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新2正网平台出租(www.hg108.vip):网络“互嵌”与农村家庭创业选择

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原文刊发:《中国农村经济》2022年第9期,本文来自微信公众号:中国农村经济中国农村观察 (ID:ruraleconomy),作者:王浩林 王子鸣,原文标题:《〈中国农村经济〉精华版|王浩林、王子鸣:网络“互嵌”与农村家庭创业选择——兼论共同富裕实现》,题图来自:视觉中国


一、引言


中共中央和国务院将鼓励返乡创业作为推动高质量就业以及多渠道增加农村居民收入的重要举措之一。从小岗村的“大包干”到乡镇企业异军突起,农村家庭一直是中国社会主义市场经济体制下创业的先导队伍。实现第二个百年奋斗目标需要他们再次扛起创业大旗,通过他们勤劳自富、先富带动后富实现共同富裕。而互联网不仅仅是一套技术系统,还是影响农村家庭创业选择和致富的“新力量”。


舍基(2012)认为,“当我们使用网络时,最重要的是获得了同他人联系的接口”。社会关系网络嵌入互联网虚拟社会中,维持并拓展着各类关系(Yuan and Lee,2022),而社会关系网络又为创业提供各类关键资源的支持(Zhao and Li,2021)


显而易见,社会关系网络在互联网创业效应中可以发挥中介作用。同时,具有“联接”功能的两类网络在对接后就有了实现双向互动的可能(刘刚等,2021)。互联网反向嵌入社会关系网络中,实现创业信息高效递送,因而社会关系网络对互联网创业效应可能表现出调节作用。


最终,互联网同社会关系网络部分交叠、相互作用而呈现“互嵌”关系,表现出网络“互嵌”机制。


本文主要贡献在于:


第一,为解决创业决策信息从互联网流向社会关系网络的动力机制问题,构建了信息流动信任差序格局理论,从机理上完整地解释了社会关系网络对互联网创业效应的调节效应;


第二,本文使用VanderWeele(2014)的反事实总效应四项分解方法,尝试将互联网创业效应分解为受控直接效应、纯调节效应、调节中介混合效应以及纯中介效应,从而验证了网络“互嵌”机制。


二、理论分析与研究假说


(一)社会关系网络嵌入互联网的创业效应:中介效应


社会关系网络中介效应分析的焦点在于互联网对社会关系网络的作用方向。在早期的相关研究中,“时间置换效应”观点较为流行,该观点的原型可追溯至Putnam(2000)对新技术或新娱乐方式出现后“独自打保龄球”现象的担忧。但是,“社会补偿效应”观点持有者认为,互联网的匿名性有利于人际关系的建立,虚拟空间为那些在现实中不擅交流的人提供了另一种交友或联系的途径(许丹红,2016)


在农村“空心化”引致社会关系网络断裂的背景下,互联网因其提供交流机会和维持关系的作用而对农村社会关系网络将表现出更为积极和重要的意义。


(二)互联网反向嵌入社会关系网络的创业效应:调节效应


1. 调节的可能:信息获取功能相似。


(1)互联网的创业信息获取功能。创业是一个信息搜索、筛选、利用、加工和交换的过程(Kirzner,1997),互联网为创业者提供接近信息的机会,并帮助他们高效地处理信息。城市替代功能论认为,互联网在一定程度上消解了创业所固有的信息不对称难题和填补了城乡信息鸿沟。知识溢出理论认为,知识和学习都是创业的关键要素,互联网促进了知识的传播。


(2)社会关系网络的创业信息获取功能。边燕杰和丘海雄(2000)提出“信息渠道假说”,指出社会网络拓宽了居民获取信息的渠道,嵌入社会关系网络的合作机制能够为潜在的创业家庭提供相应的信息资源。创业者在社会交往过程中不仅能以快于自我学习的速度获取显性知识,还能领悟到潜藏在显性知识下的隐性知识。


2. 调节的方向:信息流动机制。


创业决策信息和知识在两类网络间流动,所以既存在社会关系网络调节互联网创业效应的可能,也存在互联网调节社会关系网络创业效应的可能。


那么,谁是主动的调节者?或者说信息向谁流动呢?认知信息加工理论认为,认知和情感的交互作用是个体认知信息加工的基础(Saracevic,1999),而信任关系是决定个体行为的关键情感变量。


因此,对信息来源的信任程度决定了对信息加工的过程,信息将从低信任源向高信任源流动。信任决定了人们对信息源的选择和识别,而在中国语境中信任又同社会关系紧密捆绑。


福山(2001)用文化来解释中国社会的信任表现机制不同于西方社会,而儒家伦理提供了中国社会特殊主义的差序式“关系信任”模式的根源(沈毅,2019)。社会关系网络的差序格局或分布的不均匀性使得信任呈现类似特性,即“信任格局”由对最亲的人“全信”到对陌生人的“不信”而形成。


因此,基于社会关系网络的信任表现出差序格局,受其驱动的信息流动也相应地呈现出信任差序格局的特征。当互联网嵌入社会关系网络时,信任差序格局将影响互联网创业信息获取功能的发挥。


(三)社会关系网络调节互联网创业效应的异质性


总体而言,弱社会关系网络偏向于在获取信息方面发挥作用,而强社会关系网络在获取物质和情感支持方面较具优势。那么,调节互联网创业效应主要依靠哪类关系网络发挥作用呢?社会关系网络对互联网创业效应的调节效应主要发挥进一步筛选互联网信息的功能,而这恰恰是弱社会关系网络的优势所在。


(四)网络“互嵌”机制与研究假说


假说H1:社会关系网络嵌入互联网,社会关系网络在互联网创业效应中发挥正向的中介效应。


假说H2:互联网反向嵌入社会关系网络,社会关系网络在互联网创业效应中发挥调节效应,同时该调节效应主要依靠弱社会关系网络发挥作用。


三、数据来源、模型构建与变量选择


(一)数据来源


本文选取了CFPS最新公布的2018年调查数据,CFPS样本所匹配的城镇化率和地区生产总值宏观数据源自《中国统计年鉴2019》。


(二)模型构建


首先,不考虑社会关系网络的中介效应和调节效应构建基准回归模型。由于被解释变量(创业)是二元变量,因此回归分析采用Logit模型。其次,本文将通过分析社会关系网络在互联网创业效应中的中介效应和调节效应,来检验网络“互嵌”机制。


然而基于BK框架(Baron and Kenny,1986)的经典中介效应检验需要满足检验模型是线性方程的条件,且无法同时检验调节效应。为同时检验社会关系网络的中介效应和调节效应,本文仍使用Logit模型作为检验模型,在此基础上采用反事实总效应四项分解方法(参见VanderWeele,2014)来进行网络“互嵌”机制检验。


(三)变量选择与描述


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1. 被解释变量。


使用CFPS问卷中受访者对“过去12个月,您家是否有家庭成员从事个体经营或开办私营企业”的回答来度量其家庭是否创业。CFPS问卷强调创业组织形式要具有正式性或满足合法登记要求,这有可能导致遗漏农村家庭非正式组织形式的创业。


本文借鉴已有文献,将CFPS问卷中对“过去12个月,您自家是否从事农业方面的工作”回答为“是”且经营性收入不少于95%分位数的农村家庭也纳入创业范畴。


2. 解释变量。


本文使用“是否上网”度量互联网使用情况,使用“人情礼支出”度量强社会关系网络,使用“通讯支出”度量弱社会关系网络。


3. 控制变量。


在个体层面,选取户主年龄及其平方、性别、健康、教育、户口、婚姻和党员作为控制变量;在家庭层面,选取家庭收入、家庭规模作为控制变量;在社会层面,选取商业氛围作为控制变量;同时引入城镇化率和地区生产总值两个省级控制变量。


四、网络“互嵌”机制实证检验


(一)互联网创业效应的基本回归分析


基本回归分析表明,互联网使用、弱社会关系网和强社会关系网络对农村家庭创业选择发挥显著的正向影响;年龄同创业选择之间存在倒U型关系,39岁之后,户主年龄越大的农村家庭选择创业的概率越小;健康对创业的影响不显著;较高的家庭非经营收入会抑制农村家庭创业。


(二)网络“互嵌”机制检验


利用反事实总效应四项分解方法分析表明,当以弱社会关系网络为中介变量时,互联网使用的受控直接效应、纯调节效应、调节中介混合效应和纯中介效应均显著;当以强社会关系网络为中介变量时,互联网使用的受控直接效应和纯中介效应显著,纯调节效应和调节中介混合效应的不显著。


强社会关系网络单向嵌入互联网,并未表现出调节效应,网络“互嵌”机制主要表现在互联网和弱社会关系网络之间。


(三)稳健性检验


1. 基于内生性处理的稳健性检验。


为解决样本的自选择偏误问题,本文使用PSM方法,对使用互联网和不使用互联网的样本进行核匹配,将匹配前后的总效应分解结果进行对比分析,总效应分解结果稳健可靠。



2. 替换解释变量的稳健性检验。


首先,综合CFPS问卷中互联网在学习、工作、社交、娱乐和商业活动用途中的重要性评估指标来度量互联网使用情况,总效应分解结果稳健。其次,进一步从5个指标中删除“娱乐”,总效应分解结果依然稳健可靠。


再次,鉴于信息获取功能在调节效应中的重要作用,本文使用“互联网作为信息渠道的重要程度”替代“是否上网”,总效应分解结果稳健。


最后,本文将互联网使用情况从重要程度转向使用时长角度进行考察,即将“每周互联网使用时长”加1取对数后替代“是否上网”,总效应分解结果仍然稳健。


五、共同富裕背景下的网络“互嵌”异质性分析


互联网新力量与传统农村社会结构性力量的结合显着地改善了农村家庭创业环境,拓宽了迈向共同富裕的道路。但是,仍存有两个疑问:一是拓宽的“道路”能够产生多大的辐射作用或带动效应?二是互联网能否直接惠及所有的农村家庭,即互联网能否有效地帮助农村弱势群体创业?本部分希望通过三类异质性的分析回答上述疑问。


(一)不同创业类型下的网络“互嵌”机制分析


生存型创业有利于巩固并拓展农村脱贫攻坚成果,互联网生存型创业效应主要依靠互联网的受控直接效应,占互联网创业效应的比重超过70%,社会关系网络仅发挥纯中介效应;机会型创业能够在实现自身富裕的同时先富带动后富,互联网机会型创业效应更多地受弱社会关系网络的正向调节,弱社会关系网络的三大分解效应占总效应的比重达65.7%,其“放大器”的作用在机会型创业中表现得更为显著。


(二)不同健康状况群体的网络“互嵌”机制分析


在健康状况较差组中,互联网对于健康状况较差的农村家庭创业仅有纯技术贡献,互联网表现出较强的工具性,这些家庭借助互联网克服身体行动障碍对创业所带来的负面影响。无论是总效应还是受控直接效应,二者均反映出,相比于健康状况良好组的农村家庭,互联网对健康状况较差组的农村家庭创业具有更重要的意义。


(三)不同贫困脆弱性群体的网络“互嵌”机制分析


对于贫困脆弱性家庭而言,互联网对他们的创业选择并未发挥显著的作用。贫困脆弱性家庭面临数字鸿沟问题,部分被排斥于互联网红利之外。强社会关系网络在贫困脆弱性家庭创业中的正向纯调节效应不显著,而在非贫困脆弱性家庭创业中却表现出显著的负向纯调节效应。


一个可能的解释是:相对优势群体所联接的强社会关系网络往往嵌入了更多的资源,对网络信息表现出更为有效和强大的筛选功能。不同特征的群体间优势差距越明显,强社会关系网络纯调节效应的差异性越大。


六、结论与政策启示


本文研究结论的政策启示包括:


第一,以互联网为代表的数字技术在农村家庭创业中表现出公共物品属性,技术对资源禀赋处于弱势的农村赋能,对农村弱势群体赋能。对于贫困脆弱性群体,可以通过培训破除他们的保守观念和数字鸿沟,保障他们公平地享有数字赋能红利。


第二,搭建拓展弱社会关系网络平台,助力农村家庭创业。合作社有助于农村家庭发展弱社会关系网络,为创业活动发展提供充足动力。


第三,技术与制度的融合效应集中体现在机会型创业上,“农村精英”是机会型创业的主力军,需要有力回应他们创业的难点和痛点,着力培养他们的互联网素养。


本文来自微信公众号:中国农村经济中国农村观察 (ID:ruraleconomy),作者:王浩林 王子鸣

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