外出務(wù)工經(jīng)歷與農(nóng)民返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè):效應(yīng)識別及機制分析

王 倩,田相輝

(青島農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟學院,山東青島266109)

發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟是消除貧困、改善民生、逐步實現(xiàn)共同富裕的基本要求,也是打贏脫貧攻堅戰(zhàn)、振興鄉(xiāng)村的主要途徑。在實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略和脫貧的過程中,鼓勵農(nóng)民返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)是尤為重要的一條政策。其可以為農(nóng)村地區(qū)提供更好的技術(shù)和經(jīng)驗以及更優(yōu)質(zhì)的勞動力,營造創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的氛圍,從而帶動鄉(xiāng)村經(jīng)濟快速發(fā)展,并推動創(chuàng)新型社會的形成。

2008年金融危機,大批在城市工作的農(nóng)民工面臨失業(yè),為了穩(wěn)定當時的就業(yè)形勢,降低失業(yè)率,中央和地方政府采取了一系列政策措施,旨在引導和支持返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè),外出務(wù)工農(nóng)民的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)率顯著增加。2015年6月,國務(wù)院辦公廳印發(fā)了《關(guān)于支持農(nóng)民工等人員返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的意見》,提出要降低返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)門檻、完善農(nóng)民工等人員返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)公共服務(wù)等一系列政策措施。這些政策的出臺更是為農(nóng)民返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)創(chuàng)造了技術(shù)、融資等條件,使外出務(wù)工農(nóng)民的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)率進一步增加。黨的十九大報告中也提出要進一步鼓勵進城務(wù)工的農(nóng)民返鄉(xiāng)就業(yè)創(chuàng)業(yè),帶動當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展。在此背景下,研究外出務(wù)工和農(nóng)民的自主創(chuàng)業(yè)行為具有重要的現(xiàn)實意義,不僅有助于解釋外出務(wù)工對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響,還將為政府制定相關(guān)政策方針提供有益參考。鑒于此,基于中國勞動力動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù),本文采用傾向得分匹配和異質(zhì)性干預(yù)模型等方法,深入探究外出務(wù)工與農(nóng)民返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)之間的內(nèi)在聯(lián)系。

一、文獻綜述

目前對創(chuàng)業(yè)影響因素的研究已經(jīng)很成熟,主要包括個體本身因素和外界環(huán)境因素。個體本身的因素主要有創(chuàng)業(yè)者社會資本的積累[1－3]、物質(zhì)資本的積累[4－5]、人力資本的積累[6]、工作經(jīng)歷[7]、風險偏好程度[8]、社會保障程度[9]以及金融素養(yǎng)[10－11]等。而環(huán)境因素涉及的比較廣闊,如宏觀層面的制度環(huán)境、社會環(huán)境,以及經(jīng)濟、文化的發(fā)展等[12－14]。

本文主要探討外出務(wù)工對農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的影響,在文獻研究方面,二者之間的內(nèi)在聯(lián)系并沒有取得一致結(jié)論。一方面的研究認為外出務(wù)工經(jīng)歷會使農(nóng)民獲得更高的勞動生產(chǎn)率和工資水平,促進技術(shù)的改進和傳播,同時促進農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)[15－17]。外出務(wù)工經(jīng)歷還可以使農(nóng)民的素質(zhì)普遍提高,帶動城鎮(zhèn)經(jīng)濟發(fā)展[18];可以使農(nóng)民自身儲蓄和人力資本增加,為農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)提供資金和技術(shù)支持[19－21];此外還能拓展他們的社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系,降低融資成本以及增加客戶資源[22],這些都是對農(nóng)民返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)十分重要的因素。殷江濱則認為,回流的勞動力并不是經(jīng)濟上的“失敗者”,而是增加了自身的資源,提高了自主創(chuàng)業(yè)的能力,促進家鄉(xiāng)經(jīng)濟多元化發(fā)展[23]。另一方面,也有研究認為外出務(wù)工雖然能增加農(nóng)民的人力資本,但卻會損害其在家鄉(xiāng)的社會資本[24]。

綜上所述,盡管有不少學者對外出經(jīng)歷與農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)之間的關(guān)系進行了研究,但外出務(wù)工與農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)之間的內(nèi)在聯(lián)系和作用機制仍然需要進一步研究,特別是兩者之間的因果關(guān)系需要進一步厘清。鑒于此,本文基于具有全國代表性的微觀調(diào)查數(shù)據(jù),中國勞動力動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)(CLDS),采用傾向得分匹配法(PSM)和異質(zhì)性干預(yù)模型(HTE)實證檢驗外出務(wù)工經(jīng)歷與農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)之間的關(guān)系。同時,運用中介效應(yīng)模型,進一步分析外出務(wù)工與農(nóng)民創(chuàng)業(yè)之間的作用機制。

二、模型構(gòu)建、變量選擇與描述性統(tǒng)計

(一)模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源

1．模型構(gòu)建

本文主要探討外出務(wù)工對返鄉(xiāng)農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的影響,而國內(nèi)學者在實證分析農(nóng)民外出務(wù)工與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)之間的關(guān)系時,一個明顯的問題是沒有較好地控制內(nèi)生性和樣本選擇誤差。換言之,教育水平越高,專業(yè)技能越強的農(nóng)民可能更傾向于創(chuàng)業(yè),如果不控制好內(nèi)生性,可能會高估了外出務(wù)工對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響。為了降低個體自身差異,較好地控制內(nèi)生性和樣本選擇偏差,文本采用傾向得分匹配(Propensity Score Matching,PSM)和異質(zhì)性干預(yù)模型(Heter ogeneous Treat ment Effect Model,HTE)等方法來進行分析。

傾向得分匹配的主要思路是將處理組和控制組的特征變量相同或相似的樣本進行一對一或一對多匹配,并以此為依據(jù),以觀察實驗產(chǎn)生的效應(yīng)。具體的思路是將樣本特征變量運用一定的方法轉(zhuǎn)換成一個指標,即傾向得分值(PS)。本文參照Dehejia和Wahba估計傾向得分值的方法[25],即:

其中,Xi表示一系列影響農(nóng)民外出務(wù)工的特征變量,β為對應(yīng)的系數(shù)向量,D為0－1變量,“1”表示農(nóng)民外出務(wù)工,將其定義為處理組;“0”表示農(nóng)民沒有外出務(wù)工,將其定義為控制組。然后依據(jù)傾向得分值的大小將相同或者相似的處理組和控制組進行配對,從而得到更可靠和準確的處理效應(yīng)。之后,運用n＝1的最近鄰匹配,在經(jīng)過共同支撐假設(shè)和平行性假設(shè)檢驗之后,分析平均處理效應(yīng)(Average Treat ment Effect on the Treated,ATT),并用r＝0.001的半徑匹配和核匹配兩種匹配方式進行穩(wěn)健性檢驗。

異質(zhì)性干預(yù)模型的原理是進一步降低處理組中個體本身差異,進一步證實前文得到的處理效應(yīng)。具體做法是將獲得的傾向值分段分層,使各層內(nèi)部處理組和控制組的差別僅存在于事實上是否有外出務(wù)工經(jīng)歷。之后,再根據(jù)得到的傾向值分層,以傾向分數(shù)分層作為自變量,外出務(wù)工對創(chuàng)業(yè)的影響效應(yīng)作為因變量,回歸估計不同傾向性群體(不同分層)之間外出務(wù)工對農(nóng)民返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的影響效應(yīng)。

2．數(shù)據(jù)來源

2016年中國勞動力動態(tài)調(diào)查(China Labor-force Dynamics Survey,CLDS)是本論文的數(shù)據(jù)來源,該數(shù)據(jù)主要以城市和村居的勞動力為調(diào)查對象,地區(qū)覆蓋面廣,問卷的內(nèi)容也十分廣泛,包括勞動力個體、家庭和村居三個層次的橫截面數(shù)據(jù),并通過定期追蹤的方式不斷收集和完善數(shù)據(jù)。該問卷參與人數(shù)眾多,數(shù)據(jù)量龐大,可為以實證為導向的論文研究提供具有全國代表性的數(shù)據(jù)。本文使用了個體、家庭和村居三個層次的調(diào)查數(shù)據(jù),調(diào)查內(nèi)容包括個體的教育、工作狀況、創(chuàng)業(yè)情況、社會參與與支持和健康狀況等問題,及個體所在家庭的成員信息、家庭經(jīng)濟、生產(chǎn)、人口流動和個體所在村居的土地與經(jīng)濟、基層組織、社區(qū)環(huán)境、安全等眾多主題。

為了使數(shù)據(jù)更加合理有效,從以下幾個方面對樣本進行處理:(1)因研究的對象是返鄉(xiāng)農(nóng)民,按照戶口性質(zhì),只保留了農(nóng)村戶口,剔除了非農(nóng)戶口。(2)根據(jù)農(nóng)民目前工作狀態(tài),只保留有工作即從事有收入活動的樣本,剔除無工作的樣本。(3)剔除關(guān)鍵變量(外出務(wù)工等)存在缺失的樣本。(4)傾向得分匹配時,將相應(yīng)匹配變量的缺失值進行了剔除,最終有效樣本數(shù)為3970個。

(二)變量選擇與描述性統(tǒng)計

在CLDS問卷中,根據(jù)“當前的工作單位屬于哪一種”這一問題,將其職業(yè)類型分為四種,分別為務(wù)農(nóng)、雇員、雇主和自雇。之后,根據(jù)職業(yè)類型,構(gòu)造一個二值虛擬變量,以確定農(nóng)民是否從事創(chuàng)業(yè)活動。具體地,若受訪者職業(yè)類型為雇主和自雇,則視該農(nóng)民為自主創(chuàng)業(yè),并賦值為1;否則,賦值為0。其次,僅使用年齡在18～65歲的勞動力樣本,將其他年齡的樣本剔除。樣本共包含了3970個個體,其中創(chuàng)業(yè)者413人,所占比重為10.4%。

本文的核心解釋變量為外出務(wù)工經(jīng)歷。CLDS調(diào)查中,受訪者被詢問了“請問您是否有外出務(wù)工(跨縣流動半年以上)經(jīng)歷”。根據(jù)這一問題的回答,來定義外出務(wù)工經(jīng)歷變量。具體地,當回答為“是”時,視之有過外出務(wù)工經(jīng)歷,將變量設(shè)置為1;否則,將變量設(shè)置為0。

除此之外,考慮到影響農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的一系列因素,本文分別從個體、家庭、村居三個層面選取了控制變量。其中,個體層面的變量主要包括性別、年齡、婚姻狀況、健康狀況、個體收入、個體受教育程度、父母受教育程度、專業(yè)技能、宗教信仰等;家庭層面的變量主要包括家庭人口規(guī)模和家庭收入等;村級層面的變量主要包括村莊人口規(guī)模、人均收入水平、村勞動力外出務(wù)工比例、村人均播種面積等。其中,將父母受教育程度分別設(shè)置為虛擬變量,父親或母親的最高學歷是高中或以上設(shè)置為1,否則設(shè)置為0[1]。個體受教育程度依據(jù)所獲學歷分為7個等級,未上過學＝1,小學/私塾＝2,初中＝3,中專、技校、高中、職高＝4,大專＝5,本科＝6,碩士及以上學歷＝7[26]。個體健康狀況分為5個等級,非常健康＝1;健康＝2;一般＝3;比較不健康＝4;非常不健康＝5。相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計見表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

三、實證結(jié)果分析

(一)傾向得分匹配

1．外出務(wù)工的傾向值

傾向得分匹配的首要步驟就是估計傾向得分值,該值將樣本農(nóng)民的不同特征變量轉(zhuǎn)換成一個數(shù)值,使多元匹配成為可能。首先初步設(shè)定匹配變量,將個體受教育程度(7個等級)和健康狀況(5個層次)設(shè)定為虛擬變量,將所有影響農(nóng)民外出務(wù)工的因素進行Logit回歸,為了確保Logit回歸的有效性,再通過逐步回歸法取出顯著的變量進行匹配。顯著的變量包括性別、年齡、個體受教育程度(包括小學、初中和高中等)以及家庭成員數(shù)量。表2列出了前述變量的統(tǒng)計情況。

結(jié)果顯示農(nóng)民外出務(wù)工傾向與農(nóng)民的性別、個體受教育程度以及家庭人口規(guī)模之間存在顯著的正向關(guān)系,與農(nóng)民年齡呈顯著的負向關(guān)系。Logit模型逐步回歸結(jié)果顯現(xiàn)在表2中。

2．樣本匹配效果

通過PSM對變量的平衡性檢驗(表3)的結(jié)果可以看出,各相關(guān)特征之間的差異已不顯著,這表明經(jīng)過匹配后,實驗組和控制組之間已沒有統(tǒng)計差別,具體結(jié)果如表3所示。

表2 預(yù)測傾向值的Logistic回歸結(jié)果

表3 傾向得分匹配前后相關(guān)變量平衡性檢驗

(1)匹配后[%bias]基本上都小于8%,偏差很小,表明平衡性檢驗效果較好;

(2)匹配后[t-test]結(jié)果中,P值都大于0.1,|t|值都小于1.65,表明Treat-Contr ol組的差異不顯著,表明平衡性假設(shè)得到滿足;

(3)最后的[LR]檢驗表明,匹配后已經(jīng)無法根據(jù)相關(guān)特征變量的特征區(qū)分外出務(wù)工與否了,可決系數(shù)R2＝0.004,模型擬合程度與預(yù)期效果相同,從整體上表明平衡性假設(shè)得到滿足。

匹配前后傾向得分的核密度函數(shù)見圖1。由圖1可知,匹配前外出務(wù)工的農(nóng)民和未外出務(wù)工的農(nóng)民核密度函數(shù)差異明顯,若直接這樣做回歸等檢驗,結(jié)果一定會有偏誤。匹配之后,可明顯看出處理組和控制組之間的各相關(guān)特征已非常相似,表現(xiàn)為兩核密度函數(shù)圖幾近重合,達到了預(yù)想的匹配效果。在此基礎(chǔ)上比較農(nóng)民外出務(wù)工和未外出務(wù)工對創(chuàng)業(yè)行為的影響,結(jié)果會更加真實、準確。

圖1 匹配前(左圖)與匹配后(右圖)核密度函數(shù)圖

3．平均處理效應(yīng)分析

本文使用最近鄰匹配方法,對外出務(wù)工與農(nóng)民返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)之間的關(guān)系進行平均處理效應(yīng)(ATT)分析。從PSM的估計結(jié)果來看(表4),無論在匹配前后,外出務(wù)工對農(nóng)民返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)都有顯著的正向影響。匹配之后外出務(wù)工的返鄉(xiāng)農(nóng)民的創(chuàng)業(yè)率在5%的水平上比非外出務(wù)工的農(nóng)民高4.6%,這充分證明了外出務(wù)工經(jīng)歷可以促進農(nóng)民返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)。

表4 平均處理效應(yīng)結(jié)果(最近鄰匹配)

(二)異質(zhì)性干預(yù)模型

前文傾向得分匹配主要是為了探討農(nóng)民的外出務(wù)工經(jīng)歷能否促進其返鄉(xiāng)自主創(chuàng)業(yè),比較的是同等條件下外出務(wù)工農(nóng)民和非外出務(wù)工農(nóng)民的創(chuàng)業(yè)差異,但得到的結(jié)論仍可能會受到異質(zhì)性的挑戰(zhàn)。假如控制了外出務(wù)工農(nóng)民的自身條件,如受教育程度(代表人力資本水平)等,外出務(wù)工仍能對創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生正向影響,故能進一步證明外出務(wù)工的作用。具體地說,根據(jù)外出務(wù)工農(nóng)民自身條件的優(yōu)劣,應(yīng)該分為正向和負向兩種選擇。在正向選擇中,外出務(wù)工傾向性越高的農(nóng)民越能夠返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)。根據(jù)農(nóng)民工自身條件的好壞,又包括兩種情境,一種是各方面條件都不錯的農(nóng)民工更容易外出務(wù)工,并且更可能返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)。另一種情境是缺乏技能和經(jīng)驗的農(nóng)民工外出務(wù)工也更可能返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)。這兩種正向選擇的情境都能夠體現(xiàn)出外出務(wù)工的促進作用。在負向選擇中,外出務(wù)工傾向性越高的農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的可能反而越小,說明農(nóng)民創(chuàng)業(yè)行為的差異是由農(nóng)民本身的異質(zhì)性和自選擇機制造成的。

接下來運用異質(zhì)性干預(yù)模型做進一步的檢驗。首先,對傾向分數(shù)值(基于最近鄰匹配的PS值)進行分層,本文根據(jù)得到的PS值分了七個層次。然后通過HTE模型比較不同傾向分數(shù)層的外出務(wù)工的處理效應(yīng),圖2是HTE模型的結(jié)果。圖2中的橫軸表示傾向分數(shù)分層,縱軸表示外出務(wù)工對返鄉(xiāng)農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的影響效應(yīng)。如果外出務(wù)工對農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的影響效應(yīng)隨著外出務(wù)工傾向值的提高而提高,則為正向選擇;反之,若外出務(wù)工對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響效應(yīng)隨著外出務(wù)工傾向值的提高而降低,則為負向選擇。在圖2中得到的是正向選擇的結(jié)果,即外出務(wù)工傾向性越高的農(nóng)民越可能返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè),且圖2中的這一正向選擇在0.05的水平上顯著。這一結(jié)果基本印證外出務(wù)工對創(chuàng)業(yè)的促進作用,并排除了異質(zhì)性和自我選擇的干擾。

圖2 各傾向得分分層上外出務(wù)工對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響

四、穩(wěn)健性檢驗

(一)變換匹配方法

由于傾向得分匹配的結(jié)果容易受匹配方法與參數(shù)的干擾,為獲得穩(wěn)健性結(jié)果,選擇r＝0.001的半徑匹配和核匹配進行穩(wěn)健性檢驗。檢驗結(jié)果如表5所示,結(jié)果比最近鄰匹配還要更顯著一些。

(1)從r＝0.001的半徑匹配來看,外出務(wù)工的返鄉(xiāng)農(nóng)民的創(chuàng)業(yè)率在接近1%的水平上比非外出務(wù)工的農(nóng)民高3.9%;

(2)從核匹配來看,外出務(wù)工的返鄉(xiāng)農(nóng)民的創(chuàng)業(yè)率在1%的水平上比非外出務(wù)工的農(nóng)民高4.0%。

從以上結(jié)果可知,外出務(wù)工經(jīng)歷可以顯著促進返鄉(xiāng)農(nóng)民創(chuàng)業(yè),并通過穩(wěn)健性檢驗。

表5 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果(半徑匹配、核匹配)

(二)分樣本檢驗

為檢驗總體樣本結(jié)果的穩(wěn)健性,從婚姻狀況和個人收入?yún)^(qū)分樣本,并采用最近鄰匹配、半徑匹配、核匹配三種匹配方法進行分樣本檢驗,檢驗結(jié)果見表6。

表6 分樣本檢驗結(jié)果

從婚姻狀況來看,外出務(wù)工經(jīng)歷對已婚農(nóng)民返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的促進作用較為顯著,對未婚農(nóng)民的促進作用不顯著,這與現(xiàn)實情況是相符合的。在現(xiàn)實生活中客觀存在廣泛且錯綜復(fù)雜的交際關(guān)系,已婚人群由于夫妻雙方交際圈疊加,人脈關(guān)系更廣,信息獲取渠道更全,易于增加創(chuàng)業(yè)成功的幾率,也就更傾向于創(chuàng)業(yè)。從個體收入來看,無論年收入大于五萬還是小于五萬,外出務(wù)工對創(chuàng)業(yè)的促進作用都是比較顯著的。可能的原因是年收入大于五萬的農(nóng)民,因為其收入較高,所以有機會積累一定的物質(zhì)資本,有了一定的初始資金,因此傾向于回鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)。而年收入較低的農(nóng)民,可能因為外出務(wù)工經(jīng)歷拓寬了其融資渠道,降低了融資成本,并從中學會了一定的專業(yè)技能和經(jīng)驗,因此也傾向于返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)。以上檢驗基本表明該研究的總體樣本結(jié)果是穩(wěn)健的。

五、外出務(wù)工經(jīng)歷影響創(chuàng)業(yè)的機制探討

相比單純地探究解釋變量對被解釋變量的相關(guān)研究,運用中介效應(yīng)模型能更加深入地分析解釋變量對被解釋變量的影響過程和內(nèi)在機理。因此,本部分基于前文的的實證分析,利用中介效應(yīng)模型進一步探討外出務(wù)工促進農(nóng)民返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的作用機制。從創(chuàng)業(yè)影響因素的相關(guān)文獻中可以看出社會資本、物質(zhì)資本以及人力資本的積累都是促進創(chuàng)業(yè)的重要因素。但農(nóng)民進城務(wù)工是否能夠增加資本的積累?李紅陽、邵敏認為,大城市可以促進不同技能農(nóng)民工人力資本的積累[27]。農(nóng)民的工資水平與城鎮(zhèn)化率以及城市規(guī)模正相關(guān)[28－29]。王超則發(fā)現(xiàn),農(nóng)民工實現(xiàn)了社會流動后,能夠通過轉(zhuǎn)化學習,實現(xiàn)社會資本的積累[30]。因此,本文將從社會資本、物質(zhì)資本和人力資本三個角度分別建立中介效應(yīng)模型探討外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的影響機制,并討論城市的作用。

運用溫忠麟、葉寶娟[31]提出的中介效應(yīng)檢驗程序來進行中介效應(yīng)分析,構(gòu)建如下一組模型:

其中,out_wor k為核心解釋變量,即外出務(wù)工。α,β,γ,δ,φ,?為參數(shù),μ,ε,ζ為隨機擾動項,X為控制變量(包含個體特征、家庭特征、村居特征,具體見表1)。W為中介變量,包含社會資本、物質(zhì)資本、人力資本等指標。根據(jù)CLDS問卷中的問題,來確定這三個中介指標。具體問題為“您認為以下因素對您創(chuàng)業(yè)的重要程度如何”,其中的因素包括技術(shù)、經(jīng)營經(jīng)驗、人脈關(guān)系、經(jīng)濟基礎(chǔ)、政府支持;重要程度分了五個層次:非常不重要＝1,不重要＝2,一般＝3,重要＝4,非常重要＝5。然后將影響創(chuàng)業(yè)因素中的人脈關(guān)系作為社會資本的代理變量,將因素中的技術(shù)、經(jīng)營經(jīng)驗作為人力資本的代理變量,將因素中的經(jīng)濟基礎(chǔ)作為物質(zhì)資本的代理變量。

表7中,模型(1)為基準模型,模型(2)和模型(3)用于檢驗是否存在社會資本積累效應(yīng),模型(4)和模型(5)用于檢驗是否存在物質(zhì)資本積累效應(yīng)。表8中,模型(6)(7)和模型(8)(9)用于檢驗是否存在人力資本效應(yīng)。由模型(1)可知,外出務(wù)工對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響顯著為正,可能存在中介效應(yīng),可進行下一步的檢驗。然后,分別從社會資本積累、物質(zhì)資本積累以及人力資本積累等三個方面檢驗外出務(wù)工對農(nóng)民返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的作用機制。

表7 外出務(wù)工對農(nóng)民返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果(一)

表8 外出務(wù)工對農(nóng)民返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果(二)

模型(2)的結(jié)果表明,外出務(wù)工對社會資本積累有顯著的積極作用;模型(3)的結(jié)果表明,社會資本積累對農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的影響顯著為正。這兩個系數(shù)均顯著,說明外出務(wù)工對農(nóng)民返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)存在正向的社會資本效應(yīng),即外出務(wù)工會通過提高社會資本積累水平推動農(nóng)民返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)。這主要是由于,外出務(wù)工拓寬了農(nóng)民的社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系,從而幫助農(nóng)民拓寬融資渠道,減少融資約束,還可以獲取更多的技術(shù)經(jīng)驗、客戶資源、重要信息等,進而提高人們的創(chuàng)業(yè)動機。

由模型(4)和模型(5)的結(jié)果可知,外出務(wù)工對物質(zhì)資本積累的影響顯著為正,物質(zhì)資本對農(nóng)民返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的影響顯著為正,即外出務(wù)工會通過提高物質(zhì)資本積累對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生積極影響。主要原因在于,一方面,外出務(wù)工使農(nóng)民積累了一定的財富,可用于創(chuàng)業(yè);另一方面,農(nóng)民通過更廣闊的社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系,拓寬了融資渠道,降低了創(chuàng)業(yè)的風險,為創(chuàng)業(yè)打下經(jīng)濟基礎(chǔ)。

由模型(6)(7)和模型(8)(9)的結(jié)果可知,外出務(wù)工對人力資本積累的影響顯著為正,人力資本積累(包括技術(shù)和經(jīng)營經(jīng)驗)對農(nóng)民返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的影響也顯著為正,即外出務(wù)工會通過提高人力資本積累對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生積極影響。這主要是由于,農(nóng)民外出務(wù)工,學到了一定的技術(shù)和經(jīng)營經(jīng)驗,這是創(chuàng)業(yè)必不可少的因素,促使農(nóng)民返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)。

以上檢驗表明了社會資本、物質(zhì)資本和人力資本的積累是外出務(wù)工促進農(nóng)民返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的主要途徑,同時也印證了城市的作用,即農(nóng)民進入城市后,其本身的各種不同資本會相應(yīng)增加。

六、政策建議

實證研究結(jié)果表明,外出務(wù)工能夠顯著提高農(nóng)民的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)率,且外出務(wù)工經(jīng)歷能夠通過提高農(nóng)民社會資本、物質(zhì)資本和人力資本的積累來促進其返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)。因此,在“雙創(chuàng)”機制與鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略背景下支持和鼓勵農(nóng)民外出務(wù)工,并采取一系列措施吸引有技術(shù)、經(jīng)驗和才能的農(nóng)民返鄉(xiāng)自主創(chuàng)業(yè)具有重要意義。

基于上述結(jié)論,提出如下政策建議:(1)加大鼓勵農(nóng)民進城務(wù)工的政策力度,以增加農(nóng)民社會資本、物質(zhì)資本和人力資本的積累。政府應(yīng)出臺相應(yīng)政策,落實農(nóng)民進城務(wù)工后的福利保障,努力縮小進城農(nóng)民工與當?shù)厥忻裨卺t(yī)療、教育等方面的待遇差別;同時降低就業(yè)歧視,從而保障農(nóng)民的基本權(quán)益,促進農(nóng)民進城務(wù)工。另外,政府要適當號召外出務(wù)工者多學習管理經(jīng)營類知識,增大交際圈,以提高其自身的社會資本、物質(zhì)資本和人力資本,為返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)積累人才。(2)把返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)與鄉(xiāng)村振興緊密結(jié)合,促進各類要素更多地向鄉(xiāng)村流動。政府應(yīng)積極推動企業(yè)和資本下鄉(xiāng),鼓勵銀行、保險等金融機構(gòu)創(chuàng)新開發(fā)農(nóng)村金融產(chǎn)品,為農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、公共服務(wù)提升提供充足的金融服務(wù)。除此之外,政府要為農(nóng)民制定一系列返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)優(yōu)惠政策,適當為返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的農(nóng)民減輕稅負;優(yōu)化家鄉(xiāng)教育資源、養(yǎng)老資源等的配置,制定財政、金融、社會保障等激勵政策,吸引各類人才返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)。(3)加大財稅政策支持,優(yōu)化返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)營商環(huán)境。政府應(yīng)統(tǒng)籌利用現(xiàn)有資金渠道或有條件的地區(qū)因地制宜設(shè)立返鄉(xiāng)入鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)資金,為返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的農(nóng)民提供支持。同時,大力發(fā)展“互聯(lián)網(wǎng)＋政務(wù)服務(wù)”,鼓勵網(wǎng)上審批,并整合優(yōu)化縣鄉(xiāng)服務(wù)資源,積極打造覆蓋縣、鄉(xiāng)、村的創(chuàng)業(yè)服務(wù)網(wǎng)絡(luò)。政府還應(yīng)積極發(fā)展地方的市場化中介服務(wù)機構(gòu),以促進信息共享與資源整合,為返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的農(nóng)民提供管理咨詢、創(chuàng)業(yè)指導等深度服務(wù)。