郭錦墉，彭元元

（1.江西農(nóng)業(yè)大學江西省鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略研究院，江西 南昌 330045；2.江西農(nóng)業(yè)大學人文與公共管理學院，江西 南昌 330045）

一、引言與文獻綜述

黨的十九大以來，《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃（2018—2022年）》《關(guān)于深入實施農(nóng)村創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)帶頭人培育行動的意見》（農(nóng)產(chǎn)法〔2020〕3號）等文件的出臺，為農(nóng)民創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)提供政策支持，從而推動我國農(nóng)村出現(xiàn)新一輪的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)浪潮。相較于農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)面臨更高的自然風險與市場風險，農(nóng)民在工商業(yè)領(lǐng)域創(chuàng)業(yè)能夠獲得相對較好的比較收益。同時，政府部門通過提供資金扶持［1］、優(yōu)惠補貼［2］等措施減少交易成本、降低風險，促進農(nóng)民自營工商業(yè)的蓬勃發(fā)展，使自營工商業(yè)成為農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的重要選擇途徑。然而，在農(nóng)村勞動力持續(xù)外出務工背景下，農(nóng)村勞動力老齡化與婦女化趨勢凸顯，使農(nóng)村人力資源質(zhì)量顯著下降，對農(nóng)村自營工商業(yè)活躍度、持久力構(gòu)成嚴峻挑戰(zhàn)。此外，現(xiàn)有農(nóng)民受限于教育培訓不足［3］、缺乏科學管理能力［4］等自身因素的影響，致使農(nóng)村自營工商業(yè)缺乏優(yōu)質(zhì)的人力資本支撐。

為解決農(nóng)村人力資源質(zhì)量低、人才短缺問題，教育部于2004年開展“一村一名大學生計劃”，江西省于2012年開展“一村一名大學生工程”（簡稱“一村一大”），為農(nóng)村輸送大批鄉(xiāng)村本土人才，包括大量回鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的農(nóng)民學員［5］。對農(nóng)民高等教育的投入有效驅(qū)動農(nóng)村人力資本產(chǎn)出［6］，增加農(nóng)村人才供給，尤其是能夠激發(fā)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)活力，主要體現(xiàn)在：農(nóng)民學員通過系統(tǒng)的學習，科學文化素質(zhì)普遍提高；農(nóng)村基層干部執(zhí)政管理能力明顯提升；農(nóng)民接受新知識、新技術(shù)后，其自主創(chuàng)業(yè)行為顯著增多［7-8］。自營工商業(yè)是農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的重要類型之一［9-10］，對農(nóng)民增收、農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展起著至關(guān)重要的作用。在全面提升高校鄉(xiāng)村振興領(lǐng)域人才培養(yǎng)的當下，探明“一村一大”對農(nóng)民自營工商業(yè)的影響作用，對于進一步推動高等教育向農(nóng)村發(fā)展，了解、引導、激勵農(nóng)民創(chuàng)業(yè)具有現(xiàn)實重要意義。“一村一大”是否促進農(nóng)民自營工商業(yè)？參與“一村一大”的農(nóng)民自營工商業(yè)是否存在學歷層次、學習模式的學習特征差異及城鄉(xiāng)工作地差異？本文試圖回答以上問題。

農(nóng)民自營工商業(yè)是學者們關(guān)注的熱點問題，已有文獻從個體特征［11］、家庭特征［12-13］、環(huán)境特征［14］、創(chuàng)業(yè)自我效能感［15］、政策支持［16］、人力資本［17］、政治資本［18］、人脈資本［19］、宗族資本［20］以及金融資本［21］等方面對農(nóng)民自營工商業(yè)的影響展開大量研究。有學者對“一村一大”農(nóng)民學員畢業(yè)創(chuàng)業(yè)情況調(diào)研發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民學員畢業(yè)后自主創(chuàng)業(yè)行為十分顯著。如張曼茵［22］和張玲等［23］研究發(fā)現(xiàn)，“一村一大”農(nóng)民學員畢業(yè)后創(chuàng)業(yè)率較高，超半數(shù)學員在掌握新知識、新技能的基礎(chǔ)上，通過同學和老師的幫助成功創(chuàng)業(yè)。張靜［24］和徐景錄等［25］卻認為，“一村一大”畢業(yè)生由于缺乏在農(nóng)村就業(yè)創(chuàng)業(yè)的鼓勵政策，回到農(nóng)村的大多數(shù)農(nóng)民學員存在著創(chuàng)業(yè)艱辛的困境，創(chuàng)業(yè)人數(shù)比例不足一半，嚴重影響“一村一大”畢業(yè)生回村創(chuàng)業(yè)的積極性和農(nóng)村民主管理水平的提高。也有學者從“一村一大”農(nóng)民學員的學習者特征以及學習支持服務現(xiàn)狀視角進行研究。江小青［26］認為，農(nóng)民學員專業(yè)學習主要集中在經(jīng)濟管理類專業(yè)上，與之相比，養(yǎng)殖類和種植類專業(yè)的學習者人數(shù)相對較少，且近半數(shù)學員渴求通過學習提升自身素質(zhì)并運用所學知識創(chuàng)業(yè)致富。還有學者結(jié)合“一村一大”高等教育培養(yǎng)模式展開研究。趙云昌［27］和李子誠［28］認為，“一村一大”為農(nóng)村可持續(xù)發(fā)展提供人才保證。在中國廣大農(nóng)村教育還相當落后的情況下，發(fā)展農(nóng)村高等教育是開發(fā)和利用農(nóng)村人才資源的一條有效途徑。

盡管已有文獻對“一村一大”農(nóng)民學員創(chuàng)業(yè)展開大量研究，但仍只停留在描述統(tǒng)計階段，缺乏更深入的理論探索和實證分析。隨著農(nóng)村高等教育成為農(nóng)民創(chuàng)業(yè)獲取所需科學知識技能、拓展人脈網(wǎng)絡的重要學習渠道，農(nóng)民自營工商業(yè)又逐漸成為農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的重要方式之一，有必要對此二者的關(guān)系展開進一步研究。基于此，本文根據(jù)江西省1 553份農(nóng)民微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，采用二元Logit模型和PSM模型實證分析“一村一大”對農(nóng)民自營工商業(yè)的影響及其學歷層次、學習模式的學習特征差異及城鄉(xiāng)工作地的差異影響。

二、理論分析與研究假說

人力資本、社會資本以及通過人力資本提升所帶來的學習能力的提升和通過社會資本獲得的經(jīng)濟資源和情感支持是農(nóng)民自營工商業(yè)不可缺少的有力支撐。教育是人力資本最主要的體現(xiàn)，對農(nóng)民自營工商業(yè)具有顯著影響。受教育程度越高，農(nóng)民學習能力越強，農(nóng)民自營工商業(yè)概率也越大［29］。同時，人力資本往往影響農(nóng)民的主觀能動性［30］，結(jié)合自我效能理論分析來看，農(nóng)民成功的自營工商業(yè)除了受到自身教育程度的影響，還受到對自己完成某方面工作的主觀評價的影響。一般而言，農(nóng)民一般自我效能感越高［31］，創(chuàng)業(yè)意識也越強，越有助于農(nóng)民自營工商業(yè)。此外，創(chuàng)業(yè)也需要家庭給予經(jīng)濟、社會關(guān)系、人力資源等社會資本方面的支持和幫助［32］。社會資本通過規(guī)范、信任和網(wǎng)絡形式，使農(nóng)民獲得社會網(wǎng)絡中他人擁有的經(jīng)濟資源，并通過與他人的接觸，獲得有價值的信息和知識，以增強農(nóng)民的知識和技能水平［33］，進一步推動農(nóng)民自營工商業(yè)。從外部環(huán)境來看，外部環(huán)境因素也是影響農(nóng)民自營工商業(yè)的重要因素，如城鄉(xiāng)的政策差別、薪資待遇差別等。

（一）參與“一村一大”對農(nóng)民自營工商業(yè)的影響

教育是主要的人力資本投資形式，特別是高等教育能夠全面提升農(nóng)民的勞動力素質(zhì)和人力競爭水平，對農(nóng)民具有資源作用力［34］。因此，“一村一大”作為一種高等教育形式，可以豐富農(nóng)民資源資本，可能會對農(nóng)民自營工商業(yè)產(chǎn)生影響?！耙淮逡淮蟆蓖ㄟ^增強農(nóng)民人力資本的知識溢出和提升社會資本的規(guī)模效應，進而提高經(jīng)營管理技能，拓展人脈及拓寬獲取信息渠道，通過降低創(chuàng)業(yè)機會識別成本，增加資金扶持渠道，從而促進農(nóng)民自營工商業(yè)。此外，參與“一村一大”能夠促使農(nóng)民累積社會資本［35］?！耙淮逡淮蟆钡陌嗉墝W習形式使農(nóng)民結(jié)交同行以及相關(guān)領(lǐng)域的專業(yè)人士，建立有效溝通從而獲得物質(zhì)與情感支持，進而累積社會資本［36-37］?；诖?，提出第一個研究假說：

H1：參與“一村一大”有利于促進農(nóng)民自營工商業(yè)。

（二）參與“一村一大”不同學歷層次對農(nóng)民自營工商業(yè)的影響

學業(yè)自我效能理論是自我效能理論在學習情境中的應用。學業(yè)自我效能感是農(nóng)民對自己能否完成學習的主觀評價，參與“一村一大”的農(nóng)民對是否能成功完成學業(yè)任務具有主觀的判斷與自信。其中，學習能力效能感和發(fā)展能力效能感起主要作用［38］。學習能力效能感越強，越有助于農(nóng)民形成積極觀念，從而提升其廣泛涉取、整合信息的能力；發(fā)展能力效能感越高，農(nóng)民對自我發(fā)展能力的評價越正向，則容易激發(fā)其創(chuàng)造更大的經(jīng)濟或社會價值，畢業(yè)后則越有可能自營工商業(yè)。此外，受教育程度較高，代表勞動力在學習和工作中對新技能和新知識的學習能力較強［39］，創(chuàng)業(yè)效率也較高。已有研究發(fā)現(xiàn)，學業(yè)自我效能感在不同學習環(huán)境、不同學歷層次有高低差異。徐曉燁［40］通過對653名不同學歷護生調(diào)研訪問發(fā)現(xiàn)，不同學歷層次護生學業(yè)自我效能感存在統(tǒng)計學意義差異，碩士生學業(yè)自我效能感最強，本科生次之，?？粕畹??；诖?，提出第二個研究假說：

H2：參與“一村一大”學歷層次越高，則對農(nóng)民自營工商業(yè)的促進作用越明顯。

（三）參與“一村一大”不同學習模式對農(nóng)民自營工商業(yè)的影響

社會資本理論認為，社會網(wǎng)絡越豐富，農(nóng)民獲取信息與幫助越容易，越有利于農(nóng)民自營工商業(yè)［9］?！耙淮逡淮蟆钡牟煌瑢W習模式為農(nóng)民建立社會網(wǎng)絡提供了有利條件?！耙淮逡淮蟆边h程網(wǎng)絡授課模式通過設立線上學習集體，搭建在線溝通交流平臺，使農(nóng)民與同學、老師形成在線社會網(wǎng)絡關(guān)系，方便農(nóng)民獲取更豐富的資源［41］，拓寬自營工商業(yè)識別機會渠道［42］。“一村一大”線下集中授課模式采用集中面授，農(nóng)民學員組成班級集體進行學習，與同學、老師面對面的聯(lián)系、互動進而可以建立互惠信任的社會關(guān)系。此外，還可以通過微信、QQ等社交平臺加深農(nóng)民之間的強關(guān)系、創(chuàng)建弱關(guān)系，進而形成穩(wěn)定、深刻的社會網(wǎng)絡關(guān)系［43］，進一步獲得物質(zhì)與情感的支持?；诖?，提出第三個研究假說：

H3：參與“一村一大”學習模式形成的社會網(wǎng)絡越豐富，對農(nóng)民自營工商業(yè)的促進作用越明顯。

（四）參與“一村一大”對農(nóng)民在城鄉(xiāng)自營工商業(yè)的影響

由于我國區(qū)域發(fā)展不平衡、城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的客觀存在，農(nóng)民對城鄉(xiāng)自營工商業(yè)的選擇存在差異性。在農(nóng)村，農(nóng)民自營工商業(yè)具有更高的穩(wěn)定性和較低失業(yè)率［44-45］，并且農(nóng)民通過自營工商業(yè)累積資本速度增長較快，且收入要高于務工收入。受教育程度越高，對農(nóng)民知識技能提升、管理經(jīng)營發(fā)展的幫助越大，越有利于促進農(nóng)民自營工商業(yè)。在城市，農(nóng)民自營工商業(yè)則取決于比較優(yōu)勢。Wang等［46］研究發(fā)現(xiàn)，在城市務工的農(nóng)民獲得的教育回報率要高于自營工商業(yè)。由于由農(nóng)村流向城市的農(nóng)民會追求效用最大化從而權(quán)衡不同就業(yè)狀態(tài)的成本和收益，最終選擇能夠?qū)崿F(xiàn)個人凈收益最大的就業(yè)狀態(tài)，相較于長期務工，農(nóng)民不會選擇在城市自營工商業(yè)［47］。此外，受教育程度高的外出農(nóng)民，相對容易在城鎮(zhèn)勞動力市場找到較為滿意的工作［48］，其自營工商業(yè)的機會成本較高?；诖?，提出第四個研究假說：

H4：參與“一村一大”對農(nóng)民選擇城鄉(xiāng)自營工商業(yè)的影響方向不一致。

2.3 兩組患者圍手術(shù)期并發(fā)癥發(fā)生率比較 觀察組圍手術(shù)期總并發(fā)癥發(fā)生率顯著低于對照組，差異有統(tǒng)計學意義(χ2=4.659，P=0.031)。觀察組隨訪2年，未見網(wǎng)片侵蝕、感染現(xiàn)象發(fā)生。見表3。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型選擇

（一）數(shù)據(jù)來源

本文選取數(shù)據(jù)源于兩個數(shù)據(jù)集，通過合并數(shù)據(jù)集最終得到1 553份農(nóng)民微觀調(diào)查數(shù)據(jù)。第一個數(shù)據(jù)集是江西農(nóng)業(yè)大學2019年“一村一名大學生工程”績效評估調(diào)研數(shù)據(jù)。該調(diào)研采用隨機抽樣方法，通過電腦對參與江西農(nóng)業(yè)大學與江西廣播電視大學“一村一大”的畢業(yè)農(nóng)民學員分別隨機抽出1 000個樣本，再以電話訪談的方式進行問卷調(diào)研，獲得江西農(nóng)業(yè)大學與江西廣播電視大學調(diào)查樣本分別為782份、658份。本文的核心問題是“農(nóng)民自營工商業(yè)”，本文篩選樣本條件如下：（1）年齡在21～55歲，具有農(nóng)村戶籍的農(nóng)村勞動力；（2）不包含從業(yè)方式為公職、其他的被訪問者；（3）剔除家庭總?cè)丝?、家中兒童?shù)等相關(guān)變量空白樣本。剔除極端值后獲得參與“一村一大”的農(nóng)民樣本616個。

第二個數(shù)據(jù)集是同期進行的“北大—江農(nóng)”鄉(xiāng)村振興江西省“百村千戶”數(shù)據(jù)，作為第一個數(shù)據(jù)集“一村一名大學生工程”的對照組樣本，即未參與“一村一大”農(nóng)民樣本?！鞍俅迩簟睌?shù)據(jù)庫是由北京大學現(xiàn)代農(nóng)學院與江西農(nóng)業(yè)大學聯(lián)合組建調(diào)研團隊為開展“中國鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略智庫數(shù)據(jù)平臺建設項目”，采用分層隨機抽樣的方式于2018年12月實時調(diào)研，涉及江西省撫州市資溪縣、贛州市瑞金市、景德鎮(zhèn)市浮梁縣等12縣、108村。共1080戶農(nóng)戶，并于2019年12月進行了二期跟蹤調(diào)查調(diào)查。本文篩選樣本條件如下：（1）年齡在21～53歲，具有農(nóng)村戶籍的農(nóng)村勞動力；（2）不包含從業(yè)方式為公職、其他的被訪問者；（3）受教育程度為大專以下（不包含大專）。剔除極端值后獲得未參與“一村一大”的農(nóng)民樣本937個。

（二）變量選取

1.被解釋變量 本文被解釋變量是指農(nóng)民自營工商業(yè)情況。農(nóng)民自營工商是指農(nóng)民從事個體工商經(jīng)營，包括批發(fā)與零售、住宿與餐飲及其他社會生產(chǎn)服務等。首先，根據(jù)問卷題項“2019年是否從事非農(nóng)工作？”進行處理，如果被調(diào)查者的回答為“是”，則一步根據(jù)問題“是否自營工商業(yè)？”判斷，如果被調(diào)查者選擇為“是”，則視為農(nóng)民自營工商業(yè)，賦值為1，反之，賦值為0。

2.核心解釋變量 本文核心解釋變量為農(nóng)民參與“一村一大”情況。在“一村一名大學生工程”績效評估調(diào)研中受訪者均為參與“一村一大”的農(nóng)民，賦值為1；通過篩選同期進行的“百村千戶”數(shù)據(jù)，所得樣本為未參與“一村一大”的農(nóng)民，賦值為0。

3.控制變量 借鑒已有文獻，將影響農(nóng)民自營工商業(yè)的個體稟賦特征［11］、家庭特征［12-13］、宗族資本［15］人脈資本［16］、和政治資本［17］等變量納入模型，其中個體稟賦特征包括性別、年齡；家庭特征包括家庭總?cè)丝凇⒓抑?～6歲人口數(shù)以及家中60歲以上人口數(shù)；宗族資本、人脈資本以及政治資本，分別以是否為村中大姓、2019年走親訪友數(shù)、是否當過村干部以及是否有親戚當過村干部等指標來測量。

4.分組變量 本文分組變量包括“一村一大”學歷層次分組變量、“一村一大”學習模式分組變量以及城鄉(xiāng)工作地分組變量。學歷層次分為大專和本科，再分別設置虛擬變量，定義為是否為大專班和是否為本科班；學習模式由江西農(nóng)業(yè)大學和江西廣播電視大學分別采取集中面授與遠程學習模式，將學習模式分別設置虛擬變量，定義為是否為江西農(nóng)業(yè)大學學員和是否為江西廣播電視大學學員；將工作地點分為城市與農(nóng)村，分別設置虛擬變量，定義為工作地點是否在農(nóng)村和工作地點是否在城市。各變量的具體設置與描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

變量類別變量名稱定義與賦值均值標準差樣本數(shù)/n被解釋變量核心解釋變量是否自營工商業(yè)：是=1；否=0是否為“一村一大”學員：是=1；否=0男性=1；女性=0實際年齡/歲控制變量分組變量是否自營工商業(yè)是否參與“一村一大”性別年齡年齡的平方項/100家庭總?cè)丝跀?shù)家中0-6歲人口數(shù)家中60歲以上人口數(shù)是否為村中大姓2019年走親訪友數(shù)是否當過村干部是否有親戚當過村干部是否為大專班是否為本科班是否線下集中授課模式是否遠程網(wǎng)絡授課模式工作地點是否在農(nóng)村工作地點是否在城市家庭實際總?cè)丝跀?shù)/人家中0～6歲實際人口數(shù)/人家中60歲以上實際人口數(shù)/人您家是否為所在村莊第一大姓：是=1；否=0 2019年春節(jié)期間走親訪友數(shù)/人是當過村干部：是=1；否=0是否有親戚朋友當過村干部：是=1；否=0是否參與“一村一大”大專班：是=1；否=0是否參與“一村一大”本科班：是=1；否=0是否為江西農(nóng)業(yè)大學學員：是=1；否=0是否為江西廣播電視大學學員：是=1；否=0是否在農(nóng)村工作：是=1；否=0是否在城市工作：是=1；否=0 0.307 0.397 0.677 37.565 14.766 5.517 0.548 0.784 0.382 15.982 0.182 0.352 0.354 0.099 0.243 0.252 0.355 0.645 0.461 0.489 0.469 8.390 6.411 1.824 0.739 0.894 0.486 16.709 0.386 0.478 0.478 0.298 0.429 0.434 0.479 0.479 1 553 1 553 1 553 1 553 1 553 1 553 1 553 1 553 1 553 1 553 1 553 1 553 1 450 1 040 1 238 1 252 1 553 1 553

（三）模型選擇

1.二元Logit模型 本文探究參與“一村一大”對農(nóng)民自營工商業(yè)的影響。被解釋變量為是否自營工商業(yè)，自營工商業(yè)取值為1，否則為0，屬于二元離散選擇變量，因此選擇二元Logit模型分析參與“一村一大”對農(nóng)民自營工商業(yè)的影響。由于在實證研究中，往往可能存在選擇性偏差，即農(nóng)民參與“一村一大”并不是隨機性的，而是依據(jù)推薦和參加成人高考的方式進行選取，因此，首先使用二元Logit模型考查在未考慮樣本自選擇所帶來的偏差估計，之后使用PSM模型進行因果推斷，確保結(jié)果具有穩(wěn)健性。構(gòu)建二元Logit估計模型如下：

式（1）中，αi PEASTUDENTS表示第i個農(nóng)民是否參與“一村一大”，δ1CONTROL表示第i個控制變量影響因素（包括性別，年齡，年齡平方項/100，家庭總?cè)丝跀?shù)，家中0～6歲人口數(shù)，家中60歲以上人口數(shù)，是否為村中大姓，2019年走親訪友數(shù)，是否當過村干部，是否有親戚當過村干部），εi表示難以觀察到的其他有可能會對樣本造成影響的因素，即隨機誤差項。

2.傾向得分匹配模型（PSM）由于參與“一村一大”存在自選擇偏差造成的內(nèi)生性問題，是否參與“一村一大”是內(nèi)生的，二元Logit回歸時會產(chǎn)生估計偏差，故本文采用傾向得分匹配法（PSM），基于反事實依據(jù)，進一步探究參與“一村一大”與農(nóng)民自營工商業(yè)的因果關(guān)系。根據(jù)處理變量將樣本分為兩組：處理組和對照組。若該農(nóng)民參與過“一村一大”即為處理組，對照組為未參與過“一村一大”的農(nóng)民。本文選取的“一村一名大學生工程”績效評估調(diào)研數(shù)據(jù)中受訪者均為參與“一村一大”農(nóng)民，即實驗組；從“北大－江農(nóng)”鄉(xiāng)村振興江西省“百村千戶”數(shù)據(jù)中選取學歷為大專以下（不包含大專）樣本確定為對照組，這是由于農(nóng)民參與“一村一大”可以獲得大專和本科學歷文憑，為防止對照組中包含大專以上學歷樣本，導致樣本重復，確定大專以下學歷（不包含大專）為未參與“一村一大”樣本，即對照組。建立模型如下：

采用虛擬變量Di=｛0，1｝表示個體i是否參與“一村一大”，即1為個體i參與，而0表示個體i沒有參與，對于個體i會有兩種狀態(tài)，y0i表示個體i沒有自營工商業(yè)，而y1i表示個體i自營工商業(yè)，(y1i-y0i)表示個體i參與“一村一大”后自營工商業(yè)的處理效應。

四、結(jié)果與分析

（一）基準回歸檢驗及分析

運用Stata16軟件，利用二元Logit模型進行基準回歸檢驗，對觀測數(shù)據(jù)進行逐步回歸，并計算核心解釋變量的平均邊際效應系數(shù)。從表2的模型估計結(jié)果可知，參與“一村一大”對農(nóng)民自營工商業(yè)有顯著正影響。給定其他變量的情況下，相比于沒有參與過“一村一大”的農(nóng)民，參與過“一村一大”的農(nóng)民自營工商業(yè)的概率高出4.7%，即參與過“一村一大”的農(nóng)民畢業(yè)后更有可能自營工商業(yè)。因此，H1得到驗證?？刂谱兞總€體特征、家庭稟賦以及宗族資本、人脈資本和政治資本對農(nóng)民自營工商業(yè)分別有不同程度的影響。

變量模型（1）平均邊際效應0.176***（0.021）z值8.19是否參與“一村一大”z值7.29 z值8.23 z值1.69性別3.50模型（2）平均邊際效應0.157***（0.022）0.090***（0.026）0.033***（0.012）-0.035**（0.016）模型（3）平均邊際效應0.184***（0.022）0.091***（0.025）0.034***（0.013）-0.035**（0.017）0.044***（0.008）-0.045**（0.019）-0.060***（0.015）3.63 2.11年齡2.71 2.57 2.29年齡的平方項/100-2.22-2.06-2.04家庭總?cè)丝跀?shù)5.60 5.22家中0～6歲人口數(shù)-2.31-1.95家中60歲以上人口數(shù)-4.04-3.64是否為村中大姓2.21 2019年走親訪友數(shù)2.28是否當過村干部8.30是否有親戚當過村干部Wald Chi2 Log likelihood Pseudo R2 1.69 58.51-928.308 0.031 82.38-907.562 0.053 110.71-889.769 0.071模型（4）平均邊際效應0.047*（0.028）0.053**（0.025）0.029**（0.013）-0.033**（0.016）0.040***（0.008）-0.038**（0.019）-0.052***（0.014）0.050**（0.023）0.001**（0.001）0.248***（0.030）0.040*（0.024）179.50-853.923 0.109

在個體稟賦特征中，男性自營工商業(yè)的概率更大，農(nóng)村男性相較于女性承擔更多家庭經(jīng)濟壓力，更有可能選擇自營工商業(yè)來增加收入；年齡對農(nóng)民自營工商業(yè)的影響呈現(xiàn)倒“U”型，隨著年齡的增長，農(nóng)民閱歷及人脈、資金資本逐漸豐富，農(nóng)民選擇自營工商業(yè)的可能性越大，但是當年齡超過一定的閾值，農(nóng)民風險偏好減弱，越不愿意選擇風險性較大的自營工商業(yè)。在家庭特征中，農(nóng)民的家庭人口數(shù)對農(nóng)民自營工商業(yè)有正向促進作用，這說明家庭支持對于農(nóng)民自營工商業(yè)具有重要的推動作用，能夠給予創(chuàng)業(yè)者情感與資金的支持，而家中小孩數(shù)和家中老人數(shù)對農(nóng)民自營工商業(yè)有顯著負向影響，這說明小孩和老人作為非勞動力會給農(nóng)民帶來撫養(yǎng)、贍養(yǎng)的壓力和時間的占用，制約了農(nóng)民自營工商業(yè)；宗族資本、人脈資本、政治資本等社會資本對農(nóng)民自營工商業(yè)有顯著促進作用，社會資本不但直接影響農(nóng)民自營工商業(yè)時資源的獲取，建立的社會網(wǎng)絡關(guān)系也會間接影響自營工商業(yè)的開展，社會關(guān)系的信任與資源供給拓寬了農(nóng)民獲取信息渠道以及提高了農(nóng)民風險承受力，在一定程度上促進了農(nóng)民創(chuàng)業(yè)。

（二）傾向得分匹配估計結(jié)果及分析

由于農(nóng)民是否參與“一村一大”并不具有隨機性，且這兩類人在自身特質(zhì)方面可能存在較大差異，參與“一村一大”的農(nóng)民可能本身是被選拔的優(yōu)秀農(nóng)村青年，其社交能力和各方面技能比普通農(nóng)民更強，擁有更豐富的獲取資源途徑。因此，參與“一村一大”會存在自選擇偏差而產(chǎn)生內(nèi)生性問題。為消除自選擇偏差，解決內(nèi)生性問題，采用傾向的得分匹配法（PSM）進一步檢驗參與“一村一大”對農(nóng)民自營工商業(yè)的影響。根據(jù)是否參與“一村一大”劃分為處理組和對照組（參與“一村一大”農(nóng)民為處理組；未參與“一村一大”的農(nóng)民為對照組），匹配變量包括性別、年齡、家庭總?cè)丝跀?shù)、家中0～6歲人口數(shù)、家中60歲以上人口數(shù)、是否為村中第一大姓、2019年走親訪友數(shù)以及是否有親戚當過村干部。

1.共同支撐區(qū)域與平衡性檢驗 為了更直觀地考察處理組和對照組的共同支撐域，對數(shù)據(jù)進行一對四匹配來觀察匹配質(zhì)量，圖1a和1b分別給出匹配前后的處理組和對照組的傾向得分核密度圖。從圖1可以看出，匹配后的處理組與對照組樣本傾向得分的核密度函數(shù)較為接近，共同支撐域由窄變廣，匹配結(jié)果較佳。

圖1 匹配前后處理組和對照組傾向得分的核密度

表3是進行一對四匹配平衡性檢驗，匹配后全樣本處理組為608個，缺失樣本為8個，對照組為924個，缺失樣本數(shù)13個，總計缺失樣本21個，匹配樣本1 532個，可以接受。匹配后所有變量的偏差率均低于10%，各變量均值相近，處理組和對照組之間基本不存在系統(tǒng)性差異。因此，本文在使用PSM模型后，匹配結(jié)果較好地平衡了數(shù)據(jù)，能夠較大程度消除樣本自選擇偏差。

2.穩(wěn)健性分析 本文使用一對一匹配法、半徑匹配法和核匹配法對樣本數(shù)據(jù)進行匹配，檢驗上述結(jié)果的穩(wěn)健性。由表4可知，不同的匹配方式均使處理組與對照組間的偏誤有大幅度的下降，且匹配后的協(xié)變量聯(lián)合分布檢驗p值較大，可以認為“匹配后”的處理組與對照組的協(xié)變量幾乎相一致，兩組樣本具有類似的特征，平衡性檢驗結(jié)果具有穩(wěn)健性。

變量匹配方式t檢驗均值處理組0.753 0.752 37.416 37.426 5.114 5.112 0.554 0.553 0.750 0.751 0.490 0.484 19.341 17.3671 0.506 0.502偏差率/%偏差降低率/%性別82.7年齡-80.0家庭總?cè)丝跀?shù)96.0家中0～6歲兒童數(shù)-650.5家中60歲以上人口數(shù)48.2是否為村中大姓93.5 2019年走親訪友數(shù)95.3是否有親戚當過村干部匹配前匹配后匹配前匹配后匹配前匹配后匹配前匹配后匹配前匹配后匹配前匹配后匹配前匹配后匹配前匹配后對照組0.627 0.774 37.663 37.871 5.782 5.084 0.544 0.483 0.805 0.780 0.311 0.472 13.774 17.935 0.251 0.504 27.7-4.8-3.0-5.4-37.9 1.5 1.3 9.4-6.2-3.2 37.3 2.4 32.0-1.5 54.6-0.5 99.1 t值5.27-0.90-0.57-0.92-7.18 0.28 0.24 1.70-1.20-0.56 7.25 0.41 6.51-0.31 10.69 0.08 p值0.000 0.369 0.570 0.358 0.000 0.780 0.809 0.089 0.229 0.573 0.000 0.684 0.000 0.759 0.000 0.938

進一步分析發(fā)現(xiàn)，三種匹配方式在1%的顯著性水平上顯著，參與“一村一大”對農(nóng)民自營工商業(yè)的正向影響是穩(wěn)健的。由表5可知，參與“一村一大”處理效應（ATT）平均約為0.202個單位，說明參與“一村一大”顯著促進農(nóng)民自營工商業(yè)，進一步驗證H1。參與“一村一大”的農(nóng)民學員比非學員農(nóng)民自營工商業(yè)顯著提高0.194～0.218個百分點。相較于二元Logit模型估計的4.7個百分點，PSM模型在消除自選擇偏差后的影響效果顯著下降，說明二元Logit模型高估了參與“一村一大”對農(nóng)民自營工業(yè)的影響。

中位數(shù)偏差/%29.8 2.8 2.4 2.5匹配方法未匹配一對一匹配半徑匹配核匹配SR2值0.124 0.004 0.002 0.002 LRChi2值259.18 7.03 3.22 3.23 p值0.000 0.533 0.920 0.919均值偏差/%25.0 4.5 3.1 3.0

t值6.38 7.06 7.07匹配方法一對一匹配半徑匹配核匹配ATT值0.218***0.195***0.194***

（三）分組估計結(jié)果及分析

不同學歷層次、不同學習模式的學習特征以及城鄉(xiāng)工作地對農(nóng)民自營工商業(yè)的影響存在差異，進一步分析有助于完善“一村一大”工程項目和促進農(nóng)民創(chuàng)業(yè)。本文使用一對一匹配和半徑匹配這兩種匹配方法，列示參與“一村一大”不同學歷層次、不同學習模式以及城鄉(xiāng)工作地對農(nóng)民自營工商業(yè)的處理效應（表6）。

1.參與“一村一大”不同學歷層次對農(nóng)民自營工商業(yè)的影響 江西省“一村一大”主要授予學歷層次為大專學歷和本科學歷。大專班與本科班對農(nóng)民自營工商業(yè)的都有促進作用，但影響存在差異，參與“一村一大”本科學歷層次對農(nóng)民自營工商業(yè)的影響更大一些（0.203>0.200；0.204>0.195），也就是說參與“一村一大”學歷層次越高，則對農(nóng)民自營工商業(yè)的促進作用越明顯，H2得以驗證。分析來看，已有大專文憑的農(nóng)民參加“一村一大”本科學歷層次時，其學業(yè)自我效能感可能要高于以高中文憑參加大專學歷層次的農(nóng)民；本科教育提供的更高層次平臺能夠提高農(nóng)民信息整合能力、學習能力、創(chuàng)新能力，使農(nóng)民對創(chuàng)業(yè)風險投資、創(chuàng)業(yè)機會識別能夠進行更加細致、慎重的考慮。

2.參與“一村一大”的不同學習模式對農(nóng)民自營工商業(yè)的影響 江西省“一村一大”以線下集中面授和遠程授課兩種形式開展。兩種模式下農(nóng)民學員建立的社會網(wǎng)絡有所差異，線下面授能更好地為農(nóng)民學員提供建立信任與情感的平臺，也可以構(gòu)建在線關(guān)系，從而豐富和加強社會網(wǎng)絡關(guān)系；遠程授課則以在線交流為主，缺乏面對面交流，社會網(wǎng)絡關(guān)系單調(diào)且構(gòu)建不牢靠。線下集中面授學習模式與遠程教育學習模式都能促進農(nóng)民自營工商業(yè)，但影響程度不同，參與“一村一大”線下集中授課模式對農(nóng)民自營工商業(yè)的影響更大（0.201>0.165；0.235>0.147），說明參與“一村一大”學習模式形成的社會網(wǎng)絡越豐富，對農(nóng)民自營工商業(yè)的促進作用越明顯，H3得以驗證。分析來看，農(nóng)民自營工商業(yè)，包含農(nóng)產(chǎn)品加工、商貿(mào)、生態(tài)旅游、電商以及餐飲服務等，多是基于線下的傳統(tǒng)行業(yè)。因此，豐富的社會網(wǎng)絡關(guān)系對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)十分重要。

3.參與“一村一大”對農(nóng)民選擇城鄉(xiāng)自營工商業(yè)的影響“一村一大”農(nóng)民學員可以選擇在農(nóng)村或在城市自營工商業(yè)。畢業(yè)后選擇城鄉(xiāng)自營工商業(yè)的影響效應方向一致，但存在顯著差異。參與“一村一大”對農(nóng)民在農(nóng)村自營工商業(yè)的正向作用更顯著（0.192>0.097；0.186>0.095）。此外，參與“一村一大”對農(nóng)民在城市自營工商業(yè)有正向作用，H4未通過檢驗?？赡苁且驗閰⑴c“一村一大”后，雖然農(nóng)民學歷層次提升，有助于農(nóng)民在城市就業(yè)，但農(nóng)民在城市中福利待遇等仍有可能得不到滿足，在比較收益下，選擇自營工商獲取更大的收益。

變量大專班本科班線下集中授課模式遠程網(wǎng)絡授課模式工作地點在農(nóng)村工作地點在城市最鄰近匹配半徑匹配ATT值0.195***0.204***0.235***0.147***0.186***0.095***處理組0.423 0.396 0.466 0.368 0.540 0.282對照組0.223 0.193 0.265 0.203 0.348 0.185 ATT值0.200***0.203***0.201***0.165***0.192***0.097***處理組0.423 0.400 0.466 0.368 0.540 0.282對照組0.228 0.196 0.231 0.220 0.354 0.187

五、結(jié)論與啟示

基于江西省1 553份農(nóng)民微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，在考慮參與“一村一大”自選擇偏差的基礎(chǔ)上，實證參與“一村一大”對農(nóng)民自營工商業(yè)的影響。根據(jù)學歷層次、學習模式和城鄉(xiāng)工作地分組變量，深入探究參與“一村一大”對農(nóng)民自營工商業(yè)的差異影響，得出以下主要結(jié)論：第一，參與“一村一大”對農(nóng)民自營工商業(yè)具有顯著的正向影響。這一結(jié)果可能的解釋是農(nóng)民在學校獲得知識資源、人力資源與金融資源的支持下，自身創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)所需的知識、技能、人脈以及資金得到提高，進而選擇自營工商業(yè)。第二，參與“一村一大”學歷層次越高，則對農(nóng)民自營工商業(yè)的促進作用越明顯。因此，加強高學歷層次人才培養(yǎng)，全面提升農(nóng)民發(fā)展，可以推動農(nóng)民創(chuàng)業(yè)。第三，參與“一村一大”學習模式形成的社會網(wǎng)絡越豐富，對農(nóng)民自營工商業(yè)的促進作用越明顯。說明加強交流溝通、拓展農(nóng)民人脈渠道可以為農(nóng)民自營工商業(yè)累積資源，從而有利于農(nóng)民創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)。第四，參與“一村一大”對農(nóng)民選擇城鄉(xiāng)自營工商業(yè)具有正向影響，且對農(nóng)民在農(nóng)村自營工商業(yè)的影響更顯著性?！耙淮逡淮蟆蓖苿咏鉀Q農(nóng)村面臨的人力資本短缺問題，顯著促進農(nóng)民在鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，切實增強農(nóng)民在農(nóng)村發(fā)展中的主觀能動性。

基于以上結(jié)論，得出啟示如下：首先，參與“一村一大”促進農(nóng)民自營工商業(yè)，應縱深推進“一村一大”高等教育，為實現(xiàn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化建設提供人才支撐。其次，“一村一大”高學歷農(nóng)民創(chuàng)業(yè)行為明顯，應積極鼓勵農(nóng)民參與“一村一大”高學歷層次教育，且加強創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)意識培養(yǎng)，使其成為農(nóng)村創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)帶頭人，促進農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，加快農(nóng)村經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級。再次，“一村一大”學習模式為農(nóng)民帶來附加的社會網(wǎng)絡關(guān)系是推動農(nóng)民自營工商業(yè)的重要因素，進一步優(yōu)化遠程網(wǎng)絡授課模式及線下集中授課模式，營造良好學習氛圍，加強農(nóng)民在參與“一村一大”過程中信任與情感的建立與維系，有助于農(nóng)民獲得創(chuàng)業(yè)所需的資源支持。最后，參與“一村一大”促進農(nóng)民在農(nóng)村創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)，推動農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展。與此同時，也帶動農(nóng)民在城市發(fā)展自營工商業(yè)。城市更完備的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)激勵政策和人才優(yōu)惠補貼政策吸引農(nóng)民向城市轉(zhuǎn)移，在一定程度上導致弱化農(nóng)村人才資源、提高農(nóng)村優(yōu)秀人才向城市轉(zhuǎn)移速度、加劇農(nóng)村人才供給不足等問題。只有通過完善農(nóng)村創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)激勵政策，營造良好農(nóng)村營商環(huán)境，才能有利于保障農(nóng)民在農(nóng)村自營工商業(yè)的長效發(fā)展，讓農(nóng)民扎根農(nóng)村，促進農(nóng)村社會經(jīng)濟發(fā)展。