互联网使用频率对农村女性创业的影响—— 基于CGSS（2017）的实证分析

◎毛飞 钱燕婷 赵泽瑾 秦智然 孔祥智

引言

近年来，“大众创业，万众创新”的号召备受关注，在我国进入“互联网+”时代的大背景下，互联网创业浪潮蓬勃发展（辜胜阻等，2016）。政策层面，李克强总理明确指出，互联网是大众创业、万众创新的新工具。2015年3月，李总理在政府工作报告中首次提出“互联网+”行动计划，“互联网+创业”作为其中的重要组成部分，也引起了学界的广泛关注和讨论。由于互联网发展起步较早，国外部分学者已进行了较多关于网络基础设施普及对创业影响的实证研究，且大多发现互联网发展对企业数目增长起正向作用（Audretsch等，2015）。互联网基础设施建设也被认为是促进农村地区发展的有效手段之一，在加拿大农村地区，政府资助的网络技术促进了较大社区的创业，但抑制了较小社区的创业（Cumming等，2010；Kim等，2016）。这些研究主要着眼于硬件层面的影响；国内的研究则较多聚焦于互联网使用行为本身。使用中国家庭追踪调查（CFPS）数据的实证研究发现，互联网作为获取专业信息和商务信息的路径使个人创业的概率提升了大约4个百分点（史晋川等，2017）；通过信息渠道效应、融资效应、社会互动效应、风险偏好效应四个路径，互联网使用会使家庭创业概率提高大约3个百分点（周广肃等，2018）。

尽管互联网创业相关研究成果已经较为丰富，但这些研究却没有关注到性别因素在创业过程中的具体影响。就传统意义上的创业而言，相比国内男性创业者，国内女性创业群体仍然在创业经验、融资渠道、文化观念、社会网络等方面处于劣势：基于长春市的调研发现，女性往往因为企业规模小、存续时间短而缺乏经验，创业初期获得银行贷款的比例相较男性也较小（蔡莉等，2005）；基于安徽省的调研发现，女性创业受到社会和文化规范的影响，较为传统的观念会对女性创业产生负面影响（祝延霞等，2009）；基于镇江市的调研发现，女性同时面临更难筹措资金以及利用政府资源的现实困难和性别歧视等原因造成的心理困难（居凌云等，2014）；此外，女性因性别原因和职业而形成的社会资本广义而言有规模相对狭小和同质性较高两个基本特征（胡怀敏等，2006）。互联网的普及和发展是否影响、如何影响女性创业成为一个值得研究的话题，近来的文献也尝试从互联网使用如何影响创业的各条路径出发，单独审视女性创业者的特征。基于中国综合社会调查（CGSS）的研究发现，互联网使用同样显著增加了女性创业概率，且对年长和农村女性作用更显著，互联网使用也在信息获取、社会网络规模、性别歧视等社会观念方面减轻了女性受到的社会环境约束（丁栋虹等，2019）；基于中国家庭追踪调查（CFPS）的研究发现，互联网使用通过社会资本和正规金融机构借款偏好两条路径影响了女性的创业决策（马继迁等，2020）。值得注意的是，尽管已有文献对女性互联网创业这一话题进行了初步探讨，但其研究的着眼点仍是全部创业女性，仅有少量简单的异质性分析，没有充分重视这一群体中存在的城乡差异，特别是互联网影响城乡女性创业的不同路径。

在我国这一轮互联网创业的大潮中，城市女性创业者扮演了极为重要的角色；但相对于城市女性来说，农村女性创业往往面临更加多样和棘手的困难和挑战。农村女性创业既会受到自身知识、资本等客观方面的限制，也会受到更多观念性和社会性因素的制约，使得农村妇女遭受到城乡身份、性别身份的双重压迫，成为弱势群体中的弱势，个人才能难以施展。具体而言，农村女性往往在家庭人力资本投资中受到歧视，“有兄弟”对女性教育获得有显著的负向影响（郑筱婷等，2018）；农村地区贷款需求量大，但很少能通过商业银行满足条件，大多通过私人借贷（朱守银等，2003），这又回到了女性在社交网络中的劣势问题。相对农村女性创业的不利条件，农村女性庞大的人口基数不可忽视。根据第六次人口普查数据，农村女性人口占农村总人口的48.77%，是乡村人口的重要组成部分，农村女性的就业、创业状况对农村地区经济发展有着不可忽视的影响。目前国家正在大力发展“乡村振兴”战略，农业农村部也颁布了《关于大力实施乡村就业创业促进行动的通知》，研究农村女性创业现状及各种可能对其产生正向或负向影响的因素，不仅有利于理解农村女性作为一个群体在社会中的生存状况，也有助于宏观层面整个农村地区乃至国家的经济发展，继续巩固党和政府领导人民在“脱贫攻坚战”中取得的历史性成果。因此，本文将关注点集中于农村女性，并着眼于各项机制，探究互联网的使用频率对其创业选择的影响。

本文拟基于具有全国代表性的CGSS微观数据，对互联网使用频率与农村女性创业之间的关系进行研究，并且将家庭上网情况作为互联网使用频率的工具变量，来对二者之间可能面临的内生性予以纠正。在现有文献基础上，本文归纳了五条互联网使用频率影响农村女性创业的可能渠道，并且逐一进行了初步检验，以此希望进一步提升对互联网使用频率与创业之间关系的认识。

作用机制与研究假说

基于上述探讨互联网使用对女性创业影响的文献，本文提出假说1，直接验证互联网使用作为一个整体性的行为对农村女性创业的影响。

H1：互联网使用频率对农村女性创业选择有正向影响。

为证明高互联网使用频率与高创业概率间可能存在的相关关系不是伪回归，本文根据现有文献提出了五条作用机制进行逐一检验。具体而言，本文从人力资本、社会网络、性别观念、基础设施、金融资本五个角度出发，研究互联网使用频率促进农村女性创业的作用机制（见图1）。

人力资本主要以教育、经验、知识和技能等形式存在，缺乏经验（蔡莉等，2005）、受到教育歧视（郑筱婷等，2018）等都导致了农村女性人力资本不足。互联网提供了网课等手段供创业者学习充电提升人力资本，是提高创业率的又一途径（丁栋虹等，2019）。本文提出假说2验证农村女性是否通过学习充电提升人力资本，并由此更有可能创业。

H2：互联网使用频率通过提高人力资本影响农村女性创业选择。

社会网络是利用社会资本的途径，“社会行动者之间的关系网络， 本质是这种关系网络所蕴含的、在社会行动者之间可转移的资源”（边燕杰，2004）。目前，学界普遍认同互联网使用能够通过对社交活动的促进来拓展社会网络，从而增加可利用的社会资本并促进创业。基于周广肃等（2018）、丁栋虹（2019）、马继迁等（2020）的研究，本文提出假说3，以验证这一途径是否适用于农村女性创业。

H3：互联网使用频率通过提升社会网络影响农村女性创业选择。

性别观念主要与社会文化规范相关，打破传统“男主外，女主内”的思想，形成男女平权意识，是提高女性创业概率的另一路径（丁栋虹等，2019；祝延霞等，2009）。本文提出假说4，以验证互联网使用能否通过对女性平权意识的塑造来影响农村女性创业。

H4：互联网使用频率通过改变性别观念影响农村女性创业选择。

基础设施建设是改善创业环境、促进居民创业的重要影响因素（Audretsch等，2015; Cumming等，2010; Kim等，2016）。基于中国网络电子支付的普及，我们提出假设5，以验证电子商务的广泛应用作为一种基础设施改善，是否能够使得农村女性更愿意创业。

H5：互联网使用频率通过改善基础设施影响农村女性创业选择。

以借贷形式获取的金融资本是创业的一大资金来源，但女性创业者往往难以获得金融机构贷款（蔡莉等，2005；居凌云等，2014；马继迁等，2020）；与此同时，农村地区贷款难问题（朱守银等，2003）不容忽视。即使现在普惠金融得到不断推广，对现实中取得贷款难度的固有印象也可能阻碍农村女性创业者获得金融机构贷款。据此，本文提出假说6验证农村女性是否因为互联网使用频率的增加改变了借贷偏好，并由此更有可能创业。

H6：互联网使用频率通过改变金融资本影响农村女性创业选择。

数据与模型

（一）数据来源

本文的数据来源于2017年的中国综合社会调查（CGSS）数据。CGSS是由中国人民大学联合全国各地的学术机构共同执行的一项大规模抽样调查项目。项目每年选取全国各地区一万多户家庭进行抽样调查。为了研究互联网使用频率对农村女性创业行为的影响，本文只选取农村女性这一特定群体，并筛选出年龄介于16岁至60岁的样本。在剔除城市户口样本、男性样本、空缺值等无效数据，最终得到的样本量为2829个。

（二）变量选择

1.解释变量

对于互联网使用频率的询问，CGSS问卷中设置了对于互联网使用频率调查的问题，即A28中的第四个问题“过去一年，您对互联网的使用情况是”，选项依次为“从不、很少、有时、经常、非常频繁”，分别对这些选项赋值1～5，表示互联网使用频率逐渐增加。

2.被解释变量

就创业而言，CGSS问卷中并没有设置专门的问题，而是询问了调查对象当前的工作状况。问卷将受访者按当前工作分成9类：（1）自己是老板（合伙人）；（2）个体工商户；（3）受雇于他人（有固定雇主）；（4）劳务工/派遣人员；（5）零工、散工（无固定雇主的受雇者）；（6）在自己家的生意/企业中工作/帮忙，领工资；（7）在自己家的生意/企业中工作/帮忙，不领工资；（8）自由职业者；（9）其他。据此，本文将选项（1）与（2）视作个体创业，其他选项均代表非创业。从表1的描述性统计分析中可以看出，所有农村女性受访者中创业者占8.9%。

3.中介变量

为了探究互联网使用频率对农村女性创业影响的作用机制，本文纳入了学习充电、社交活动、平权意识、电子商务和借贷偏好共五个中介变量。

（1）学习充电是衡量女性个人获取信息与学习知识的变量，使用题目A30c的回答作为代理变量，即“在过去的12个月里，您在通常情况下，每天大约花多少时间通过电脑上网或通过各种微信、微博等各类手机应用阅读资讯和文章？”。答案以分钟为单位，花费时间越长表示学习充电的时间越长。

（2）社交活动衡量了女性个人通过网络建立的社会网络，使用题目C46的回答作为代理变量，即“一般情况下，从周一到周五，您每天通过网络联系的人大概有多少？”其中1表示没有、2表示“0～4”、3表示“5～9”、4表示“10～19”、5表示“20～49”、6表示“50人及以上”。

（3）平权意识体现在女性对于男女性别角色的理解，使用题目D182的回答作为代理变量，即“您是否同意这句话：丈夫的责任就是赚钱，妻子的责任就是照顾家庭？”选项依次为“非常同意、相当同意、有些同意、无所谓同意、不同意、有些不同意、相当不同意、非常不同意”。分别对这些选项赋值1～7，表示性别平等观念的逐渐加强。

（4）电子商务是指女性从事电子商务交易活动的频率，使用题目C426的回答作为代理变量，即“在过去的一年里，您因为商务交易（如：网上转账、支付、网购等）而上网的频繁程度是？”选项依次为“从不、很少、有时、经常、总是”，分别对这些选项赋值1～5，表示商务交易活动频率的逐渐增加。

（5）借贷偏好是指对正规金融机构贷款的偏好，使用题目C81的回答作为代理变量，即“如果需要借一大笔钱，您首先会向谁或哪个机构寻求帮助？”。问卷中首选借款对象为“家人或亲密朋友、商业公司（提供付费服务）、政府机构（政府提供服务）、非营利机构或宗教组织、没有人或组织可找、其他人、其他组织”，其中回答“商业公司（提供付费服务）”和“政府机构（政府提供服务）”选项赋值为1，否则为0。

（三）模型设定

本文将回归方程设定为基于个人层面的logit模型，为便于解释系数，同时使用多元线性回归模型加以验证，以评估互联网使用频率对农村女性创业概率的影响。假定农村女性个人的创业概率由如下方程决定：

其中，entrei为i地区受访者是否创业。interneti表示个体的互联网使用频率，此二者为本文重点考察变量。解释变量internet是衡量个人互联网使用情况的自变量，指个人的互联网使用频率。X为控制变量，具体包括个人、家庭、社会特征三个维度。在个人维度纳入了年龄、婚姻状况、健康、受教育程度、在城市居住时长、政治身份变量。考虑年龄与农村女性创业选择、受教育程度与农村女性创业选择之间可能存在倒U型关系，本文将年龄平方项和受教育程度的平方项放入模型。在家庭维度，纳入了父亲是否创业、子女个数、家庭年度总收入变量。在社会维度纳入了是否参与医疗保险服务变量。δi表示地区固定效应。关于各个变量的描述以及统计特征参见表1。

（四）中介变量的检验

本文探讨互联网使用频率对农村女性创业的影响机制，将运用中介效应检验的逐步回归法。建立自变量对因变量、自变量对中介变量、中介变量对因变量的回归模型，具体分为如下三个模型： ①Y=cX+ε1；②M=aX+ε2；③Y=bM+ε3。其中，X为自变量：互联网使用频率；M为中介变量：借贷偏好/社会网络/商务交易/学习充电/性别观念；Y为因变量：是否创业。由于以上模型均需对其他变量进行控制，控制变量不在模型中单独列出。逐步回归法检验分为三个步骤：首先，检验系数c是否显著，若显著，则存在直接影响。其次，分别检验系数a和b，若均显著，则存在间接影响，以此来判断互联网使用频率是否通过中介变量对农村女性创业产生影响。

实证结果分析

（一）互联网使用频率对农村女性创业的直接影响

表2左侧报告了互联网使用频率对农村女性创业概率影响的logit估计结果。由于创业本质上是个人层面的选择，所以我们在逐步回归的过程中首先只加入了个人特征的控制变量和地区固定效应，如第（1）列所示。第（2）列和第（3）列是除个人特征控制变量和地区固定效应以外，分别各自加入了社会特征与家庭特征。第（4）列则包含了全部的控制变量，包括个人特征、家庭特征、社会特征与地区固定效应。从表1的结果可以看出，所有回归方程的估计结果均显示，互联网使用频率显著提升了农村女性的创业概率。

表1：变量的描述性统计与定义

表2右侧报告了互联网使用频率对农村女性创业概率影响的线性回归估计结果。从结果可以看出，当控制了年龄、婚姻状况、受教育程度、家庭收入等一系列变量之后，农村女性使用互联网的频率每增加一个单位，其平均创业概率高2.54%左右（见表2）。

在控制变量中，年龄对农村女性的创业概率有显著的倒U型影响， 即创业意愿随其年龄的增长先上升后下降，拐点是43岁左右。即农村女性在43岁之前，创业意愿随其年龄增长，43岁以后，创业意愿随其年龄的增长先上升后下降。这可能是因为随着年龄的增长，女性社会经验的丰富和创业技能的提高会提升其创业意愿。当年龄进一步增长时，女性较高的风险规避意愿会降低其创业意愿。同理，受教育程度对农村女性的创业概率有显著的倒U型影响，这可能是因为随着受教育程度的增长，女性知识水平的提高会提升其创业意愿。当受教育程度进一步增长时，女性面临更多的职业选择，于是会降低其创业意愿。

（二）互联网使用频率对农村女性创业的间接影响

1.人力资本

互联网为农村女性提供了在线积累人力资本的可行性。表3的回归结果一方面显示互联网使用显著促进了农村女性进行充电学习活动：互联网使用频率每增加一个单位，农村女性平均每天花费在学习充电上的时间会增加21分钟左右；表3还展示了互联网使用通过学习充电间接影响女性创业决策的回归分析结果，证实学习充电是互联网使用频率对农村女性创业产生影响的一个中介变量，假说H2得到验证。

表3：人力资本中介机制检验

随着网络技术的发展，众多大学类课程、培训类课程等资源上传到网络，为网民提供了在线学习的可行性。网络设备的便携性使得上网女性可以随时随地获取一手资讯与网络教育资源。学习类网站（例如慕课）不仅可以为农村女性学习者提供学术教育型的普通知识课程，还提供商业实战经验、创业团队搭建、融资技巧等特定知识课程。此外，网络平台还突破了正规教育的学科局限性，农村女性创业者可以接触到工程、人文、自然科学、社会科学等多学科资源，从而进行多样化的人力资本投资，这都有利于农村女性的创业选择（见表3）。

表4：社会网络中介机制检验

2.社会网络

表4左侧的结果显示互联网使用频率每增加一个单位，农村女性社会网络发达程度平均增加0.2个单位。表4右侧是互联网使用通过社会网络间接影响女性创业决策的回归分析结果，证实社会网络是互联网使用频率对农村女性创业影响的一个中介变量，假说H3得到验证。这是因为社交媒体支持跨越时间、距离和个人情况的社交联系，农村女性可以利用网络，通过社交媒体与远亲、当地的家人和朋友、同事、商业联系人和具有相似兴趣的陌生人进行联系。传统意义上受地理空间限制和女性的妻子、母亲等身份角色的影响，农村女性的社交网络局限于家庭、亲戚和社区的强关系网络。强关系网络内部成员的信息冗余更多，而通过在线社交网站建立的多样性、多层次和大规模的社交网络和互动，可以帮助女性个人建立更多弱关系网络，获取商业信息和识别创业机会，对农村女性的创业帮助更大（见表4）。

3.性别观念

互联网使用频率的增加对农村女性形成更为平等的性别观念有显著作用。表5左侧的回归结果显示，互联网使用频率每增加一个单位，农村女性性别角色平等观念平均上升0.15个单位。表5右侧是互联网使用通过树立平等的性别观念间接影响女性创业决策的回归分析结果，证实性别观念是互联网使用频率对农村女性创业产生影响的一个中介变量，假说H4得到验证。

这可能是因为互联网对农村女性提供了丰富的信息渠道以及受空间限制而无法获得的信息。以往受到农村中传统的重男轻女观念影响，女性更可能受到性别歧视而降低自我效能感知，认为自身价值低下，缺乏创业所需要的信心与魄力。在面临照顾老人孩子等家务劳动的社会角色期待与业务拓展、培训、参与行业协会等活动发生时间冲突时，歧视环境下的农村女性很难把自身的事业发展和能力提升置于较高的优先级。在此背景下，互联网的使用增加了农村女性接受新信息的来源，拓宽了她们看待世界的视野，更有可能帮助其形成男女平等的性别角色观，显著提升自我效能感知，对农村女性的创业有正向的促进作用（见表5）。

4.基础设施

互联网为农村女性提供了更完善的基础设施以及更便捷的商务交易方式。表6的回归结果显示互联网使用显著促进了农村女性进行商务交易活动。互联网使用频率每增加一个单位，农村女性进行商务交易的频率会提高0.23个单位。表6同样展现了互联网使用通过商务交易间接影响女性创业决策的回归分析结果，证实商务交易是互联网使用频率对农村女性创业影响的一个中介变量，假说H5得到验证。

这条作用机制的现实解释是：微信、支付宝等移动支付方式的兴起大大降低了农村女性创业者的交易成本。一方面，移动支付会降低交易的时间成本与人力成本，对于个体工商户类型的农村女性创业者来说，在生意繁忙时常常面临收银人手不够等问题，而线上交易方式仅通过一个二维码就可以迅速进行转账，便于实现多人同时支付，且省去了找零的麻烦。另一方面，通过线上收付款的方式能够即时查收钱款是否到账，在一定程度上规避了收到假钞的风险。此外，网络支付保留的交易记录也方便日后对账。这些都通过显著降低交易成本而促进农村女性的创业选择（见表6）。

表5：性别观念中介机制检验

表6：基础设施中介机制检验

表7：互联网使用频率与借贷偏好的线性回归

5.借贷偏好

与我们预期结果不同的是，互联网使用对于农村女性的借贷偏好影响并不显著（见表7），无法证实借贷偏好是互联网使用频率对农村女性创业影响的一个中介变量，假说H6无法得到验证。

借贷偏好没有改变的原因是多方面的：一方面，农村女性的思想观念受到农村地区一直以来的封闭、保守的传统观念，在对金融资产借贷的风险态度上仍然保持较为谨慎的态度；另一方面，从农村女性的身份地位来看，与家庭、亲朋好友间的联系程度更为紧密，因此在有借贷需求时主要还是依靠自有财富和亲朋好友的借款，而不寻求正规金融机构的帮助。仅凭互联网的使用还难以改变其传统观念，所以影响不显著。

表8：工具变量检验结果

上文结果表明，互联网的使用频率能够正向提高农村女性的创业概率，但是农村女性创业与互联网的使用之间也很有可能存在反向因果关系，即创业者使用互联网的频率更高。为了验证使用互联网对乡村女性创业的影响具有稳定性，本文需要寻找工具变量作为重复互联网使用频率的替代变量来验证结果的稳健性（见表8）。

本文所使用的工具变量为家庭是否能够上网这一虚拟变量，如果家庭可以上网，这一变量取值为1，否则为0。我们选择这一变量作为农村女性互联网使用频率的工具变量，主要基于以下两个原因：首先，家庭可以上网是农村女性使用互联网的前提，二者具有较强的相关性; 其次，家庭是否可以上网与女性的创业决策并不直接相关，两者之间仅能通过互联网使用来建立联系，满足工具变量外生性的条件。

从数据事实来看，家庭上网情况与农村女性使用互联网频率高度相关，F统计值为140.401，远超过10%水平上的经验切割点，这表明工具变量不是使用互联网的弱工具变量。此外，统计量强烈地显示工具变量与方程的误差项无关，是有效的工具变量。第二阶段回归结果表明，互联网使用与农村女性创业相关，且在5%的水平上显著，表明了上文回归模型的结果稳健、可信，说明即使使用工具变量方法克服潜在内生性问题之后，互联网的使用仍然显著促进了农村女性创业概率的提高。

研究结论与建议

本文以农村女性创业者为研究对象，构建了互联网使用影响其创业概率的logit模型，并利用CGSS（2017）数据进行检验，得到以下结论：首先，互联网使用频率的增加显著提升了农村女性的创业概率；其次，年龄、受教育程度对农村女性创业概率有显著倒U型影响，在控制其他因素不变的情况下，农村女性平均创业意愿随其年龄和受教育程度的增长先上升后下降，年龄拐点在43岁左右；最后，互联网使用有效提高了农村女性的人力资本、社会网络、性别平等意识和电子商务活动，从而促进了农村女性的创业行为，但互联网使用未能改变农村女性的借贷偏好。

据此，本文提出了促进农村女性创业的四个思路：第一，可以结合“消费券”和“家电下乡”的经验，为农村地区购置上网设备提供补贴，使互联网惠及更多农村女性；第二，可以通过丰富慕课平台、组织线上交流为农村女性积累人力资本、社会资本；第三，加强价值观引导，大力提倡“妇女能顶半边天”；第四，在其他方面为农村女性创业提供支持，如提高生育福利、加快农村地区普惠金融推广力度等。

本文的理论贡献有两点。第一，在学界普遍将女性看作一个群体的背景下，本文首次引入城乡差异进行划分，并把研究群体直接锚定为农村地区女性，为研究农村地区女性创业提供了更精准的视角，也为农村地区发展提供了新视角；第二，本文从已有文献中总结了五条作用机制并进行逐条检验，发现互联网使用同样惠及了农村女性，改善了其创业环境，但在借贷渠道上没有显著改变。这可能是因为在上网过程中看到了网络贷款的不良后果并产生抵触情绪，也可能是由于农村地区正规金融借贷仍不发达，农村女性很难获得贷款，这一点仍然需要后续深入研究。

本文也存在一些不足之处。受到样本数据的限制，本文使用的自变量互联网使用频率是一个受访者主观判断的结果，不一定能客观全面反应农村女性上网情况；同时，本文没有深入探究农村女性没有因为增加互联网使用而增加正规金融机构贷款的原因，因此无法提出具体的改进措施。但是，基于目前的研究成果，本文仍然支持了互联网使用对农村女性创业的正向作用，并提出了互联网使用发挥作用的四条路径，为农村地区扶贫开发提供了思路，也为后续研究提供了参考价值。