社會網絡對農戶創業績效的影響研究
——基于創業資源可得性的中介效應分析

蘇嵐嵐 彭艷玲 孔 榮

(西北農林科技大學 經濟管理學院，陜西 楊凌 712100)

社會網絡對農戶創業績效的影響研究
——基于創業資源可得性的中介效應分析

蘇嵐嵐 彭艷玲 孔 榮

(西北農林科技大學 經濟管理學院，陜西 楊凌 712100)

構建家庭、村級及商圈三維關系網絡，并聯結創業網絡、資源獲取及創業效果，依據陜西463份農戶調查數據，實證分析社會網絡對農戶創業績效的影響及其路徑。結果表明，三維社會網絡均對農戶創業績效產生顯著正向影響，且通過創業資源可得性的部分中介效應間接影響農戶創業績效；其中，信息可得性與正規信貸可得性在家庭社會網絡與農戶創業績效之間的中介效應一致，而在村級社會網絡、商業關系網絡與農戶創業績效之間，信息可得性的中介效應高于正規信貸可得性；非正規信貸可得性在三維社會網絡影響農戶創業績效的關系中均不具有中介效應。

社會網絡；農戶創業績效；資源可得性；信息；金融

一、引言

農戶是農村經濟發展的重要主體，更是農村生產要素實現有效整合的關鍵，而農戶如何能在有限資源條件下，充分發揮優勢，實現創業并保持可持續能力是推動其積極參與“全民創業”的重要保障。當前，旨在激活農村創業主體的創業培訓、改善農戶資金約束狀況的創業貸款、優化農村眾創空間的創業平臺建設等系列扶持政策在許多農村逐步實施。然而，受資源和政策承載力約束，我國西部地區的農戶創業仍面臨著人力資本水平低、金融資源不足等現實問題，制約了其可持續能力的增強和既有創業效果的改善。隨著創業研究的深化，許多學者甚至將創業界定為一個由關系推進的社會過程，且創業網絡是影響創業成功的關鍵因素(朱秀梅 等，2011)。基于對農村“圈層差序”人際關系格局的研究，費孝通(2007)指出，農村人際關系的廣度和緊密度直接影響個體的信用累積和約束力的形成。而累積的信用和形成的約束力有助于創業農戶在人力資本和金融資本相對薄弱的條件下，充分發揮社會資本的資源配置替代機制和創業資源獲取的重要憑仗作用(李樹 等，2012；Stam et al.，2014)。社會資本源于人際關系網絡，大量研究證實，社會網絡有利于創業者獲取財務資源、信息資源、情感支持與聯絡介紹等，且有助于提升創業者整合、吸收和利用資源的動態能力，進而為創業效果的改善提供了重要保障(Yoo，2000；Casson et al.，2007；Reynolds，2007；芮正云 等，2014)。因此，撬動內嵌于農村社會的關系網絡，對于增強創業資源可得性，緩解農戶融資和信息等約束，進而有效提升農戶創業績效具有重要作用和現實意義。

近幾十年，我國農村經濟社會的轉型發展帶來了農村人際關系結構的深刻變遷，傳統的“血緣人情”和市場化的“經濟理性”成為當前農村社會普遍奉行的兩種重要人際交往規范。通過梳理文獻發現：一方面，已有研究較多關注以親緣和地緣為基礎的親朋鄰里等傳統社會關系網絡，而忽視了針對創業農戶以業緣和友緣為紐帶的顧客、生意伙伴等新型社會關系網絡的研究；且對社會網絡影響資金借貸的分析較多，而對其影響創業信息獲取的探討不夠。另一方面，雖然已有研究證實了社會網絡是農戶創業績效影響因素的重要方面，但對其影響農戶創業績效的機制研究尚不夠深入。以往研究表明，資金和信息的雙重約束是制約農戶創業過程的關鍵因素(吳本健 等，2014)。鑒于此，本文立足于家庭、村級、商圈三維社會關系網絡，從金融與信息資源兩方面考察創業資源可得性，并以農戶所創事業的盈利發展狀況及其帶來的創業者收入水平提高、生活質量改善及社會地位提升程度衡量創業績效，構建社會網絡、創業資源可得性與農戶創業績效的關系理論模型，實證檢驗金融與信息可得性的中介效應，進而揭示社會網絡影響農戶創業績效的中間轉化路徑，為優化農戶社會網絡，探求創業績效提升和農民收入增加提供理論參考與實踐建議。

二、理論分析與研究假設

(一)社會網絡對農戶創業績效的影響

社會網絡是指由個體之間的主要人際關系所構成的體系，因理論上難以清晰界定，實證上對其測度存在較大差異。現有關于社會網絡與創業績效關系的研究主要集中于以下三個方面。一是網絡結構特征對創業績效的影響討論，Aldrich et al.(2001)的結果顯示，網絡規模對創業績效具有顯著正向影響；丁高潔等(2013)的研究表明，網絡規模和網絡強度均會對農民創業績效產生顯著的正向作用；陳亦悠等(2013)則通過引入資源整合能力作為中介變量，進一步驗證了這一觀點。二是網絡關系特征對創業績效的影響研究，Pirolo et al.(2010)以關系連帶為切入點，發現網絡關系強連接有助于獲取相對充分和可信賴的信息，降低商業關系交易風險，提高利潤，從而增強創業企業經濟表現；Baker et al.(1999)對關系弱連接的研究則表明，弱連接在傳遞大量新穎信息的過程中發揮了獲取遠距離聯系的橋梁功能，進而正向影響企業的創新績效。針對農民創業者的研究則表明，商業網絡強連帶數量顯著正向影響創業績效，而商業網絡弱連帶數量的影響不顯著(黃潔 等，2010)。三是網絡社會特征對創業績效的影響研究，Leung(2006)的實證表明，創業者更加依賴于從家庭和朋友構成的傳統社會網絡中獲取創業支持，并且這種創業支持已成為提升創業績效的重要途徑。Steier et al.(2000)的研究結果顯示，新型社會網絡能夠為創業者提供更多獲取客戶信息、管理知識和相關技術的渠道，提高了農民創業者決策的正確率，且這些異質性的社會資本對農民創業績效具有正向影響(陳亦悠，2014)。梳理文獻發現，已有研究較多關注單一網絡特征，且在網絡社會特征方面集中于農民家庭和村級層面的社會網絡研究，而對商業關系等新型社會網絡的重視不夠。因此，本文聯結網絡結構、關系和社會特征，構建包括家庭、村級及商圈的三維社會網絡，并從網絡規模和強度、強弱連帶角度考察不同層面網絡成員間的信任支持、聯合互助及互惠互利程度，進而探討農戶社會網絡對創業績效的影響。理論上而言，家人、親戚、朋友之間的信任支持程度越高，同一村莊成員之間的聯合互助越強，與顧客、生意伙伴之間的互惠互利越多，越有利于創業農戶獲取項目帶動、資金支持、技術指導、創業信息的共享和情感支持等，進而帶來創業績效的提升。據此，本文提出：

H1：社會網絡對創業績效有正向影響；

H1a：家庭社會網絡對創業績效有正向影響；

H1b：村級社會網絡對創業績效有正向影響；

H1c：商業關系網絡對創業績效有正向影響。

(二)社會網絡對創業資源可得性的影響

創業資源是創業過程所需的有形與無形資源的總和，創業資源可得性反映了農戶創業過程中資源獲取的難易程度。現有關于社會網絡對創業資源可得性的影響研究集中于社會網絡對資金和信息兩種約束的緩解作用。一是社會網絡對創業融資的影響，已有研究指出，社會網絡不僅可以通過提升對外融資的可得性，顯著緩解農戶創業選擇中的正規金融約束(張鑫 等，2015)，而且還能通過緩解信息不對稱問題，促進民間借貸(馬光榮 等，2011)。胡楓等(2012)的研究則表明，與非正規渠道相比，社會網絡對正規金融機構有效借貸的影響更大，嚴太華等(2015)的研究亦證實了這一點，其進一步指出家庭社會網絡對民間借貸可得性的影響不顯著，但對借貸規模的影響顯著為正。此外，楊汝岱等(2011)指出，社會網絡越發達的農戶，其民間借貸行為越活躍，但在農村現有殘缺產權條件下，社會網絡在民間借貸中發揮的作用將隨著社會轉型和經濟發展而趨于弱化。二是社會網絡對信息獲取的影響，已有研究證實了人際關系網絡是農戶信息交流和獲取的重要渠道，尤其是在農村弱勢群體的信息交流中扮演了重要角色(Beggs et al.，1996；葉敬忠，2004)。蔣劍勇等(2013)針對創業農戶的研究則進一步指出，社會網絡規模對獲取信息資源有顯著的正向預測作用，而關系強度的影響不顯著。文獻研究綜合表明，社會網絡中復雜的人際連帶關系，不僅可以通過彌補農戶貸款抵押或擔保物的缺失，從而增強農戶信貸可得性；也可以通過緩解借貸雙方信息不對稱狀況，減少金融機構的監督成本和交易成本，降低不良信貸比率，進而增強金融機構的授信意愿。但已有研究對社會網絡作用于創業融資的關注較多，而對其影響創業信息獲取的分析不足。鑒于此，本文兼顧傳統社會網絡(家庭、村級)和以商業關系為代表的新型社會網絡(商圈)，分析雙重網絡嵌入對農戶創業融資和信息獲取的影響。理論上來講，在金融市場不健全的農村地區，基于親友關系的社會網絡借助于隱性抵押替代能夠拓寬非正規信貸獲取渠道，緩解創業農戶面臨的正規金融機構的信貸配給，從而增強其創業融資能力。此外，以家庭、村莊和市場為主要活動范圍而形成的社會網絡是農村創業者交流與獲取信息的主要渠道，不同層面的網絡聯結有利于擴大個體交流范圍，降低信息獲取成本，緩解創業農戶面臨的信息約束。由此，本文提出：

H2：社會網絡對創業資源可得性有正向影響；

H2a：家庭社會網絡對創業資源可得性有正向影響；

H2b：村級社會網絡對創業資源可得性有正向影響；

H2c：商業關系網絡對創業資源可得性有正向影響。

(三)創業資源可得性對農戶創業績效的影響

目前，關于創業資源可得性影響農戶創業績效的分析較少，學者主要圍繞金融資源可得性和信息獲取對農戶創業決策行為的影響展開討論。針對金融約束對創業決策行為的影響，已有研究尚未達成一致結論。部分研究表明，金融資源是影響家庭創業的重要因素，金融約束在一定程度上抑制了農村地區的非農領域創業活動發生，金融資源可得性的提高與創業發生概率之間顯著正相關，且對于提升家庭創業水平存在重要影響(馬光榮 等，2011；盧亞娟 等，2014)。另有文獻分析發現，信貸約束并不會直接影響農戶的創業選擇，放松信貸約束不一定會帶來創業活動的增加(程郁 等，2009)。盡管關于金融資源獲取與農村創業活動發生之間的相關性仍未形成定論，但金融資源在農戶初始創業決策乃至整個創業過程中發揮的重要資金保障作用毋庸置疑。此外，關于信息獲取對農戶創業的影響，相關研究表明農戶的信息獲取能力對創業機會識別的經濟性、識別效率具有顯著正向影響(高靜 等，2015)，且通過信息獲取產生的信息積累效應可顯著提升個體工商業創業的概率(吳本健 等，2014)。信息獲取為農戶創業提供了重要的信息儲備，創業信息可得性越強，越有利于農戶及時準確地把握市場動態和政策信息，增強其對外溝通交流的主動性，降低信息獲取成本，增加創業收益提升的可能。因此，本文提出：

H3：創業資源可得性對創業績效有正向影響；

H3a：正規信貸可得性對創業績效有正向影響；

H3b：非正規信貸可得性對創業績效有正向影響；

H3c：信息可得性對創業績效有正向影響。

(四)創業資源可得性的中介效應

基于上述分析，創業資源獲取依賴于人際關系網絡的物質與非物質支持，而創業資源獲取又是影響創業績效的重要因素。從因果邏輯關系上看，社會網絡可通過影響創業資源可得性進而影響農戶創業績效。基于此，本文提出：

H4：創業資源可得性在社會網絡影響創業績效的關系中具有中介效應；

H4a：正規信貸可得性在社會網絡影響創業績效的關系中具有中介效應；

H4b：非正規信貸可得性在社會網絡影響創業績效的關系中具有中介效應；

H4c：信息可得性在社會網絡影響創業績效的關系中具有中介效應。

(五)關系理論模型

通過系統的文獻梳理不難發現，現有研究多從兩兩關系出發，而較少將三者聯結，更鮮有學者以創業資源可得性為中介，探究社會網絡影響農戶創業績效的路徑。鑒于此，本文構建了“社會網絡—創業資源可得性—農戶創業績效”的中介效應模型，如圖1所示。

圖1 理論模型

三、研究設計

本文將農戶創業界定為具備一定創業資本和能力的農戶(家庭)在尋找與開拓市場空間的基礎上，通過重組各項生產要素資源、開辟新的生產領域或創新經營形式，以達到自身利益最大化和擴大勞動力就業的過程。具體表現為廣義上創辦了家業和創辦了事業的群體性創業活動，主要包括：傳統農業的規模化經營、新技術應用、新產品推廣、開展新業務、建立新組織等。

(一)數據來源及樣本基本情況

本文數據源自課題組于2015年11月份在陜西關中(渭南市富平縣、臨渭區、經開區，銅川市王益區)、陜南(安康市石泉縣)開展的關于農民創業的農村固定觀測點調查。樣本地區農民創業擁有優越的資源條件和環境基礎，創業活躍度較高，且從區域位置和產業經濟特點來看，均具有一定代表性。根據地區經濟發展水平，調查組在上述各縣(區)選取2～3個有代表性的鄉鎮，在每個樣本鄉鎮隨機選擇2～3個樣本村，并在每個樣本村隨機選擇10～12個樣本農戶，采取一對一的入戶訪談形式。本次調查共發放問卷540份，最終獲得有效問卷522份，問卷有效率96.67%。為了準確識別樣本類型，問卷設計兩個題項“Q1：您曾經是否創業過？(是=1；否=0)”“Q2：您所創事業是否持續？(是=1；否=0)”，并根據問卷反饋信息，將樣本劃分為普通農戶(Q1為0，表示未創過業)、創業農戶(Q1為1且Q2為1，表示曾經創過業且所創事業仍然持續)、創業失敗農戶(Q1為1且Q2為0，表示曾經創過業但所創事業已經終止)三類，并從中提取創業農戶樣本為463份，作為本文研究的樣本數據。樣本的基本情況描述如下：

本文樣本在陜西關中、陜南的分布比例分別為52.7%、47.3%。從個體基本特征看，受訪創業農民中，49.6%為女性，50.5%為男性，平均年齡為41歲。擁有“小學及以下”受教育程度的受訪者占總樣本的19.0%，受訪者最高的受教育水平為“初中”和“高中”的樣本所占比重分別為46.1%、26.8%，僅有8.1%的受訪者最高的受教育程度為職業院校及以上。從家庭特征看，受訪者擁有的家庭房產價值平均值為15.5萬元，69.8%的受訪樣本家庭有2～3個勞動力。從創業特征分析，受訪者所創事業的經營年限在1年以內的樣本占總體的5.6%，經營年限為1～3年和3～5年的樣本分別為16.4%、17.3%，有16.8%的樣本所創事業經營年限為5～8年，另有43.8%樣本所創事業經營年限在8年以上。受訪者中，15.1%樣本選擇了在“農林牧漁業”行業內創業，選擇在“農業加工服務業”和“非涉農類服務業”行業內創業的樣本分別為7.3%、74.9%，另有2.6%樣本選擇在“非涉農類工業”行業創業。

(二)變量選取與測量

(1)因變量。本文因變量為農戶創業績效，采用Likert五分量表，以8個題項來度量樣本農戶創業績效，并運用SPSS 22.0進行因子分析，以主成分分析法提取1個公共因子，且命名為農戶創業績效，累計方差貢獻率為56.15%。

(2)自變量。本文核心自變量為社會網絡，采用Likert五分量表，以13個題項來度量樣本農戶社會網絡狀況，并進行因子分析，以主成分分析法提取3個公共因子，且分別命名為家庭社會網絡、村級社會網絡、商業關系網絡，累計方差貢獻率為70.12%。

(3)中介變量。本文選取創業資源可得性作為中介變量，并從金融與信息可得性兩方面進行考察，以樣本農戶對“您創業過程中，通過銀行、信用社等正規渠道獲得貸款難易程度如何？”“您創業過程中，通過親戚、朋友等非正規渠道獲得借款難易程度如何？(1=非常難，2=難，3=一般，4=容易，5=非常容易)”“您創業過程中，獲取市場信息、政策信息等的渠道是否通暢？(1=很不通暢，2=不通暢，3=一般，4=通暢，5=很通暢)”3個問題的回答分別衡量創業農戶的正規信貸、非正規信貸及信息可得性。

(4)控制變量。本文選取創業者性別、年齡、受教育程度、家庭勞動力數量、創業年限、房產價值作為控制變量，以考慮其他可能會作用于創業績效的變量的影響。

(三)信度和效度檢驗

表1列示了信度與效度的檢驗結果。其中，信度分析采用克朗巴哈系數(Cronbach′s α)，本量表所有測量題項的克朗巴哈系數為0.91，所有潛變量及其各維度測量題項的克朗巴哈系數均大于0.85，表明具有較好的信度。效度分析采用KMO和Bartlett球形度檢驗，以確定數據是否適合進行因子分析。結果顯示，各維度測量題項的KMO值均大于0.80，Bartlett 球形檢驗統計量均達到1%的顯著性水平，說明適合進行因子分析。因子分析結果顯示，所有測量指標的因子載荷均大于0.5，表明具有較好的收斂效度。

表1 信度和效度檢驗

(續表1)

變量維度測量題項因子載荷 農戶創業績效(Cronbach′sα=0．879)您所創事業整體運營情況很好0．745您所創事業盈利狀況很好0．799您所創事業規模擴大很快0．753您所創事業市場占有率(銷售量、業務量等)增長很快0．724您實現了當初創業前的設想目標0．760您個人收入比創業前有很大的提高0．761您生活質量比創業前有很大的提高0．753您創業成功后，自身社會地位有很大的提高0．698

(四)計量模型構建

本文參考溫忠麟等(2004)提出的中介效應檢驗程序，采用層級回歸方法，分別建立自變量對因變量、自變量對中介變量、自變量和中介變量對因變量的回歸模型，具體如下所示：

Y=cX+e1

(1)

M=aX+e2

(2)

Y=c′X+bM+e3

(3)

c。此外，對于上述模型中可能存在因遺漏變量或逆向因果關系等造成的內生性問題，本文采用工具變量法進行檢驗。

四、實證檢驗與結果分析

(一)變量的相關性分析

本文對各變量間的相關性進行了分析，結果如表2所示。從中可見，自變量之間的相關系數均不超過0.5，說明變量之間不存在共線性問題。家庭社會網絡、村級社會網絡、商業關系網絡、正規信貸可得性、信息可得性均在1%統計水平上與農戶創業績效之間存在顯著正相關關系；而非正規信貸可得性與農戶創業績效的相關關系不顯著。家庭社會網絡與正規信貸可得性、非正規信貸可得性、信息可得性均在1%統計水平上存在正向顯著相關關系；村級社會網絡與正規信貸可得性、非正規信貸可得性、信息可得性的相關關系不顯著；商業關系網絡與正規信貸可得性、信息可得性在1%統計水平上存在正向顯著相關關系，而與非正規信貸可得性的相關關系不顯著。

表2 各變量間的相關系數矩陣表

注：*、**分別表示在5%、1%統計水平上顯著(雙側)。1農戶創業績效；2創業者性別；3創業者年齡；4創業者受教育程度；5家庭勞動力數量；6創業年限；7房產價值；8家庭社會網絡；9村級社會網絡；10商業關系網絡；11正規信貸可得性；12非正規信貸可得性；13信息可得性。

(二)假設檢驗

1.社會網絡對創業資源可得性的影響檢驗

本文分別以正規信貸、非正規信貸及信息可得性為因變量，檢驗不同維度社會網絡對金融與信息資源可得性的影響，結果如表3所示。由模型1和3可知，家庭社會網絡、村級社會網絡、商業關系網絡分別在1%、10%、5%統計水平上顯著正向影響正規信貸可得性，且分別在1%、10%、1%統計水平上顯著正向影響信息可得性。此外，由模型2可知，家庭社會網絡在1%統計水平上顯著正向影響非正規信貸可得性，而村級社會網絡和商業關系網絡對農戶非正規信貸可得性的影響不顯著。綜上，H2a得到證實，H2、H2b、H2c得到部分證實。

表3 社會網絡對創業資源可得性的影響回歸結果

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%統計水平上顯著。下同。

2.社會網絡及創業資源可得性對農戶創業績效的影響檢驗

本文依次檢驗社會網絡、創業資源可得性對農戶創業績效的影響，結果如表4所示。由模型5可知，家庭社會網絡、村級社會網絡、商業關系網絡均在1%顯著性水平上正向影響農戶創業績效。因此，H1、H1a、H1b、H1c得到證實。由模型6、7和8可知，依次引入正規信貸可得性、非正規信貸可得性、信息可得性后，三維社會網絡對農戶創業績效的影響依然顯著為正，且正規信貸可得性與信息可得性對農戶創業績效的影響均顯著為正，而非正規信貸可得性對農戶創業績效的影響不顯著。因此，H3a、H3c得到證實，H3b未得到證實，H3得到部分證實。

表4 社會網絡、創業資源可得性對農戶創業績效的影響回歸結果

3.創業資源可得性的中介效應檢驗

(1)正規信貸可得性在社會網絡影響農戶創業績效關系中的中介效應檢驗(模型1、5和6)。由模型5可知，家庭社會網絡、村級社會網絡、商業關系網絡對農戶創業績效的影響均在1%統計水平上顯著，且系數分別為0.237、0.209、0.341。由模型1可知，家庭社會網絡、村級社會網絡、商業關系網絡對正規信貸可得性的影響也均正向顯著。由模型6可知，引入正規信貸可得性變量后，正規信貸可得性在10%統計水平上對農戶創業績效的影響顯著為正，系數為0.078；此時，家庭社會網絡、村級社會網絡、商業關系網絡對農戶創業績效的影響均依然顯著為正，但系數均有降低，分別為0.223、0.203、0.332。因此，正規信貸可得性在社會網絡影響農戶創業績效的關系中發揮部分中介作用，H4a得到證實。

(2)非正規信貸可得性在社會網絡影響農戶創業績效關系中的中介效應檢驗(模型2、5和7)。由模型2可知，家庭社會網絡對非正規信貸可得性的影響在1%統計水平上正向顯著，系數為0.210(標準差為0.047)，但是村級社會網絡、商業關系網絡對非正規信貸可得性的影響均不顯著，系數分別為0.021、0.042(標準差均為0.047)。而由模型7可知，非正規信貸可得性對農戶創業績效的影響不顯著，系數為-0.027(標準差為0.044)。因此，需進行Sobel檢驗，檢驗統計量Z1、Z2、Z3分別為0.610、0.354、0.516，相應的P1、P2、P3分別為0.542、0.723、0.606，均未通過10%顯著性水平檢驗。這表明，非正規信貸可得性在家庭社會網絡、村級社會網絡、商業關系網絡分別影響農戶創業績效關系中的中介效應均不顯著。因此，非正規信貸可得性在社會網絡影響農戶創業績效關系中不具有中介效應，H4b未得到證實。

(3)信息可得性在社會網絡影響農戶創業績效關系中的中介效應檢驗(模型3、5和8)。由模型3可知，家庭社會網絡、村級社會網絡、商業關系網絡對信息可得性的影響均正向顯著。由模型8可知，引入信息可得性后，信息可得性在5%統計水平上對農戶創業績效的影響顯著為正，系數為0.106；此時，家庭社會網絡、村級社會網絡、商業關系網絡對農戶創業績效的影響均依然顯著為正，但與模型5相比，系數均有降低，分別為0.224、0.200、0.314。因此，信息可得性在社會網絡影響農戶創業績效的關系中發揮部分中介作用，H4c得到證實。

(4)中介效應的比較。創業資源可得性的中介效應及其占總效應的比重如表5所示。結果表明，三維社會網絡均可通過正規信貸可得性和信息可得性的中介作用間接影響農戶創業績效；在家庭社會網絡作用于農戶創業績效的關系中，信息可得性與正規信貸可得性的中介效應一致，而在村級、商業關系網絡作用于農戶創業績效的關系中，信息可得性的中介效應高于正規信貸可得性。

表5 創業資源可得性的中介效應及其占總效應比重

注：中介效應1是以正規信貸可得性為傳導中介，中介效應2是以信息可得性為傳導中介。

(三)內生性檢驗

鑒于上述模型可能存在因遺漏變量或逆向因果關系等造成的內生性問題，本文對社會網絡及創業資源可得性的內生性進行檢驗，并依據Durbin-Wu-Hausman檢驗結果作出判斷。參照Du et al.(2014)、孫永苑等(2016)*Du et al. (2014)使用社區關系均值作為個體關系水平的工具變量，而孫永苑等(2016)采用除自家外社區(村)關系指數均值作為家庭關系指數的工具變量，其通過剔除自家以避免可能帶來的內生性問題。的做法，本文選取除自家以外的同村其他農戶社會網絡的平均水平和創業資源可得性的平均水平作為內生性檢驗的工具變量。這主要基于以下考慮：受村莊經濟社會發展、金融環境、文化與習俗等因素影響，不同村莊之間農戶社會網絡與創業資源獲取表現出明顯差異性；同一村莊內部不同農戶社會網絡、創業資源可得性水平的形成具有共同基礎，且關系的互動較為頻繁，因而同一村莊其他家庭的平均關系水平及創業資源可得性水平會對單個農戶家庭產生直接影響；而農戶自身創業績效水平與同村其他家庭的平均關系水平及創業資源可得性水平并不直接相關。內生性檢驗及弱工具變量檢驗結果如表6所示。

表6 內生性及弱工具變量檢驗

注：IV1～IV6分別表示工具變量除自身外同村其他農戶家庭社會網絡平均水平、除自身外同村其他農戶村級社會網絡平均水平、除自身外同村其他農戶商業關系網絡平均水平、除自身外同村其他農戶正規信貸可得性平均水平、除自身外同村其他農戶非正規信貸可得性平均水平、除自身外同村其他農戶信息可得性平均水平。

表6第三列Hausman檢驗結果表明，所有模型的該檢驗在10%的顯著性水平下無法拒絕社會網絡、創業資源可得性外生的原假設，因此，OLS估計與IV估計結果并無顯著差異。表6第四列弱工具變量檢驗結果顯示，所有Wald F統計量大于15%偏誤水平下的臨界值8.96或10%偏誤水平下的臨界值16.38，因此，拒絕存在弱工具變量的原假設(Stock et al.，2005)。綜上，上述實證模型不存在顯著的內生性問題。

(四)結果分析

1.社會網絡對農戶創業績效的影響分析及解釋

三維社會網絡均對農戶創業績效產生顯著積極影響。以親情和信任為核心的家庭社會網絡、以群體規范和文化認同為基礎的村級社會網絡共同構成鄉土社會傳統社會網絡，是農戶獲取物質和非物質支持的重要來源，對農戶創業效果有著重要影響。此外，創業農戶在生產、銷售等環節逐漸形成與顧客、供應商、生意伙伴等市場成員的緊密聯結，進而構成以業緣為紐帶、以互利互惠為規范的新型關系網絡，而這種新型網絡是創業農戶獲取各種創業支持的重要補充渠道。

2.社會網絡對創業資源可得性的影響分析及解釋

三維社會網絡均顯著正向影響正規信貸可得性，且家庭社會網絡對非正規信貸可得性的影響顯著，而村級社會網絡、商業關系網絡對非正規信貸可得性的影響不顯著。創業農戶各層面的社會網絡均有助于減少信息不對稱，降低信貸風險和監督管理成本，成為正規金融機構提供信貸的重要依據。隨著農村正規金融的發展，社會網絡對緩解農戶正規信貸約束的作用越來越明顯。同時，基于親緣和血緣的家庭社會網絡仍然是農戶獲取非正規信貸的主要渠道，但隨著眾多村莊的變遷，農村集體意識的淡化，村民聯合互助程度的降低，村級社會網絡對非正規信貸可得性的作用有所削減。不同于傳統社會網絡的商業關系網絡多是以利益關系為基礎而形成的聯結，受信用程度、感情深度、利益大小等因素制約，其對非正規信貸可得性的作用有限。此外，三維社會網絡亦顯著正向影響信息可得性。市場信息、政策信息等同樣是農戶創業不可或缺的重要資源，信息的交流和獲取來源于農戶日常生產生活所維系的社會網絡，創業農戶各維度的社會網絡從不同層面為其提供有價值的有關生產、銷售、政策等信息，均對緩解信息約束具有重要作用。

3.創業資源可得性對農戶創業績效的影響分析及解釋

正規信貸可得性、信息可得性均對農戶創業績效有顯著正向影響，而非正規信貸可得性對農戶創業績效的影響不顯著。非正規信貸多借助于社會網絡的隱形抵押替代，一般數額較小，難以滿足創業農戶數額較高的生產性用途資金需求。正規信貸相較于民間借貸在信貸規模和信貸安全性上具有顯著優勢，其可得性越強，對緩解農戶創業資金約束的作用就越明顯。此外，信息可得性越強，創業農戶越能及時準確的把握市場動態，適時調整決策，靈活應對變化，同時更好地抓住市場機會，獲取政策支持，因而對創業績效的提升作用明顯。

4.創業資源可得性的中介效應分析及解釋

正規信貸可得性、信息可得性在社會網絡影響創業績效的關系中中介效應顯著，而非正規信貸可得性在社會網絡影響創業績效的關系中不具有中介效應。來自家庭、村莊、市場等層面的社會網絡交錯聯結能夠通過減少信息不對稱，降低金融機構監督和授信成本，增強正規信貸可得性，有效緩解創業農戶資金緊缺狀況，進而改善創業績效。而隨著農村地區正規金融的發展，農村鄉土社會的轉型，社會網絡對非正規信貸可得性的作用有所弱化；同時，非正規信貸因其規模較小，對彌補農戶創業資金缺口和改善生產經營狀況作用有限。此外，各個層面社會網絡的有效聯結能夠為創業農戶信息交流和獲取提供重要平臺，信息獲取和累積有利于充分發揮信息資源優勢，以市場為導向，以政策為依據，增強生產組織活動的靈活性，為提升創業績效創造更多機會。

五、結論與建議

本文從家庭、村級、商圈三個維度構建創業農戶社會網絡，實證檢驗了金融與信息資源可得性在社會網絡影響農戶創業績效關系中的中介效應，揭示了社會網絡影響農戶創業績效的路徑。研究結果表明，家庭、村級及商圈三維關系網絡嵌入均對提升農戶創業績效有顯著正向影響，且可通過正規信貸可得性和信息可得性的中介作用對農戶創業績效產生間接影響；其中，信息可得性與正規信貸可得性在家庭社會網絡作用于農戶創業績效關系中的中介效應一致，而在村級、商業關系網絡作用于農戶創業績效關系中，信息可得性的中介效應高于正規信貸可得性；非正規信貸可得性在社會網絡影響農戶創業績效的關系中不具有中介效應；三維社會網絡影響農戶創業績效的總效應按大小排序依次為商業關系網絡、家庭社會網絡、村級社會網絡。此外，結論還顯示，三維社會網絡對正規信貸可得性和信息可得性均有顯著積極影響，且正規信貸可得性和信息可得性的提高均可顯著提升農戶創業績效。

基于以上研究所得，本文提出以下建議：一是，創業農戶需立足于親友圈、村級圈，拓展商業圈，豐富創業活動聯結的人際圈層，加強多維社會網絡的構建、維護和開發，在充分利用傳統社會網絡帶來的創業價值的同時，需更加注重培育和開發商業關系等新型社會網絡；二是，創業農戶需通過加強溝通、增進信任、爭取支持等方式優化家庭社會網絡，通過增進互助、加強群體規范和價值觀共享等方式改善村級社會網絡，并通過增進互惠、加強利益聯結等方式改進商業關系網絡，進而不斷提升社會網絡質量；三是，建立在多維社會網絡構建和維護的基礎上，創業農戶需注重從多個人際圈層獲取有關市場、政策等方面有價值的信息，以增強創業機會的識別能力，提高創業決策和行動的靈活性，同時，需充分發揮社會網絡緩解正規信貸約束的作用，積極利用自身社會網絡爭取金融機構支持，為事業可持續發展和創業績效提升提供充足的資金保障。

陳亦悠. 2014. 社會網絡、資源獲取與農民創業績效的關系研究[D]. 杭州：浙江大學.

陳亦悠，郭紅東. 2013. 社會資本、資源整合能力與農民創業績效[C]. 中國管理學年會——創業與中小企業管理分會場論文集.

程郁，羅丹. 2009. 信貸約束下農戶的創業選擇:基于中國農戶調查的實證分析[J]. 中國農村經濟(11)：25-38.

丁高潔，郭紅東. 2013. 社會資本對農民創業績效的影響研究[J]. 華南農業大學學報(社會科學版)(2):50-57.

費孝通. 2007. 鄉土中國[M]. 上海：上海世紀出版集團.

高靜，賀昌政. 2015. 信息能力影響農戶創業機會識別:基于456份調研問卷的分析[J]. 軟科學(3):140-144.

胡楓，陳玉宇. 2012. 社會網絡與農戶借貸行為:來自中國家庭動態跟蹤調查(CFPS)的證據[J]. 金融研究(12)：178-192.

黃潔，蔡根女，買憶媛. 2010. 農村微型企業：創業者社會資本和初創企業績效[J]. 中國農村經濟(5)：65-73.

蔣劍勇，錢文榮，郭紅東. 2013. 社會網絡、社會技能與農民創業資源獲取[J]. 浙江大學學報(人文社會科學版)(1)：85-100.

李樹，陳剛. 2012. “關系”能否帶來幸福？來自中國農村的經驗證據[J]. 中國農村經濟(8)：66-78.

劉紅云，駱方，張玉，等. 2013. 因變量為等級變量的中介效應分析[J]. 心理學報(12)：1431-1442.

盧亞娟，張龍耀，許玉韞. 2014. 金融可得性與農村家庭創業：基于CHARLS數據的實證研究[J]. 經濟理論與經濟管理(10)：89-99.

馬光榮，楊恩艷. 2011. 社會網絡、非正規金融與創業[J]. 經濟研究(3)：83-93.

芮正云，莊晉財. 2014. 農民工創業者網絡能力與創業績效關系:動態能力的中介效應[J]. 財貿研究(6):30-37.

孫永苑，杜在超，張林，等. 2016. 關系、正規與非正規信貸[J]. 經濟學(季刊)(2)：597-626.

溫忠麟，張雷，侯杰泰，等. 2004. 中介效應檢驗程序及其應用[J]. 心理學報(5)：614-620.

吳本健，胡歷芳，馬九杰. 2014. 社會網絡、信息獲取與農戶自營工商業創辦行為關系的實證分析[J]. 經濟經緯(5)：32-37.

嚴太華，劉志明. 2015. 信貸需求、借貸行為與農戶社會網絡的關聯度[J]. 改革(9)：151-159.

楊汝岱，陳斌開，朱詩娥. 2011. 基于社會網絡視角的農戶民間借貸需求行為研究[J]. 經濟研究(11)：116-129.

葉敬忠. 2004. 農民發展創新中的社會網絡[J]. 農業經濟問題(9)：37-43.

張鑫，謝家智，張明. 2015. 社會資本、借貸特征與農民創業模式選擇[J]. 財經問題研究(3)：104-112.

朱秀梅，李明芳. 2011. 創業網絡特征對資源獲取的動態影響：基于中國轉型經濟的證據[J]. 管理世界(6)：105-115.

ALDRICH H E, MARTINEZ M A. 2001. Many are called, but few are chosen: an evolutionary perspective for the study of entrepreneurship [J]. Entrepreneurship Theory and Practice, 25(4):41-56.

BAKER W E, OBSTFELD D. 1999. Social capital by design: structures, strategies, and institutional context [M]. Springer US.

BEGGS J J, HAINES V A, HURLBERT J S. 1996. Revisiting the rural-urban contrast : personal networks in non-metropolitan and metropolitan settings [J]. Rural Sociology, 61(2):306-325.

CASSON M, GIUSTA M D. 2007. Entrepreneurship and social capital analysing the impact of social networks on entrepreneurial activity from a rational action perspective [J]. International Small Business Journal, 25(3):220-244.

DU Z, LI R, HE Q, et al. 2014. Decomposing the rich dad effect on income inequality using instrumental variable quantile regression [J]. China Economic Review, 31:379-391.

LEUNG A, ZHANG J, WONG P K, et al. 2006. The use of networks in human resource acquisition for entrepreneurial firms: multiple “fit” considerations [J]. Journal of Business Venturing, 21(5):664-686.

PIROLO L, PRESUTTI M. 2010. The impact of social capital on the start-up performance growth [J]. Journal of Small Business Management, 48(2):197-227.

REYNOLDS P D. 2007. New firm creation in the United States： a PSED I overview [J]. Foundations & Trends in Entrepreneurship, 3(10):1-150.

STAM W, ARZLANIAN S, ELFRING T. 2014. Social capital of entrepreneurs and small firm performance：a meta-analysis of contextual and methodological moderators [J]. Journal of Business Venturing, 29(1):152-173.

STEIER L, GREENWOOD R. 2000. Entrepreneurship and the evolution of angel financial networks [J]. Organization Studies, 21(1):163-192.

STOCK J H, M YOGO. 2005. Identification and inference for econometric models: testing for weak instruments in linear IV regression [M]. Cambridge: Cambridge University Press：80-108.

YOO J K. 2000. Utilization of social networks for immigrant entrepreneurship: a case study of Korean immigrants in the Atlanta area [J]. International Review of Sociology, 10(3):347-363.

(責任編輯 張建軍)

InfluenceofSocialNetworkonFarmers′EntrepreneurialPerformance:UndertheMediationEffectofEntrepreneurialResourceAvailability

SU LanLanPENG YanLingKONG Rong

(School of Economics and Management, Northwest A&F University, Yangling 712100)

This paper builds a three-dimensional network relationship including family, village, business, combines entrepreneurial network features, finance and information resources, entrepreneurial effect, and empirically tests the influence of social network on farmers′ entrepreneurial performance with 463 farmer households′ survey data from Shanxi province. The result shows that social network has significantly positive influence and an indirect effect through partial mediation effect of entrepreneurial resource availability on farmer household business performance. Among them, the mediation effect of information availability and formal credit availability is consistent in the relationship that family social network influencing entrepreneurial performance, while the mediation effect of information availability is higher than that of formal credit availability in the relationship that rural and business social network affecting entrepreneurial performance. However, informal credit availability has no intermediary effect in the relationship that three dimensions of social network influence the entrepreneurial performance of farmers.

social network; farmers′ entrepreneurial performance; resource availability; information; finance

2016-12-12

蘇嵐嵐(1992--)，男，河南信陽人，西北農林科技大學經濟管理學院博士生。

彭艷玲(1986--)，女，江西吉安人，西北農林科技大學經濟管理學院博士生。

孔 榮(1967--)，女，新疆烏魯木齊人，西北農林科技大學經濟管理學院教授，博士生導師。

本文受國家自然科學基金項目“基于農戶收入質量的農村正規信貸約束模擬檢驗及政策改進研究”(71373205)的資助。

F323.6

A

1001-6260(2017)09-0027-12

10.19337/j.cnki.34-1093/f.2017.09.003