羅鏡秋?黃平芳
摘要:在當前我國“農戶國情”下,農戶不僅是鄉(xiāng)村旅游的微觀經營主體,更是不可或缺的旅游創(chuàng)業(yè)者。本文以贛南地區(qū)為例,基于Krueger創(chuàng)業(yè)意愿模型,構建具體地區(qū)農戶旅游創(chuàng)業(yè)意愿影響因素的路徑分析模型,從農戶旅游創(chuàng)業(yè)的可行性和希求性角度分析其創(chuàng)業(yè)意愿形成過程與機制。結果表明:贛南地區(qū)農戶旅游創(chuàng)業(yè)的可行性條件和希求性均會影響其創(chuàng)業(yè)意愿形成,進而間接影響到其旅游創(chuàng)業(yè)行動的準備力度,創(chuàng)業(yè)可行性和希求性通過影響創(chuàng)業(yè)意愿對創(chuàng)業(yè)行動準備力度具有間接的正向作用。
關 鍵 詞:旅游創(chuàng)業(yè);意愿;影響因素;農戶;贛南地區(qū)
在我國當前大力實施“精準扶貧”的背景下,廣大具有旅游發(fā)展條件且相對落后的鄉(xiāng)村地區(qū)掀起了旅游扶貧開發(fā)的熱潮,形成各具特色的鄉(xiāng)村旅游開發(fā)模式、吸引大批當?shù)剞r戶通過旅游創(chuàng)業(yè)分享其中的旅游紅利。在當前“大眾創(chuàng)業(yè)”浪潮的助推下,農戶的旅游創(chuàng)業(yè)熱情日益高漲。但由于鄉(xiāng)村地區(qū)農戶文化素質不高、實踐經驗不足以及相對落后環(huán)境限制,他們在面對復雜而具體的當?shù)貏?chuàng)業(yè)環(huán)境時舉步維艱,對旅游創(chuàng)業(yè)的政策扶持表現(xiàn)出強烈的意愿和需求。那么,作為鄉(xiāng)村地區(qū)旅游創(chuàng)業(yè)的“地方軍”,農戶的旅游創(chuàng)業(yè)意愿形成過程與機制到底如何?這是我們當前迫切需要研究和解決的重要課題,亦是本文研究的核心問題。本文以贛南地區(qū)為例,基于Krueger創(chuàng)業(yè)意愿模型,構建具體地區(qū)農戶旅游創(chuàng)業(yè)意愿影響因素的路徑分析模型,從農戶旅游創(chuàng)業(yè)的可行性和希求性角度分析其創(chuàng)業(yè)意愿形成過程與機制,希冀為政府部門引導扶持和當?shù)剞r戶旅游創(chuàng)業(yè)提供有益參考。
一、研究假設與變量選取
(一) 研究假設
農戶的旅游創(chuàng)業(yè)決策是需要承擔一定潛在風險的決策行為,潛在創(chuàng)業(yè)農戶的家庭環(huán)境、個人特性、風險警覺性、創(chuàng)業(yè)動機,以及農戶所在農村的環(huán)境因素等一系列主客觀因素都影響到旅游創(chuàng)業(yè)行為的意愿形成和決策[1-4]。已有研究顯示,農戶的創(chuàng)業(yè)行為是以理性經濟為前提,其并不會盲目和隨意地作出創(chuàng)業(yè)決策[5]。農戶在開展創(chuàng)業(yè)活動前,往往會對自身創(chuàng)業(yè)稟賦與經歷、家庭、創(chuàng)業(yè)技能與資源、潛在收益和風險等一系列創(chuàng)業(yè)的可行性和希求性條件進行相應的評估,以判斷自己的創(chuàng)業(yè)成功可能性[6]?;诖?,本文以Krueger關于創(chuàng)業(yè)意愿的理論模型為基礎,結合實地調查數(shù)據(jù)分析農戶旅游創(chuàng)業(yè)意愿問題,有助于從農戶旅游創(chuàng)業(yè)行為的特殊性出發(fā),解釋其旅游創(chuàng)業(yè)意愿形成的內在機制。
Krueger的創(chuàng)業(yè)意愿模型是基于計劃行為理論而提出運用于創(chuàng)業(yè)意愿問題研究的模型,將經營組織的創(chuàng)立和發(fā)展統(tǒng)籌起來考慮,進而建立一個包含三個重要元素(察覺到的可行性、希求性和行動傾向)的創(chuàng)業(yè)意愿模型[6]。其中,創(chuàng)業(yè)希求性指的是外部因素和潛在創(chuàng)業(yè)者對其將要開展的創(chuàng)業(yè)活動的預期與要求,反映了潛在創(chuàng)業(yè)者對于創(chuàng)業(yè)活動預期收益的期待程度,是其創(chuàng)業(yè)動機的實際體現(xiàn);創(chuàng)業(yè)可行性是指從潛在創(chuàng)業(yè)者和其周圍環(huán)境因素角度衡量其可利用的創(chuàng)業(yè)支持資源狀況,其中包括了個人創(chuàng)業(yè)技能、資金、社會網絡資源等構成的自我創(chuàng)業(yè)效能;創(chuàng)業(yè)行動傾向是開展創(chuàng)業(yè)活動的決心與堅定態(tài)度,亦是創(chuàng)業(yè)行動的強烈意愿反應,體現(xiàn)了潛在行為個體針對創(chuàng)業(yè)行為的準備狀況和成功預期,代表著潛在創(chuàng)業(yè)者為實際活動開展和成功而籌備到的可投入資源,包括以創(chuàng)業(yè)啟動資金為核心的物質資源、創(chuàng)業(yè)行動決心和社會網絡資源的準備力度。根據(jù)Krueger創(chuàng)業(yè)意愿模型,并結合特困地區(qū)農戶旅游創(chuàng)業(yè)的實際情況,本文提出以下假設:
假設H1:農戶旅游創(chuàng)業(yè)的希求性和可行性存在關聯(lián);
假設H2:農戶旅游創(chuàng)業(yè)的希求性與其旅游創(chuàng)業(yè)意愿具有正相關性;
假設H3:農戶旅游創(chuàng)業(yè)條件的可行性愈高與其創(chuàng)業(yè)意愿具有正相關性;
假設H4:農戶的旅游創(chuàng)業(yè)意愿對其創(chuàng)業(yè)行動傾向有顯著正向影響;
假設H5:農戶的旅游創(chuàng)業(yè)希求性通過影響創(chuàng)業(yè)意愿對其創(chuàng)業(yè)行動傾向有間接正向作用;
假設H6:農戶的旅游創(chuàng)業(yè)可行性通過影響創(chuàng)業(yè)意愿對其創(chuàng)業(yè)行動傾向有間接正向作用。
依據(jù)上述假設,構建的贛南地區(qū)農戶旅游創(chuàng)業(yè)意愿影響因素路徑如圖1:
(二)變量的測量指標確定
本文從農民旅游創(chuàng)業(yè)的特殊性出發(fā),基于計劃行為理論,結合Krueger[6]以及其他關于創(chuàng)業(yè)意愿的研究視角和模型[7-11],建立贛南地區(qū)農戶旅游創(chuàng)業(yè)意愿影響因素的測量指標(見表1),各個指標采用李克特量表進行測度,,從“1”到“5”代表著“非常不同意”到“非常同意”。
1.農戶創(chuàng)業(yè)意愿的測量指標設計
意愿作為潛在個體關于是否進行某種行為而對各項影響因素的主觀評估活動,是潛在個體的心理活動過程。結合相關研究文獻和預調查結果分析,我們認為農戶創(chuàng)業(yè)意愿的強烈程度體現(xiàn)在其“創(chuàng)業(yè)行動的準備力度”,包括了農戶為了旅游創(chuàng)業(yè)活動順利進行而籌備的可投入的創(chuàng)業(yè)啟動物質X11、創(chuàng)業(yè)社會網絡資源X12、創(chuàng)業(yè)決心X13等一系列物質和精神的創(chuàng)業(yè)因素。
2.農戶創(chuàng)業(yè)意愿影響因素的測量指標
基于對已有文獻中成熟的創(chuàng)業(yè)意愿量表的參考,結合預調查反映的農戶旅游創(chuàng)業(yè)實況,從“關鍵人物的意見X21、家庭經濟希求性X22、成功案例的刺激X23、個人成就導向X24”等方面測量農戶旅游創(chuàng)業(yè)希求性因素;對于農戶旅游創(chuàng)業(yè)可行性因素,則從“當?shù)厣鐣膭?chuàng)業(yè)風氣(民眾的創(chuàng)業(yè)態(tài)度)X31、創(chuàng)業(yè)資金X32、創(chuàng)業(yè)商機敏銳性X33、社會網絡資源X34、當?shù)氐霓r戶創(chuàng)業(yè)支持政策執(zhí)行到位X35”方面設計測量指標。
二、數(shù)據(jù)來源與處理
(一)問卷調查與樣本選取
本文的數(shù)據(jù)資料來源于筆者對贛南地區(qū)5個典型鄉(xiāng)村旅游地(石城大畬村、上猶陡水鎮(zhèn)和園村、龍南楊村、安遠虎崗村)的問卷調查。2018年1月份筆者先后向當?shù)鼐哂新糜蝿?chuàng)業(yè)意愿和行為的典型農戶共發(fā)放問卷250份,收回有效問卷211份,有效率達到84.4%。從調查樣本來看,當?shù)剞r戶的旅游創(chuàng)業(yè)意愿和行為主要圍繞旅游六大要素而展開,具體創(chuàng)業(yè)方向包括餐飲、住宿、交通運輸、土特產、農家樂、采摘和傳統(tǒng)手工藝等旅游經營活動。(見表2)
(二)樣本信度與效度的檢驗
根據(jù)正式調查的數(shù)據(jù),本文首先利用SPSS22.0軟件對數(shù)據(jù)進行Cronbachs α系數(shù)檢驗和因子載荷測量,以確保量表內部的效度和信度。分析結果顯示:題項“成功案例的刺激X23”、“當?shù)氐霓r戶創(chuàng)業(yè)支持政策執(zhí)行到位X35”的因子載荷低于0.5,不足以支撐指標的信息解釋度,而其余題項因子載荷皆大于0.7,故而將此兩項刪除,保留其余題項。對于創(chuàng)業(yè)意愿的測量,題項“可投入的創(chuàng)業(yè)物質準備力度X11”、“可投入的創(chuàng)業(yè)社會網絡資源準備力度X12”、“創(chuàng)業(yè)決心的準備力度X13”的累積解釋方差達到71.5%,因子載荷值皆大于0.7,而Cronbachs α系數(shù)為0.731,其信度和效度都達到人文社會科學的檢測要求。對于創(chuàng)業(yè)希求性因素,采用“個人成就導向、家庭經濟希求性、關鍵人物的意見”3個題項;對于創(chuàng)業(yè)可行性因素,采用“創(chuàng)業(yè)商機敏銳性、創(chuàng)業(yè)資金、社會網絡資源、當?shù)厣鐣辛己玫膭?chuàng)業(yè)風氣”等題項;兩者的Cronbachs α系數(shù)分別為0.79、0.69,其所有題項的因子載荷系數(shù)皆超過0.75。這表明本文關于特困地區(qū)農戶旅游創(chuàng)業(yè)意愿及其影響因素的測量工具,其設計結構較為合理、內部一致性程度較高,量表的信度和效度都達到較高水平,能夠適用于贛南地區(qū)農戶旅游創(chuàng)業(yè)意愿及其影響因素的調查與研究。
三、研究分析與結果
(一)探索性因素分析(EFA)
基于已整理的調查數(shù)據(jù),利用SPSS22.0軟件對之展開探索性因素分析,以檢驗各個觀察變量是否適合因素分析。分析結果顯示,其KMO值和Bartlett的球形檢驗結果分別為0.725和481.341,p值小于0.05;而樣本9個觀察變量的相關矩陣的系數(shù)皆大于0.4,其值已達到臨界值。兩項的檢驗結果表明,各題項之間具備較高的相關性,適合進行因素分析。
(二)驗證性因素分析(CFA)
根據(jù)圖2對特困地區(qū)農戶旅游創(chuàng)業(yè)意愿相關概念所假設的模型,本文建構了關于農戶旅游創(chuàng)業(yè)意愿影響因素的假設SEM(結構方程模型)。運用Amos20.0軟件對假設模型展開驗證性因素分析,以檢驗假設模型與實際數(shù)據(jù)的契合度、以及模型內在和外在質量高低。
在對假設模型執(zhí)行完所有分析步驟后,模型注解輸出的相關結果整理和最后的修正模型如圖2所示:
從上述整理結果中可以分析發(fā)現(xiàn),在模型基本適配度的檢驗方面(見表3),“農戶旅游創(chuàng)業(yè)意愿影響因素”結構模型的基本適配指標達到檢驗標準,表明估計結果的基本適配指標良好,沒有違反模型辨認的規(guī)則;其整體模型適配度檢驗的各項適配指標值亦符合檢測標準值(見表4),在自由度為17時,模型適配度的卡方值等于20.299,顯著性概率值p為0.259大于0.05,接受虛無假設,表明本文關于農戶旅游創(chuàng)業(yè)意愿影響因素的理論模型假設與實際數(shù)據(jù)可以契合,即整體而言,本文理論模型的外在質量較好,收斂效度高;而從模型內在質量檢驗指標上分析(見表5),除去一個修正指標大于5.000,其余檢驗指標值均在理想值范圍,亦表明本文的假設模型變量之間雖然可以繼續(xù)釋放參數(shù),其測量指標的測量誤差項之間存在關聯(lián),但仍然可以認定模型的內在質量較為理想。
在假設的因果模型中(見圖2),所有觀察變量沒有橫跨兩個因素構念,原建構的各個測量變量均在預期的因素構念上,表明假設的模型具備較好的區(qū)別效度;從路徑與載荷系數(shù)的估計值分析(見表6),各個觀察變量的C.R值達到臨界值水平(1.96),其值皆達到顯著性檢驗標準(p<0.05),故可以認定觀察變量能夠有效聚合潛在變量??傮w而言,本文的假設模型比較合理、其內在和外在質量都達到理想水平;其觀察變量衡量潛在變量的聚合效度、模型的總體契合情況都達到檢驗標準;依據(jù)假設模型設定的路徑,適合進一步分析其潛在變量之間的關系。
(三)假設驗證與路徑分析
為了驗證本文的假設以及進一步考察特困地區(qū)農戶旅游創(chuàng)業(yè)意愿及其影響因素的關系和影響效果,本文對假設模型的潛在變量、測量變量的路徑進行分析。表7的整理結果說明,模型的路徑系數(shù)估計值結果符合檢驗標準,所有路徑系數(shù)的CR值和p值均在理論值水平之上。
因此,可以進一步分析外因變量對內因變量的標準化總體效果值,以確定農戶旅游創(chuàng)業(yè)的影響因素對其創(chuàng)業(yè)意愿的影響。依據(jù)相關的計算法則[12],標準化的總體效果值是標準化的直接效果值(實際為標準化路徑系數(shù)β值)和標準化的間接效果值(由直接效果的路徑系數(shù)β值相乘而得)之和。整理相關輸出結果如表6所示,創(chuàng)業(yè)可行性對農戶旅游創(chuàng)業(yè)意愿的總體影響效果值為0.468,直接效果值為0.468,間接效果值為0.000;創(chuàng)業(yè)希求性對創(chuàng)業(yè)意愿的總體影響效果值是0.38,直接效果值為0.38,間接效果值亦為0.000;創(chuàng)業(yè)希求性和可行性之間的標準化協(xié)方差估計為0.386,其標準誤0.061,臨界值大于1.96,p值達到0.05顯著水平(見表6)。從而驗證成立了本文的假設H1、H2和H3。
進一步分析農戶旅游創(chuàng)業(yè)意愿、創(chuàng)業(yè)可行性和希求性條件對創(chuàng)業(yè)行動準備力度的影響,其中,創(chuàng)業(yè)意愿對可投入的創(chuàng)業(yè)物質準備力度(X11)和創(chuàng)業(yè)決心的準備力度(X13)都有直接影響效果,其值分別為0.779、0.749。參照上述關于標準化的簡接效果值計算公式,創(chuàng)業(yè)可行性對可投入創(chuàng)業(yè)物質準備力度(X11)和創(chuàng)業(yè)決心準備力度(X13)的標準化間接效果值分別為0.468×0.779= 0.365、0.468×0.749=0.350;創(chuàng)業(yè)希求性對可投入創(chuàng)業(yè)物質準備力度(X11)和創(chuàng)業(yè)決心準備力度(X13)的標準化間接效果值分別為0.38×0.779=0.296、0.38×0.749=0.285;又因創(chuàng)業(yè)可行性和希求性對創(chuàng)業(yè)行動傾向都沒有直接影響,故其直接效果值皆為0.000,所以創(chuàng)業(yè)可行性和希求性對創(chuàng)業(yè)行動傾向的總體影響效果值等于其間接效果值(見表7)。因此,本文的假設H4、H5和H6得到驗證。
四、結論與啟示
(一)結論
基于上述關于贛南地區(qū)農戶旅游創(chuàng)業(yè)意愿及其影響因素的分析,本文可以得出以下結論:
第一、在鄉(xiāng)村旅游發(fā)展的背景下,贛南地區(qū)農戶旅游創(chuàng)業(yè)希求性會影響到其創(chuàng)業(yè)意愿及行動傾向,即農戶對更高家庭經濟收入的追求X22、農戶個人成就的追求X24和家庭關鍵人物的意見X21(因子負荷量分別為0.88、0.72、0.82)都會影響到其是否開展旅游創(chuàng)業(yè)活動的決策。其中,家庭經濟的希求和關鍵人物的意見對于贛南地區(qū)農戶旅游創(chuàng)業(yè)意愿形成會產生較大的影響,亦再次表明了家庭因素對農戶創(chuàng)業(yè)具備不可忽視的影響效果[13];而個人成就導向,雖然在農村社會和經濟變遷背景下,其會激勵農戶思變和創(chuàng)新行動,對農戶開展旅游創(chuàng)業(yè)、脫離傳統(tǒng)農耕生產的模式約束起到重要的積極作用;但是,考慮到農戶的旅游創(chuàng)業(yè)活動是對于當?shù)剞r村社會經濟結構變遷的反應以及對擺脫不斷增大的生活壓力的訴求,農戶在進行創(chuàng)業(yè)決策時會更傾向于征求身邊親朋好友的意見和支持,這亦表明贛南地區(qū)農戶旅游創(chuàng)業(yè)活動的動機存在強烈的生存動機。
第二、贛南地區(qū)農戶旅游創(chuàng)業(yè)的可行性條件較其創(chuàng)業(yè)希求性,對創(chuàng)業(yè)意愿的形成具有更大的貢獻值;即當?shù)厣鐣辛己玫膭?chuàng)業(yè)風氣X31、創(chuàng)業(yè)資金X32、農戶的創(chuàng)業(yè)商機敏銳性X33和社會網絡資源X34(因子負荷量分別為0.76、0.88、0.8、0.72)對其旅游創(chuàng)業(yè)意愿的形成和創(chuàng)業(yè)行為抉擇有著重大的影響作用。其中,農戶的創(chuàng)業(yè)資金、創(chuàng)業(yè)商機敏銳性是影響其創(chuàng)業(yè)意愿形成的最為重要的兩個可行性條件;相對而言,雖然社會網絡資源和當?shù)厣鐣膭?chuàng)業(yè)風氣對農戶旅游創(chuàng)業(yè)意愿的形成亦有很大的影響效應;但是,在農村社會的特定環(huán)境結構下,農戶是否參與鄉(xiāng)村旅游經營、開展旅游創(chuàng)業(yè)活動對于社會網絡資源實際運用需求不高;而且農戶選擇的未來開展的具體創(chuàng)業(yè)方式較為低層次,以迎合旅游者的剛性需求為主,如旅游餐飲、旅游住宿等,對社會網絡關系沒有強烈依賴,更為深刻的原因有待日后進一步研究;另外,贛南地區(qū)農戶旅游創(chuàng)業(yè)活動還會反作用于當?shù)厣鐣膭?chuàng)業(yè)風氣,成功的旅游創(chuàng)業(yè)案例會引發(fā)當?shù)剞r戶的跟風行為進而影響著當?shù)貏?chuàng)業(yè)風氣。
第三、贛南地區(qū)農戶旅游創(chuàng)業(yè)的可行性和希求性之間存在相關關系。兩者之間的標準化協(xié)方差估計值為0.386,表明農戶旅游創(chuàng)業(yè)可行性條件愈好會提升其創(chuàng)業(yè)希求性,而其創(chuàng)業(yè)希求性愈強烈,能夠促使農戶謀求更多、更優(yōu)的創(chuàng)業(yè)可行性條件。
第四、贛南地區(qū)農戶旅游創(chuàng)業(yè)的可行性因素和希求性均會通過影響創(chuàng)業(yè)意愿對創(chuàng)業(yè)行動傾向產生間接正向影響。即農戶的旅游創(chuàng)業(yè)意愿作為中介,能夠調節(jié)其創(chuàng)業(yè)行動傾向。這一結果再次驗證了Krueger認為提高創(chuàng)業(yè)希求性和可行性有助于創(chuàng)業(yè)意愿形成和活動開展的觀點,為進一步規(guī)范農戶旅游創(chuàng)業(yè)實踐和完善相關政策制度提供了足夠的施展空間。
(二)啟示
本文對于贛南地區(qū)農戶旅游創(chuàng)業(yè)活動和相關激勵政策有以下啟示:
首先,對于旅游創(chuàng)業(yè)農戶而言,需要培養(yǎng)和擴大的社會關系網絡、積累豐富的社會人脈、并充分利用社會關系資源,獲取更多的創(chuàng)業(yè)經驗、創(chuàng)業(yè)機會信息和創(chuàng)業(yè)資源等;需要提升自己的創(chuàng)業(yè)技能與經驗乃至整體知識儲備,以增強自己的創(chuàng)業(yè)能力,為自己創(chuàng)業(yè)活動進一步發(fā)展奠定良好的支持基礎。
其次,對于政府部門而言,為贛南地區(qū)農戶塑造一個理想的旅游創(chuàng)業(yè)環(huán)境十分必要。從我們調查的情況來看,贛南地區(qū)農戶在旅游創(chuàng)業(yè)決策和實施過程中,不僅缺少資金,而且嚴重缺乏創(chuàng)業(yè)技能與經驗。這就需要相關部門在稅收、金融、培訓等方面給予農戶優(yōu)惠支持和精準幫扶,提升他們的旅游創(chuàng)業(yè)能力;而且更需要通過引入旅游投資項目帶動和幫扶農戶,減少他們的旅游創(chuàng)業(yè)障礙。
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*基金項目:國家自然科學基金項目“鄉(xiāng)村旅游地農戶農業(yè)生產行為及其影響因素研究(41361034)”、江西省研究生創(chuàng)新專項資金項目“特困地區(qū)農戶旅游創(chuàng)業(yè)意愿及激勵機制研究(YC2017-S385)”。