時空視閾下創(chuàng)業(yè)榜樣示范對農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的激勵效應(yīng)研究

摘 要： 【目的/意義】在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略與共同富裕目標(biāo)的雙重驅(qū)動下，農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)成為一種重要的就業(yè)模式。旨在從時間與空間雙重維度，深入剖析創(chuàng)業(yè)榜樣對農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)活動的激勵效應(yīng)，以期為促進(jìn)鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展、實現(xiàn)共同富裕提供理論與實證支持?！痉椒?過程】基于2017 年和2019 年中國家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，研究運用線性概率模型，對3942 名返鄉(xiāng)農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)活動進(jìn)行實證分析。通過構(gòu)建基準(zhǔn)回歸模型，處理了自選擇問題，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，并深入分析了時間與空間作用機(jī)制，全面評估了2017 年農(nóng)民創(chuàng)業(yè)榜樣對2019 年返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)概率的影響?！窘Y(jié)果/結(jié)論】研究發(fā)現(xiàn)，2017 年農(nóng)民創(chuàng)業(yè)榜樣顯著提升了2019 年返鄉(xiāng)農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)概率，且該結(jié)論在緩解自選擇問題后依然穩(wěn)健。進(jìn)一步分析顯示，創(chuàng)業(yè)榜樣的激勵效應(yīng)展現(xiàn)出顯著的時空異質(zhì)性，尤其是在城鎮(zhèn)化率較低的區(qū)域和西部地區(qū)，這種效應(yīng)更為顯著。

關(guān)鍵詞： 鄉(xiāng)村振興；共同富裕；創(chuàng)業(yè)榜樣；返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)；時空異質(zhì)性

中圖分類號： F323.6 文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A 文章編號： 1673?5617 （ 2024 ） 05?0006?11

2015 年國務(wù)院辦公廳發(fā)布了《關(guān)于支持農(nóng)民工等人員返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的意見》，明確提出全面支持返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)。2018 年中共中央 國務(wù)院印發(fā)的《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃（2018—2022 年）》強(qiáng)調(diào)，實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略是實現(xiàn)全體人民共同富裕的必然選擇。2019 年發(fā)布的《促進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的指導(dǎo)意見》與2021 年發(fā)布的《關(guān)于加快推進(jìn)鄉(xiāng)村人才振興的意見》均指出，鄉(xiāng)村振興的兩大發(fā)力點是產(chǎn)業(yè)興旺與人才振興，吸引各類人才在鄉(xiāng)村振興中建功立業(yè)，推動各類人才投身鄉(xiāng)村建設(shè)，加速鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，不僅是鄉(xiāng)村振興的重要基礎(chǔ)，也是解決農(nóng)村一切問題的關(guān)鍵所在。2022年2 月22 日，《中共中央 國務(wù)院關(guān)于做好2022 年全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興重點工作的意見》正式發(fā)布，提出要持續(xù)全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興，切實保障農(nóng)民收入穩(wěn)步增長，著力促進(jìn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，為實現(xiàn)共同富裕奠定堅實基礎(chǔ)?？梢姡l(xiāng)村振興工作迎來了歷史上最好的政策機(jī)遇期。

在推進(jìn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略過程中，引導(dǎo)一定量的掌握熟練專業(yè)技能、擁有豐富資源稟賦的農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)、促進(jìn)鄉(xiāng)村人才振興進(jìn)而帶動農(nóng)村產(chǎn)業(yè)興旺[1]，至少具有三方面重要意義：（1）吸引農(nóng)民工尤其是其中的生產(chǎn)經(jīng)營人才、產(chǎn)業(yè)發(fā)展人才和科技人才返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，能夠推動鄉(xiāng)村三次產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展[2]；（2）農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)能夠帶動農(nóng)民就近就業(yè)，有利于緩解鄉(xiāng)村地區(qū)返鄉(xiāng)滯后者和留守農(nóng)民的就業(yè)壓力，拓寬增收渠道[3]，縮小收入差距，促進(jìn)共同富裕[4]；（3）農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)有助于提高農(nóng)戶家庭收入，加速實現(xiàn)物質(zhì)富裕的目標(biāo)，而且促進(jìn)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)及就業(yè)人員與家人的團(tuán)聚，有效緩解因大量農(nóng)民工外出務(wù)工而導(dǎo)致農(nóng)村地區(qū)的“空心化”現(xiàn)象及“三留守”問題，切實提高農(nóng)民的獲得感和幸福感[5]。因此，在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略與共同富裕目標(biāo)的雙重驅(qū)動下，農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)成為了一種重要的就業(yè)模式。同時，農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)作為推動農(nóng)村產(chǎn)業(yè)興旺的重要驅(qū)動力，近年來一直是學(xué)術(shù)界高度關(guān)注的研究主題。多年以來，學(xué)者們圍繞農(nóng)民工返鄉(xiāng)的內(nèi)在機(jī)制與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的意愿、決策、行為以及既往創(chuàng)業(yè)成功者的示范作用等問題展開了較深入的研究。其中，部分學(xué)者雖然嘗試討論創(chuàng)業(yè)榜樣對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)跟進(jìn)的影響，但并未剖析農(nóng)村地區(qū)創(chuàng)業(yè)榜樣對返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的作用機(jī)制。本文旨在從時間與空間雙重維度，基于2017年和2019 年的中國家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，深入剖析創(chuàng)業(yè)榜樣對農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)活動的激勵效應(yīng)，以期為促進(jìn)鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展、實現(xiàn)共同富裕提供理論與實證支持。

1 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

Schumpeter 認(rèn)為，創(chuàng)業(yè)是指創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)立一個新的企業(yè)或項目，將前所未有的生產(chǎn)條件和生產(chǎn)要素，以全新的方式組合起來，并納入“生產(chǎn)函數(shù)”的體系中，從而實現(xiàn)生產(chǎn)要素的創(chuàng)新性重新組合的過程[6]。在實踐中，創(chuàng)業(yè)活動的范圍既包括成立企業(yè)和個體工商戶，也涵蓋自雇勞動者、自營勞動者以及自由職業(yè)者等多樣化的創(chuàng)業(yè)人員形式。部分學(xué)者對返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)給出了自己的定義，汪三貴等[7] 認(rèn)為，返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)就是農(nóng)民工響應(yīng)政府的號召，經(jīng)過一段時間外出就業(yè)又返回家鄉(xiāng)，利用打工中增長的閱歷和本領(lǐng)以及獲得的資金和信息，在鄉(xiāng)村、小城鎮(zhèn)創(chuàng)辦生產(chǎn)性企業(yè)或者商品性農(nóng)業(yè)。石智雷等[8] 認(rèn)為，返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)是指農(nóng)民工從農(nóng)村出縣城到城市務(wù)工或經(jīng)商半年以上，積累了一定的資金、手藝、資源等，再返回家鄉(xiāng)創(chuàng)立企業(yè)等的行為。返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)是具有中國特色的流動人口從“城→鄉(xiāng)”的空間反向流動謀業(yè)的一種經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象。本文把返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的內(nèi)涵界定為：農(nóng)民工外出務(wù)工后返回出生長大的農(nóng)村地區(qū)創(chuàng)業(yè)或者返回戶口所在的城鎮(zhèn)創(chuàng)業(yè)。返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)一直是近些年學(xué)術(shù)界感興趣的研究主題。多年以來，學(xué)者們對返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的研究涉及經(jīng)濟(jì)學(xué)、管理學(xué)、社會學(xué)以及其他學(xué)科，并圍繞農(nóng)民工返鄉(xiāng)的內(nèi)在機(jī)制與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的意愿、決策、行為以及既往創(chuàng)業(yè)成功者的示范作用等問題展開了較深入的研究。

1.1 農(nóng)民工返鄉(xiāng)動因的研究

Lee[9] 曾基于社會學(xué)視角提出了人口遷移流向的“推—拉”定性分析模型，為研究農(nóng)民工流動問題搭建了一個很好的理論框架。遺憾的是，由于“推—拉”理論中對兩種不同方向力的設(shè)定較為抽象，理解維度上的巨大差異導(dǎo)致后來的研究者們在尋找和驗證城鄉(xiāng)推力、拉力時產(chǎn)生了較大分歧。20 世紀(jì)六七十年代，Todaro[10] 從經(jīng)濟(jì)學(xué)維度出發(fā)，構(gòu)建了一個“鄉(xiāng)→城”勞動力遷移定量分析模型，在引入預(yù)期收入變量之后，他得出的結(jié)論是：農(nóng)業(yè)勞動力遷入城市的動機(jī)取決于城鄉(xiāng)預(yù)期收入差異。國內(nèi)許多學(xué)者都利用Todaro 模型對我國勞動力流動特征展開探究，如盛亦男等[11] 利用該模型分析了2008 年金融危機(jī)對我國勞動力供求結(jié)構(gòu)的影響，發(fā)現(xiàn)此次危機(jī)所帶來的顯著失業(yè)引發(fā)了農(nóng)民工大規(guī)模被動返鄉(xiāng)。除了金融危機(jī)等外部沖擊導(dǎo)致的農(nóng)民工返鄉(xiāng)現(xiàn)象，有學(xué)者還從內(nèi)部的個體因素出發(fā)進(jìn)行討論，如Mohabir 等[12] 指出性別、年齡和歸屬感等因素顯著影響農(nóng)民工返鄉(xiāng)的意圖與決策。賀小丹等[13] 指出，當(dāng)前農(nóng)民工返鄉(xiāng)同時存在主動返鄉(xiāng)與被動返鄉(xiāng)兩種行為，且是在務(wù)工城市“推力”與家鄉(xiāng)發(fā)展“拉力”共同驅(qū)動下形成了農(nóng)民工“城→鄉(xiāng)”間流動的返鄉(xiāng)行為。還有學(xué)者從群體特征出發(fā)探究農(nóng)民工的返鄉(xiāng)動因，如胡祎[3] 總結(jié)出農(nóng)民工在城市務(wù)工后返鄉(xiāng)，存在“失敗者”和“成功者”兩種群體，“失敗者”多為無法在城市立足的新生代返鄉(xiāng)農(nóng)民工，而“成功者”則是進(jìn)城務(wù)工積累技術(shù)、資金、經(jīng)驗等相關(guān)資本，并試圖在返鄉(xiāng)后獲得更好發(fā)展機(jī)會的老一代返鄉(xiāng)農(nóng)民工。

1.2 農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿與行為的研究

許多學(xué)者將農(nóng)民工這種具有中國特色的遷移流向——“城→鄉(xiāng)”的研究視角延伸到農(nóng)民工返鄉(xiāng)后的創(chuàng)業(yè)活動上，把農(nóng)民工返鄉(xiāng)與創(chuàng)業(yè)決策內(nèi)生化，并從理論上展開研究。農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的動力來源多樣，不僅限于經(jīng)濟(jì)因素。石智雷等[14] 實證驗證了豐富的家庭稟賦能夠促進(jìn)農(nóng)民工返鄉(xiāng)并提高其創(chuàng)業(yè)概率，表明家庭因素在返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)決策中占據(jù)重要地位。趙德昭等[15?16] 則進(jìn)一步指出，返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的動力除了獲得比進(jìn)城務(wù)工更高的經(jīng)濟(jì)收益之外，還包括家庭團(tuán)聚、帶領(lǐng)家族成員（或者鄉(xiāng)親）共同致富等綜合收益，這些非經(jīng)濟(jì)因素同樣不可忽視。Qiu[17]、Duan 等[18] 強(qiáng)調(diào)，社會環(huán)境、工作需求的推動因素和創(chuàng)業(yè)資源的拉動因素顯著提高了中國農(nóng)民工返回家鄉(xiāng)從事創(chuàng)業(yè)活動的意愿。陳國生等[19] 還探討了個人與區(qū)域特征對農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)區(qū)位選擇的影響，指出受教育程度、居住地教育環(huán)境、消費水平和房價標(biāo)準(zhǔn)等因素均起到重要作用。

近年來，隨著數(shù)字經(jīng)濟(jì)的興起，互聯(lián)網(wǎng)的使用，數(shù)字技術(shù)、數(shù)字平臺與數(shù)字資源的利用對返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的作用引起了學(xué)界的關(guān)注。多項研究證實，互聯(lián)網(wǎng)及數(shù)字技術(shù)資源有助于提升返鄉(xiāng)農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)概率、創(chuàng)業(yè)規(guī)模和創(chuàng)業(yè)數(shù)量，同時電商政策也對其產(chǎn)生了顯著影響。Fan 等[20] 使用2016 年中國勞動力動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)（CLDS）構(gòu)建模型，實證分析后得出互聯(lián)網(wǎng)可以將返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的概率顯著提高8%。Xue 等[21] 的研究也得出了這一結(jié)論，實證結(jié)果還發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)的使用使返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)投資規(guī)模提高18%，創(chuàng)業(yè)數(shù)量增加36%。季凱文等[22] 利用四期中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)實證得出農(nóng)村電子商務(wù)政策的實施可以顯著提高返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的概率。王曰影[23] 發(fā)現(xiàn)返鄉(xiāng)農(nóng)民工可以借助數(shù)字技術(shù)、數(shù)字平臺以及數(shù)字資源的支撐來開展創(chuàng)業(yè)活動。

1.3 既往創(chuàng)業(yè)成功者示范效應(yīng)的研究

雖然部分學(xué)者嘗試研究創(chuàng)業(yè)榜樣對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)跟進(jìn)的影響，但并未剖析農(nóng)村地區(qū)創(chuàng)業(yè)榜樣對返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的作用機(jī)制，留下了較大的探討空間。有學(xué)者從整體層面研究創(chuàng)業(yè)榜樣對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響，如Lafuente 等[24] 指出，在具有悠長創(chuàng)業(yè)歷史的農(nóng)村地區(qū)，創(chuàng)業(yè)榜樣顯著提升了該地區(qū)的創(chuàng)業(yè)活躍度。還有學(xué)者從個體的心理感知層面出發(fā)，如Bosma 等[25] 通過心理學(xué)研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)榜樣從心理層面上驅(qū)動個體因為感知某種相似性而萌生創(chuàng)業(yè)意圖。蔣建勇等[26?27] 提出，身處在特定的鄉(xiāng)村社區(qū)中，感知相似性與近距離向創(chuàng)業(yè)榜樣學(xué)習(xí)，能夠提升農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)技能，增強(qiáng)其創(chuàng)業(yè)信心，促進(jìn)他們開展創(chuàng)業(yè)活動。朱紅根等[28]、Wyrwich 等[29] 進(jìn)一步指出，創(chuàng)業(yè)榜樣通過指導(dǎo)潛在創(chuàng)業(yè)者，降低他們面臨的不確定性和對失敗的恐懼感，從而提高創(chuàng)業(yè)信心。也有學(xué)者從個體的異質(zhì)性出發(fā)，Outsios 等[30]、Harrison 等[31]、Ahl 等[32] 發(fā)現(xiàn)，女性創(chuàng)業(yè)榜樣鼓勵和促進(jìn)了同性的持續(xù)性創(chuàng)業(yè)活動。后有學(xué)者探究了農(nóng)村創(chuàng)業(yè)榜樣帶動創(chuàng)業(yè)的具體機(jī)制，許昆鵬等[33] 的研究揭示了農(nóng)村創(chuàng)業(yè)榜樣從創(chuàng)業(yè)示范、創(chuàng)業(yè)機(jī)會識別和創(chuàng)業(yè)支持3 個維度帶動創(chuàng)業(yè)。而Zhao 等[34]認(rèn)為農(nóng)民群體在空間和社會上非常接近創(chuàng)業(yè)榜樣，為他們提供了機(jī)會來觀察或體驗這些榜樣的態(tài)度、價值觀和行為模式，然后他們可以模擬這些模式。Nowiński等[35] 將影響創(chuàng)業(yè)意愿的因素劃分為3 個維度，其中包括創(chuàng)業(yè)榜樣、創(chuàng)業(yè)態(tài)度和創(chuàng)業(yè)自我效能。隨著數(shù)字經(jīng)濟(jì)的興起，劉斌等[36] 強(qiáng)調(diào)，創(chuàng)業(yè)榜樣的示范效應(yīng)在互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用過程中更加明顯。曹宗平等[5] 首次就農(nóng)民創(chuàng)業(yè)榜樣對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)進(jìn)行實證分析，并得出農(nóng)民創(chuàng)業(yè)榜樣推動了農(nóng)民潛在創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)行為的結(jié)論，其原因是創(chuàng)業(yè)榜樣使農(nóng)民群體能夠通過與上述榜樣進(jìn)行比較，認(rèn)識到共同或類似的創(chuàng)業(yè)能力和資源，這反過來又增強(qiáng)了他們對創(chuàng)業(yè)作為一種職業(yè)的可行性看法。

1.4 文獻(xiàn)述評與研究假設(shè)

檢索文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，盡管學(xué)術(shù)界圍繞農(nóng)民工返鄉(xiāng)動因、返鄉(xiāng)后的創(chuàng)業(yè)行為決策以及農(nóng)村地區(qū)創(chuàng)業(yè)榜樣的示范作用等三條主線展開了較深入的分析，也取得了不少可供參考的學(xué)術(shù)成果，但遺憾的是，迄今為止，學(xué)者們尚未系統(tǒng)研究農(nóng)民創(chuàng)業(yè)榜樣對返鄉(xiāng)農(nóng)民工這個特殊群體回流家鄉(xiāng)后就近創(chuàng)業(yè)所產(chǎn)生的影響。這可能是前人受限于當(dāng)時研究數(shù)據(jù)的不全，抑或是缺乏與之相匹配的因果識別方法所致。本研究認(rèn)為，在推進(jìn)鄉(xiāng)村振興與實現(xiàn)共同致富的背景下，創(chuàng)業(yè)榜樣對返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的影響是現(xiàn)階段開展鄉(xiāng)村振興和實現(xiàn)共同富裕的關(guān)鍵點之一，是一個兼具學(xué)術(shù)性和現(xiàn)實性的重要研究命題。本研究推斷，由于返鄉(xiāng)農(nóng)民工屬于農(nóng)民群體，在中國農(nóng)村地區(qū)特定緊密的親緣、血緣、地緣的“強(qiáng)關(guān)系”社會網(wǎng)絡(luò)中，村民彼此關(guān)系密切且互相熟知，在這種特定的環(huán)境中，農(nóng)民更容易接觸到創(chuàng)業(yè)榜樣的創(chuàng)業(yè)成果，接受暗示和刺激，從而激發(fā)其開啟創(chuàng)業(yè)的動力，進(jìn)而帶動鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展?；诖?，本文提出假說H1：

H1：創(chuàng)業(yè)榜樣能夠提高返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的概率。

為深入探討農(nóng)民創(chuàng)業(yè)榜樣的作用機(jī)制及其對不同群體和區(qū)域返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)行為的影響，本文欲選取2017 年農(nóng)民創(chuàng)業(yè)成功人數(shù)作為2017 年農(nóng)民創(chuàng)業(yè)榜樣（以下簡稱創(chuàng)業(yè)榜樣）的代理變量，以此為基礎(chǔ)展開分析。首先，從時間維度來看，2017 年的創(chuàng)業(yè)榜樣對2 個不同時間段的返鄉(xiāng)農(nóng)民工群體均可能產(chǎn)生顯著的驅(qū)動作用。具體而言，對于2017 年前已返鄉(xiāng)的農(nóng)民工，創(chuàng)業(yè)榜樣可能主要起到促進(jìn)創(chuàng)業(yè)活動的作用，激發(fā)他們的創(chuàng)業(yè)熱情；而對于2017 年（含）以后返鄉(xiāng)的農(nóng)民工，創(chuàng)業(yè)榜樣則可能既具有吸引力，促使他們選擇返鄉(xiāng)，又具備推動力，助力他們在返鄉(xiāng)后成功開展創(chuàng)業(yè)活動。這種雙重驅(qū)動作用表明，創(chuàng)業(yè)榜樣的作用機(jī)制在時間維度上呈現(xiàn)出顯著的特征，其影響效果因返鄉(xiāng)時間的不同而有所區(qū)別。其次，從空間維度來看，農(nóng)民創(chuàng)業(yè)榜樣對不同群體的創(chuàng)業(yè)決策推動作用也存在差異。相較于無外出務(wù)工經(jīng)歷的本鄉(xiāng)農(nóng)民而言，雖然他們也可能受到創(chuàng)業(yè)榜樣的激勵，但由于缺乏外出務(wù)工所積累的物質(zhì)資本和人力資本，其創(chuàng)業(yè)動力可能相對較弱。相比之下，返鄉(xiāng)農(nóng)民工則因具備更為豐富的資源和經(jīng)驗，更容易受到創(chuàng)業(yè)榜樣的啟發(fā)和鼓舞，進(jìn)而投身創(chuàng)業(yè)浪潮。與此同時，城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民在創(chuàng)業(yè)時所利用的社會網(wǎng)絡(luò)、社會資本在空間上并不完全重合，農(nóng)民的社會網(wǎng)絡(luò)往往更加緊密且具有地域性特征。因此，農(nóng)民創(chuàng)業(yè)榜樣可能對城鎮(zhèn)居民的創(chuàng)業(yè)行為并不產(chǎn)生顯著影響。這一發(fā)現(xiàn)揭示了創(chuàng)業(yè)榜樣作用機(jī)理的空間特征，即其驅(qū)動效應(yīng)主要在農(nóng)村地區(qū)顯現(xiàn)。進(jìn)一步地，考慮到我國各地區(qū)城鎮(zhèn)化率及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異，本研究推測創(chuàng)業(yè)榜樣對返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)效果在不同區(qū)域也可能存在差異。城鎮(zhèn)化率較高的地區(qū)與較低的地區(qū)，以及中國東、中、西三大經(jīng)濟(jì)區(qū)域之間，由于就業(yè)崗位、收入水平、人口流動等因素的差異，創(chuàng)業(yè)榜樣對返鄉(xiāng)農(nóng)民工的激勵作用可能會有所不同。

基于以上分析，本文提出假說H2：

H2a：創(chuàng)業(yè)榜樣對返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的影響效應(yīng)存在時間異質(zhì)性，即不同時間段的返鄉(xiāng)農(nóng)民工受創(chuàng)業(yè)榜樣影響的效果不同。

H2b：創(chuàng)業(yè)榜樣對返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的影響效應(yīng)存在空間異質(zhì)性，即不同區(qū)域和群體受創(chuàng)業(yè)榜樣驅(qū)動的效果存在差異。

基于前人的學(xué)術(shù)成果，本文將聚焦以上問題展開探索性研究，可能的邊際貢獻(xiàn)體現(xiàn)在以下幾個方面：（1）在一定程度上充實關(guān)于創(chuàng)業(yè)榜樣影響返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的文獻(xiàn)，為該領(lǐng)域的后續(xù)研究提供參考；（2）利用中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，探討創(chuàng)業(yè)榜樣驅(qū)動返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的時間與空間作用機(jī)理，力圖豐富和深化返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)與先富帶動后富以及促進(jìn)共同富裕的相關(guān)理論；（3）率先采用時空異質(zhì)性分析，為各地政府制定精準(zhǔn)的返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)幫扶政策提供參考依據(jù)。

2 數(shù)據(jù)與變量

2.1 數(shù)據(jù)選取

本文使用的家庭數(shù)據(jù)來自西南財經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查研究中心2017 年及2019 年在全國（不含臺灣省、香港特別行政區(qū)與澳門特別行政區(qū)）開展的中國家庭金融調(diào)查（CHFS）[37]。該調(diào)查每兩年進(jìn)行一次，2019 年CHFS 調(diào)查樣本覆蓋全國29 個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市），343 個區(qū)縣，最終搜集了34643 戶家庭、107008 個家庭成員的信息，樣本覆蓋面比較廣，具有全國代表性，為本研究的研究提供了扎實可靠的數(shù)據(jù)支持。根據(jù)返鄉(xiāng)農(nóng)民工的定義，本文采用2019年CHFS 的數(shù)據(jù)，選擇戶口性質(zhì)為農(nóng)業(yè)戶口，篩選出經(jīng)歷過在現(xiàn)戶籍地級市以外的地方工作過半年及以上且返回到現(xiàn)戶籍所在地的農(nóng)民工數(shù)據(jù)，并將個人數(shù)據(jù)、家庭數(shù)據(jù)和master 數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配。同時，為了探究2017 年創(chuàng)業(yè)榜樣對2019 年返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的激勵效應(yīng)，本研究剔除了同時在2017 年和2019 年創(chuàng)業(yè)的相同的個體樣本。通過對所需變量的異常值和缺失值進(jìn)行處理后，最終得到3942 個返鄉(xiāng)農(nóng)民工樣本，分布在東部、東北、中部、西部29 個省或直轄市（具體包括京、津、滬、粵、蘇、浙、瓊、魯、閩、吉、黑、遼、鄂、湘、贛、冀、皖、晉、豫、陜、寧、青、蒙、甘、渝、川、滇、黔、桂）的221 個城市和269 個縣級地區(qū)之中。

2.2 變量說明

2.2.1 被解釋變量 2019 年返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)（以下簡稱返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)） 是本文的被解釋變量。根據(jù)2019 年CHFS 問卷受訪者對就業(yè)身份類別一題的回答，對該個體是否進(jìn)行創(chuàng)業(yè)活動進(jìn)行確定。其中，若受訪者的就業(yè)身份為“雇主”或“自營勞動者”或“自由職業(yè)者”，則賦值為1，視為自主創(chuàng)業(yè)；其他回答賦值為0，即視為未自主創(chuàng)業(yè)。根據(jù)這一定義，返鄉(xiāng)農(nóng)民工中創(chuàng)業(yè)的概率為11%。

2.2.2 核心解釋變量 2017 年農(nóng)民創(chuàng)業(yè)榜樣（即創(chuàng)業(yè)榜樣）是本文的核心解釋變量，本文以2017 年農(nóng)民創(chuàng)業(yè)成功人數(shù)作為2017 年農(nóng)民創(chuàng)業(yè)榜樣的代理變量。參考Wyrwich 等[29]、Lafortune 等[38] 對創(chuàng)業(yè)榜樣的衡量標(biāo)準(zhǔn)，根據(jù)2017 年CHFS 問卷篩選出戶口是農(nóng)民的創(chuàng)業(yè)樣本，通過問卷受訪者對“去年/今年上半年該項目的盈利狀況”這一問題的回答進(jìn)行確定。其中，若受訪者回答為“盈利”或“持平”，則賦值為1，視為創(chuàng)業(yè)成功；若受訪者回答為“虧損”，則賦值為0，即視為創(chuàng)業(yè)不成功。把創(chuàng)業(yè)成功人數(shù)統(tǒng)計到縣級層面，最終得到2017 年農(nóng)民創(chuàng)業(yè)成功人數(shù)2714 人。

2.2.3 控制變量 把可能影響創(chuàng)業(yè)的控制變量分為四類[5，39]：（1）反映個體個人特征的變量，比如性別、婚姻、健康、年齡、年齡平方、教育程度（調(diào)查問卷記錄了受訪者的文化程度，分別為沒上過學(xué)、小學(xué)、初中、高中、中專/職高、大專/高職、大學(xué)本科、碩士/研究生、博士研究生。根據(jù)中國目前各教育階段的教育年限，本文將文化程度轉(zhuǎn)化為受教育年限：小學(xué)為6 年，初中為9 年，高中為12 年，中專/職高為14 年，大專/高職為15 年，大學(xué)本科為16 年，碩士研究生為19 年，博士研究生為22 年）；（2）反映個體家庭特征的變量，比如家庭規(guī)模、家庭消費、家庭資產(chǎn)；（3）反映個體外地務(wù)工情況的變量，比如在外地的工作性質(zhì)、在外地工作的年收入；（4）反映個體所在地特征的地區(qū)固定效應(yīng)：由于CHFS 公開數(shù)據(jù)未披露樣本所屬省級以下具體地理信息，對于省級以下地理信息（包括城市、區(qū)縣、社區(qū)）只提供標(biāo)識碼（即偽碼），導(dǎo)致無法識別具體的城市和縣級地區(qū)，因此，個體所在城市（縣級）的經(jīng)濟(jì)特征與其他信息均不可獲得。此外，由于核心解釋變量是縣級層面統(tǒng)計人數(shù)，在控制縣級固定效應(yīng)和城市固定效應(yīng)的選擇上，研究發(fā)現(xiàn)樣本中單個城市存在3 個縣以下創(chuàng)業(yè)樣本的城市占比為98.64%，只存在1 個縣創(chuàng)業(yè)樣本的城市占比為85.07%。為了避免核心解釋變量與地區(qū)固定效應(yīng)產(chǎn)生共線性問題，因此把地區(qū)固定效應(yīng)控制在城市層面上。鑒于此，嘗試使用城市固定效應(yīng)代表該地區(qū)經(jīng)濟(jì)特征和地理特征等一切無法觀察到的信息。變量的基本定義和基本統(tǒng)計特性如表1 所示。

3 實證策略和實證結(jié)果

3.1 模型設(shè)定

參考Angrist 等[40] 和曹宗平等[5] 的方法，本文設(shè)置基準(zhǔn)回歸模型方程形式如下：

3.2 基準(zhǔn)回歸

本研究根據(jù)模型做了基準(zhǔn)回歸，表2 是基準(zhǔn)回歸結(jié)果。OLS 估計結(jié)果顯示，創(chuàng)業(yè)榜樣可以提高返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的平均概率為0.063%，在1% 的水平上顯著，表明創(chuàng)業(yè)榜樣顯著正向驅(qū)動返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)。由此，假說H1 得到驗證。

3.3 自選擇問題

返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)有可能存在自選擇現(xiàn)象，某些農(nóng)民工在外地打工積累了一定的創(chuàng)業(yè)資本并掌握了相關(guān)的技能，創(chuàng)業(yè)意愿強(qiáng)烈，在家庭成員的支持下展開創(chuàng)業(yè)行為。為了嘗試緩解自選擇的影響，本研究通過問卷受訪者對“家庭成員返鄉(xiāng)的原因”這一問題的回答進(jìn)行確定返鄉(xiāng)農(nóng)民工是出于主動還是被動原因創(chuàng)業(yè)。其中，1 為工作機(jī)會，2 為返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，3 為務(wù)工地生活成本太高，4 為務(wù)工地房價太高，5 為務(wù)工地落戶困難，6 為父母照料，7 為孩子上學(xué)/照料，8 為健康原因，9 為其他。若受訪者回答為“返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)”，則為主動創(chuàng)業(yè)；若受訪者回答為除了“返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)”以外的原因，則為被動創(chuàng)業(yè)。鑒于此，本研究對主動創(chuàng)業(yè)和被動創(chuàng)業(yè)的返鄉(xiāng)農(nóng)民工進(jìn)行分組回歸，結(jié)果如表3 所示。第（1）列是主動創(chuàng)業(yè)組的回歸結(jié)果，創(chuàng)業(yè)榜樣的估計系數(shù)并不顯著，表明創(chuàng)業(yè)榜樣對返鄉(xiāng)農(nóng)民主動創(chuàng)業(yè)沒有顯著影響。第（2）列是被動創(chuàng)業(yè)組的回歸結(jié)果，創(chuàng)業(yè)榜樣的估計系數(shù)為0.058，在5% 水平上顯著，小于基準(zhǔn)回歸中的創(chuàng)業(yè)榜樣對返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)影響的平均效果0.063，說明存在自選擇的返鄉(xiāng)農(nóng)民工更傾向于自主創(chuàng)業(yè)。假說H1 得到進(jìn)一步驗證。

3.4 穩(wěn)健性檢驗

基準(zhǔn)回歸模型通過線性概率模型進(jìn)行估計，為了保證估計結(jié)果的穩(wěn)健性，本研究將從以下3 個方面開展穩(wěn)健性檢驗（表4）。

首先，對2017 年創(chuàng)業(yè)榜樣的樣本作進(jìn)一步處理。在2019 年返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)個體樣本中，剔除了那些同時在2017 年和2019 年均創(chuàng)業(yè)成功的重復(fù)個體樣本，同時也剔除了2017 年創(chuàng)業(yè)榜樣中返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)成功的農(nóng)民工191 人，最終確定了2017 年農(nóng)民創(chuàng)業(yè)成功人數(shù)為2523 人，并將其作為解釋變量重新進(jìn)行回歸。表4第（1）列中創(chuàng)業(yè)榜樣的估計系數(shù)為0.070，在1% 的水平上顯著，大于表2 基準(zhǔn)回歸的估計系數(shù)0.063，說明2017 年創(chuàng)業(yè)榜樣在剔除了返鄉(xiāng)農(nóng)民工的個體之后，對2019 年返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的激勵效應(yīng)更強(qiáng)。

再者，外出務(wù)工經(jīng)歷可以積累人力資本、學(xué)會專業(yè)技能、提升商業(yè)敏感度，因此外出務(wù)工年限可能是影響返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的重要因素。本研究通過返鄉(xiāng)年份減去外出年份獲取外出務(wù)工年限數(shù)據(jù)，把外出務(wù)工年限作為額外的控制變量加入模型中并重新進(jìn)行回歸，結(jié)果顯示，表4 第（2）列中創(chuàng)業(yè)榜樣的估計系數(shù)為0.069，在1% 的水平上顯著，與表2 基準(zhǔn)回歸的估計系數(shù)0.063 相差不大。

最后，根據(jù)2019 年CHFS 的數(shù)據(jù)，城市被劃分為3 個等級。具體依據(jù)為《2019 年中國家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)使用說明》，該說明將城市劃分為以下幾個等級：一線城市包括北京、上海、廣州、深圳；新一線城市：天津、南京、杭州、武漢、蘇州、長沙、寧波、鄭州、東莞、佛山、青島、沈陽、成都、重慶、西安；二線城市包括長春、哈爾濱、大連、石家莊、濟(jì)南、煙臺、濰坊、臨沂、無錫、南通、金華、徐州、溫州、嘉興、紹興、常州、臺州、合肥、南昌、福州、廈門、泉州、珠海、惠州、中山、太原、蘭州、貴陽、南寧、昆明；其余城市歸為三線及以下城市。不同等級的城市在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化率（城鎮(zhèn)人口比重）方面差異較大，例如一線城市/新一線城市經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)、城鎮(zhèn)化率高，而三線及以下城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展稍弱、城鎮(zhèn)化率偏低。因此，身處不同等級城市的縣級地區(qū)應(yīng)該會對返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的意向和行為產(chǎn)生深刻影響。本研究在模型中加入城市等級這一控制變量并重新進(jìn)行回歸，結(jié)果顯示，表4 第（3）列中創(chuàng)業(yè)榜樣的估計系數(shù)為0.063，在1% 水平上顯著。表4 第（4）列為同時加入城市等級和外出務(wù)工年限2 個控制變量后的估計結(jié)果，創(chuàng)業(yè)榜樣的系數(shù)依然為正向顯著。

3.5 基于時間與空間作用機(jī)制分析

鑒于中國農(nóng)村地區(qū)存在特定的親緣、血緣、地緣的“強(qiáng)關(guān)系”社會網(wǎng)絡(luò)，村民的關(guān)系密切且互相了解。社區(qū)居民很容易獲悉他人創(chuàng)業(yè)成功，尤其青睞成功的正面影響，并希望通過復(fù)制創(chuàng)業(yè)榜樣的經(jīng)驗來取得成功。

因此， 本文首先主要研究2017 年創(chuàng)業(yè)榜樣對2019 年返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的影響機(jī)制及其效果，從時間上看，盡管2017 年創(chuàng)業(yè)榜樣對2017 年前返鄉(xiāng)的農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)與對2017 年（含）后返鄉(xiāng)的農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)同時產(chǎn)生驅(qū)動作用，但是估計創(chuàng)業(yè)榜樣對兩者的影響效果應(yīng)該會有所區(qū)別。為此，本文根據(jù)樣本把農(nóng)民工返鄉(xiāng)的年份分為2017 年前和2017 年（含）后2 組，并重新進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表5 的第（1）列和第（2）列。2017 年創(chuàng)業(yè)榜樣對2017 年（含）后返鄉(xiāng)的農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)影響效果比2017 年前返鄉(xiāng)的農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)影響效果高29.17%，兩者分別在5% 和1% 水平上顯著，表明創(chuàng)業(yè)榜樣對2017 年（含）后返鄉(xiāng)的農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的驅(qū)動作用更大。由此，假說H2a 得到驗證。

其次，在農(nóng)村地區(qū)特定的社會網(wǎng)絡(luò)中，農(nóng)民很可能通過模仿創(chuàng)業(yè)榜樣而創(chuàng)業(yè)，本研究估計，創(chuàng)業(yè)榜樣的作用機(jī)理應(yīng)該存在顯著的空間特征，即只在農(nóng)村地區(qū)才會產(chǎn)生驅(qū)動效應(yīng)。為驗證其空間作用機(jī)制，本研究分別用本鄉(xiāng)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)、城鎮(zhèn)居民創(chuàng)業(yè)（根據(jù)之前選定的267 個縣（樣本中城鎮(zhèn)居民創(chuàng)業(yè)的縣級地區(qū)比農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的縣級地區(qū)少2 個），從中篩選出城鎮(zhèn)戶口居民是否創(chuàng)業(yè)的觀測值12109 個）作為被解釋變量重新對模型進(jìn)行回歸，結(jié)果見表5。第（3）列中創(chuàng)業(yè)榜樣的回歸結(jié)果為0.047，在1% 水平上顯著，比基準(zhǔn)回歸結(jié)果0.063 低0.016。通過分析，相對于本鄉(xiāng)農(nóng)民，在通過外地打工經(jīng)歷積累了豐富的物質(zhì)資本與人力資本、學(xué)會了某種技術(shù)、磨煉了管理能力、建立了比較廣的人脈資源且具備一定的市場視野[39，41?42] 的農(nóng)民工群體中，創(chuàng)業(yè)榜樣對該群體返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)存在明顯的勞動力空間轉(zhuǎn)移創(chuàng)業(yè)驅(qū)動機(jī)制，更能刺激他們回鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)。第（4）列中創(chuàng)業(yè)榜樣的回歸結(jié)果不顯著，表明農(nóng)民創(chuàng)業(yè)榜樣的確并未對城鎮(zhèn)居民創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生影響。因此，在農(nóng)村地區(qū)特定緊密的親緣、血緣、地緣的“強(qiáng)關(guān)系”社會網(wǎng)絡(luò)中，創(chuàng)業(yè)榜樣能夠產(chǎn)生明顯的帶動效果并起到“傳幫帶”的作用，刺激農(nóng)民工下定決心從異地返回家鄉(xiāng)，提高其返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)信心與行動能力。由此，假說H2b 得到驗證。

綜上所述，創(chuàng)業(yè)榜樣存在顯著的時間與空間作用機(jī)制。

3.6 時空異質(zhì)性分析

前文分析顯示創(chuàng)業(yè)榜樣顯著提高了農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的概率，但值得注意的是，由于OLS 是對全樣本平均效果的估計，該回歸結(jié)果雖然已經(jīng)較好地反映了全國范圍內(nèi)返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的整體情況，但創(chuàng)業(yè)榜樣的作用機(jī)理存在顯著的時間特征與空間特征，因此需從時間與空間角度分別考察創(chuàng)業(yè)榜樣對返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的異質(zhì)性影響。

3.6.1 基于時間角度比較 在前文對創(chuàng)業(yè)榜樣基于時間與空間作用機(jī)制的分析中， 本研究已經(jīng)驗證了2017 年創(chuàng)業(yè)榜樣對2017 年前返鄉(xiāng)的農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)和對2017 年（含）后返鄉(xiāng)的農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的影響效果存在明顯區(qū)別，表5 的第（1）列和第（2）列回歸結(jié)果顯示，2017 年創(chuàng)業(yè)榜樣對2017 年（含）后返鄉(xiāng)的農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)影響效果比2017 年前返鄉(xiāng)的農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)影響效果高29.17%，兩者分別在5% 和1% 水平上顯著。因此，創(chuàng)業(yè)榜樣對不同年份返鄉(xiāng)的農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的作用機(jī)制存在明顯的異質(zhì)性。

3.6.2 基于地區(qū)城鎮(zhèn)化率比較 根據(jù)樣本中省級城鎮(zhèn)化率的中位數(shù)把樣本組劃分為地區(qū)城鎮(zhèn)化率較低組與地區(qū)城鎮(zhèn)化率較高組并進(jìn)行分組回歸，結(jié)果如表6 所示。在城鎮(zhèn)化率較低地區(qū)，創(chuàng)業(yè)榜樣對返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生更為顯著的促進(jìn)作用，創(chuàng)業(yè)榜樣的估計系數(shù)為0.117，在1% 水平上顯著，比表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果0.063高85.71%。然而，城鎮(zhèn)化率較高地區(qū)創(chuàng)業(yè)榜樣的估計系數(shù)卻不顯著，表明其對該地區(qū)的返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)尚未發(fā)揮明顯作用。本研究認(rèn)為，城鎮(zhèn)化率較低地區(qū)一般為經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)，就業(yè)崗位有限，返鄉(xiāng)農(nóng)民工為解決自身就業(yè)問題，同時往往把創(chuàng)業(yè)成功與家庭致富、家族興盛捆綁在一起，傾向于對創(chuàng)業(yè)榜樣的模仿而創(chuàng)業(yè)，因而受到創(chuàng)業(yè)榜樣的影響比較明顯。相反，城鎮(zhèn)化率較高地區(qū)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，企業(yè)數(shù)量多且運營良好，就業(yè)崗位充足，返鄉(xiāng)農(nóng)民工很容易獲得就業(yè)機(jī)會，就近打工收入也相對較高，同時家中自有物業(yè)還會帶來穩(wěn)定的額外收入，因此，他們沒必要承擔(dān)風(fēng)險去創(chuàng)業(yè)。

3.6.3 基于三大經(jīng)濟(jì)區(qū)域的縱向比較 根據(jù)2019 年中國家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)使用說明，東部包括：北京、天津、河北、山東、上海、江蘇、浙江、福建、廣東和海南；中部包括：安徽、江西、湖北、湖南、河南和山西；西部包括：內(nèi)蒙古、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、西藏、重慶、四川、云南、貴州和廣西；東北包括：遼寧、吉林和黑龍江，因此本研究將中國根據(jù)經(jīng)濟(jì)水平劃分為四大經(jīng)濟(jì)區(qū)域，分別是東北、東部、中部和西部地區(qū)。鑒于近些年來東北地區(qū)人口大量外流，外出農(nóng)民工主要留在務(wù)工地創(chuàng)業(yè)，很少返回家鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)。同時，東北地區(qū)符合本研究要求的農(nóng)民工返鄉(xiāng)樣本量只有207 個，其中創(chuàng)業(yè)的個體僅為16 人，數(shù)據(jù)實在太少，倘若對該地區(qū)返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)進(jìn)行回歸分析，則幾乎無法反映其客觀真實情況，故本文暫且不考慮東北地區(qū)，重點對其余三大經(jīng)濟(jì)區(qū)域開展分組回歸。表7 的回歸結(jié)果顯示，創(chuàng)業(yè)榜樣對西部地區(qū)的返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生巨大推動作用，創(chuàng)業(yè)榜樣的估計系數(shù)為0.098，在1% 的水平上顯著，比基準(zhǔn)回歸結(jié)果0.063 高55.56%，而東部和中部地區(qū)創(chuàng)業(yè)榜樣估計系數(shù)并不顯著?？赡艿慕忉屖?，西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)狀況整體不佳，且同時存在重慶市和四川省2 個農(nóng)民工大?。ㄊ校r(nóng)村地區(qū)社會網(wǎng)絡(luò)緊密，“窮則思變”的動力驅(qū)使返鄉(xiāng)農(nóng)民工迫切希望模仿創(chuàng)業(yè)榜樣開展創(chuàng)業(yè)活動來改變窘迫的處境，因此該區(qū)域創(chuàng)業(yè)榜樣促進(jìn)返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)作用明顯。東部和中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)相對發(fā)達(dá)，但是創(chuàng)業(yè)市場競爭也更趨激烈，考慮到創(chuàng)業(yè)失敗的巨大風(fēng)險，返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)決策時則相對謹(jǐn)慎，故這2 個區(qū)域創(chuàng)業(yè)榜樣的影響效果不明顯?；貧w結(jié)果與上文按照城鎮(zhèn)化率比較所得到的結(jié)論相一致，可以作為對上文的補(bǔ)充和完善。

綜上所述，創(chuàng)業(yè)榜樣對返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的影響效應(yīng)存在時間和空間上的異質(zhì)性， 假說H2a 與假說H2b 進(jìn)一步得到驗證。

4 結(jié)論與政策建議

4.1 結(jié)論

本文使用中國家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，考察2017 年農(nóng)民創(chuàng)業(yè)榜樣在時間與空間上對2019 年返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)活動的影響，主要結(jié)論如下：（1）2017年農(nóng)民創(chuàng)業(yè)榜樣提高了2019 年返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)概率，在統(tǒng)計和經(jīng)濟(jì)上都具有顯著意義，體現(xiàn)出先富帶后富幫后富以及促進(jìn)共同富裕的思想；（2）在緩解自選擇問題后，相關(guān)結(jié)論仍然能夠保持穩(wěn)?。唬?）創(chuàng)業(yè)榜樣的作用機(jī)制存在明顯的區(qū)域差異，尤其在經(jīng)濟(jì)較欠發(fā)達(dá)區(qū)域如城鎮(zhèn)化率較低地區(qū)、西部地區(qū)的農(nóng)村地區(qū)中，創(chuàng)業(yè)榜樣的帶動效果更為顯著。

4.2 政策建議

返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)能夠推動鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，有效帶動農(nóng)民就地就近就業(yè)，拓寬農(nóng)民增收渠道，有利于更好更快地增進(jìn)農(nóng)民福祉，最終走上共同富裕的道路。結(jié)合返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)中可能遇到的問題，重點要做好以下幾方面的工作。（1）榜樣示范，大力宣傳創(chuàng)業(yè)成功者的先進(jìn)事跡，助推鄉(xiāng)村引才聚才。建議地方政府部門、行業(yè)協(xié)會等廣泛宣揚創(chuàng)業(yè)榜樣的創(chuàng)業(yè)思維、創(chuàng)業(yè)項目與創(chuàng)業(yè)績效，講好身邊的創(chuàng)業(yè)故事，激活榜樣的力量，以鄉(xiāng)情鄉(xiāng)愁為紐帶，吸引一批積累了一定資金、技術(shù)、管理經(jīng)驗的農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)。搭建互教互助、資源共享的創(chuàng)業(yè)平臺，刺激并提高返鄉(xiāng)農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)積極性和主動性。引導(dǎo)返鄉(xiāng)農(nóng)民工選擇具有地方特色優(yōu)勢的領(lǐng)域開展創(chuàng)業(yè)，逐步把創(chuàng)業(yè)項目打造成地方名牌和區(qū)域品牌。（2）政策牽引，發(fā)揮各種優(yōu)惠政策的疊加效應(yīng)，有機(jī)整合返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)資源。鑒于不同地區(qū)創(chuàng)業(yè)榜樣對返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)存在差異化影響，精準(zhǔn)施策便顯得尤為重要。在經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)，創(chuàng)業(yè)榜樣帶動返鄉(xiāng)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)效果明顯。對于此類地區(qū)的政府而言，引導(dǎo)和支持返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)人員更多地依托當(dāng)?shù)刭Y源稟賦開展創(chuàng)業(yè)活動非常關(guān)鍵，把返鄉(xiāng)農(nóng)民工自身的多重比較優(yōu)勢合理嵌入到家鄉(xiāng)既有的產(chǎn)業(yè)鏈條中開展創(chuàng)業(yè)活動，促進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，從而提高其創(chuàng)業(yè)成功的概率。加大各方支持返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)力度，降低創(chuàng)業(yè)門檻，全面提升返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)活動水平。（3）數(shù)字賦能，完善軟硬件建設(shè)，營造良好創(chuàng)業(yè)環(huán)境。大力推進(jìn)數(shù)字鄉(xiāng)村建設(shè)，以數(shù)字技術(shù)賦能鄉(xiāng)村公共服務(wù)，完善農(nóng)村大數(shù)據(jù)應(yīng)用場景的配套設(shè)施建設(shè)。推進(jìn)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)園建設(shè)，吸引更多返鄉(xiāng)人員入園創(chuàng)業(yè)，共享聚集經(jīng)濟(jì)的好處，降低創(chuàng)業(yè)成本。完善返鄉(xiāng)農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)公共服務(wù)體系，優(yōu)化創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)課程設(shè)置，提高創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)效果，為創(chuàng)業(yè)項目的順利推進(jìn)提供智力和人才支撐。