李曉靜 陳 哲 夏顯力

(1.煙臺大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，山東 煙臺 264005；2.西北農(nóng)林科技大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，陜西 楊凌 712100)

一、引言

農(nóng)民開展創(chuàng)業(yè)活動對增加家庭收入、帶動區(qū)域就業(yè)和促進經(jīng)濟發(fā)展都具有重要作用[1]。自2015年國務(wù)院辦公廳頒發(fā)《關(guān)于支持農(nóng)民工等人員返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的意見》(國辦發(fā)〔2015〕47號)以來，各地方政府也陸續(xù)頒布了具有系統(tǒng)性和針對性的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)政策文件，極大地激發(fā)了農(nóng)村地區(qū)廣大農(nóng)民的創(chuàng)業(yè)熱情。同時，伴隨著《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃(2018—2022年)》《關(guān)于深入實施農(nóng)村創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)帶頭人培育行動的意見》(農(nóng)產(chǎn)法〔2020〕3號)、《關(guān)于推動返鄉(xiāng)入鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的意見》(發(fā)改就業(yè)〔2020〕104號)等文件的出臺，資本、人才和技術(shù)等資源要素加速向鄉(xiāng)村地區(qū)流動和聚集，為農(nóng)戶開展創(chuàng)業(yè)活動提供了良好的環(huán)境基礎(chǔ)，促使農(nóng)村地區(qū)出現(xiàn)了新一輪的創(chuàng)業(yè)浪潮。

從現(xiàn)實來看，創(chuàng)業(yè)方式具有多樣性。隨著數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)的推進，以“互聯(lián)網(wǎng)+”、網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟和數(shù)字經(jīng)濟等為核心的新經(jīng)濟形態(tài)不斷涌現(xiàn)，衍生了眾多以農(nóng)產(chǎn)品電商、網(wǎng)絡(luò)直播帶貨等為代表的新型商業(yè)模式、新服務(wù)方式和新產(chǎn)業(yè)形態(tài)，既改變了農(nóng)戶傳統(tǒng)的消費習(xí)慣，也激發(fā)了農(nóng)戶的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)熱情，促進了農(nóng)村地區(qū)創(chuàng)業(yè)投資形態(tài)的多元化[2]。同時，數(shù)字技術(shù)的普惠性可以有效降低創(chuàng)業(yè)門檻，讓一批具有較高知識水平的農(nóng)戶以較低的成本、較快的速度加入創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動中，但對于多數(shù)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)者而言，在創(chuàng)業(yè)過程中不僅要面臨繁雜的技術(shù)問題，還需要掌握一定的市場營銷、信息甄別和機會識別能力，才能保障創(chuàng)業(yè)活動的順利開展。部分農(nóng)戶由于存在數(shù)字技術(shù)門檻及知識門檻，導(dǎo)致其在創(chuàng)業(yè)過程中缺乏競爭優(yōu)勢、獲利空間有限，容易形成低效率、薄利潤、不可持續(xù)甚至失敗的創(chuàng)業(yè)活動[3]。因此，在數(shù)字經(jīng)濟快速發(fā)展的背景下，有效提升農(nóng)戶數(shù)字知識水平，培養(yǎng)農(nóng)戶數(shù)字素養(yǎng)，進而幫助農(nóng)戶掌握數(shù)字應(yīng)用技術(shù)和技能，成為助推農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)成功的重要手段。此外，數(shù)字經(jīng)濟的發(fā)展為農(nóng)村地區(qū)帶來了巨大的數(shù)字紅利，但是由于地區(qū)之間發(fā)展不平衡以及農(nóng)村居民的互聯(lián)網(wǎng)使用水平存在差異，導(dǎo)致數(shù)字紅利在部分地區(qū)難以體現(xiàn)[4]，甚至不同地區(qū)存在較大的“數(shù)字鴻溝”。數(shù)字技術(shù)是一項新興的強有力高科技工具，只有具備一定的數(shù)字技能、較高數(shù)字素養(yǎng)的群體才能更好地應(yīng)用數(shù)字技術(shù)，融入數(shù)字經(jīng)濟、識別創(chuàng)業(yè)機會、分享數(shù)字紅利[5]。而隨著數(shù)字技術(shù)的普及加快，部分擁有較高數(shù)字素養(yǎng)的群體通過應(yīng)用先進技術(shù)和成功經(jīng)驗，能夠給周邊群體發(fā)揮較好的示范和借鑒作用，有效地提升周邊群體的信息獲取能力以及人力資本水平，進而成為縮小數(shù)字鴻溝、增強數(shù)字紅利的有效途徑，最終為區(qū)域整體創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)水平的提升提供良好契機。因此，在深入探討數(shù)字素養(yǎng)如何提升農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)水平時，應(yīng)該充分考慮數(shù)字素養(yǎng)帶來的空間溢出效應(yīng)。

基于此，本文利用2018年對陜西、四川兩省農(nóng)村居民的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，考察數(shù)字素養(yǎng)對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的影響，并從空間溢出視角對兩者的關(guān)系進行探討。與以往研究相比，本文可能的貢獻在于：第一，本文嘗試構(gòu)建數(shù)字素養(yǎng)指標(biāo)體系，從微觀農(nóng)戶視角解析農(nóng)村居民數(shù)字素養(yǎng)狀況；第二，本文將影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的因素拓展到數(shù)字素養(yǎng)研究視角，能夠更深刻地揭露農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)行為，幫助農(nóng)民創(chuàng)業(yè)者跨越知識門檻，發(fā)揮其價值創(chuàng)造能力；第三，本文將空間因素納入數(shù)字素養(yǎng)與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為關(guān)系的實證研究中，有利于從空間視角精準(zhǔn)識別農(nóng)戶行為決策軌跡，為制定創(chuàng)業(yè)引導(dǎo)策略提供決策參考。

二、理論分析與研究假設(shè)

現(xiàn)階段我國農(nóng)村數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)相對遲緩，大力開展數(shù)字化基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，對于推進農(nóng)村數(shù)字產(chǎn)業(yè)發(fā)展和刺激農(nóng)民創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)具有重要作用。農(nóng)戶作為農(nóng)村最主要的經(jīng)濟活動主體與最基本的決策單位，其采取的數(shù)字技術(shù)策略對農(nóng)村數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)有著深遠(yuǎn)的影響。數(shù)字素養(yǎng)可以直接反映農(nóng)戶數(shù)字知識及運用數(shù)字技術(shù)解決問題的能力，不僅能夠幫助農(nóng)戶通過理解和運用數(shù)字信息與信息技術(shù)工具來解決生產(chǎn)生活面臨的問題，而且能夠幫助其更好地融入信息化浪潮，從而獲得各方面的資源和優(yōu)勢，顯著提升其管理水平及投資決策能力，對于農(nóng)戶創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)具有重要推動作用[6]。

(一)數(shù)字素養(yǎng)對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的影響

數(shù)字素養(yǎng)作為人力資本的重要組成部分，對創(chuàng)業(yè)者的知識技能與管理能力、創(chuàng)業(yè)機會的感知與評估、創(chuàng)業(yè)資源的整合都有重要影響，對創(chuàng)業(yè)行為有重要推動作用。首先，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的主體是農(nóng)戶家庭，家庭成員的數(shù)字素養(yǎng)直接影響農(nóng)戶的知識技能與經(jīng)營管理水平。豐富的數(shù)字知識、高超的數(shù)字技能、敏感的數(shù)字意識能夠幫助農(nóng)戶及時捕捉市場信息變化，察覺市場潛在的商機，及時準(zhǔn)確地加入創(chuàng)業(yè)隊伍，確保創(chuàng)業(yè)行為的穩(wěn)步推進[7]。其次，數(shù)字素養(yǎng)水平高的農(nóng)戶能夠較好地利用數(shù)字技術(shù)工具掌握最新的商業(yè)發(fā)展趨勢和創(chuàng)業(yè)前沿動態(tài)，有效突破農(nóng)戶原有依靠農(nóng)業(yè)生產(chǎn)獲取收入的思維固定模式[8]，有利于鼓勵和促進以創(chuàng)業(yè)行為為代表的企業(yè)家精神的培育和發(fā)展，促使農(nóng)戶轉(zhuǎn)向獲取財富更為快速的創(chuàng)業(yè)活動。再次，數(shù)字素養(yǎng)水平高的農(nóng)戶能夠利用多樣化的互聯(lián)網(wǎng)工具突破社會網(wǎng)絡(luò)的地域限制，擴大社會交往的半徑，合理有效地調(diào)用社會網(wǎng)絡(luò)中的資源，這不僅能為農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)提供資金和情感等社會支持，而且有利于農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)者與相關(guān)政府部門打交道，從而及時獲取創(chuàng)業(yè)優(yōu)惠政策支持，取得營業(yè)執(zhí)照，加快行政審批的流程，以較低搜尋成本、較快的速度獲取競爭優(yōu)勢，從而提升創(chuàng)業(yè)概率[9]。最后，數(shù)字素養(yǎng)水平高的農(nóng)戶能夠較好運用網(wǎng)絡(luò)平臺和現(xiàn)代流通體系拓展銷售渠道，并擅長捕捉消費者的多樣化需求，通過定制生產(chǎn)、網(wǎng)紅經(jīng)濟、直播帶貨等方式吸納更多的消費者。同時，數(shù)字素養(yǎng)較高的農(nóng)戶能夠利用數(shù)字平臺的即時通信功能與消費者保持暢通的交流，形成良好的交易關(guān)系，這將有利于降低農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)交易成本和經(jīng)營風(fēng)險，最終有效促進創(chuàng)業(yè)行為的產(chǎn)生[10]?；诖?，提出假設(shè)1：

H1：數(shù)字素養(yǎng)能夠促進農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)。

(二)數(shù)字素養(yǎng)對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的空間溢出效應(yīng)

隨著社會信息化的快速發(fā)展和互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施的完善，部分農(nóng)戶能夠利用數(shù)字技術(shù)工具將農(nóng)業(yè)先進知識和創(chuàng)新技術(shù)以互動交流和可視化操作的形式在農(nóng)戶間進行擴散和傳播，促使個體的知識和技能對其他農(nóng)戶或組織產(chǎn)生顯著的空間溢出效應(yīng)。農(nóng)戶數(shù)字素養(yǎng)是農(nóng)戶在生產(chǎn)與生活實踐過程中所具備的數(shù)字知識、數(shù)字能力和數(shù)字意識的綜合[11]，除了對自身的創(chuàng)業(yè)行為具有影響，還可能通過社會網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)和知識溢出效應(yīng)對周邊農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)決策行為產(chǎn)生影響。首先，擁有較高數(shù)字素養(yǎng)的農(nóng)戶能夠通過社會網(wǎng)絡(luò)的分享效應(yīng)實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)知識和創(chuàng)業(yè)資源的流動和共享，進而帶動周邊農(nóng)戶開展創(chuàng)業(yè)活動。具有較高數(shù)字素養(yǎng)的農(nóng)戶不僅能夠更好地維系原有的社會網(wǎng)絡(luò)，更能通過互聯(lián)網(wǎng)渠道拓寬社會網(wǎng)絡(luò)邊界、積累社會資本，同時在社會網(wǎng)絡(luò)的拓寬過程中，數(shù)字素養(yǎng)較高的農(nóng)戶與社會網(wǎng)絡(luò)群體中的其他農(nóng)戶進行交流，能夠?qū)χ苓呣r(nóng)戶產(chǎn)生一定的溢出效應(yīng)[12]，從而促進其他農(nóng)戶開展創(chuàng)業(yè)活動。其次，擁有較高數(shù)字素養(yǎng)的農(nóng)戶能夠通過數(shù)字技術(shù)擴散的漣漪效應(yīng)降低周邊農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)成本和學(xué)習(xí)成本，進而帶動周邊農(nóng)戶開展創(chuàng)業(yè)活動。擁有較高數(shù)字素養(yǎng)的農(nóng)戶接受新技術(shù)、吸收新知識的能力普遍高于其他農(nóng)戶，能夠聚集更多的創(chuàng)業(yè)資源和掌握更豐富的創(chuàng)業(yè)技能，而農(nóng)戶間由于業(yè)務(wù)聯(lián)系和親緣關(guān)系會相互合作和學(xué)習(xí)，加快了信息交換的頻率[13]。數(shù)字素養(yǎng)較高的農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)成功經(jīng)驗還能夠借助數(shù)字渠道進一步推廣和擴散，從而極大地降低周邊有創(chuàng)業(yè)動機農(nóng)戶的學(xué)習(xí)成本和創(chuàng)業(yè)成本，進而提升周邊農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)概率?；诖?，提出假設(shè)2：

H2：農(nóng)戶數(shù)字素養(yǎng)能夠促進周邊農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)。

(三)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點縣和非試點縣的空間溢出效應(yīng)差異分析

農(nóng)戶數(shù)字素養(yǎng)對自身及周邊農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的影響可能會受到所在區(qū)域相關(guān)創(chuàng)業(yè)政策的影響，積極的政策導(dǎo)向能夠促進區(qū)域整體創(chuàng)業(yè)水平提升，在政策試點區(qū)域潛在創(chuàng)業(yè)者能夠獲得政府的更多認(rèn)可和更有利的資源，有效的政府支持補貼或者稅收優(yōu)惠政策可以刺激創(chuàng)業(yè)企業(yè)的開發(fā)潛力，進而推動創(chuàng)業(yè)企業(yè)良好發(fā)展[14]。首先，國家返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點縣的設(shè)立具有較強的創(chuàng)業(yè)資源集聚作用，能夠加快創(chuàng)業(yè)資源在區(qū)域內(nèi)的快速流動[15]，進而擴大試點縣內(nèi)數(shù)字素養(yǎng)對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的空間溢出效應(yīng)。創(chuàng)業(yè)是一項開拓新市場、新產(chǎn)品和新技術(shù)的風(fēng)險投資活動，一般而言農(nóng)戶大多是風(fēng)險規(guī)避者，其經(jīng)濟行為遵守“安全第一的拇指原則”，因而不會輕易嘗試具有較高不確定性的創(chuàng)業(yè)活動[16]。國家返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點縣為農(nóng)戶提供了良好的政策支持、金融支持和基礎(chǔ)設(shè)施等，在合理配置創(chuàng)業(yè)人員與數(shù)字技術(shù)有效對接的同時，還能夠營造良好的外部環(huán)境激發(fā)農(nóng)民的創(chuàng)業(yè)熱情，幫助農(nóng)戶更快地獲取創(chuàng)業(yè)信息、識別創(chuàng)業(yè)機會、緩解融資約束，推動農(nóng)戶開展創(chuàng)業(yè)活動[17]。其次，國家返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點縣的設(shè)立為創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶間的信息交流和經(jīng)驗分享創(chuàng)造了良好的信息環(huán)境，便于知識溢出效應(yīng)和示范效應(yīng)的發(fā)揮，進而擴大區(qū)域內(nèi)數(shù)字素養(yǎng)對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的空間溢出效應(yīng)。國家返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點縣頻繁開展多種方式的培訓(xùn)交流活動，不僅能夠促進創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶之間的互動交流，而且有利于有創(chuàng)業(yè)經(jīng)驗的農(nóng)戶發(fā)揮示范帶頭作用，提升試點縣內(nèi)其他農(nóng)戶開展創(chuàng)業(yè)活動的概率。最后，國家返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點縣的設(shè)立能夠為農(nóng)戶間的創(chuàng)新合作和知識轉(zhuǎn)移提供良好的制度環(huán)境，增強創(chuàng)業(yè)主體間的知識共享和創(chuàng)新互助能力，進而擴大試點縣內(nèi)數(shù)字素養(yǎng)對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的空間溢出效應(yīng)。農(nóng)戶新創(chuàng)企業(yè)往往規(guī)模小，行業(yè)競爭激烈、利潤微薄，會面臨更嚴(yán)峻的失敗風(fēng)險等新進入障礙，國家返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點縣的設(shè)立能夠為新創(chuàng)企業(yè)簡化地區(qū)注冊審批手續(xù)，搭建技術(shù)支持平臺，幫助創(chuàng)業(yè)者通過制度性支撐和平臺性支持來增強創(chuàng)新技術(shù)共享和即時交流能力，進而提高其創(chuàng)業(yè)信心，促進其積極創(chuàng)業(yè)[18]。基于此，提出假設(shè)3：

H3：國家返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點縣的空間溢出效應(yīng)高于非試點縣的空間溢出效應(yīng)。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選擇與模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于2018年9～10月“獼猴桃產(chǎn)業(yè)體系課題組”對陜西省、四川省獼猴桃種植戶開展的入戶調(diào)研，選擇陜西省和四川省進行調(diào)研的主要原因是兩省的獼猴桃種植面積位于全國前兩位，獼猴桃種植水平位于全國前列。陜西省獼猴桃產(chǎn)業(yè)主要分布在周至縣、眉縣和武功縣，而在四川省該產(chǎn)業(yè)分布涉及區(qū)域相對較多，選取獼猴桃種植規(guī)模較大的都江堰市、蒼溪縣和蒲江縣。調(diào)查過程采用分層、多階段和按規(guī)模大小成比例的概率抽樣(PPS)方法進行，首先按照縣(市)的獼猴桃產(chǎn)業(yè)規(guī)模抽取鄉(xiāng)鎮(zhèn)，其次在每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機選取3個村，再次在每個村莊隨機抽取8～10戶獼猴桃種植戶，最后對抽中的農(nóng)戶家庭選擇一名熟悉家庭情況的成員進行一對一面訪調(diào)查。本次共調(diào)查農(nóng)戶702戶，經(jīng)數(shù)據(jù)篩查，剔除數(shù)據(jù)缺失和前后矛盾的問卷后獲得有效問卷686份，問卷有效率為97.72%，有效樣本分布為周至縣194戶、眉縣152戶、武功縣53戶、都江堰市109戶、蒼溪縣96戶和蒲江縣82戶，分別占樣本總數(shù)的28.28%、22.16%、7.73%、15.89%、13.99%和11.95%。本文調(diào)查對象為獼猴桃種植戶，與傳統(tǒng)農(nóng)戶相比，種植戶在創(chuàng)業(yè)方面擁有較好的經(jīng)濟基礎(chǔ)，且擁有更高的創(chuàng)業(yè)積極性。本次調(diào)查的農(nóng)戶問卷主要涉及獼猴桃種植戶家庭人口結(jié)構(gòu)、收支狀況、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與銷售狀況以及農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)情況等方面；村莊問卷主要針對了解村莊情況的村干部進行調(diào)查，主要涉及村莊人口結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r等。

(二)變量選擇

1.因變量：農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為。農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為是農(nóng)戶以家庭為基本決策單位的市場經(jīng)濟活動，主要指農(nóng)戶通過識別機會、配置與利用資源，創(chuàng)新經(jīng)營形式或開拓新的經(jīng)營領(lǐng)域，實現(xiàn)價值創(chuàng)造的過程[11]。本文將農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為采用“農(nóng)戶是否從事個體經(jīng)營或開辦私營企業(yè)”來表征，農(nóng)戶如果回答“是”，則表明農(nóng)戶開展了創(chuàng)業(yè)活動，反之則表明農(nóng)戶未開展創(chuàng)業(yè)活動。

2.自變量：數(shù)字素養(yǎng)。素養(yǎng)(C-Competencies)是知識(K-Knowledge)、技能(S-Skills)、態(tài)度(A-Attitudes)的超越和統(tǒng)整，即C=(K+S)A[19]。區(qū)別于信息素養(yǎng)與互聯(lián)網(wǎng)素養(yǎng)，數(shù)字素養(yǎng)主要是指經(jīng)濟主體在經(jīng)濟和社會生活中通過數(shù)字技術(shù)和互聯(lián)網(wǎng)設(shè)備，安全、恰當(dāng)?shù)囟x、獲取、管理、整合、傳播、評估和創(chuàng)建信息的能力[20]。早期研究者認(rèn)為，數(shù)字素養(yǎng)是理解和使用來自各種數(shù)字資源的信息的能力[21]。美國新媒體聯(lián)盟將數(shù)字素養(yǎng)定義為：“人類獲取和創(chuàng)建數(shù)字資源時，所需的解釋、了解、理解和利用數(shù)字資源的能力”，具體包括通用素養(yǎng)、創(chuàng)造性素養(yǎng)和跨學(xué)科素養(yǎng)[22]。歐盟委員會認(rèn)為數(shù)字素養(yǎng)涵蓋信息素養(yǎng)、媒介素養(yǎng)、網(wǎng)絡(luò)素養(yǎng)及計算機或信息通信技術(shù)素養(yǎng)等方面[23]。聯(lián)合國教科文組織把數(shù)字素養(yǎng)定義為：“面向就業(yè)、獲得體面工作及創(chuàng)業(yè)，使用數(shù)字技術(shù)安全且合理地訪問、管理、理解、整合、呈現(xiàn)、評估和創(chuàng)建信息的能力，這些能力就是所謂的計算機素養(yǎng)、信息通信技術(shù)素養(yǎng)、信息素養(yǎng)和媒介素養(yǎng)”[24]。綜上發(fā)現(xiàn)，隨著互聯(lián)網(wǎng)與信息技術(shù)的變革和發(fā)展，數(shù)字素養(yǎng)的內(nèi)涵和外延不斷得到拓寬與深化，其內(nèi)容不再局限于數(shù)字技能和數(shù)字信息層面，更多地嘗試從寬視角、多維度和綜合性的角度對其進行解析，更加適應(yīng)了數(shù)字技術(shù)進步對公民數(shù)字素養(yǎng)的新要求。其中，美國新媒體聯(lián)盟和聯(lián)合國教科文組織關(guān)于數(shù)字素養(yǎng)所涉及的內(nèi)容大多參考?xì)W盟數(shù)字素養(yǎng)框架而制定，且內(nèi)容與其重復(fù)度較高，而歐盟委員會制定的數(shù)字素養(yǎng)框架體系更具有領(lǐng)先性和代表性，是很多國家和組織制定數(shù)字素養(yǎng)框架的基礎(chǔ)，并在全球范圍內(nèi)得到更為廣闊的應(yīng)用[25]?；诖耍疚膮⒄諝W盟數(shù)字素養(yǎng)框架DigComp2.1的分類標(biāo)準(zhǔn)，并結(jié)合蘇嵐嵐等、高欣峰和陳麗的研究[11][26]，充分考慮調(diào)研區(qū)域獼猴桃種植戶生產(chǎn)及經(jīng)營實際，從信息和數(shù)據(jù)素養(yǎng)、溝通與協(xié)作素養(yǎng)、數(shù)字內(nèi)容創(chuàng)建素養(yǎng)、數(shù)字安全素養(yǎng)和問題解決素養(yǎng)等五個維度構(gòu)建農(nóng)戶數(shù)字素養(yǎng)的評價指標(biāo)體系，具體測度題項如表1所示，采用Likert五分量表，選項為“非常不同意=1；比較不同意=2；一般=3；比較同意=4；非常同意=5”。運用SPSS 26.0對15個題項進行因子分析，用主成分分析法提取特征值大于1的公共因子，共提取5個，累積方差貢獻率達到79.460%，KMO值為0.785，Bartlett球形檢驗卡方值達到1%的顯著性水平，說明樣本適合做因子分析；所有題項的因子載荷均大于0.6，Cronbach’α系數(shù)均大于0.7，說明變量測度具有較好的信度和效度。

表1 數(shù)字素養(yǎng)測度指標(biāo)體系及信度效度檢驗

3.區(qū)制變量：國家返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點縣。2016年國家發(fā)改委、人社部等十個部門發(fā)文正式批準(zhǔn)了第一批國家返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點縣，2017年和2018年又陸續(xù)確定了第二批和第三批創(chuàng)業(yè)試點縣。就本文的調(diào)研區(qū)域而言，眉縣和蒼溪縣處于第三批國家返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點縣名錄，而周至縣、武功縣、都江堰市和蒲江縣在調(diào)研時間點并未進入這一名錄。因此，本文以在“調(diào)研期間是否為國家返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點縣”來定義區(qū)制變量。

4.控制變量。本文參考已有研究，選取了可能影響創(chuàng)業(yè)決策的相關(guān)變量作為控制變量，包括農(nóng)戶的個體特征、家庭特征、社會網(wǎng)絡(luò)特征及區(qū)位特征四個方面[7][12][13]。其中，農(nóng)戶個體特征方面選擇戶主年齡、戶主性別、戶主受教育年限和戶主健康狀況四個變量；在農(nóng)戶家庭特征方面選擇家庭年收入、家庭勞動力人數(shù)、家中是否有村干部、是否加入合作社和風(fēng)險偏好五個變量；在社會網(wǎng)絡(luò)特征方面主要選擇人情往來占比；在區(qū)位特征方面主要選擇距鄉(xiāng)鎮(zhèn)距離。變量具體定義及描述性統(tǒng)計如表2所示。

表2 變量說明與描述性統(tǒng)計

(三)模型設(shè)定

1.空間杜賓模型。本文采用空間杜賓模型分析數(shù)字素養(yǎng)對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的影響及空間溢出效應(yīng)，此問題意味著可能不僅包含因變量的空間互動效應(yīng)(yi對yj的影響，i≠j)，還包含自變量空間互動效應(yīng)(xi對yj的影響)，具體模型設(shè)定為：

Y=ρWY+βX+θWX+μ

(1)

式(1)中，Y為一個n×1階向量，表示農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的觀測值；X為由數(shù)字素養(yǎng)及控制變量組成的n×k階向量；W為n×n空間權(quán)重矩陣，ρ為因變量的空間滯后系數(shù)，表示相鄰農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為之間存在擴散、溢出等相互作用，β為解釋變量的回歸系數(shù)，θ為自變量的空間回歸系數(shù)，μ為隨機誤差項。

(2)

(3)

式(2)和式(3)中，i和j表示不同農(nóng)戶(i=1，2，…，N；j=1，2，…，N)，W(1)和W(2)的所有對角線元素均為0，dij為根據(jù)農(nóng)戶i和農(nóng)戶j家庭所在位置的經(jīng)緯度測算的歐式距離。

但空間杜賓模型的估計參數(shù)并不能直接反映空間溢出效應(yīng)的大小，需通過偏微分方法求解效應(yīng)數(shù)值[27][28]。相應(yīng)地，因變量對自變量X的偏微分方程矩陣為：

(4)

式(4)中，I是單位對角矩陣，最右端矩陣的對角線元素均值捕捉了直接效應(yīng)，每行或每列中非對角元素之和的均值則是間接效應(yīng)，也稱為“空間溢出效應(yīng)”[29]。據(jù)此可得到數(shù)字素養(yǎng)對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)(空間溢出效應(yīng))和總體效應(yīng)。

2.兩區(qū)制空間杜賓模型。本文的空間溢出在不同區(qū)域間可能會表現(xiàn)出不同的程度：國家返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點縣的空間溢出效應(yīng)可能會比非試點縣的空間溢出效應(yīng)高，而空間杜賓模型無法刻畫和測度這種非對稱效應(yīng)，因此本文借鑒Elhorst等和龍小寧等構(gòu)建的兩區(qū)制空間杜賓模型[29][30]，分析國家返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點縣和非試點縣的可能差異，假定兩者的空間滯后系數(shù)不同，設(shè)定兩區(qū)制空間杜賓模型為：

Y=ρ1W1Y+ρ2W2Y+βX+θ1W1X+θ2W2X+μ

(5)

式(5)中，ρ1和ρ2分別為國家返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點縣和非試點縣的因變量的空間滯后系數(shù)。θ1和θ2分別為國家返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點縣和非試點縣的自變量的空間滯后系數(shù)，μ表示隨機誤差項。W1=MW，W2=(I-M)W，其中I為單位對角矩陣，W中的空間權(quán)重矩陣元素如式(2)和式(3)所示，M為對角矩陣，其對角元素Mii為：

(6)

四、實證結(jié)果分析

(一)空間效應(yīng)診斷檢驗

在對空間計量模型進行估計之前，需要使用拉格朗日乘數(shù)(LM)和穩(wěn)健拉格朗日乘數(shù)(Robust LM)檢驗診斷農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為與各變量間的空間效應(yīng)適用何種空間計量模型，檢驗結(jié)果如表3所示。LM檢驗結(jié)果表明，無論是采用鄰近空間權(quán)重還是地理距離空間權(quán)重，空間效應(yīng)的診斷檢驗均在1%的水平上顯著拒絕方程無空間滯后項或無空間誤差項的原假設(shè)，說明各變量之間不僅有空間滯后效應(yīng)，而且還有空間誤差效應(yīng)。因此，本文宜采用空間杜賓模型(SDM)進行分析。為判斷空間杜賓模型(SDM)是否為最優(yōu)模型，本文通過極大似然估計得到的似然比LR來判斷，從表4的檢驗結(jié)果看，無論是采用鄰近空間權(quán)重還是地理距離空間權(quán)重，LR_SAR和LR_SEM的檢驗結(jié)果均顯著拒絕原假設(shè)，進一步證明空間杜賓模型(SDM)是本文研究的最優(yōu)選擇。

表3 空間效應(yīng)的診斷檢驗結(jié)果

(二)空間溢出效應(yīng)測度及分析

數(shù)字素養(yǎng)對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為空間溢出效應(yīng)的估計結(jié)果如表4所示。采用鄰近空間權(quán)重矩陣和地理距離空間權(quán)重的估計結(jié)果表明，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的空間滯后系數(shù)分別為0.238和0.224，且分別通過1%和5%的顯著性檢驗，說明農(nóng)戶的家庭創(chuàng)業(yè)行為會明顯帶動周邊農(nóng)戶開展創(chuàng)業(yè)活動。從采用鄰近空間權(quán)重的回歸系數(shù)來看，數(shù)字素養(yǎng)通過了1%的顯著性檢驗，符號為正，表明數(shù)字素養(yǎng)對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為有顯著正向影響。另外，戶主受教育年限、戶主健康狀況、家庭年收入、人情往來占比和風(fēng)險偏好五個變量均通過顯著性檢驗，且符號均為正，表明這些變量對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為均有顯著正向影響。從自變量的空間滯后項看，W×數(shù)字素養(yǎng)、W×戶主受教育年限、W×家庭勞動力人數(shù)、W×家中是否有村干部以及W×風(fēng)險偏好分別在1%、5%、1%、10%和5%的水平上通過顯著性檢驗，且符號均為正，表明農(nóng)戶數(shù)字素養(yǎng)越高、戶主受教育年限越長、家庭勞動力越多、家中有村干部、風(fēng)險偏好越高的農(nóng)戶對周邊農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的帶動作用越強。從鄰近空間權(quán)重和地理距離空間權(quán)重得到的估計結(jié)果來看，兩者大體一致，估計結(jié)果較為穩(wěn)健，上述結(jié)果證明了假設(shè)1和假設(shè)2成立。

表4 空間杜賓模型估計結(jié)果

(三)空間溢出效應(yīng)分解

上述估計結(jié)果表明數(shù)字素養(yǎng)對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為可能存在空間溢出效應(yīng)，但是由于空間杜賓模型包含了因變量和自變量的空間滯后項，模型中各解釋變量的估計系數(shù)值并不能直接解釋該變量對因變量的影響效應(yīng)[29]。因此，需要采用偏微分方法對空間效應(yīng)進行分解，通過檢驗間接效應(yīng)的顯著性來判斷空間溢出效應(yīng)是否顯著存在。本文基于空間杜賓模型對空間直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)進行測算，估計結(jié)果如表5所示。

由表5可知，數(shù)字素養(yǎng)對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)均在1%的水平上通過顯著性檢驗，且符號均為正，表明數(shù)字素養(yǎng)對促進農(nóng)戶自身及鄰近農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)均具有顯著的正向影響。這表明農(nóng)戶具有較高數(shù)字素養(yǎng)會顯著促進農(nóng)戶家庭開展創(chuàng)業(yè)活動，同時由于其社會網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)與知識溢出效應(yīng)的存在，其對地理鄰近農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)行為也會產(chǎn)生顯著的正向空間溢出效應(yīng)，可能的原因是具有較高數(shù)字素養(yǎng)的農(nóng)戶擁有較強的數(shù)字技術(shù)工具應(yīng)用意識和能力，不僅能夠較快地獲取創(chuàng)業(yè)信息、知識和技術(shù)等要素資源，還能將創(chuàng)業(yè)經(jīng)驗和管理技能通過網(wǎng)絡(luò)傳遞給周邊其他農(nóng)戶[31]，從而對周邊農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)機會識別和創(chuàng)業(yè)技能提升產(chǎn)生積極的溢出效應(yīng)，進而有效帶動周邊農(nóng)戶開展創(chuàng)業(yè)。

表5 基于空間杜賓模型的空間溢出效應(yīng)分解

采用鄰近空間權(quán)重的檢驗結(jié)果顯示，戶主受教育程度的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)分別在1%、10%和1%的水平上通過顯著性檢驗，符號均為正，說明受教育程度高能夠促進農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)行為，并且對周邊農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)帶動作用也較強，可能的原因是戶主受教育程度越高，其技術(shù)創(chuàng)新和創(chuàng)業(yè)知識獲取的能力越強，進而開展創(chuàng)業(yè)活動的可能性越大，且受教育程度較高的農(nóng)戶在農(nóng)村地區(qū)更加受到周圍人的尊敬，其創(chuàng)業(yè)決策行為具有良好的示范作用，會對周邊農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)行為產(chǎn)生較好的帶動作用。戶主健康狀況的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)分別在1%、10%和1%的水平上通過顯著性檢驗，符號均為正，說明戶主越健康的家庭不僅傾向于創(chuàng)業(yè)，而且對周邊農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)具有一定的帶動作用。

家庭年收入的直接效應(yīng)在1%的水平上顯著，但間接效應(yīng)和總效應(yīng)均未通過顯著性檢驗，說明家庭年收入高的農(nóng)戶更傾向于開展創(chuàng)業(yè)活動，可能的原因是具有較高收入的農(nóng)戶往往擁有充裕的資金開展創(chuàng)業(yè)活動，且能夠應(yīng)對創(chuàng)業(yè)失敗帶來的不確定性風(fēng)險和資金損失，強化農(nóng)民創(chuàng)業(yè)信心，增加農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的硬實力。家庭勞動力人數(shù)的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)分別在10%、1%和1%的水平上通過顯著性檢驗，且符號均為正，說明家庭勞動力越多越傾向于創(chuàng)業(yè)，并且對周邊農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)具有一定的帶動作用，可能的原因是勞動力越多的家庭不僅擁有更加寬廣的人脈，并且能為創(chuàng)業(yè)活動開展提供充足的勞動力資源，因此其開展創(chuàng)業(yè)活動的可能性越大；同樣勞動力多的家庭在社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中的信息和知識傳播力度較強，更易對周邊農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)行為產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)。家中有村干部的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)分別在10%、10%和5%的水平上通過顯著性檢驗，且符號均為正，說明家中有村干部激發(fā)了農(nóng)戶家庭的創(chuàng)業(yè)積極性，并且對周邊農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)積極性有顯著促進作用，可能的原因是，村干部作為村莊集體行動的代理人和熟人社會的精英，能夠順利與其他農(nóng)戶保持交流，其成功的創(chuàng)業(yè)經(jīng)驗?zāi)軌驅(qū)χ苓呣r(nóng)戶產(chǎn)生帶動和示范作用。風(fēng)險偏好的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)分別在5%、1%和1%的水平上顯著為正，說明風(fēng)險偏好越高的家庭越傾向于創(chuàng)業(yè)，并且能夠帶動周邊農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)，可能的原因是創(chuàng)業(yè)活動具有較高的不穩(wěn)定性和風(fēng)險，創(chuàng)業(yè)者必須擁有良好的自我效能感和較高的風(fēng)險偏好意識，才能夠應(yīng)對創(chuàng)業(yè)失敗帶來的成本損耗，且面對復(fù)雜的市場經(jīng)營環(huán)境能夠做出冷靜的決策，因此其開展創(chuàng)業(yè)活動的可能性更大。此外，作為社會基礎(chǔ)單元的農(nóng)戶，其風(fēng)險偏好會對村域內(nèi)其他農(nóng)戶的風(fēng)險預(yù)期產(chǎn)生積極影響，能夠增強周邊農(nóng)戶應(yīng)對不確定性風(fēng)險的韌性，進而提升周邊農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)概率。

人情往來占比的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)分別在1%、10%和1%的水平上通過顯著性檢驗，符號均為正，表明社會網(wǎng)絡(luò)水平較高的家庭傾向于創(chuàng)業(yè)，并且能夠帶動周邊農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)行為，可能的原因是社會網(wǎng)絡(luò)水平較高的家庭更易在社會互動中獲得創(chuàng)業(yè)信息資源和資金支持，能夠有效提升其創(chuàng)業(yè)概率，并且能夠?qū)?chuàng)業(yè)經(jīng)驗和創(chuàng)業(yè)知識通過網(wǎng)絡(luò)渠道傳遞給其他農(nóng)戶，能夠?qū)χ苓呣r(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)行為產(chǎn)生較強的空間溢出作用。

從表5的回歸結(jié)果來看，通過兩種權(quán)重矩陣得到的估計結(jié)果大體一致，證明估計結(jié)果較為穩(wěn)健。

(四)國家返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點縣與非試點縣的空間溢出效應(yīng)對比

由于農(nóng)戶所處的區(qū)域政策存在差異，在不同區(qū)域中數(shù)字素養(yǎng)對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的空間溢出效應(yīng)可能具有差異。單區(qū)制空間杜賓模型證實了數(shù)字素養(yǎng)對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的空間溢出效應(yīng)顯著，且農(nóng)戶間創(chuàng)業(yè)行為也存在相互影響，但由于模型中被解釋變量溢出系數(shù)唯一，無法分辨出空間溢出效應(yīng)的具體表現(xiàn)形式。因此，本部分為了進一步比較國家返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點縣政策的推行是否會導(dǎo)致縣內(nèi)縣外的空間溢出效應(yīng)存在差異，采用兩區(qū)制空間杜賓模型來識別這種非對稱空間效應(yīng)，兩區(qū)制空間溢出效應(yīng)的回歸結(jié)果如表6所示。表6第(1)列為未加入空間效應(yīng)的自變量系數(shù)，表6第(2)列為區(qū)制1(國家返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點縣)各變量的空間滯后系數(shù)，表6第(3)列為區(qū)制2(非試點縣)各變量的空間滯后系數(shù)，表6第(4)列為區(qū)制1與區(qū)制2的空間溢出效應(yīng)差異。表6的結(jié)果顯示，國家返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點縣的數(shù)字素養(yǎng)對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的空間滯后系數(shù)為0.572，在1%的水平上通過顯著性檢驗，表明在國家返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點縣數(shù)字素養(yǎng)對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為有正向空間溢出效應(yīng)，數(shù)字素養(yǎng)能夠顯著促進鄰近農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)行為；而非試點縣數(shù)字素養(yǎng)對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的空間滯后系數(shù)為0.147，未通過顯著性檢驗，表明在非試點縣數(shù)字素養(yǎng)對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的空間溢出效應(yīng)并不顯著。兩者的系數(shù)差檢驗顯示，兩系數(shù)在10%的水平上有顯著差異，這意味著國家返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點縣的設(shè)立，更加有力地促進了數(shù)字素養(yǎng)對農(nóng)戶開展創(chuàng)業(yè)的影響?？赡艿脑蚴菄曳掂l(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點縣的設(shè)立能夠聚集更多的技術(shù)、人力和資金等要素資源，通過良好的創(chuàng)業(yè)環(huán)境政策的規(guī)范和引導(dǎo)，不僅能夠幫助當(dāng)?shù)匦聞?chuàng)農(nóng)民企業(yè)解決資金、管理和技術(shù)等多方面的創(chuàng)業(yè)難題，降低新創(chuàng)企業(yè)的準(zhǔn)入門檻和機會成本，而且還能夠營造良好的創(chuàng)業(yè)氛圍和營商環(huán)境，增加農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)意向和創(chuàng)業(yè)激情，從而更加積極地開展創(chuàng)業(yè)活動。因此，假設(shè)3得到驗證。

表6 兩區(qū)制空間杜賓模型的估計結(jié)果

五、結(jié)論與政策建議

本文利用陜西省、四川省686戶獼猴桃種植戶的調(diào)研數(shù)據(jù)，在構(gòu)建農(nóng)戶數(shù)字素養(yǎng)測度指標(biāo)體系的基礎(chǔ)上，從空間溢出視角實證檢驗了數(shù)字素養(yǎng)對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的影響，揭示了農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策形成的深層次原因。主要研究結(jié)論如下：總體來看，農(nóng)戶數(shù)字素養(yǎng)不僅能對農(nóng)戶自身創(chuàng)業(yè)行為有正向的直接影響，且對鄰近農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)行為產(chǎn)生正向空間溢出效應(yīng)，進一步采用地理距離空間權(quán)重矩陣進行驗證后，回歸結(jié)果依舊穩(wěn)健。國家返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點縣內(nèi)農(nóng)戶數(shù)字素養(yǎng)對創(chuàng)業(yè)行為的影響存在顯著的正向空間溢出效應(yīng)，但在非試點縣這一效應(yīng)并不明顯。

基于以上結(jié)論，本文提出以下政策建議：第一，注重農(nóng)民數(shù)字素養(yǎng)的培養(yǎng)。應(yīng)提升農(nóng)村數(shù)字化、網(wǎng)絡(luò)化、智能化水平，建立全面又有針對性的數(shù)字技術(shù)和知識普及教育，加大開展多元化的數(shù)字技能培訓(xùn)，緩解數(shù)字化轉(zhuǎn)型過程中的知識缺乏、技能缺失等問題，為農(nóng)戶開展創(chuàng)業(yè)活動奠定堅實基礎(chǔ)。第二，充分考慮農(nóng)戶數(shù)字素養(yǎng)和創(chuàng)業(yè)行為的空間溢出效應(yīng)，鼓勵數(shù)字素養(yǎng)高的農(nóng)戶優(yōu)先開展創(chuàng)業(yè)活動，并鼓勵他們將新理念、新思維分享給周邊農(nóng)戶，發(fā)揮示范引領(lǐng)作用，鼓勵引導(dǎo)農(nóng)戶建立互幫互助創(chuàng)業(yè)小組，深入拓寬農(nóng)戶社會網(wǎng)絡(luò)體系，促進數(shù)字資源、創(chuàng)業(yè)信息和資本在農(nóng)戶間暢通流動，進而發(fā)揮數(shù)字素養(yǎng)的空間溢出作用，使數(shù)字素養(yǎng)對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的帶動作用得到更好的發(fā)揮。第三，充分發(fā)揮國家返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點縣建設(shè)的政策支持作用，各地方政府應(yīng)因地制宜地配套相關(guān)政策措施，放松市場準(zhǔn)入標(biāo)準(zhǔn)，加強創(chuàng)業(yè)自主權(quán)，提升創(chuàng)業(yè)服務(wù)能力，為農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)營造良好的政策環(huán)境，激發(fā)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)積極性。