新生代農民工返鄉創業從意愿到行為的轉化機制研究
——基于資源獲取的中介和創業環境的調節作用

侯俊華, 李明香

(東華理工大學 經濟與管理學院,江西 南昌 330013)

隨著越來越多的農民工在城市完成了對資金、技術和社會資本的積累,返鄉創業現象也愈發普遍。農民工返鄉創業受到社會各界的廣泛關注[1]。2020年《關于推動返鄉入鄉創業高質量發展的意見》指出,當前返鄉創業呈現蓬勃發展態勢,但仍存在一些突出問題和矛盾,提出要進一步完善體制機制,推動返鄉創業高質量發展。2022年《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》提出“推進返鄉入鄉創業園建設,落實各項扶持政策”。2023年,中央一號文件《中共中央國務院關于做好2023年全面推進鄉村振興重點工作的意見》提出“實施鄉村振興人才支持計劃,允許符合一定條件的返鄉回鄉下鄉就業創業人員在原籍地或就業創業地落戶”。作為農民工返鄉創業的主體,新生代農民工具有豐富的外出務工經歷,并積累了一定的創業經驗和物資儲備,這有助于其應用現代化的管理理念對農村傳統的經濟運行模式和企業經營方式進行改革,有利于破解“三農”發展的人力資本局限性,從而提高了返鄉創業質量[2]。因此,如何引導新生代農民工返鄉創業是一個值得研究的課題。

意愿是生命體對事物的主觀態度和想法,是一種主觀性思維,而行為是生命體在某種情境下所做出的反應的總和。創業意愿會驅動個人在某種情境下做出創業反應,體現了潛在創業者對創業決策的積極態度,是創業行為的必要條件。因此,有學者指出創業意愿是創業行為最可靠的預測指標[3],以期通過探究創業意愿的形成來預測創業行為的實現路徑。但創業意愿并不是創業行為的充分條件,創業行為是在各種主客觀影響因素下所做出的外部活動,在創業意愿向創業行為轉化的過程中還受到其他因素的促進或妨礙作用。在個人因素方面,失敗恐懼、狀態導向(執著、猶豫和暫時)等負向調節著創業意愿與創業行為之間的關系[4,5];而個人特質、行動導向(脫離、主動和持續)、創業能力(風險承擔能力、資源整合能力和機會識別能力)等在創業意愿向創業行為轉化過程中具有強化或中介作用[6-8]。在情境因素方面,Bogatyreva等基于國家文化視角,探討了特定國家的文化規范和價值觀如何影響意圖與行為的關系[9]。王季等提出,在學術創業意愿轉化為學術創業行為的過程中會受到外部情境因素和組織情境因素的影響,具體包括政府政策、組織制度和中介支持機構等[10]。汪昕宇等也基于創業情境視角,系統分析了在商業、社會和制度等不同創業情境下,農民工返鄉創業意愿向返鄉創業行為轉化的過程[11]。

綜上所述,有關創業意愿向創業行為轉化研究的文獻,大多以農民工或大學生為研究對象。其中,從創業意愿到創業行為的轉化因素主要包括:(1)個體因素,如個人能力、特質、失敗恐懼和自我控制等[4-8];(2)情境因素,如文化環境、政府政策、社會環境和組織制度等[9-12]。但是,以新生代農民工為研究對象,分析其返鄉創業意愿向返鄉創業行為轉化的機制研究卻較少。以資源的可獲得性和微觀創業環境這兩個方面分析新生代農民工返鄉創業意愿如何轉化為返鄉創業行為的內在機理研究也相對較少。本研究以新生代農民工為研究對象,基于資源獲取的中介作用和創業環境的調節作用,探索返鄉創業意愿與返鄉創業行為之間的轉化機制,以期為推動高質量返鄉創業和鄉村振興的實現提供決策參考。

1 理論基礎與研究假設

1.1 新生代農民工

新生代農民工是當前中國驅動農村發展與鄉村振興的主力軍。國內學者多圍繞新生代農民工特征差異進行探討,相較于老一代農民工,出生于1980年以后的新生代農民工普遍受到了較為系統的教育,文化程度更高、思維更開闊,具有較強的創業意識[13-15]。豐富的外出務工經歷,使得他們的營商經驗和知識得到積累,并完成初步的資金積累[16],具有較強的創業優勢。本研究的新生代農民工主要是指出生于20世紀80年代以后,進城從事非農業生產6個月及以上的農村戶籍勞動力。

1.2 研究假設

1.2.1 新生代農民工返鄉創業意愿與返鄉創業行為

Bird最早提出創業意愿一詞,認為創業意愿是創業者對一個商業概念的關注、經驗和行動的心理狀態,并且隨后的創業過程,如組織形成、發展、成長和變革都是基于這些意愿[17]。學者對創業行為的定義則分為廣義和狹義兩類,廣義創業行為表示一系列與創業活動有關的決策,如涉及不同創業類型、商業計劃和創立企業等的決策[18];而狹義創業行為則指創立新企業的個體行為[19]。農民工返鄉創業作為獨具中國特色的一種人口遷移現象,國內學者對其看法不一。黃建新認為,農民工返鄉創業是指農民工在擁有由外出經商或務工而獲得的資金、信息儲備和技術能力后,并在了解家鄉社會與經濟環境的基礎上選擇返鄉創立企業[20]。蔡爐明則強調農民工返鄉創業是憑借相應的平臺在農村地區進行自主創業活動的過程[21]。本研究將新生代農民工返鄉創業意愿定義為新生代農民工對于返鄉創業的關注、經驗和行動的心理狀態。新生代農民工返鄉創業行為則指新生代農民工憑借進城就業務工所積累的資金、人脈、經驗和技術等資源要素,并在了解到家鄉創業環境的基礎上而選擇返鄉創業的一種行為。

計劃行為理論認為,行為意圖是任何行為顯現前的必要過程,而且對某種行為的意愿越強烈,個體就越有可能實施該行為[22]?；谶@一理論,當新生代農民工具有強烈的返鄉創業意愿時,其將更有可能做出返鄉創業決策。通過對20位農民工的訪談分析,葉敬忠發現“想做”,即創業意愿,是驅動農民創業的主要因素[23]。祝振兵和Meng等則將AMO模型運用到創業領域,認為創業意愿是AMO模型中的動機(M)因素,其強弱會影響創業行為的執行力[7,24],即創業意愿作為創業行為的驅動力,是創業行為最直接的影響因素。因此,新生代農民工的返鄉創業意愿將驅動其采取返鄉創業行動。對此,提出本研究的第一個假設:

假設H1: 新生代農民工返鄉創業意愿對返鄉創業行為具有正向影響。

1.2.2 資源獲取的中介作用

資源是影響新生代農民工返鄉創業的關鍵因素之一。學術界主要從三個方面測量資源獲取:資源可獲得性、資源獲取方法以及資源獲取結果。本研究參照多數學者的做法[25,26],并結合初創企業的特點,從資源的可獲得性測量資源獲取,將對外部資源的獲取分為資金資源獲取、關系資源獲取和政策資源獲取。資金資源指個人所能獲得的啟動資金,影響著新生代農民工返鄉創業計劃的落實;關系資源指個人所擁有的關系網絡,關系資源為創業者提供創業機會和決策幫助等;政策資源重點指國家關于新生代農民工返鄉創業的政策支持和培訓活動。

(1)新生代農民工返鄉創業意愿對資源獲取的影響。具有返鄉創業意愿的新生代農民工個體在實施創業行動之前都會積極尋求親朋好友的幫助以及政府政策支持。許艷麗等提出,與其他創業者相比,具有創業意圖的新時代女大學生獲取資源的渠道更多,她們會以多元化路徑去獲取社交資源并以此資源促進創業團隊的確定[27]。吳慶松等則發現,創業者在實施創業行動之前會去搜尋所需創業資源,并識別、獲取、配置和利用整合后的創業資源[28]。這意味著擁有返鄉創業意愿的新生代農民工會積極地獲取所需資源,并且其意愿越強烈,對外部資源環境的關注度越高,獲取資源的積極性也就越高。因此,返鄉創業意愿能夠促使潛在的新生代農民工創業者去獲取有利的創業資源來完成創業。于是,提出如下假設:

假設H2:新生代農民工返鄉創業意愿對資源獲取具有正向影響;

假設H2a:新生代農民工返鄉創業意愿對資金資源獲取具有正向影響;

假設H2b:新生代農民工返鄉創業意愿對關系資源獲取具有正向影響;

假設H2c:新生代農民工返鄉創業意愿對政策資源獲取具有正向影響。

(2)資源獲取對新生代農民工創業行為的影響。資源基礎理論認為企業是資源的集合體,在創業初期,資源獲取和整合能力對創業者至關重要。李志東認為,啟動資金不足是創業所面臨的主要障礙之一[29]。董靜等則認為,農民工創業決策很大程度上依賴于關系網絡或者自身資源[30]。Wei X等提出,在發展中國家返鄉創業者更容易受到信貸、政策和信息等資源的約束,該類國家的政府資源可獲得性能夠較大促進返鄉創業行為[31]。再者,隨著政府對返鄉創業投入的不斷加大[32],政策資源在一定程度上影響著新生代農民工返鄉創業行為。因此,資金資源、關系資源和政策資源的可獲得性能夠推動新生代農民工返鄉創業行為的實現。于是,提出如下假設:

假設H3:資源獲取正向影響新生代農民工返鄉創業行為;

假設H3a:資金資源獲取正向影響新生代農民工返鄉創業行為;

假設H3b:關系資源獲取正向影響新生代農民工返鄉創業行為;

假設H3c:政策資源獲取正向影響新生代農民工返鄉創業行為。

擁有返鄉創業意愿的新生代農民工會積極地獲取所需資金、關系和政策等資源,并且這些資源的可獲得性會促使其返鄉創業行為的發生。因此,提出如下假設:

假設H4:資源獲取在新生代農民工返鄉創業意愿—行為之間起中介作用;

假設H4a:資金資源獲取在新生代農民工返鄉創業意愿—行為之間起中介作用;

假設H4b:關系資源獲取在新生代農民工返鄉創業意愿—行為之間起中介作用;

假設H4c:政策資源獲取在新生代農民工返鄉創業意愿—行為之間起中介作用。

1.2.3 創業環境的調節作用

Albert Bandure在《思想和行為的社會基礎》中提出三元交互理論,認為環境、個人和行為三者之間互相影響。環境是影響返鄉創業的重要因素之一,少數學者從創業氛圍、創業信息、基礎設施等微觀層面探索創業環境對新生代農民工返鄉創業的影響[33,34]。本研究借鑒張立新等的做法,從創業氛圍這一維度,選取氛圍認知程度、創業背景、家人支持程度三個項目測量微觀層面創業環境[33]。創業環境是創業者所面臨和能利用的多種要素構成的復雜系統,包括周邊創業氛圍、創業榜樣和家人支持等。良好的創業氛圍認知,可以鼓舞具有返鄉創業意愿的新生代農民工勇于創業;善于觀察和學習創業榜樣,可以不斷提升創業知識與創業技能;得到家庭成員的支持,可以提高資源的獲取程度,有助于成功返鄉創業。Shirokova等基于對大學生創業意愿和行為的差異性進行探究發現,創業意愿顯著正向影響創業行為,但是這種關聯會受到一系列環境因素的強化或削弱,如企業家的家庭創業背景(強化)和高校創業環境(強化)[35]。環境和個體共同作用于行為,運用到返鄉創業領域就是創業環境影響具有返鄉創業意愿的新生代農民工個體的返鄉創業行為。對此,提出如下假設:

假設H5:創業環境正向調節新生代農民工返鄉創業意愿與返鄉創業行為的關系。

1.3 研究模型

本研究引入資源獲取和創業環境,構建新生代農民工返鄉創業從意愿到行為的轉化機制模型,如圖1所示。

圖1 新生代農民工返鄉創業從意愿到行為轉化機制模型

2 研究設計

2.1 數據來源

數據來源于2022年1月至3月在江西省開展的關于“江西省新生代農民工返鄉創業行為”調查問卷,調查對象主要是已經在家鄉創業或正在計劃創業的新生代農民工;調查內容主要涉及個人基本情況、家庭狀況、社會交往、政府政策以及創業環境等方面。江西省是返鄉創業的大省,是農民工返鄉創業具有代表性的省份,問卷調查者對江西省11個地級市及市所屬鄉鎮隨機性發放了350份問卷,最后共收集330份問卷,樣本收回率達94.3%。因為研究對象為新生代農民工,所以對問卷數據做如下處理:僅保留1980年及以后出生的、外出務工超過六個月且戶籍性質為農業戶口的農民工樣本,處理關鍵變量數據嚴重缺失及填寫不合理的樣本,最終得到181份有效問卷。在這181份樣本中,從性別上看,男性有96人,占樣本總數的53%;女性有85人,占47%;從學歷上看,大部分調查者的學歷水平較高,大專和本科及以上的樣本累計數占樣本總數的49.7%;從婚姻狀況看,未婚為45.9%、已婚為54.1%;從年齡上看,18—25歲的新生代農民工為26%,25—30歲為16.6%,30—35歲為27.1%,35—42歲為30.3%。

2.2 變量界定

解釋變量EW——返鄉創業意愿。參照李海波[36]等的研究方法,直接使用單一指標進行測度,由于“是否有創業意愿”這一確定性答案與本研究不太貼合,于是選用“返鄉創業意愿程度”這一問項,并采用Likert5分法,“1=非常弱”“5=非常強”,對解釋變量進行測度。

被解釋變量EB——返鄉創業行為。參照大部分學者們的做法,直接使用確定性的答案“是”或“否”,問項為“新生代農民工是否返鄉創辦過企業”。

中介變量RA——資源獲取。通過資金資源獲取(FRA)、關系資源獲取(RRA)和政策資源獲取(PRA)三個維度進行測量,具體見表1。

調節變量EE——創業環境。包含題項:氛圍認知程度(EE1)、創業背景(EE2)、家人支持程度(EE3)。

控制變量的選取參照王杰[37]等,包括個體層面、家庭層面,具體為:婚姻狀況(IL1)、年齡(IL2)、家庭人口數量(FL1)和當前子女數量(FL2)等。表1列出題項的定義及描述性統計結果。

3 實證分析

3.1 信效度分析

返鄉創業意愿和返鄉創業行為只有一個題項,且與變量高度相關,于是此處不做信效度分析。運用SPSS27.0和AMOS28.0分析資源獲取和創業環境樣本數據的信度和效度,結果如表2所示。資源獲取和創業環境的Cronbach′s α系數皆大于0.7,表明測量量表信度較高,內部一致性良好。C.R.值均大于0.7,收斂效度較好;AVE平方根值大于相關系數值,量表基本具有很好的判別效度。同時,本研究變量借鑒相關學者做法進行測量,內容效度較好?？偟膩碚f,問卷數據的信度和效度均較好。

3.2 共線性檢驗

表3為運用SPSS27.0對各變量進行共線性檢驗的結果。結果顯示,自變量、控制變量、中介變量和調節變量的VIF值皆小于5。因此,本研究變量間不存在嚴重的共線性問題。

表1 描述性統計結果

3.3 正態性檢驗

表4為運用SPSS27.0進行正態性檢驗統計結果。如表4所示,所有變量統計顯著性皆小于0.05,均不嚴格服從絕對正態分布,但由于樣本不足等原因,實際數據的統計檢驗結果即便總體服從正態分布,也可能會顯示非正態。Kline[38]認為樣本數據基本服從正態分布的偏度,峰度絕對值分別小于3和10,此時符合研究數據的基本要求。進而采用描述法,通過描述數據偏度和峰度系數分析變量的正態性。如表1所示,樣本數據的標準差都在0.3—1.3之間、偏度和峰度分別小于3和10,表明數據的離散程度較小,同時符合研究分析的前提。

表2 信度和效度結果

表3 共線性檢驗結果

表4 正態性檢驗統計結果

3.4 相關性分析

本研究為定序型數據,相關性分析選擇Spearman相關系數,結果如表5所示。返鄉創業意愿與返鄉創業行為、返鄉創業意愿與資源獲取及其各維度、資源獲取及其各維度與返鄉創業行為都具有顯著的正相關關系(p<0.01),表明返鄉創業意愿可能會正向影響創業行為,即返鄉創業意愿可能會促進資源獲取,而資源獲取能力可能又會促進返鄉創業行為。雖然相關性分析只能初步說明變量間可能存在的相關關系,并不足以證明假設,但這也為本研究的假設驗證奠定了基礎。

表5 Spearman相關性分析

3.5 假設檢驗

3.5.1 主效應檢驗

變量返鄉創業行為是二分變量,觀測值之間相互獨立,且變量不存在嚴重的共線性問題,因此以二元logistic回歸進行主效應檢驗,結果如表6所示。模型1和模型2結果顯示,加入返鄉創業意愿后-2LL降低9.783,Cox&Snell R2增加0.052,Nagelke R2增加0.097,表明加入返鄉創業意愿后,模型的解釋效果提升。模型2中系數檢驗結果表明,新生代農民工返鄉創業意愿在1%的水平下顯著正向影響返鄉創業行為(β=0.924,p<0.01),H1成立。分別將資源獲取、資金資源獲取、關系資源獲取和政策資源獲取作為自變量放入模型1中,結果表明資源獲取(β=1.437,p<0.01)、資金資源獲取(β=0.850,p<0.01)、關系資源獲取(β=0.996,p<0.01)、政策資源獲取(β=0.872,p<0.01)與返鄉創業行為呈正相關關系,證明資源獲取及其各維度顯著正向影響新生代農民工返鄉創業行為,因此H3、H3a、H3b、H3c成立。

表6 回歸分析結果

3.5.2 中介作用檢驗

中介效應的檢驗借鑒Baron等[39],采用四步驟檢驗方法,考察資源獲取及其各維度在返鄉創業意愿和返鄉創業行為之間是否具有中介效應。第一步,檢驗返鄉創業意愿對返鄉創業行為是否有顯著影響;第二步,考察返鄉創業意愿對資源獲取及其各維度是否有顯著影響;第三步,檢驗資源獲取及其各維度對返鄉創業行為是否有顯著影響;第四步,繼續檢驗返鄉創業意愿、資源獲取及其各維度對返鄉創業行為是否有顯著影響。如繼續檢驗的結果顯示,返鄉創業意愿對返鄉創業行為的作用減弱或不再顯著且中介變量影響顯著,則表明資源獲取及其維度中介效應成立。從上述主效應檢驗可知,第一步、第三步已被驗證。對第二步進行驗證,結果如表7所示,模型7—10中ΔR2和ΔF值,表明加入返鄉創業意愿變量后,模型的解釋效果有所提升且具有統計學意義;變量系數檢驗結果表明,新生代農民工返鄉創業意愿對資源獲取及其各維度有顯著正向影響。假設H2、H2a、H2b和H2c成立,第二步被驗證。

表7 回歸分析結果(因變量:資源獲取及其各維度)

對第四步的驗證如表8所示。將資源獲取、資金資源獲取、關系資源獲取和政策資源獲取作為自變量放入模型2中,分別得出模型11—14的結果。模型結果顯示,資源獲取(β=1.194,p=0.004)、資金資源獲取(β=0.758,p=0.017)、關系資源獲取(β=0.753,p=0.022)和政策資源獲取(β=0.625,p=0.042)對返鄉創業行為具有顯著正向影響,返鄉創業意愿仍顯著正向影響返鄉創業行為,但回歸系數從0.924分別下降到0.557、0.773、0.617、0.705,影響效果都明顯減弱,表明資源獲取、資金資源獲取、關系資源獲取、政策資源獲取在新生代農民工返鄉創業意愿—行為的轉化過程中起部分中介作用,假設H4、H4a、H4b、H4c成立。

表8 中介作用檢驗結果

3.5.3 調節作用檢驗

表9展示了調節作用的檢驗結果。模型15是以創業環境和返鄉創業意愿為自變量,返鄉創業行為為因變量,進行的二元Logistic回歸?；貧w結果表明,新生代農民工返鄉創業意愿仍顯著正向影響創業行為,但創業環境對其返鄉創業行為的影響不顯著。模型16在模型15的基礎上,將返鄉創業意愿和創業環境的乘積項加入自變量中進行二元Logistic回歸,模型中的Omnibus檢驗表明該Logistic模型具有統計學意義(p=0.021)。與模型15相比,增加乘積項后-2LL降低3.507,Cox&Snell R2增加0.018,Nagelke R2增加0.034,表明加入乘積項后Logistic模型的解釋效果提升,而且系數檢驗結果中乘積項的回歸系數顯著,證明創業環境在新生代農民工返鄉創業意愿與返鄉創業行為之間具有調節作用,假設H5成立。

表9 調節作用檢驗結果

4 結論與建議

4.1 結論

新生代農民工返鄉創業意愿顯著正向影響返鄉創業行為;資源獲取及其各維度在新生代農民工返鄉創業意愿與返鄉創業行為之間起部分中介作用;創業環境正向調節二者之間的關系。

理論貢獻表現為:(1)豐富了新生代農民工返鄉創業從意愿到行為的轉化機制研究;(2)引入資源獲取在創業意愿與創業行為之間關系模型,從資源角度解釋了新生代農民工返鄉創業意愿和行為之間的內在聯系;(3)從微觀層面測度創業環境并分析其在新生代農民工返鄉創業意愿和行為之間的作用。

4.2 建議

4.2.1 暢通返鄉創業訴求表達渠道

政府部門應建立健全新生代農民工返鄉創業訴求表達的應對機制,切實解決返鄉創業者的訴求,促進具有返鄉創業意愿的新生代農民工開展創業行為。當前,新生代農民工的訴求表達方式與傳統方式不同,受新媒體影響,更偏向于電腦和手機等新媒介。因此,相關政府部門應運用現代化信息技術,拓寬返鄉創業訴求表達通道,如設立App、小程序、論壇、公眾號等訴求平臺,方便新生代農民工就地、就近表達返鄉創業訴求和獲取解決方案,政府部門則可以通過平臺及時發現返鄉創業中普遍性、傾向性、趨勢性問題,有針對性地提出解答方案。同時,相關管理部門還可以在政府設立的相關平臺上對接返鄉創業企業或成功企業的網站,方便新生代農民工創業者查找相關信息、解決實際問題,從而提高創業質量。

4.2.2 強化返鄉創業資源獲取路徑

從創業者層面,新生代農民工應通過親緣、地緣、平臺等不斷拓寬社會關系網絡,如主動參加社區活動、政府部門活動等,擴充社會關系資源,并將其運用于返鄉創業行為中。同時,新生代農民工要與時俱進,融入智能時代,學會利用互聯網平臺獲取各類資源,提升信息獲取能力。從政府層面,首先,地方政府可以為新生代農民工返鄉創業項目設立專項基金,對示范作用突出、具有發展前景、效益顯著的返鄉創業項目給予資金支持。其次,金融機構可以推出新農村金融產品,對新生代農民工給予融資支持,適當放寬貸款額度、還款時間,降低新申請銀行貸款的融資擔保費率或免收擔保費等。最后,基層政府組織應完善返鄉創業教育培訓體系和政策宣傳制度,提高新生代農民工創業能力和政策資源的獲取能力。

4.2.3 創新返鄉創業宣傳工作手段

首先,縣級政府部門可創建“新生代農民工返鄉創業”宣傳專欄,引起大眾對新生代農民工返鄉創業的廣泛關注;積極引導大眾對“新生代農民工返鄉創業”這一話題正向討論,從輿論導向上崇尚新生代農民工返鄉創業。其次,鄉鎮政府部門可以組織返鄉創業交流會,邀請當地成功的返鄉創業者介紹創業事跡、分享成功經驗,通過交流會燃起新生代農民工的返鄉創業激情,激勵更多的潛在返鄉創業者返鄉創業。最后,村委會可以讓文化專管員改編當地成功返鄉創業事跡,以節目或故事集等悅目娛心的形式展現給當地村民,激發當地村民的榮譽感,激勵新生代農民工返鄉創業。