創業能力、創業堅持與農民工返鄉創業幸福感
——鄉土情結的調節作用

黃美嬌， 李中斌， 蘇小鳳

1. 福建商學院 工商管理學院,福州 350012； 2. 福建農林大學 經濟管理學院,福州 350002

隨著21世紀第19個指導“三農”工作的一號文件(《中共中央國務院關于做好2022年全面推進鄉村振興重點工作的意見》)印發,廣大返鄉農民工創業者又迎來新一輪的政策春風.截至2022年3月底,全國返鄉農民工創業者約有780多萬人,農民工返鄉創業在鄉村振興中發揮了重要作用,未來將在全國各地區“十四五”進程中發揮更大效用[1].調研發現,在返鄉創業實踐過程中,農民工創業者不僅關注創業績效的高低,也關注返鄉創業實現自我價值與自我滿足的程度,即返鄉創業帶來幸福感的高低.理論界現日益重視對創業幸福感的研究[2-3],認為創業幸福感是創業者對創業所帶來的物質財富和精神財富的滿足程度[4-5].幸福感高的創業者不僅能更好地應對高工作壓力與高失敗率等挑戰,而且更愿意投入創業企業的持續經營中[6-7].提升返鄉農民工創業者的創業幸福感已經成為改革成效的重要指標,對于持續助力鄉村振興、 鞏固脫貧成果、 實現共同富裕有重要意義,是社會各界廣泛關注的熱點之一．

什么能讓返鄉農民工創業者進一步感到幸福呢？“2015年中國幸福小康指數”調查結果顯示,個人能力是影響個體職業幸福感最重要的因素之一.學術界普遍認為創業者的創業能力是新創企業建立和運營的基石[8],若把返鄉創業作為職業、 就業的一種形式,那么創業者的創業能力將對其幸福感產生重要影響.創業能力將如何影響返鄉農民工創業者的創業幸福感？創業者的堅持行為是否在其中發揮了一定的作用？近年來的研究表明,創業是一次充滿回報與壓力的旅行[9],是一個需要創業者堅持的過程,而創業者的創業堅持行為及效果與其創業能力息息相關,更高水平的創業能力驅動著創業者堅持下來實現創業目標并帶來更多的創業幸福感[10].另外,創業領域越來越重視個人情感變量對創業行為的影響[9],調研走訪發現那些深懷對故鄉、 故土思念和依戀之情的返鄉農民工創業者更容易識別返鄉創業機會、 獲得創業資源,并更愿意堅持下來,即返鄉農民工創業者的鄉土情結激發了擁有創業能力的創業者更好地堅持創新創業.基于此,本文嘗試從創業能力角度拓寬創業幸福感前置影響因素,從創業堅持行為入手揭示創業能力與結果變量創業幸福感間的關系,且充分考慮鄉土情結在農民工返鄉創業情境中的作用．

1 理論分析與研究假設

適應水平理論認為幸福感是由期望與現實之間的差異決定的[11],當個體獲得的實際成效與預期目標之間的差異縮小,個體更容易獲得幸福感[4].與此同時,期望理論認為,期望(效價和期望值)會激發個體內在動力,并引導個體通過持續努力實現預期目標,進而帶來個人需求滿足[12].基于適應水平理論、 期望理論可以發現,一是那些擁有高水平創業能力的返鄉農民工創業者更易實現創業成功[13]、 達到預期目標,繼而獲得更多幸福感； 二是返鄉創業能力強的返鄉農民工創業者對創業有更高的期望(創業帶來的價值及創業成功的可能性更高),其創業堅持行為更可能發生； 三是創業堅持行為是創業成功的關鍵[10],利于實現預期目標,并最終獲得幸福感,而更高水平的創業能力是保障返鄉農民工創業者堅持下來并獲得創業幸福感的關鍵.此外,期望理論認為個體因素(又稱內生變量)會影響個體對期望值及效價的評估,繼而影響個人的行為[12].在對返鄉農民工創業者的實際調研走訪中發現,那些鄉土情結濃厚的農民工創業者,對家鄉有更深的眷戀,認為返鄉創業更有價值、 對創業成功更有把握,當其在外務工獲得一定的資金、 技術和經驗后,其返鄉創業的意愿更高且也更愿意堅持下來[14].綜合以上分析,本文嘗試根據適應水平理論與期望理論,探索創業能力對返鄉農民工創業者創業幸福感的直接和間接影響,并分析創業堅持和鄉土情結所發揮的作用．

1.1 創業能力與創業幸福感間的關系假設

返鄉農民工創業者的創業幸福感是對企業創立和經營過程中滿足感的總體評價和主觀感受,不僅包括對創業績效滿足度的主觀幸福感,也包括對實現自身價值和發揮個人潛力所帶來滿足度的心理幸福感,還包括對社會貢獻及獲得社會認同所帶來滿足度的社會幸福感[15-16].創業能力作為影響創業幸福感的重要因素[17],反映了返鄉農民工創業者識別與開發市場機會,運營管理創業企業所必備的知識、 技能和態度的總和,包含了在不確定環境中能感知、 識別和開發創業機會,并抓住機會創造價值的把握機會能力,也包含了在創業過程中能充分利用現有資源、 通過運營管理并積極改善創業績效的運營管理能力[18]．

學術界普遍認為創業者相對于非創業者具有更高的幸福感,因為創業能帶來更多的滿足感(如創業帶來的自由、 更多的收入、 更多的自我價值實現等)[19].與此同時,現有研究證實農民的創業能力對其創業獲得感有積極正向影響[20],那些擁有更高水平創業能力的返鄉農民工創業者實現創業成功的可能性越高[21],越可能減少創業期望與現實間的差距,能夠更容易獲得創業帶來的幸福感[7].在實施鄉村振興戰略背景下,返鄉農民工創業者識別機會和開發機會的能力越強,越能捕捉商機,選擇受益高、 前景好的返鄉創業項目的可能性就越大,越能獲得返鄉創業的成功[22],繼而在實現自我價值獲得心理幸福感的同時,也會因創業成功帶來財務業績和個人收入的增加而獲得更多的主觀幸福感[23],更會因為能幫助當地農民解決一定的就業崗位和增加一定的收入、 獲得父老鄉親的認可和贊美,從而產生較強的社會幸福感[24].類似地,那些運營管理能力越強的返鄉農民工創業者越容易通過有效地整合資源和采用高效的運營模式將創業機會真正轉化為更高的企業績效、 更多的個人回報,并獲得更多的成就感和社會價值,最終體現為創業幸福感的總體提升.基于此,提出如下假設：

H1： 創業能力對創業幸福感有正向影響；

H1a： 把握機會能力對創業幸福感有正向影響；

H1b： 運營管理能力對創業幸福感有正向影響．

1.2 創業能力與創業堅持之間的關系假設

創業堅持是一項復雜而持久的活動[25],是返鄉農民工創業者長時間追求先前選定的創業機會或目標,而且能夠在遇到困難時依舊追求實現該機會或目標的努力行為[26-27].返鄉農民工創業者的創業堅持行為并非一時興起或者一時激情下的盲目行為,而是在綜合考慮內外部環境條件下,充分評估之后作出的理性行為.Holland基于期望理論通過聯合實驗研究了效價(繼續創業的預期結果的吸引力)和期望(實現這些結果的相對概率)在決定是否繼續創業行為時的作用,當期望值和效價都高時,堅持創業行為的動機更大[28].而相關研究表明,創業能力越高,創業成功的可能性及獲得的收益越大,創業堅持行為可能性更大[29],也就是說創業者的堅持行為與其能否充分利用自己的技能、 調動創業資源用于解決復雜問題并實現創業目標時所擁有的創業能力這一內在因素密切相關[30-31].創業能力水平越高的返鄉農民工創業者,因容易識別返鄉創業機會、 調動各種資源,進而對自己能夠取得理想結果的信念就越強,其完成創業預期目標的熱情也會更強烈,在創業遇到困難時更愿意付出努力并選擇堅持的態度和行為[32].當返鄉農民工創業者把握機會能力越強,越容易發現商機,在商機轉化為創業行為中的創業堅持動力更強； 當返鄉農民工創業者擁有更強的運營管理能力,其在創建、 運營新企業時能更好地發揮所擁有的人力、 物力、 財力資源的作用,保障創業堅持行為的進行[10].基于此,提出如下假設：

H2： 創業能力對創業堅持有正向影響；

H2a： 把握機會能力對創業堅持有正向影響；

H2b： 運營管理能力對創業堅持有正向影響．

1.3 創業堅持與創業幸福感之間的關系假設

Diener等心理學家認為幸福感來源于設定目標并努力去實現目標的過程[33],而創業堅持恰恰是一種為實現目標的持續行為,從適應水平理論角度,即創業堅持有利于目標的實現進而促進幸福感的獲得.與此同時,期望理論認為,期望將激發個體持續付出努力來實現預期目標[12],Gimeno 等討論了對創業堅持行為的期望主要來自通過對比目前創業機會與次優替代方案中的3個因素的效價來體現,即財務回報(經營活動帶來的回報)、 非財務收益(內在成就感、 自由、 認可等)以及轉換成本(包括付出的時間、 努力和找到另一個替代選擇所需要的資源)的大小[30].也就是返鄉農民工創業者認為創業帶來效價越大(創業帶來的主、 客觀效益越大),哪怕遇到困難,會更愿意持續付出努力來實現創業目標,繼而通過創業堅持來獲得更多幸福感.此外,相關研究指出創業堅持是創業成功的關鍵要素之一[10],創業堅持有利于獲得更高的財務回報從而使得創業主觀幸福感增加； 相比放棄繼續創業,那些因為堅持而帶來的獨立性和相對自由性,使得返鄉農民工創業者有更大的個人滿足感,繼而提升了創業心理幸福感,尤其持續開展在當地有影響的返鄉創業活動能讓返鄉農民工創業者獲得更多的自豪感即創業社會幸福感,因而創業堅持行為的增加能夠更好地促進整體創業幸福感的提升.基于此,提出以下假設：

在確定施工工藝后，需要對施工過程中的溫度加以嚴格控制：①將瀝青加熱溫度控制在150～160℃范圍內；②將集料加熱溫度控制在160～180℃范圍內；③將混合料的出廠溫度控制在155～165℃范圍內；④攤鋪時，混合料溫度應達到135℃以上；⑤碾壓時，混合料溫度應達到130℃以上；⑥碾壓終了時，混合料溫度應達到80℃以上。

H3： 創業堅持對創業幸福感有正向影響．

1.4 創業堅持的中介作用假設

適應水平理論表明目標的設定、 追求和實現,有助于幸福感的獲得[11],盡管創建和發展企業的道路困難重重,遇到很多逆境,但不少創業者會依然堅持下來以實現創業目標[34],進而獲得更多幸福感.也有學者證實,頑強的創業者在追求自己的目標時獲得成功可能性越大[35],而創業成功與創業幸福感密不可分,因為創業成功意味著帶來更多的物質財富和精神滿足.現有國內外研究驗證了創業能力對創業成功的直接影響[13],分析了創業堅持對創業成功的直接影響,并探索了創業堅持在創業效能感與創業成功間的中介作用[36].創業效能感是指創業者對自身完成創業任務所需能力的信心,而創業能力是創業效能感的基礎,擁有創業能力的創業者的創業效能感會更高,更容易實現創業的成功[37].以上分析可間接推導出創業堅持在創業能力與創業幸福感間可能產生中介作用.期望理論同樣表明,當個體感知實現預期目標(企業業績、 個人收入、 創業成功等)的概率越高,越愿意付出積極努力的行為來實現目標,而那些能力更強的創業者對預期目標實現的可能性更大.擁有較高水平創業能力的返鄉農民工創業者更容易基于地緣、 親緣、 學緣的關系,獲得自己創業所需的資源、 信息,并更擅長進行創業活動[38],增加了在返鄉創業過程的創業自信和熱情,驅動了創業過程中的堅持,繼而促進了返鄉農民工創業者因實現創業目標帶來的幸福感的增加.本文認為創業能力水平更高的返鄉農民工創業者,更愿意堅持創業并更容易獲得創業幸福感.基于此,提出以下假設：

H4： 創業堅持在創業能力對創業幸福感的影響中起中介作用．

1.5 鄉土情結的調節作用假設

基于農耕文化、 鄉土文化以及宗族血緣文化的鄉土之情將對農民工的決策和行為產生潛移默化的影響[39-40].鄉土情結展現出個體對家鄉的依戀之情,是一種以“土地”和“家鄉”為紐帶的歸屬感或依戀感,鄉土情結伴隨著返鄉農民工創業者的成長經歷、 人生閱歷及人生體悟的增強而逐漸地生成,并在返鄉創業過程中不斷發生變化,對其思想和行為有重要影響.期望理論認為,更高的期望值和更高的吸引力(效價)將增加采取某種行動的可能性,而個體因素會影響其對期望值判斷和價值的評估[41].鄉土情結越高的返鄉農民工創業者,會以更積極的眼光和態度對待家鄉的人、 事、 物、 習俗及創業環境,并感知到更多的美好.這無疑會增加返鄉農民工創業者對實現返鄉創業成功概率的判斷(即期望值的增加),也會使其較高評估返鄉創業成功所帶來的物質和非物質價值的吸引力(即效價增加),進而激發那些擁有更高水平創業能力的返鄉農民工創業者在返鄉創業過程中表現出更積極、 主動的創業堅持行為,哪怕遇到眾多創業困難和問題也依舊堅持下去以實現創業目標.基于此,提出以下假設：

H5： 鄉土情結在創業能力與創業堅持之間起正向調節作用．

1.6 有調節的中介作用假設

返鄉創業是一個多種因素影響下的決定,返鄉創業的過程與返鄉農民工創業者對家鄉的眷戀和依賴密切相關,擁有更高水平創業能力的返鄉農民工創業者在追求創業成功和創業幸福感的過程中,創業堅持至關重要的同時,也避不開個人情緒的影響,鄉土情結作為返鄉農民工創業者對家鄉的依戀,是其創業堅持行為的動力和支柱.當返鄉農民工創業者鄉土情結較高時,會增加其對創業成功的期望,進而強化在家鄉堅持創業的決策和行為,以實現創業目標,獲得比在外務工更多的幸福感和自豪感.也就是說,高水平的鄉土情結會強化創業能力與創業堅持的關系,從而使得創業能力通過促進創業堅持來提升創業幸福感的可能性增加.根據以上分析,結合假設H4和假設H5,本文認為創業堅持不僅在創業能力和創業幸福感的關系間起到中介作用,并且這個中介作用的程度會受到返鄉農民工創業者鄉土情結的影響,鄉土情結在“創業能力—創業堅持—創業幸福感”這一作用路徑中有正向調節作用.基于以上分析,提出以下假設：

H6： 創業堅持在創業能力和創業幸福感之間的中介作用取決于鄉土情結的高低.鄉土情結越高,創業堅持在創業能力與創業幸福感之間的中介作用就越強．

綜上所述,本文構建了以下理論分析模型,如圖1所示．

圖1 理論分析模型

2 研究設計

2.1 數據收集

本文研究對象限定為返鄉創業的農民工創業者,本次調研從2021年8月到2021年12月,依托福建省不同高校紅色之旅創業指導教師團隊和經過培訓的相關鄉鎮農村籍大學生開展調研問卷的發放和收集.考慮疫情期間調研問卷獲取的便利性及調研過程的安全性,調研地點主要立足福建省內,包括福建省返鄉創業較活躍的閩南地區(福州、 廈門、 泉州、 漳州、 莆田等地級市)部分縣、 鄉(鎮)、 村,經濟欠發達的閩西、 閩北、 閩東地區(包括三明、 南平、 龍巖、 寧德等地級市)的部分縣、 鄉(鎮)、 村.確定調研地點后,調研的樣本遵循隨機抽樣的原則.在具體調研過程中充分利用當地星創天地、 創業園區、 農民創業學習班、 返鄉創業社團(群)進行現場訪談及發放紙質或電子網絡問卷.問卷內容由創業者基本信息及測量量表兩部分組成.經調研走訪發現,返鄉創業企業成立的時間集中在2015年之后,企業人數基本在50人以下,規模較小,企業項目基本是三產融合的創業形式,如一產和三產融合的休閑旅游,一產和二產融合的小型農場、 小型加工廠等,還有農村電商、 農家樂等三產服務業.本次調研收集了電子版和紙質版問卷共396份,扣除成立年限超過8年的返鄉創業企業及缺失值嚴重的問卷,收回的有效問卷共251份.其中： 男性是主體,占60.2%； 返鄉農民工創業者年齡主要集中在31～40歲,占比44.6%； 大專及以下學歷占72.1%； 返鄉前均擁有工作經驗,工作年限平均為4.5年； 返鄉創業時間4～6年居多．

2.2 變量設計

在采用國內外較為成熟量表對創業能力、 創業堅持、 創業幸福感、 鄉土情結進行變量設計的同時,綜合了對10位返鄉農民工創業者的調查走訪結論,在與幾位創業領域專家及“互聯網+”創新創業大賽紅色之旅賽道評委導師討論的基礎上,對相關變量題項和表達進行了局部調整,創業能力量表充分借鑒易朝輝等[18]的研究并根據本文內容進行調整； 創業幸福感的量表則借鑒學者魏江等[16]提出的量表,同時進行了完善和調整； 創業堅持則是基于Smith等[42]的量表并進行了調整； 鄉土情結量表則是基于對黃美嬌等[43]關于鄉土情懷量表的部分題項完善而成(表1).為了控制研究對象的背景因素對創業幸福感的影響,選取性別、 年齡、 學歷、 工作經驗、 返鄉年限作為控制變量.在正式調研之前,對50位返鄉農民工創業者進行問卷預調研,并對問卷題項部分表述再次進行調整,形成了表1中變量的主要題項,變量題項采用5級Liket量表,1=完全不同意,5=完全同意．

表1 測量工具的信度檢驗

3 數據分析與實證結果

本文主要采用SPSS 24.0、 Mplus 7.4來完成相應實證檢驗,具體分析過程如下．

3.1 同源偏差檢驗

本文采用Harman單因子分析,利用SPSS 24.0軟件將所有題項數據開展探索性因子分析(EFA),以驗證是否能由1個因子解析所有變異.結果顯示,未旋轉的第一個因子解釋總方差為31.545%,低于50%,說明問卷的同源偏差較小,受問卷調查者主觀性影響不大．

3.2 信效度分析

結果如表1所示,各變量的維度的Cronbachα值高于0.85,標準化因子載荷系數高于0.75,組合信度CR高于0.8,平均方差萃取值AVE高于0.6,可見各變量的量表收斂效度較好.從表2可知,控制變量對各變量的影響并不顯著,而創業能力、 創業堅持、 創業幸福感、 鄉土情結變量間存在顯著相關關系,有待進一步深入分析.此外,各變量的AVE的平方根均大于其與其他變量間的相關系數,說明量表區別效度較好,問卷質量較好．

表2 Pearson相關檢驗

3.3 創業能力、 創業堅持、 創業幸福感間的關系驗證

使用 Mplus 7.4來驗證創業能力、 創業堅持、 創業幸福感間的關系路徑情況.首先對結構方程模型進行初步的擬合,結果如表3所示,所有指標均達到能夠接受的適配范圍,可見模型擬合良好．

表3 模型擬合度檢驗

為了驗證各變量間的關系路徑,在Mplus 7.4運行中,為了盡可能較少隨機誤差,在計算過程中將采用bootstrap抽樣5 000次進行偏差矯正,各回歸參數計算結果如表4所示.其中,因數據結果顯示各控制變量對創業幸福感的影響不顯著,表4未列出控制變量對因變量的影響情況.表4結果顯示,首先,返鄉農民工創業者創業能力對創業幸福感有積極顯著的影響,其中創業能力變量下的把握機會能力顯著正向影響創業幸福感(r=0.438,p<0.001),運營管理能力也顯著正向影響創業幸福感(r=0.42,p<0.001),假設H1、 H1a、 H1b得到驗證,且把握機會能力比運營管理能力對創業幸福感的影響更大.其次,從表4可以發現創業能力顯著正向影響創業堅持,其中把握機會能力對創業堅持的影響系數為0.326(p<0.001),運營管理能力對創業堅持的影響為0.236(p=0.001),從而假設H2、 H2a、 H2b均得到驗證.此外,從表4可以看出,創業堅持對創業幸福感的正向影響顯著(r=0.283,p=0.002),假設H3得到驗證．

表4 結構方程模型檢驗

3.4 創業堅持的中介效應檢驗

在Mplus 7.4中選擇Bootstrap法來驗證中介效應,結果見下表5,其中總效應=直接效應+中介效應.根據表中數據可知,創業能力變量下的把握機會能力和運營管理能力對創業幸福感的回歸總效應、 直接效應、 中介效應的置信區間均不包含0,可見均顯著,進一步表明創業堅持在把握機會能力與創業幸福感間起到顯著的部分中介作用,創業堅持在運營管理能力與創業幸福感間起到顯著的部分中介作用,創業堅持的部分中介效應顯著,假設H4得到驗證．

表5 創業堅持中介效應檢驗

3.5 有調節的中介效應檢驗

在中介模型檢驗的基礎上,進一步加入鄉土情結作為調節變量,檢驗有調節的中介模型是否成立,其中調節變量作用在中介模型前半段路徑上.先驗證鄉土情結的調節作用(表6),根據回歸系數檢驗結果可知,鄉土情結顯著正向調節創業能力對創業堅持的影響,影響系數為0.185(t=2.031,p=0.042),假設H5得到驗證.也就是說,鄉土情結每增加一個單位,創業能力對創業堅持影響效應將增加0.185個單位．

表6 鄉土情結的調節效應檢驗

然后,利用Preache、 Rucker和Hayes(2007)推薦的Model 7的分析方法來驗證有調節的中介模型,具體結果見表7.由表7可知,返鄉農民工創業者鄉土情結水平較低時,間接效應為0.042,但此時創業堅持的中介效應不顯著,置信區間為[-0.016,0.113]； 當鄉土情結處于中間水平時,創業堅持的中介作用顯著,間接效應為0.1,置信區間為[0.046,0.173]； 當鄉土情結水平較高時,創業堅持的中介作用進一步上升,間接效應為0.166,置信區間為[0.078,0.259].可見,隨著鄉土情結水平的上升,創業能力通過創業堅持對創業幸福感產生的間接影響效應增加.由INDEX的結果可以看出鄉土情結對創業能力影響創業堅持的間接關系中存在調節作用,判定指數為0.056,置信區間為[0.019,0.1],由此證明了有調節的中介效應顯著,假設H6得到驗證．

表7 鄉土情結調節下中介效應結果

4 主要結論與展望

4.1 研究結論

立足農民工返鄉創業情境,通過對251位返鄉農民工創業者的調查研究,從創業能力出發,引入創業堅持作為中介變量、 鄉土情結作為調節變量,探討了創業能力對創業幸福感的影響作用.主要有以下幾點發現： ① 創業能力對創業幸福感有積極顯著的影響,在返鄉創業過程中擁有更高把握機會能力和運營管理能力的返鄉農民工創業者能夠獲得更多的創業幸福感.② 創業能力對創業堅持有積極顯著的影響,創業能力水平越高越能夠促使返鄉農民工創業者克服困難,堅持他們從事的返鄉創業活動.③ 創業堅持正向影響創業幸福感,且在創業能力和創業幸福感之間起中介作用.創業能力之所以對創業幸福感具有重要作用,除了以往研究證明的創業能力對客觀創業績效、 創業成功的直接影響而獲得的滿足感外[18],更強創業能力的返鄉農民工創業者有更高的期望值,更容易堅定信念,以實現創業目標,進而實現個人價值和社會價值.④ 鄉土情結正向調節創業能力和創業堅持的關系,鄉土情結越高的返鄉農民工創業者,其創業能力對創業堅持的促進作用越強.另外,鄉土情結影響下創業堅持在創業能力和創業幸福感之間的中介作用依然顯著．

4.2 實踐啟示

不斷提升返鄉創業者的幸福感已成為當前鼓勵更多的農民工、 退伍軍人、 大學生、 退休公務員返鄉(下鄉)創新創業以推動鄉村產業發展,進而助農增收,實現鄉村振興和共同富裕的有效路徑.本文驗證了創業能力對創業幸福感影響的有調節的中介效應模型對促進返鄉農民工創業者幸福感的獲得、 推動返鄉創業和鄉村振興具有指導價值．

首先,創業幸福感是返鄉農民工創業者對創業所帶來的物質和精神回報的滿足感的評價總和,因此可從返鄉農民工創業者的主觀效用感知和體驗角度來提升創業幸福感,當地政府在出臺制度和政策幫助返鄉創業企業實現更多創業績效的同時,也可出臺認可返鄉農民工創業者價值的激勵措施,如樹立返鄉農民工創業者榜樣、 頒發幫扶證書、 召開返鄉農民工創業者經濟效益與社會效益貢獻的表彰大會等,進而提高返鄉農民工創業者的心理幸福感和社會幸福感.其次,重視創業能力對創業幸福感獲得的顯著正向作用,當地政府可以引導返鄉農民工創業者通過各種學習渠道提升其自身的創業能力,如鼓勵其充分利用社會網絡和互聯網平臺進行有效的創業學習； 當地政府也可通過構建返鄉創業培訓課程體系和平臺,讓返鄉農民工創業者通過參與農業技術培訓、 創業培訓積累知識、 技能、 信息及其他創業資源,優化創業能力.再次,不能忽視創業堅持行為在創業過程中的作用,當地政府可通過出臺政策幫助返鄉農民工創業者克服創業難題,堅定其創業信心和決心,促進其實現創業目標進而提升其幸福感.此外,要深化返鄉農民工創業者的鄉土之情,當地政府可通過營造良好的鄉賢文化、 創造有利的創業氛圍和創業環境,激發在外工作的各界人士對家鄉的眷戀之情,吸引更多的人返鄉創業的同時,也改善當地返鄉農民工創業者對家鄉的認知和依賴,使其能夠持續助力鄉村振興．

4.3 研究不足及展望

本文主要存在以下不足： 第一,采用的調研數據為截面數據,相對較難展現農民工返鄉創業的動態演化過程[44],未來可通過對典型案例的跟蹤調查較全面了解返鄉農民工創業者的創業能力對創業幸福感的影響軌跡； 第二,將返鄉農民工創業者的年齡、 性別、 受教育程度、 工作經驗、 返鄉年限等作為控制變量,尚未分析其信貸問題及企業規模等其他因素的影響,未來可納入更多控制變量以提高研究結果的可靠性； 第三,不同返鄉農民工創業者的創業能力與創業幸福感兩者間的邏輯鏈條和路徑可能存在差異,未來可基于其他社會科學相關理論,探討不同變量在創業能力與創業幸福感間的鏈式中介作用．