电子商务进农村综合示范政策对农户创业的影响

The Impact of the Comprehensive Demonstration Policy for E-Commerce Entering Rural Areas on Farmers’ Entrepreneurship

摘要: 本文以电子商务进农村综合示范政策作为准自然实验场景，基于中国家庭追踪调查六期面板数据，采用多期双重差分模型，实证检验该政策对农户创业行为的影响及其作用机制。研究发现，电子商务进农村综合示范政策的实施显著提升了农户的创业概率，平均效应约为1.29个百分点。异质性分析表明，该政策对西部地区农户、互联网使用群体及人力资本水平较高的农户创业促进作用更为突出。机制检验揭示，政策主要通过提高县域消费水平与农户风险承担意愿两条路径激发创业活动。本研究结论支持农村电子商务建设具有创业赋能效应，可为相关政策优化提供参考依据。

Abstract: Taking the comprehensive demonstration policy for e-commerce entering rural areas as a quasi-natural experiment and drawing on six waves of panel data from the China Family Panel Studies, this paper employs a multi-period difference-in-differences model to empirically examine the policy’s impact on farmers’ entrepreneurial behavior and its underlying mechanisms. The results show that the policy significantly raises the probability of farmers engaging in entrepreneurship by approximately 1.29 percentage points on average. Heterogeneity analyses indicate that the effect is more pronounced for farmers in western China, those with internet access, and those endowed with higher human capital. Mechanism tests reveal that the policy stimulates entrepreneurial activity primarily by elevating county-level consumption and enhancing farmers’ willingness to take risks. These findings support the view that rural e-commerce construction has an entrepreneurship-empowering effect and can provide an evidential basis for further policy refinement.

1. 引言

在数字经济浪潮中，中国电子商务实现了跨越式发展。国家统计局数据显示，全国电商交易额从2013年的10.28万亿元迅猛增长至2022年的43.83万亿元。其中，农村电商更是取得突破性进展，为乡村产业振兴和农业农村现代化注入了源源不断的活力。电子商务在农村的深入发展尤其具有影响力，其不仅重塑了商品流通模式，更催生了农村电子商务服务中心、产业园等一系列新事物[1]，深刻改变了乡村的经济社会生态。

在这一进程中，电子商务对激活农户创业、推动农村发展发挥了核心作用。它通过构建直达全国市场的“数字通道”，显著降低了农户创业的时空与资源门槛，使返乡青年、家庭农场等主体能够依托本地特色资源，便捷地开展网络销售与品牌化经营。更重要的是，电商发展驱动了乡村产业的链式升级，从单纯的产品销售延伸至加工、包装、文旅等融合领域，创造了丰富的创业机会与就业岗位。最终，这一过程培育了善用数字工具的“新农人”群体，他们通过创业实现增收与自我价值，并带动人才、技术等要素回流乡村，从根本上为乡村振兴提供了可持续的内生动力。

因此，深入探究电子商务进村促进农户创业的内在机制与实现路径，对于理解数字时代的乡村转型、优化相关政策以释放数字经济红利，具有重要的理论与现实意义。

2. 文献综述与研究假说

2.1. 文献综述

宏观层面，现有文献重点关注了电子商务对经济增长的总体影响及其空间特征。研究普遍证实，电子商务是推动经济增长的长期动力，并对周边地区产生显著的空间溢出效应[2] [3]。在此基础上，以“电子商务进农村综合示范县”为代表的政策实践进一步将电商发展与乡村振兴战略相结合。学者们发现，该政策通过提升县域电商发展水平、扩大市场可及性，有效弱化了地理区位与人口规模对经济发展的限制，从而拉动县域经济增长[4]。从区域异质性看，电商下乡对中西部、东北地区，以及经济发展相对落后、财政依赖度高、信息化水平较低、产业结构较为单一的县域，经济拉动效应尤为明显[5]。同时，农村互联网基础设施与电商人才建设能释放“数字红利”，促进农村居民收入提升，且对贫困地区的增收作用更为突出[6]。

微观层面，相关研究主要探讨电子商务对企业和居民等微观主体的影响。一方面，电子商务平台能够提升银行的信息处理与风险识别能力，有助于缓解中小企业面临的融资约束[7]。另一方面，电子商务深刻影响了居民的收入、消费与创业行为。研究表明，电商发展能够助力农户增收与脱贫[8]，特别是“电子商务进农村”政策通过数字赋能，增强了农户的市场参与能力，进而促进其收入增长[9]。

在诸多微观影响中，电子商务对创业的促进效应近年来备受关注。在乡村振兴背景下，农村电商的快速发展对家庭创业行为产生了多维度激励。大量研究指出，电子商务显著提高了农村居民的创业概率、投资规模与雇佣水平[10]。其作用机制在于，电商能够拓展农户异质性的社会网络，降低其对传统亲缘信任关系的依赖，从而部分破除传统社会资本对创业的限制[10]。进一步地，“电子商务进农村综合示范政策”可通过缓解农户面临的资金与社会资本约束，同时降低创业风险，激励风险偏好较高的农户选择创业[11]。

尽管如此，现有研究仍有进一步深化的空间。尽管电子商务对农户创业的影响已受到关注，但基于“电子商务进村综合示范政策”这一准自然实验，利用微观数据系统分析其对农户创业的因果效应及内在机制的研究仍相对不足，相关机制分析亦有待补充。因此，本文试图在此方面进行拓展，以期为相关政策的评估与优化提供更为细致的经验证据。

基于此，本文将利用2012年至2022年偶数年份的六期中国家庭追踪调查(CFPS)数据，采用多期双重差分法，实证检验电子商务进农村示范政策对农户创业的影响，并对具体作用机制进行探讨。本文的边际贡献在于：第一，在研究主题上，现有文献多关注该政策对电商发展、农民收入及农村经济增长的宏观影响，而本文则聚焦于其微观经济效益，重点评估该政策对农户创业行为的激励作用，从而丰富示范政策经济效应评估的微观维度。第二，在机制分析上，本文从微观农户视角切入，揭示了示范政策可能通过提升居民消费水平、促进互联网使用等渠道，进而影响农户创业决策的作用路径。

2.2. 理论分析与研究假说

“电子商务进农村综合示范”政策作为一项关键的数字乡村干预措施，能够通过多重路径显著促进农户创业。其核心机制在于，政策通过财政支持直接改善了县乡村三级物流体系等农村电商基础设施，有效降低了创业的固定成本与物流约束，并通过拓展市场边界创造了新的创业机会[12]。更为重要的是，政策引发了深刻的知识溢出与社会网络效应：组织的电商培训提升了农户的数字技能与创业自我效能感；而先行创业者的成功经验则通过熟人社会网络产生强大的示范效应，促进了创业信息、经验和模式的扩散与模仿，从而缓解了潜在创业者的社会资本约束[13]。此外，电商环境还具有显著的“平等化效应”，它降低了创业对传统实体资源、高强度体力及近距离人际网络的依赖，使得女性、中老年等传统创业参与度较低的群体也能凭借本地资源参与创业，从而拓宽了创业主体的范围[14]。因此，该政策不仅能通过缓解金融与社会资本约束、提升电商交易水平等具体路径促进农民专业合作社等乡村产业主体的创立[15]，更系统性地通过激发机会识别、促进资源获取和激活多元主体，培育了乡村创业生态。据此，本文提出如下假说。

假说1：电子商务进村示范政策能够促进农户创业。

示范政策作为推动农村电子商务发展的核心制度安排，能够通过改善基础设施、提升数字渗透率与优化市场环境，显著提高农户收入与消费水平。一方面，政策引导下的物流网络建设和电商平台下沉，直接降低了农村居民消费成本与信息壁垒，尤其为年轻、低教育水平及偏远地区农户释放了消费潜力[16] [17]。另一方面，电子商务通过促进农产品高效流通与价格收敛，增强了农户的市场参与能力和可支配收入[18] [19]，进而带动衣食住行等多方面消费增长[20]。这一过程同时提升了农户数字素养，形成消费增长的持续动力[21]。因此，示范政策可通过从电商发展到收入提升，最终实现消费释放的传导路径，有效扩大本地市场规模与需求多样性，为创业活动提供至关重要的市场前提。

消费水平的显著提升直接改变了农村市场生态，通过需求信号传导与不确定性降低两条路径激励农户创业。首先，消费扩张意味着更明确、更细分的市场需求得以显现，使农户能够敏锐识别农产品加工、电商服务、乡村旅游等领域的具体机会，从而减少因信息不对称导致的创业方向偏差[22]。其次，本地市场规模的扩大意味着创业项目预期收益提高、生存概率提升，有效降低了创业风险与试错成本。在消费多样化牵引下，创业活动不仅限于传统生产，更延伸至电商配套服务、物流、营销等新兴业态，形成需求驱动、就业拉动与产业延伸的良性循环。因此，消费水平的提高不仅直接扩大了创业的市场空间，更通过强化需求信号、改善预期收益和降低失败风险，构建了以消费增长带动机会识别，进而推动创业实践的内在激励路径，使示范政策最终能够经由消费扩张实现对农户创业的有效促进。据此，本文提出如下假说。

假说2：电子商务示范政策通过提升消费水平这一关键路径，有效促进了农户创业。

农户创业活动常面临市场、生产与技术等多重风险交织的复杂局面，这一复合性风险结构构成创业决策的主要障碍。传统理论虽将风险偏好视为企业家精神的核心，认为个体对风险的承担意愿是决定其是否创业的关键心理因素[23]，但该偏好并非固定，而是显著受外部环境风险水平的调节。当感知风险过高时，即便具有一定冒险倾向的个体也可能选择放弃。政府推动的电子商务示范政策深刻改变了这一决策环境。该政策通过系统建设数字基础设施、配套金融工具与提供能力培训，有效重构了创业的风险结构：电商平台的信用与交易保障机制将部分市场风险转化为可管理的流程风险；协同的金融服务(如信贷与保险)缓解了资金压力并提供风险对冲；数字技能培训则直接增强了农户应对不确定性的能力[24]。这些支持共同从客观层面降低了创业的整体风险水平。

创业客观风险的降低进而通过调节农户风险感知与偏好这一心理中介，最终激励更广泛的创业实践。这一过程主要通过两种连续路径实现：一是激活效应，即当外部风险因政策支持降至临界水平以下，大量原本观望、具备中度风险承受意愿的潜在创业者会被激活并尝试创业，研究已证实电子商务进农村政策对农户创业决策存在显著促进作用[11]；二是强化效应，在改良后的低风险环境中取得的初步成功经验，会进一步正向增强创业者的信心与风险承担意愿，形成自我强化的良性循环。由此可见，电子商务示范政策不仅通过一揽子支持服务降低了客观风险，更通过改变农户对风险的感知与应对意愿，揭示了公共政策借由重塑经济活动的风险结构来激发个体企业家精神的内在路径。据此，本文提出如下假说。

假说3：示范政策能够降低农户创业风险，增加农户风险承担意愿进而促进农户创业。

3. 研究设计

3.1. 模型构建

$Entrepr{e}_{ict}= \alpha Trea{t}_c\times Pos{t}_{ct}+ \beta X_{ict}+ {\lambda }_i+ {\delta }_t+ {\epsilon }_{ict}$ (1)

在本研究中，被解释变量$Entrepr{e}_{ict}$ 用于度量c县农户i在t年是否参与创业。核心解释变量$Trea{t}_c$ 表示农户所在县是否被列为电子商务进农村综合示范县，若已入选则取值为1，否则为0。$Pos{t}_{ct}$ 为与示范县政策实施时间相关的年份虚拟变量，若当前年份处于该县获批年份或之后，则取值为1，否则为0。$X_{ict}$ 为一组控制变量。为控制不同年份可能存在的共同外部冲击对创业决策的影响，模型引入了年份固定效应${\delta }_t$ ；同时，为排除农户个体层面不随时间变化的特征(如地域条件、历史因素与文化观念)对创业行为的潜在干扰，模型亦控制了农户固定效应${\lambda }_i$ 。系数$\alpha$ 反映了示范县政策对农户创业行为的净影响，是本研究重点关注的核心估计参数。

3.2. 数据来源

本文采用中国家庭追踪调查(CFPS)在2012、2014、2016、2018、2020和2022年开展的六轮追踪数据作为微观研究基础。数据处理方面，首先保留户口性质为农业户口的家庭样本，并剔除关键变量存在缺失的观测值。随后，将清洗后的微观数据与县级层面信息进行匹配。其中，电子商务进农村综合示范县名单来自商务部官方网站，其余县域数据来源于《中国县域经济统计年鉴》。为最大程度利用有效样本，本文在构建回归样本时，未因机制变量存在部分缺失而删除对应观测值。

3.3. 变量选择

① 解释变量：农户创业。本文以农户是否有家庭成员从事个体经营或开办私营企业来衡量，若有则赋值为1，否则赋值为0。

② 被解释变量：电子商务进农村综合示范县创建政策交互项(Treat × Post)。若农户所在县为示范县且当年已受到政策冲击，则Treat × Post取值为1；否则，取值为0。

③ 控制变量。本文参考涂勤和曹增栋(2022)的研究[11]，选取了涵盖个体、家庭及县域三个层面的控制变量。具体而言：在个体层面，控制了户主的年龄、年龄平方、性别(男 = 1，女 = 0)、婚姻状况(已婚 = 1，否 = 0)、受教育年限(依据最终学历换算为相应年限，如文盲/半文盲 = 0，小学 = 6，以此类推至博士 = 22)以及健康状况(1至5分别对应从“不健康”到“非常健康”)。在家庭层面，控制了家庭规模(家庭总人口数)、现金与存款(对总额取自然对数)以及家庭人均收入。在县域层面，则以人均GDP的自然对数来衡量地区的经济发展水平。相关变量的描述性统计结果如表1所示。

Table 1. Descriptive statistics

表1. 描述性统计

变量名称	样本数	均值	标准差	最小值	最大值
农户创业	30,713	0.0897	0.2857	0	1
示范政策	30,713	0.291	0.4543	0	1
年龄	30,713	51.2138	13.0831	16	94
年龄平方	30,713	27.9511	13.6245	2.56	88.36
性别	30,713	0.5686	0.4953	0	1
婚姻状况	30,713	0.8732	0.3327	0	1
受教育年限	30,713	6.1055	4.3758	0	22
健康状况	30,713	2.8233	1.2523	1	5
家庭规模	30,713	2.8758	1.347	1	15
现金与存款	30,713	6.3433	4.6514	0	15.2018
家庭人均收入	30,713	1.6879	5.9016	0	688.6
经济发展水平	30,713	0.4957	0.2276	0.1895	1.8054

4. 实证回归

4.1. 基准回归分析

表2报告了电子商务进农村示范政策对农户创业影响的基准回归估计结果。列(1)仅包含核心政策变量，结果显示示范政策的系数在1%水平上显著为正，表明政策对农户创业具有初步的促进作用。为检验估计结果的稳健性，列(2)至列(4)逐步加入个体层面、家庭层面和县域层面的控制变量。具体而言，列(2)在列(1)基础上控制了个体特征变量，包括户主年龄及其平方项、性别、婚姻状况、受教育年限和健康状况；列(3)进一步控制了家庭规模、现金与存款以及家庭人均收入；列(4)最终控制了县域经济发展水平。在逐步纳入上述控制变量的过程中，示范政策的估计系数始终保持正向且统计显著，且系数值在0.0127至0.0135之间波动，表现出较好的稳定性。这一结果表明，示范政策对农户创业的促进作用在不同模型设定下均稳健存在。以控制变量最完整的列(4)为基准，示范政策的实施使农户创业概率平均提升约1.29个百分点，这一影响在经济意义上也较为可观。

Table 2. Baseline regression

表2. 基准回归

	(1)	(2)	(3)	(4)
	农户创业	农户创业	农户创业	农户创业
示范政策	0.0135^***	0.0127^***	0.0130^***	0.0129^***
	(2.74)	(2.59)	(2.64)	(2.61)
年龄		0.0060	0.0051	0.0051
		(1.23)	(1.06)	(1.05)
年龄平方		−0.0066^***	−0.0056^***	−0.0056^***
		(−3.67)	(−3.12)	(−3.11)
性别		0.0633	0.0594	0.0598
		(0.98)	(0.92)	(0.93)
婚姻状况		0.0096	0.0067	0.0067
		(0.98)	(0.67)	(0.68)
受教育年限		0.0023	0.0023	0.0023
		(1.46)	(1.45)	(1.45)
健康状况		0.0019	0.0016	0.0016
		(1.25)	(1.06)	(1.07)
家庭规模			0.0056^***	0.0055^***
			(3.22)	(3.20)
现金与存款			0.0017^***	0.0017^***
			(4.55)	(4.56)
家庭人均收入			0.0010**	0.0010**
			(2.22)	(2.23)
经济发展水平				−0.0123
				(−0.42)
常数项	0.0857^***	−0.0985	−0.1069	−0.1013
	(47.10)	(−0.42)	(−0.45)	(−0.43)
时间效应	控制	控制	控制	控制
个体效应	控制	控制	控制	控制
样本量	30,713	30,713	30,713	30,713
R^2	0.654	0.654	0.655	0.655

注：括号内为稳健标准误；^***、^**和^*分别表示1%、5%和10%的显著性水平。下表相同。

结合政策实践来看，电子商务进农村综合示范工作主要围绕农村物流、供应链与公共服务体系展开建设，有助于农户依托本地资源开发特色产品，并通过电商平台对接更广阔的市场。这一过程不仅推动产品创新与产业升级，也创造了大量与网络销售相关的创业与就业机会，从而激发农户的创业意愿与行为。基准回归结果支持了本文的研究假说1，即示范政策对农户创业具有显著的促进作用。

4.2. 稳健性检验

4.2.1. 平行趋势检验

平行趋势检验是双重差分法有效应用的关键前提，其要求处理组与对照组在政策实施前具有相似的时间变化趋势。若该假设不成立，则政策效应的估计可能受到其他未观测因素的干扰，影响因果推断的可靠性。本文通过图1的平行趋势检验结果发现，政策实施前各期实验组与对照组的创业趋势不存在显著差异，满足平行趋势假设，为后续分析奠定了方法基础。进一步观察政策实施后的动态效应可见，政策的创业促进作用呈现渐进增强的特征，表明政策效果具有明显的动态累积性。这一结果不仅验证了示范政策对农户创业的持续积极影响，也反映出农村电商政策发挥效用需要一定的培育过程。随着物流、支付、培训等配套体系的逐步完善，以及市场机制的逐渐形成，政策效果得以逐步释放和强化。因此，平行趋势检验的通过支持了本文识别策略的有效性，而政策效应的动态演进特征也为理解电子商务进农村政策的作用机制提供了实证依据。

Figure 1. Results of the parallel trend test

图1. 平行趋势检验结果

4.2.2. 安慰剂检验

安慰剂检验常用于判断政策效应的稳健性，其基本逻辑是通过构建反事实的虚拟处理组，控制潜在混杂因素，进而确认观测到的政策效果是否由实际干预所致。本研究采用随机置换处理组的方法进行检验：从样本中随机选取与实际处理组等量的10,002户农户作为虚拟处理组，其余农户作为对照组，模拟一个不存在真实政策影响的情景，并进行回归估计。为提升检验可信度，该过程重复进行500次，得到500个虚拟政策估计系数。图2展示这些系数的核密度分布情况。系数主要集中在零点附近，分布形态接近正态，且大多数在统计上不显著。图中垂直虚线标示了实际政策效应估计值(0.013)，该值明显偏离虚拟系数的集中区域，落在分布右侧尾部。这表明实际观测到的影响不太可能源于随机误差或未观测变量，从而为电子商务进农村示范县建设对农户创业的促进作用提供了进一步的统计证据，也支持了基准回归结果的因果解释。

Figure 2. Placebo test results

图2. 安慰剂检验结果

4.2.3. 样本自选择偏差处理

在研究示范政策对农户创业的因果效应时，样本自选择偏误可能影响估计的准确性。该偏误源自以下两个环节：首先，示范县的认定采取地方自主申报与集中评审相结合的方式，存在一定竞争性，这使得发展条件较好的县域更容易入围。其次，根据国家相关政策导向，电子商务被明确纳入扶贫体系，后续文件进一步要求示范工作向贫困县及革命老区侧重，从而增大了这类地区被选中的概率。上述双重机制可能导致样本分布非随机，进而使政策效果评估产生偏误。

为缓解上述内生性问题，本文采用倾向得分匹配与双重差分相结合的方法进行再估计。具体步骤包括：以基准模型中的控制变量作为匹配协变量计算倾向得分；随后分别运用一对一近邻匹配、核密度匹配以及半径匹配对处理组与对照组进行配对。平衡性检验结果表明，匹配后两组在各县域特征上已无显著差异。进一步剔除不满足共同支撑条件的样本后重新回归，结果如表3所示。三种匹配方法下，政策变量的系数均保持统计显著且方向为正，表明在控制样本选择偏误后，示范政策对创业的促进作用依然稳健成立。

4.2.4. 其他稳健性检验

① 排除其他政策干扰。为排除同期“返乡创业试点”等政策的潜在干扰，本文剔除相关县域样本后重新进行估计。如表3列(4)所示，在控制这一混杂因素后，电子商务进村综合示范政策对农户创业的促进效应依然显著为正，且估计系数与基准结果基本一致。这表明，研究结论不受其他并行政策的驱动，核心政策效应具有稳健性，进一步支持了基准回归结果的可靠性。

② 替换被解释变量。为增强研究结论的可靠性，本文进一步采用“家庭创业项目数量”作为农户创业的新测度指标进行稳健性检验。表3列(5)结果显示，核心解释变量的估计系数依然在统计上显著为正。这不仅意味着电子商务进村综合示范政策能广泛激发农户的创业意愿，更表明其能切实促进创业活动的多元化和规模化发展，从创业深度与广度两个维度共同验证了政策效果的稳健性。该检验进一步证实，主回归结论并不依赖于单一指标设定，研究结果具有较好的可靠性。

Table 3. Robustness test results

表3. 稳健性检验结果

	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)
	1:1近邻匹配	核匹配	半径匹配	农户创业	创业数量
示范政策	0.0176^*	0.0129^**	0.0148^***	0.0107^**	0.1174^***
	(1.86)	(2.52)	(2.68)	(2.06)	(4.75)
常数项	−0.1124	−0.1013	−0.0600	−0.0269	−0.1561
	(−0.18)	(−0.40)	(−0.24)	(−0.10)	(−0.27)
控制变量	控制	控制	控制	控制	控制
时间效应	控制	控制	控制	控制	控制
个体效应	控制	控制	控制	控制	控制
样本量	12,135	30,709	25,531	29,444	30,713
R^2	0.705	0.655	0.656	0.656	0.917

4.3. 异质性分析

4.3.1. 地区异质性

本文进一步考察电子商务进村政策对农户创业影响的区域异质性。将全样本按地理位置划分为东部、中部与西部地区进行分组回归，结果如表4所示：示范政策仅在西部地区对农户创业产生显著正向影响，而在东部与中部地区的影响均不显著。

Table 4. Regional heterogeneity analysis

表4. 地区异质性分析

	(1)	(2)	(3)
	东部地区	中部地区	西部地区
示范政策	0.0095	0.0041	0.0178^**
	(1.04)	(0.42)	(2.12)
常数项	0.5626	−0.0506	−0.4003^*
	(0.76)	(−0.12)	(−1.80)
控制变量	控制	控制	控制
时间效应	控制	控制	控制
个体效应	控制	控制	控制
样本量	10,960	9049	10,678
R^2	0.663	0.667	0.637

这一结果凸显了该政策在促进农户创业上具有明显的“补短板”效应。可能的原因在于，东部与中部地区经济相对发达，市场基础设施较为完善，农户创业机会相对多元，因此单一电商政策的边际带动作用有限；而西部地区受限于地理位置、市场接入与基础设施条件，电子商务进村政策能够显著降低交易成本、拓宽销售渠道，从而更有效地激发农户的创业意愿与行为。该发现表明，电子商务进村政策在落后地区能够发挥更为突出的创业带动作用，有助于缩小区域间的发展差距，未来政策实施可进一步向中西部农村倾斜，以提升整体政策效能。

4.3.2. 互联网使用异质性

本文根据农户是否使用互联网进行分组，以考察电子商务进村政策对创业影响的异质性。表5结果显示，在使用互联网的农户样本中，政策系数为0.0366，在5%水平上显著；而在未使用互联网的组别中，系数为0.0080且不显著。组间系数差异检验P值为0.047，表明两组效应存在显著差异。

这一发现与互联网降低信息门槛、拓宽市场机会的机制相符[25]。使用互联网的农户能更好利用电商基础设施，将政策红利转化为创业行为；而未使用互联网的农户则受限于信息可达性与数字技能，难以充分受益。因此，在推进农村电商政策时，应同步加强互联网接入与数字能力建设，从而提升政策普惠性与创业带动效果。

4.3.3. 人力资本异质性

既有研究表明，人力资本是影响农民工创业行为的重要因素[26]。为考察电子商务进村示范政策是否因人力资本水平不同而产生异质性影响，本文依据户主是否完成初中教育将样本划分为高、低两个教育组。表5第(3)、(4)列结果显示，高教育组的政策估计系数为0.0435，在5%水平上显著；低教育组的系数为0.0095，仅在10%水平上显著。组间系数差异检验的经验p值显著，证实政策效应存在基于教育程度的异质性。上述发现揭示，电子商务进村政策对人力资本较高农户的创业激励作用更为明显，这或与其学习吸收新技术、获取市场信息的能力较强有关。因此，在推行相关政策时，有必要考虑配套差异化的支持措施，以更好发挥其促进创业的实效。

Table 5. Other heterogeneity analyses

表5. 其他异质性分析

	(1)	(2)	(3)	(4)
	使用互联网	未使用互联网	教育程度高	教育程度低
示范政策	0.0366^**	0.0080	0.0435^**	0.0095^*
	(2.49)	(1.38)	(2.37)	(1.79)
常数项	0.2239	0.1281	−0.4793	0.0154
	(0.50)	(0.41)	(−0.69)	(0.06)
控制变量	控制	控制	控制	控制
时间效应	控制	控制	控制	控制
个体效应	控制	控制	控制	控制
样本量	7475	14,194	3905	24,392
R^2	0.724	0.658	0.683	0.648
组间差异检验	−0.029^**		−0.034^**
检验系数差异	P = 0.047		P = 0.010

5. 示范政策对农户创业的影响机制

5.1. 提升县域消费水平

表6列(1)结果显示，示范政策对县域消费水平(社会消费额占GDP比重)的回归系数为0.0037，且在1%的水平上高度显著。这一正向显著的统计结果为“政策通过提升消费促进创业”的假说提供了直接证据。

其内在机制在于，电子商务示范政策通过重塑县域市场环境，有效提升了整体消费水平，从而为农户创业创造了更广阔的市场需求基础。具体而言，电商发展显著降低了农村市场的交易成本与信息壁垒，一方面通过“工业品下乡”丰富了商品供给、刺激了消费意愿，另一方面通过“农产品上行”拓宽了销售渠道、增加了农民收入，进而形成“收入增长–消费升级”的良性循环。现有文献也佐证了类似发现，指出农村电商政策能显著拉动县域与农村居民消费。因此，消费水平的提升意味着本地市场容量与活力的增强，这为农户从事商贸、服务等创业活动提供了关键的市场机会和需求保障。

5.2. 提高农户风险承担意愿

表6列(2)结果显示，示范政策对农户风险承担意愿(以非房贷金融负债的对数衡量)的回归系数为0.3780，同样在1%的水平上显著。这一发现直接支持了“政策通过增强风险承担意愿促进创业”的假说。

其核心逻辑在于，政策通过缓解创业的核心约束，提升了农户主动承担风险并进行生产性负债的意愿。首先，电商生态系统的发展往往伴随着数字金融服务的渗透，这有助于缓解传统农村金融的“排斥”问题，为农户提供了更便利的创业融资渠道。其次，电商平台及配套政策降低了市场进入门槛与经营不确定性，通过改善物流、信息流降低了创业的客观风险与农户的风险感知，从而增强了其创业信心。现有研究同样表明，电商环境能有效降低农户的创业风险。因此，风险承担意愿的提高，实质反映了农户在政策支持下融资能力与创业信心的双重增强，这使得他们更有可能进行创业投资。

Table 6. Analysis of the mechanism of influence

表6. 影响机制分析

	(1)	(2)
	县域消费水平	风险承担意愿
示范政策	0.0037^***	0.3780^***
	(5.50)	(4.30)
常数项	0.3817^***	−2.0811
	(17.49)	(−0.42)
控制变量	控制	控制
时间效应	控制	控制
个体效应	控制	控制
样本量	30,713	30,541
R^2	0.696	0.519

6. 研究结论与政策启示

本研究以电子商务进农村综合示范政策为准自然实验，基于2012~2022年六期中国家庭追踪调查(CFPS)数据，运用多期双重差分模型系统考察了该政策对农户创业行为的影响及其内在机制。结果表明，电子商务进农村示范政策能够显著提升农户的创业概率，平均促进效应约为1.29个百分点。异质性分析进一步揭示，政策效果存在明显的区域与群体差异，对西部地区农户、互联网使用群体及人力资本水平较高的农户创业促进作用更为突出。机制检验表明，政策主要通过提升县域消费水平与增强农户风险承担意愿两条路径激发创业活动：一方面，政策通过拓展市场接入、降低交易成本，拉动县域消费增长，为创业提供市场需求基础；另一方面，政策配套的数字基础设施与金融服务降低了创业的客观风险与心理门槛，提升了农户的创业信心与风险承担意愿。本研究从微观层面证实了电子商务进农村政策具有显著的创业赋能效应，为优化数字乡村建设与创业扶持政策提供了实证依据。

本研究有以下政策启示：第一，基于电子商务进农村政策对西部地区创业促进效应更为突出的发现，未来政策资源应重点向中西部及偏远县域倾斜，着力构建高效、低成本的县乡村三级物流体系与数字基础设施，通过补齐硬件短板、优化公共服务，实质性降低创业的固定成本与市场进入壁垒，充分释放欠发达地区的创业潜力。第二，政策实施需同步扩大本地消费市场与稳定农户创业预期。一方面，应持续畅通“农产品上行”与“工业品下乡”双向渠道，丰富农村电商生态，提升农民收入与消费能力，为创业提供更坚实的需求基础；另一方面，要推动普惠金融下沉，创新适合创业需求的信贷与保险产品，并配套提供实操性强的电商运营与风险管理培训，有效缓解创业过程中的资金约束与风险顾虑。第三，重视政策效果在不同群体间的差异性，实施精准赋能。对互联网使用能力弱、人力资本较低的农户，需开展基础数字技能普及与创业启蒙辅导；对已具备一定条件的返乡青年、新型农业经营主体等，则应提供品牌打造、供应链整合及市场拓展等进阶支持，从而全面提升政策的包容性与实效性，助力形成多元主体活跃参与的乡村创业新局面。