能通过信息渠道影响农民创业。众所周知，中国是人情关系型社会，社会资本的数量和质量与人们所能获取的社会资源息息相关，创业也不例外。已有研究证明，社会资本有助于创业者识别创业机会(杨学儒、邹宝玲，2018)和获得民间借贷(马光荣、杨恩艳，2011)等创业资源。可见，互联网使用可能通过社会资本影响农民创业。此外，大部分研究认为创业往往与风险相伴，风险容忍度高的人能够承担创业过程中的高风险和不确定性，更倾向于参与创业活动并可能获得成功(Brown et al., 2011；Hvide and Panos, 2014)。互联网使用通过传播信息、促进交流等方式可能会改变人们的价值观念和风险偏好，进而影响创业活动。因此，本文认为互联网使用可能通过信息渠道效应、社会资本效应和风险偏好效应三种机制影响农民创业。

1.信息渠道效应

受城乡二元结构影响，信息鸿沟一直横亘于城乡之间，使得农村地区获取信息往往滞后于城市。互联网具有高速、低成本传播信息的优势，大大缩小了城乡信息鸿沟。农民通过互联网可以及时掌握国家政策和市场行情，学习创业所需技能，有利于识别创业机会，提高创业决策科学性和成功率。基于此，本文将CFPS2016问卷中的“互联网对获取信息的重要性”作为衡量互联网信息渠道的代理变量，通过Probit模型验证互联网使用对人们获取信息重要性的影响。表 4第(1)列显示在控制其他变量的情况下，互联网使用使互联网信息的重要性提高了73.2%，且在1%统计水平下显著。这表明农民使用互联网概率越高，通过互联网获取信息的可能性越大。因此，信息渠道是互联网使用影响农民创业的重要机制之一。

2.社会资本效应

在中国的语境下，社会资本具有以下两个功能：一方面，风险规避功能，在农村地区，由于社会保障水平相对较低，社会资本发挥着非正规保障的功能；另一方面，缓解信贷约束功能，社会资本不仅能够提高农民获得正规金融借贷的可能性，还可以提高农民获取民间借贷的可能性。由于社会资本难以直接观测，而在节日和婚丧嫁娶等重大事件时互赠礼金或礼品在中国是一种非常普遍的维持和拓展社会资本的方式，已有研究多采用“礼金来往”作为社会资本的代理变量(马光荣、杨恩艳，2011；周广肃等，2014；刘一伟、汪润泉；2017)。其中，“人情礼支出”具有增加社会资本积累的功能，对于农民创业更有积极意义。CFPS2016问卷询问“包括实物和现金，过去12个月，您家总共出了多少人情礼”，本文参考刘一伟、刁力(2018)的研究，选取家庭人情礼支出总额对数值作为衡量社会资本的代理变量研究互联网使用对社会资本的影响。另外，CFPS2016问卷还询问“平均每月，您家邮寄、通讯支出，包括电话、手机、上网、邮寄等，一共花多少钱”，参考郭士棋、梁平汉(2014)的研究，选取邮电费用对数值作为衡量社会资本的另一代理变量。表 4第(2)、(3)列显示，在控制其他变量的条件下，互联网使用均在1%统计水平下显著正向影响农民人情礼金收支和邮电费用，说明使用互联网能够通过显著增加农民的社会资本从而促进农民创业。

3.风险偏好效应

众所周知，创业者面临诸多不确定性，风险偏好成为影响创业决策的一个重要因素。理论层面上，越偏好风险的个体越可能成为创业者，越厌恶风险的个体越可能成为工资获得者。对此，本文认为互联网使用能够改变农民风险偏好进而影响其创业行为。CFPS2016问卷没有直接询问个人风险偏好情况，我们借鉴现有研究个人风险偏好的文献的处理方式(于文超、陈刚，2018)，选取CFPS2016问卷中“您家现在是否持有金融产品，如股票、基金、国债、信托产品、外汇产品等”作为衡量个人风险偏好的代理变量，对回答“是”的赋值为“1”，对回答“否”的赋值为“0”，运用Probit模型检验互联网使用对风险偏好的影响。表 4第(4)列显示，在控制其他变量时，自变量互联网使用系数为0.471，且在1%统计水平下显著，这说明互联网使用显著正向影响农民风险偏好。因此，增强风险偏好是互联网使用影响农民创业的机制之一。

五、稳健性检验与内生性处理 (一) 稳健性检验：变量替代法

第43次《中国互联网络发展状况统计报告》显示，截至2018年12月，中国约有8.17亿手机网民，在全部网民中所占比重由2017年的97.5%提高至98.6%，可见手机上网已经成为网民上网的主要途径。因此，本文采用农民是否使用手机上网作为自变量的另一指标，进行相应的稳健性检验。表 5报告了手机上网对农民创业的影响，结果表明无论是否添加控制变量，手机上网均在1%的统计水平下显著正向影响农民创业，即手机上网也能够显著提高农民创业的可能性。由此可见，本项研究发现具有高度的稳健性。

(二) 内生性处理

1.工具变量回归

上文实证分析结果初步显示，互联网使用对农民创业有显著正向效应，但并未考虑分析其中潜在的内生性问题。一是遗漏变量问题，互联网使用与创业均是农民根据个人意愿做出的决策，在决策过程中很可能受到个人性格、对某种事物看法观感的影响，而个人性格、对事物的观感看法却难以直接衡量，从而产生了遗漏变量问题。二是反向因果问题。一方面，一些农民因创业而产生了互联网使用需求；另一方面，虽然我国一直在进行网络“提速降费”改革，但是网费尤其是互联网接入所需的电脑设备等价格依然昂贵，通常经济条件较好的农民，如创业农民，更有能力购买上网设备及接入互联网。诸如上述可能出现的内生性问题，将会导致估计系数不一致。

为解决这一问题，本文参考殷俊、刘一伟(2018)和祝仲坤、冷晨昕(2017)等学者的研究，分别选用省级“互联网普及率”和“个体所在社区被采访者的平均网络使用状况”两个变量作为农村居民是否使用互联网的工具变量。从相关性角度来看，“互联网普及率”和“个体所在社区被采访者的平均网络使用状况”所呈现出的是一个地区互联网的发展情况，地区互联网发展水平越高，农村居民使用互联网的可能性就会越大；从外生性角度来看，地区互联网发展情况很难直接影响农村居民的创业，即便对农村居民创业产生影响，往往也是通过互联网使用这一渠道对创业间接产生影响。因此，从逻辑上判断，“互联网普及率”和“个体所在社区被采访者的平均网络使用状况”满足作为工具变量的相关性和外生性条件。当然，这还需要进一步检验。

由表 6可知，DWH检验P值为0.000，在1%水平上拒绝了外生性假设，说明互联网使用是内生变量。在一阶段估计中方程的F值为359.58，根据Stock and Yogo(2002)提供的临界值表，不超过10%的期望最大值S-Y弱工具检验F临界值为16.38，进一步说明工具变量对农民互联网使用具有较强的解释力，不存在弱工具变量问题。过度识别检验(Hansen J统计量)的P值为0.524，说明无法拒绝工具变量外生的原假设。因此，“互联网普及率”和“个体所在社区被采访者的平均网络使用状况”作为互联网使用的工具变量是合适的。本文分别使用了传统的两阶段最小二乘法2SLS(第1列)、弱工具变量更稳健的极大似然估计方法LIML(第2列)、异方差条件下更有效的GMM(第3列)与迭代GMM估计方法(第4列)进行估算，结果表明互联网使用无一例外的均在1%的显著性水平下正向影响农民创业，且估计系数比较接近，表明互联网使用有助于提高农民创业概率的结论是真实可信的。

2.样本选择偏差导致的内生性问题

工具变量法可以解决反向因果导致的内生性问题，但是受制于数据与变量，且农民使用互联网并不能满足随机抽样，而是农民自我选择的结果，分析过程中仍然面临着样本选择性偏误的责难。对此，本文采用倾向得分匹配法(PSM)，构建反事实框架进行纠正，验证互联网使用对农民创业的正向作用是否具有一致且稳定的效果。需要指出的是，倾向得分匹配方法检验的是可观测变量的影响，若可观测变量选择不当或选择过少，容易引起估计偏差(Rosenbaum and Rubin, 1983；陈强，2014)。因此，本文仅将倾向得分匹配法用作稳健性检验。

倾向得分匹配法的基本思路是：首先，将农民的多个特征浓缩成一个指标，计算出农民是否使用互联网的倾向值。第二，通过匹配方法(多采用k近邻匹配、半径匹配、核匹配等)，根据倾向值对实验组和对照组进行匹配，倾向值相近的农民为一组，表示具备相似的特征。第三，计算实验组和对照组农民创业差异，即平均处理效应(ATT)，以得到互联网使用对农民创业影响的净效应。表 7显示了不同匹配方法下的PSM分析结果，可见，ATT在0.050到0.055之间，即无论采用哪种匹配方法，使用互联网均会使农民创业的概率提高5%-5.5%。这明显低于前文使用普通的Probit模型所得的回归系数值，说明运用普通的Probit模型存在内生性问题，高估了互联网使用对农民创业的正向作用。但整体上，表 7与表 2的基本结论一致，即运用倾向得分匹配法解决内生性问题后，互联网使用对农民创业仍然具有显著的促进作用。

六、研究结论与政策建议

本文使用中国家庭追踪调查2016年数据，从乡村振兴战略背景下出发，实证分析了互联网使用对农民创业的影响与机制。研究发现：第一，互联网使用显著提高了农民创业的概率，相比于不使用互联网的农民，使用互联网的农民创业概率提高约40个百分点；第二，采用替代变量法进行稳健性检验及采用工具变量法与倾向得分匹配法克服内生性问题后，互联网使用依然具有“创业效应”；第三，解释机制发现，互联网使用通过拓宽农民信息渠道、丰富农民社会资本、增强农民风险偏好来促进农民创业。

众所周知，随着中国经济步入新常态，“大众创业、万众创新”成为中国产业升级和经济可持续增长的新引擎。一方面，“产业兴旺、生活富裕”是乡村振兴战略的两大目标，乡村振兴战略的实施不仅可以完善农村网络基础设施，提高互联网的普及率，而且推行的诸多措施均可以助力农民创业。因此，“乡村振兴+互联网”无疑可以为农民创业“保驾护航”。另一方面，中国互联网发展日新月异，其不仅具有引领支撑创业活动的功能，而且是农民创业的重要载体，更是农民创业活动的“催化剂”。事实上，作为农民创新与创业的重要推动力，互联网与传统行业尤其是农业等有机结合，有利于培养出农村新的经济增长极，进而有助于乡村振兴战略目标的实现。所以说，“互联网+农民创业”也将对乡村振兴起到“加速器”的功能。

激发农村创新创业活力，夯实乡村信息化基础是《乡村振兴战略规划(2018-2022年)》的两项重要内容，为互联网促进农民创业增收提供了良好的机遇与条件。因此，研究互联网对农民创业的影响与机制，既顺应了“大众创业、万众创新”的现实，又可以为乡村振兴战略下帮助农民创业增收提供一定的参考。本文认为，在乡村振兴背景下充分发挥互联网对农民创业的促进作用，带动农民增收与农村经济发展，一方面应积极推动农村互联网基础设施建设，继续推进网络“提速降费”改革，普及互联网使用技能，提高农民互联网使用率，使互联网在传递信息、积累社会资本、增强风险偏好等方面更好地服务于农民创业；另一方面应在工商、金融、税收、创业技术培训等方面继续优化农民创业环境，不断释放农民创业潜力，加速乡村振兴战略目标的实现。