農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的影響因素及提升策略

楊奕然 劉新民

楊奕然，劉新民. 農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的影響因素及提升策略［J］. 湖北農(nóng)業(yè)科學，2024，63（3）：222-230．

摘要：基于山東省5個農(nóng)村創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)典型縣的710份農(nóng)民問卷數(shù)據(jù)，運用主成分分析法從農(nóng)民自身內(nèi)部因素和周邊環(huán)境外部因素中提取出11個主成分因素，并進一步借助多元回歸實證分析農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的核心影響因素。結(jié)果表明，提取的11個主成分因素均對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿有顯著影響，各影響因素的作用關(guān)系由強至弱依次為感知行為控制、資金支持、政策支持、失敗恐懼、風險規(guī)避、感知風險、創(chuàng)業(yè)氛圍、基礎(chǔ)設(shè)施、主觀規(guī)范、親緣網(wǎng)絡和創(chuàng)業(yè)態(tài)度。其中，失敗恐懼、風險規(guī)避、感知風險負向影響農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿。最后，為了提高農(nóng)民的創(chuàng)業(yè)意愿，從技術(shù)培訓、政策支持、創(chuàng)業(yè)氛圍、制度保障等方面提出了相應的對策建議。

關(guān)鍵詞：農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿； 影響因素； 提升策略

中圖分類號：F323.6；F297.2? ? ? ? ?文獻標識碼：A

文章編號：0439-8114（2024）03-0222-09

DOI：10.14088/j.cnki.issn0439-8114.2024.03.033 開放科學（資源服務）標識碼（OSID）：

中共十九大報告指出，要支持和鼓勵農(nóng)民就業(yè)創(chuàng)業(yè)，拓寬農(nóng)民增收渠道，為鄉(xiāng)村建設(shè)注入新動力。為了促進農(nóng)民就業(yè)創(chuàng)業(yè)，國家出臺了一系列政策文件，《中共中央國務院關(guān)于堅持農(nóng)業(yè)農(nóng)村優(yōu)先發(fā)展做好“三農(nóng)”工作的若干意見》中指出要促進農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移就業(yè)和支持鄉(xiāng)村創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)。農(nóng)業(yè)農(nóng)村部辦公廳與中國農(nóng)業(yè)發(fā)展銀行辦公室聯(lián)合印發(fā)的《關(guān)于政策性金融支持農(nóng)村創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新的通知》也指出農(nóng)民創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)是大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新的重要力量，是中國實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展的重要載體。一方面，鼓勵農(nóng)民創(chuàng)業(yè)能夠推動資金、技術(shù)、信息、人才等生產(chǎn)要素向農(nóng)村流動，解決農(nóng)村剩余勞動力的問題，促進農(nóng)民持續(xù)增收；另一方面，推動農(nóng)民創(chuàng)業(yè)是解決“三農(nóng)”問題的重要舉措，能夠為新農(nóng)村建設(shè)注入活力，對新農(nóng)村建設(shè)的進程和質(zhì)量有重要意義。

然而，中國農(nóng)民創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)整體發(fā)展水平并不高，具體表現(xiàn)為人數(shù)少、占比低。據(jù)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部統(tǒng)計，截至2022年3月底，中國各類農(nóng)村創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)人員達? ? 1 120萬人，僅占中國農(nóng)村總?cè)丝跀?shù)量的2.01%，由此可見中國當前農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的參與程度較低，農(nóng)民參與創(chuàng)業(yè)的群體較少。可能是因為農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿受自身文化水平［1］、生活閱歷、冒險精神和社會責任［2］等一些自身內(nèi)部因素制約，也受融資渠道、融資成本、基礎(chǔ)設(shè)施和創(chuàng)業(yè)氛圍等外部政策環(huán)境因素影響［3，4］，同時還遭受著市場、技術(shù)等［5］多種風險的困擾。

在國家大力倡導農(nóng)民創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)而農(nóng)民創(chuàng)業(yè)參與度較低的背景下，本研究從農(nóng)民自身內(nèi)部因素和外部環(huán)境因素2個方面總結(jié)出33個題項，通過主成分分析提取公因子，系統(tǒng)分析農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的影響因素，并進一步通過多元回歸結(jié)果系數(shù)來比較各影響因素對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的影響程度，從而針對性地提出促進農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿提升的對策建議，推動農(nóng)民積極參與創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)。

1 農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿研究概況

創(chuàng)業(yè)意愿是指個體參與創(chuàng)業(yè)的心理傾向與動力，包含影響創(chuàng)業(yè)行為決策的所有動機因素，是預測個體創(chuàng)業(yè)行為的最佳指標［6］，影響農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的因素可歸結(jié)為農(nóng)民自身內(nèi)部因素和外部環(huán)境因素。而在農(nóng)民自身內(nèi)部因素對創(chuàng)業(yè)意愿的影響研究中，計劃行為理論是學者們普遍認可的經(jīng)典理論，計劃行為理論認為個人的行為意愿是決定采取某種行為最直接的因素，其行為意愿受到行為態(tài)度、主觀規(guī)范和感知行為控制3個變量的影響［7］。其中，行為態(tài)度指個人在做某一件事或達成某一個目標時，對此產(chǎn)生的積極的或消極的評價，能夠反映個人對這件事所持的態(tài)度；主觀規(guī)范是指個人迎合他人或其他群體而對個人行為表達出的態(tài)度；感知行為控制指個人在完成某一目標時控制所需要的機會與資源的能力。此外，農(nóng)民創(chuàng)業(yè)是一種風險決策行為，不僅受以上因素影響，也受其他影響因素作用［8］，感知風險是個體對行為決策損失或不確定性的主觀預期，農(nóng)民對于創(chuàng)業(yè)的感知風險越高，其創(chuàng)業(yè)意愿越低［9］，風險規(guī)避是農(nóng)民在面臨風險時所表現(xiàn)出的心理狀態(tài)，風險規(guī)避程度越高的農(nóng)村家庭選擇創(chuàng)業(yè)的可能性越低［10］。

外部環(huán)境因素對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的相關(guān)研究主要圍繞創(chuàng)業(yè)支持政策、親緣社會網(wǎng)絡關(guān)系、現(xiàn)實與虛擬社會網(wǎng)絡關(guān)系、資金獲取等方面。創(chuàng)業(yè)支持政策對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿影響的研究中，普遍認為政策支持能降低農(nóng)民的創(chuàng)業(yè)成本，減少創(chuàng)業(yè)過程中可能出現(xiàn)的風險，從而提升農(nóng)民的創(chuàng)業(yè)意愿［11，12］。也有少數(shù)學者認為創(chuàng)業(yè)政策對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿向創(chuàng)業(yè)行為的轉(zhuǎn)換起到推動作用，但對創(chuàng)業(yè)意愿作用不顯著［13］。隨著研究的深入，部分學者從創(chuàng)業(yè)政策對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的研究延伸到比較2個不同政策對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的影響程度，研究發(fā)現(xiàn)相比于創(chuàng)業(yè)補貼，創(chuàng)業(yè)小額貸款對農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)意愿激勵更大［14］。此外，從親緣社會網(wǎng)絡角度分析農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿影響的研究，證實了親緣社會網(wǎng)絡關(guān)系對提升農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著正向影響［15，16］；也有學者從現(xiàn)實與虛擬社會網(wǎng)絡分析農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的影響，得出現(xiàn)實社會網(wǎng)絡關(guān)系對提升農(nóng)民電商創(chuàng)業(yè)意愿無顯著性影響，而虛擬社會網(wǎng)絡關(guān)系顯著正向影響農(nóng)民電商創(chuàng)業(yè)意愿［17］；從資金獲取情況對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的影響分析，得出金融多樣性是促進農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的重要因素［18］。還有部分學者從個體特征和環(huán)境因素2個方面分別選取變量，分析其對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的影響，如從農(nóng)民自身內(nèi)部因素選取創(chuàng)業(yè)態(tài)度、外部因素選取創(chuàng)業(yè)環(huán)境，分析其對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響，得出創(chuàng)業(yè)態(tài)度、創(chuàng)業(yè)環(huán)境均通過創(chuàng)業(yè)自我效能感間接作用于創(chuàng)業(yè)行為［19］。

通過梳理以上文獻發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)外學者們圍繞農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的影響因素進行了大量研究，為本研究提供了重要的理論參考，但梳理分析發(fā)現(xiàn)仍有不足之處：一是已有研究從不同角度分析了農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的影響因素，但是對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的研究比較分散，僅考慮了眾多因素中的某一個方面或少數(shù)幾個方面，缺乏系統(tǒng)性和完整性；二是鮮有涉及影響因素、影響程度的比較，無法判斷影響因素對提升農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的具體影響程度，沒有針對性地制定提升策略。本研究通過梳理有關(guān)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的現(xiàn)有成果，總結(jié)提煉出影響農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的核心因素，并進一步比較各因素對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的影響程度，從而針對性地提出促進農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿提升的對策建議。

2 影響農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿因素的主成分分析

農(nóng)民參與創(chuàng)業(yè)經(jīng)營受多種因素影響，在已有研究的基礎(chǔ)上從農(nóng)民自身內(nèi)部因素、外部環(huán)境因素2個方面總結(jié)歸納出33個題項，運用李克特量表作為測量工具，使用主成分分析法進行分析。其中主成分分析法是應用較為廣泛的綜合評價方法之一，它是能夠?qū)⒍鄠€指標轉(zhuǎn)化為少數(shù)幾個綜合指標的一種統(tǒng)計分析方法。從多個變量中提取出主成分來代表原來的變量，并且各變量之間互不相關(guān)。因此，本研究使用主成分分析法將農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿影響因素設(shè)置的33個因子歸結(jié)為幾個主成分。

2.1 數(shù)據(jù)來源

為獲取農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的真實情況，青島農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院（合作社學院）課題組自2021年11月至2022年2月，深入山東省聊城市茌平區(qū)、滕州市、無棣縣、五蓮縣、沂源縣等地，采用隨機抽樣的方式，通過實地走訪的形式對農(nóng)民進行了問卷調(diào)查，了解農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的情況。此次調(diào)研選擇山東省的主要原因是該省特別注重農(nóng)民的創(chuàng)業(yè)就業(yè)問題，早在2007年就開始針對推動農(nóng)民創(chuàng)業(yè)開展了一系列的相關(guān)培訓；2018年山東省農(nóng)業(yè)廳（現(xiàn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村廳）印發(fā)《山東省鄉(xiāng)村就業(yè)創(chuàng)業(yè)促進行動專項方案》的通知，大力支持農(nóng)民返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)。同時，根據(jù)2021年農(nóng)業(yè)農(nóng)村部辦公廳發(fā)布的《關(guān)于推介第三批全國農(nóng)村創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新典型縣》的通知，其中聊城市茌平區(qū)、滕州市、無棣縣、五蓮縣、沂源縣等地農(nóng)民返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)情況較好并具有特色，符合本研究預期的要求，因此選擇山東省進行調(diào)研。本次共發(fā)放問卷760份，回收問卷746份，剔除部分問題問卷，保留有效問卷710份，有效回收率93.42%。

2.2 描述性統(tǒng)計

參與問卷訪問者的樣本基本特征如表1所示，樣本中男性受訪者占比63.52%，女性受訪者占比36.48%；受訪者中30～50歲年齡段的農(nóng)民較多，占56.76%以上，而這一年齡段的農(nóng)民正處于發(fā)展事業(yè)的黃金階段；而受訪者中高中或中專以下學歷的農(nóng)民占80.56%，表明樣本地區(qū)鄉(xiāng)村學歷教育還普遍較低；家庭人口數(shù)量在5人以上的農(nóng)民占35.21%，其中有33.33%的農(nóng)民同父輩、子輩一起生活；而91.69%的農(nóng)民家庭年收入在15萬元以下，僅有少數(shù)農(nóng)民家庭年收入在15萬元以上，表明大部分農(nóng)村家庭收入較低；擁有1.33 hm2以上農(nóng)田的農(nóng)民僅占全體農(nóng)民的10.70%，農(nóng)村有少量農(nóng)民承包土地經(jīng)營，僅小部分農(nóng)民加入農(nóng)民合作社，占比為37.61%。在調(diào)研過程中，多數(shù)農(nóng)民不知道農(nóng)民合作社的存在，說明現(xiàn)實生活中農(nóng)民合作社的發(fā)展并不普及；參與調(diào)研的農(nóng)民中92.30%的農(nóng)民有外出務工經(jīng)歷；70.42%的農(nóng)民參與過不同類型的創(chuàng)業(yè)培訓，說明山東省農(nóng)民整體對創(chuàng)業(yè)培訓的參與度較高。在參與調(diào)查的農(nóng)民中，70.13%的農(nóng)民具有高創(chuàng)業(yè)意愿，這可能是因為山東省給農(nóng)民提供了很多創(chuàng)業(yè)的優(yōu)惠政策，參與創(chuàng)業(yè)培訓使其掌握了部分創(chuàng)業(yè)技能。

2.3 內(nèi)部因素的主成分分析

依據(jù)前文所述，為分析農(nóng)民自身內(nèi)部因素對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的影響，設(shè)置題項如下：認為創(chuàng)業(yè)可以解決就業(yè)問題（X1）；不會做任何有風險的事情（X2）；認為創(chuàng)業(yè)可以挑戰(zhàn)自我（X3）；擔心創(chuàng)業(yè)失敗資金損失很多（X4）；親朋好友支持創(chuàng)業(yè)活動的開展（X5）；可以學會創(chuàng)業(yè)需要學習的東西（X6）；創(chuàng)業(yè)示范戶支持創(chuàng)業(yè)活動的開展（X7）；認為創(chuàng)業(yè)可以促進農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展（X8）；擔心創(chuàng)業(yè)失敗阻礙企業(yè)的創(chuàng)建（X9）；有能力組織創(chuàng)業(yè)活動（X10）；認為創(chuàng)業(yè)會有很大風險（X11）；政府支持創(chuàng)業(yè)活動的開展（X12）；當創(chuàng)業(yè)活動存在風險時，暫時不會嘗試（X13）；擔心創(chuàng)業(yè)失敗從而不想去創(chuàng)業(yè)（X14）；認為創(chuàng)業(yè)活動并非是高風險高收益（X15）；認為創(chuàng)業(yè)會帶來潛在損失（X16）；認為創(chuàng)業(yè)可以解決創(chuàng)業(yè)問題（X17）；認為創(chuàng)業(yè)有預想不到的問題（X18）。

首先對數(shù)據(jù)進行KMO和Bartlett（巴特利特）球形檢驗，判斷樣本數(shù)據(jù)是否符合因子分析。本次數(shù)據(jù)處理后得到的KMO為0.712>0.6（其標準為>0.6）；Bartlett球形檢驗顯著性為0.000（其標準為<0.001），所以數(shù)據(jù)適合進行因子分析。

運用SPSS 25.0軟件對樣本數(shù)據(jù)進行主成分分析，處理后的結(jié)果如表2所示，6個因子的特征根大于1，對總方差的累計貢獻率為77.165%，因此農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的內(nèi)部影響因素被劃分為6個主成分。經(jīng)因子分析降維后，得到旋轉(zhuǎn)后的因子成分矩陣（表3）。

第一主成分中，不會做任何有風險的事情（X2）、創(chuàng)業(yè)活動存在風險時不會嘗試（X13）、認為創(chuàng)業(yè)活動并非是高風險高收益的（X15）3個題項具有較大載荷，體現(xiàn)的是農(nóng)民對未知風險的規(guī)避情況，因此命名為風險規(guī)避因子，其貢獻率為16.517%；第二主成分中，擔心創(chuàng)業(yè)失敗資金損失（X4）、擔心創(chuàng)業(yè)失敗阻礙企業(yè)的創(chuàng)建（X9）和擔心創(chuàng)業(yè)失敗從而不想去創(chuàng)業(yè)（X14）3個題項具有較大載荷，體現(xiàn)的是農(nóng)民對創(chuàng)業(yè)失敗恐懼的認識情況，因此命名為失敗恐懼因子，其貢獻率為14.417%；第三主成分中，親朋好友支持創(chuàng)業(yè)活動的開展（X5）、創(chuàng)業(yè)示范戶支持創(chuàng)業(yè)活動的開展（X7）和政府支持創(chuàng)業(yè)活動的開展（X12）3個題項有較大載荷，反映了政府、親朋好友和創(chuàng)業(yè)示范戶對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的影響，因此可以命名為主觀規(guī)范因子，其貢獻率為13.131%；第四主成分中創(chuàng)業(yè)有很大風險（X11）、創(chuàng)業(yè)會帶來潛在損失（X16）和創(chuàng)業(yè)有許多預想不到的問題（X18）3個題項有較大載荷，反映了農(nóng)民對創(chuàng)業(yè)可能出現(xiàn)風險的預估程度，因此可以命名為感知風險因子，其貢獻率為12.019%；第五主成分中，可以學會創(chuàng)業(yè)需要學習的東西（X6）、有能力組織創(chuàng)業(yè)活動的實施（X10）和可以解決創(chuàng)業(yè)過程中產(chǎn)生的問題（X17）3個題項具有較大載荷，是農(nóng)民對自己組織創(chuàng)業(yè)活動的實施、解決創(chuàng)業(yè)過程中產(chǎn)生的問題以及能否學會創(chuàng)業(yè)需要學習的東西的整體評價，因此可以命名為感知行為控制因子，其貢獻率為10.942%；第六主成分中，認為創(chuàng)業(yè)會解決就業(yè)問題（X1）、認為創(chuàng)業(yè)可以挑戰(zhàn)自我?guī)沓删透校╔3）和認為創(chuàng)業(yè)促進國家經(jīng)濟和社會進步做貢獻（X8）3個題項有較大載荷，反映了農(nóng)民對創(chuàng)業(yè)的整體態(tài)度，因此可以命名為創(chuàng)業(yè)態(tài)度因子，其貢獻率為10.139%。

采用主成分分析法和凱撒正態(tài)化最大方差法，得到成分得分系數(shù)矩陣，如表4所示。6個公因子的得分系數(shù)與變量標準化之后的值對應相乘相加，計算出標準化的主成分得分。公式如下。

[F1=-0.014X1+0.370X2-0.005X3-0.012X4+0.009X5+0.011X6+0.008X7][-0.005X9+0.009X10+0.004X11+0.002X12+0.360X13+0.000X14+0.374X15-][0.014X16+0.019X17-0.024X18]

…… （1）

2.4 外部環(huán)境因素的主成分分析

依據(jù)前文所述，為分析外部環(huán)境因素對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的影響，設(shè)置題項如下：政府會提供創(chuàng)業(yè)項目（X19）、家人親戚中有很多做過生意或者正在做生意者（X20）、家人親戚中有在金融機構(gòu)工作者（X21）、交通十分方便（X22）、可以接受貸款獲取資金（X23）、周邊有很多人創(chuàng)業(yè)（X24）、地區(qū)對創(chuàng)業(yè)失敗的寬容度高（X25）、有渠道辦理貸款（X26）、家庭具備基本的創(chuàng)業(yè)資金（X27）、家中有網(wǎng)絡覆蓋（X28）、地區(qū)對創(chuàng)業(yè)者的尊重程度高（X29）、基礎(chǔ)設(shè)施配置完善（X30）、政府工作人員服務態(tài)度好、效率高（X32）、家人親戚中有村干部或在政府部門工作者（X32）、政府提供優(yōu)惠政策（X33）。

首先對數(shù)據(jù)進行KMO和Bartlett球形檢驗，判斷數(shù)據(jù)是否適合進行因子分析。本次數(shù)據(jù)處理后得到的KMO為0.718>0.6（其標準為>0.6）；Bartlett球形檢驗顯著性為0.000（其標準為<0.001），因此數(shù)據(jù)適合進行因子分析。

運用SPSS 25.0軟件對樣本數(shù)據(jù)進行主成分分析法處理后的結(jié)果如表5所示，5個因子的特征根值大于1，對總方差的累計貢獻率為75.891%，因此農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的外部影響因素被劃分為5個主成分。

通過因子分析降維后，得到旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣。如表6所示，各公因子的具體解釋如下：第一主成分中，可以接受貸款獲取資金（X23）、有渠道獲取貸款（X26）和具備基本的創(chuàng)業(yè)資金（X27）3個題項有較大載荷，反映了資金支持情況對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的影響，因此命名為資金支持因子，其貢獻率為17.913%；第二主成分中，家人親戚有很多做過生意或正在做生意者（X20）、家人親戚有很多在銀行等金融機構(gòu)工作者（X21）和家人親戚有很多村干部或在政府部門工作者（X32）3個題項有較大載荷，反映了親緣網(wǎng)絡對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的影響情況，因此命名為親緣網(wǎng)絡因子，其貢獻率為16.379%；第三主成分中，周邊有很多人進行創(chuàng)業(yè)（X24）、公眾對創(chuàng)業(yè)失敗的寬容度很高（X25）和當?shù)厝藢?chuàng)業(yè)者的尊重程度很高（X29）3個題項有較大載荷，反映了農(nóng)村整體創(chuàng)業(yè)氛圍對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的影響情況，因此命名為農(nóng)村創(chuàng)業(yè)氛圍因子，其貢獻率為15.021%；第四主成分中，交通十分方便（X22）、家中實現(xiàn)網(wǎng)絡覆蓋（X28）和基礎(chǔ)設(shè)施配置完善（X30）3個題項有較大載荷，反映了基礎(chǔ)設(shè)施對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的影響情況，因此命名為基礎(chǔ)設(shè)施因子，其貢獻率為14.238%；第五主成分中，政府會提供創(chuàng)業(yè)項目（X19）、工作人員服務態(tài)度好且工作效率高（X31）和政府會針對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)提供優(yōu)惠政策（X33）3個題項，有較大載荷，反映了政策支持對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的影響情況，因此命名為政策支持因子，其貢獻率為12.340%。

采用主成分分析法和凱撒正態(tài)化最大方差法，得到成分得分系數(shù)矩陣，如表7所示。5個公因子的得分系數(shù)與變量標準化之后的值對應相乘相加，計算出標準化的主成分得分。公式如下。

[F1=0.031X19-0.009X20-0.010X21+0.017X22+0.369X23-0.009X24+0.005X25][+0.361X26+0.383X27-0.010X28-0.002X29+0.011X30-0.010X31-0.017X32+][0.020X33]

…… （2）

3 農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿影響因素的回歸分析

根據(jù)上文實證分析所得的主成分分析結(jié)果，除個體基本特征外，農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿影響因素從內(nèi)部、周邊環(huán)境兩個方面劃分為11個主成分，其中主成分之間彼此互不相關(guān)，然后對其進行多元線性回歸分析。

3.1 變量選擇

3.1.1 被解釋變量 農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿，主要參考Chen等［20］、Thompson［21］和張秀娥等［22］的研究，設(shè)置以下3個題項進行度量，分別是“我的職業(yè)發(fā)展目標是成為農(nóng)民”“我對創(chuàng)業(yè)很感興趣”和“我已經(jīng)為創(chuàng)業(yè)做好了充分的準備”。

3.1.2 關(guān)鍵解釋變量 農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的影響因素選擇：從農(nóng)民自身內(nèi)部、外部環(huán)境提取11個主成分作為解釋變量，分別是創(chuàng)業(yè)態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制能力、失敗恐懼、感知風險、風險規(guī)避、基礎(chǔ)設(shè)施、政策支持、親緣網(wǎng)絡、創(chuàng)業(yè)氛圍、資金支持。

3.2 信度檢驗與效度檢驗

將提取的11主成分歸結(jié)到一起進行問卷的信效度檢驗，檢驗題項設(shè)置的合理性。

3.2.1 信度檢驗 從表8可以看到，問卷總信度>0.7，各變量的克隆巴赫系數(shù)均>0.7，說明樣本數(shù)據(jù)具有較高的可靠性。

3.3 計量模型的設(shè)定

以農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿作為被解釋變量，以提取的11個主成分為解釋變量，運用多元線性回歸模型，分析11個影響因素對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的影響程度，模型設(shè)置如下所示。

[Y=P0+P1F1+P2F2+，？，+PmFm+e] （3）

式中，[Y]為因變量，[P0]、[P1]、[P2]，…，[Pm]為回歸系數(shù)，[F1]、[F2]、[F3]，…，[Fm]為自變量，[e]是隨機擾動項。

3.4 農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿影響因素回歸分析結(jié)果

運用SPSS 25.0軟件對調(diào)研獲取的樣本數(shù)據(jù)進行多元線性回歸分析，分析結(jié)果如表10所示。

農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿影響因素程度由大到小排序依次為感知行為控制（0.123）、資金支持（0.114）、政策支持（0.104）、失敗恐懼（-0.099）、風險規(guī)避（-0.098）、感知風險（-0.096）、創(chuàng)業(yè)氛圍（0.096）、基礎(chǔ)設(shè)施（0.092）、主觀規(guī)范（0.088）、親緣網(wǎng)絡（0.076）和創(chuàng)業(yè)態(tài)度（0.075）。

其中，感知行為控制、資金支持和政策支持均在1%水平下對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿有顯著影響，表明農(nóng)民對創(chuàng)業(yè)的感知行為控制越高，越有利于農(nóng)民參與創(chuàng)業(yè)。資金支持同樣也是創(chuàng)業(yè)者的必備要素之一，創(chuàng)業(yè)者擁有資金支持能夠更好地發(fā)揮項目潛能，避免了因資金不足項目無法開展運營的局面，減少了較多的限制。同時，農(nóng)民創(chuàng)業(yè)者在創(chuàng)業(yè)過程中獲得政策的支持，有助于提高農(nóng)民的創(chuàng)業(yè)信心，能夠幫助創(chuàng)業(yè)者獲得更好的創(chuàng)業(yè)環(huán)境與機會。而失敗恐懼、風險規(guī)避和感知風險均在1%水平下負向影響農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿，表明農(nóng)民參與創(chuàng)業(yè)對失敗恐懼具有較高的反應，可能是因為農(nóng)民一旦創(chuàng)業(yè)失敗將會損失較多資金，且沒有工作、收入來源；其次是因為有創(chuàng)業(yè)意愿的農(nóng)民年齡在30～50歲較多，這個年齡段的農(nóng)民生活壓力較大，因此失敗恐懼對其創(chuàng)業(yè)意愿影響較大。農(nóng)民的規(guī)避風險能力和感知風險能力較弱，在創(chuàng)業(yè)過程中無法快速感知風險與規(guī)避風險，容易對農(nóng)民在創(chuàng)業(yè)過程中造成較大損失，打擊農(nóng)民創(chuàng)業(yè)信心。創(chuàng)業(yè)氛圍和基礎(chǔ)設(shè)施均在1%水平下對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿有顯著的正向影響，表明農(nóng)民在創(chuàng)業(yè)氛圍較好、基礎(chǔ)設(shè)施越完善的情況下創(chuàng)業(yè)意愿更高。這是因為在農(nóng)民創(chuàng)業(yè)過程中，處在創(chuàng)業(yè)的氛圍或者創(chuàng)業(yè)圈，會受到更多創(chuàng)業(yè)者的感染，或受到更多創(chuàng)業(yè)者思路的啟發(fā)，并且在創(chuàng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施完善的條件下，農(nóng)民的創(chuàng)業(yè)意愿也會更加強烈。主觀規(guī)范和親緣網(wǎng)絡在5%水平下對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿有顯著的正向影響，表明農(nóng)民在創(chuàng)業(yè)過程中受到家人及其親朋的支持，更有利于提升農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿，這是因為農(nóng)民在創(chuàng)業(yè)過程中，擁有家人的支持、親朋的幫助，具有更加堅定的理想信念，在創(chuàng)業(yè)過程中擁有充足的干勁。

4 小結(jié)與對策建議

4.1 小結(jié)

基于計劃行為理論，結(jié)合現(xiàn)有關(guān)于農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的文獻總結(jié)，分析得出農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的33個影響因子，通過主成分分析提取公因子得到主要影響因素，然后對山東省農(nóng)村創(chuàng)業(yè)示范區(qū)的農(nóng)民進行發(fā)放問卷獲取數(shù)據(jù)，進一步通過回歸分析比較影響因素對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的影響程度，所得結(jié)論如下。①農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿影響程度由大到小排序依次為感知行為控制、資金支持、政策支持、失敗恐懼、風險規(guī)避、感知風險、創(chuàng)業(yè)氛圍、基礎(chǔ)設(shè)施、主觀規(guī)范、親緣網(wǎng)絡、創(chuàng)業(yè)態(tài)度。②在1%水平下對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿正向影響的因素有感知行為控制、資金支持、政策支持、創(chuàng)業(yè)氛圍和基礎(chǔ)設(shè)施，而失敗恐懼、風險規(guī)避和感知風險均在1%水平下負向影響農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿；主觀規(guī)范和親緣網(wǎng)絡僅在5%水平下對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿有顯著的正向影響。

考慮到多個因素之間的內(nèi)在聯(lián)系相互影響，采用多分法對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿影響因素進行分類。多分法是常用的分類方法，通常依據(jù)每個類別屬性的不同進行分類。使用多分法對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿影響因素進行分類，可以根據(jù)類別間屬性差異更有針對性地提出促進農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿提升的對策建議。第一類影響因素受農(nóng)民主觀意識影響較大，包括創(chuàng)業(yè)態(tài)度、感知行為控制2個影響因素，創(chuàng)業(yè)態(tài)度是農(nóng)民對創(chuàng)業(yè)的整體看法，感知行為控制是農(nóng)民對能否把控創(chuàng)業(yè)行為的整體感知，二者均取決于農(nóng)民的主觀意識，因此稱為主觀意識類影響因素；第二類影響因素涵蓋了農(nóng)民創(chuàng)業(yè)環(huán)境的總體特征，具體包括創(chuàng)業(yè)氛圍、主觀規(guī)范、基礎(chǔ)設(shè)施、親緣網(wǎng)絡4個影響因素，創(chuàng)業(yè)氛圍指一個地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動開展的整體態(tài)勢，以及這一地區(qū)社會公眾在創(chuàng)業(yè)相關(guān)活動過程中表現(xiàn)出來的精神面貌，主觀規(guī)范體現(xiàn)的是創(chuàng)業(yè)者周邊人對創(chuàng)業(yè)活動的支持情況，基礎(chǔ)設(shè)施反映農(nóng)民所處創(chuàng)業(yè)環(huán)境的配套設(shè)施，親緣網(wǎng)絡指創(chuàng)業(yè)過程中農(nóng)民從親戚朋友中可以獲取的支持，以上4個因素均是農(nóng)民創(chuàng)業(yè)過程中所處的環(huán)境，因此稱為創(chuàng)業(yè)環(huán)境類影響因素；第三類影響因素體現(xiàn)了對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的支持情況，具體包括政策支持、資金支持2個影響因素，政策支持是政府針對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)提供的優(yōu)惠政策，資金支持是為創(chuàng)業(yè)者能夠獲取的資金方面的支持，2個影響因素均屬于農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的支持因素，因此稱為支持類影響因素；第四類影響因素反映了農(nóng)民對風險的規(guī)避情況，具體包括失敗恐懼、感知風險、風險規(guī)避3個影響因素，失敗恐懼指創(chuàng)業(yè)者無法承擔未來可能發(fā)生的風險及不確定性所產(chǎn)生的一種害怕失敗的心理，感知風險反映了農(nóng)民對創(chuàng)業(yè)可能出現(xiàn)的風險預估程度，風險規(guī)避是農(nóng)民面對風險時所表現(xiàn)出的心理狀態(tài)，以上4類影響因素均反映了農(nóng)民對風險規(guī)避的程度，因此可以稱為風險規(guī)避類影響因素。

4.2 對策建議

根據(jù)以上結(jié)論與11個因素的4個歸類，為了提高農(nóng)民的創(chuàng)業(yè)意愿，助力鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略目標的實現(xiàn)，本研究從以下幾個方面提出相應的對策建議。

1）重視農(nóng)民主觀意識的養(yǎng)成，加強農(nóng)民創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)培訓力度，提升農(nóng)民創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意識。針對感知行為控制、創(chuàng)業(yè)態(tài)度等主觀意識類影響因素對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的積極影響，從心理建設(shè)和技術(shù)培訓入手。一是開展農(nóng)民創(chuàng)業(yè)心理建設(shè)，引導農(nóng)民樹立積極的創(chuàng)業(yè)觀，從而增加農(nóng)民的創(chuàng)業(yè)態(tài)度對創(chuàng)業(yè)意愿提升的積極影響；二是加強農(nóng)民創(chuàng)業(yè)技術(shù)培訓，增強農(nóng)民應對創(chuàng)業(yè)可能出現(xiàn)問題的能力，提高農(nóng)民對創(chuàng)業(yè)整體的感知行為控制能力。此外，在培訓方式上，積極探索新的適合農(nóng)民創(chuàng)業(yè)培訓的模式，發(fā)展新的培訓模式如“訂單式”“創(chuàng)業(yè)式”“外包式”等多種模式，探索農(nóng)民工培訓項目提供、培訓項目選擇、培訓效果考核以及培訓資金支付之間相互獨立和相互制約的制度和策略，使培訓機構(gòu)、農(nóng)民工和政府形成利益共同體，增強農(nóng)民工培訓的靈活性和有效性。

2）注重改善農(nóng)民的創(chuàng)業(yè)環(huán)境，完善農(nóng)民創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，營造良好的創(chuàng)業(yè)氛圍。針對基礎(chǔ)設(shè)施、創(chuàng)業(yè)氛圍、主觀規(guī)范、親緣網(wǎng)絡等創(chuàng)業(yè)環(huán)境類影響因素對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的積極作用，建議完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，為農(nóng)民創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)提供便利條件。一是加大農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)力度，完善農(nóng)村基礎(chǔ)配套設(shè)施，同時做好已有基礎(chǔ)設(shè)施的維修和養(yǎng)護；二是注重農(nóng)村創(chuàng)業(yè)文化氛圍的培育，弘揚創(chuàng)業(yè)精神，宣傳農(nóng)民創(chuàng)業(yè)典型，營造鼓勵嘗試、寬容失敗的良好氛圍，從而改變公眾的創(chuàng)業(yè)偏好，營造良好的鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)氛圍。

3）加大農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的政策支持力度，加強創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)政策宣傳，簡化農(nóng)民創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)審批程序。針對資金支持、政策支持等支持類影響因素對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的重要影響，通過加大創(chuàng)業(yè)補貼力度、簡化創(chuàng)業(yè)補貼、創(chuàng)業(yè)貸款等的審批程序等方式拓寬農(nóng)民融資渠道。此外，本研究在調(diào)查過程中發(fā)現(xiàn)，目前很多農(nóng)民對融資渠道、創(chuàng)業(yè)支持政策并不是很了解，這就等同于相關(guān)創(chuàng)業(yè)扶持政策形同虛設(shè)或無效，因此必須加強對創(chuàng)業(yè)相關(guān)政策的大力宣傳，避免農(nóng)民獲取信息不到位的情況?？刹扇∪缦麓胧阂皇钦沙鲂v團，采取定期宣講和流動宣講的方式，向農(nóng)民工介紹返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)及其服務支持的相關(guān)政策；二是通過報紙、電視、微信等新聞媒體定期發(fā)布和宣傳農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的相關(guān)政策和服務信息；三是建立農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)政策與服務信息溝通的網(wǎng)站或公眾號，提供相關(guān)政策信息及其溝通咨詢服務。

4）強化農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的風險規(guī)避，建立健全農(nóng)民創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)社會保障制度，積極引導農(nóng)民合理創(chuàng)業(yè)。針對失敗恐懼、風險規(guī)避、感知風險等風險規(guī)避類影響因素對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的消極影響，建議從政府層面構(gòu)建保障制度，采取相應的措施降低創(chuàng)業(yè)失敗對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的負面影響。一是政府及相關(guān)部門應積極構(gòu)建創(chuàng)業(yè)保障制度，如設(shè)置創(chuàng)業(yè)者失業(yè)保險和創(chuàng)業(yè)損失補償基金等，減少個體因創(chuàng)業(yè)失敗而導致的資金損失；二是組織并開展創(chuàng)業(yè)失敗恢復項目，幫助雖創(chuàng)業(yè)失敗但仍然希望繼續(xù)創(chuàng)業(yè)的個體再次創(chuàng)業(yè)；三是積極宣傳創(chuàng)業(yè)對經(jīng)濟社會發(fā)展的重要作用，引導公眾客觀看待創(chuàng)業(yè)失敗，降低創(chuàng)業(yè)失敗對個體名譽的不良影響。

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收稿日期：2022-09-16

基金項目：農(nóng)業(yè)農(nóng)村部軟科學項目（RKX202012A）；山東省自然科學基金青年項目（ZR2020QG019）；山東省軟科學重點項目（2021RZB03011）；山東省高等學校青創(chuàng)科技計劃創(chuàng)新團隊項目（2021RW027）

作者簡介：楊奕然（1996-），女，山東日照人，在讀碩士研究生，研究方向為農(nóng)村發(fā)展，（電話）17862796058（電子信箱）448851153@qq.com；通信作者，劉新民（1965-），男，山東臨沂人，教授，博士，主要從事鄉(xiāng)村治理研究，（電子信箱）liu-xinmin@163.com。