創業氛圍對新生代農民工返鄉創業認同度的影響研究
——以福建省為例

施銘揚, 肖潔方, 林煒鈴

(福建農林大學 安溪茶學院,福建 泉州 362400)

鄉村振興歷來受到國家重視,而鄉村振興關鍵在人,育好用好鄉土人才是全面推進鄉村振興的保障。在國家實行鄉村振興的若干年中,鄉村空心化一直是阻礙鄉村振興的首要難題,新生代農民工作為城鄉間流動的新時期產業工人主力軍,具備一定的文化素質與專業技能,合理有序地引導其回流對鄉村空心化以及鄉村產業振興乃至全面振興具有重要的現實意義。福建作為多山地區,自古農民離鄉是福建鄉村常態,結合目前經濟進入“新常態”以及疫情防控政策優化調整等新形勢背景,對福建省內農民工群體創業態度內在規律的探討有助于科學引導其返鄉發展。對創業認同的影響機制及效應問題的科學解答既可以為福建新生代農民工返鄉創業觀念與行為提供理論支撐,對于指導相關行政機構在新發展階段背景下如何通過合理有序引導新生代農民工返鄉也具有重要的實踐指導意義。

1 文獻述評

隨著鄉村振興政策的實施,號召農民工返鄉成為鄉村建設的工作重點,對農民工的研究是科學制定“三農”民生政策的基礎。已有研究主要從3類視角對農民工回流進行研究:1) 群體差異性,主要包括“農二代”大學生、性別差異等[1-3];2) 意愿影響因素,包括社會政策、發展環境、家庭現實因素、城市化門檻與身份認同等[4-5];3) 回流完成,包括再教育、創業模式、創業績效等[6-7]。前人的研究對準確理解農民工回流行為具有重要的作用。其中,探討農民工返鄉創業影響因素成為學術研究的一大熱點,且多聚焦于外界環境對行為意識的影響,但大多數研究集中在對“物質層面”因素的探討,如家庭條件、創業政策、經濟環境、地理環境、社會資源、創業教育條件、資本積累等[8-10],而對于創業環境中的“社會心理”層面則較少涉及。迄今為止,國外學者則以新生企業家為研究對象對社會環境對創業的看法和未來的創業態度進行探討[11]。國內主要對包含社會心理層面的創業環境和返鄉態度的關系進行探討的文獻[12]并未進行實證研究。

近些年,農民工返鄉社會認可度低的社會現象也引起了學者們對于未來“三農”發展問題的強烈關注。綜合創業認同的文獻,國外主流學者對創業認同的理解主要從身份內化、社會類化和團體認可3個視角展開,表現為創業認同的3個層面。其中,身份內化和社會類化視角表現為個體對創業特性的態度反應;團體認可視角則表現為外界環境對個體創業行為的評價。身份內化指創業者會像演員在戲中扮演角色那樣從事創業活動,把創業視為終身事業寄托和實現自我價值的平臺。因此,創業者能夠被視為一種社會角色,即一系列與其社會地位匹配的行為、權力和責任的集合體[13]。從社會類化視角來看,創業者擁有與其他社會群體不同的信仰和價值觀,因此成為擁有特定身份的群體。團體認同則受到利益相關者評價、合作支持程度等團體環境的影響[14]。相比于國外學者,國內聚焦于返鄉認同的研究,更多從自身條件、創業傾向等個人因素以及返鄉后遭遇的現實困境、行為因素展開影響研究,并且研究選擇以大學生返鄉為主題背景的居多。

綜上所述,以往研究多以農民工整體進行探討,較少討論地區差異與社會心理的影響機制,為更加具體地把握新時期新生代農民工群體的現狀,該研究選取其為研究對象。多數研究聚焦于創業物質環境對創業意愿影響的探討,還需要把社會心理納入影響因素,因此,該研究從環境、心理雙重層面探討整體創業氛圍對創業認同度的關系以及影響機制,以期更全面了解影響外在因素與返鄉態度的關系。

2 理論分析

為深入分析新生代農民工創業認同度的影響機制,該研究以班杜拉三元交互、稟賦效應理論為基礎,構建創業氛圍、創業自我效能感與創業認同度間關系的理論框架,設計科學的調研問卷。

2.1 創業氛圍與自我效能感

美國學者班杜拉提出的三元交互理論強調了人與環境的交互決定行為,認為環境會影響自我調節的過程,有助于建立自我調節功能,而自我調節中就包含了自我效能感的內容[15]。根據班杜拉等人的研究,自我效能感是指人們對自己是否能夠成功地進行某一成就行為的主觀判斷,可以通過環境中的外部強化與替代強化作用發展。從自我效能感基礎理論來看,自我效能感來源于直接經驗、替代學習、言語鼓勵與情緒喚起,放在創業環境中,也就是說當新生代農民工周邊出現返鄉創業成功典范[12],或是得到鼓勵其進行創業行為甚至提升創業價值的引導[16],新生代農民工越容易得出自己創業成功的判斷。同時,根據學者許晟等研究,政府、家庭支持均對創業者的創業自我效能感產生正向影響[17],說明良好的政府與家庭環境有助于創業自我效能感的發展。因此,新生代農民工的返鄉創業效能感將在有利于進行返鄉創業的環境或是氛圍中得到建立與強化。

綜上所述,提出假說H1:創業氛圍對返鄉創業認同度具有正向影響。

2.2 自我效能感與返鄉創業認同度

依據自我效能和行為理論,創業者的自我效能能夠提高創業認同。Richard[18]稟賦效應理論認為個人在擁有某項物品時,他對該物品價值的評價要比未擁有之前大大提高。據此,返鄉創業自我效能感越高,實現自我成功創業的潛質越明顯,越容易產生對返鄉創業價值的積極評價[19]。同時根據班杜拉的自我效能感理論,自我效能感越強,自我強化能力就越高,對客觀創業行為的正向認知也會越強,因而更容易形成良好的創業認同度。結合張思敏等[20]學者的研究結論,個人創業態度和外部的創業環境不能直接對創業行為產生影響,均會通過創業自我效能感間接作用于創業行為。更高的社會網絡位置、更廣泛的社會網絡以及更強大的社會網絡情感關系等因素也將對創業認知起到正向作用。趙富強等[21]提出,認知靈活性通過創業韌性與成功預期作用于創業者再創業意愿,并且社會支持對其作用機制起到間接影響,創業個體認知越高,對于創業意志力越加強烈,創業認同度越高。同時,創新創業教育也會對創業能力提升起到影響作用,進而影響創業意愿[22]。根據Rae and Carswell的創業學習模型,創業者自信程度會影響其價值和動機,從而設定并實現雄偉目標,在目標達成后又將形成良性循環,進一步提升對創業的認可度。結合上述創業氛圍與自我效能感的理論分析,在創業環境對返鄉創業認同感產生影響的過程中,返鄉創業自我效能感也可以發揮著重要的作用。

綜上所述,提出假說H2:創業氛圍對創業自我效能感具有正向影響;假說H3:創業自我效能感在創業氛圍與返鄉創業認同度的關系中具有中介作用。

3 研究設計

3.1 研究模型

EI=α1+β1EA+β2Gen+β3Age+β4Inc+ε1;

(1)

ESE=α2+β5EA+β6Gen+β7Age+β8Inc+ε2;

(2)

EI=α3+β9EA+β10Gen+β11Age+β12Inc+β13ESE+ε3;

(3)

式中,EI表示返鄉創業認同度的量化值,EA表示創業氛圍的量化值,ESE表示返鄉創業自我效能感的量化值,Gen、Age、Inc分別為控制變量性別、年齡、個人月收入的量化值。

公式(1)是對創業氛圍與返鄉創業認同度的回歸模型假設,公式中β1衡量了創業氛圍與返鄉創業認同度的相關性,也是中介模型中直接效應量的值。

公式(2)是對創業氛圍與返鄉創業自我效能感的回歸模型假設,公式中β5衡量了創業氛圍與自我效能感的相關性。

公式(3)是對創業氛圍、返鄉創業自我效能感與返鄉創業認同度3者之間的回歸模型假設,式中β13衡量了返鄉創業自我效能感與創業認同度的相關性,式中β9衡量的是在加入中介變量后,創業氛圍與創業認同度的相關性,也是中介模型中間接效應量的值。

3.2 變量選取

在對變量定義前,有必要對該研究中的新生代農民工與返鄉創業概念進行界定。新生代農民工是指1980年及之后出生的,進城從事非農業生產6個月及以上的,常住地在城市,戶籍地在鄉村的勞動力。農民工返鄉創業則是指農民工在城務工,積累了一定的經驗,但受到宏觀經濟波動及政策等因素影響返回戶籍地所在鄉鎮發展的行為。

因變量:返鄉創業認同度(EI)。借鑒Obschonka etal.(2015)開發的以創業者自身為重點的創業認同度量表,該研究對于返鄉創業認同度的測量主要體現在對創業提升生活品質、創業實現自我價值以及創業社會貢獻等3方面的認同程度。

自變量:創業氛圍(EA)。參考趙雪梅(2021)、蔣劍勇(2012)等在創業環境與創業氛圍研究中的量化指標,該研究主要從后疫情時代下親友對創業的支持度、創業榜樣效應的影響度、創業政策的支持度以及創業環境基礎設施支持度來衡量創業氛圍的優良程度。

該研究借鑒陳政等(2022)的研究,采用熵值法確定各變量中題項的權重,進一步通過加權平均計算各變量得分,具體步驟為:

1) 標準化處理。正向指標按取值(xij-minxij)/(maxxij-minxij),負向指標按(maxxij-xij)∕(maxxij-minxij)取值。

2) 參考部分學者解決數據出現零值的方法,該文借鑒蔡雪雄等(2021)的做法將無量綱化的結果整體平移1個單位。

K=1/ln(n).

5) 計算信息效應用值dj=1-eij.

表1 變量題項與權重

控制變量:結合趙秀麗(2020)、周鍵(2019)等諸多創業研究主題的文獻,為實現分析結果的嚴謹性,該研究選取了性別(Gen)、年齡(Age)、個人月收入(Inc)作為控制變量。

3.3 數據來源

采用電話訪問與網絡發放問卷的形式在福建省內對50位農村戶籍常住城市人口進行了預調研,通過調查者的交流、反饋進行題項調整。問卷于2022年12月26日至2023年4月12日進行發放,題項包括個人信息、家鄉創業氛圍、自我效能感與返鄉創業認可度4部分內容。

為確保回收問卷具有樣本代表性,此次調研選取漳州、三明與南平為調查地區并根據3市農村戶籍人口比例進行發放,其中,漳州地區253份,三明地區124份,南平地區133份,共計發放510份問卷調查,回收480份,剔除無效和有缺失值的問卷,得到有效樣本391份。

該研究采用了李克特5點度量法進行問卷設計,核心變量正向指標符合程度越高,得分越高。通過描述性統計分析(表2),除控制變量性別(Gen)以外,其他變量包含年齡(Age)、個人月收入(Inc)、返鄉創業氛圍(EA)、返鄉創業自我效能感(ESE)與返鄉創業認同感(EI)的最大值與最小值存在較大差距,但標準差較低,偏態系數接近于0,數據整體分布情況良好。

表2 描述性統計分析表

4 實證分析

4.1 信度和效度分析

為估計問卷數據的可信度與有效性,對問卷量表題進行信度與效度分析。選取折半法進行信度評估,將問卷隨機分為2組進行可靠性統計,問卷第1、2部分的克隆巴赫Alpha值分別為0.893、0.924,整體的斯卡爾曼-布朗系數值為0.891,表明數據可信度高。同時使用KMO和巴特利特檢驗測量對問卷整體進行結構效度分析,檢驗結果顯示KMO值為0.944,大于0.6;巴特利特檢驗的P低于0.05,說明各變量之間相關性較強且獨立,因而該研究的問卷設計有效。

4.2 相關性分析

首先對自變量創業氛圍、中介變量自我效能感、因變量返鄉創業認同度3個變量進行相關性分析。該研究采用皮爾遜相關系數進行測量,結果表明各變量之間存在較強的相關性。由于相關系數值較高,出于嚴謹性,對3個變量進行了共線性診斷,各變量之間的條件指標值均小于30,因此,各變量之間相關性較高,但并不存在嚴重的共線性,可以進行中介模型的檢驗。

4.3 回歸分析

選取逐步法進行中介模型驗證分析,結果如表3所示。以性別(以“女”為參照)、年齡與個人月收入為控制變量,首先對自變量創業氛圍與因變量創業認同度(模型1)進行回歸分析,結果顯示排除了控制變量的干擾后,創業氛圍與創業認同度仍有著顯著的正相關關系(回歸系數為0.611,P<0.001),因而假說1成立,創業氛圍對返鄉創業認同度具有顯著的正向影響;繼而對自變量創業氛圍與自我效能感(模型2)進行回歸分析,創業氛圍與自我效能感仍有著顯著的正相關關系(回歸系數為0.739,P<0.001),因此假說2成立,創業氛圍對返鄉創業自我效能感具有顯著的正向影響;最后同時進行自變量與中介變量對因變量的回歸分析(模型3),加入中介變量返鄉創業自我效能感,自變量創業氛圍對因變量創業認同度的回歸關系系數顯著下調(回歸系數為0.309,P<0.001)。同時結合Bootstrap法進行檢驗,直接效應量為0.32且顯著,中間效應量為0.40且顯著,說明自變量創業氛圍與中介變量自我效能感對因變量創業認同度均具備顯著的因果關系,返鄉創業自我效能感在創業氛圍與返鄉創業認同度的關系中具備部分中介效應。因此,假說3成立。

表3 基準回歸分析結果

綜上所述,以“創業氛圍”為自變量,“返鄉創業自我效能感”為中介變量,“返鄉創業認同度”為因變量的中介模型成立。

4.4 穩健性檢驗

整體而言,基準回歸與Bootstrap法分析結果均支持了上述提出的3個假說,為進一步驗證模型與回歸結果的穩健性,將通過改變回歸方法的方式對模型進行穩健性檢驗。

選取分位數回歸分析法(q=0.5)對模型進行了檢驗,檢驗結果如表4所示。其中,模型1是對創業氛圍與創業認同度的回歸結果,模型2是創業氛圍對創業自我效能感的回歸結果,模型3是創業氛圍、創業自我效能感與創業認同度的回歸結果。檢驗結果表明,3個模型中核心解釋變量的系數值均在1%的水平上顯著為正,且與基準回歸結果相近;對比模型1與模型3,當加入變量自我效能感時,創業氛圍對創業認同度的回歸關系系數顯著縮小。檢驗結果驗證了基準回歸模型及回歸結果穩健性的同時,也再次對模型假說進行了證明。因此,結合基準模型的回歸分析及穩健性檢驗,該研究假說的分析結果匯總如表5所示。

表4 分位數回歸穩健性檢驗

表5 研究假說實證分析結果

4.5 異質性分析

該部分將從樣本的籍貫地差異對創業氛圍、返鄉創業自我效能感與返鄉創業認同度3者間的關系進行異質性檢驗。

將三明、漳州、南平3市的數據進行分組回歸,結果如表6所示。其中,模型1、模型4、模型7分別為三明、漳州與南平地區對創業氛圍與創業認同度的回歸分析;模型2、模型5、模型8分別為三明、漳州與南平地區創業氛圍與創業自我效能感的回歸分析;模型3、模型6、模型9分別為三明、漳州與南平地區創業氛圍、自我效能感與創業認同度的回歸分析。

從回歸結果來看,分組回歸的結果均與基準模型假說結論一致,進一步驗證了模型中3個變量的關系,如模型1、模型4、模型7所示,當創業氛圍作為唯一核心解釋變量時,3個地區的樣本系數均較高,說明對于3個地區的新生代農民工而言,良好的創業氛圍有助于形成較高的創業認同度。而對模型3、模型6與模型9進行比較可知,在增加了自我效能感的影響后,三明與南平地區創業氛圍的影響系數較高,南平地區的創業氛圍影響系數則比三明地區略高。

該研究中創業氛圍變量包含了返鄉創業親友支持度、返鄉創業榜樣效應、返鄉創業政策支持度與返鄉創業基礎設施建設條件4個指標。結合現實因素來看,與漳州地區相比,目前三明與南平地區總體返鄉創業基礎條件較差,因而新生代農民工主觀上對返鄉創業支持度不高。據此推測三明與南平地區的返鄉創業環境有待優化,新生代農民工的返鄉創業認同與意愿會受到返鄉創業氛圍的制約。該研究也探討了創業氛圍與自我效能感之間的關系,盡管自我效能感將對創業認同度形成顯著的正向影響,但其離不開良好的創業氛圍支持,因而欲提高三明與南平地區新生代農民工的返鄉創業認同度,對返鄉創業環境的完善不容忽視。而對于返鄉創業氛圍較為良好的漳州地區,則應重視對于新生代農民工返鄉創業自我效能感的培養,以有效提升其返鄉創業的認同度。

5 對策建議

5.1 營造良好的創業幫扶氛圍

構建多渠道激勵幫扶機制。新生代農民工的就業能力和技能水平相對薄弱,政府和社會可以設立一定的獎勵制度吸引3市新生代農民工參與職業技能培訓,培訓內容應切實針對市場需求、農民工自身興趣愛好和就業實踐需要;落實創業貸款幫扶政策,加大財政支持力度;加快完善各項社會保障制度,促進城鄉資源要素平等交換,推進政府服務下沉鄉鎮。鼓勵采取師帶徒、合作創業等形式,充分開發鄉村、鄉土、鄉韻潛在價值,促進農村三產融合發展,拓展農民工返鄉創業空間。

5.2 重視農村社會觀念改善

人口流動是一個理性的過程,是市場經濟的導向,返鄉創業也是創造財富的重要途徑。在社會心理層面應加強對新生代農民工群體返鄉創業的正確價值觀引導,只有樹立正確的返鄉創業價值觀與財富觀才有助于形成良性的城鄉雙向流動,創設良好的創業認可氛圍,免除返鄉農民工受到社會歧視。

5.3 強化自我效能感培訓

政府應加強培訓體系的建設,全面提升新生代農民工素質與認知水平,鼓勵農民工積極提高學歷,鼓勵其參與成人教育及職業培訓課程,切實給予農民工創業知識與技術的支持,提高其自我效能感。地方政府與工會組織應鼓勵并組織研學考察,探討創業成功范例的科學經驗。鼓勵農民工群體相互交流創業經驗,成立農民工創業互助組織,利用互聯網的便捷性加強經驗交流互動等,了解最新行業前沿信息,強化3市農民工返鄉創業的自信心。為持續塑造與完善創業認知,增強自我效能感,切實提升創業素質,建議可將創業精神培育和創業素質教育納入3市教育體系,完善創業課程設置,強化新生代農民工自我效能感,增強其創業認同度。

5.4 分地區精準制定政策引導

三明與南平地區要尤其注重鄉鎮創業環境改善,加大基礎設施等公共服務投入,構建良好鄉鎮營商環境。漳州地區則可以進一步注重新生代農民工的創業信心培養的問題,采用加強創業保護、風險兜底等方式,對創業成本較高等問題進行一定的政策幫扶,加強返鄉創業意識培養,有效引導漳州地區新生代農民工加強返鄉認同度。