互聯(lián)網(wǎng)使用對創(chuàng)業(yè)行為的影響
——基于微觀數(shù)據(jù)的實證研究

史晉川 王維維

(浙江大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院， 浙江 杭州 310027)

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互聯(lián)網(wǎng)使用對創(chuàng)業(yè)行為的影響
——基于微觀數(shù)據(jù)的實證研究

史晉川 王維維

(浙江大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院， 浙江 杭州 310027)

近二十年來，互聯(lián)網(wǎng)的迅速發(fā)展及廣泛應(yīng)用，不僅直接影響了社會的生產(chǎn)方式和人們的生活方式，也使?jié)撛趧?chuàng)業(yè)者所面對的創(chuàng)業(yè)環(huán)境發(fā)生了深刻的變化。基于中國家庭追蹤調(diào)查CFPS 2010年和2012年的微觀數(shù)據(jù)，實證研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)的使用促進(jìn)了個人的創(chuàng)業(yè)活動。就影響機(jī)制而言，將互聯(lián)網(wǎng)作為主要的信息渠道，使個人創(chuàng)業(yè)概率提高4.1%—4.8%。同時,就信息類型而言，專業(yè)信息和商務(wù)信息的獲得都對創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生了明顯的正向影響。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)的使用對機(jī)會型創(chuàng)業(yè)有顯著的促進(jìn)作用；在制度環(huán)境越完善的地區(qū)，互聯(lián)網(wǎng)對創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用越大。

互聯(lián)網(wǎng)使用； 創(chuàng)業(yè)； CFPS； 制度環(huán)境

一、 引 言

從20世紀(jì)90年代末開始，互聯(lián)網(wǎng)在中國迅速發(fā)展，普及程度大幅提升。根據(jù)中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心(CNNIC)的數(shù)據(jù)，我國的網(wǎng)民規(guī)模已經(jīng)從1997年的62萬人，上升到2016年12月的7.31億人，普及率達(dá)到53.2%。互聯(lián)網(wǎng)的迅速普及和廣泛應(yīng)用，將人們帶入到前所未有的互聯(lián)網(wǎng)時代。已有研究表明，互聯(lián)網(wǎng)的普及對經(jīng)濟(jì)增長具有正向的促進(jìn)作用[1-2]。但是，關(guān)于互聯(lián)網(wǎng)如何促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，目前學(xué)術(shù)上的探討還很不充分。本文以創(chuàng)業(yè)為切入點(diǎn)，研究互聯(lián)網(wǎng)使用對經(jīng)濟(jì)行為的影響，以期為互聯(lián)網(wǎng)的經(jīng)濟(jì)影響提供進(jìn)一步的經(jīng)驗證據(jù)。

互聯(lián)網(wǎng)作為一種新技術(shù)，已經(jīng)對創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新活動產(chǎn)生了巨大影響。具體來說，以互聯(lián)網(wǎng)普及為標(biāo)志的信息技術(shù)革命使社會生產(chǎn)力和生產(chǎn)關(guān)系發(fā)生了深刻的變革。這種技術(shù)創(chuàng)新的外部沖擊對社會經(jīng)濟(jì)活動中市場參與主體的行為和市場組織形式都產(chǎn)生了重要影響，大量的商業(yè)機(jī)會應(yīng)運(yùn)而生，而將這些商業(yè)機(jī)會轉(zhuǎn)化成企業(yè)和產(chǎn)業(yè)活動的主體是企業(yè)家。企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)活動是“創(chuàng)造性破壞”的關(guān)鍵部分，在社會經(jīng)濟(jì)活動中扮演著至關(guān)重要的角色[3]。創(chuàng)業(yè)活動不僅可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長[4-5]，還可以緩解經(jīng)濟(jì)衰退[6]。最近的研究認(rèn)為，知識溢出需要一定的機(jī)制來實現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)活動就是加速知識溢出、實現(xiàn)知識商業(yè)化的一個重要渠道[7]。隨著互聯(lián)網(wǎng)對經(jīng)濟(jì)社會形態(tài)的重塑，潛在創(chuàng)業(yè)者所面對的決策環(huán)境也發(fā)生了深刻的變化。互聯(lián)網(wǎng)的廣泛應(yīng)用加快了知識和信息的傳播速度，極大地降低了信息成本。這一方面降低了創(chuàng)業(yè)門檻，另一方面也降低了創(chuàng)業(yè)風(fēng)險。互聯(lián)網(wǎng)將人們聯(lián)結(jié)在一起，產(chǎn)生了巨大的網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)，由此幫助創(chuàng)業(yè)者擴(kuò)大市場范圍，增加創(chuàng)業(yè)活動的預(yù)期收益。

有關(guān)互聯(lián)網(wǎng)對創(chuàng)業(yè)活動的影響，已有少數(shù)研究對此進(jìn)行了探索。Gillett等利用1998—2002年美國社區(qū)層面的數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，其結(jié)果表明，相比于沒有寬帶的社區(qū)，擁有寬帶互聯(lián)網(wǎng)的社區(qū)的企業(yè)數(shù)量增長明顯[8]。Audretsch等通過分析2000—2005年德國縣級層面的數(shù)據(jù)，也發(fā)現(xiàn)寬帶基礎(chǔ)設(shè)施對創(chuàng)業(yè)活動具有顯著的促進(jìn)作用[9]。但以上研究都沒有對內(nèi)生性問題進(jìn)行處理，因此并不能說明兩者的因果關(guān)系。Cumming和Johan對加拿大阿爾伯塔省1999—2003年間寬帶互聯(lián)網(wǎng)是否促進(jìn)農(nóng)村社區(qū)的創(chuàng)業(yè)活動進(jìn)行了實證檢驗，有效緩解了內(nèi)生性問題，研究發(fā)現(xiàn)，相比于沒有互聯(lián)網(wǎng)的社區(qū)，使用互聯(lián)網(wǎng)的社區(qū)有更多的創(chuàng)業(yè)活動[10]。Kim和Orazem的研究發(fā)現(xiàn)，寬帶的可獲得性對農(nóng)村地區(qū)的新企業(yè)進(jìn)入有顯著的正向影響[11]。

互聯(lián)網(wǎng)對經(jīng)濟(jì)活動的影響基于人們對互聯(lián)網(wǎng)的廣泛使用。現(xiàn)有文獻(xiàn)均使用互聯(lián)網(wǎng)的普及率或可得性來刻畫人們對互聯(lián)網(wǎng)的使用。但互聯(lián)網(wǎng)的可得性只反映了供給面的信息,而且，對某一信息技術(shù)的使用可多可少，因此普及程度也并不能說明完整的情況[12]。將這類間接指標(biāo)作為互聯(lián)網(wǎng)真實使用的代理變量，會造成一定的度量誤差。此外，現(xiàn)有研究大多數(shù)是針對發(fā)達(dá)國家的研究，缺少對發(fā)展中國家的經(jīng)驗研究。

基于此，本文利用中國家庭追蹤調(diào)查2010年和2012年的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，針對互聯(lián)網(wǎng)的使用對個人創(chuàng)業(yè)行為的影響進(jìn)行實證研究。與以往研究相比，本文在以下幾個方面做了新的嘗試：一是所使用的個人層面的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)可以克服對互聯(lián)網(wǎng)真實使用的度量誤差問題；二是基于微觀數(shù)據(jù)，對可能的作用機(jī)制進(jìn)行了初步探討；三是探討互聯(lián)網(wǎng)對不同創(chuàng)業(yè)類型及在不同制度環(huán)境下對創(chuàng)業(yè)的影響。

二、模型與數(shù)據(jù)

(一) 模型設(shè)定

(1)

本文的被解釋變量為是否創(chuàng)業(yè)的二值變量，此處采用probit模型進(jìn)行回歸。(1)式中entrepi代表個人i是否創(chuàng)業(yè)的虛擬變量。Interneti表示個人i對互聯(lián)網(wǎng)的使用，是本文的核心解釋變量。Xi表示一系列控制變量，包括個人層面的性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況、家庭成員的政治身份以及家庭特征等。

(二) 數(shù)據(jù)說明

本文使用數(shù)據(jù)來自北京大學(xué)985項目資助、北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心執(zhí)行的中國家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies， CFPS)。此調(diào)查覆蓋了中國25個省區(qū)市，是具有全國代表性的綜合性跟蹤調(diào)查*調(diào)查范圍不包含香港、澳門、臺灣、新疆、西藏、青海、內(nèi)蒙古、寧夏以及海南。。本文使用CFPS 2010和CFPS 2012兩個年度的數(shù)據(jù)，根據(jù)個人永久編碼對這兩年的數(shù)據(jù)進(jìn)行合并，后文會對數(shù)據(jù)處理做進(jìn)一步說明。

由于城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)長期存在，農(nóng)村居民的創(chuàng)業(yè)和城市居民的創(chuàng)業(yè)存在系統(tǒng)性的差異*農(nóng)村地區(qū)的創(chuàng)業(yè)多是以家庭為單位的小規(guī)模自營工商業(yè)。。城市地區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)普及程度更高，由于互聯(lián)網(wǎng)存在網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)，關(guān)注城市地區(qū)的情況，更有助于我們認(rèn)識達(dá)到一定普及程度的互聯(lián)網(wǎng)對創(chuàng)業(yè)行為的影響。因此，本文把研究對象限定為18-60歲(以2012年時的年齡計算)的城市人口*這里是以居住地為標(biāo)準(zhǔn)。，剔除全日制學(xué)生樣本，以及沒有就業(yè)意愿(包括家庭婦女)和已退休的人群，最終的樣本數(shù)量為6 813個。主要變量的描述性統(tǒng)計特征詳見表1，可以看出，創(chuàng)業(yè)人口所占比例為17%，上網(wǎng)人口比例為32%。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

注： 觀測值為6 813,個別變量存在缺失值，本地戶口、教育水平、家庭凈財產(chǎn)、家庭社會網(wǎng)絡(luò)的觀測數(shù)分別為6 763、6 812、6 563、6 795。

(三) 變量的定義和說明

1.被解釋變量。本文的創(chuàng)業(yè)者被定義為主要職業(yè)為自我雇傭的個人。自我雇傭是形式最簡單的創(chuàng)業(yè)活動，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多采用這種表示方法[13]。這里的自我雇傭是指從事非農(nóng)自雇活動，不包括為家庭幫工的個人。CFPS 2010并沒有詢問有關(guān)自雇的信息。CFPS 2012的問卷詢問:“從調(diào)查時到現(xiàn)在/過去一年，您是否從事過個體或私營經(jīng)濟(jì)活動？”是=1，否=0*CFPS問卷中的“個體經(jīng)濟(jì)”是指生產(chǎn)資料歸個人所有，以個人勞動為基礎(chǔ)，勞動所得歸勞動者個人所有的一種經(jīng)營形式；“私營經(jīng)濟(jì)”是指以生產(chǎn)資料私有和雇工勞動為基礎(chǔ)，并以盈利為目的和按資分配為主的一種經(jīng)濟(jì)類型。。題干中之所以有“調(diào)查時到現(xiàn)在”與“過去一年”的區(qū)分，是因為2012年為第二輪調(diào)查，樣本中既包括曾經(jīng)調(diào)查過的對象，也包括2012年新增的追蹤對象，因此需要對這兩類對象分別詢問。對上一輪調(diào)查中工作類型為自雇的對象，CFPS 2012問卷詢問他們這項活動持續(xù)到什么時候。本文將持續(xù)時間到2011年及以后的調(diào)查對象視為過去一年從事過個體或私營經(jīng)濟(jì)活動。

2.核心解釋變量和控制變量。CFPS 2010問卷詳細(xì)詢問了個人對互聯(lián)網(wǎng)的使用狀況*CFPS 2012問卷并未詢問互聯(lián)網(wǎng)使用的相關(guān)信息。。內(nèi)容涉及是否使用互聯(lián)網(wǎng)、是否將互聯(lián)網(wǎng)作為主要的信息渠道、上網(wǎng)時間、上網(wǎng)目標(biāo)、瀏覽網(wǎng)站類型及頻率等，這為研究個人層面互聯(lián)網(wǎng)的真實使用對創(chuàng)業(yè)行為的影響提供了可能。本文的解釋變量主要有以下三個：

(1)是否上網(wǎng)。定義是否上網(wǎng)這一虛擬變量，用來表示個人是否使用互聯(lián)網(wǎng)。CFPS 2010中詢問：“請問，您是否上網(wǎng)？”是=1，否=0。

(2)是否是信息渠道。定義互聯(lián)網(wǎng)是否是個人的主要信息渠道這一虛擬變量，表示互聯(lián)網(wǎng)在個人信息獲取方面的重要性。CFPS 2010詢問：“您了解信息的主要渠道有哪些(限選三項)？”備選項為：電視；互聯(lián)網(wǎng)；報紙、期刊雜志；廣播；手機(jī)短信；別人轉(zhuǎn)告；其他。如果被調(diào)查者選擇了互聯(lián)網(wǎng)，就認(rèn)為被調(diào)查者把互聯(lián)網(wǎng)作為主要的信息渠道，此虛擬變量取1，否則取0。

(3)瀏覽最頻繁的網(wǎng)站類型。CFPS 2010詢問了瀏覽網(wǎng)站的類型以及訪問頻率。這些網(wǎng)站類型包括：門戶網(wǎng)站(如新浪)；BBS；博客；播客(視頻網(wǎng)站)；社交網(wǎng)站(如校內(nèi)/Facebook)；專業(yè)網(wǎng)站(如和訊網(wǎng))；搜索網(wǎng)站(例如百度)；游戲網(wǎng)站；商務(wù)網(wǎng)站(如淘寶網(wǎng))。訪問頻率則分為：偶爾；每月數(shù)次；每周數(shù)次；幾乎每天。由于每個人的上網(wǎng)習(xí)慣不同，根據(jù)訪問頻率定義個人瀏覽最頻繁的網(wǎng)站類型，生成9個虛擬變量，以捕捉瀏覽不同類型的網(wǎng)站對創(chuàng)業(yè)行為的影響。

本文的控制變量除了個人的民族、年齡、年齡的平方*為使數(shù)量級不至懸殊，年齡的平方取除以100之后的值。、受教育程度、性別、婚姻狀況*婚姻狀況這一變量，在婚=1;其他情況=0,包括單身、離婚、喪偶。外，還加入一系列可能影響創(chuàng)業(yè)行為的重要因素。“是否黨員”表示個人的政治資本，“是否本地戶口”可以捕捉個人的經(jīng)濟(jì)社會背景。家庭成員的政治資本和社會資本也會影響個人的創(chuàng)業(yè)決策，因此，加入“父母至少一方為黨員”來捕捉父母的政治資本；加入“兄弟姐妹是否有行政/管理職務(wù)”、“配偶是否有行政/管理職務(wù)”的啞變量，來捕捉兄弟姐妹及配偶的政治資本。家庭的財富水平也會直接影響個人的創(chuàng)業(yè)決策，本文用家庭凈財產(chǎn)來表示家庭財富。在中國這個關(guān)系型社會，家庭的社會網(wǎng)絡(luò)會影響自身獲得金融幫助的能力，本文采用已有文獻(xiàn)的做法，用家庭禮金往來數(shù)目作為家庭社會網(wǎng)絡(luò)的代理變量[14]。最后，控制縣市啞變量。縣市啞變量表示一系列和本地相關(guān)的經(jīng)濟(jì)社會環(huán)境、基礎(chǔ)設(shè)施水平等，用來捕捉個人所面對的區(qū)域創(chuàng)業(yè)環(huán)境的差異。

需要特別說明的是，CFPS 2010沒有直接詢問個人的自雇信息，CFPS 2012詳細(xì)詢問了自雇信息，但沒有詢問個人對互聯(lián)網(wǎng)的使用情況，也沒有詢問配偶或兄弟姐妹是否有行政管理職務(wù)、家庭禮金往來的信息。因此，由于數(shù)據(jù)所限，本文的被解釋變量使用CFPS 2012的數(shù)據(jù)，解釋變量數(shù)據(jù)來自CFPS 2010*因為剔除了2010年和2012年的全日制學(xué)生樣本，受教育程度不會在兩年間發(fā)生變化。。

三、 實證結(jié)果

(一) 初步回歸： 解釋變量為是否上網(wǎng)

首先，將是否上網(wǎng)作為解釋變量，來捕捉互聯(lián)網(wǎng)的使用對創(chuàng)業(yè)行為的影響。為了使結(jié)果便于解釋，此處報告的是邊際效應(yīng)的估計結(jié)果。表2的結(jié)果顯示，上網(wǎng)的系數(shù)為正，說明相對于不使用互聯(lián)網(wǎng)的個人，使用互聯(lián)網(wǎng)的個人創(chuàng)業(yè)概率更高，即互聯(lián)網(wǎng)的使用促進(jìn)了創(chuàng)業(yè)。

表2 是否上網(wǎng)對創(chuàng)業(yè)的影響

續(xù)表2

注：表中報告的是邊際效應(yīng);#、*、**、***分別表示在15%、10%、5%和1%的水平上顯著；括號內(nèi)為家庭層面的聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

就其他控制變量的系數(shù)來看，擁有黨員身份、本地戶口、大學(xué)本科學(xué)歷顯著降低了創(chuàng)業(yè)概率，這可能是因為城市就業(yè)機(jī)會相對較多，黨員、本地居民及大學(xué)畢業(yè)生多選擇在體制內(nèi)就業(yè)。兄弟姐妹有行政或管理職務(wù)在1%的水平上顯著提高了創(chuàng)業(yè)概率，可能是因為兄弟姐妹的公務(wù)員背景可以給個人創(chuàng)業(yè)帶來各方面的便利。配偶有行政或管理職務(wù)對創(chuàng)業(yè)也有正向影響，盡管在(4)的設(shè)定中并不顯著。結(jié)果還顯示，家庭財富水平越高，越有可能創(chuàng)業(yè)，這與已有文獻(xiàn)的結(jié)論一致。家庭社會網(wǎng)絡(luò)對創(chuàng)業(yè)有顯著的正向影響，這也是符合預(yù)期的。

(二) 內(nèi)生性問題

如前所述，本文被解釋變量數(shù)據(jù)來自CFPS 2012，解釋變量以及控制變量的數(shù)據(jù)來源于CFPS 2010，這在一定程度上緩解了內(nèi)生性問題，但可能仍然遺漏了一些不可觀測的個人特征。如果被調(diào)查者一直從事創(chuàng)業(yè)活動，那么創(chuàng)業(yè)行為與互聯(lián)網(wǎng)使用之間可能還存在一定的反向因果關(guān)系。因為內(nèi)生解釋變量(是否上網(wǎng))為二值變量，ivprobit回歸并不適用*ivprobit只適用于內(nèi)生解釋變量為連續(xù)變量的情況。對于本文內(nèi)生解釋變量為二值變量的情況，若采用ivprobit回歸，會因為第一階段系數(shù)估計的偏差，造成第二階段估計結(jié)果的偏差。。本文使用Cameron、Trivedi提供的如下類似結(jié)構(gòu)模型的方法來緩解內(nèi)生性問題[15]。

y1i=β1y2i+X′1iβ2+ui

(2)

(3)

(4)

本文的內(nèi)生解釋變量為是否上網(wǎng)的啞變量。決定是否上網(wǎng)的因素除了個人的年齡、教育水平、家庭背景等之外，筆者加入了“個人所屬家庭是否擁有家用電腦”這一變量。我們把它視作一個外生變量，基于以下兩點(diǎn)理由：第一，是否上網(wǎng)和個人所屬家庭是否擁有電腦有一定的相關(guān)性，家庭擁有電腦的個人更傾向于使用互聯(lián)網(wǎng)*家中沒有電腦的人也可能通過網(wǎng)吧或利用他人電腦上網(wǎng)。另外，本文對互聯(lián)網(wǎng)使用的理解不僅僅限于使用電腦上網(wǎng)，也包括使用移動終端上網(wǎng)，不過在2010年使用移動終端上網(wǎng)的比例尚小。。第二，家庭是否擁有電腦不會通過互聯(lián)網(wǎng)之外的其他渠道直接對創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生影響*家庭是否擁有電腦和家庭財產(chǎn)存在一定的關(guān)系，不過本文在回歸中已經(jīng)控制了家庭財產(chǎn)這一變量，且兩者不存在完全共線性。。根據(jù)以上介紹的類似結(jié)構(gòu)模型的方法，我們采用兩步一致估計，估計結(jié)果如表3所示。第一步的估計是類似probit的估計，因此對系數(shù)的估計更為準(zhǔn)確。第二步是類似于ivregres第二階段的估計。第一步和第二步均控制了所有的控制變量。對列出的四個設(shè)定來說，回歸過程若采用最大似然估計，檢驗的p值分別為0.017 6,0.018 8,0.024 5,0.035 5，檢驗結(jié)果表明可以在5%的顯著性水平上拒絕解釋變量是外生的假定，說明確實存在內(nèi)生性問題。

根據(jù)第一階段的回歸結(jié)果預(yù)測個人使用互聯(lián)網(wǎng)的概率，然后利用預(yù)測出的值進(jìn)行第二階段的回歸。由表3的回歸結(jié)果可以看出，是否上網(wǎng)的系數(shù)均為正，且在5%的水平上顯著，說明使用互聯(lián)網(wǎng)的確對創(chuàng)業(yè)有顯著的促進(jìn)作用。此處的估計系數(shù)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于原始回歸系數(shù)，說明即使存在反向因果問題，其作用方向也是負(fù)的。與初步回歸的結(jié)果相比，其他控制變量的系數(shù)變化不大，說明互聯(lián)網(wǎng)使用與創(chuàng)業(yè)概率的正的因果關(guān)系是穩(wěn)健的。

表3 使用處理效應(yīng)模型進(jìn)行的兩步一致估計

續(xù)表3

注：表中報告的是邊際效應(yīng);#、*、**、***分別表示在15%、10%、5%和1%的水平上顯著；括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤。

四、 互聯(lián)網(wǎng)影響創(chuàng)業(yè)的作用機(jī)制

初步回歸結(jié)果顯示，互聯(lián)網(wǎng)的使用對城市居民的創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生了正向影響。不過，是否上網(wǎng)只是對互聯(lián)網(wǎng)使用的粗略刻畫，CFPS問卷還詢問了其他一些有關(guān)互聯(lián)網(wǎng)使用的問題，本文將進(jìn)一步呈現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)的使用對創(chuàng)業(yè)的影響，并探討其可能的作用機(jī)制。

(一) 互聯(lián)網(wǎng)的信息渠道作用

CFPS問卷中詢問了個人獲得信息的主要渠道，本文將回答中包含互聯(lián)網(wǎng)的定義為“將互聯(lián)網(wǎng)作為主要的信息渠道”。根據(jù)表1的統(tǒng)計，將互聯(lián)網(wǎng)作為信息渠道的人口比例為27.4%；在上網(wǎng)人群中，將互聯(lián)網(wǎng)作為信息渠道的占80.45%。本文在回歸中加入是否上網(wǎng)和是否將互聯(lián)網(wǎng)作為信息渠道的交互項，來捕捉將互聯(lián)網(wǎng)作為信息渠道這一機(jī)制的影響。

表4顯示，將互聯(lián)網(wǎng)作為信息渠道的人，其創(chuàng)業(yè)概率顯著高于雖然上網(wǎng)但并不將互聯(lián)網(wǎng)作為主要信息渠道的人。這說明,將互聯(lián)網(wǎng)作為主要信息渠道這一行為，促進(jìn)了個人創(chuàng)業(yè),因為這樣可以獲得更多的信息，包括市場行情、消費(fèi)者偏好、價格走勢等，從而幫助個人更好地進(jìn)行創(chuàng)業(yè)決策。信息的低成本以及快速傳播，也可以幫助潛在創(chuàng)業(yè)者更好地挖掘潛在的商業(yè)機(jī)會。由表4可以看出，其他解釋變量和控制變量的符號和系數(shù)與初步回歸相比變化很小，說明這里的回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

表4 將互聯(lián)網(wǎng)作為信息渠道對創(chuàng)業(yè)的影響

續(xù)表4

注：表中報告的是邊際效應(yīng);#、*、**、***分別表示在15%、10%、5%和1%的水平上顯著；括號內(nèi)為家庭層面的聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，下同。

(二) 信息類型及其影響

網(wǎng)絡(luò)上的信息通常以網(wǎng)站的形式呈現(xiàn)，CFPS問卷詢問了個人瀏覽網(wǎng)站的9種類型及訪問頻率，9種網(wǎng)站類型分別是：門戶網(wǎng)站、BBS、博客、播客、社交網(wǎng)站、專業(yè)網(wǎng)站、搜索網(wǎng)站、游戲網(wǎng)站、商務(wù)網(wǎng)站。我們定義訪問最頻繁的網(wǎng)站類型，生成9個虛擬變量，利用是否上網(wǎng)和訪問最頻繁的網(wǎng)站類型的交互項，來捕捉具體的網(wǎng)站類型對創(chuàng)業(yè)的影響。表5結(jié)果顯示，訪問專業(yè)網(wǎng)站、商務(wù)網(wǎng)站對創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)作用，其他交互項的系數(shù)均不顯著。在以上9種網(wǎng)站類型中，專業(yè)網(wǎng)站和商務(wù)網(wǎng)站與現(xiàn)實中各類市場的聯(lián)系是最緊密的,這也是符合預(yù)期的，說明專業(yè)資訊和商務(wù)信息的公開、易得能夠幫助人們更好地了解市場行情，促進(jìn)人們對商業(yè)機(jī)會的挖掘，從而提高人們的創(chuàng)業(yè)活力。表5的回歸結(jié)果可以為信息渠道的作用提供進(jìn)一步的佐證。

表5 瀏覽網(wǎng)站類型對創(chuàng)業(yè)的影響

注： 觀測值為6 327；由于篇幅所限，其他控制變量未列出。

五、 進(jìn)一步討論

(一) 互聯(lián)網(wǎng)對不同創(chuàng)業(yè)類型的影響

就創(chuàng)業(yè)本身來說，根據(jù)創(chuàng)業(yè)動機(jī)可以分為生存型創(chuàng)業(yè)與機(jī)會型創(chuàng)業(yè)。生存型創(chuàng)業(yè)是指在沒有好的就業(yè)機(jī)會的情況下，為滿足基本的生存需要而進(jìn)行的創(chuàng)業(yè)。機(jī)會型創(chuàng)業(yè)是指為了抓住潛在的商業(yè)機(jī)會而進(jìn)行的創(chuàng)業(yè)*這一劃分始于2001年全球創(chuàng)業(yè)觀察的報告。。這里我們希望進(jìn)一步探討互聯(lián)網(wǎng)的使用對不同創(chuàng)業(yè)類型的影響。由于CFPS問卷并沒有直接詢問創(chuàng)業(yè)動機(jī)，故無法直接對創(chuàng)業(yè)類型進(jìn)行區(qū)分。基于問卷中的問題“您是否以個體或者私營業(yè)主的身份繳納了養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險、失業(yè)保險、工傷保險或生育保險”,將以上保險統(tǒng)稱為社會保險，于是構(gòu)造“是否以企業(yè)主的身份繳納社會保險”這一變量來度量個人是否進(jìn)行機(jī)會型創(chuàng)業(yè)*只要繳納了以上任意一種保險，即視為以企業(yè)主身份繳納了社會保險。。生存型創(chuàng)業(yè)者很大比例是沒有雇員的，或者沒有作為法人正式注冊，因此以企業(yè)主的身份繳納社會保險的可能性較小。機(jī)會型創(chuàng)業(yè)者往往具有一定的社會背景和實力，更有可能以企業(yè)主身份繳納社會保險。本文使用的數(shù)據(jù)中，創(chuàng)業(yè)者繳納社會保險的比例為14.3%。

我們把“是否為機(jī)會型創(chuàng)業(yè)”作為被解釋變量，對是否上網(wǎng)及控制變量進(jìn)行回歸。表6展示了對全樣本和創(chuàng)業(yè)子樣本分別進(jìn)行回歸的結(jié)果，結(jié)果顯示，是否上網(wǎng)的系數(shù)均為正，說明互聯(lián)網(wǎng)的使用對機(jī)會型創(chuàng)業(yè)具有顯著的促進(jìn)作用。值得注意的是，在創(chuàng)業(yè)人群中，如(5)—(8)列所示，黨員更傾向于進(jìn)行機(jī)會型創(chuàng)業(yè)，盡管只有一個設(shè)定在10%的顯著性水平上為正。有本地戶口的城市創(chuàng)業(yè)者更傾向于進(jìn)行機(jī)會型創(chuàng)業(yè)，這也是符合經(jīng)濟(jì)學(xué)直覺的。父母至少一方為黨員的創(chuàng)業(yè)者更傾向于進(jìn)行機(jī)會型創(chuàng)業(yè)。需要說明的是，并非所有的機(jī)會型創(chuàng)業(yè)者都會以企業(yè)主的身份繳納社會保險，本文樣本中繳納社會保險的創(chuàng)業(yè)者的比例要低于全球創(chuàng)業(yè)觀察(GEM)給出的中國2011年機(jī)會型創(chuàng)業(yè)者的比例58%。因此，這種度量方式會對結(jié)果造成一定程度的低估。不過，由于被低估后的結(jié)果依然為正且顯著，因此，我們可以認(rèn)為如果沒有被低估，回歸系數(shù)會更高且顯著。綜上，回歸結(jié)果表明，互聯(lián)網(wǎng)的使用對機(jī)會型創(chuàng)業(yè)起到了顯著的促進(jìn)作用。

表6 是否上網(wǎng)對機(jī)會型創(chuàng)業(yè)的影響

續(xù)表6

注： 此處觀測值較少，是因為在回歸過程中有些觀測值因為共線性而被刪除。

(二) 互聯(lián)網(wǎng)在不同制度環(huán)境下對創(chuàng)業(yè)的影響

在發(fā)展中國家，制度環(huán)境是影響創(chuàng)業(yè)的重要因素[16]。已有研究均為針對發(fā)達(dá)國家的經(jīng)驗研究，并未考慮互聯(lián)網(wǎng)與制度環(huán)境可能存在的交互作用。根據(jù)《中國分省企業(yè)經(jīng)營環(huán)境指數(shù)2013年報告》[17]，將2012年企業(yè)經(jīng)營環(huán)境得分在中位數(shù)之前的省份歸為制度環(huán)境相對較完善的地區(qū)，其余省份歸為制度環(huán)境相對不完善的地區(qū)，然后考察互聯(lián)網(wǎng)作為信息渠道對創(chuàng)業(yè)概率的影響是否在兩類地區(qū)中存在差異。

表7中(1)、(2)列的回歸結(jié)果顯示，在制度環(huán)境較完善的地區(qū)，信息渠道的作用顯著為正；(3)、(4)列回歸結(jié)果顯示，在制度環(huán)境相對不完善的地區(qū)，信息渠道的作用雖然為正，但在15%的顯著性水平上不顯著。其他控制變量的符號和顯著性變化不大*文中列出的多個表格表明回歸結(jié)果是比較穩(wěn)健的，因此沒有提供單獨(dú)的穩(wěn)健性檢驗。。由此說明，互聯(lián)網(wǎng)作為信息渠道對創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用在制度環(huán)境較完善的地區(qū)表現(xiàn)更強(qiáng)。這也從側(cè)面說明，為創(chuàng)業(yè)提供更好的制度環(huán)境，才能更好地利用互聯(lián)網(wǎng)給創(chuàng)業(yè)帶來的紅利。

表7 在不同制度環(huán)境下互聯(lián)網(wǎng)對創(chuàng)業(yè)的影響

續(xù)表7

續(xù)表7

六、 結(jié) 論

本文利用CFPS 2010年和2012年的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，研究了互聯(lián)網(wǎng)的真實使用對個人創(chuàng)業(yè)行為的影響及其發(fā)生作用的機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)的使用促進(jìn)了創(chuàng)業(yè)，就作用機(jī)制而言，將互聯(lián)網(wǎng)作為信息獲得渠道，使個人創(chuàng)業(yè)的概率提升4.1%—4.8%，尤其是專業(yè)信息和商務(wù)信息的獲得，促進(jìn)了創(chuàng)業(yè)概率的提高。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)的使用對機(jī)會型創(chuàng)業(yè)具有顯著的促進(jìn)作用，說明互聯(lián)網(wǎng)的普及對提升創(chuàng)業(yè)質(zhì)量具有一定的作用。此外,我們還發(fā)現(xiàn)，在制度環(huán)境越完善的地區(qū)，互聯(lián)網(wǎng)促進(jìn)創(chuàng)業(yè)的作用越大。這間接說明，只有制度創(chuàng)新與技術(shù)創(chuàng)新的結(jié)合，才能為中小企業(yè)創(chuàng)造更好的創(chuàng)業(yè)環(huán)境，才能更好地發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)對創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用。本文的研究為互聯(lián)網(wǎng)的經(jīng)濟(jì)影響提供了微觀證據(jù)，研究結(jié)論可以為我國互聯(lián)網(wǎng)及信息化政策的制定提供一定的參考。但需要指出的是，我國的互聯(lián)網(wǎng)普及率仍遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于發(fā)達(dá)國家。改善制度環(huán)境，提高互聯(lián)網(wǎng)的普及率，充分發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)對經(jīng)濟(jì)的帶動作用，讓互聯(lián)網(wǎng)成為“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”的工具，依然存在非常大的提升空間。

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The Impact of Internet Use on Entrepreneurship: An Empirical Analysis Based on the Micro-level Data

Shi Jinchuan Wang Weiwei

(College of Economics, Zhejiang University, Hangzhou 310027,China)

In the past two decades, with its rapid development and widespread application, the internet has profoundly changed the way we live and the way of production, as well as the environment the potential entrepreneurs would face. Information asymmetry is the source of entrepreneurial opportunity. Attributed to the Internet, the rich information and the lowered cost to get it can help people discover and identify the entrepreneurial opportunity. In the meantime, with the easy obtaining of information, the Internet can help people to respond quickly to the changes of the external market, thus decrease the entrepreneurial risk. The large network effect built by the wide use of the Internet can help entrepreneurs to extend the market scope, hereby increase the expected entrepreneurial revenue.

Employing the micro-level survey data from China Family Panel Studies 2010 and 2012, we investigate the impact of individual use of the internet on one’s entrepreneurial behavior. Our results show that the use of the internet raises the probability of entrepreneurship. Since the dependent variable whether one is an entrepreneur is a binary variable, we use a probit model in the basic regression. To mitigate the problem of endogeneity, we use one’s household possession of a computer as the instrumental variable in a treatment effect model. The results show that our conclusion is robust. According to the investigation into the possible mechanism through which the Internet affect the entrepreneurial behavior, it is suggested that taking the internet as the main information channel facilitates entrepreneurial behavior, raising the probability of becoming an entrepreneur by 4.1 to 4.8 percent. In the meantime, as far as the information type is concerned, both the professional information and business information have a positive effect on the probability of becoming an entrepreneur. It suggests that the openness and easy obtaining of information can help people know more about the market, as well as the entrepreneurial opportunity, thus facilitate the entrepreneurial activities.

As entrepreneurship can be started either for necessity or for opportunity, it’s often divided into ″entrepreneurship by necessity″ and ″entrepreneurship by opportunity.″ Unfortunately there’s no question about the motivations in the CFPS questionnaire, so we can’t distinguish between the two types. Instead we used ″whether one pays social insurance as a business owner″ as proxy, presupposing that those who does are the entrepreneurs by opportunity. The results show that the use of the Internet has a significant positive effect on entrepreneurship by opportunity. This further confirms that the richness of information brought by the Internet is conducive to the identification of entrepreneurial opportunity. And it also implies that the Internet can play a positive role in promoting the quality of entrepreneurship.

In the developing countries, the institutional environment is an important determinant of entrepreneurship. By using Business Environment Index for China’s Provinces by Wang et al.(2013) to measure the institutional environment, we try to figure out whether the impact of the Internet would vary with the institutional environment. The results show that the Internet use plays a bigger role in regions with better institutional environment.

Compared to the previous literature, the contributions of this paper are as follows. First, its use of the data of Internet use at the individual level can overcome the problem of measurement errors. Second, its taking entrepreneurship as a starting point of studying the economic impact of the Internet provides new empirical evidence for how the Internet possibly promotes the economic growth. Third, the previous empirical studies take the developed countries as objects, unlikely taking the possible interaction between the internet and the institutional environment into account. Our paper studies the impact of Internet use on the entrepreneurial behavior in China, and whether the impact would vary with the institutional environment. This paper can deepen the understanding of the economic consequences of Internet in the developing countries.

internet use； entrepreneurship； CFPS； institutional environment

10.3785/j.issn.1008-942X.CN33-6000/C.2016.09.083

2016-09-08

國家社會科學(xué)基金青年項目(16CJL018)； 2017年度長三角區(qū)域合作基金項目(2017009)

1.史晉川(http://orcid.org/0000-0002-0265-3211)，男，浙江大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，主要從事民營經(jīng)濟(jì)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)、法與經(jīng)濟(jì)學(xué)等研究； 2.王維維(http://orcid.org/0000-0001-6801-970X)，女，浙江大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生，主要從事信息技術(shù)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究。

[本刊網(wǎng)址·在線雜志] http://www.zjujournals.com/soc

[在線優(yōu)先出版日期] 2017-06-08 [網(wǎng)絡(luò)連續(xù)型出版物號] CN33-6000/C