農民創業意愿與行為的一致性研究：基于AMO框架的分析

祝振兵，許 晟

（1.江西師范大學 商學院，江西 南昌 330022；2.江西農業大學 經濟管理學院，江西 南昌 330045）

一、引言與文獻綜述

農民創業不僅對于創業者具有減貧致富的作用，還有助于激活鄉村資源要素，進而推動鄉村高質量發展［1］，因此促進農民創業行為的發生具有重要的現實意義［2］。創業意愿被認為是創業行為的最佳預測指標之一，創業意愿越強，執行創業行為的可能性則越大［3］?；谶@種行為和意愿的一致性假設，大量研究嘗試從不同的視角探索農民創業意愿的影響因素［4-7］。然而，越來越多的研究表明創業意愿并不必然引發創業行為。如國家統計局陜西調查總隊在陜西省9個國家農民工返鄉創業試點縣的大規模調查顯示，約30%的農民工有返鄉創業意愿，但真正實施創業行為者僅為8%左右［8］；張海鵬等［9］對我國中部某省2 個自然村的整村全戶調查發現，約38%的返鄉農民具有創業意愿，但實施創業行為者僅占17%。鑒于此，如何促進農民創業意愿向創業行為的轉化成為一個亟待解決的問題。

當前對于創業意愿向創業行為轉化邊界條件的實證探索主要圍繞以下3個方面展開：第一，人口統計學特征。有研究發現，性別和年齡會調節大學生創業意愿和創業行為之間的關系，相比于女性或年齡小的大學生，男性或年齡的增加更有助于促進創業意愿向創業行為的轉化［10-11］。第二，心理特征。學者們發現大學生未來導向的人格特質（主動性人格、對于不創業的預期后悔）［12］、行動導向（脫離、主動和持續）［13］、冒險精神［14］等心理特征會強化創業意愿和創業行為之間的關系；而失敗恐懼［15］、狀態導向（執著、猶豫和暫時）［13］會弱化創業意愿向創業行為的轉化。第三，環境或文化特征。創業者父母的創業經歷［10］、創業者的民族文化特征（個體主義導向、權利距離、不確定性回避、馬基雅維利主義和長期導向）［16］也會調節大學生創業意愿和創業行為之間關系的強度。鑒于對農民創業關注度的增加，汪昕宇等［17］以4名返鄉創業農民為研究對象，采用敘事研究的方法考察農民創業意愿向創業行為轉化的條件，發現創業機會（如制度、社會等因素）可能是創業意愿和創業行為之間關系的重要調節機制。

雖然上述研究帶來諸多有益啟示，但仍存在以下缺陷：其一，其研究對象主要聚焦于大學生，對農民群體關注相對不足；其二，已有研究多探討個體生理、心理因素、微觀家庭或宏觀文化環境的作用，對于創業能力和中觀政策環境在創業意愿向創業行為轉化中的作用關注不夠。農民創業者與大學生創業者在創業能力和創業環境方面均有較大不同：從創業能力來看，大學生大多接受過系統的創業學習或相關的培訓，而農民往往缺乏創業相關的知識［18］；就創業環境而言，農民創業所嵌入的鄉村情境更為獨特和復雜，與大學生的創業環境相比，農村的市場環境不夠成熟（如融資困難、創業氛圍不濃厚等）［19］，農民創業行為的發生更依賴于政府的支持［20］。針對農民創業和大學生創業的上述差異，為了回答如何促進創業意愿向農民創業行為轉化的問題，本文引入“能力-動機-機會（AMO）”框架，采用實證研究的方法考察創業能力、創業意愿和創業機會對農民創業行為的協同影響?；诖?，本文利用9個省499 份潛在創業農民的調研數據，探討創業者的創業能力和創業機會在促進或抑制創業意愿向創業行為轉化中的作用，以期回應加強創業意愿和創業行為之間調節機制研究的呼吁［3］，為推動農民創業意愿向創業行為的轉化提供政策建議。

二、理論分析與研究假說

（一）創業意愿與創業行為

根據AMO 模型，個體的行為會受到能力（A）、動機（M）和機會（O）3種因素的協同影響：能力描述個體成功執行特定行為的先天或后天素質；動機即意愿，代表執行特定行為動力的強弱程度；機會描述促進或抑制特定行為執行的外部環境［21］。就本文而言，創業意愿代表影響農民創業行為的動機性因素。新事業的開創是一種意向行為，而非自發發生的行為［12］。個體的創業意愿越強，意味著其越愿意在創業中投入更多的努力，從而更有助于各項創業活動的開展，表現出更多的創業行為；反之，意愿越低，個體付出的努力越少，從而表現出更少的創業行為［22］。意愿和行為之間的關系也得到多個領域（包括創業領域）的支持，如Armitage等［23］對來自創業、教育等多個領域的185項實證研究進行元分析，發現個體的意愿能夠解釋22%的行為變異。來自大學生創業領域的研究也支持創業意愿和創業行為之間可能存在的關系，如Gieure 等［24］對來自34 個國家的300 名大學生進行調查，發現創業意愿與創業行為之間存在顯著的正向關系；宋國學［13］對735 名中國大學生的調查也發現創業意愿對創業行為具有顯著的正向影響。雖然對于農民創業意愿和創業行為之間關系的實證研究比較鮮見，但葉敬忠［25］對20 位創新農民的訪談分析也發現“想做”即創業意愿是驅動農民創業的主要因素?；诖?，提出第一個研究假說：

H1：農民創業意愿對創業行為具有顯著的正向影響。

（二）創業能力的調節作用

能力被定義為個體所具有的知識、技能、態度等特征，這些特征有助于個體成功地完成特定任務或行為［26］。就創業而言，機會識別能力、資源管理能力和風險承受能力［27］得到較多關注：機會識別能力描述的是個體對于市場潛在商機識別和捕捉的本領；資源管理能力指個體進行資源整合的知識技能；風險承受能力描述的是個體有多大能力承擔創業失敗的風險，該能力受到個體資產、心態等多方面的影響。

盡管農民的創業意愿正向影響創業行為，但二者之間關系的強弱會受到其他因素的影響［3］。根據AMO 框架，創業能力可能在二者關系中發揮著重要的調節作用［28］。如前所述，創業意愿描述個體在創業過程中擬付出時間和精力的多少，意愿越強，擬付出的時間和精力就越多，越易開展創業活動［22］。與低創業能力相比，高創業能力會助力有意向創業的農民擴大其創業努力的成效，從而增強創業意愿和創業行為之間的關系。一方面，卓越的機會識別能力和資源整合能力使得有創業意愿的農民能夠更迅速地確定創業項目并獲取創業所需的資源，減少無效時間的浪費，從而更快地完成諸多創業活動，如Wu等［29］研究發現能夠捕捉創業機會、善于整合資源、具有較豐富經驗的“能人”往往會在有創業意圖的農民中脫穎而出，成為創業的先行者和帶動者。另一方面，農民創業往往會伴有失敗的風險［1］，潛在的創業風險會導致人的觀望和猶豫［30］，而高創業風險承受能力會減少有創業意愿的農民因風險所帶來的心理躊躇，使其能夠更迅速地開展創業活動，如孔凡柱等［15］研究發現低失敗恐懼能夠降低有創業意圖的大學生的觀望和猶豫，從而促進創業意愿向創業行為的轉化?；诖?，提出第二個研究假說：

H2：農民創業能力正向調節創業意愿和創業行為之間的關系，與低創業能力相比，當創業能力更強時，創業意愿更可能向創業行為轉化。

（三）創業機會的調節作用

在AMO 框架中，能力代表影響動機（意愿）向行為轉化的內部因素，而機會代表影響動機（或意愿）向行動轉化的外部條件或環境［28］。Fishbein 等［31］研究指出，意愿形成后，機會一旦出現，個體將會迅速采取行動。就農民創業而言，政府鼓勵、政策支持和金融支持是影響創業行為的重要機會變量［4］。具體而言，政府對農民創業的鼓勵有助于構建良好的農民創業交流氛圍，使得有創業意愿的農民更易接觸創業項目和相關知識［32］，從而助推有創業意愿的農民更快地確定創業方向，啟動創業活動；政府對于農民創業的政策支持會讓農民得到更多創業的指導和幫助［4］，從而節約有創業意向的農民開展各項創業活動所需的時間，助力創業意愿向創業行為的轉化；此外，由于創業需要一定的資金，而農民群體相對收入較低，創業資金不足往往會阻礙創業活動的開展［33］，政府的金融支持能夠緩解資金壓力，減少因籌措資金而花費的時間，促進農民創業意愿向創業行為的轉化?；诖?，提出第三個研究假說：

H3：外部創業機會正向調節農民創業意愿和創業行為之間的關系，與低創業機會相比，當創業機會處于高水平狀態時，農民創業意愿更可能向創業行為轉化。

三、數據來源、變量選取與模型構建

（一）數據來源

調研對象來自江西、河南、河北、山東、湖南、湖北、安徽、山西和云南9 個省份，需滿足以下兩個條件：（1）具有農村戶籍且屬于農村地區常住人口；（2）潛在創業或正在從事創業活動。本文主要通過線下和線上兩種方式獲取數據：線下問卷由農村戶籍的學生在假期返鄉期間尋找調研對象入戶調研；線上問卷利用多個學校的家校聯系群，邀請農村戶籍學生家長將在線問卷鏈接推送給符合條件的熟人完成填寫。數據由兩批組成，為了盡可能控制反向因果問題，每批數據均在兩個時間點進行測量：時間點1 測量創業意愿、創業能力和創業機會等解釋變量以及性別、年齡、婚姻狀況、務工經歷和受教育程度等人口統計學變量；時間點2 測量被解釋變量創業行為。兩次測量時間間隔過長可能導致意愿的改變，時間過短難以引發行為的變化，參照Neneh［12］的做法，時間點1 和時間點2 的間隔約為6 個月。第一批數據分別在2020 年1 月和8 月兩個時間點進行測量，共發放問卷300 份，回收有效問卷260 份，問卷有效率為86.7%；第二批數據分別在2020 年7 月和2021 年2 月兩個時間點進行測量，發放問卷300份，回收有效問卷239 份，問卷有效率為79.7%。兩批數據的問卷共發放600 份，回收有效問卷499 份，問卷總有效率為83.2%。

（二）變量選取

1.被解釋變量 本文被解釋變量為創業行為。創業行為的界定和測量有結果和過程兩種觀點：結果觀認為創業行為是一種結果，往往使用是否創立新企業來定義和測量創業行為［34］；過程觀認為創業行為是將想法轉變為一系列活動直至銷售產品或服務的過程，并用個體完成創業活動的多少來表征創業行為的差異［12］。鑒于以往創業意愿向創業行為轉化的研究多采用創業行為的過程觀［10，12］，故本文從過程的視角考察創業行為。具體而言，借鑒Shirokova 等［10］對創業行為的測量方法，詢問受訪農民在過去的半年時間內是否從事“與他人討論創業的想法”“收集有關市場或競爭對手的信息”“制定創業計劃”“開始籌集創業資金”“為業務采購材料或設備”“開始產品/服務開發”“注冊經營”“開始營銷或推廣工作”“銷售產品或服務”等活動，再計算創業活動指數來表征創業行為的程度。

2.解釋變量 本文解釋變量為創業意愿。借鑒Saeed 等［35］所使用的測量問卷，使用“我認真考慮過創業的事情”“我相信自己一定會創業”“我將會盡一切努力去創業”等題項進行測量。本文中該問卷的Cronbach’s α系數為0.811。

3.調節變量 本文調節變量為創業能力和創業機會。創業能力的測量參照Gieure 等［24］的問卷，從創業機會識別能力、資源整合能力和風險承擔能力等3 個方面來測量：創業機會識別能力包括“我能很好地發現一些創業的機會”“我有很強的創業機會識別能力”“我知道如何開發新產品/新服務（或種植/養殖哪些經濟效益好的動/植物）”等題項，資源整合能力包括“我有很強的人際溝通能力”“我有很強的經營管理能力”“我有很強的資源整合能力”等題項，風險承擔能力包括“我有很強的風險承擔能力”“我有很強的冒險精神”“即使有可能失敗，我也會主動行動”等題項。創業機會的測量使用Turke等［36］的結構性支持問卷，包括“當地政府鼓勵農民創新創業”“當地政府有非常好的創業支持政策”“當地政府提供完善的創業配套服務”“當地政府能夠提供創業資金支持”等題項。本文中創業能力和創業機會兩個問卷的Cronbach’s α系數分別為0.851和0.839。

4.控制變量 參考已有研究的做法，將性別、年齡、婚姻狀況、務工經歷、受教育程度作為控制變量［10-12］。各變量說明與描述性統計如表1所示。

表1 變量說明與描述性統計

（三）模型構建

由于主要變量均為連續變量，且變量間為線性關系，故采用OLS回歸，構建模型如下：

式（1）中，Entrbehai為被解釋變量，表示創業行為；Intei為解釋變量，表示創業意愿；Ablii為調節變量，表示創業能力；Oppoi為調節變量，表示農民感知到的創業機會；Inte*Ablii為創業意愿和創業能力的乘積或交互項；Inte*Oppoi為創業意愿和創業機會的乘積或交互項；Ci為控制變量，代表性別、年齡、婚姻狀況、務工經歷和受教育程度等因素；εi為殘差項。

四、結果與分析

（一）基本模型檢驗

從表2 中模型（1）和模型（2）的對比可以發現，將自變量創業意愿納入回歸方程后，模型（2）對因變量的解釋量顯著增加（ΔR2=0.302，P＜0.01），創業意愿對創業行為預測的標準化回歸系數亦達到統計顯著水平（β=0.556，P＜0.01），表明創業意愿對創業行為具有顯著的正向預測作用。據此，H1得以驗證。

表2 創業意愿與創業行為的線性回歸分析

為了對H2進行檢驗，先把人口統計學變量、創業意愿和創業能力納入回歸方程作為控制變量，得到模型（3），再將創業意愿和創業能力的乘積項納入回歸方程，得到模型（4）。與模型（3）相比，模型（4）中乘積項所解釋的方差增量達到統計顯著水平（ΔR2=0.036，P＜0.01），乘積項預測創業行為的回歸系數亦達到統計顯著水平（β=0.221，P＜0.01）。簡單斜率分析發現，高創業能力時（均值+1 個標準差）方程的回歸系數（b=0.099，t=15.94，P＜0.01）大于低創業能力時（均值-1 個標準差）的回歸系數（b=0.043，t=4.09，P＜0.01），說明高創業能力促進創業意愿向創業行為的轉化。這些結果表明創業能力正向調節創業意愿和創業行為之間的關系，H2得以驗證。圖1 直觀地呈現創業能力的調節作用。

圖1 創業能力的調節效應

為了對H3進行檢驗，先將人口統計學變量、創業意愿和創業機會納入回歸方程作為控制變量，得到模型（5），再把創業意愿和創業機會的乘積項納入回歸方程，得到模型（6）。與模型（5）相比，模型（6）中乘積項的解釋量達到統計顯著水平（ΔR2=0.018，P＜0.05），創業行為對乘積項的回歸系數亦達到統計顯著水平（β=0.152，P＜0.01）。簡單斜率分析發現，高創業機會時（均值+1個標準差）方程的回歸系數（b=0.102，t=14.42，P＜0.01）大于低創業機會時（均值-1個標準差）方程的回歸系數（b=0.060，t=6.03，P＜0.01），說明高創業機會助推創業意愿向創業行為的轉化，H3得以驗證。創業機會的調節效應圖如圖2所示。

圖2 創業機會的調節效應

鑒于創業意愿和創業機會的調節作用均顯著，試圖對二者的調節效應大小進行比較。從表2的RC模型可以發現，創業能力和創業意愿交互項的標準化回歸系數（β=0.246）明顯大于創業機會和創業意愿乘積項的回歸系數（β=0.145）。這種差異的一個可能原因是，隨著鄉村振興的持續推進，雖然政府對農民創業的支持力度和農民創業意愿較之前得到一定的提升，但農民創業競爭愈發激烈，競爭使得個人創業能力在推動創業行為過程中的作用更加突出。王桂玲等［37］的扎根研究發現，相比于創業環境，農民自身素質和人力資本對創業行為的影響作用更大。

（二）穩健性檢驗

本文關注創業意愿對創業行為的影響，但創業活動的開展亦有可能影響創業意愿［38］。為了控制創業意愿和創業行為之間由于反向因果而帶來的內生性問題，借鑒已有研究所使用的多時點數據采集方法［10，19］，在間隔約半年的兩個不同時間點分別搜集創業意愿和創業行為的數據。因此，可以認為反向因果問題得到較好的控制。為了進一步考察研究結果的穩健性，使用增加控制變量和替換變量兩種方式對模型穩健性進行檢驗。

1.增加控制變量的穩健性檢驗 由于創業能力和創業機會均會調節創業意愿和創業行為的關系，構造創業意愿、創業能力和創業機會的三次交互項以及創業機會和創業能力的二次交互項，將其納入回歸方程；同時由于已有研究發現性別會調節創業意愿和創業行為之間的關系［11，39］，因此對性別和創業意愿的交互項也納入回歸方程。表2 的RC 模型顯示，在增加這些控制變量后，創業意愿對創業行為的影響以及創業能力和創業機會的調節效應依然顯著。

2.替換變量法的穩健性檢驗 使用創業行為評定的二分法（由被調查農民報告自己是否正從事創業？是=1；否=0）替換創業行為的過程測量法再次檢驗研究結果的穩健性，執行二元Logistic 回歸考察創業意愿與創業行為的關系以及創業能力和創業機會的調節作用（表3）。表3 顯示，在控制人口統計學變量和三次交互項等后，創業意愿（β=2.196，P＜0.01）、創業意愿和創業能力乘積項（β=4.522，P＜0.01）、創業意愿和創業機會乘積項（β=2.964，P＜0.01）的回歸系數均達到統計顯著水平。由此，上述分析支持表2 中創業意愿對創業行為的正向影響、創業能力以及創業機會對創業意愿和創業行為之間關系的正向調節作用。

表3 創業意愿與創業行為的二元Logistic回歸

五、主要結論與政策建議

基于追蹤調查的方法，收集499份創業農民調查數據，利用AMO模型考察農民創業意愿和創業行為之間的關系及二者作用的邊界條件。得到如下主要結論：（1）農民創業意愿對創業行為有顯著的正向影響。（2）農民的創業能力正向調節創業意愿與創業行為之間的關系，即更強的機會識別能力、資源整合能力和風險承擔能力會強化創業意愿和創業行為之間的關系；反之，更弱的創業能力會削弱創業意愿和創業行為之間的關系。（3）創業機會正向調節創業意愿與創業行為之間的關系，即政府對于農民創業的支持有助于促進創業意愿向創業行為的轉化；反之，政府支持的缺乏會抑制創業意愿向創業行為的轉化。

基于上述研究結論，為促進農民創業意愿向創業行為的轉化，提出以下政策建議。第一，繼續提升農民創業意愿以促進農民創業。具體而言，可以通過強化對創業重要性的宣傳、樹立農民創業榜樣等措施繼續提升農民創業意愿，點燃農民創業熱情。第二，強化農民教育培訓，提升農民創業能力，促進創業意愿向創業行為的轉化。有針對性地提升有創業意愿者的創業能力，加大對有創業意愿農民的創業學習和培訓力度，增強農民的創業警覺性，提升其對創業機會的識別和利用能力；進行個人主動性、政治技能等方面的培訓，提升其資源整合能力；加強風險管理方面的培訓（如保險知識的培訓）以提升農民的創業風險承受能力。第三，優化政府對農民創業的支持和服務環境，提升創業機會，促進創業意愿向創業行為的轉化。為有創業意愿的農民提供項目推介、注冊審批的全程代辦等業務，優化農民創業的配套服務，增強服務支持；對于有資金困難的創業者，可以通過直接補貼或擔保貸款等措施緩解融資困難，提升金融支持。