王 陽，李涵玉

（成都信息工程大學，四川 成都 610225）

當前，中國經(jīng)濟正處于轉型升級的關鍵時期，“雙創(chuàng)”已成為供給側結構性改革的重要內容。在農村地區(qū)，農戶創(chuàng)業(yè)是農村家庭通過投資行為改變產業(yè)結構、經(jīng)營方式、組織結構、生產技術等生產因素而導致其面臨的獨特性風險、預期收入、社會身份發(fā)生較大變化的經(jīng)營行為。在鄉(xiāng)村振興背景下，創(chuàng)業(yè)農戶是推動鄉(xiāng)村產業(yè)興旺的主力軍和重要引擎（何廣文,劉甜，2019）[1]，支持和鼓勵農民創(chuàng)業(yè)是推進農村產業(yè)轉型升級的重要動力（Klapper and Love，2011）[2]。

中國互聯(lián)網(wǎng)絡信息中心（2021）的報告顯示，農村地區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)普及率已達到59.2%。移動智能終端已經(jīng)成為農村居民的主要上網(wǎng)設備，移動智能終端對農村居民的重要性日益增加。那么，移動智能終端是否促進了農村家庭創(chuàng)業(yè)？這正是本文要探討的問題。目前，移動終端設備對農戶決策行為影響的研究主要集中在微觀和宏觀兩個方面：在微觀層面，主要以農戶有限理性為基礎，考察手機使用對農戶家庭幸福感、獲取信息、打破信息資源約束、優(yōu)化農業(yè)要素配置等方面的影響。在宏觀方面，主要考察信息通信技術覆蓋率對農戶農業(yè)生產生活的影響。那么，移動智能終端的使用能否影響農戶創(chuàng)業(yè)？具體的影響機制如何？對不同類型農戶的作用是否存在差別？目前國內外的研究還不充分。

基于此，本文利用2019年中國家庭金融調查（CHFS）的數(shù)據(jù)，實證檢驗移動智能終端與農戶創(chuàng)業(yè)決策的關系。與已有研究相比，本文的貢獻主要體現(xiàn)在兩個方面：（1）使用CHFS具有全國代表性的農村家庭調查數(shù)據(jù)，從農戶微觀層面實證檢驗移動智能終端使用對農戶創(chuàng)業(yè)決策的影響。相較于宏觀層面的分析，基于微觀調查數(shù)據(jù)的研究能夠更加清晰地剖析移動智能終端使用對不同類型農村家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響和作用機制的差異，對于政策制定更有價值。（2）本文將“是否擁有移動智能終端”與“移動智能終端使用強度”納入統(tǒng)一的分析框架，從“質”的角度討論有無移動智能終端對農戶創(chuàng)業(yè)決策影響，為相關部門完善創(chuàng)業(yè)政策提供了經(jīng)驗證據(jù)。

一、文獻回顧與研究假設

（一）移動智能終端有助于緩解創(chuàng)業(yè)農戶面臨的信貸約束，提升農戶創(chuàng)業(yè)意愿

信貸約束一直是制約我國農戶創(chuàng)業(yè)的重要因素（彭克強等，2016）。[3]相比于接受雇傭，創(chuàng)業(yè)相應的資金要求為創(chuàng)業(yè)設置了準入門檻，創(chuàng)業(yè)家庭自有財富不足并受到信貸約束而無法獲得外部資金支持，再好的創(chuàng)業(yè)機會也不能有效轉化為創(chuàng)業(yè)決策。移動智能終端可以從多個方面緩解創(chuàng)業(yè)農戶面臨的信貸約束。首先，借助移動智能終端的網(wǎng)絡借貸，如小額借貸，可以有效降低創(chuàng)業(yè)農戶的融資門檻。其次，移動智能終端可以幫助創(chuàng)業(yè)農戶以更低的成本獲得金融支持。相比于傳統(tǒng)金融服務，搭載在移動智能終端上的數(shù)字金融服務，覆蓋范圍更廣，可以有效解決傳統(tǒng)小微金融的規(guī)模不經(jīng)濟問題（謝平等，2015）[4]，從而緩解創(chuàng)業(yè)農戶的信貸約束，提升創(chuàng)業(yè)者的償債能力、營運能力和盈利能力（魯釗陽等，2016）[5]。此外，移動智能終端作為微信和QQ的載體，同時具有社交媒介的功能，可以為個體創(chuàng)造更豐富的社會資源，豐富農戶的融資渠道和社會資本。

（二）移動智能終端可以緩解信息約束，提高家庭獲取信息的能力，提升農戶創(chuàng)業(yè)意愿

創(chuàng)業(yè)決策過程包括對信息的獲取、處理和使用，這也是收集和利用創(chuàng)業(yè)資源的過程。獲取有效的信息有助于農戶更好地把握市場動態(tài)和相關政策，從而促進創(chuàng)業(yè)并提高創(chuàng)業(yè)績效（蘇嵐嵐等，2017）[6]。事實上，創(chuàng)業(yè)機會是客觀存在的，要發(fā)現(xiàn)這些機會則需要有足夠的能力和手段獲取信息。移動智能終端作為農戶目前使用的最主要的網(wǎng)絡終端設備，一方面能夠直接為農戶提供更多的創(chuàng)業(yè)信息和知識，另一方面能夠通過擴大和深化社會網(wǎng)絡，從而間接擴大家庭獲得信息的渠道，有助于農村家庭發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)機會。

綜合以上分析，本文提出如下三個假說：

H1：移動智能終端對農戶創(chuàng)業(yè)行為具有正向影響，能夠提高農戶創(chuàng)業(yè)意愿。

H2：移動智能終端能夠通過增加農戶數(shù)字金融可得性的渠道幫助農戶創(chuàng)業(yè)。

H3：移動智能終端能夠緩解農戶面臨的信息約束，通過提高創(chuàng)業(yè)信息關注度的渠道促進農戶創(chuàng)業(yè)。

二、研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文使用的數(shù)據(jù)來自西南財經(jīng)大學中國家庭金融調查與研究中心2019年在全國范圍內開展的中國家庭金融調查。該調查是一項全面、系統(tǒng)和大規(guī)模的追蹤調查，目的在于從微觀層面全面了解中國家庭的財務金融狀況，獲得了包括家庭的人口特征、資產和負債、收入和支出、保險保障等方面的信息。CHFS調查采用三階段分層的抽樣方法，抽樣與人口規(guī)模成正比，2019年數(shù)據(jù)是目前可獲得的最新數(shù)據(jù)，不僅提供了家庭創(chuàng)業(yè)的諸多詳細信息，也包括家庭移動智能終端的使用情況，這些微觀數(shù)據(jù)為本文實證研究的準確性和可信性提供了堅實的支撐。在樣本的篩選上，刪除了家庭資產上下1%的樣本家庭，剔除了戶主年齡低于16歲和高于80歲的樣本家庭，同時刪除了變量缺失的樣本，最后剩余樣本18588戶①本文將戶主戶籍為農村戶口的家庭界定為農村家庭。。

（二）變量選擇與描述性統(tǒng)計

1.變量選擇

（1）因變量：農戶創(chuàng)業(yè)

鑒于在我國農村地區(qū)，農戶從事農業(yè)生產經(jīng)營活動本身就屬于自我雇傭的性質，而且農村家庭進行創(chuàng)業(yè)很少成立新的企業(yè)，而是依托家庭這種非企業(yè)化的組織形式從事工商業(yè)生產經(jīng)營活動（張應良等，2015）[7]。本文立足我國農業(yè)生產經(jīng)營的特點，在借鑒已有研究的基礎上，構建創(chuàng)業(yè)虛擬變量，根據(jù)農戶是否從事工商業(yè)生產經(jīng)營項目來定義農戶創(chuàng)業(yè)決策。在2019年的調查問卷中，與此相關的問題是，“目前，您家是否從事工商業(yè)生產經(jīng)營項目，包括個體戶、租賃、運輸、網(wǎng)店、微商、代購、經(jīng)營公司企業(yè)等？”，如果受訪農戶回答“是”，那么創(chuàng)業(yè)虛擬變量取值為1，否則為0。需要說明的是，本文對創(chuàng)業(yè)的定義不包括農戶“單家獨戶”的小規(guī)模農業(yè)生產經(jīng)營活動。但是，如果農戶在工商部門登記注冊農業(yè)生產經(jīng)營項目（如家庭農場、合作社、農業(yè)企業(yè)），則認定為創(chuàng)業(yè)行為。

（2）處理變量：移動智能終端使用

本文從移動智能終端的“質”和“度”的雙重視角檢驗農戶移動智能終端使用對家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響。一方面，從“質”的維度衡量農戶是否擁有移動智能終端，對是否擁有移動智能終端的定義來源于2019年 CHFS 問卷中的問題，“請問您目前使用的手機是哪一種？”，要求受訪者在“1.智能手機（可以網(wǎng)購、社交聊天等）2.非智能手機 3.沒有手機”三個選項中進行選擇。如果受訪者選擇選項1則定義使用移動智能終端，選擇選項2或3則認為家庭沒有移動智能終端。

另一方面，從“度”的視角衡量農戶使用移動智能終端的時間。對移動智能終端使用時間的定義來自問題，“您大概何時購買第一部智能手機？”，依據(jù)受訪者的回答，用2019年減去購買第一部智能手機的年份構建“移動智能終端使用時間”變量，本文利用該變量對估計結果進行穩(wěn)健型檢驗。

表1直觀地表明，移動智能終端使用與家庭創(chuàng)業(yè)有正相關關系。由于表1得到的結論未能控制其他變量的影響，為了對假說進行更嚴謹?shù)仳炞C，需要進一步進行規(guī)范的實證分析。

表1 農戶創(chuàng)業(yè)決策的描述性統(tǒng)計

（3）控制變量

本文選取了家庭層面、戶主層面以及區(qū)域共三類影響農戶創(chuàng)業(yè)的控制變量（具體見表2）。（1）家庭層面的控制變量包括，家庭資產、社會資本、自有住房、家庭規(guī)模。（2）戶主層面的控制變量包括，戶主年齡、戶主年齡的平方、戶主學歷、戶主健康狀況、戶主居住地、戶主風險態(tài)度、戶主性別、戶主婚姻狀況、戶主政治面貌。（3）區(qū)域控制變量，包括東部、中部、西部和東北地區(qū)②東部地區(qū)包括：北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、 廣東和海南。中部地區(qū)包括：山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南。西部地區(qū)包括：內蒙古、廣西、重慶、四川、 貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆。東北地區(qū)包括：遼寧、吉林和黑龍江。，控制區(qū)域差異對農戶創(chuàng)業(yè)的影響。在實證分析部分，將家庭資產和家庭社會資本取對數(shù)；為了考察年齡的非線性影響，將戶主年齡的平方除以100后引入模型；戶主學歷以小學及其以下為參照組，區(qū)域以東北地區(qū)為參照組。

表2 控制變量的含義與賦值

（4）識別變量

應用內生轉換概率模型（ESP）的前提是要有排他的識別變量。本文借鑒尹志超（2019）[8]的方法，選取村莊層面上（不包括樣本農戶）的移動智能終端使用率作為樣本農戶是否使用移動智能終端的工具變量，其有效性體現(xiàn)在兩個方面：一方面我國農村地區(qū)具有典型的“鄉(xiāng)土社會”特征，村莊內的“羊群效應”明顯，而且移動智能終端的使用還具有顯著的“規(guī)模效應”，如果村莊內使用移動智能終端的家庭比例很高，那么村莊內的單個農戶選擇使用的概率也會更大，即單個農戶的選擇會受到其他農戶行為的影響。另一方面，村莊內移動智能終端的平均使用率不會直接影響農民的創(chuàng)業(yè)決策，而是通過影響農戶對移動智能終端使用的渠道間接作用于農戶的創(chuàng)業(yè)決策，因此滿足外生性要求。后文將嚴謹檢驗工具變量的有效性。

2.描述性統(tǒng)計

表3報告了控制變量的描述性統(tǒng)計結果：家庭資產的均值約是48萬元；家庭在節(jié)假日和紅白喜事上的禮金支出均值約為2千元；93%的家庭擁有住房；家庭規(guī)模平均為3人。戶主平均年齡為55歲，63%的戶主為風險厭惡型，小學學歷的戶主占比達到44%，大專及以上學歷的戶主僅有3%；有49%的農村家庭使用了數(shù)字金融；80%的家庭從不關心財經(jīng)信息。

表3 變量的描述性統(tǒng)計

表4報告了按“是否使用移動智能終端”分組后，得到的分組均值t檢驗結果。第（1）、（2）列分別表示未使用和使用移動智能終端的農戶樣本在各變量上的均值，第（3）列為兩組樣本的均值差異，第（4）列為檢驗的t值。表4初步直觀反映了是否使用移動智能終端情況下，絕大部分變量的均值存在顯著差異。但要準確論證移動智能終端使用的創(chuàng)業(yè)效應，必須充分考慮樣本“自選擇”導致的選擇性偏誤。后文采用內生轉換概率模型（ESP）進行嚴謹?shù)膶嵶C檢驗。

表4 各變量的均值差異

（二）模型構建

內生性問題是選擇計量模型時需要解決的問題。本文借鑒王陽等（2021）[9]的研究，用農戶是否使用智能手機來衡量其利用移動智能終端的“廣度”，并在穩(wěn)健性檢驗部分用智能手機使用年限來衡量其利用移動智能終端的“深度”。如果農戶是否使用移動智能終端屬于外生變量，那么基于普通最小二乘（OLS）的模型就可以捕捉移動智能終端對家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響。但是，農戶是否使用移動智能終端是家庭在約束條件下的效用最大化選擇，該選擇并不是隨機的，具有“自選擇”的特征，也就是說，農戶是否使用移動智能終端設是內生的，需要進行糾偏，否則將得到有偏估計。另外，觀測數(shù)據(jù)不同于隨機對照實驗得到的實驗數(shù)據(jù)，由于無法同時觀測到同一個農戶在使用和未使用移動智能終端這兩種狀態(tài)下對創(chuàng)業(yè)的影響，很難得到因果關系（Miguel and Kremer，2004）[10]。

本文參考Lokshin and Sajaia（2011）[11]等的研究，采用內生轉換概率模型（ESP），同時考慮可觀測和不可觀測因素導致的選擇性偏誤問題，并在回歸結果的基礎上構造“反事實”分析框架，實證研究數(shù)字鄉(xiāng)村建設的創(chuàng)業(yè)效應。ESP模型的估計分為兩個階段。第一階段，將農戶是否使用移動智能終端作為處理變量，基于式（1）用probit模型估計農戶使用移動智能終端的概率，為農戶是否使用移動智能終端的潛變量，但無法觀測，樣本數(shù)據(jù)中只能得到農戶有沒有使用移動智能終端，因此建立選擇方程式（1），如果農戶使用移動智能終端則，否則是影響農戶使用移動智能終端的相關變量，為隨機誤差項。

ESP模型的第二階段是估計使用移動智能終端對創(chuàng)業(yè)的影響，分別用式（2a）和（2b）進行估計：

ESP模型采用完全信息極大似然估計法，把在第一階段回歸計算出的逆米爾斯比率（即選擇性偏誤項）加入結果方程進行估計，解決不可觀測變量導致的選擇性偏誤問題，能盡量減少因遺漏變量導致的內生性問題。該方法得到的估計結果比傾向得分匹配法等方法得到的結果更加有效（Lokshin and Sajaia，2004）[12]。

ESP模型估算出相關系數(shù)后，還可以計算出移動智能終端對創(chuàng)業(yè)影響的三種平均處理效應，即處理組的平均處理效應（ATT）、對照組的平均處理效應（ATU）以及總體樣本的平均處理效應（ATE）。但是，ATU和ATE的估計結果意義不大，因為都包含了沒有使用移動智能終端的樣本，最重要的估計參數(shù)是處理組的平均處理效應（Heckman et.al.，1998）[13]。因此本文利用（3）式，只估算ATT,以此來衡量使用移動智能終端對農民的創(chuàng)業(yè)效應。在（3）式中，表示使用移動智能終端的農戶進行創(chuàng)業(yè)的概率，表示使用移動智能終端的農戶在沒有使用情況下的創(chuàng)業(yè)概率，為反事實結果。

三、實證檢驗與結果分析

（一）內生轉換概率模型的估計結果與分析

1.農戶移動智能終端使用影響因素的估計結果與分析

本部分以農戶是否使用移動智能終端作為處理變量，以農戶創(chuàng)業(yè)作為結果變量，對模型（1）、模型（2a）和模型（2b）進行完全信息極大似然估計，回歸結果見表5。表5下方報告了智能終端選擇模型與創(chuàng)業(yè)決策結果模型聯(lián)立估計的誤差項相關系數(shù)，以及方程獨立性的檢驗結果。為-0.79，在5%的統(tǒng)計水平上顯著，說明創(chuàng)業(yè)模型的確存在樣本選擇性偏誤。方程獨立性檢驗值為15.88，在1%的統(tǒng)計水平上拒絕了選擇方程與結果方程相互獨立的原假設。模型擬合優(yōu)度檢驗的Wald卡方值為5427.65，并在1%的水平上顯著，說明從總體上模型具備較強的顯著性。因此，本文采用ESP模型是合適的。

表5 ESP模型的估計結果

表5中第（1）列是農戶移動智能終端使用影響因素的估計結果。在家庭特征變量上，家庭資產正向影響農戶使用智能終端，因為越是富裕的家庭，越有經(jīng)濟實力承擔智能終端購買和使用的費用。社會資本對智能終端的使用有顯著的正向影響，這是因為智能終端是家庭拓展社會網(wǎng)絡和投資社會資本的重要工具。家庭就業(yè)人數(shù)對使用智能終端有顯著的正向影響。在戶主特征變量上，戶主年齡的平方在1%水平上顯著為負，這表明隨著年齡的增長，使用智能終端的概率先增加后減少，這與中國農村實際情況基本一致，農村老年人更愿意通過人際互動來獲取相關信息，使用智能終端的意愿和能力比年輕人要低。隨著戶主學歷水平的提高，戶主使用智能終端的概率顯著提升，這說明教育程度越高的農民，接收和理解信息的能力越強，更有意愿和能力使用智能終端。此外，戶主為黨員以及身體健康的戶主家庭更多地使用智能終端。

2.農戶創(chuàng)業(yè)決策影響因素的估計結果與分析

表5中第（2）列和第（3）列是結果方程的估計結果，第（2）列使用移動智能終端農戶的估計結果發(fā)現(xiàn)，其創(chuàng)業(yè)概率與家庭資產、社會資本、家庭就業(yè)人數(shù)呈正相關關系，自有住房對家庭創(chuàng)業(yè)有擠出效應。與此同時，高中學歷的戶主家庭創(chuàng)業(yè)概率最大，這是可能是應為創(chuàng)業(yè)需要一定的門檻和成本，相比于小學和初中學歷的戶主，高中學歷的戶主更有能力參與創(chuàng)業(yè)活動，大專及其以上學歷的戶主有更多的選擇空間，在成本收益的比較上，創(chuàng)業(yè)對他們來講可能不是最優(yōu)的選擇。身體健康的農戶家庭更有可能進行創(chuàng)業(yè)活動，健康作為重要的人力資本，是家庭創(chuàng)業(yè)的前提條件。居住在農村地區(qū)的戶主更少的參與創(chuàng)業(yè)活動，這是因為與城鎮(zhèn)地區(qū)相比，農村地區(qū)的創(chuàng)業(yè)環(huán)境和創(chuàng)業(yè)機會都存在很大差距，這也是我國城鄉(xiāng)二元結構在農村家庭創(chuàng)業(yè)上的反映。第（3）列是未使用移動智能終端農戶的估計結果，容易發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)決策除了受家庭資產、家庭就業(yè)人數(shù)的正向影響外，戶主年齡與創(chuàng)業(yè)概率呈現(xiàn)倒U型關系。綜合表3的估計結果，可以發(fā)現(xiàn)，除了移動智能終端會影響農村家庭創(chuàng)業(yè)，家庭特征和戶主的特征也是影響家庭創(chuàng)業(yè)的重要因素。

3.移動智能終端對農戶創(chuàng)業(yè)決策的平均處理效應估計結果及分析

表6是基于ESP模型的估計結果，第3行是在“反事實框架下”測算的移動智能終端影響農戶創(chuàng)業(yè)行為的平均處理效應，其估計值為0.166，t值為142，在1%的統(tǒng)計水平上顯著。這意味著，使用移動智能終端的農村家庭，其創(chuàng)業(yè)概率比這些家庭如果沒有使用時（反事實）的創(chuàng)業(yè)概率增加16.6個百分點。表6的估計結果說明，使用移動智能終端對農民創(chuàng)業(yè)有顯著的正向促進作用，假說H1得到驗證。

表6 移動智能終端對農戶創(chuàng)業(yè)影響的處理效應

（二）影響機制分析

本部分進一步挖掘移動智能終端影響農戶創(chuàng)業(yè)的可能機制。具體來看，從增加數(shù)字金融可得性和緩解信息約束兩個方面分析移動智能終端影響農戶創(chuàng)業(yè)決策的具體路徑。

在檢驗數(shù)字金融可得性機制時，借鑒何婧等（2019）[14]的研究并結合CHFS數(shù)據(jù)的特點，構建數(shù)字金融虛擬變量，從數(shù)字金融的支付、融資和投資三大核心功能出發(fā)（熊健等，2021）[15]，若農戶存在通過網(wǎng)絡電商平臺等采購或銷售商品、上網(wǎng)購物(即參與數(shù)字支付)、互聯(lián)網(wǎng)借貸 (即參與數(shù)字融資) 以及互聯(lián)網(wǎng)理財、眾籌(即參與數(shù)字投資) 等行為，則認為其參與數(shù)字金融，數(shù)字金融虛擬變量取值為1，否則為0。表7中第（1）列分別對應數(shù)字金融可得性關系的檢驗結果，相比于沒有移動智能終端的農戶，有移動智能終端的農戶更容易使用數(shù)字金融。當前，為了推進農戶創(chuàng)業(yè)、緩解創(chuàng)業(yè)農戶貸款難的問題，政府出臺了一系列的政策措施以增加信貸供給。本文的研究發(fā)現(xiàn)，移動智能終端有利于農戶從數(shù)字金融渠道獲得資金。由于資金是創(chuàng)業(yè)的基礎性要素，可以認為移動智能終端能夠通過提高農戶信貸可得性的渠道間接促進農戶創(chuàng)業(yè)，這一結論支持了假說H2。

表7 影響機制的檢驗結果

由于財經(jīng)信息與創(chuàng)業(yè)聯(lián)系密切，在識別緩解信息約束機制時，本文用財經(jīng)信息關注度衡量農戶面臨的信息約束情況。CHFS在2019年的問卷中詢問了受訪者，“您平時對經(jīng)濟、金融方面的信息關注程度如何？”，共有5個選項：“1.非常關注2.很關注 3.一般 4.很少關注 5.從不關注”。根據(jù)受訪戶的回答構建信息關注度虛擬變量，如果選擇 “4.很少關注 5.從不關注”取值為1，否則取值為0。表7中第（2）列是有無移動智能終端與財經(jīng)信息關注度之間關系的檢驗結果，相比于沒有移動智能終端的農戶，使用移動智能終端的農戶更有可能關注財經(jīng)信息，面臨的信息約束越小。由于信息是創(chuàng)業(yè)成敗的決定性要素，而移動智能終端有利于緩解農戶的信息約束，幫助家庭及時有效地獲取創(chuàng)業(yè)信息。由此可以認為，移動智能終端能夠通過緩解農戶信息約束的渠道間接幫助農戶創(chuàng)業(yè)，假說H3得到驗證。

（三）異質性分析

不同年齡段農民的創(chuàng)業(yè)意愿可能存在較大差別（李長生等，2020）[16]，本文根據(jù)戶主年齡的均值（55歲）進行分組，把戶主年齡小于55歲的農民分在中青年組，大于55歲的分在老年組，考察年齡分組后使用移動智能終端對農戶創(chuàng)業(yè)的影響。表8和表9分別報告了智能終端對中青年組和老年組的估計結果，研究表明，使用移動智能終端對兩組農戶創(chuàng)業(yè)都有顯著的正向影響。中青年組和老年組中使用智能終端的農戶比沒有使用農戶的創(chuàng)業(yè)概率分別高18.74%和9.98%。戶主年齡分組的異質性估計結果表明，使用移動智能終端既能顯著促進中青年農民創(chuàng)業(yè)，也能顯著促進老年農民創(chuàng)業(yè)。但是，比較而言，移動智能終端對中青年農民的創(chuàng)業(yè)效應比對老年農民大。

表8 移動智能終端對青年農戶創(chuàng)業(yè)影響的處理效應

表9 移動智能終端對老年農戶創(chuàng)業(yè)影響的處理效應

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.穩(wěn)健性檢驗1：重新定義核心解釋變量

本部分用移動智能終端的使用年數(shù)替換是否使用移動智能終端虛擬變量，從使用“深度”上檢驗移動智能終端對農戶創(chuàng)業(yè)的影響。由于移動智能終端使用時間可能是內生的，構建村莊層面（不包括樣本農戶）的移動智能終端平均使用年數(shù)變量，作為樣本農戶移動智能終端使用年數(shù)的工具變量，利用IVprobit模型進行兩階段（2SLS）估計。表10第（1）列不考慮內生性問題時的基準回歸結果，第（2）列分別是考慮內生性問題，進行工具變量回歸的結果。IVprobit模型的估計結果顯示存在內生性問題，多使用1年移動智能終端，農戶進行創(chuàng)業(yè)的概率可以提高3.1%，再次證實移動智能終端能夠顯著提高農戶創(chuàng)業(yè)的概率。

表10 穩(wěn)健性檢驗-移動智能終端使用年數(shù)

2.穩(wěn)健性檢驗2：重新定義被解釋變量—主動創(chuàng)業(yè)

借鑒尹志超等（2019）[17]的研究，根據(jù)農戶創(chuàng)業(yè)動機，進一步將家庭創(chuàng)業(yè)區(qū)分為主動創(chuàng)業(yè)和被動創(chuàng)業(yè)，考察移動智能終端對家庭主動創(chuàng)業(yè)的影響。表11的第3行是基于ESP模型的估計結果，在“反事實”框架下預測的使用移動智能終端農戶的主動創(chuàng)業(yè)效應，結果發(fā)現(xiàn)，使用移動智能終端的農戶與其反事實情況相比，進行主動創(chuàng)業(yè)的概率提高11%，這也再次說明使用移動智能終端設備對農村家庭創(chuàng)業(yè)具有顯著的促進作用。

表11 穩(wěn)健性檢驗-主動創(chuàng)業(yè)

四、結論與政策建議

數(shù)字經(jīng)濟與數(shù)字鄉(xiāng)村建設為釋放農戶創(chuàng)業(yè)潛力和提升創(chuàng)業(yè)效率開辟了新的思路。本文使用2019年中國家庭金融調查（CHFS）的農戶微觀數(shù)據(jù)，基于內生轉換概率模型（ESP）實證檢驗了移動智能終端對農戶創(chuàng)業(yè)決策的影響效應、作用機制及其異質性。研究發(fā)現(xiàn)：移動智能終端顯著提升了農村家庭的創(chuàng)業(yè)概率。影響機制分析發(fā)現(xiàn)，移動智能終端智能可以通過增加農戶數(shù)字金融可得性和緩解家庭信息約束的渠道間接促進農戶創(chuàng)業(yè)。異質性分析進一步發(fā)現(xiàn)，相比于農村老年群體，移動智能終端對中青年農戶的創(chuàng)業(yè)促進作用更大。本文的研究結論還蘊含重要的政策建議：

（1）大力推進農村雙創(chuàng)工作，尤其是激發(fā)廣大農戶的創(chuàng)業(yè)熱情，對于實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略和實現(xiàn)農村產業(yè)興旺和農民收入持續(xù)增長都具有重要意義。在鼓勵和支持農戶創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的工作中，需要重視移動智能終端等網(wǎng)絡終端設備在農村的使用和發(fā)展，鼓勵智能手機下鄉(xiāng)，為農村家庭創(chuàng)業(yè)創(chuàng)造良好環(huán)境，提升其創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)能力。

（2）政府在破解農戶創(chuàng)業(yè)融資難問題時，不僅要通過政策性專項貸款增加金融資源的供給，也應著力緩解農戶在獲取數(shù)字金融時面臨的約束，提高創(chuàng)業(yè)農戶運用數(shù)字金融資源的能力。此外，應當增加農村家庭獲取創(chuàng)業(yè)信息渠道，提高他們對創(chuàng)業(yè)信息的關注度和利用水平，緩解因信息不足而導致的機會損失。

（3）在農村雙創(chuàng)工作中，應將55歲以上的老一代農民作為移動智能終端設備普及的重點對象，縮小他們與中青農民在智能終端設備使用上的差距，為老一代農戶創(chuàng)業(yè)創(chuàng)造有利條件，防止在創(chuàng)業(yè)在農戶內部出現(xiàn)代際分化。因此，在建設“數(shù)字鄉(xiāng)村”的過程中，應避免“一刀切”的想象，支持政策應向老一代農民傾斜，重點提高智能手機在老一代農戶中的使用率，使鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略惠及全體農民的目標得以實現(xiàn)。