（重慶三峽學(xué)院，工商管理學(xué)院，重慶 萬州404020）

一、問題提出

實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的首要任務(wù)和基礎(chǔ)保障是產(chǎn)業(yè)興旺。然而，農(nóng)村尤其是貧困農(nóng)村絕大多數(shù)青壯年農(nóng)民外出務(wù)工，留守人員主要為老幼婦孺，鄉(xiāng)村振興面臨產(chǎn)業(yè)與人力薄弱交互的困局[1]。激勵外出農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)是突破這一困局的重要途徑之一[1-2]。2020年中央一號文件明確強調(diào)“深入實施農(nóng)村創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)帶頭人培育行動，將符合條件的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)農(nóng)民工納入一次性補貼范圍，大力鼓勵、扶持外出農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)”。但要鼓勵、扶持外出務(wù)工農(nóng)民返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，其根本前提是激發(fā)其返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿。

創(chuàng)業(yè)意愿是個體基于特定創(chuàng)業(yè)環(huán)境認知，對創(chuàng)業(yè)成功的風(fēng)險與收益綜合判斷后，想要實施創(chuàng)業(yè)活動的心理狀態(tài)[3]。這意味著，個體首先會系統(tǒng)地認識資源保障、政策扶持以及社會支持等創(chuàng)業(yè)環(huán)境要素，然后估量創(chuàng)業(yè)風(fēng)險與收益。當個體認識到創(chuàng)業(yè)收益大于創(chuàng)業(yè)風(fēng)險投入時，收益預(yù)期就會促動其創(chuàng)業(yè)意愿[4]。可見，創(chuàng)業(yè)環(huán)境認知是產(chǎn)生創(chuàng)業(yè)意愿的前提因素。同時，創(chuàng)業(yè)環(huán)境認知對創(chuàng)業(yè)意愿的影響會受到個體掌握目標等內(nèi)在因素[2]和創(chuàng)業(yè)榜樣等外在因素的共同作用[5]。有研究表明，掌握目標是激發(fā)創(chuàng)業(yè)意愿的重要內(nèi)驅(qū)力，環(huán)境認知相同、掌握目標不同的個體，其行為意向強度也會不一樣[6-7]。創(chuàng)業(yè)榜樣同樣發(fā)揮著至關(guān)重要的影響作用，創(chuàng)業(yè)榜樣所產(chǎn)生的替代性強化效應(yīng)能激發(fā)和維持個體行為意愿與動機，是激發(fā)創(chuàng)業(yè)意愿的關(guān)鍵外驅(qū)力[8]。

現(xiàn)有研究對創(chuàng)業(yè)環(huán)境認知與創(chuàng)業(yè)意愿間影響關(guān)系做了諸多探討，但仍有進一步完善空間：第一，已有研究主要探討了農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)政策扶持認知、創(chuàng)業(yè)資源支撐認知、創(chuàng)業(yè)社會支持認知對其返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的影響，但缺乏考慮創(chuàng)業(yè)隱性成本負擔(dān)認知的影響。如政策支持認知對農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿有顯著正向影響[9]，農(nóng)民工的金融支持認知、社會資本認知顯著影響其返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿[10]，農(nóng)民工對政府政策、市場需求的認知正向影響其創(chuàng)業(yè)意愿[11]。第二，已有研究主要分析了掌握目標對創(chuàng)業(yè)意愿的直接影響，以及在創(chuàng)業(yè)者心理特質(zhì)與創(chuàng)業(yè)意愿影響關(guān)系中的作用機制。例如，掌握目標導(dǎo)向?qū)?chuàng)業(yè)意愿有顯著正向影響[12]，掌握目標在心理資本與創(chuàng)業(yè)傾向的影響關(guān)系中具有顯著的中介效應(yīng)[13]。但掌握目標在創(chuàng)業(yè)環(huán)境認知對創(chuàng)業(yè)意愿影響關(guān)系中的作用機制有待驗證。第三，現(xiàn)有研究主要分析了創(chuàng)業(yè)榜樣對個體創(chuàng)業(yè)意愿影響的直接效應(yīng)，以及在創(chuàng)業(yè)者心理特質(zhì)與創(chuàng)業(yè)意愿影響關(guān)系中的作用機制。研究表明，創(chuàng)業(yè)榜樣對個體創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著正向影響[14-15]，且在城市融入與創(chuàng)業(yè)意愿間的正向影響關(guān)系中具有顯著正向調(diào)節(jié)效應(yīng)[16]。但是，缺乏考察創(chuàng)業(yè)榜樣在創(chuàng)業(yè)環(huán)境認知與創(chuàng)業(yè)意愿影響關(guān)系中的作用機制。

因此，本文以外出農(nóng)民工為調(diào)查對象，研究創(chuàng)業(yè)環(huán)境認知對其返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的影響，重點考察掌握目標、創(chuàng)業(yè)榜樣的調(diào)節(jié)效應(yīng)，以期為政府引導(dǎo)外出農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)實踐和進一步完善相關(guān)創(chuàng)業(yè)政策提供實證支持和理論依據(jù)。本文的主要貢獻在于：第一，本研究在創(chuàng)業(yè)環(huán)境認知維度中引入創(chuàng)業(yè)隱性成本負擔(dān)認知，拓寬創(chuàng)業(yè)環(huán)境認知維度，可充分揭示外出農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)環(huán)境認知對其返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的影響機理；第二，考察掌握目標在創(chuàng)業(yè)環(huán)境認知與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿關(guān)系間的調(diào)節(jié)效應(yīng)，拓展掌握目標對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿影響機理的理論認識；第三，驗證創(chuàng)業(yè)榜樣創(chuàng)業(yè)環(huán)境認知與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿關(guān)系間的調(diào)節(jié)效應(yīng)，拓寬創(chuàng)業(yè)榜樣對創(chuàng)業(yè)意愿影響的理論認識。

二、文獻綜述與假設(shè)推導(dǎo)

（一）創(chuàng)業(yè)環(huán)境認知

創(chuàng)業(yè)環(huán)境是由影響創(chuàng)業(yè)活動的系列環(huán)境要素組成的系統(tǒng)。創(chuàng)業(yè)環(huán)境認知是創(chuàng)業(yè)者對創(chuàng)業(yè)環(huán)境要素的感知與綜合評判[17]。Gartner 是創(chuàng)業(yè)環(huán)境要素研究的集大成者，在總結(jié)Bruno 等學(xué)者觀點基礎(chǔ)上提出了著名的創(chuàng)業(yè)環(huán)境22 要素，包括創(chuàng)業(yè)扶持政策、社會支持等7個維度[18]。國內(nèi)學(xué)者也做了積極探索。有研究指出，創(chuàng)業(yè)環(huán)境包含資源環(huán)境、政策環(huán)境和社會扶持體系[19]。同時，創(chuàng)業(yè)環(huán)境的成本要素也備受關(guān)注[20]。但現(xiàn)有研究主要分析勞動力、資金等可以明確納入會計賬戶核算的創(chuàng)業(yè)顯性成本[21]，較少關(guān)注無法明確納入會計賬戶核算的創(chuàng)業(yè)隱性成本。這些創(chuàng)業(yè)隱性成本既包括選擇創(chuàng)業(yè)而放棄現(xiàn)有務(wù)工收益的機會成本，又包括資源獲取、規(guī)制許可核準收費外的社會關(guān)系費用乃至尋租費用，是影響創(chuàng)業(yè)的重要環(huán)境因素[20]。從現(xiàn)有研究可以看出，創(chuàng)業(yè)政策、創(chuàng)業(yè)資源、創(chuàng)業(yè)社會支持和創(chuàng)業(yè)隱性成本是創(chuàng)業(yè)環(huán)境要素的重要內(nèi)容，與此相應(yīng)，本文從創(chuàng)業(yè)政策扶持認知、創(chuàng)業(yè)資源支撐認知、創(chuàng)業(yè)社會支持認知、創(chuàng)業(yè)隱性成本負擔(dān)認知4個維度探討外出農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)環(huán)境認知對其返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的影響。

（二）創(chuàng)業(yè)環(huán)境認知與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿

外出農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)主要集中在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域和服務(wù)領(lǐng)域[22]，由此，本文把返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)界定為外出農(nóng)民工返鄉(xiāng)從事農(nóng)業(yè)種、養(yǎng)殖，以及農(nóng)產(chǎn)品初加工等創(chuàng)業(yè)活動。返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿是外出農(nóng)民工在認知農(nóng)村創(chuàng)業(yè)環(huán)境，權(quán)衡創(chuàng)業(yè)收益與風(fēng)險，進而估量創(chuàng)業(yè)機會后，將興趣和身心趨向農(nóng)村創(chuàng)業(yè)的一種心理狀態(tài)，是返鄉(xiāng)從事創(chuàng)業(yè)活動的主觀意愿、偏好和信念[23]。外出農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)環(huán)境機會感知愈強，創(chuàng)業(yè)意愿也越強[11]。

鼓勵農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)是促進鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)興旺的重要舉措，各級政府制定了財稅、金融等扶持政策。在創(chuàng)業(yè)政策刺激下，農(nóng)民工會結(jié)合自己多年企業(yè)務(wù)工經(jīng)驗，認知政策的有用性和易用性。當認識到政策扶持能給自己帶期望收益時，便會產(chǎn)生創(chuàng)業(yè)意愿[24]。而且，感知到的政策扶持越強，農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿也越強[25]。創(chuàng)業(yè)資源是創(chuàng)業(yè)活動的重要保障。在扶貧幫扶及后續(xù)幫扶中，政府、企業(yè)等加大了對幫扶地區(qū)的資源扶持力度，創(chuàng)業(yè)資源供給得到了較大改善。當外出農(nóng)民工認識到創(chuàng)業(yè)資源支撐能帶來創(chuàng)業(yè)機會時，創(chuàng)業(yè)資源支撐認知會激勵其萌生返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿[26]。當前，農(nóng)民工往往是舉家或是家庭核心成員共同外出務(wù)工，家庭成為農(nóng)民工經(jīng)濟活動的共同體。因而，家庭以及社會支持對創(chuàng)業(yè)意愿具有激發(fā)作用，外出農(nóng)民工感知到來自社會尤其是家庭的支持越大，其返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿就越強[27]。創(chuàng)業(yè)成本，尤其是創(chuàng)業(yè)隱性成本負擔(dān)越重，創(chuàng)業(yè)壓力和風(fēng)險也越大。對受創(chuàng)業(yè)資金和社會人脈關(guān)系巨大約束的農(nóng)民工來說，創(chuàng)業(yè)隱性成本負擔(dān)認知是影響創(chuàng)業(yè)意愿的關(guān)鍵因素[28]。當外出農(nóng)民工認識到創(chuàng)業(yè)既要放棄現(xiàn)有務(wù)工收益，又要承擔(dān)沉重的創(chuàng)業(yè)隱性成本負擔(dān)時，其返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿就會減弱。由此，可提出如下研究假設(shè)：

H1a：創(chuàng)業(yè)政策扶持認知對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿有顯著正向影響。

H1b：創(chuàng)業(yè)資源支撐認知對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿有顯著正向影響。

H1c：創(chuàng)業(yè)社會支持認知對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿有顯著正向影響。

H1d：創(chuàng)業(yè)隱性成本負擔(dān)認知對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿有顯著負向影響。

（三）掌握目標的調(diào)節(jié)效應(yīng)

Dweck[29]把成就目標概念引入成就動機領(lǐng)域，依據(jù)個體能力內(nèi)隱的觀念提出了掌握目標概念，意指個體認為在完成任務(wù)中能力是可以發(fā)展的，并把提升技能水平作為成功的目標，因而行動中把注意力主要集中在對任務(wù)的理解和掌控上，不懼困難、傾向選擇富有挑戰(zhàn)性的任務(wù)。農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)活動面臨更多風(fēng)險和艱難挫折，尤其需要農(nóng)民工具備不懼失敗、勇于探索、不斷提升知識技能的掌握目標品質(zhì)。

隨著國家推進和落實創(chuàng)業(yè)扶持政策，各級地方政府配套了相關(guān)措施，為創(chuàng)業(yè)系統(tǒng)地整合資源、提供公共服務(wù)。掌握目標趨向的農(nóng)民工受到政策激勵，會認為這是學(xué)習(xí)和提升自身技能的機會，渴望成功帶來收益[6]。因而，掌握目標會進一步增強創(chuàng)業(yè)政策扶持認知對創(chuàng)業(yè)意愿的影響。農(nóng)民工多年外出務(wù)工積累了豐富的工作經(jīng)驗。當認識到創(chuàng)業(yè)資源支撐孕育著創(chuàng)業(yè)機會時，掌握目標趨向的農(nóng)民工會期盼運用自己的經(jīng)驗、技能獲取成功和財富，并在此過程中不斷提升自身能力水平[13]。這說明，掌握目標對創(chuàng)業(yè)資源支撐認知與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的影響關(guān)系具有積極促進作用。當認識到社會對創(chuàng)業(yè)的積極支持，尤其是家庭成員的積極支持時，掌握目標會進一步激發(fā)其返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿[7]。亦即，掌握目標會強化創(chuàng)業(yè)社會支持認知對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的影響。當農(nóng)民工認識到創(chuàng)業(yè)會面臨放棄現(xiàn)有的務(wù)工收益，同時又要承擔(dān)資源獲取、規(guī)制許可等方面的隱性成本負擔(dān)時，掌握目標信念會激勵其積極面對困難與挑戰(zhàn)，爭取預(yù)期的收益[30]。換言之，掌握目標會弱化創(chuàng)業(yè)隱性成本負擔(dān)認知對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的負向影響。由此，可提出如下研究假設(shè)：

H2a：掌握目標正向調(diào)節(jié)創(chuàng)業(yè)政策扶持認知對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的正向影響。

H2b：掌握目標正向調(diào)節(jié)創(chuàng)業(yè)資源支撐認知對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的正向影響。

H2c：掌握目標正向調(diào)節(jié)創(chuàng)業(yè)社會支持認知對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的正向影響。

H2d：掌握目標負向調(diào)節(jié)創(chuàng)業(yè)隱性成本負擔(dān)認知對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的負向影響。

（四）創(chuàng)業(yè)榜樣的調(diào)節(jié)效應(yīng)

創(chuàng)業(yè)榜樣是個體創(chuàng)業(yè)精神、行為模式與成績具有社會示范作用，并能激發(fā)潛在創(chuàng)業(yè)者產(chǎn)生創(chuàng)業(yè)意愿的成功創(chuàng)業(yè)者[31]。由觀察學(xué)習(xí)理論可知，人具有類本質(zhì)，又具有特定個性。人的雙重屬性使不同個體在面對類似對象刺激時可以獲得相同的感性經(jīng)驗和情感共鳴[32]。這意味著，創(chuàng)業(yè)榜樣對外出農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)不但具有積極示范學(xué)習(xí)作用，而且具有激發(fā)和引導(dǎo)作用[16]。

政府在實施創(chuàng)業(yè)扶持政策過程中積極扶持農(nóng)村創(chuàng)業(yè)者，打造農(nóng)村創(chuàng)業(yè)榜樣并促使其產(chǎn)生積極示范效應(yīng)。當外出農(nóng)民工看到跟自己相似的人在創(chuàng)業(yè)政策扶持下創(chuàng)業(yè)成功、收獲財富時，創(chuàng)業(yè)榜樣的示范效應(yīng)會強化其返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿[8]。換言之，創(chuàng)業(yè)榜樣會增強外出農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)政策扶持認知對創(chuàng)業(yè)意愿的影響。當外出農(nóng)民工認識到他人借助創(chuàng)業(yè)資源支撐成功創(chuàng)業(yè)、發(fā)家致富后，榜樣的替代經(jīng)驗會強化外出農(nóng)民工的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿[14-15]。亦即，創(chuàng)業(yè)榜樣會增強創(chuàng)業(yè)資源支撐認知對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的影響。在扶貧幫扶以及后續(xù)幫扶中，各級地方政府、基層組織、企業(yè)和中介機構(gòu)形成了農(nóng)村創(chuàng)業(yè)的社會幫扶體系，并著力培育了創(chuàng)業(yè)榜樣。當外出農(nóng)民工切身感受到來自社會各界的大力幫扶時，創(chuàng)業(yè)榜樣的替代性經(jīng)驗會激發(fā)外出農(nóng)民工的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿[31]。這意味著，創(chuàng)業(yè)榜樣會強化創(chuàng)業(yè)社會支持認知對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的影響。在創(chuàng)業(yè)隱性成本負擔(dān)認知下，創(chuàng)業(yè)榜樣一方面會為外出農(nóng)民工提供處理隱性成本的經(jīng)驗和方法，另一方面也會給予其強大的精神鼓勵，因而，創(chuàng)業(yè)榜樣會減緩創(chuàng)業(yè)隱性成本負擔(dān)認知對創(chuàng)業(yè)意愿的不利影響[33]。由此，可提出如下研究假設(shè)：

H3a：創(chuàng)業(yè)榜樣正向調(diào)節(jié)創(chuàng)業(yè)政策扶持認知對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的正向影響。

H3b：創(chuàng)業(yè)榜樣正向調(diào)節(jié)創(chuàng)業(yè)資源支撐認知對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的正向影響。

H3c：創(chuàng)業(yè)榜樣正向調(diào)節(jié)創(chuàng)業(yè)社會支持認知對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的正向影響。

H3d：創(chuàng)業(yè)榜樣負向調(diào)節(jié)創(chuàng)業(yè)隱性成本負擔(dān)認知對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的負向影響。

基于上述假設(shè)推導(dǎo)，可初步建構(gòu)如下研究架構(gòu)模型（見圖1）。

圖1 研究概念模型

三、研究設(shè)計

（一）變量測量

因變量為返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿（Y），借鑒Hsu[23]的測量題項對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿強度做“弱”“中等”“強”三等級測量。

自變量：創(chuàng)業(yè)政策扶持認知（X1）參考黃永春等[34]創(chuàng)業(yè)政策扶持認知的量表予以測量，包含“創(chuàng)業(yè)稅收政策優(yōu)惠”等3個題項；創(chuàng)業(yè)資源支撐認知（X2）的測量問項主要參考Bruno 等[35]創(chuàng)業(yè)資源支持認知的量表，包含“能夠順利獲得啟動資金”等3個題項；創(chuàng)業(yè)社會支持認知（X3）的測量主要參照方杰等[36]創(chuàng)業(yè)社會支持認知的量表，包含“家人積極支持我創(chuàng)業(yè)”等3個題項；創(chuàng)業(yè)隱性成本負擔(dān)認知（X4）的測量題項主要參考并修改來自Gartner 等[18]、陳勇等[20]創(chuàng)業(yè)隱性成本負擔(dān)認知的測量問項，包含“獲得創(chuàng)業(yè)資源需花費較多人情關(guān)系費用”等3個題項。

調(diào)節(jié)變量：掌握目標（M1）主要參考徐方忠等[37]掌握目標量表進行測量，包含“有機會做具有挑戰(zhàn)性的工作，對我來說是重要的”等4個題項；創(chuàng)業(yè)榜樣（M2）的測量題項參考并修改來自錢永紅[38]創(chuàng)業(yè)榜樣量表，包含“父母長輩中有農(nóng)村創(chuàng)業(yè)成功的楷模”等4個題項。

控制變量為性別（Z1）、年齡（Z2）、婚否（Z3）、受教育程度（Z4）和家庭收入（Z5）。除因變量、控制變量外，其余變量均采用Likert5 點尺度定距測量，從1 到5表示“非常不認同”到“非常認同”。

（二）模型構(gòu)建

因變量“返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿（Y）”為3 分類變量，因此，宜建立多分類Logistic回歸模型進行實證分析[39]。以“返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿弱”為參照組，產(chǎn)生兩個對數(shù)發(fā)生比Ln（P2/P1）、Ln（P3/P1），分別建立兩個Logistic回歸模型L1和L2。模型中P1、P2、P3分別表示返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿弱、中、強的發(fā)生概率，Ln（P2/P1）為創(chuàng)業(yè)意愿中與弱的對數(shù)發(fā)生比，Ln（P3/P1）為創(chuàng)業(yè)意愿強與弱的對數(shù)發(fā)生比。

（三）樣本選擇與數(shù)據(jù)收集

Z市東北區(qū)域包括11個區(qū)縣，其中有集中連片的5個區(qū)縣曾是該市脫貧攻堅重點地區(qū)。2018年，該地區(qū)外出務(wù)工農(nóng)民數(shù)量占Z市東北區(qū)域全部外出務(wù)工農(nóng)民總數(shù)的比例高達73.4%。激勵外出農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，對該區(qū)域脫貧摘帽后全面推進鄉(xiāng)村振興具有重要意義。因此，選擇Z市東北5 區(qū)縣外出農(nóng)民工為調(diào)查對象具有較強代表性。2019年春節(jié)前后，課題組采用便利抽樣方法在上述5 區(qū)縣抽取19個村，并在村委會干部幫助下，召集返鄉(xiāng)外出農(nóng)民工參與問卷調(diào)查，通過自填和面訪的方式收集數(shù)據(jù)。調(diào)查中隨機發(fā)出問卷800份，收回有效問卷696份。樣本結(jié)構(gòu)及各類群體返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿強度分布見表1。

表1 樣本結(jié)構(gòu)與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿強度分布（%）

四、結(jié)果分析

（一）量表信度效度檢驗

做X1、X2、X3、X4、M1、M2驗證性因子分析，模型擬合結(jié)果為：絕對適配度指數(shù)RMR=0.059（＜0.08），RMSEA=0.027（＜0.08），GFI=0.906（＞0.9），χ2/df=1.755（＜2）；簡約適配度指數(shù)PNFI=0.632（＞0.5），PGFI=0.578（＞0.5）；增值適配度指數(shù)RFI=0.918，IFI=0.925，NFI=0.958，均大于0.9[7]?？梢?，測量模型擬合良好。量表的信度和效度檢驗結(jié)果表明，校正后的項目-總分相關(guān)系數(shù)（CITC）均大于0.5，各量表的Cronbach’s α值均大于0.8，觀測變量標準化因子載荷均大于0.71，各量表的組合信度（CR）值均大于0.8，平均方差抽取值（AVE）均大于0.5，說明量表的信度與收斂效度良好[7]。各潛變量平均方差抽取值的平方根均大于其間的相關(guān)系數(shù)，說明量表區(qū)別效度較好[17]。

（二）共同方法偏差檢驗

盡管在收集數(shù)據(jù)時采用了多樣化調(diào)查方式，但仍有必要利用統(tǒng)計方法檢驗共同方法偏差。首先，采用Harman 單因素分析法進行無旋轉(zhuǎn)因子分析，析出的第一個因子方差解釋率為45.14%小于50%[40]；其次，利用雙因素模型檢驗共同方法偏差，結(jié)果表明，該方法潛因子所解釋的變異量只有11.35%，遠低于25.0%的水平[41]。以上檢驗均表明共同方法偏差在可接受的范圍內(nèi)。

（三）假設(shè)檢驗

根據(jù)構(gòu)建的Logistic回歸模型，首先在模型L1、L2中僅納入控制變量，構(gòu)成第1組基礎(chǔ)模型?？紤]到一次納入全部控制變量會產(chǎn)生較多虛擬變量，不利于Logistic模型參數(shù)估計效率[39]。因此，在探索性回歸分析基礎(chǔ)上，依據(jù)模型擬合和參數(shù)估計效率將控制變量分組交替納入模型。結(jié)果顯示：在不同組控制變量下參數(shù)估計結(jié)果的顯著性穩(wěn)健、一致①。然后在第一組模型上，依據(jù)階層回歸方法構(gòu)建第2、3、4、5、6組模型。分析時自變量、調(diào)節(jié)變量數(shù)值均做中心化處理，回歸結(jié)果見表2。

表2 多分類Logistic回歸結(jié)果

1.創(chuàng)業(yè)環(huán)境認知對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的影響

表2顯示，第2組模型的-2 對數(shù)似然比卡方檢驗在0.01顯著性水平下顯著，且第2組模型與第1組模型的卡方差值（Δχ2）在0.001顯著性水平下統(tǒng)計檢驗顯著，Cox and Snell R2為0.446，說明自變量對因變量變差具有較好解釋力。

在第2組模型中（表2），創(chuàng)業(yè)政策扶持認知（X1）的回歸系數(shù)在0.05顯著性水平下統(tǒng)計檢驗顯著。創(chuàng)業(yè)政策扶持認知每增加1 單位，與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿弱相比，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿中等的對數(shù)發(fā)生比增加0.372，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿強的對數(shù)發(fā)生比增加0.422。這說明外出農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)政策扶持認知增強，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿會趨向更強，假設(shè)H1a 得到驗證。創(chuàng)業(yè)資源支撐認知（X2）的回歸系數(shù)在第2組模型中統(tǒng)計檢驗顯著。創(chuàng)業(yè)資源支撐認知每增加1 單位，與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿弱相比，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿中等的對數(shù)發(fā)生比增加0.499，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿強的對數(shù)發(fā)生比增加0.501。這說明隨著創(chuàng)業(yè)資源支撐認知增強，外出農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿會趨向更強，假設(shè)H1b得到證實。

在第2組模型中表（表2），創(chuàng)業(yè)社會支持認知（X3）的回歸系數(shù)在0.05顯著性水平下統(tǒng)計檢驗顯著。創(chuàng)業(yè)社會支持認知每增加1 單位，與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿弱相比，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿中等的對數(shù)發(fā)生比增加0.395，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿強的對數(shù)發(fā)生比增加0.860。這說明隨著外出農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)社會支持認知增強，其返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿趨向更強，假設(shè)H1c 得到證實。創(chuàng)業(yè)隱性成本負擔(dān)認知（X4）的回歸系數(shù)在0.001顯著性水平下統(tǒng)計檢驗顯著。創(chuàng)業(yè)隱性成本負擔(dān)認知每增加1 單位，與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿弱相比，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿中等的對數(shù)發(fā)生比減小0.795，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿強的對數(shù)發(fā)生比減小0.886。這說明隨著外出農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)隱性成本負擔(dān)認知增強，其返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿趨向更弱，假設(shè)H1d得到證實。

2.掌握目標的調(diào)節(jié)效應(yīng)

James[39]提出了檢驗Logistic回歸模型中調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著性的方法：一是根據(jù)包含和不包含交互項（X×M）模型的卡方差值的顯著性判斷調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著性。二是依據(jù)交互項回歸系數(shù)（β（X×M））的指數(shù)Exp（β（X×M））的置信區(qū)間判斷調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著性，如果其置信區(qū)間不包含1.0，說明調(diào)節(jié)效應(yīng)統(tǒng)計檢驗顯著。本文采用此方法來檢驗調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著性，各交互項回歸系數(shù)的指數(shù)Exp（β（X×M））的置信區(qū)間如表3所示。

從表2看出，第4組模型（含交互項Xj×M1）與第3組模型（不含交互項Xj×M1）的卡方差值在0.05顯著性水平下統(tǒng)計檢驗顯著，表明包含交互項（Xj×M1）的模型顯著，解釋力較好。具體而言，在第4組模型中，交互項X1×M1的回歸系數(shù)在0.01顯著性水平下統(tǒng)計檢驗顯著，其Exp（β（X×M））的置信區(qū)間均不包含1.0（表3）。表2顯示，掌握目標的調(diào)節(jié)效應(yīng)使X1每增加1 單位引起的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿中等相比弱的對數(shù)發(fā)生比增加量增加0.550；返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿強相比弱的對數(shù)發(fā)生比增加量增加0.592?？梢?，掌握目標在創(chuàng)業(yè)政策扶持認知與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿正向影響關(guān)系中起到顯著正向調(diào)節(jié)作用，假設(shè)H2a得到驗證。交互項X2×M1的回歸系數(shù)在0.01顯著性水平下統(tǒng)計檢驗顯著，其Exp（β（X×M））的置信區(qū)間均不包含1.0（表3），表2顯示，掌握目標的調(diào)節(jié)效應(yīng)使X2每增加1個單位引起的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿中等相比弱的對數(shù)發(fā)生比增加量增加0.597；返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿強相比弱的對數(shù)發(fā)生比增加量增加0.701?？梢?，掌握目標在創(chuàng)業(yè)資源支撐認知與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿正向影響關(guān)系中起到顯著正向調(diào)節(jié)作用，假設(shè)H2b得到驗證。

表3 交互項Exp（β（X×M））置信區(qū)間

在第4組模型中，交互項X3×M1的回歸系數(shù)在0.05顯著性水平下統(tǒng)計檢驗不顯著，且其Exp（β（X×M））的置信區(qū)間包含1.0（表3）。因此，掌握目標在創(chuàng)業(yè)社會支持認知與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿正向影響關(guān)系中調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著，假設(shè)H2c未得到驗證。交互項X4×M1的回歸系數(shù)在0.05顯著性水平下統(tǒng)計檢驗顯著，其Exp（β（X×M））的置信區(qū)間不包含1.0（表3），表2顯示，掌握目標的調(diào)節(jié)效應(yīng)使X4每增加1個單位引起的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿中等與弱的對數(shù)發(fā)生比增加量增加0.520，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿強相比弱的對數(shù)發(fā)生比增加量增加0.573。這說明掌握目標在創(chuàng)業(yè)隱性成本負擔(dān)認知與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿負向影響關(guān)系中起到顯著負向調(diào)節(jié)作用，假設(shè)H2d得到驗證。

3.創(chuàng)業(yè)榜樣的調(diào)節(jié)效應(yīng)

從表2可見，第6組模型（含交互項Xj×M2）與第5組模型（不含交互項Xj×M2）的卡方差值在0.001顯著性水平下統(tǒng)計檢驗顯著，表明包含交互項（Xj×M2）的模型顯著，解釋力較好。具體而言，在第6組模型中，交互項X1×M2的回歸系數(shù)在0.05顯著性水平下統(tǒng)計檢驗顯著，其Exp（β（X×M））的置信區(qū)間均不包含1.0（表3），表2顯示，創(chuàng)業(yè)榜樣的調(diào)節(jié)作用使X1每增加1個單位引起的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿中等相比弱的對數(shù)發(fā)生比增加量增加0.507，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿強相比弱的對數(shù)發(fā)生比增加量增加0.711?？梢?，創(chuàng)業(yè)榜樣在創(chuàng)業(yè)政策扶持認知與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿正向影響關(guān)系中具有顯著正向調(diào)節(jié)效應(yīng)，假設(shè)H3a得到驗證。交互項X2×M2的回歸系數(shù)在0.01顯著性水平下統(tǒng)計檢驗顯著，其Exp（β（X×M））的置信區(qū)間均不包含1.0（表3），表2顯示，創(chuàng)業(yè)榜樣的調(diào)節(jié)作用使X2每增加1個單位引起的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿中等相比弱的對數(shù)發(fā)生比增加量增加0.496，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿強相比弱的對數(shù)發(fā)生比增加量增加0.515。可知，創(chuàng)業(yè)榜樣在創(chuàng)業(yè)資源支撐認知與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿正向影響關(guān)系中正向調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。假設(shè)H3b得到驗證。

第6組模型交互項X3×M2的回歸系數(shù)在0.05顯著性水平下統(tǒng)計檢驗顯著，其Exp（β（X×M））的置信區(qū)間均不包含1.0（表3），表2顯示，創(chuàng)業(yè)榜樣的調(diào)節(jié)作用使X3每增加1個單位引起的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿中等相比弱的對數(shù)發(fā)生比增加量增加0.490，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿強相比弱的對數(shù)發(fā)生比增加量增加0.531?？梢?，創(chuàng)業(yè)榜樣在創(chuàng)業(yè)社會支持認知與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿正向影響關(guān)系中正向調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，假設(shè)H3c得到驗證。交互項X4×M2的回歸系數(shù)在0.05顯著性水平下統(tǒng)計檢驗不顯著，且其Exp（β（X×M））的置信區(qū)間均包含1.0（表3）。這說明創(chuàng)業(yè)榜樣在創(chuàng)業(yè)隱性成本負擔(dān)認知與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿影響關(guān)系中調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著，假設(shè)H3d未得到驗證。

五、結(jié)論與啟示

（一）研究結(jié)論

本文分析了外出農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)環(huán)境認知對其返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的影響，重點考察了掌握目標和創(chuàng)業(yè)榜樣的調(diào)節(jié)效應(yīng)。得到研究結(jié)論如下：

第一，創(chuàng)業(yè)環(huán)境認知對外出農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著影響。具體而言：創(chuàng)業(yè)政策扶持認知、創(chuàng)業(yè)資源支撐認知、創(chuàng)業(yè)社會支持認知對外出農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿正向影響顯著。創(chuàng)業(yè)隱性成本負擔(dān)認知對外出農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿負向影響顯著。這說明創(chuàng)業(yè)隱性成本負擔(dān)認知越強，越不利于激發(fā)外出農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿。

第二，掌握目標在創(chuàng)業(yè)環(huán)境認知與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿影響關(guān)系中調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著性不同。具體而言：掌握目標在創(chuàng)業(yè)政策扶持認知、創(chuàng)業(yè)資源支撐認知與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿正向影響關(guān)系中正向調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，但在創(chuàng)業(yè)社會支持認知與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿正向影響關(guān)系中調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。掌握目標在創(chuàng)業(yè)隱性成本負擔(dān)認知與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的負向影響關(guān)系中負向調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。

第三，創(chuàng)業(yè)榜樣在創(chuàng)業(yè)環(huán)境認知與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿影響關(guān)系中調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著性不同。具體而言：創(chuàng)業(yè)榜樣在創(chuàng)業(yè)政策扶持認知、創(chuàng)業(yè)資源支撐認知、創(chuàng)業(yè)社會支持認知與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿正向影響關(guān)系中正向調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，但創(chuàng)業(yè)榜樣在創(chuàng)業(yè)隱性成本負擔(dān)認知與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿負向影響關(guān)系中調(diào)節(jié)效應(yīng)不顯著。

（二）政策啟示

1.強化創(chuàng)業(yè)環(huán)境認知，激發(fā)外出農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿

前述研究表明，增強創(chuàng)業(yè)政策扶持、創(chuàng)業(yè)資源支撐和創(chuàng)業(yè)社會支持認知，降低創(chuàng)業(yè)隱性成本負擔(dān)認知，有利于激發(fā)外出農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿。由此，各級政府應(yīng)著力加大創(chuàng)業(yè)政策扶持和創(chuàng)業(yè)資源支撐力度，構(gòu)建全方位社會支持體系，以此增強外出農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)環(huán)境的積極認知，激發(fā)其返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿；同時還應(yīng)著力降低企業(yè)開辦、運營等各個環(huán)節(jié)的創(chuàng)業(yè)隱性成本負擔(dān)，減輕外出農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)隱性成本負擔(dān)認知，增強其返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿。

2.提升掌握目標水平，增強激發(fā)創(chuàng)業(yè)意愿的內(nèi)驅(qū)力

由上述研究結(jié)論可知，提升外出農(nóng)民工掌握目標水平有利于增強創(chuàng)業(yè)政策扶持認知、創(chuàng)業(yè)資源支撐認知對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的激勵作用，并降低創(chuàng)業(yè)隱性成本負擔(dān)認知對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的負向影響。據(jù)此，各級政府一方面可匯聚政府職能部門、企業(yè)和中介機構(gòu)等各方力量，加強農(nóng)民工知識技能培訓(xùn)，不斷提升其創(chuàng)業(yè)能力和信念；另一方面可搭建產(chǎn)學(xué)研政一體化協(xié)作體系并與社區(qū)聯(lián)動，為農(nóng)民工解答返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的困惑，解決返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)后顧之憂。通過以上措施提升外出農(nóng)民工掌握目標水平，增強其返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿。

3.塑造創(chuàng)業(yè)榜樣示范，加大激發(fā)創(chuàng)業(yè)意愿的外驅(qū)力

本研究表明，大力提升農(nóng)村創(chuàng)業(yè)榜樣的示范效應(yīng)，有利于增強創(chuàng)業(yè)政策扶持認知、創(chuàng)業(yè)資源支撐認知和創(chuàng)業(yè)社會支持認知對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的激勵作用。對此，地方政府一方面應(yīng)從資金、技術(shù)、人才各方面著力扶持返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)榜樣，對外出農(nóng)民工形成強烈的創(chuàng)業(yè)示范效應(yīng)；另一方面，應(yīng)通過多樣化媒體廣泛宣傳創(chuàng)業(yè)榜樣，促進創(chuàng)業(yè)榜樣與外出農(nóng)民工的互動交流，充分發(fā)揮創(chuàng)業(yè)榜樣的激勵作用。

注釋：

①限于篇幅有限，本文只呈現(xiàn)了“性別”“年齡”控制變量組的結(jié)果。