人力資本、社會(huì)資本與農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇
——基于CFPS2018數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

楊山友 張海峰

（1.安徽大學(xué)，安徽 合肥 230601；2.銅陵學(xué)院，安徽 銅陵 244061）

一、問(wèn)題的提出

2020 年中央一號(hào)文件指出，要深入實(shí)施農(nóng)村創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)帶頭人培育行動(dòng)，穩(wěn)定農(nóng)民工就業(yè)。自2016 年到2018 年，我國(guó)開(kāi)辦的私營(yíng)企業(yè)戶(hù)數(shù)逐年增加，分別是2,309.20 萬(wàn)戶(hù)、2,726.28 萬(wàn)戶(hù)、3,143.26 萬(wàn)戶(hù)①，在經(jīng)濟(jì)下行壓力逐漸增大的情況下，大量新增加的私營(yíng)企業(yè)無(wú)疑為中國(guó)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)發(fā)展注入了源源不斷的動(dòng)力。截至“十三五”期末，我國(guó)總?cè)丝?4.000,5 億人，其中農(nóng)村人口5.516,2 億人②，占總?cè)丝诘?9.40%，農(nóng)村人口仍然占據(jù)著我國(guó)總?cè)丝诘拇蟛糠?，農(nóng)村地區(qū)作為我國(guó)社會(huì)發(fā)展的一塊短板，在鄉(xiāng)村振興的時(shí)代背景下實(shí)施農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)更為農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展注入了強(qiáng)大的動(dòng)力。因此，優(yōu)化農(nóng)村創(chuàng)業(yè)環(huán)境，推動(dòng)農(nóng)村創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)是當(dāng)前我國(guó)農(nóng)村工作急需關(guān)注的問(wèn)題。

農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)不僅給農(nóng)村地區(qū)，而且還給社會(huì)帶來(lái)了深刻的影響和巨大的價(jià)值。首先，農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)是優(yōu)化農(nóng)戶(hù)家庭勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)，實(shí)現(xiàn)勞動(dòng)力資源合理配置的有效途徑。其次，農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)不僅促進(jìn)了農(nóng)戶(hù)就業(yè)，轉(zhuǎn)變了傳統(tǒng)的生產(chǎn)生活方式，而且還使得農(nóng)戶(hù)的收入進(jìn)一步地提高，增強(qiáng)了農(nóng)民的獲得感和幸福感。再次，實(shí)施農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)有利于縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡，逐步實(shí)現(xiàn)區(qū)域之間協(xié)調(diào)發(fā)展。人力資本和社會(huì)資本作為農(nóng)戶(hù)所擁有的重要資源，在知識(shí)獲取與應(yīng)用、能力的提升、信息共享、風(fēng)險(xiǎn)分?jǐn)偧凹w行動(dòng)等方面對(duì)農(nóng)戶(hù)起到至關(guān)重要作用。那么，人力資本和社會(huì)資本水平是否對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生影響？其影響程度有多大？人力資本和社會(huì)資本水平對(duì)我國(guó)不同區(qū)域的農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)所產(chǎn)生的影響是否存在差異？為探究上述問(wèn)題，本文基于2018 年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查的6,464 份農(nóng)戶(hù)家庭數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了人力資本和社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)的影響并提出了相應(yīng)的政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述與相關(guān)假設(shè)

（一）人力資本與農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)

關(guān)于人力資本研究，舒爾茨（Schultz）是最早對(duì)其進(jìn)行較為系統(tǒng)研究的經(jīng)濟(jì)學(xué)家，他認(rèn)為人力資本是人體所擁有的技能、健康和知識(shí)等資源總和，可通過(guò)教育、培訓(xùn)、醫(yī)療保健等方式投資形成[1]。貝克爾（Becker）在吸收前人研究的基礎(chǔ)上從宏觀層面出發(fā)，認(rèn)為人力資本是包括在個(gè)人之中可以通過(guò)教育、干中學(xué)和衛(wèi)生保健等投資形成[2]。人力資本作為體現(xiàn)在個(gè)體內(nèi)在的素質(zhì)和能力，圍繞其對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)此持有不同的觀點(diǎn)，其中部分學(xué)者認(rèn)為人力資本對(duì)創(chuàng)業(yè)選擇具有顯著的促進(jìn)作用。如董曉林、孫楠、吳文琪以靜態(tài)職業(yè)選擇模型為基礎(chǔ)，采用CFPS2016 數(shù)據(jù)實(shí)證研究認(rèn)為農(nóng)村家庭受訪者人力資本中的學(xué)歷教育、非學(xué)歷教育和工作經(jīng)歷對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)決策均具有正向影響[3]。俞福麗、蔣乃華研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)民的健康狀況對(duì)其就業(yè)選擇類(lèi)型有顯著的影響，健康狀況改善會(huì)促進(jìn)農(nóng)民選擇兼業(yè)或非農(nóng)務(wù)工，而健康狀況惡化會(huì)導(dǎo)致農(nóng)民選擇務(wù)農(nóng)，當(dāng)健康狀況惡化到一定的臨界值，對(duì)農(nóng)民就業(yè)選擇不再產(chǎn)生影響[4]。但也有部分學(xué)者認(rèn)為人力資本不能顯著促進(jìn)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)。如布蘭奇弗勞爾（Blanchflower）研究指出由于創(chuàng)業(yè)的機(jī)會(huì)成本和風(fēng)險(xiǎn)較大，受教育程度越高的個(gè)人在面對(duì)擇業(yè)時(shí)為了規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)而不愿意選擇風(fēng)險(xiǎn)較大的創(chuàng)業(yè)，認(rèn)為創(chuàng)業(yè)者的受教育水平與創(chuàng)業(yè)意愿呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)[5]。何微微，邱黎源運(yùn)用有序Probit 模型探討了新生代農(nóng)民工的文化程度和健康狀況作為人力資本的兩個(gè)方面對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿的影響，結(jié)果表明新生代農(nóng)民工的健康狀況能顯著地促進(jìn)其創(chuàng)業(yè)，而文化程度對(duì)其創(chuàng)業(yè)意愿沒(méi)有顯著的影響[6]。

基于此，考慮人力資本各維度與農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)息息相關(guān)，本文用教育水平、健康狀況兩個(gè)變量作為人力資本對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇影響的代理變量，故本文設(shè)置以下假設(shè)：

假設(shè)一：教育人力資本對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇有顯著的促進(jìn)作用；

假設(shè)二：健康人力資本對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇有顯著的促進(jìn)作用。

（二）社會(huì)資本與農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)

對(duì)社會(huì)資本的研究，布迪厄（Bourdieu）是第一個(gè)將社會(huì)資本理論化的社會(huì)學(xué)家，他把社會(huì)資本看作是社會(huì)網(wǎng)絡(luò)形式的象征性資源，個(gè)人擁有的社會(huì)資本的多少取決于他們能有效調(diào)動(dòng)的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的規(guī)模[7]?？藸柭–oleman）認(rèn)為社會(huì)資本是存在于人際關(guān)系和社會(huì)結(jié)構(gòu)中的個(gè)體擁有的表現(xiàn)為社會(huì)結(jié)構(gòu)資源的資本財(cái)產(chǎn)，能夠?yàn)榻Y(jié)構(gòu)內(nèi)個(gè)體行動(dòng)提供便利[8]。由于社會(huì)資本本身不容易測(cè)量，對(duì)于社會(huì)資本與創(chuàng)業(yè)選擇之間關(guān)系的研究，學(xué)者們大多將其劃分為不同的維度進(jìn)行研究。如戴維·艾倫（Allen）構(gòu)建創(chuàng)業(yè)成本理論模型認(rèn)為創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)選擇受到社會(huì)網(wǎng)絡(luò)規(guī)模和結(jié)構(gòu)的影響，并發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)者的性別受社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的影響表現(xiàn)出明顯的差異性[9]。王春超、馮大威認(rèn)為靠鄉(xiāng)土血緣關(guān)系維系的“強(qiáng)關(guān)系”社會(huì)網(wǎng)絡(luò)能夠顯著提高個(gè)人創(chuàng)業(yè)概率，而靠非血緣聯(lián)系的“弱關(guān)系”社會(huì)網(wǎng)絡(luò)則對(duì)個(gè)人創(chuàng)業(yè)概率沒(méi)有顯著影響[10]。馬光榮、楊恩艷認(rèn)為農(nóng)民之間禮品往來(lái)頻繁，增強(qiáng)了相互之間的聯(lián)系，農(nóng)戶(hù)向親友借款的渠道也會(huì)變多，進(jìn)而更有可能促使農(nóng)戶(hù)進(jìn)行創(chuàng)業(yè)[11]。曹瓅、羅劍朝運(yùn)用樣本選擇模型分析了與農(nóng)戶(hù)有往來(lái)聯(lián)系的親友等一般社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)方式的影響表現(xiàn)出明顯的差異性，而是否擔(dān)任過(guò)村干部等特殊社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)融資意愿和融資方式均具有顯著的正向影響[12]。

基于此，根據(jù)已有文獻(xiàn)和現(xiàn)有數(shù)據(jù)，考慮到社會(huì)資本各維度對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)的影響，本文選取人情禮支出、組織成員兩個(gè)變量作為社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇影響的代理變量，故本文設(shè)置以下假設(shè)：

假設(shè)三：認(rèn)知社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇有顯著的促進(jìn)作用；

假設(shè)四：結(jié)構(gòu)社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇有顯著的促進(jìn)作用。

上述相關(guān)研究分別從人力資本或社會(huì)資本各維度對(duì)創(chuàng)業(yè)選擇進(jìn)行了分析，為本文的研究提供了參考依據(jù)。本文基于全國(guó)范圍內(nèi)農(nóng)村家庭數(shù)據(jù)，從人力資本和社會(huì)資本雙重視角對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇進(jìn)行實(shí)證分析。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源、變量選取與計(jì)量模型

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所使用數(shù)據(jù)來(lái)源于“中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS2018）”第五輪調(diào)查的數(shù)據(jù)，此次調(diào)查問(wèn)卷共分為家庭成員問(wèn)卷、家庭經(jīng)濟(jì)問(wèn)卷、個(gè)人自答問(wèn)卷、少兒父母代答問(wèn)卷和個(gè)人代答問(wèn)卷五種問(wèn)卷類(lèi)型組成，調(diào)查覆蓋全國(guó)28 個(gè)?。▍^(qū)、市）共14,241 戶(hù)城鄉(xiāng)家庭樣本。由于本文的研究對(duì)象是全國(guó)范圍內(nèi)的農(nóng)戶(hù)，結(jié)合研究實(shí)際，采用CFPS2018 家庭經(jīng)濟(jì)問(wèn)卷和個(gè)人自答問(wèn)卷作為研究樣本，因此，把CFPS2018 中的農(nóng)村家庭數(shù)據(jù)和成人（財(cái)務(wù)回答者）的數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配，剔除缺失數(shù)據(jù)和異常數(shù)據(jù)，此外考慮年齡對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)的影響,借鑒趙朋飛、王宏健、趙曦對(duì)城鄉(xiāng)家庭創(chuàng)業(yè)年齡的界定[13]，保留年齡在18-80 歲的數(shù)據(jù)，最終得到有效樣本為6,464 戶(hù)。

（二）變量選取

1.被解釋變量

本文將農(nóng)戶(hù)的創(chuàng)業(yè)選擇作為模型的被解釋變量。將CFPS2018 調(diào)查家庭經(jīng)濟(jì)問(wèn)卷中關(guān)于創(chuàng)業(yè)問(wèn)題“過(guò)去12 個(gè)月，您家是否有家庭成員從事個(gè)體經(jīng)營(yíng)或開(kāi)辦私營(yíng)企業(yè)”作為判斷該農(nóng)戶(hù)是否存在創(chuàng)業(yè)行為的依據(jù)，以農(nóng)戶(hù)的實(shí)際回答作為實(shí)際取值。

2.核心解釋變量

（1）人力資本。本文將財(cái)務(wù)回答者已完成的最高學(xué)歷以及健康狀況作為教育人力資本變量和健康人力資本變量，教育人力資本變量取自于CFPS2018 個(gè)人自答問(wèn)卷中“教育史”專(zhuān)欄，由“文盲/半文盲、小學(xué)、初中、高中/中專(zhuān)/技校/職高、大專(zhuān)、大學(xué)本科、碩士以及博士”進(jìn)行量化得到；而健康人力資本變量取自于CFPS2018 個(gè)人自答問(wèn)卷中“健康”專(zhuān)欄，由“非常健康、很健康、比較健康、一般和不健康”量化而成。

（2）社會(huì)資本。根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性，且借鑒周廣肅、樊綱等對(duì)社會(huì)資本的劃分[14]，本文將社會(huì)資本劃分為認(rèn)知社會(huì)資本和結(jié)構(gòu)社會(huì)資本。具體使用CFPS2018 家庭經(jīng)濟(jì)問(wèn)卷中“人情禮支出”即受訪者家庭當(dāng)年總共出了多少人情禮作為認(rèn)知社會(huì)資本的代理變量，而將農(nóng)戶(hù)個(gè)體所參與的組織團(tuán)體作為結(jié)構(gòu)社會(huì)資本的代理變量。

3.控制變量

除了核心解釋變量因素外，影響農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇的因素還有很多。已有研究表明，農(nóng)戶(hù)的年齡、性別、婚姻狀況、家庭總?cè)藬?shù)、家庭人均收入、正規(guī)和非正規(guī)融資以及外出打工對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)有一定影響[15-16]，此外考慮農(nóng)村地區(qū)房屋是否拆遷可能對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生影響。故本文選取農(nóng)戶(hù)的年齡、性別、婚姻狀況、家庭總?cè)藬?shù)、家庭人均收入、正規(guī)和非正規(guī)融資、外出打工、房屋拆遷作為控制變量。表1 列出了各變量定義及取值等情況。

表1 變量的定義及取值

（三）計(jì)量模型

本文主要探討人力資本、社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇的影響。作為因變量的農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇是二元離散變量，用0 和1 表示，Y=1 表示農(nóng)戶(hù)選擇創(chuàng)業(yè)，Y=0表示農(nóng)戶(hù)沒(méi)有選擇創(chuàng)業(yè)，考慮使用二元選擇模型，并結(jié)合研究的目的以及變量的具體特征，本文使用Logit 二元回歸模型來(lái)實(shí)證計(jì)量核心解釋變量和控制變量與農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇概率之間的關(guān)系。將表1 中核心解釋變量和控制變量記為Xit（t=1，2，3，……，13）,構(gòu)建二元Logit 回歸模型，其模型形式為：

將（1）式進(jìn)行整理可得：

將（2）式進(jìn)一步整理得到如下線性表達(dá)式：

式（3）中Pi為農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇的概率，被解釋變量yi=1 表示農(nóng)戶(hù)選擇創(chuàng)業(yè)，yi=0 表示農(nóng)戶(hù)未選擇創(chuàng)業(yè)。βt表示核心解釋變量和控制變量的系數(shù)，t=1,2,3……,13 代表影響農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇的因素個(gè)數(shù)，i 代表樣本容量，ε 為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇的全樣本回歸結(jié)果

運(yùn)用stata14.0 軟件對(duì)已有的6,464 份數(shù)據(jù)進(jìn)行l(wèi)ogit 回歸分析。在個(gè)人特征、家庭特征以及其他特征的基礎(chǔ)上分別引入人力資本變量和社會(huì)資本變量，得到模型I 和模型II。再將人力資本變量和社會(huì)資本變量共同引入模型，得到模型III。所得的實(shí)證結(jié)果如表2 所示。

1.人力資本對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇的影響

從表2 回歸結(jié)果的模型I 和模型III 來(lái)看，教育人力資本在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著，而健康人力資本在5%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著，在其他條件不變的情況下，教育程度越高、身體越健康的農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)意愿越高，不同的是教育人力資本對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)決策的影響要大于健康人力資本，可能原因是，農(nóng)戶(hù)自身文化水平不高，在教育水平不斷提高的情況下，農(nóng)戶(hù)獲取創(chuàng)業(yè)相關(guān)的知識(shí)技術(shù)等專(zhuān)業(yè)水平相應(yīng)提高，而農(nóng)戶(hù)的健康狀況在一定時(shí)期內(nèi)可能變化不大，故其對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇的影響不及教育人力資本大。但教育人力資本和健康人力資本對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)都具有顯著的正向影響。由此驗(yàn)證了本文假設(shè)一和假設(shè)二的成立。

2.社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇的影響

表2 人力資本、社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇的回歸結(jié)果（全樣本回歸）

從表2 回歸結(jié)果的模型II 和模型III 來(lái)看，人情禮支出和組織成員的系數(shù)都為正，且二者都在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著，說(shuō)明在其他條件不變的前提下，農(nóng)戶(hù)的社會(huì)資本越豐富越能夠促進(jìn)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)。中國(guó)農(nóng)村社會(huì)是一個(gè)以血緣關(guān)系、親屬關(guān)系和地理環(huán)境為中心的親友縱橫交錯(cuò)的“熟人社會(huì)”,在社會(huì)資源系統(tǒng)的“金字塔”結(jié)構(gòu)中，相對(duì)于對(duì)外聯(lián)系較少的農(nóng)戶(hù)來(lái)說(shuō)，農(nóng)戶(hù)人情禮支出越多、參加的組織越多，說(shuō)明農(nóng)戶(hù)對(duì)外的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)越廣，擁有的資源越多，越容易獲得創(chuàng)業(yè)的相關(guān)信息，農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)的意愿越高。由此驗(yàn)證了本文假設(shè)三和假設(shè)四的成立。

最后，需要特別說(shuō)明，在控制變量中，農(nóng)戶(hù)的年齡和是否外出打工的系數(shù)為負(fù)，且通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明年齡越大及有過(guò)外出打工經(jīng)歷的農(nóng)戶(hù)不愿意選擇創(chuàng)業(yè)?；橐鰻顩r、家族總?cè)藬?shù)、家族人均收入及正規(guī)融資和非正規(guī)融資的系數(shù)為正，其在不同程度上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明這些控制變量的提高能夠有效的促進(jìn)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)。而性別和房屋是否拆遷作為影響農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)的因素并未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，二者并不是影響農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)的關(guān)鍵因素。

（二）農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇的分區(qū)域回歸結(jié)果

為進(jìn)一步研究不同區(qū)域之間人力資本和社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇影響的差異，若只考慮整體效應(yīng)，就必然會(huì)忽略地區(qū)之間的差異。本文將從我國(guó)東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)三部分對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇進(jìn)行研究，表3 中模型IV、模型V 和模型VI報(bào)告了人力資本、社會(huì)資本對(duì)不同地區(qū)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇影響的分樣本Logit 估計(jì)的回歸結(jié)果。

通過(guò)對(duì)比模型IV、模型V 與模型VI 發(fā)現(xiàn)，人力資本和社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇的影響在不同地區(qū)之間存在顯著的差異性。具體來(lái)看，東部地區(qū)不管是人力資本還是社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇都沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。中部地區(qū)僅教育人力資本通過(guò)了10%的顯著性檢驗(yàn)，而農(nóng)戶(hù)的健康狀況、人情禮支出和是否是組織成員并未通過(guò)檢驗(yàn)。西部地區(qū)各核心解釋變量對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)均具有顯著的正向影響。造成不同地區(qū)顯著差異性的原因尤其是人力資本和社會(huì)資本對(duì)西部地區(qū)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)的影響大于東中部地區(qū)的原因，可能是相較于東中部地區(qū)而言，西部地區(qū)教育和健康水平較低，農(nóng)戶(hù)所擁有的社會(huì)資本也較少，為了自身的發(fā)展，在人力資本和社會(huì)資本不斷提高的進(jìn)程中農(nóng)戶(hù)會(huì)更愿意選擇創(chuàng)業(yè)。

表3 人力資本、社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇的影響（分區(qū)域回歸）

（三）農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇的分年份回歸結(jié)果

為增加研究的充分性，本文追加2016 年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，通過(guò)對(duì)比最近兩年實(shí)際調(diào)研數(shù)據(jù)，運(yùn)用Logit 計(jì)量模型進(jìn)一步研究人力資本、社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇的影響。表4 中模型VII、VIII 報(bào)告了分年份Logit 估計(jì)的結(jié)果及其幾率比。

表4 人力資本、社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇的回歸結(jié)果（分年份回歸）

1.人力資本在不同年份對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇的影響

根據(jù)表4 中模型VII 和模型VIII 報(bào)告的回歸結(jié)果，人力資本中的教育狀況和健康狀況對(duì)兩年農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)都具有顯著的正向影響，其中教育狀況在2016年的幾率比為1.388,3，表示教育狀況增加一個(gè)單位可以在統(tǒng)計(jì)意義上提高農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)概率38.83 個(gè)百分點(diǎn)，而2018 年教育狀況對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)的幾率比為1.202,9，這說(shuō)明2016 年教育狀況對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇的邊際效應(yīng)是2018 年農(nóng)戶(hù)的1.9 倍之多，表明教育狀況在2016 年對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)的正向影響大于2018 年。健康狀況在2016 年的幾率比為1.858,5，且通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，而在2018 年健康狀況的幾率比為1.176,7，可見(jiàn)，2016 年健康狀況對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇的邊際效應(yīng)是2018 年農(nóng)戶(hù)的4.8 倍之多，對(duì)比兩年來(lái)看，健康狀況在2016 年對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)的正向影響大于2018 年。但總的來(lái)看，教育狀況和健康狀況改善都能顯著的促進(jìn)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)，這也進(jìn)一步驗(yàn)證了本文假設(shè)一和假設(shè)二的成立。

2.社會(huì)資本在不同年份對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇的影響

根據(jù)表4 中報(bào)告的回歸結(jié)果，社會(huì)資本中人情禮支出和組織成員對(duì)兩年農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)具有顯著的正向影響，且都通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，其中人情禮支出在2016 年的幾率比為1.373,4，表示人情禮支出每增加一個(gè)單位可以在統(tǒng)計(jì)意義上提高農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)概率37.34 個(gè)百分點(diǎn)，而2018 年人情禮支出對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)的幾率比為1.347,0，由此可看出兩個(gè)年份的邊際效應(yīng)相差不大。組織成員在2016 年的幾率比為2.7959，而在2018 年的幾率比為1.934,0，這說(shuō)明2016 年組織成員對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇的邊際效應(yīng)是2018 年農(nóng)戶(hù)的1.9 倍之多。可見(jiàn)，相較于2018 年，組織成員對(duì)2016 年農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)的正向作用更加明顯。但總的來(lái)看，合理改善人情禮支出及加強(qiáng)與組織成員之間聯(lián)系都能顯著的促進(jìn)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)，這也進(jìn)一步驗(yàn)證了本文假設(shè)三和假設(shè)四的成立。

五、結(jié)論和政策建議

本文基于2018 年CFPS 的調(diào)查數(shù)據(jù)，從人力資本和社會(huì)資本的視角出發(fā)研究其對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇的影響。首先，教育人力資本和健康人力資本對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)具有顯著的正向影響，但二者對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)的影響具有一定的差異性。其次，認(rèn)知社會(huì)資本和結(jié)構(gòu)社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇均有顯著的正向影響，二者均通過(guò)了1%顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明農(nóng)戶(hù)社會(huì)資本量增加能顯著提高農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇。再次，在對(duì)我國(guó)分區(qū)域樣本進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，我國(guó)不同地區(qū)人力資本和社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)選擇的影響存在顯著的差異性，其中相較于東中部地區(qū)，人力資本和社會(huì)資本對(duì)西部地區(qū)農(nóng)戶(hù)是否選擇創(chuàng)業(yè)的影響更大。最后，為使本文研究更加充實(shí)，本文在2018 年數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上追加2016年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查中農(nóng)戶(hù)微觀數(shù)據(jù)，通過(guò)對(duì)比不同年份人力資本和社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)的影響，發(fā)現(xiàn)人力資本和社會(huì)資本在不同年份對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)都表現(xiàn)為顯著的正向性，且人力資本和社會(huì)資本對(duì)2016年的正向促進(jìn)作用大于其對(duì)2018 年農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)的影響，體現(xiàn)了農(nóng)戶(hù)所擁有的人力資本和社會(huì)資本對(duì)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)的重要性，農(nóng)戶(hù)人力資本和社會(huì)資本的提高能有效地促進(jìn)其創(chuàng)業(yè)。

基于以上結(jié)論，本文有以下幾點(diǎn)建議：

（一）加大農(nóng)村教育投入。首先，要加大農(nóng)村基礎(chǔ)教育經(jīng)費(fèi)的投入力度，統(tǒng)籌規(guī)劃，積極落實(shí)政策、經(jīng)費(fèi)等方面的保障條件，加大對(duì)中西部農(nóng)村地區(qū)政策的傾斜力度，從整體上逐步提升農(nóng)戶(hù)的教育文化水平。其次，要完善城鄉(xiāng)優(yōu)質(zhì)教育資源的合理分配，以城鎮(zhèn)幫扶農(nóng)村，逐步縮小城鄉(xiāng)優(yōu)質(zhì)教育資源分配不均的現(xiàn)實(shí)狀況。再次，加強(qiáng)對(duì)農(nóng)民科學(xué)技術(shù)以及相關(guān)專(zhuān)業(yè)知識(shí)的培訓(xùn)，利用現(xiàn)代通訊技術(shù)，創(chuàng)新農(nóng)戶(hù)培養(yǎng)方式，逐步提升農(nóng)民知識(shí)文化水平，促進(jìn)農(nóng)民就業(yè)創(chuàng)業(yè)，增加農(nóng)民科技創(chuàng)收能力。

（二）改善農(nóng)戶(hù)健康狀況。首先，對(duì)農(nóng)村地區(qū)出現(xiàn)臟、亂、差等現(xiàn)象要加強(qiáng)宣傳教育，逐漸改變農(nóng)村地區(qū)受傳統(tǒng)習(xí)俗和落后觀念影響的陋習(xí)，增強(qiáng)村民的公共衛(wèi)生和環(huán)境保護(hù)意識(shí)。其次，加大農(nóng)村休閑娛樂(lè)等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，開(kāi)展積極向上的文娛活動(dòng)，逐步提升村民精神文明建設(shè)。再次，建立健全農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生體系建設(shè)，改變農(nóng)村地區(qū)以往落后的政策老化、年齡老化、知識(shí)老化等一系列問(wèn)題，積極引進(jìn)衛(wèi)生技術(shù)人員，完善村衛(wèi)生院人員結(jié)構(gòu)比例，提升農(nóng)村整體的醫(yī)療水平，切實(shí)保障農(nóng)民的身體健康。

（三）注重農(nóng)戶(hù)社會(huì)資本積累。首先，加強(qiáng)農(nóng)村地區(qū)的村風(fēng)文明建設(shè)，鞏固農(nóng)戶(hù)既有的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，鼓勵(lì)農(nóng)民參加社交團(tuán)體，積極構(gòu)建內(nèi)外部多元化的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)。其次，轉(zhuǎn)變政府職能，構(gòu)建服務(wù)型政府，積極建立與農(nóng)民交流溝通平臺(tái)，通過(guò)及時(shí)向農(nóng)民提供就業(yè)信息、完善就業(yè)市場(chǎng)等途徑增加農(nóng)民社會(huì)資本存量，農(nóng)戶(hù)在維持積極良好的社會(huì)資本的同時(shí)，要善于把握和挖掘潛在的社會(huì)關(guān)系資源，為優(yōu)化農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)創(chuàng)造良好的環(huán)境。再次，要完善社會(huì)資本流入鄉(xiāng)村的政策渠道，社會(huì)資本要合理傾斜，實(shí)現(xiàn)社會(huì)資本對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展作用的最大化。

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①②數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)：www.stats.gov.cn/。