創(chuàng)業(yè)經歷、 制度環(huán)境與鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)績效

田逸飄， 劉明月， 廖望科

1. 大理大學 經濟研究所，云南 大理 671003；2. 大理大學 經濟與管理學院，云南 大理 671003

鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)是脫貧攻堅與鄉(xiāng)村振興有機銜接的重要內生動力, 場域轉換和群體拓展是鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)有別于城市創(chuàng)業(yè)與農戶創(chuàng)業(yè)的重要特征． 2021年中央一號文件把“吸引城市各方面人才到農村創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新, 參與鄉(xiāng)村振興和現代農業(yè)建設”作為推進現代農業(yè)經營體系建設的重要內容, 同時提出要“鼓勵地方建設返鄉(xiāng)入鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)園和孵化實訓基地”． 可見, 隨著鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的持續(xù)推進, 農村基礎設施條件改善將為鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)提供良好的環(huán)境和氛圍． 鄉(xiāng)村場域內的創(chuàng)業(yè)群體也不再單純由在鄉(xiāng)和返鄉(xiāng)人員構成, 入鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)者加入亦將為鄉(xiāng)村振興注入新的活力, 并與在鄉(xiāng)和返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)者一起構成新的鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)群體． 然而, 現代城市場域和鄉(xiāng)村社會場域之間有著各自的慣性與特性, 在城市生機勃勃的創(chuàng)業(yè)活動, 是否能夠長期扎根于鄉(xiāng)村, 適應于鄉(xiāng)村社會的諸多特性, 將是鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)有別于城市創(chuàng)業(yè)的最大挑戰(zhàn)[1-2]．

資源與環(huán)境是鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)必不可少的支撐要素, 基于資源基礎論的創(chuàng)業(yè)績效研究將創(chuàng)業(yè)視為資源觀研究框架中的一個重要組成部分[3], 強調創(chuàng)業(yè)企業(yè)的資源整合能力對創(chuàng)業(yè)績效的影響． 長久以來, 城市發(fā)展從鄉(xiāng)村虹吸了大量資源, 導致鄉(xiāng)村場域內的創(chuàng)業(yè)資源匱乏, 創(chuàng)業(yè)者在創(chuàng)業(yè)過程中始終面臨著較強的資金、 技術和信息等資源約束[4]． 創(chuàng)業(yè)經歷作為一種寶貴、 獨特的先前經驗能夠為再次創(chuàng)業(yè)提供重要的資源供給[5]． 一方面, 先前的創(chuàng)業(yè)活動使創(chuàng)業(yè)者拓寬了社會關系網絡并加強了與政府部門、 社會企業(yè)和金融機構的信息交流[6]． 另一方面, 創(chuàng)業(yè)經歷在增加創(chuàng)業(yè)者工作經驗和技能的同時, 也幫助創(chuàng)業(yè)者更客觀地認識自身的不足[7], 增加創(chuàng)業(yè)者進行人力資本投資的可能性[8], 通過發(fā)揮“經驗曲線”效應幫助創(chuàng)業(yè)者突破資源約束[9]． 戰(zhàn)略適應論視角的創(chuàng)業(yè)績效研究則主要分析創(chuàng)業(yè)者從環(huán)境中識別、 開發(fā)利用機會為出發(fā)點, 重點突出創(chuàng)業(yè)機會通過戰(zhàn)略選擇來影響創(chuàng)業(yè)績效的過程[10]． 制度環(huán)境被認為是影響創(chuàng)業(yè)的重要環(huán)境因素之一, 它涵蓋了為社會生活提供穩(wěn)定和意義的規(guī)制性、 規(guī)范性和認知性3大基礎要素, 以及相關的活動與資源[11]． 在此基礎上, Busenitz等[12]提出了一個廣受認可的三維框架來考察制度環(huán)境, 包括規(guī)制制度、 認知制度和規(guī)范制度[12]． 近年來, 部分學者從人與環(huán)境互動的視角, 開始分析制度對創(chuàng)業(yè)的影響[13]． 制度與組織之間的互動決定了戰(zhàn)略選擇, 從而對企業(yè)績效產生影響[14]． 因此, 良性的制度環(huán)境能直接轉化出良好的創(chuàng)業(yè)績效[15]． 那么, 創(chuàng)業(yè)經歷和制度環(huán)境對鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)績效的影響效應如何?制度環(huán)境在創(chuàng)業(yè)經歷與鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)績效之間發(fā)揮著什么樣的作用?上述問題的解答對于優(yōu)化鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)資源配置和政策支撐體系具有重要的理論和實踐意義．

本文基于鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)者的微觀調查數據, 就創(chuàng)業(yè)經歷與制度環(huán)境對鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)績效的影響效應, 以及制度環(huán)境的調節(jié)效應進行分析． 本文的主要貢獻在于: ① 拓展了鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)群體的范圍, 不再局限于農戶這一特定群體, 而是把鄉(xiāng)村場域內所有的創(chuàng)業(yè)主體納入到了研究的范疇, 并檢驗了創(chuàng)業(yè)經歷和外部制度環(huán)境對鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)績效的影響效應; ② 解析了上述影響效應在創(chuàng)業(yè)產業(yè)和創(chuàng)業(yè)群體間的異質性; ③ 驗證了規(guī)范制度環(huán)境在創(chuàng)業(yè)經歷影響鄉(xiāng)村績效中的調節(jié)效應．

1 理論分析與研究假說

作為創(chuàng)業(yè)者人力資本的重要構成部分, 先前經驗是在長期的行業(yè)工作或創(chuàng)業(yè)過程中所積累的專長和知識, 這些專長和知識具有無形性、 專有性、 不可模仿性、 不可替代性等特征, 在后期的創(chuàng)業(yè)活動中能夠幫助創(chuàng)業(yè)者有效地識別潛在的行業(yè)風險和創(chuàng)業(yè)機會, 并能積極應對創(chuàng)業(yè)過程中的諸多挑戰(zhàn), 從而大幅度提升創(chuàng)業(yè)績效[16]． 創(chuàng)業(yè)經歷越豐富, 創(chuàng)業(yè)者的超前行動性、 創(chuàng)新性和風險承擔性則越強[17], 這主要得益于人們從過去的創(chuàng)業(yè)經歷中獲得的經驗和知識, 并建立起了“創(chuàng)業(yè)經驗曲線”[18]． 有一定創(chuàng)業(yè)經歷的創(chuàng)業(yè)者社會關系網絡更加廣泛, 在克服新創(chuàng)企業(yè)進入市場缺陷方面有較大優(yōu)勢[19], 也更加了解融資、 市場進入和顧客價值等影響創(chuàng)業(yè)成功的關鍵因素[20], 同時其機會識別能力也更強, 能將識別而來的機會轉化為新穎的商業(yè)模式[21]． 在鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)方面, 有創(chuàng)業(yè)經驗的返鄉(xiāng)農民工能夠快速解決創(chuàng)業(yè)初期面臨的一系列獨特問題, 并克服返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)中的“新進入陷阱”, 進而取得更好的創(chuàng)業(yè)績效[22]． 擁有創(chuàng)業(yè)經歷的返鄉(xiāng)者能再次發(fā)掘其人力資本, 通過在返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)中實施創(chuàng)新性舉措, 進而幫助企業(yè)建立和保持更好的績效[23]．

H1: 創(chuàng)業(yè)經歷能夠提升鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)績效．

規(guī)制制度環(huán)境主要由法律、 規(guī)章和政府政策等促進和限制行為的制度構成[24]． 其中, 限制性制度, 諸如門檻設置、 多層監(jiān)管和資源約束都會降低創(chuàng)業(yè)者的資源投入意愿和創(chuàng)業(yè)積極性[25-27], 而促進性的制度, 例如基于市場的產權保護、 公平競爭和金融規(guī)則等制度機制則會促進創(chuàng)業(yè)者參與市場活動的可能性和積極性[28]． 政府資助的項目和資源以及享受政府提供的支持性權利, 都將降低創(chuàng)業(yè)者對創(chuàng)業(yè)初期資源約束的擔憂[12], 進而提升創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)活力． 擁有政府支持的企業(yè)能夠獲得更多內部政策信息, 從而根據政策和產業(yè)方向提前對其自身管理體系、 規(guī)則和流程進行改進[29]． 因此, 若有良好的政策支持制度, 鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)便能夠獲得更多的發(fā)展資源, 從而提高創(chuàng)業(yè)者的積極性并對創(chuàng)業(yè)績效產生重要影響．

H2: 促進性規(guī)制制度環(huán)境能夠提升鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)績效．

認知是關于世界、 內化于個體內心共享的系列符號體系, 在個體之間得到采用和分享[30]． 環(huán)境制度中的認知性要素是理解特定現象廣泛共享的社會知識和認知結構[31]． 在創(chuàng)業(yè)過程中, 認知環(huán)境與人們知識、 技能和信息獲取有關, 是個體進行創(chuàng)業(yè)的非技術能力, 其結果直接影響創(chuàng)業(yè)者識別新機遇的能力[32]． 猶如團隊認知能力, 作為一種團隊資源, 對初創(chuàng)企業(yè)績效提升具有顯著影響[33]． 諸如創(chuàng)業(yè)共識能力[34]、 專長配置能力[35]、 監(jiān)測調控能力[36]等, 也被證實能夠對企業(yè)績效產生重要影響． 創(chuàng)業(yè)導向的認知制度環(huán)境, 往往意味著區(qū)域中存在較為完備的創(chuàng)業(yè)基礎設施和相對豐沛的創(chuàng)業(yè)教育資源等, 預示著可供利用的豐富人力資源儲備池[37]． 因此, 鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)者所在地的認知制度環(huán)境越好, 創(chuàng)業(yè)者越有可能通過不同渠道學習并掌握空缺的必要性知識, 進而提升創(chuàng)業(yè)績效．

H3: 良好的認知制度環(huán)境能夠提升鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)績效．

制度環(huán)境的規(guī)范性要素是比較、 評價現存結構和行為的價值觀與規(guī)范[11]． 創(chuàng)業(yè)規(guī)范代表了社會是否尊重創(chuàng)業(yè)者和創(chuàng)業(yè)行為, 是否將創(chuàng)業(yè)視為通往成功的職業(yè)路徑[38]． Krueger等[39]認為創(chuàng)業(yè)者感知社會群體對創(chuàng)業(yè)的看法, 會顯著影響創(chuàng)業(yè)投入與積極性, 進而影響創(chuàng)業(yè)企業(yè)的績效． 社會群體的態(tài)度、 信念和期望會影響個體的創(chuàng)業(yè)結果, 如果期望和信念接受創(chuàng)業(yè), 則對個體的創(chuàng)業(yè)結果會產生積極的正向影響[40]． 公眾對創(chuàng)新活動的支持、 對創(chuàng)業(yè)者社會地位的尊重、 個體對創(chuàng)業(yè)的期望、 以及大眾媒體對創(chuàng)業(yè)的正面宣傳, 都會增加創(chuàng)業(yè)者的主觀能動性, 促進創(chuàng)業(yè)績效提升[41]． 社會建構的認同、 期望和支持等社會性激勵會刺激正在實施創(chuàng)業(yè)的主體更好地識別創(chuàng)業(yè)機會, 利用創(chuàng)業(yè)資源[42]． 因此, 鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)者所在地的規(guī)范性要素發(fā)展水平越高, 激勵創(chuàng)業(yè)者主動性和當地人積極參與的效果將會越明顯, 這都有助于創(chuàng)業(yè)績效的提升．

H4: 積極的規(guī)范制度環(huán)境能夠提升鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)績效．

2 實證設計

2.1 數據來源

本文的數據來源于2020年12月-2021年2月對云南、 四川、 重慶、 貴州4個省(市)鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)者的調研結果． 所謂鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)者, 即為鄉(xiāng)鎮(zhèn)一級以下從事創(chuàng)業(yè)活動的主體, 包括農戶創(chuàng)業(yè)主體和非農戶創(chuàng)業(yè)主體． 此次調研共發(fā)放問卷500份, 回收問卷471份, 回收率為94.2%． 為避免調查數據缺失或異常值對研究帶來影響, 在數據整理過程中剔除了無效樣本6份, 最終獲得有效樣本465份, 有效率為98.73%．

2.2 變量選取

被解釋變量: 鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)績效包括創(chuàng)業(yè)的經濟效益、 社會效益和市場效益等內容, 本文借鑒Govindarajan[43]和朱紅根等[44]設計的成熟量表, 并結合鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)特征對量表進行了適當調整, 共選取8個題項來測量鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)績效(表1)．

表1 鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)績效與制度環(huán)境量表

解釋變量: 創(chuàng)業(yè)經歷是指在從事當前創(chuàng)業(yè)活動之前所具有的創(chuàng)業(yè)過程, 用“在此次創(chuàng)業(yè)之前, 是否有過其他創(chuàng)業(yè)經歷” “先前創(chuàng)業(yè)持續(xù)年限”兩個指標來刻畫創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)經歷． 本文借鑒Busenitz等[12]和Scott[11]的研究, 從規(guī)制性、 認知性和規(guī)范性3個維度來考察制度環(huán)境． 各維度的測量主要參考Busenitz等[12]的成熟量表, 共選取15個題項(表1)．

控制變量: 為防止遺漏變量對實證結果造成系統(tǒng)性偏差, 本文還加入年齡、 性別、 婚姻狀況、 黨員身份和受教育程度作為控制變量(表2)．

表2 各變量定義及統(tǒng)計特征

2.3 模型設定

根據研究目的, 本文設定如下研究模型:

Ach=α1+β1Exper+Controls+ε1

(1)

Ach=α1+β1Ins+Controls+ε1

(2)

式(2)中,Ach為鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)績效,Exper為創(chuàng)業(yè)經歷(包括是否具有創(chuàng)業(yè)經歷和先前創(chuàng)業(yè)持續(xù)年限兩個指標),Ins為制度環(huán)境(包括規(guī)制制度環(huán)境、 認知制度環(huán)境和規(guī)范制度環(huán)境3個指標),Controls為控制變量(包括創(chuàng)業(yè)者性別、 年齡、 婚姻狀況、 黨員身份、 受教育程度等變量),α為截距項,ε為擾動項．

3 實證分析

3.1 信效度檢驗

信度和效度檢驗是衡量量表有效性、 一致性和穩(wěn)定性的重要先決條件． 本文采用克朗巴哈α(Cronbachα)系數和因子分析法來檢驗量表的信度和效度, 檢驗結果如表3所示． 由表3可知, 鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)績效、 規(guī)制制度環(huán)境、 認知制度環(huán)境和規(guī)范制度環(huán)境的克朗巴哈α系數分別為0.802,0.864,0.761,0.651, 均在0.60以上, 表明所選量表具有較好的可信度(克朗巴哈α系數越接近于1, 表明內部一致性信度越高)． 量表各維度的Kaiser-Meyer-Olkin(KMO)值均大于0.7(KMO值越接近1, 表明變量間的相關性越強, 越適合做因子分析), 且Bartlett’s球形檢驗均顯著, 因此可以進行因子分析． 同時, 各題項的Measure of Sampling Adequacy(MSA)值均大于0.6(該值反映每個變量的抽樣合適度, 越接近1, 表明原始變量越適合做因子分析), 因素載荷均大于0.5(系數越大, 表明變量與所提取的因子具有較強的相關性, 一般需要大于0.5), 共同性也均大于0.4(共同性越大, 變量能被因子說明的程度越高, 一般需要大于0.4), 各題項均滿足效度要求．

表3 各量表信度和效度檢驗結果

3.2 基準模型分析

表4中, 模型(1)和模型(2)分別展示了創(chuàng)業(yè)經歷和創(chuàng)業(yè)時長對鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)績效的回歸結果, 模型(3)-模型(5)分別展示了規(guī)制、 認知和規(guī)范制度環(huán)境對鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)績效的回歸結果． 由表4可知, 創(chuàng)業(yè)經歷和創(chuàng)業(yè)時長均對鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)績效有顯著的促進作用, 先前創(chuàng)業(yè)經歷通過幫助創(chuàng)業(yè)者積累經驗和教訓, 并在后來的創(chuàng)業(yè)過程中有效識別潛在行業(yè)風險和創(chuàng)業(yè)機會, 跨越新創(chuàng)陷阱, 提升了創(chuàng)業(yè)績效． 先前創(chuàng)業(yè)活動持續(xù)的時間越長, 越有助于創(chuàng)業(yè)績效的提升． 制度環(huán)境對鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)績效的影響同樣顯著為正, 支持性的規(guī)制制度環(huán)境、 良好的認知制度環(huán)境和積極的規(guī)范制度環(huán)境分別通過降低創(chuàng)業(yè)者資源約束, 拓寬創(chuàng)業(yè)者資源獲取渠道和提升創(chuàng)業(yè)者積極性, 提高了鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)績效． 其中, 認知制度環(huán)境的績效提升效應最大, 其次是規(guī)范制度環(huán)境, 而規(guī)制制度環(huán)境的績效提升效應相對較?。?由此, H1-H4均得到了驗證．

表4 基準模型估計結果

3.3 內生性處理

創(chuàng)業(yè)經歷與創(chuàng)業(yè)績效之間可能存在雙向影響的因果關系, 在一定程度上會導致模型存在內生性, 因此有必要對模型的內生性進行討論． 考慮到先前創(chuàng)業(yè)經歷為“有”和“無”的二元變量, 本文采用傾向得分匹配法(PSM)進行內生性處理． 主要步驟為: 首先利用Logit模型估計傾向得分, 從沒有創(chuàng)業(yè)經歷的創(chuàng)業(yè)者中尋找與具有創(chuàng)業(yè)經歷且個體特征相似的創(chuàng)業(yè)者, 接著對各變量傾向得分匹配的數據進行平衡性檢驗． 經檢驗可知, 本文各變量匹配后的偏差值均小于10%, 說明變量可以被接受, 同時所有變量的p值(顯著性)匹配后均大于10%, 意味著接受了檢驗的原假設, 表明經過匹配后具有創(chuàng)業(yè)經歷的鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)者和沒有創(chuàng)業(yè)經歷的鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)者其他特征變量已無顯著差異, 傾向得分匹配通過了平衡性檢驗, 且檢驗結果較為理想． 接著利用自助法獲得先前創(chuàng)業(yè)經歷對鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)績效影響的標準誤差, 自助抽樣次數為200次, 并通過最近鄰匹配、 半徑匹配和核匹配3種方法估計獲得平均處理效應(ATT)(表5)． 計算公式為:

表5 創(chuàng)業(yè)經歷對鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)績效的平均處理效應估計結果

ATT=E(Y1i-Y0i|Pbi=1,Xi)=E(Y1i-Y0i|Pbi=1,p(Xi))

(3)

式(3)中,Y1i表示具有創(chuàng)業(yè)經歷的鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)績效,Y0i表示沒有創(chuàng)業(yè)經歷的鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)績效,Pbi=1表示具有創(chuàng)業(yè)經歷的鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)者,Xi表示鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)者的個體特征變量,p(Xi)表示傾向得分, 由此可得(Y1i-Y0i)表示創(chuàng)業(yè)經歷對鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)績效的平均處理效應．

由表5可知, 在考慮內生性后創(chuàng)業(yè)經歷對鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)績效的影響仍顯著為正． 以最近鄰匹配方式為例, 創(chuàng)業(yè)經歷對鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)績效的影響系數為0.331 6, 表明具有創(chuàng)業(yè)經歷的鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)者其創(chuàng)業(yè)績效比沒有創(chuàng)業(yè)經歷的鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)者高33.16%． 半徑匹配與核匹配的平均處理效應與最近鄰匹配相近, 驗證了結果的穩(wěn)定性．

3.4 異質性分析

為進一步考察創(chuàng)業(yè)經歷的績效提升效應在不同創(chuàng)業(yè)產業(yè)和群體之間的差異, 本文繼續(xù)采用傾向得分匹配法對農林牧副漁業(yè)、 生產加工制造業(yè)和餐飲旅游服務業(yè), 以及農戶和非農戶先前創(chuàng)業(yè)經歷的績效提升效應進行分析． 從表6可以看出, 創(chuàng)業(yè)產業(yè)屬于農林牧副漁業(yè)的鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)者, 其創(chuàng)業(yè)經歷的績效提升凈效應為0.938 0, 意味著創(chuàng)業(yè)績效比沒有創(chuàng)業(yè)經歷的創(chuàng)業(yè)者高93.8%; 生產加工制造業(yè)鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)經歷的績效提升凈效應為0.614 7; 而餐飲旅游服務業(yè)鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)經歷的績效提升凈效應為0.254 9． 由此可知, 創(chuàng)業(yè)經歷對農林牧副漁業(yè)創(chuàng)業(yè)績效的提升具有更大的促進作用, 原因在于鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè), 尤其是涉農創(chuàng)業(yè), 最大的難題是資源約束, 而創(chuàng)業(yè)經歷可以為創(chuàng)業(yè)者積累經驗、 人脈和資源, 以此突破資源的桎梏．

表6 創(chuàng)業(yè)經歷績效提升效應的異質性

農戶創(chuàng)業(yè)群體先前創(chuàng)業(yè)經歷的績效提升凈效應為0.370 4, 表明有創(chuàng)業(yè)經歷的農戶其創(chuàng)業(yè)績效會比沒有創(chuàng)業(yè)經歷的高37.04%, 而非農戶創(chuàng)業(yè)群體創(chuàng)業(yè)經歷的績效提升凈效應為0.201 3, 交叉對比可以發(fā)現, 創(chuàng)業(yè)經歷對農戶創(chuàng)業(yè)績效的提升作用高于非農戶． 主要原因在于, 在創(chuàng)業(yè)過程中農戶相對于入鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的非農群體面臨著更為嚴重的資源約束, 因此一旦有渠道能夠突破資源約束將會產生更為明顯的正外部效應．

規(guī)制、 認知和規(guī)范制度環(huán)境的創(chuàng)業(yè)績效提升效應同樣表現出了產業(yè)差異和主體差異(表7)． 具體而言, 規(guī)制制度環(huán)境只對鄉(xiāng)村生產加工制造業(yè)和餐飲旅游服務業(yè)的創(chuàng)業(yè)績效有顯著的促進作用． 認知制度環(huán)境對不同產業(yè)創(chuàng)業(yè)績效的影響均顯著為正, 但對農林牧副漁業(yè)創(chuàng)業(yè)績效的提升有更大的促進作用, 這一結果進一步印證了涉農創(chuàng)業(yè)主要受限于資源的獲取, 而良好的認知制度環(huán)境可以幫助創(chuàng)業(yè)者拓寬資源獲取渠道． 規(guī)范制度環(huán)境對不同產業(yè)創(chuàng)業(yè)績效的影響同樣均顯著為正, 并且對生產加工制造業(yè)創(chuàng)業(yè)績效的提升表現出了更大的促進作用, 主要原因是鄉(xiāng)土社會中, 開辦企業(yè)的經營者常常被視為鄉(xiāng)村中的“精英”階層, 并享有一定的地位和聲譽, 而外部環(huán)境對這一觀念越認同, 則越能激發(fā)經營者投入的積極性, 進而使其創(chuàng)業(yè)活動獲得更好的經營績效． 同時, 從表8還可以看出, 3種制度環(huán)境對非農戶創(chuàng)業(yè)績效的提升效應均高于農戶, 可能的原因在于當前鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)的政策制度和政策環(huán)境仍然傾向于支持具有一定基礎和資源的入鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)者, 導致非農戶創(chuàng)業(yè)主體擁有更良好的發(fā)展資源．

表7 制度環(huán)境對不同產業(yè)鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)績效的估計結果

表8 制度環(huán)境對不同主體鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)績效的估計結果

3.5 制度環(huán)境的調節(jié)效應

除了分析創(chuàng)業(yè)經歷與制度環(huán)境對鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)績效的直接影響, 本文還進一步探討了制度環(huán)境在創(chuàng)業(yè)經歷與鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)績效之間的調節(jié)效應． 由表9可以看出, 在模型(11)中只有創(chuàng)業(yè)經歷與規(guī)范制度環(huán)境的交互項對鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)績效的影響通過了顯著性檢驗, 規(guī)范制度環(huán)境在創(chuàng)業(yè)經歷影響鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)績效中起正向調節(jié)作用, 說明積極的規(guī)范制度環(huán)境會強化創(chuàng)業(yè)經歷的績效提升效應． 鄉(xiāng)村場域內, 以創(chuàng)業(yè)氛圍為核心的規(guī)范制度環(huán)境對于吸引新創(chuàng)主體有著重要作用, 積極良好的鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)氛圍有助于各類創(chuàng)業(yè)資源向鄉(xiāng)村集聚, 這將充盈鄉(xiāng)村場域的“資源池”, 幫助更多的創(chuàng)業(yè)主體突破資源困境, 從而實現創(chuàng)業(yè)績效的提升．

表9 制度環(huán)境的調節(jié)效應估計結果

4 結論與啟示

4.1 結論

創(chuàng)業(yè)經歷與制度環(huán)境均有助于鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)績效的提升, 在經過內生性處理之后結論依然成立． 進一步的異質性分析發(fā)現, 創(chuàng)業(yè)經歷、 認知制度環(huán)境和規(guī)范制度環(huán)境更有助于農林牧副漁業(yè)和生產加工制造業(yè)的績效提升, 規(guī)制制度環(huán)境則只對生產加工制造業(yè)和餐飲旅游服務業(yè)的績效提升有顯著影響． 創(chuàng)業(yè)經歷表現出“益農”特征, 對農戶創(chuàng)業(yè)績效的提升效應高于非農戶; 而制度環(huán)境則表現出“非農精英傾斜”特征, 對非農戶創(chuàng)業(yè)群體的績效提升效應高于農戶． 調節(jié)效應分析表明, 規(guī)范制度環(huán)境在創(chuàng)業(yè)經歷影響鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)績效中起正向調節(jié)作用, 能夠強化創(chuàng)業(yè)經歷的績效提升效應．

4.2 啟示

當前, 創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)已成為推動我國經濟高質量發(fā)展的新引擎, 但創(chuàng)業(yè)并非一蹴而就, 據Boso等[45]的研究顯示, 目前全球創(chuàng)業(yè)失敗率達75%以上, 初次創(chuàng)業(yè)的失敗率更是高達90%以上． 隨著創(chuàng)業(yè)活動逐步由城市向鄉(xiāng)村轉移, 創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)經歷和外部制度環(huán)境所發(fā)揮的作用變得越發(fā)明顯． 根據上述研究結論, 本文的啟示在于兩個方面: ① 創(chuàng)業(yè)者層面, 對于創(chuàng)業(yè)初期的創(chuàng)業(yè)者而言, 若自身沒有創(chuàng)業(yè)經歷, 可以考慮選擇具有創(chuàng)業(yè)經歷的合伙人, 以便在創(chuàng)業(yè)初期能夠更好地獲得資源和識別機會, 為企業(yè)成長與發(fā)展獲取先機． 同時也可招聘和提拔具有創(chuàng)業(yè)經歷的管理人員, 優(yōu)化管理層的人員結構． ② 政府層面, 政府一方面應繼續(xù)加大對鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)的扶持力度, 并在資金、 土地、 技術供給等方面向創(chuàng)業(yè)者傾斜, 為其提供更多的資源和平臺; 另一方面應繼續(xù)加大宣傳, 樹立鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)榜樣, 營造良好的創(chuàng)業(yè)氛圍, 提升在鄉(xiāng)、 返鄉(xiāng)、 入鄉(xiāng)3類群體的創(chuàng)業(yè)積極性．