方愛娟 費(fèi)喜敏

摘要：本文基于浙江省324份問卷數(shù)據(jù)，利用OLS模型及穩(wěn)健性檢驗(yàn)，實(shí)證檢驗(yàn)社會資本對青年返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的影響效應(yīng)。結(jié)果表明，社會資本對青年返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著的正向影響；創(chuàng)業(yè)能力在社會資本與創(chuàng)業(yè)意愿之間起中介作用，創(chuàng)業(yè)氛圍在社會資本與創(chuàng)業(yè)意愿之間起調(diào)節(jié)作用。根據(jù)以上研究結(jié)果提出相關(guān)政策建議。

關(guān)鍵詞：社會資本 青年返鄉(xiāng) 創(chuàng)業(yè)意愿

*基金項(xiàng)目：國家社會科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目“農(nóng)戶參與農(nóng)村生活垃圾處理及其對處理效率影響的研究”（18AGL015）。

一、引言

伴隨我國人口紅利愈發(fā)消減，經(jīng)濟(jì)增長步入中高速發(fā)展的新常態(tài)，優(yōu)化調(diào)整經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)正當(dāng)其時，這勢必會對就業(yè)造成一定影響。鄉(xiāng)村振興，關(guān)鍵在人，特別是青年人，而青年人助力鄉(xiāng)村振興的一條重要途徑就是返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)。

青年群體返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，不僅可以緩解農(nóng)村人才流失問題，帶動地區(qū)脫貧致富，同時也可推動更多資本、技術(shù)、信息等要素向農(nóng)村流動，為農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展注入強(qiáng)勁動力。本文選擇社會資本這一角度，采用實(shí)證分析方法，利用調(diào)研數(shù)據(jù)，分析青年返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿背后的影響因素，為制定合理的政策措施提供依據(jù)，以促進(jìn)青年返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)。

二、材料與方法

（一）數(shù)據(jù)來源與變量選取

本文以浙江省青年為研究對象，2019年7月至9月在浙江省隨機(jī)抽取杭州市、寧波市、衢州市、湖州市四市對其進(jìn)行調(diào)查研究，本文將“青年”定義為年齡在18—45周歲的群體；將“返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)”界定為：曾離開戶籍所在區(qū)縣（或鄉(xiāng)鎮(zhèn)）外出半年及以上后回到戶籍所在區(qū)縣（或鄉(xiāng)鎮(zhèn)）范圍內(nèi)的創(chuàng)業(yè)者。通過問卷調(diào)查以及實(shí)地訪談獲得樣本382份，最終獲得有效問卷324份，問卷有效率為85%。

（二）信度和效度分析

通過spss信度和效度檢驗(yàn)可以得出創(chuàng)業(yè)意愿、社會資本、創(chuàng)業(yè)能力、創(chuàng)業(yè)氛圍觀測項(xiàng)的因子載荷均大于0.5。四個量表的KMO值分別為0.631、0.855、0.731、0.871，同時四個量表Bartlett的球形檢驗(yàn)的顯著性均為0，達(dá)到了較好的顯著性水平，說明四個量表都具有非常好的適應(yīng)性。四個量表的Cronbachsα系數(shù)值分別為0.760、0.717、0.849、0.861，均在0.7以上，說明四個量表的信度都比較好。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)

通過Stata15統(tǒng)計(jì)分析軟件對本研究中返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿、社會資本、創(chuàng)業(yè)能力、創(chuàng)業(yè)氛圍四方面涉及的觀測變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)分析，其結(jié)果如表1所示。

從因變量的描述性統(tǒng)計(jì)可以看出，變量Y1的均值為3.593，變量Y2均值為3.614，這說明受訪者對于返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的意愿處于一般水平，并不是非常強(qiáng)烈。

從自變量的描述性統(tǒng)計(jì)可以看出，變量X1的均值僅為2.509，變量X2的均值為2.614，說明受訪者在政府或金融機(jī)構(gòu)工作的親友數(shù)量和返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的親友數(shù)量比較少，受訪者可以從這兩類人群中獲得的社會資本較為薄弱。

從中介變量的描述性統(tǒng)計(jì)可以看出，變量M1均值為3.623，變量M2均值為3.534，變量M3均值為3.497，變量M4均值為3.596，變量M5均值為3.596，五個觀測變量均值都大于中間值，說明受訪青年的創(chuàng)業(yè)能力總體較好。

從調(diào)節(jié)變量的描述性統(tǒng)計(jì)可以看出，變量T1、T2的均值分別為3.574和3.660，這說明受訪者家鄉(xiāng)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和治安水平總體較好；變量T3、T4、T5、T6的均值分別是3.503、3.546、3.485、3.562，都超過了中間值，說明受訪者家鄉(xiāng)對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的支持程度較高，創(chuàng)業(yè)氛圍較好。

（四）實(shí)證分析

1.相關(guān)性分析

采用Pearson回歸考察變量間的關(guān)系，從相關(guān)分析的結(jié)果來看，本文的自變量、中介變量、調(diào)節(jié)變量均與因變量存在顯著相關(guān)的關(guān)系。自變量社會資本與中介變量創(chuàng)業(yè)能力（r=0.372，p< 0.05）、因變量返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿（r= 0.279，p<0.05）、調(diào)節(jié)變量創(chuàng)業(yè)氛圍（r=0.512，p<0.05）呈顯著正相關(guān)。中介變量創(chuàng)業(yè)能力（r= 0.723，p<0.05）、調(diào)節(jié)變量創(chuàng)業(yè)氛圍（r=0.376，p<0.05）與因變量返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。中介變量創(chuàng)業(yè)能力與調(diào)節(jié)變量創(chuàng)業(yè)氛圍（r=0.522，p< 0.05）也呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。

2.基準(zhǔn)回歸分析

本文使用計(jì)量軟件Stata15進(jìn)行實(shí)證分析，研究社會資本與青年返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的關(guān)系，為有效解決模型中可能存在的異方差問題，模型（3）采用Robust穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果如表2所示。

從模型（1）結(jié)果可以看出，社會資本對青年返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿具有正向影響，且通過了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)，說明青年的社會資本對其返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿有顯著的促進(jìn)作用，青年所擁有的社會資本越多，其返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿越強(qiáng)烈。

從模型（2）結(jié)果可以看出，在加入控制變量后，雖然系數(shù)有所減小，但是回歸結(jié)果仍然顯著，說明社會資本對青年返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著的正向影響。另外，創(chuàng)業(yè)氛圍、外出務(wù)工性質(zhì)也對青年返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著的正向影響，家庭年收入對青年返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著的負(fù)向影響，都通過了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)，說明青年的家庭年收入越高，其返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的意愿越薄弱，家庭年收入會抑制青年的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿。

由此可得，假設(shè)“H1：社會資本對青年返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著的正向影響”得到驗(yàn)證。

3.中介效應(yīng)分析

本文參考溫忠麟（2014）的做法，使用層級回歸逐步檢驗(yàn)法和Bootstrap法來驗(yàn)證創(chuàng)業(yè)能力的中介效應(yīng)。

從表3可以看出社會資本和返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿之間的系數(shù)為0.340，在1%水平上顯著，社會資本和創(chuàng)業(yè)能力之間的系數(shù)為0.325，在1%水平上顯著，同時檢驗(yàn)社會資本、創(chuàng)業(yè)能力與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的關(guān)系時，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)能力與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿系數(shù)為0.769，且在1%水平上顯著，而社會資本與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的影響系數(shù)為0.090，不顯著，說明中介變量創(chuàng)業(yè)能力具有完全中介效應(yīng)。因此，假設(shè)“H2：創(chuàng)業(yè)能力在社會資本和返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿之間起著中介作用?！钡玫津?yàn)證。

4.調(diào)節(jié)效用分析

借鑒溫忠麟（2005）歸納的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析方法，采用層級回歸分析考察創(chuàng)業(yè)氛圍的調(diào)節(jié)效應(yīng)，先放入外出務(wù)工性質(zhì)、家庭年收入等控制變量，再放入主效應(yīng)（社會資本和創(chuàng)業(yè)氛圍），最后放入社會資本和創(chuàng)業(yè)氛圍的乘積項(xiàng)，并且對變量進(jìn)行中心化處理，更準(zhǔn)確地分析調(diào)節(jié)效應(yīng)。構(gòu)建方程如下：

其中，y表示浙江省青年返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿；x表示社會資本；x*T表示社會資本與創(chuàng)業(yè)氛圍的交互項(xiàng)，z是控制變量，包括創(chuàng)業(yè)者的性別、年齡、受教育程度、外出務(wù)工收入、家庭人口數(shù)量、家庭年收入等等；ε表示誤差項(xiàng)。

從表4可以看出，主效應(yīng)社會資本和創(chuàng)業(yè)氛圍對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿有顯著的正向影響，且在1%水平上顯著。模型4中交互項(xiàng)對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的影響在10%的水平上有正向影響，同時模型4的R2明顯高于模型3的R2，這表明創(chuàng)業(yè)氛圍存在正向調(diào)節(jié)效應(yīng)，即創(chuàng)業(yè)氛圍越好，社會資本對青年的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的影響越顯著。因此，假設(shè)“H3：創(chuàng)業(yè)氛圍在社會資本和返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿之間起著調(diào)節(jié)作用?！钡玫津?yàn)證。

5.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)上文回歸結(jié)果的可靠性，本文通過增加控制變量、替換估計(jì)模型、縮尾處理三種方法對回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

雖然上述基準(zhǔn)回歸加入了個體、家庭層面的控制變量，但仍可能因遺漏變量導(dǎo)致內(nèi)生性問題，政府支持程度、創(chuàng)業(yè)優(yōu)惠政策等都可能對青年返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生影響。對此，表5將加入政府支持程度、創(chuàng)業(yè)優(yōu)惠政策作為控制變量以修正基準(zhǔn)回歸結(jié)果。表5模型1回歸結(jié)果表明，加入可能遺漏的控制變量后，社會資本對青年返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的正向作用及顯著性并未發(fā)生變化，基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

為剔除異常值對于回歸結(jié)果的影響，本文對模型中所有的價值變量都進(jìn)行上下5%的縮尾處理，重新估計(jì)模型。樣本進(jìn)行處理后的回歸結(jié)果見表11模型2，可以看出對價值變量進(jìn)行縮尾處理后，回歸結(jié)果雖然顯著性有所降低，但社會資本仍然正向顯著作用于青年返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿，這說明基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

基準(zhǔn)回歸使用的是OLS回歸，為檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文將OLS模型替換為有序Probit模型進(jìn)行回歸。如表5模型2所示，社會資本對青年返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的影響系數(shù)為0.251，且在1%水平上顯著，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，說明基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

三、結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

本研究基于浙江省青年微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，在已有文獻(xiàn)和理論基礎(chǔ)的分析下，實(shí)證分析并檢驗(yàn)了社會資本對青年返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿的影響機(jī)理，得出以下研究結(jié)論：（1）社會資本對青年返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿在1%水平上具有顯著的正向影響；（2）創(chuàng)業(yè)能力在社會資本和青年返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿之間起完全中介效應(yīng)；（3）創(chuàng)業(yè)氛圍在社會資本和青年返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿之間起正向調(diào)節(jié)效應(yīng)。

（二）啟示

1.加快農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)組織發(fā)展，增加青年社會資本的累積。鼓勵、支持、引導(dǎo)農(nóng)村地區(qū)合作經(jīng)濟(jì)組織的發(fā)展，加入合作組織有助于提高青年返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的意愿。農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)組織的發(fā)展可以幫助返鄉(xiāng)青年擴(kuò)大交際圈，逐漸積累社會資本，從而提高其創(chuàng)業(yè)意愿。因此，返鄉(xiāng)青年創(chuàng)業(yè)者應(yīng)加強(qiáng)與社會網(wǎng)絡(luò)成員間的聯(lián)系，構(gòu)建更多的人際關(guān)系信任，培養(yǎng)共同的價值觀，以尋求更廣泛的支持。

2.完善創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)體系，提升青年創(chuàng)業(yè)能力。政府應(yīng)當(dāng)為返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)者提供相應(yīng)的創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)和指導(dǎo)。當(dāng)前亟待解決的是培訓(xùn)內(nèi)容與創(chuàng)業(yè)者需求吻合度的問題。在開設(shè)創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)課程時，可以對課程內(nèi)容分級設(shè)計(jì)，面向不同需求的創(chuàng)業(yè)者建立多樣化、個性化、精準(zhǔn)化的培訓(xùn)課程體系，以獲得更好的培訓(xùn)效果，增強(qiáng)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)意愿。

3.優(yōu)化創(chuàng)業(yè)環(huán)境，構(gòu)建良好的創(chuàng)業(yè)支持條件。金融機(jī)構(gòu)應(yīng)配合政府為青年創(chuàng)業(yè)者營造寬松的金融環(huán)境氛圍，建立健全農(nóng)村金融服務(wù)體系，增強(qiáng)青年的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿。同時相關(guān)部門應(yīng)為創(chuàng)業(yè)者提供適當(dāng)?shù)膬?yōu)惠政策，緩解青年創(chuàng)業(yè)的資金難問題。相關(guān)部門也需要積極推動創(chuàng)業(yè)文化建設(shè)，創(chuàng)造寬松的鼓勵創(chuàng)業(yè)的社會氛圍。宣傳當(dāng)?shù)氐膭?chuàng)業(yè)政策，積極營造良好的創(chuàng)業(yè)氛圍，讓返鄉(xiāng)青年對家鄉(xiāng)的發(fā)展充滿信心，激發(fā)他們在家鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的熱情。

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（作者單位：浙江農(nóng)林大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院）

責(zé)任編輯：李麗君