惠獻(xiàn)波

(1.河南農(nóng)業(yè)職業(yè)學(xué)院，河南 鄭州 451450；2.沈陽(yáng)農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，遼寧 沈陽(yáng) 110866)

一、問(wèn)題的提出

2012年國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的農(nóng)民工調(diào)查監(jiān)測(cè)報(bào)告顯示，2011年全國(guó)農(nóng)民工總量為25 278萬(wàn)人，其中，16 ～30歲之間的新生代農(nóng)民工為15 863萬(wàn)人，約占總體的61.6%，新生代農(nóng)民工逐漸成為農(nóng)民工群體中的主體。由于老一代農(nóng)民工懷有深厚的“鄉(xiāng)土情結(jié)”，他們進(jìn)城務(wù)工的目的只是謀生，最終，他們要回到祖祖輩輩生活的農(nóng)村去。然而，對(duì)于新生代農(nóng)民工而言，他們對(duì)土地沒(méi)有那么深的依賴，對(duì)傳統(tǒng)的農(nóng)村生活較難以融入，與此同時(shí)，新生代農(nóng)民工具有較高的教育程度、工作生活目標(biāo)發(fā)生明顯變化及高融入城市能力等特征，他們對(duì)職業(yè)發(fā)展與就業(yè)崗位具有較好的“理性”選擇，他們更希望能在其工作的城市找到自己的立足之地，創(chuàng)造美好生活。然而，新生代農(nóng)民工過(guò)高的職業(yè)期待與其就業(yè)環(huán)境的巨大落差，使其不再甘心于靠出賣(mài)自身勞動(dòng)力去換取低額的勞動(dòng)收入，而是試圖通過(guò)創(chuàng)業(yè)改變自己的生活，越來(lái)越多的新生代農(nóng)民工希望通過(guò)創(chuàng)業(yè)來(lái)改變自己的生存環(huán)境。①

新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)問(wèn)題是我國(guó)現(xiàn)階段特有的經(jīng)濟(jì)和社會(huì)現(xiàn)象，學(xué)者在這方面做了較多的研究。劉光明、宋洪遠(yuǎn)通過(guò)對(duì)安徽、四川兩省四縣71位創(chuàng)業(yè)農(nóng)民工的案例進(jìn)行了實(shí)證分析，認(rèn)為農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)是我國(guó)農(nóng)村社會(huì)中外出勞動(dòng)力回流中的一種極為特殊現(xiàn)象，是外出勞動(dòng)力對(duì)勞務(wù)輸出地與輸入地的投資費(fèi)用、回收效益進(jìn)行比較后的一種理性抉擇。[1]傅春、張明林利用二元 Logistic回歸模型就農(nóng)民工資源稟賦對(duì)創(chuàng)業(yè)行為造成的影響進(jìn)行了實(shí)證分析，認(rèn)為農(nóng)民人力資本是新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)最為關(guān)鍵的影響要素。[2]王勝遠(yuǎn)等根據(jù)SWOT分析理論、QSPM矩陣分析決策工具，分別對(duì)農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)戰(zhàn)略思想進(jìn)行分析。結(jié)果表明，農(nóng)民工在創(chuàng)業(yè)過(guò)程中，應(yīng)根據(jù)創(chuàng)業(yè)當(dāng)?shù)氐馁Y源稟賦與區(qū)位優(yōu)勢(shì)，有選擇地開(kāi)展同當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)生產(chǎn)關(guān)聯(lián)或延伸服務(wù)進(jìn)行創(chuàng)業(yè)。[3]朱紅根等人對(duì)影響農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)意愿因素進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果表明，文化程度、從業(yè)資格、技能獲取、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、家庭人均純收入以及每月話費(fèi)支出和常聯(lián)系朋友個(gè)數(shù)等因素與農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)意愿正向相關(guān)。[4]鄭少峰、郭群成利用可變精度粗糙集理論模型對(duì)影響西部農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)決策的主要因素進(jìn)行了分析與判斷，總結(jié)出農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)決策模式，認(rèn)為家庭距中心城鎮(zhèn)遠(yuǎn)近、社會(huì)資本是否匱乏是影響農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)的主要因素。[5]

綜上所述，學(xué)者們從新生代農(nóng)民工個(gè)體人格特質(zhì)、所擁有的相關(guān)社會(huì)資源等對(duì)其自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿的影響進(jìn)行了理論、實(shí)證分析。然而，在較短的時(shí)期內(nèi)，這些硬性指標(biāo)是不會(huì)有較大改變的，那么，新生代農(nóng)民工個(gè)人主觀方面的軟性指標(biāo)對(duì)其自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿有何影響？到目前為止，學(xué)者們還沒(méi)有對(duì)此開(kāi)展相關(guān)探討與研究。為此，筆者以新生代農(nóng)民工個(gè)體心理特性視角為出發(fā)點(diǎn)，探討其個(gè)體行為態(tài)度、主觀規(guī)范、個(gè)體感知行為控制對(duì)其自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿的影響機(jī)理，以期為推動(dòng)新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)實(shí)踐提供理論依據(jù)及政策建議。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源與模型構(gòu)建

1.數(shù)據(jù)來(lái)源

河南是我國(guó)第一人口大省，是典型的農(nóng)業(yè)大省和勞務(wù)輸出大省，每年勞務(wù)輸出總量居全國(guó)首位。因此，在一定程度上來(lái)說(shuō)，河南省農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)的區(qū)域差異是全國(guó)農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)的一個(gè)縮影。同時(shí)，作為河南省省會(huì)的鄭州是全省農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)的首選區(qū)域和典型代表。基于此，筆者選取鄭州市新生代農(nóng)民工開(kāi)展實(shí)地調(diào)研。

數(shù)據(jù)資料來(lái)源于筆者2013年5月至7月對(duì)鄭州市新生代農(nóng)民工所做的典型抽樣調(diào)查。共發(fā)放調(diào)查問(wèn)卷308份，收回問(wèn)卷290份。其中，有效調(diào)查問(wèn)卷280份，問(wèn)卷有效率為96.5%。有效問(wèn)卷的樣本中，新生代農(nóng)民工平均年齡26.6歲；女性100人，占35.7%，男性180人，占64.3%；中專及以下學(xué)歷81人，占28.9%，大專學(xué)歷160人，占57.1%，本科及以上學(xué)歷39人，占14%。詳見(jiàn)表1。

表1 受訪新生代農(nóng)民工基本情況

2.新生代農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)意愿結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)構(gòu)建

(1)假說(shuō)提出。根據(jù)合理行動(dòng)(TRA)理論的相關(guān)基礎(chǔ)要點(diǎn)，可知個(gè)人對(duì)于采取某一項(xiàng)特定行為的主觀機(jī)率判斷，會(huì)直接反映出其本人對(duì)于某一項(xiàng)特定行為的潛在履行意愿。然而，影響個(gè)人行為意愿主要因素由行為態(tài)度(指?jìng)€(gè)人對(duì)某項(xiàng)行為所持的正、負(fù)兩方面觀點(diǎn)與看法，亦指由個(gè)人對(duì)某項(xiàng)行為的評(píng)價(jià)，經(jīng)過(guò)概念化之后所形成的基本觀點(diǎn)與態(tài)度)、主觀規(guī)范(指?jìng)€(gè)人對(duì)于是否采取某項(xiàng)特定行為所感受到或遇到的來(lái)自周?chē)^為重要人士如親戚、戀人、同學(xué)等方面的壓力，也就是說(shuō)那些對(duì)個(gè)人的行為決策具有影響力的個(gè)人或團(tuán)體對(duì)于個(gè)人是否采取某項(xiàng)特定行為所發(fā)揮的影響力的大小)、感知行為控制(反映個(gè)人過(guò)去的經(jīng)驗(yàn)和預(yù)期的阻礙。一個(gè)人所掌握的社會(huì)資源與機(jī)會(huì)愈多、其所預(yù)期的阻礙就會(huì)愈少，于是對(duì)某項(xiàng)行為的感知行為控制度就愈強(qiáng))三方面組成。人類做出具體行為主要取決于其個(gè)體在執(zhí)行某項(xiàng)特定行動(dòng)所具有的特定行為意向，當(dāng)特定行為意向越強(qiáng)，他們采取某種特定行動(dòng)的概率就更高。[6]因此，提出以下三個(gè)假說(shuō)。

H1：新生代農(nóng)民工行為態(tài)度與其自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿呈正向相關(guān)。

新生代農(nóng)民工行為態(tài)度是指新生代農(nóng)民工本人對(duì)其自主創(chuàng)業(yè)特定行為所持有的正、負(fù)兩方面基本觀點(diǎn)與看法。這些觀點(diǎn)是經(jīng)過(guò)新生代農(nóng)民工本人自我評(píng)價(jià)、知識(shí)概念化后所形成的基本認(rèn)知。新生代農(nóng)民工個(gè)體對(duì)其某項(xiàng)特定行為的具體態(tài)度必然會(huì)影響到其對(duì)該特定行為的執(zhí)行動(dòng)機(jī)。Macro Van Geldren在研究中進(jìn)一步指出，獨(dú)立、財(cái)富和成就等是影響創(chuàng)業(yè)者態(tài)度的重要因素。[7]為此，從生存動(dòng)機(jī)、財(cái)富動(dòng)機(jī)與成就動(dòng)機(jī)三個(gè)方面來(lái)對(duì)新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)態(tài)度進(jìn)行描述與探討。

H2：新生代農(nóng)民工個(gè)體主觀規(guī)范與其自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿正向相關(guān)。

新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)主觀規(guī)范是指新生代農(nóng)民工本人對(duì)于某項(xiàng)特定行為在決定是否有所行動(dòng)時(shí)，其所感受、遇到的來(lái)自周?chē)^為重要人士(比如親戚、戀人、同學(xué)等)方面的壓力。Krueger認(rèn)為個(gè)人主觀規(guī)范對(duì)其行為意愿具有重要影響。[8]為此，提出假說(shuō)H2。

H3：新生代農(nóng)民工個(gè)體感知行為控制與其自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿正向相關(guān)。

感知行為控制是指新生代農(nóng)民工本人對(duì)其自身行為進(jìn)行控制的感知能力及程度，感知行為控制主要由個(gè)體信念控制、個(gè)體行為感知提升兩方面因素構(gòu)成。Ajzen認(rèn)為，當(dāng)個(gè)體在執(zhí)行某特定活動(dòng)時(shí)，如果個(gè)體認(rèn)為其自身執(zhí)行能力較強(qiáng)或擁有、支配與此相關(guān)的資源與機(jī)遇比較豐富時(shí)，其感知行為控制能力就會(huì)進(jìn)一步提升，那么其執(zhí)行該行為的意向的執(zhí)行力就會(huì)增強(qiáng)。[9]據(jù)此提出假說(shuō)H3。

(2)模型建立。第一步，構(gòu)建新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿的結(jié)構(gòu)方程理論模型(Structural Equation Modeling，SEM )，如圖1所示。

第二步，建立可以反映諸可觀測(cè)變量同潛變量之間相關(guān)因果關(guān)系的結(jié)構(gòu)方程模型。該結(jié)構(gòu)方程包括測(cè)量方程、結(jié)構(gòu)方程模型兩部分組成，[10]具體模型可表述為：

測(cè)量方程：

式中，X代表外生指標(biāo)所構(gòu)成的向量組，Y代表內(nèi)生指標(biāo)所構(gòu)成的向量組；δ與ε分別表示X與Y在測(cè)量上方面的誤差；Λx表示指標(biāo)X與潛變量ξ之間關(guān)系，Λy表示指標(biāo)Y與潛變量η之間相關(guān)關(guān)系。ξ代表模型外生潛變量，η代表模型內(nèi)生潛在變量；γ與β分別代表外生潛變量ξ對(duì)內(nèi)生潛變量η兩者之間相互影響的結(jié)構(gòu)系數(shù)矩陣；ζ代表殘差項(xiàng)。

第三步，構(gòu)建新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿影響因素結(jié)構(gòu)方程模型，具體內(nèi)容如下：

結(jié)構(gòu)方程：

其中，y1、y2、y3、y4分別表示新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿、個(gè)體主觀規(guī)范、自主創(chuàng)業(yè)態(tài)度與行為控制4個(gè)潛變量，x1～x14代表戀人意見(jiàn)、朋友理性等14個(gè)可觀測(cè)變量，β代表潛變量之間相關(guān)路徑系數(shù)，γ為四個(gè)潛變量與各個(gè)可觀測(cè)變量之間的載荷系數(shù)，ζ表示殘差項(xiàng)。

圖1 新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)意愿結(jié)構(gòu)方程模型

三、樣本分析與模型檢驗(yàn)

1.樣本的信度、效度分析

為了進(jìn)一步對(duì)調(diào)查資料的可靠性、有效性進(jìn)行探析，采用統(tǒng)計(jì)軟件 SPSS17.0 分別對(duì)新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿、行為態(tài)度、主觀規(guī)范與感知行為控制四個(gè)潛變量，戀人意見(jiàn)等 14個(gè)可觀測(cè)變量進(jìn)行了樣本信度探析(表 2)。調(diào)查問(wèn)卷的整體Cronbach’ sa值為：0.936，潛變量(自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿、行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制)Cronbach’sa 值分別為：0.672、0.673、0.733、0.693，這表明本次調(diào)查問(wèn)卷各項(xiàng)測(cè)量指標(biāo)的一致性良好，調(diào)查問(wèn)卷同質(zhì)程度優(yōu)良。同時(shí)，14個(gè)各可觀測(cè)變量標(biāo)準(zhǔn)因子載荷系數(shù)值均在0. 6上下，標(biāo)準(zhǔn)因子載荷值均大于0.5，表明各潛變量的結(jié)構(gòu)效度良好。

表2 樣本信度、效度及因子分析情況表

2.探索性因子分析

對(duì)新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿結(jié)構(gòu)方程中14個(gè)可觀測(cè)變量之間的相關(guān)系數(shù)矩陣進(jìn)行計(jì)量分析的結(jié)果表明，大部分可觀測(cè)變量相關(guān)系數(shù)值均超過(guò)了臨界值(0.3)要求。另外，使用 SPSS 17.0 統(tǒng)計(jì)分析軟件，對(duì)本次調(diào)查相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了KMO樣本分析、巴特立特球體測(cè)驗(yàn)與探析。結(jié)果表明，調(diào)查相關(guān)數(shù)據(jù)KMO的值為0.829，大于臨界值0.7。與此同時(shí)，巴特立特球體檢驗(yàn)(Bartlett’ s test)的X值為1167.764且P＜0.001。由此可知，本次調(diào)查所獲數(shù)據(jù)具有較強(qiáng)的相關(guān)性，比較適合做相關(guān)因子分析。

3.驗(yàn)證性因子分析( CFA )

為了驗(yàn)證新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)意愿方程模型具體結(jié)構(gòu)的合理程度，利用 AMOS7.0分析軟件對(duì)本次問(wèn)卷調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行了因子驗(yàn)證探析( Confirmatory Factor Analysis，CFA )。結(jié)果顯示，諸可觀測(cè)變量的C.R數(shù)值均大于其所要求的臨界值(1.96)(表3)。這表明新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)意愿結(jié)構(gòu)方程模型中潛變量、可觀測(cè)變量間的載荷系數(shù)值估計(jì)具有較高顯著性，相關(guān)性較強(qiáng)。

表3 路徑、載荷系數(shù)估計(jì)結(jié)果表

4.結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)

研究選取χ2/df(相對(duì)卡方)、RMSEA(近似誤差均方根)、GFI(擬合優(yōu)度指數(shù))、NFI(規(guī)范擬合指數(shù))、CFI(比較擬合指數(shù))與TLI(Tucker―Lewis系數(shù))6個(gè)指標(biāo)來(lái)具體評(píng)價(jià)結(jié)構(gòu)方程模型同調(diào)查數(shù)據(jù)的擬合優(yōu)、劣程度。具體結(jié)果如表4所示。由此可知，調(diào)查數(shù)據(jù)絕對(duì)擬合指數(shù)、相對(duì)擬合指數(shù)所有指標(biāo)測(cè)算數(shù)值都達(dá)到了建議值的水平。這進(jìn)一步說(shuō)明測(cè)量方程模型與調(diào)查數(shù)據(jù)之間的總體擬合度比較高。[9]

表4 模型擬合指數(shù)

四、結(jié)構(gòu)方程模型結(jié)果分析

結(jié)構(gòu)方程模型可通過(guò)路徑系數(shù)(載荷系數(shù))值較好地揭示諸潛變量之間、潛變量與可觀察變量之間的結(jié)構(gòu)關(guān)系。根據(jù)表3估計(jì)數(shù)據(jù)，具體分析如下：

圖2 結(jié)構(gòu)方程路徑圖

如圖2所示，個(gè)體主觀規(guī)范、自主創(chuàng)業(yè)態(tài)度、感知行為控制三個(gè)潛在變量對(duì)新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿影響的路徑系數(shù)值(載荷系數(shù))分別為0.249、0.236、0.475，同時(shí)，這三個(gè)潛變量分別在10%、10%、1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著。從而，使得上述假設(shè)H1、H2和H3得到進(jìn)一步驗(yàn)證。

1.主觀規(guī)范

個(gè)體主觀規(guī)范這一潛在變量對(duì)新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿影響的路徑系數(shù)(載荷系數(shù))值為0.249，并且通過(guò)了10%顯著性檢驗(yàn)。這表明在影響新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿方面，他們積極的個(gè)體主觀規(guī)范起到了正向相關(guān)的作用。

由表2可知，可觀測(cè)變量X1(新聞媒體報(bào)道大量自主創(chuàng)業(yè)成功案例的鼓勵(lì))、可觀測(cè)變量X2(戀人、家人支持)、可觀測(cè)變量X3(親戚朋友支持)因子載荷系數(shù)值分別為：0.517、0.682、0.667。在這三個(gè)可觀測(cè)變量中，可觀測(cè)變量X2(戀人、家人的支持)因子載荷系數(shù)值(0.682)最高。這說(shuō)明 X2(戀人、家人的支持)這一可觀測(cè)變量對(duì)新生代農(nóng)民工個(gè)體自主創(chuàng)業(yè)意愿的影響力度最大。新聞媒體報(bào)道的大量自主創(chuàng)業(yè)成功案例雖然在拓展新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)思路、方式及營(yíng)造良好的自主創(chuàng)業(yè)氛圍及舒緩創(chuàng)業(yè)壓力等方面起到了正向積極作用。但是，由于媒體所報(bào)道的自主創(chuàng)業(yè)成功案例自身具有一定的特殊性，對(duì)新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿的影響力度不是太大。相比而言，在作自主創(chuàng)業(yè)選擇時(shí)，新生代農(nóng)民工還是比較傾向于聽(tīng)取他們身邊親戚的意見(jiàn)及觀點(diǎn)。

2.感知行為控制

個(gè)體感知行為控制這一潛在變量影響新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿形成的路徑系數(shù)(載荷系數(shù))值為0.475，并且通過(guò)了1%顯著性檢驗(yàn)。這表明對(duì)于新生代農(nóng)民工而言，其個(gè)體感知行為控制對(duì)于提升其自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿呈正向相關(guān)關(guān)系。其中，可觀測(cè)變量X10(具有自主創(chuàng)業(yè)所需的啟動(dòng)資金與專業(yè)技能)、可觀測(cè)變量X9(支配自主創(chuàng)業(yè)所需的各類社會(huì)資源)的標(biāo)準(zhǔn)載荷系數(shù)值分別為0.516、0.518，表明在自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿形成時(shí)，新生代農(nóng)民工更注重對(duì)創(chuàng)業(yè)啟動(dòng)資金、社會(huì)資源等微觀元素的掌控程度。調(diào)查發(fā)現(xiàn)，與社會(huì)上的企業(yè)家創(chuàng)業(yè)相比，新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)實(shí)踐存在著明顯相異。由于新生代農(nóng)民工自身因素所限制，他們匱乏創(chuàng)業(yè)資本和基礎(chǔ)理論知識(shí)素養(yǎng)，因此，在創(chuàng)業(yè)進(jìn)程中，新生代農(nóng)民工很難以資本型、知識(shí)型、管理型這三類創(chuàng)業(yè)模式來(lái)開(kāi)展創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。對(duì)于新生代農(nóng)民工而言，他們會(huì)先選擇到經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的地區(qū)務(wù)工(以達(dá)到創(chuàng)業(yè)資本積累的目的)一段時(shí)間，待到資金積累達(dá)到一定規(guī)模之時(shí)，新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿就會(huì)更加強(qiáng)烈?？捎^測(cè)變量X11(如果努力去打拼，一定能夠順利解決創(chuàng)業(yè)遇到的大多數(shù)問(wèn)題)、可觀測(cè)變量X8(能夠承擔(dān)各種可以預(yù)見(jiàn)的創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn))、可觀測(cè)變量 X7(善于總結(jié)創(chuàng)業(yè)經(jīng)驗(yàn)，具有較強(qiáng)的行為認(rèn)知能力)標(biāo)準(zhǔn)載荷系數(shù)值分別為0.575、0.546、0.504。這進(jìn)一步表明，對(duì)新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿形成的影響上，這三個(gè)可觀測(cè)變量作用力度逐漸減弱。

3.創(chuàng)業(yè)態(tài)度

可觀測(cè)變量X4(自主創(chuàng)業(yè)為了自我生存)、可觀測(cè)變量X5(自主創(chuàng)業(yè)為了能夠功成名就)、可觀測(cè)變量X6(自主創(chuàng)業(yè)能夠獲得更多物質(zhì)財(cái)富)標(biāo)準(zhǔn)因子載荷系數(shù)分別為0.508、0.514、0.573。由此可見(jiàn)，目前，新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)模式仍以生存型創(chuàng)業(yè)模式、機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)模式為主。然而，從新生代農(nóng)民工選擇自主創(chuàng)業(yè)的主要?jiǎng)訖C(jī)來(lái)說(shuō)，他們不再是單單為了單純生存目標(biāo)追求，而是逐漸向創(chuàng)造更多財(cái)富、成就自身事業(yè)的創(chuàng)業(yè)模式過(guò)渡。

五、政策建議

在對(duì)新生代農(nóng)民工內(nèi)在心理特征深入把握的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了一個(gè)契合我國(guó)新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)意愿影響因素的實(shí)證分析框架，對(duì)影響新生代農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)意愿的各種因素進(jìn)行了分析。根據(jù)實(shí)地調(diào)查資料及數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果，提出如下對(duì)策建議：

首先，加大新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)資金扶持力度與廣度。自主創(chuàng)業(yè)啟動(dòng)資金較為缺乏是目前我國(guó)新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)過(guò)程中所遇到的最為普遍的障礙之一。為此，負(fù)責(zé)新生代農(nóng)民工就業(yè)指導(dǎo)工作的相關(guān)政府部門(mén)應(yīng)進(jìn)一步健全、完善新生代農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)資金扶持的相關(guān)政策(如提升創(chuàng)業(yè)貸款額度、加大創(chuàng)業(yè)貸款利息補(bǔ)貼力度、提高創(chuàng)業(yè)貸款創(chuàng)業(yè)補(bǔ)貼金等)，從各種途徑為有志于自主創(chuàng)業(yè)的新生代農(nóng)民工提供創(chuàng)業(yè)資金支持。

第二，進(jìn)一步完善新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)相關(guān)制度。一是要加大對(duì)新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)典型案例的宣傳廣度與深度，為其自主創(chuàng)業(yè)樹(shù)立良好的榜樣，營(yíng)造自主創(chuàng)業(yè)良好的社會(huì)氛圍；二是要加大新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)服務(wù)力度。針對(duì)新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)的具體特點(diǎn)，結(jié)合當(dāng)?shù)馗黝惍a(chǎn)業(yè)發(fā)展的實(shí)際，對(duì)新生代農(nóng)民工有針對(duì)性地開(kāi)展自主創(chuàng)業(yè)模式指導(dǎo)、創(chuàng)業(yè)理論基礎(chǔ)知識(shí)講解、自主創(chuàng)業(yè)競(jìng)賽等一系列實(shí)踐活動(dòng)，為有具有創(chuàng)業(yè)潛在意愿的新生代農(nóng)民工提供自由參與、積極鍛煉的平臺(tái)與機(jī)遇。[11]

注釋：

① 本研究將占有相當(dāng)生產(chǎn)資本并雇用他人的老板、占有少量資本的創(chuàng)業(yè)的個(gè)體工商業(yè)者為自主創(chuàng)業(yè)者。

[1]劉光明，宋洪遠(yuǎn).外出勞動(dòng)力回鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)特征：特征、動(dòng)因及其影響——對(duì)安徽、四川兩省四縣71位回鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)者的案例分析[J].中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2002(3)：65-71.

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