新媒体使用对农村年轻女性创业意愿的影响——基于有序Probit模型的实证研究.pdf

山西农经/?2023 年 15 期基金项目：国家级大学生创新创业训练项目（202210475035）研究成果。作者简介：王楠（2002），女，汉族，河南濮阳人，在读本科，研究方向为经济统计学。郭晓莹（2001），女，汉族，河南洛阳人，在读本科，研究方向为经济学。吴雨诺（2002），女，汉族，河南郑州人，在读本科，研究方向为财政学。杜冉（2002），女，汉族，河南新乡人，在读本科，研究方向为经济统计学。DOI：10.16675/14-1065/f.2023.15.004新媒体使用对农村年轻女性创业意愿的影响 王楠，郭晓莹，吴雨诺，杜冉摘要：文章主要在理论分析与假设基础上，通过对河南省进行问卷调查获取数据，建立有序 Probit 模型检验新媒体使用对农村年轻女性创业意愿影响及其机制。结果表明：与传统观念相反，新媒体使用显著提升了农村年轻女性创业意愿，通过降低传统观念的影响，表现出完全的中介效应机制。根据结论提出了促进农村年轻女性创业的建议。关键词：创业意愿；新媒体使用；农村年轻女性；有序 Probit 模型文章编号：1004-7026（2023）15-0016-05?中国图书分类号：F279.2?文献标志码：A（河南大学经济学院，河南开封475000）基于有序 Probit 模型的实证研究“大众创业，万众创新”激发了全社会创新潜能和创业活力，重塑了主流价值观，尤其对于推动乡村振兴、促进产业转型升级起到重要作用。乡村振兴战略实施以来，乡村信息化建设的持续推进和农村网络覆盖让数字经济浪潮下沉到农村。同时，我国新媒体行业快速发展，数字媒体产业规模迅速扩大。新媒体蓝皮书：中国新媒体发展报告 No.13（2022）显示，短视频已成为主流信息传播方式1。长期以来，与城市地区相比，我国大多数农村地区在交通条件和基础设施等方面较为落后。农村信息闭塞、教育资源匮乏、思想观念陈旧、经济发展缓慢等因素导致多数农村年轻女性文化程度较低、就业面狭窄，只能从事简单的体力劳动。农村年轻女性有的受传统就业观念影响外出打工，有的为照顾老人、孩子而放弃工作机会在家务农。与此同时，我国人口老龄化趋势日益加重，社会经济发展的人口红利优势逐渐消失，使得如何挖掘农村年轻女性生产潜力的问题得到重视2。在当前新媒体环境下，我国女性创业发展势头强劲，女企业家群体不断壮大。目前，我国互联网领域女性创业者比例已达 55，企业职工董事和职工监事中女性比例分别为 34.9和 38.23。第四次全国经济普查结果显示，截至 2018 年末，女性创业人员占比约 37.7。新媒体的即时性和交互性使得农村年轻女性不出家门就能获取多样化信息，并自主参与社会性讨论，对其思想观念产生了深刻影响；利用新媒体创业的投入成本和运营成本较低，产出十分可观，为资金不足的农村年轻女性创业降低了门槛4；新媒体发展使农村年轻女性居家办公成为可能，满足了其照顾家庭的需求。此外，农村年轻女性充满活力、熟悉风土人情、性格亲和开朗、学习能力强，这正是利用短视频、网络直播等新媒体进行内容创作和创新创业需要的个性特质，并且我国广袤的农村地区存在多样化的潜在创业资源与机会5。新媒体使用能否改变农村年轻女性就业状况以及提升其创业意愿并进一步促进创业、新媒体影响机制如何等都亟待验证。1?理论分析与假设短视频和网络直播等新媒体平台具有原创性高、互动性强、门槛低的优点，增加了农村年轻女性新媒体使用时长和使用频率。新媒体信息量大、传播迅速、传播成本低，弥补了农村年轻女性人力资本和社会资本积累不足的缺陷6。农村地区拥有田园风光、农家土特产品等硬资源和风俗文化、人文历史等软资源，很多农村年轻女性还掌握了具有地方特色的技能和才艺，可以充分利用这些优势通过新媒体平台进行相关内容制作和特色产业开发，实现“家门口”创业就业。由此提出假设 H1：新媒体使用对农村年轻女性创业意愿产生正向影响。由于封建思想根深蒂固，仍有不少农村家庭存在男尊女卑观念，认为农村年轻女性应承担的责任仅限于家庭事务，并不支持农村年轻女性就业7。研究表明，繁重的家务会占据农村年轻女性大部分时间和精力，降低其创业意愿。现实中，存在部分农村年轻女性辍学与结婚较早的现象，其受教育程度较低，容易受到传统价值观念的影响，缺乏学习新知识与新技术的主动性，进而对创新创业兴趣偏低8。由此提出假设H2：传统观念对农村年轻女性创业意愿具有显著负面16H MY K影响。马斯洛需求层次理论将人类需求从低到高划分为生理需求、安全需求、社交需求、尊重需求和自我实现需求9。随着社会经济发展，农村年轻女性自主意识显著提升，其不再满足于基本的生理和生活需求，开始追求尊重与自我实现需求10-11。打工赚钱等就业观念在一些经济落后、思想封闭的农村地区往往占据主流地位，而新媒体的蓬勃发展使创新创业思潮涌入农村，很大程度上改变了农村地区的传统就业观念，为农村年轻女性带来了创业机遇12-13。由此提出假设H3：新媒体使用主要通过弱化传统观念影响，强化农村年轻女性创业意愿。2?研究设计与描述性统计2.1?模型构建2.1.1?有序 Probit 模型建立本研究被解释变量为有序多分类变量，故采用有序多分类离散选择模型中的有序 Probit 模型进行估计。假定存在无法直接测量的潜在连续变量 Y*，其与指标变量之间存在如下线性关系。Y*=姿0+姿1X1+姿2?X2+姿iXi=姿X+着?（1）上述方程为有序 Probit 模型的潜在回归方程，其中着为随机扰动项，服从正态分布，姿为待估计系数。设啄1啄2啄3啄4表示未知的阈值参数（分界点），则Y?*与Y的关系如下。当Y=1，Y?*啄1；当Y=2，啄1Y?*啄2；当Y=3，啄2Y?*啄3；当Y=4，啄3Y*啄4；当Y=5，Y*啄4。因此，研究模型设定如下。Yi?=琢0+琢1?Xi+琢2Cim+着i?（2）式中：Yi为被解释变量，表示农村年轻女性创业意愿强弱程度；Xi为核心解释变量，表示农村年轻女性新媒体使用情况；Cim为控制变量。2.1.2?中介效应模型建立将中介效应模型设定如下。Yi?=琢0+琢1Xi+琢2Ci+着i?（3）Ti?=茁0+茁1Xi+茁2Ci+滋i?（4）Yi?=酌0+酌1Xi+酌2Ti+酌3Ci+i?（5）将式（4）代入式（5），可以得出新媒体使用的中介效应茁1酌2，即新媒体使用通过中介变量传统观念对农村年轻女性创业意愿所产生的间接影响。2.2?变量选择与定义本研究中被解释变量为农村年轻女性创业意愿，解释变量为新媒体使用情况，将传统观念作为中介变量，控制变量主要是个人特征基本信息变量。所有变量定义如表 1 所示。2.3?数据来源本研究以河南省 1844 岁的农村年轻女性为调查总体。随机选取河南省 18 个市中 5 个县的部分农村年轻女性作为调查样本，有效问卷 472 份，问卷有效率为 92.91。使用 SPSS 软件对问卷量表数据作信度、效度检验：Cronbachs?Alpha 系数为 0.94，说明量表具有良好的内部一致性，信度较好。KMO 值为/?理论探索/表 1?变量定义类型变量定义被解释变量创业意愿按照强弱程度分为 5 个等级解释变量新媒体使用使用深度使用时长使用频率平台类型呈现形态内容范围中介变量传统观念就业观念性别偏见风险偏好就业方式创业认知赡养观念抚养观念生育观念家庭角色认知就业性别歧视风险认知控制变量年龄婚姻状况生育情况赡养情况受教育程度1825 岁、2635 岁、3644 岁未婚、已婚、离异、丧偶无、1 人、2 人、3 人及以上无、12 人、34 人、4 人及以上无、初等及以下、中等、高等及以上家庭观念使用广度17H MY K山西农经/?2023 年 15 期0.96，Bartlett 球形度检验概率值为 0.000，说明数据适合作因子分析；采取主成分分析法，最大方差旋转法，提取因子数量为 3，总方差解释率为 67.82，每个因子载荷系数均在 0.5 以上，说明效度较好，问卷数据可靠。3?实证结果分析本研究建立有序 Probit 模型检验新媒体使用、传统观念对农村年轻女性创业意愿的影响，并验证传统观念的中介效应。3.1?基本回归结果分析3.1.1?新媒体使用对农村年轻女性创业意愿的影响表 2 中的模型（1）考察了新媒体使用对农村年轻女性创业意愿的直接影响，模型（2）反映了模型边际效应结果。结果显示，在控制婚姻状况、生育状况等变量基础上，新媒体使用变量系数为 0.329，且在 10水平上显著，表明新媒体使用对农村年轻女性创业意愿具有显著正向影响。这可能是因为农村年轻女性通过使用新媒体平台，提高了对新事物的学习兴趣和接纳度，增加了创业相关知识，进而提高了创业意愿。从而印证了假设 H1 成立。3.1.2?传统观念对农村年轻女性创业意愿的影响表 3 中的模型（3）考察了传统观念对农村年轻女性创业意愿的直接影响，模型（4）反映了模型边际效应结果。结果显示，传统观念对农村年轻女性创业意愿具有负向影响，且在 1水平上显著，表明农村年轻女性传统观念对创业意愿具有强烈负向影响。这可能由于传统观念对女性角色的定位为传宗接代、相夫教子等。受此影响，农村年轻女性会把主要精力放在家庭上，进而降低其创业意愿。从而印证了假设 H2 成立。3.2?中介效应检验结果分析本研究中传统观念的中介效应检验结果见表 4。模型（5）考察新媒体使用对农村年轻女性创业意愿的影响，模型（6）考察新媒体使用对农村年轻女性传统观念的影响，模型（7）同时引入解释变量新媒体使用以及中介变量传统观念，探究对农村年轻女性创业意愿的影响。结果显示，模型（6）中新媒体使用对传统观念在1的水平上有抑制作用，表明新媒体使用情况越好，越能削弱农村年轻女性受传统观念影响。模型（7）中新媒体使用的估计系数为正但不显著，传统观念的估计系数为负且对创业意愿的影响在 1的水平上显表 2?新媒体使用对农村年轻女性创业意愿的影响变量模型（1）模型（2）创业意愿非常不强烈不太强烈不确定比较强烈非常强烈新媒体使用年龄婚姻状况生育状况赡养情况教育职业0.329*（0.175）-0.031?（0.091）0.497*（0.132）-0.135*（0.077）0.037（0.065）0.257*（0.066）-0.169*（0.027）472?-0.027*（0.015）0.003（0.008）-0.041*（0.013）0.011*（0.007）-0.003?（0.005）-0.021*（0.007）0.008*（0.002）472?-0.052*（0.028）0.005（0.015）-0.079*（0.022）0.021*（0.012）-0.006?（0.010）-0.041*（0.011）0.016*（0.003）472?-0.036*（0.019）0.003（0.010）-0.054*（0.015）0.015*（0.009）-0.004?（0.007）-0.028*（0.007）0.014*（0.003）472?0.043*（0.023）-0.004?（0.012）0.065*（0.019）-0.018*（0.010）0.005（0.009）0.034*（0.009）-0.011*（0.003）472?0.073*（0.039）-0.007?（0.020）0.110*（0.029）-0.030*（0.017）0.008（0.014）0.057*（0.015）-0.027*（0.006）472?注：*、*、*分别表示 1、5、10的显著性水平，括号内数字为系数的稳健标准误，数据均为四舍五入后结果，下同。观测值18H MY K/?理论探索/表 3?传统观念对农村年轻女性创业意愿的影响变量模型（3）模型（4）创业意愿非常不强烈不太强烈不确定比较强烈非常强烈传统观念年龄婚姻状况生育状况赡养情况教育职业-4.195*（0.308）-0.091?（0.094）0.744*（0.140）-0.252*（0.081）0.063?（0.067）0.074?（0.069）-0.171*（0.028）472?0.236*（0.034）0.005?（0.005）-0.042*（0.010）0.014*（0.005）-0.004?（0.004）-0.004?（0.004）0.010*（0.002）472?0.468*（0.046）0.010?（0.011）-0.083*（0.017）0.028*（0.009）-0.007?（0.008）-0.008?（0.008）0.019*（0.003）472?0.443*（0.050）0.010?（0.010）-0.079*（0.015）0.027*?（0.009）-0.007?（0.007）-0.008?（0.007）0.018*（0.003）472?-0.340*（0.057）-0.007?（0.008）0.060*（0.015）-0.020*（0.007）0.005?（0.006）0.006?（0.006）-0.014*（0.003）472?-0.807*（0.072）-0.018?（0.018）0.143*（0.027）-0.048*（0.016）0.012?（0.013）0.014?（0.013）-0.033*（0.006）472?观测值表 4?传统观念的中介效应注：*、*、*分别表示 1、5、10的显著性水平，Waldchi2/LRchi2 下方括号内系数为模型沃尔德检验或卡方检验的P值，其他括号内数字为系数的稳健标准误，表中数据均为四舍五入后的结果。变量模型（5）模型（6）模型（7）创业意愿传统观念创业意愿新媒体使用传统观念年龄婚姻状况生育情况赡养情况教育职业0.329*（0.175）-0.031?（0.091）0.497*（0.132）-0.135*（0.077）0.037（0.065）0.257*（0.066）-0.169*（0.027）472?0.06181.27?（0.000）-622.655?-0.508*（0.166）-0.002?（0.085）0.018（0.122）-0.043?（0.072）0.017（0.061）-0.273*（0.063）0.069*（0.025）472?0.00739.58?（0.000）-2?636.897?8?0.050（0.182）-4.187*（0.309）-0.088?（0.095）0.743*（0.140）-0.250*（0.081）0.065（0.067）0.071（0.070）-0.171*（0.028）472?0.215284.95?（0.000）-520.818?观测值虚拟 R2?LoglikelihoodWald?chi2/LR?chi219H MY K山西农经/?2023 年 15 期4?结束语乡村振兴是新时代党和政府深入乡村、深入基层的伟大事业，其中，乡村人才振兴是乡村振兴的关键，是实现农业农村现代化的灵魂，必须要重视乡村人才队伍的培育和建设。在新的历史征程上，要牢牢把握人的主动性，发挥人才在乡村振兴中的动力引擎作用，为农业农村现代化建设培育创新型人才、服务型人才和营销型人才，实现农业农村高质量发展。参考文献：1加快推进乡村人才振兴N.人民日报，2021-02-24（001）.2习近平.习近平关于科技创新论述摘编M.北京：中央文献出版社，2016.3孙月，周旭，刘志斌.新常态下农业科技人才队伍建设的思考J.农业科技管理，2021，40（3）：89-92.4中华人民共和国乡村振兴促进法M.北京：法律出版社，2021.（编辑：季鑫）著，表明在使用新媒体影响农村年轻女性创业意愿的过程中，传统观念扮演着完全中介作用的角色14。具体而言，随着新媒体使用的深入，农村年轻女性会逐渐摆脱传统观念的束缚，提高创业意愿15-16。由此印证了假设 H3 成立。4?结论与建议文章以农村年轻女性为研究对象，构建了新媒体对创业意愿影响的有序 Probit 模型，以及以传统观念为中介变量的中介效应模型。研究结果表明，与传统观念相反，新媒体使用显著提升了农村年轻女性创业意愿，并通过削弱传统观念影响表现出完全的中介效应机制。政府和组织机构人员可以加大农村新基础设施建设力度，加强新媒体在农村的普及应用17-18；注重对农村年轻女性思维方式与价值观念的培养，帮助其了解乡村创业政策，学习新技术，掌握科学的思想道德观念，提高创业能力，适应新媒体发展的时代要求19。参考文献：1胡正荣，黄楚新，吴信训.新媒体蓝皮书：中国新媒体发展报告 No.13（2022）M.北京：社会科学文献出版社，2022.2中华人民共和国国务院新闻办公室.平等发展共享：新中国 70 年妇女事业的发展与进步白皮书EB/OL.2019-09-19.http:/ 阿不都热依木.乡村振兴背景下农村女性创业就业路径分析J.投资与合作，2023（4）：79-81.12张梦洁.乡村振兴背景下设计助推农村女性创业就业的路径探索J.国际公关，2023（6）：70-72.13邓建兵.数字平台赋能农村女性高质量创业缩小城乡差距路径研究J.山西农经，2023（5）：28-30.14王郁涵，郝明瑶.金融支持农村女性创业影响因素研究基于扎根理论的多案例探索J.农业与技术，2023，43（2）：140-144.15吴晗垚.农村女性创业环境对创业绩效及生活满意度的影响心理资本的中介作用J.投资与创业，2022，33（24）：25-27.16乐燕子，周维宏.日本农村女性创业与乡村振兴联动发展的实践与启示J.日本研究，2022（4）：67-77.17曹科谰.新媒体与农村传统文化的碰撞融合J.文化产业，2023（18）：85-87.18肖明清，杜玉霞.乡村振兴背景下新媒体人才培养现状及对策J.国际公关，2023（11）：49-51.19余虹，陶小龙.乡村振兴背景下农村女性创业的个体影响因素研究J.大众标准化，2021（17）：148-150.（编辑：牛佳）（上接第 15 页）20H MY K