鄉(xiāng)土文化認同對農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的影響

李詩和, 許傳新

(成都理工大學文法學院,四川 成都 610059)

城鄉(xiāng)貧富差距引發(fā)的虹吸效應(yīng),導致鄉(xiāng)村居民涌入城市,而城鎮(zhèn)居民不愿進入或回到鄉(xiāng)村,形成鄉(xiāng)村人才引不進、留不住的社會現(xiàn)象,產(chǎn)生了鄉(xiāng)村人才匱乏以及鄉(xiāng)村發(fā)展與治理的主體缺失等問題[1]。而與農(nóng)村人才極度匱乏的局面形成鮮明對比的是城市人力資源的擠壓和人才浪費以及大學生就業(yè)難等問題。鄉(xiāng)村振興關(guān)鍵在于鄉(xiāng)村人才振興。鼓勵大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè),這既有助于緩解大學生城市就業(yè)壓力,又可為農(nóng)村發(fā)展輸入寶貴的人才資源,從而有助于全面推進鄉(xiāng)村振興。

2013 年,習近平在中央城鎮(zhèn)化工作會議中強調(diào)指出:“要讓居民望得見山、看得見水、記得住鄉(xiāng)愁?！盵2]鄉(xiāng)愁一直是遠在異鄉(xiāng)的游子心里對于故鄉(xiāng)最無法割舍的情感,鄉(xiāng)土文化作為鄉(xiāng)愁的載體,承載了鄉(xiāng)村一代又一代人的歷史記憶。隨著新時代物質(zhì)生活水平的提升,人們的精神世界越發(fā)豐富,人們的行為內(nèi)驅(qū)力逐漸變化,即由原先的生存理性驅(qū)動轉(zhuǎn)變?yōu)榍楦序?qū)動以及自我實現(xiàn)驅(qū)動,人們行動產(chǎn)生的原因主要是出于情感偏好或者自我價值實現(xiàn)的需要,而非迫于生存的需要。文化越來越發(fā)揮鼓舞人心的作用,鄉(xiāng)土文化認同可以極大地激發(fā)人們開創(chuàng)事業(yè)的決心與毅力。因而,探究鄉(xiāng)土文化認同這一返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)背后的深層次的內(nèi)驅(qū)動力具有一定的理論與實踐價值。

一、文獻述評

關(guān)于鄉(xiāng)土文化認同現(xiàn)狀,現(xiàn)有研究分別以鄉(xiāng)村移民、新生代農(nóng)民工和鄉(xiāng)村教師為對象得出鄉(xiāng)土文化認同較低的結(jié)論[3-7]。因此,有人指出鄉(xiāng)土文化早已是“殘山剩水”和幾近破壞殆盡[8]。當然也有學者持相反觀點,認為鄉(xiāng)土文化是“形散神聚”[9-10]。關(guān)于鄉(xiāng)土文化認同危機,學者分別將之歸于市民化與社會排斥、村落空心化、城鄉(xiāng)文化沖突、鄉(xiāng)村文化教育缺失、現(xiàn)代傳媒的強勢、鄉(xiāng)村文化的改革與再造[3,7,11-16]。

農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的影響因素可從主觀、客觀方面進行分析。主觀方面主要包括實現(xiàn)自我價值、鄉(xiāng)土情懷、青年社會責任的擔當、回饋社會的精神等[3];客觀方面主要包括政府的積極推動和支持、國家政策號召、大城市就業(yè)創(chuàng)業(yè)壓力等。有學者分別研究了家鄉(xiāng)依戀、鄉(xiāng)土情懷、對家鄉(xiāng)環(huán)境和文化風氣以及地方政治的認同對農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的影響[17-21]。如陳修嶺認為認同缺失是阻礙農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)最重要的文化因素[22]。

目前相關(guān)研究總體存在如下問題:(1)對鄉(xiāng)土文化概念的認識模糊和泛化。如部分學者將鄉(xiāng)土文化與傳統(tǒng)文化、地方文化、農(nóng)村文化混同,也沒有就鄉(xiāng)土文化認同與鄉(xiāng)土情懷、鄉(xiāng)土依戀之間的關(guān)系進行研究。(2)研究對象與內(nèi)容的同質(zhì)化。關(guān)于鄉(xiāng)土文化的研究聚焦于其現(xiàn)狀、價值、傳承、教育等問題,而關(guān)于其認同的研究較少;目前關(guān)于返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的研究主要以農(nóng)民工為對象,而關(guān)于農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的研究較少,尤其缺失關(guān)于鄉(xiāng)土文化認同對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿作用的研究。因此,本研究將鄉(xiāng)土文化認同分為鄉(xiāng)土文化認知認同、鄉(xiāng)土文化情感認同、鄉(xiāng)土文化行動認同等3個維度,就鄉(xiāng)土文化認同對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的影響進行實證研究,并基于AGIL模型就鄉(xiāng)土文化認同對農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的作用進行理論分析。

二、研究設(shè)計

(一)問卷設(shè)計及檢驗

本研究所使用的問卷主要包括3個板塊,即被調(diào)查對象的基本信息、鄉(xiāng)土文化認同情況和農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿,總計37個題目。

1.概念界定。(1)鄉(xiāng)土文化認同的概念界定。本研究將鄉(xiāng)土文化認同界定為人們對可以感知、代表不同意義和凸顯不同價值的各種土生土長的地方文化在智識上的認知、情感上的服膺、行為上的趨同,包括鄉(xiāng)土文化的認知認同、情感認同和行為認同。因此,本研究從認知、情感、行為等3個維度對鄉(xiāng)土文化認同進行測量,將非常不符合、比較不符合、一般、比較符合、非常符合依次賦值為1、2、3、4、5分。其中,在鄉(xiāng)土文化認知認同層面,主要是針對農(nóng)村大學生對于鄉(xiāng)土文化的表現(xiàn)形式的了解程度進行測量,共設(shè)計6個指標(R1至R6),具體題目如“我很了解家鄉(xiāng)的風俗習慣”“我很了解家鄉(xiāng)的傳統(tǒng)的節(jié)慶活動要求”“我知道家鄉(xiāng)有哪些歷史遺跡、風景名勝等地方景色”“我非常了解自己的家族關(guān)系網(wǎng)”等。在鄉(xiāng)土文化情感認同層面,主要面向農(nóng)村大學生對于鄉(xiāng)土文化所持的態(tài)度、意向、重視程度進行測量,共設(shè)計9個指標(Q1至Q9),具體題目如“我認為家鄉(xiāng)的風俗習慣有其合理之處”“我非常喜歡參加家鄉(xiāng)的傳統(tǒng)節(jié)慶活動”“我很喜歡家鄉(xiāng)的歷史遺跡、古建遺存等的樣式”等。在鄉(xiāng)土文化行為認同層面,主要針對農(nóng)村大學生對于宣揚傳承鄉(xiāng)土文化所能做出的實際行動進行測量,共設(shè)計5個指標(X1至X5),具體題目如“我會主動了解鄉(xiāng)土文化的相關(guān)知識”“我會自覺遵守家鄉(xiāng)的風俗習慣”“我會積極向他人介紹宣傳家鄉(xiāng)的特色工藝品和地方景色”等。(2)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的概念界定。農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿是指個人對于回歸家鄉(xiāng),利用習得的經(jīng)驗和技術(shù),整合家鄉(xiāng)資源創(chuàng)造經(jīng)濟價值,促進家鄉(xiāng)經(jīng)濟和文化發(fā)展的傾向性。因此,本研究主要是對農(nóng)村大學生有無返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的想法、是否為返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)做準備等進行測量,共設(shè)計7個指標(Y1至Y7),具體題目如“近幾年我有返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的打算”“我會主動尋找返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的機會”“我會主動為返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)計劃存錢”等。同樣采用李克特量表的形式,將非常不符合、比較不符合、一般、比較符合、非常符合依次賦值為1、2、3、4、5分。

2.信度檢驗。采用Cronbach′s Alpha系數(shù)對量表信度進行檢驗。鄉(xiāng)土文化認知認同維度(R)標準化后的α值為0.843,超過規(guī)定值0.7,具有較高的信度,且每一個指標的信度系數(shù)均小于0.843,說明若刪除該維度內(nèi)的任一指標都會使得可靠性降低,故而不需要對認知維度的6個指標進行刪改。同上,鄉(xiāng)土文化情感認同維度(Q)、鄉(xiāng)土文化行為認同維度(X)以及返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿維度(Y)的α值均大于0.7,且信度系數(shù)均小于各自的α值,說明各指標信度較高。對量表的總體信度進行分析可以發(fā)現(xiàn),該問卷的量表部分的Cronbach′s Alpha系數(shù)為0.941,α值的取值范圍為[0,1],系數(shù)越高則信度越好,這說明被測量表的可靠性和內(nèi)部一致性信度很高。因此,本問卷的信度通過了檢驗。

3.效度檢驗。采用檢驗型因子分析的方法,通過KMO和Bartlett對量表進行效度檢驗。因子分析的前提是組內(nèi)的相關(guān)性很強,組間的相關(guān)性很弱,也就是KMO值越大,且Bartlett 的球形檢驗值越是小于0.05,該量表越適合作因子分析。計算得出KMO值為0.937,顯著性差異值sig.為0.000,因此,可以作因子分析。

通過KMO和Bartlett檢驗后,運用主成分分析法給20個指標定維。指標在哪個因子上的載荷量越高,則應(yīng)歸屬于哪個因子。分析發(fā)現(xiàn),鄉(xiāng)土文化認同量表的20個指標被分為3個因子。R1至R6在因子2的載荷量最大,均超過因子1和因子3,因此將指標R1至R6歸為因子2,即鄉(xiāng)土文化認知認同上具有合理性;Q1至Q9的最大載荷量在因子3上,因此將指標Q1至Q9歸為因子3,即鄉(xiāng)土文化情感認同上具有合理性;X1至X5的最大因子載荷量在因子1上,因此將指標X1至X5歸為因子1,即鄉(xiāng)土文化行為認同上具有合理性。共同度指的是3個因子對指標的代表性,均大于0.5,代表性較強。由此說明,本問卷將鄉(xiāng)土文化認同拆解為3個維度,通過了檢驗型因子分析,具備較高的效度。

(二)研究假設(shè)

農(nóng)村大學生生長于哺育自己的鄉(xiāng)土,內(nèi)心深處對鄉(xiāng)土文化具有一定程度的認同感,這種認同感內(nèi)化表現(xiàn)為一種思維模式或行為準則,推動著農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)、建設(shè)家鄉(xiāng)。返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)是改變家鄉(xiāng)風貌,提高村民經(jīng)濟收入和回報桑梓的重要途徑。農(nóng)村大學生鄉(xiāng)土文化認同程度越高,越會了解和熱愛家鄉(xiāng)的文化、風俗、地方景色等,對于建設(shè)家鄉(xiāng)、改善家鄉(xiāng)生活水平,為家鄉(xiāng)作貢獻的心情越迫切,向周圍人介紹宣傳推薦的愿望就會越強烈,因而就越有可能通過返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)來支持和推廣家鄉(xiāng)的文化、特色產(chǎn)品等。有學者提出,鄉(xiāng)土情懷可以分為鄉(xiāng)土情結(jié)、鄉(xiāng)土責任、鄉(xiāng)土認同等3個維度,鄉(xiāng)土情懷的3個維度都對農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意向有正向的影響作用[17]。有學者通過調(diào)查研究認為,鄉(xiāng)土情結(jié)越強,在社會資本條件相同的情況下,農(nóng)民工更愿意回鄉(xiāng)發(fā)展,即鄉(xiāng)土情懷正向影響返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿;此外,社會資本在教育人力資本與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿中發(fā)揮著中介作用,鄉(xiāng)土情結(jié)能夠正向調(diào)節(jié)社會資本的中介作用[23]。還有學者通過定性研究,認為農(nóng)村大學生因鄉(xiāng)土情結(jié)而具備了返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的強大動力,鄉(xiāng)土情結(jié)為他們在艱苦的創(chuàng)業(yè)過程中提供精神寄托,農(nóng)村大學生能夠?qū)⒎掂l(xiāng)創(chuàng)業(yè)行為升華為個人理想的實現(xiàn)層面[24]?；诖?本文提出如下假設(shè):H——鄉(xiāng)土文化認同對農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿具有正向促進作用;Ha——鄉(xiāng)土文化認知認同對農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿具有正向促進作用;Hb——鄉(xiāng)土文化情感認同對農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿具有正向促進作用;Hc——鄉(xiāng)土文化行為認同對農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿具有正向促進作用。

(三)數(shù)據(jù)來源

本次問卷調(diào)查對象為成都C大學農(nóng)村大學生,共發(fā)放問卷419份,回收有效問卷364份。樣本的具體情況如下:男女占比分別為48%和52%;理工農(nóng)醫(yī)類、人文社科類、經(jīng)管類、藝體類和其他的占比分別為32%、32%、23%、9%和4%;研究生、大四、大三、大二、大一的占比分別為4%、47%、22%、18%、9%;家庭分布于東部、西部、中部和東北部地區(qū)的占比分別為36%、34%、25%、5%;家庭經(jīng)濟水平為上等、中上等、一般、中下等、下等的占比分別為2%、14%、57%、22%、5%。在家庭精神支持層面,56%的人認為自己的家庭會為自己的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)決定提供精神支持;僅有20%的人認為自己的家庭不會給自己提供精神支持。在家庭物質(zhì)支持層面,54%的人認為自己的家庭會給自己提供經(jīng)濟、物質(zhì)上的支持;26%的人認為不會提供物質(zhì)支持。在創(chuàng)業(yè)成功經(jīng)歷方面,僅有22%的人擁有父母成功創(chuàng)業(yè)的經(jīng)歷。在了解當?shù)貏?chuàng)業(yè)相關(guān)政策方面,65%的人不了解;在了解的人中有26%的人認為當?shù)氐膭?chuàng)業(yè)政策比較寬松。

三、實證結(jié)果分析

(一)農(nóng)村大學生鄉(xiāng)土文化認同水平及特點

將收集來的問卷數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計分析,從各分段的占比以及總體的均值、標準差等情況來研究鄉(xiāng)土文化認同水平及其特點。結(jié)果如表1所示。

1.鄉(xiāng)土文化認知認同水平及特點。鄉(xiāng)土文化認知認同是對鄉(xiāng)土文化“是什么”的測量,主要測量農(nóng)村大學生對于鄉(xiāng)土文化的內(nèi)容、載體以及表現(xiàn)形式的了解程度,如對于家鄉(xiāng)的傳說故事、風土人情的了解。本研究將收集來的數(shù)據(jù)進行重新編碼,根據(jù)得分情況從低到高進行分組。其中1～2分段的歸為低度認同;3分段的歸類為中度認同;4～5分段的歸為高度認同。從表1可以看出,鄉(xiāng)土文化認知認同的均值為2.377,低于平均水平,說明農(nóng)村大學生的鄉(xiāng)土文化認知認同的水平較低,大部分受訪者對于鄉(xiāng)土文化特色處于一種懵然不知和渾然不覺的狀態(tài),對于家鄉(xiāng)的特色產(chǎn)品、地方景色、風俗習慣甚至是方言都不甚了解。此外,可利用單因素方差分析的方法探究“年級”對鄉(xiāng)土文化認知認同的影響,發(fā)現(xiàn)sig.值為0.379,因此“年級”變量并沒有通過顯著性檢驗。這意味著隨著農(nóng)村大學生年齡的增長,其鄉(xiāng)土文化認知認同水平?jīng)]有隨之上升。農(nóng)村大學生對于鄉(xiāng)土文化的認知大多依靠對自身童年生活的回憶和老一輩的口耳相傳。隨著外出求學時間的漸長,他們對于家鄉(xiāng)這一場域分隔也越遠,更容易產(chǎn)生鄉(xiāng)土文化認知的中斷。

2.鄉(xiāng)土文化情感認同水平及特點。鄉(xiāng)土文化情感認同是對鄉(xiāng)土文化“怎么樣”的測量,主要測量農(nóng)村大學生對于鄉(xiāng)土文化的心理態(tài)度、支持程度以及情感聯(lián)結(jié)深淺,是觀測農(nóng)村大學生對鄉(xiāng)土文化感情傾向的“風向標”。從表1可以看出,鄉(xiāng)土文化情感認同的均值為3.358,高于平均水平,說明農(nóng)村大學生的鄉(xiāng)土文化情感認同水平相對較高,大部分的受訪者生對于家鄉(xiāng)流露出喜愛、自豪之情,對于鄉(xiāng)土文化持一種正面的支持和理解態(tài)度,有著較為深厚的情感聯(lián)結(jié)。

表1 鄉(xiāng)土文化認同的分段式描性述統(tǒng)計

3.鄉(xiāng)土文化行為認同水平及特點。鄉(xiāng)土文化行為認同是對鄉(xiāng)土文化“怎么做”的測量,即對主體是否愿意,以及多大程度上愿意傳承和弘揚優(yōu)秀鄉(xiāng)土文化的測量,主要測量農(nóng)村大學生對鄉(xiāng)土文化的認知和情感向行為轉(zhuǎn)化的可能性。從表1可以看出,鄉(xiāng)土文化行為認同的均值為2.284,低于平均水平,說明農(nóng)村大學生的鄉(xiāng)土文化行為認同水平較低,低于鄉(xiāng)土文化認知認同與鄉(xiāng)土文化情感認同的均值,大部分受訪者雖然對鄉(xiāng)土文化持有較高水平的認知認同與情感認同,但并沒有將這種心理上的認同轉(zhuǎn)化為切實的行為,沒有參與到鄉(xiāng)土文化的宣傳與保護的行動當中,對鄉(xiāng)土文化的行動執(zhí)行力相對不足。

4.鄉(xiāng)土文化認同總體水平及特點。根據(jù)表1可知,農(nóng)村大學生鄉(xiāng)土文化認同總體水平較低,超過一半的受訪者持低度認同,高度認同的人最少,農(nóng)村大學生的鄉(xiāng)土文化認同水平有待提高。在鄉(xiāng)土文化認同的3個維度中,鄉(xiāng)土文化情感認同均值最高,鄉(xiāng)土文化認知認同次之,而鄉(xiāng)土文化行動認同均值最低,情感認同和行動認同水平相差較大,鄉(xiāng)土文化認同總體具有知情行相分離的特點。究其原因在于:農(nóng)村大學生對于鄉(xiāng)土文化有較為緊密和積極的情感連結(jié),他們對鄉(xiāng)土文化有一定程度的了解,在情感上支持、認可鄉(xiāng)土文化,肯定鄉(xiāng)土文化存在的意義和價值,也愿意為鄉(xiāng)土文化的傳承發(fā)展貢獻一份力量。但由于學習生活地點的改變,農(nóng)村大學生在生活質(zhì)量及生活方式上越來越趨近于城市,一些傳統(tǒng)習慣或風俗逐漸被摒棄,多元化的新興觀念越來越被接納。且農(nóng)村大學生在外求學的時間越久,與家鄉(xiāng)的距離則越遠,致使其鄉(xiāng)土文化認知認同和情感認同難以實現(xiàn)向行動認同的轉(zhuǎn)化,從而產(chǎn)生鄉(xiāng)土文化認同上的知情行分離。

5.鄉(xiāng)土文化認同的各維度比較。為深入了解鄉(xiāng)土文化認同三維度之間的差異及其關(guān)系,本研究用配對樣本T檢驗的方法將鄉(xiāng)土文化的認知認同、情感認同、行為認同進行均值比較,具體情況如表2所示。

表2 鄉(xiāng)土文化認同各維度差異比較及相關(guān)系數(shù)表

兩兩之間的均值差情況為:鄉(xiāng)土文化認知認同與鄉(xiāng)土文化情感認同的均值差為-0.981,通過了置信區(qū)間為99.9%的顯著性檢驗,說明二者之間存在顯著差異;鄉(xiāng)土文化認知認同與鄉(xiāng)土文化行動認同的均值差為0.093,通過了置信區(qū)間為99%的顯著性檢驗,說明二者之間存在顯著差異;鄉(xiāng)土文化情感認同與鄉(xiāng)土文化行動認同的均值差高達1.074,通過了置信區(qū)間為99%的顯著性檢驗,說明二者之間存在顯著差異。其中,鄉(xiāng)土文化情感認同水平會顯著高于鄉(xiāng)土文化行動認同水平的原因在于:(1)根據(jù)傳統(tǒng)經(jīng)濟學的“經(jīng)濟人”假設(shè),人的行動大多數(shù)出自利益的考量,力圖尋求自身利益的最大化。以實際行動參與到鄉(xiāng)土文化的保護傳承,這必然關(guān)涉到成本與代價,會影響到個體的自身利益,且不排除利益受損的可能,因而主體在行動方面會更加保守謹慎。任何行動絕不僅僅是受情感的驅(qū)動,同時會受到利益得失考量的影響。鄉(xiāng)土文化情感認同僅是農(nóng)村學生對家鄉(xiāng)文化的一種表態(tài),是抽象的態(tài)度意向和感情聯(lián)系,并不涉及實際利益,因而農(nóng)村大學生不吝于情感上對鄉(xiāng)土文化的支持。(2)根據(jù)心理學上的觀點,“實然”指的是事物或現(xiàn)象的實態(tài),是客觀描述;“應(yīng)然”是指一種價值上的判斷,是某事物遵循自身的性質(zhì)和運行規(guī)律所應(yīng)該達到的狀態(tài)。鄉(xiāng)土文化情感認同可以看作是應(yīng)然狀態(tài),是農(nóng)村大學生不受外物影響自發(fā)產(chǎn)生的對家鄉(xiāng)文化的支持與認可;鄉(xiāng)土文化行動認同可視為實然狀態(tài),是農(nóng)村大學生在經(jīng)歷了對各種影響因素的審慎考量后,實際做出的對鄉(xiāng)土文化的維護行動?！皩嵢粻顟B(tài)”和“應(yīng)然狀態(tài)”之間必然會有一定的距離,正是這“距離”導致了鄉(xiāng)土文化情感認同高于鄉(xiāng)土文化行動認同。

鄉(xiāng)土文化認同3個維度兩兩之間的相關(guān)性分別為0.696、0.638和0.776,均通過了置信區(qū)間為99.9%的顯著性檢驗。根據(jù)相關(guān)程度的劃分標準,鄉(xiāng)土文化認知認同與鄉(xiāng)土文化情感認同為中等相關(guān)、鄉(xiāng)土文化認知認同與鄉(xiāng)土文化行動認同為中等相關(guān)、鄉(xiāng)土文化情感認同與鄉(xiāng)土文化行動認同為強相關(guān),且相關(guān)系數(shù)為正數(shù),說明兩兩之間有著正向影響。

(二)農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿現(xiàn)狀

對農(nóng)村大學生的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿及所屬7個指標的基本情況進行描述性統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn),Y7均值最小,為2.59;Y4均值最大,為3.55;農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的均值為3.01,處于中間水平。總體而言,農(nóng)村大學生的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿并未出現(xiàn)過低或過高的傾向,大部分大學生的意愿居于中間水平。從各指標的情況來看,農(nóng)村大學生對于返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)僅處于想法層面,并未真正將返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)作為未來的規(guī)劃并付諸實際行動,大多數(shù)大學生并沒有為返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)花費時間和精力來學習相關(guān)知識、了解前沿動態(tài)。

通過數(shù)理統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn),農(nóng)村大學生的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿在個體特征變量、家庭特征變量和地方政策認知特征變量等方面的差異顯著性如下:個體特征變量方面,農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿在年級上存在較大差異,在專業(yè)上存在部分差異,而在性別上差異不明顯;在家庭特征變量方面,除了父母有無成功創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷變量外,農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿在家庭所在地區(qū)、家庭經(jīng)濟水平、家庭精神支持、家庭物質(zhì)支持等4個變量上均呈現(xiàn)出顯著差異;地方政策認知特征變量方面,不了解創(chuàng)業(yè)扶持政策的農(nóng)村大學生最多,且返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿最弱,均值僅為17.62;了解當?shù)貏?chuàng)業(yè)扶持政策且認為政策較為寬松的農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿最強,均值為22.79;了解當?shù)貏?chuàng)業(yè)扶持政策但認為政策相對嚴苛的農(nóng)村大學生的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿居于上述二者之間,均值為18.31。本研究進一步對該維度進行單因素方差分析,sig.值為0,通過了5%水平上的顯著性檢驗,說明農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿在地方政策認知特征變量上有顯著差異,且呈正相關(guān)關(guān)系。

(三)鄉(xiāng)土文化認同與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的相關(guān)分析

將鄉(xiāng)土文化認同總體水平及其3個維度,即鄉(xiāng)土文化認知認同、鄉(xiāng)土文化情感認同、鄉(xiāng)土文化行為認同均值水平和返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿分別作為自變量和因變量,將性別、專業(yè)、年級等個體特征變量,家庭所在地區(qū)、家庭經(jīng)濟水平、家庭精神支持、家庭物質(zhì)支持、成功創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷等家庭特征變量,對于當?shù)貏?chuàng)業(yè)相關(guān)政策的了解程度這一地方政策認知特征變量,共9個變量作為控制變量。從表3可以看出,鄉(xiāng)土文化認同總體水平及其下屬的鄉(xiāng)土文化認知認同、鄉(xiāng)土文化情感認同、鄉(xiāng)土文化行為認同水平的sig.值均為0.000,小于0.05,通過了置信區(qū)間為95%的顯著性檢驗,說明以上四者均與農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿呈正相關(guān)關(guān)系。

表3 鄉(xiāng)土文化認同與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的相關(guān)分析

(四)鄉(xiāng)土文化認同與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的回歸分析

1.回歸模型的建立。本文意在研究鄉(xiāng)土文化認同對農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的影響,因此將鄉(xiāng)土文化認知認同、鄉(xiāng)土文化情感認同、鄉(xiāng)土文化行為認同作為自變量,將農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿作為因變量,將3個個體特征變量、5個家庭特征變量以及地方政策認知特征變量作為回歸分析中的控制變量。由于因變量即農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿為定距變量,所以采用線性回歸分析方法。具體公式如下:

y=β0+β1x1+β2x2+β3x3+…βkxk+ε

(1)

其中,y表示農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿;β0表示常量,即為縱截距;xi表示相關(guān)控制變量以及核心解釋自變量(i=1,2,…,k);βi是各自變量的回歸系數(shù)(i=1,2,…,k)。各變量的賦值情況詳見表4。

表4 各變量賦值情況

2.對鄉(xiāng)土文化認同3個維度的回歸分析。根據(jù)上文對于控制變量以及核心解釋自變量的賦值情況的描述,采用逐步回歸分析方法研究鄉(xiāng)土文化認同如何作用于農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿。具體將9個控制變量放入第一層,形成了模型1;將鄉(xiāng)土文化認同的3個維度的核心自變量放入第二層,形成模型2。最終得到了鄉(xiāng)土文化認同對農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的線性回歸分析結(jié)果(表5)。其中,模型2的變量方差膨脹因子(VIF)均小于10,說明不存在共線性,可以進行線性回歸分析。

(1)模型擬合度與線性回歸方程。根據(jù)表5中的數(shù)據(jù),對線性回歸的模型擬合度進行闡釋。在模型1中,包含了9個控制變量,擬合度為0.149,擬合程度較低。在模型2中,加入了鄉(xiāng)土文化認知認同、鄉(xiāng)土文化情感認同和鄉(xiāng)土文化行為認同作為核心自變量,得到擬合度為0.276,擬合程度有了一定幅度的提高,說明鄉(xiāng)土文化認同的3個維度有助于更好地解釋因變量。

表5 鄉(xiāng)土文化認同3個維度的線性回歸分析

根據(jù)公式(1)可以得出鄉(xiāng)土文化認同各維度對農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的線性回歸方程:

y=1.339+0.126x1+0.292x2+0.414x3

(2)

(2)對控制變量的回歸分析。從觀測模型1可知,控制變量中僅有2個變量(年級、地方政策認知特征)對農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著影響。其中,年級對農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著的負向影響,其每增加一個單位會使得農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿降低0.128;地方政策認知特征對農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著的正向影響,其每增加一個單位會使得農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿提高0.328。從觀測模型2可知,在加入了核心解釋自變量之后,控制變量對農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的影響發(fā)生了變化,其中有3個變量(年級、家庭精神支持和地方政策認知特征)對農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著影響。其中年級對農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著的負向影響,其每增加一個單位會使得返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿降低0.125;家庭精神支持對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著的正向影響,其每增加一個單位會使得農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿提高0.117;地方政策認知特征對農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著的正向影響,其每增加一個單位會使得農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿提高0.299。綜上,對控制變量的回歸分析中,年級、地方政策認知特征和家庭精神支持是影響農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的重要因素。

(3)對鄉(xiāng)土文化認同3個維度的回歸分析。在對鄉(xiāng)土文化認同3個維度的考察中,可以發(fā)現(xiàn)模型2,即基于控制變量加入核心自變量后,通過了相關(guān)性檢驗的3個變量均對農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著影響。鄉(xiāng)土文化認知認同、鄉(xiāng)土文化情感認同、鄉(xiāng)土文化行為認同每增加一個單位,能使農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿分別提高0.126、0.292和0.414。究其原因在于:1)農(nóng)村大學生對鄉(xiāng)土文化有較為清晰的認知和了解,將家鄉(xiāng)特色產(chǎn)業(yè)或生態(tài)農(nóng)業(yè)等諳熟于心,可以為返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)提供多元化的路徑選擇,從而做好返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的前期準備工作;2)農(nóng)村大學生和鄉(xiāng)土文化的情感聯(lián)系,可以激發(fā)他們建設(shè)家鄉(xiāng)、為家鄉(xiāng)發(fā)展作貢獻的責任感和使命感,促進其返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿;3)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)行為是懷揣鄉(xiāng)土文化情懷的農(nóng)村大學生以實際行動來宣揚鄉(xiāng)土文化的具體形式之一。進一步對比三者之間的作用,鄉(xiāng)土文化行為認同對農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的影響高于鄉(xiāng)土文化認知認同和鄉(xiāng)土文化情感認同。

3.對鄉(xiāng)土文化認同總體水平的回歸分析?；谏衔膶︵l(xiāng)土文化認同3個維度的回歸分析,本研究進一步剖析鄉(xiāng)土文化認同總體對于農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的作用,故以此作為自變量,構(gòu)建了模型3和模型4(表6)。其中,在模型4的變量的方差膨脹因子均小于10,說明不存在共線性,可以進行線性回歸分析。

表6 鄉(xiāng)土文化認同總體對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的回歸分析

(1)模型擬合度與線性回歸方程。根據(jù)表6中的數(shù)據(jù),對線性回歸的模型擬合度進行闡釋。模型3的擬合度在上文已作描述,故不作贅述。在模型4中,加入了鄉(xiāng)土文化認同總體作為核心自變量,得到擬合度為0.250,擬合程度有了一定幅度的提高,說明鄉(xiāng)土文化認同總體有助于更好地解釋因變量。

根據(jù)上文的公式(1)可以得出鄉(xiāng)土文化認同對農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的線性回歸方程:y=1.291+0.419x。

(2)對控制變量的回歸分析。由表6可知,控制變量中的年級、家庭精神支持、地方政策認知特征都對農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著影響。

(3)對鄉(xiāng)土文化認同的回歸分析。觀測模型4可知,鄉(xiāng)土文化認同對農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著的正向影響(P=0.000<0.001)。鄉(xiāng)土文化認同每增加一個單位會使得農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿提高0.419。鄉(xiāng)土文化認同對農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的作用是鄉(xiāng)土認知認同、鄉(xiāng)土情感認同和鄉(xiāng)土行為認同等3個維度作用的合力,因而會產(chǎn)生更大的影響。

4.假設(shè)檢驗。根據(jù)上文對所提出的4個研究假設(shè)所進行的相關(guān)分析和回歸分析,可以得出檢驗結(jié)果如表7所示。假設(shè)H、Ha、Hb、Hc得到驗證,說明鄉(xiāng)土文化認同以及下屬的3個維度,即鄉(xiāng)土文化認知認同、鄉(xiāng)土文化情感認同和鄉(xiāng)土文化行為認同對農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿均具有正向促進作用。同時根據(jù)上文可知,鄉(xiāng)土文化認知認同、鄉(xiāng)土文化情感認同、鄉(xiāng)土文化行為認同和鄉(xiāng)土文化總體認同每增加一個單位,能使農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿強度分別提高0.126、0.292、0.414和0.419。即就對農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的作用強度而言,鄉(xiāng)土文化認同總體作用最強,鄉(xiāng)土文化行為認同其次,鄉(xiāng)土文化認知認同則最弱。

表7 假設(shè)檢驗結(jié)果表

四、基于AGIL模型的理論闡釋

農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的鄉(xiāng)土文化認同與AGIL模型均受到內(nèi)外兩方面的影響:在外部受時代潮流、社會變遷的影響;在內(nèi)部需要協(xié)調(diào)整合鄉(xiāng)土文化的各組成部分,如物質(zhì)資源、村規(guī)民約、自治組織、價值觀念等。因此,可以運用AGIL模型就鄉(xiāng)土文化認同對農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的功能進行理論闡釋。下文將以此作為分析框架,從行為有機體系統(tǒng)的環(huán)境適應(yīng)功能、人格系統(tǒng)的行動目標獲取功能、社會系統(tǒng)的要素整合功能以及文化系統(tǒng)的潛在模式維持功能等對鄉(xiāng)土文化認同作用于農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿進行功能分析。

帕森斯將社會行動系統(tǒng)視作由行為有機體系統(tǒng)、人格系統(tǒng)、社會系統(tǒng)、文化系統(tǒng)所構(gòu)成的生物有機體,各子系統(tǒng)之間相互依存、相互作用。這4個子系統(tǒng)各自擔負不同的功能:行為有機體系統(tǒng)擔任環(huán)境適應(yīng)功能,負責向外界獲取系統(tǒng)所需的資源;人格系統(tǒng)包括個體動機、欲望和目標,擔任行動目標獲取功能,負責調(diào)動資源以達成整個系統(tǒng)的目標;社會系統(tǒng)由行動者個人通過制度化聯(lián)結(jié)而成,擔任系統(tǒng)要素整合功能;文化系統(tǒng)擔任模式維持功能,負責促進社會成員扮演好各自社會角色與維持好整個系統(tǒng)運行模式,以實現(xiàn)系統(tǒng)內(nèi)部制度的穩(wěn)定運行,同時負責管理各子系統(tǒng)之間的緊張關(guān)系,以起到穩(wěn)定社會關(guān)系的作用。AGIL模型是具有極強操作性的解釋框架,對于解釋中觀或微觀層面的社會行動具有極強的適配性。根據(jù)帕森斯的結(jié)構(gòu)功能主義理論,凡是社會中存在的行動系統(tǒng)都可以分為4個功能子系統(tǒng)并可以無限細分,形成由上至下、由內(nèi)而外規(guī)整的嵌套結(jié)構(gòu)。無論社會系統(tǒng)復(fù)雜程度的高低,都會面臨環(huán)境適應(yīng)、目標獲取、要素整合、模式維持等4個方面的問題。

(一)環(huán)境適應(yīng)功能:促進農(nóng)村大學生適應(yīng)和融入農(nóng)村社會

根據(jù)AGIL模型,鄉(xiāng)土文化認同適應(yīng)功能的發(fā)揮需要從外界環(huán)境中挖掘和獲取資源,用以保證行動系統(tǒng)的有序運行。因此,可從適應(yīng)和融入2個維度來闡述鄉(xiāng)土文化認同對農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的促進作用。

1.鄉(xiāng)土文化認同促進農(nóng)村大學生適應(yīng)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)外部環(huán)境。鄉(xiāng)土文化認同下的行動有機體系統(tǒng)承擔著適應(yīng)功能,推動農(nóng)村大學生在返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)過程中向外界環(huán)境募集資金,獲取企業(yè)發(fā)展所需的物質(zhì)與人力支持。鄉(xiāng)土文化認同是對鄉(xiāng)土文化的認可和支持,農(nóng)村大學生保持這種積極態(tài)度,在其返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)時,能夠愈加詳盡地了解當?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展、特色產(chǎn)業(yè)、生態(tài)農(nóng)業(yè)等狀況,從而能更好地適應(yīng)當?shù)丨h(huán)境。

2.鄉(xiāng)土文化認同推動農(nóng)村大學生融入當?shù)剞r(nóng)村社會。農(nóng)村大學生遠離家鄉(xiāng),外出求學,受大城市快節(jié)奏的生活方式以及多元包容的思想觀念的熏染,在眼界和見識上都不再局限于原來的小鄉(xiāng)村。因而,在返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)過程中有時會遇到與當?shù)氐挠H朋甚至是父母 “說不到一塊去”的情況。如果說前文中的“適應(yīng)外部環(huán)境”是從物質(zhì)和信息層面為農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)消除障礙,那么,此處提到的“融入農(nóng)村社區(qū)”則是在心理層面上幫助他們與當?shù)鼐用衿瞥糸u。鄉(xiāng)土文化認同是農(nóng)村大學生在長久的共同生活中深刻烙印在頭腦中的對家鄉(xiāng)文化積淀的深厚自信與接納。對于遭受了城市文化沖擊的農(nóng)村大學生來說,重拾鄉(xiāng)土文化認同,與農(nóng)村社會實現(xiàn)融合勢在必行。農(nóng)村大學生只有通過增強鄉(xiāng)土文化認同,加強與親朋好友互動和聯(lián)系,拉近彼此之間的情感距離,打破思想觀念的隔閡,才能順利地融入農(nóng)村社會。

(二)目標獲取功能:從個體目標升華為返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)動機

根據(jù)AGIL模型,鄉(xiāng)土文化認同的行動目標獲取功能使得農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)行為目標得以科學確立,并在此基礎(chǔ)上有序調(diào)動內(nèi)外部資源。

1.鄉(xiāng)土文化認同升華有助于農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的動機。人格系統(tǒng)主要是從個體維度,包括個人的欲望、動機、目標等來確定行動系統(tǒng)的總目標并竭力達成。諸多創(chuàng)業(yè)者的成功經(jīng)驗表明,行為目標越純粹和高尚,行為給人的震撼力和吸引力越強大,行為成功的可能性也就越大。而農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)可能出于不同的動機,如有人希望過返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)來實現(xiàn)自己報效故鄉(xiāng)的愿望,獲得鄉(xiāng)親的認可;有人深受儒家傳統(tǒng)孝道思想觀念的影響,希望能夠通過返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)而近距離地照顧和贍養(yǎng)父母,給父母提供陪伴與精神慰藉以及創(chuàng)造更好的生活條件;有人對生養(yǎng)自己的土地抱著赤忱的熱情,出于建設(shè)家鄉(xiāng)的責任感、宣傳鄉(xiāng)土文化的使命感以及迫切回歸故土的鄉(xiāng)土情懷,選擇了返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的道路。作為推動農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的重要因素之一的鄉(xiāng)土文化認同,其本身就蘊含著農(nóng)村大學生對于家鄉(xiāng)的深情厚誼,有助于升華其返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)動機。

2.鄉(xiāng)土文化認同有助于農(nóng)村大學生有序調(diào)動資源以實現(xiàn)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)目標。人格系統(tǒng)所承擔的目標獲取功能是為了社會系統(tǒng)的最終目標的達成,但在向最終目標進發(fā)的過程中,會有各種階段性目標。鄉(xiāng)土文化認同可以幫助農(nóng)村大學生深刻理解與認識農(nóng)村,并基于農(nóng)村社區(qū)的基本狀況和服務(wù)農(nóng)村發(fā)展的需要而確立每個發(fā)展階段的小目標。如在市場調(diào)研階段,鄉(xiāng)土文化認同幫助他們切實了解到當?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展狀況、政策傾向以及產(chǎn)業(yè)空白等,能迅速實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)的合理定位;在籌集資金階段,農(nóng)村大學生可以利用鄉(xiāng)土文化認同充分調(diào)動人際關(guān)系網(wǎng)獲取資金,確立合理募資的目標;在企業(yè)發(fā)展階段,鄉(xiāng)土文化認同能夠幫助他們及時精準地掌握當?shù)鼐用竦南M偏好與市場需求,隨時調(diào)整生產(chǎn)結(jié)構(gòu),生產(chǎn)符合市場需求的產(chǎn)品,實現(xiàn)產(chǎn)品合理定位的目標。資本可分為經(jīng)濟、文化和社會三類可相互轉(zhuǎn)化的資本。其中,社會資本是個體或組織憑借自身所擁有的較為穩(wěn)定、且一定程度上制度化的相互交往、彼此熟悉的關(guān)系網(wǎng)絡(luò),形成的現(xiàn)實或潛在的資源集[25]。鄉(xiāng)土文化本質(zhì)上屬于文化資本,它是串聯(lián)起經(jīng)濟資本與社會資本的紐帶,農(nóng)村大學生通過鄉(xiāng)土文化認同獲取的各類資源可以促成文化資本和社會資本向經(jīng)濟資本的轉(zhuǎn)化。鄉(xiāng)土文化認同作為一種資本,利用其潛在的信息、資金、人力資本等資源助力農(nóng)村大學生在返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的各個階段確立小目標,并引導資源合理流向以確保返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)最終目標的達成。

3.基于鄉(xiāng)土文化認同構(gòu)建的鄉(xiāng)村權(quán)威有助于農(nóng)村大學生獲得資源上的比較優(yōu)勢。廣義上的鄉(xiāng)土文化指的是鄉(xiāng)村居民在長期的生產(chǎn)生活中形成的一切物質(zhì)和精神的集合,鄉(xiāng)村權(quán)威本質(zhì)上屬于鄉(xiāng)土文化的范疇。根據(jù)AGIL模型,承擔行動系統(tǒng)目標獲取功能的是鄉(xiāng)村權(quán)威,如村兩委或現(xiàn)代鄉(xiāng)賢。這些組織或個人既發(fā)揮外界信息上傳下達的作用,又掌握著資源的分配與流動。擁有強烈的鄉(xiāng)土文化認同的農(nóng)村大學生與當?shù)氐泥l(xiāng)村權(quán)威的聯(lián)系與溝通會愈加密切和順暢,從而能夠更便捷地獲得第一手的信息資源,占據(jù)物質(zhì)資源分配流動的優(yōu)勢位置,從而為返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的準備工作減少阻礙,從而有利于其返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的提升。

(三)整合功能:促進各資源的協(xié)調(diào)與整合以形成返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)合力

根據(jù)AGIL模型,鄉(xiāng)土文化認同的整合功能需要實現(xiàn)各子系統(tǒng)之間的整合協(xié)調(diào),以維持各子系統(tǒng)之間的和諧與整個系統(tǒng)的穩(wěn)定。

1.鄉(xiāng)土文化認同有助于整合人力資源,為農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)提供人力資本。相對于城市社區(qū)而言,中國農(nóng)村社會是 “熟人社會”,社會關(guān)系網(wǎng)中延伸出的每一條分支都會比城市社會中的人情往來更為緊密。從一定意義上而言,緊密聯(lián)系的社會關(guān)系網(wǎng)成為了農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的優(yōu)勢條件。鄉(xiāng)土文化認同的作用就是利用好個體的社會關(guān)系網(wǎng),整合人力資源,為農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)提供物質(zhì)資源和人力資本。如農(nóng)村大學生可以借助鄉(xiāng)土文化認同來號召父母親友、鄰里鄉(xiāng)親來宣傳項目、募集資金、打響知名度等?？茽柭鼘①Y本劃分為人力資本、物質(zhì)資本和社會資本等3種類型,認為人力資本與社會資本成互補關(guān)系[26]。接受高等教育的農(nóng)村大學生擁有較高的人力資本,使得他們獲得更高的社會地位,從而得以擴展自己的社會資本。因而,農(nóng)村大學生自身的技能不僅可以促進自身人力資本的轉(zhuǎn)化,也能夠利用社會關(guān)系網(wǎng)中相應(yīng)的人力資源來助力返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)目標的實現(xiàn)。

2.鄉(xiāng)土文化認同囊括的村規(guī)民約等約束性準則,為農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)提供制度保障。根據(jù)AGIL模型,對應(yīng)社會子系統(tǒng)的是制度,通過強制性的制度約束來對社會成員進行整合規(guī)約,避免越軌行為的出現(xiàn),保持整體系統(tǒng)的穩(wěn)定運行。經(jīng)過歷史長期積淀下來的村規(guī)民約、內(nèi)部成員之間約定俗成的交往準則、具備地方特色的風俗習慣等都是鄉(xiāng)土文化的產(chǎn)物,具有警醒提示、規(guī)范行為的作用。鄉(xiāng)土文化認同利用上述的約束性準則為返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的農(nóng)村大學生明確了行事的界限。

(四)模式維持功能:維持農(nóng)村大學生社會角色扮演

根據(jù)帕森斯AGIL模型,鄉(xiāng)土文化認同的潛在模式維持功能的發(fā)揮需要通過營造公認的價值體系,以規(guī)范社會成員的行為,防止目標達成過程中產(chǎn)生中止、斷裂的風險。鄉(xiāng)土文化認同潛在模式維持功能的發(fā)揮可以提升農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿,包括社會角色的扮演、矛盾沖突的緩和、抵御風險能力的增強等方面。

1.鄉(xiāng)土文化認同促進返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)大學生的社會角色扮演。鄉(xiāng)土文化認同本質(zhì)上屬于文化資本的范疇,農(nóng)村大學生的鄉(xiāng)土文化認同有助于他們對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)行為加以自覺規(guī)范,促進其返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)角色的正常扮演與創(chuàng)業(yè)模式的成功維持。根據(jù)社會角色理論,社會角色是在社會系統(tǒng)內(nèi)與一定社會位置相關(guān)的,符合社會要求的一套行為模式。個體處于不同的場域、置于不同的人生階段都會有不同的社會角色賦予,甚至會有多重角色的疊加。返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的農(nóng)村大學生兼具“創(chuàng)業(yè)者”“老鄉(xiāng)”等角色。鄉(xiāng)土文化認同可以幫助他們迅速明確“老鄉(xiāng)”的角色定位——同為一片土地上的利益共同體,一榮俱榮、一損俱損,決不能有損害村民共同利益的行為。另外,由于社會角色的重復(fù)、疊加和轉(zhuǎn)換,會導致個體在某些時刻出現(xiàn)角色沖突,農(nóng)村大學生在返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)過程中也不例外。鄉(xiāng)土文化認同通過對價值觀的影響而讓農(nóng)村大學生在面對角色沖突時可以有一個相對平穩(wěn)的過渡和正確的堅守,從而促進其社會角色的扮演與創(chuàng)業(yè)模式的長久維持。

2.鄉(xiāng)土文化認同緩和農(nóng)村大學生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)過程的矛盾沖突。文化子系統(tǒng)既能夠促進內(nèi)部成員的社會角色扮演與維持,又能夠緩解各子系統(tǒng)之間的緊張矛盾關(guān)系,以此維持系統(tǒng)穩(wěn)定運行。農(nóng)村大學生利用鄉(xiāng)土文化認同可以緩和內(nèi)外兩方面的矛盾沖突,促進返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的平穩(wěn)落地。(1)鄉(xiāng)土文化認同所包含的共通的情感、共同認可的價值觀保證了內(nèi)部成員思想與行為的一致性,農(nóng)村大學生借此可以實現(xiàn)社會角色的調(diào)和。(2)農(nóng)村大學生受到約定俗成的價值觀念的影響,順利地融入社群,與當?shù)鼐用癖３謨r值取向上的同步,如此就可以避免價值取舍矛盾和利益糾葛對創(chuàng)業(yè)目標所造成的干擾。

3.鄉(xiāng)土文化認同依托血緣、地緣關(guān)系有助于增強農(nóng)村大學生抵御風險能力。鄉(xiāng)土社會相對封閉,個體的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)主要依靠血緣和地緣關(guān)系相聯(lián)結(jié),范圍較小但聯(lián)系較為牢固緊密。每個農(nóng)村社區(qū)都是聯(lián)系緊密的情感關(guān)系共同體和利益共同體。對于返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的農(nóng)村大學生來說,他們雖然短暫離開家鄉(xiāng),但依然是家鄉(xiāng)的一分子,仍舊處于血緣和地緣紐帶的關(guān)系網(wǎng)之中。農(nóng)村大學生在返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)過程中若遭遇危機,鄉(xiāng)土文化認同能夠助其通過血緣、地緣等關(guān)系調(diào)動人際關(guān)系網(wǎng)之中的后備資源,團結(jié)一切能夠團結(jié)的力量,發(fā)揮集體的優(yōu)勢,增強抵抗風險的能力,同心同德,共渡難關(guān)。