社会资本对青年返乡创业意愿...基于324份浙江省调研数据_方爱娟.pdf

理论研究当代农村财经2023年第3期社会资本对青年返乡创业意愿的影响研究*基于基于324324份浙江省调研数据份浙江省调研数据 方爱娟 费喜敏摘要：本文基于浙江省 324 份问卷数据，利用 OLS 模型及稳健性检验，实证检验社会资本对青年返乡创业意愿的影响效应。结果表明，社会资本对青年返乡创业意愿具有显著的正向影响；创业能力在社会资本与创业意愿之间起中介作用，创业氛围在社会资本与创业意愿之间起调节作用。根据以上研究结果提出相关政策建议。关键词：社会资本 青年返乡 创业意愿一、引言伴随 我国人口 红利 愈 发 消减，经济增长步入中高速发展的新常态，优化调整经济发展方式及产业结构正当其时，这势必会对就业造成一定影响。乡村振兴，关键在人，特别是青年人，而青年人助力乡村振兴的一条重要途径就是返乡创业。青年群体返乡创业，不仅可以缓解农村人才流失问题，带动地区脱贫致富，同时也可推动更多资本、技术、信息等要素向农村流动，为农业农村发展注入强劲动力。本文选择社会资本这一角度，采用实证分析方法，利用调研数据，分析青年返乡创业意愿背后的影响因素，为制定合理的政策措施提供依据，以促进青年返乡创业。二、材料与方法（一）数据来源与变量选取本文以浙江省青年为研究对象，2019 年 7 月至 9 月在浙江省随机抽取杭州市、宁波市、衢州市、湖州市四市对其进行调查研究，本文将“青年”定义为年龄在 1845 周岁的群体；将“返乡创业”界定为：曾离开户籍所在区县（或乡镇）外出半年及以上后回到户籍所在区县（或乡镇）范围内的创业者。通过问卷调查以及实地访谈获得样本 382份，最终获得有效问卷 324 份，问卷有效率为85%。（二）信度和效度分析通过 spss 信度和效度检验可以得出创业意愿、社会资本、创业能力、创业氛围观测项的因子载 荷 均 大 于 0.5。四 个 量 表 的KMO 值 分 别 为 0.631、0.855、0.731、0.871，同 时 四 个 量 表Bartlett 的球形检验的显著性均为0，达到了较好的显著性水平，说明四个量表都具有非常好的适应性。四个量表的 Cronbachs 系 数 值 分 别 为 0.760、0.717、0.849、0.861，均在 0.7 以上，说明四个量表的信度都比较好。（三）描述性统计通过 Stata15 统计分析软件对本研究中返乡创业意愿、社会资本、创业能力、创业氛围四方面涉及的观测变量进行了描述性统计分析，其结果如表1所示。*基金项目：国家社会科学基金重点项目“农户参与农村生活垃圾处理及其对处理效率影响的研究”（18AGL015）。13理论研究当代农村财经2023年第3期从因变量的描述性统计可以看出，变量 Y1 的均值为 3.593，变量 Y2 均值为 3.614，这说明受访者对于返乡创业的意愿处于一般水平，并不是非常强烈。从自变量的描述性统计可以看 出，变 量 X1 的 均 值 仅 为2.509，变量 X2 的均值为 2.614，说明受访者在政府或金融机构工作的亲友数量和返乡创业的亲友数量比较少，受访者可以从这两类人群中获得的社会资本较为薄弱。从中介变量的描述性统计可以看出，变量 M1 均值为 3.623，变量 M2 均值为 3.534，变量 M3均 值 为 3.497，变 量 M4 均 值 为3.596，变量 M5 均值为 3.596，五个观测变量均值都大于中间值，说明受访青年的创业能力总体较好。从调节变量的描述性统计可以看出，变量 T1、T2 的均值分别为 3.574 和 3.660，这说明受访者家乡的经济发展水平和治安水平 总 体 较 好；变 量 T3、T4、T5、T6 的 均 值 分 别 是 3.503、3.546、3.485、3.562，都超过了中间值，说明受访者家乡对返乡创业的支持程度较高，创业氛围较好。（四）实证分析1.相关性分析采用Pearson 回归考察变量间的关系，从相关分析的结果来看，本文的自变量、中介变量、调节变量均与因变量存在显著相关的关系。自变量社会资本与中介 变 量 创 业 能 力（r=0.372，p0.05）、因变量返乡创业意愿（r=0.279，p0.05）、调节变量创业氛围（r=0.512，p0.05）呈显著正相关。中介变量创业能力（r=0.723，p0.05）、调节变量创业氛围（r=0.376，p0.05）与因变量返乡创业意愿呈显著的正相关关系。中介变量创业能力与调节变 量 创 业 氛 围（r=0.522，p0.05）也呈显著的正相关关系。2.基准回归分析本文使用计量软件 Stata15 进行实证分析，研究社会资本与青年返乡创业意愿的关系，为有效解决模型中可能存在的异方差问题，模型（3）采用 Robust 稳健性标准误进行估计，回归结果如表2所示。从 模 型（1）结 果 可 以 看出，社会资本对青年返乡创业意愿具有正向影响，且通过了 1%水平上的显著性检验，说明青年的社会资本对其返乡创业意愿有显著的促进作用，青年所拥有的表1变量描述性统计维度返乡创业意愿社会资本创业能力创业氛围变量Y1Y2X1X2X3X4X5M1M2M3M4M5T1T2T3T4T5T6编码1=非常不同意，2=不同意，3=一般，4=同意，5=非常同意1=非常不同意，2=不同意，3=一般，4=同意，5=非常同意1=非常少，2=比较少，3=一般，4=比较多，5=非常多1=非常少，2=比较少，3=一般，4=比较多，5=非常多1=非常少，2=比较少，3=一般，4=比较多，5=非常多1=非常少，2=比较少，3=一般，4=比较多，5=非常多1=非常少，2=比较少，3=一般，4=比较多，5=非常多1=非常不同意，2=不同意，3=一般，4=同意，5=非常同意1=非常不同意，2=不同意，3=一般，4=同意，5=非常同意1=非常不同意，2=不同意，3=一般，4=同意，5=非常同意1=非常不同意，2=不同意，3=一般，4=同意，5=非常同意1=非常不同意，2=不同意，3=一般，4=同意，5=非常同意1=非常差，2=比较差，3=一般，4=比较好，5=非常好1=非常差，2=比较差，3=一般，4=比较好，5=非常好1=非常差，2=比较差，3=一般，4=比较好，5=非常好1=非常差，2=比较差，3=一般，4=比较好，5=非常好1=非常差，2=比较差，3=一般，4=比较好，5=非常好1=非常差，2=比较差，3=一般，4=比较好，5=非常好均值3.5933.6142.5092.6143.4383.5933.5193.6233.5343.4973.5963.5963.5743.6603.5033.5463.4853.562标准差0.8800.8780.5070.4881.0100.9210.9060.8480.9050.8740.8510.8620.9030.9120.9130.9080.9260.92414理论研究当代农村财经2023年第3期社会资本越多，其返乡创业意愿越强烈。从 模 型（2）结 果 可 以 看出，在加入控制变量后，虽然系数有所减小，但是回归结果仍然显著，说明社会资本对青年返乡创业意愿具有显著的正向影响。另外，创业氛围、外出务工性质也对青年返乡创业意愿具有显著的正向影响，家庭年收入对青年返乡创业意愿具有显著的负向影响，都通过了 1%水平上的显著性检验，说明青年的家庭年收入越高，其返乡创业的意愿越薄弱，家庭年收入会抑制青年的返乡创业意愿。由此可得，假设“H1：社会资本对青年返乡创业意愿具有显著的正向影响”得到验证。3.中介效应分析本文参考温忠麟（2014）的做法，使用层级回归逐步检验法和 Bootstrap 法来验证创业能力的中介效应。从表 3 可以看出社会资本和返 乡 创 业 意 愿 之 间 的 系 数 为0.340，在 1%水平上显著，社会资本和创业能力之间的系数为0.325，在 1%水平上显著，同时检验社会资本、创业能力与返乡创业意愿的关系时，发现创业能力 与 返 乡 创 业 意 愿 系 数 为0.769，且在 1%水平上显著，而社会资本与返乡创业意愿的影响系数为 0.090，不显著，说明中介变量创业能力具有完全中介效应。因此，假设“H2：创业能力在社会资本和返乡创业意愿之间起着中介作用。”得到验证。4.调节效用分析借鉴温忠麟（2005）归纳的调节效应分析方法，采用层级回归分析考察创业氛围的调节效应，先放入外出务工性质、家庭年收入等控制变量，再放入主效应（社会资本和创业氛围），最后放入社会资本和创业氛围的乘积项，并且对变量进行中心化处理，更准确地分析调节效应。构建方程如下：其中，y 表示浙江省青年返乡创业意愿；x 表示社会资本；x*T 表示社会资本与创业氛围的交互项，z 是控制变量，包括创业者的性别、年龄、受教育程度、外出务工收入、家庭人口数表2基准回归结果变量社会资本创业氛围性别年龄文化程度婚姻状况外出务工时长外出务工性质务工月收入参加创业培训次数家庭年收入家庭人口数ConstantObservationsR2模型（1）0.340（0.059）2.419（0.214）3240.093模型（2）0.191（0.067）0.311（0.075）0.093（0.094）0.072（0.062）-0.018（0.063）0.012（0.086）-0.073（0.067）0.145（0.045）-0.043（0.042）0.056（0.057）-0.167（0.050）0.025（0.069）1.975（0.383）3240.201模型（3）0.191（0.074）0.311（0.080）0.093（0.098）0.072（0.058）-0.018（0.059）0.012（0.086）-0.073（0.073）0.145（0.048）-0.043（0.049）0.056（0.055）-0.167（0.054）0.025（0.080）1.975（0.355）3240.201变量社会资本创业能力ConstantF值R2R2模型1返乡创业意愿0.340（5.74）2.419（11.33）32.890.0930.090模型2创业能力0.325（7.20）2.426（14.92）51.830.1390.136模型3返乡创业意愿0.090（1.74）0.769（12.95）0.553（2.45）108.790.4040.400表3中介效应分析15理论研究当代农村财经2023年第3期量、家庭年收入等等；表示误差项。从表 4 可以看出，主效应社会资本和创业氛围对返乡创业意愿有显著的正向影响，且在 1%水平上显著。模型 4 中交互项对返乡创业意愿的影响在 10%的水平上有正向影响，同时模型 4 的R2明显高于模型 3 的 R2，这表明创业氛围存在正向调节效应，即创业氛围越好，社会资本对青年的返乡创业意愿的影响越显著。因此，假设“H3：创业氛围在社会资本和返乡创业意愿之间起着调节作用。”得到验证。5.稳健性检验为检验上文回归结果的可靠性，本文通过增加控制变量、替换估计模型、缩尾处理三种方法对回归结果进行稳健性检验。虽然上述基准回归加入了个体、家庭层面的控制变量，但仍可能因遗漏变量导致内生性问题，政府支持程度、创业优惠政策等都可能对青年返乡创业意愿产生影响。对此，表 5 将加入政府支持程度、创业优惠政策作为控制变量以修正基准回归结果。表 5 模型 1 回归结果表明，加入可能遗漏的控制变量后，社会资表4调节效应分析变量外出务工性质家庭年收入社会资本创业氛围社会资本创业氛围ConstantF值R2R2模型1返乡创业意愿0.123（0.041）-0.122（0.050）3.716（0.182）6.640.0400.034模型2返乡创业意愿0.113（0.039）-0.139（0.047）0.342（0.058）2.594（0.258）16.370.1330.133模型3返乡创业意愿0.114（0.038）-0.167（0.047）0.195（0.066）0.328（0.074）2.038（0.281）17.840.1830.173模型4返乡创业意愿0.107（0.038）-0.164（0.046）0.195（0.066）0.273（0.079）0.137（0.070）2.274（0.305）15.170.1930.1799变量社会资本政府支持程度创业优惠政策控制变量观测值ConstantF值R2R2模型1增加控制变量0.201（0.069）0.007（0.063）-0.039（0.057）已控制3242.045（0.283）11.900.1840.168模型2缩尾处理0.173（0.070）0.025（0.060）-0.029（0.055）已控制3242.085（0.272）11.630.1800.165变量社会资本政府支持程度创业优惠政策控制变量观测值Cut1Cut2Cut3Cut4伪R2模型3替换估计模型0.251（0.093）0.022（0.085）-0.051（0.077）已控制324-0.166（0.409）0.654（0.385）1.942（0.392）3.386（0.411）0.080表5稳健性检验16理论研究当代农村财经2023年第3期本对青年返乡创业意愿的正向作用及显著性并未发生变化，基准回归结果具有稳健性。为剔除异常值对于回归结果的影响，本文对模型中所有的价值变量都进行上下 5%的缩尾处理，重新估计模型。样本进行处理后的回归结果见表 11 模型 2，可以看出对价值变量进行缩尾处理后，回归结果虽然显著性有所降低，但社会资本仍然正向显著作用于青年返乡创业意愿，这说明基准回归结果具有稳健性。基 准 回 归 使 用 的 是 OLS 回归，为检验结果的稳健性，本文将 OLS 模型替换为有序 Probit 模型 进 行 回 归。如 表 5 模 型 2 所示，社会资本对青年返乡创业意愿的影响系数为 0.251，且在 1%水平上显著，与基准回归结果一致，说明基准回归结果具有稳健性。三、结论与启示（一）结论本研究基于浙江省青年微观调查数据，在已有文献和理论基础的分析下，实证分析并检验了社会资本对青年返乡创业意愿的影响机理，得出以下研究结论：（1）社会资本对青年返乡创业意愿在 1%水平上具有显著的正向影响；（2）创业能力在社会资本和青年返乡创业意愿之间起完全中介效应；（3）创业氛围在社会资本和青年返乡创业意愿之间起正向调节效应。（二）启示1.加快农村地区经济组织发展，增加青年社会资本的累积。鼓励、支持、引导农村地区合作经济组织的发展，加入合作组织有助于提高青年返乡创业的意愿。农村地区经济组织的发展可以帮助返乡青年扩大交际圈，逐渐积累社会资本，从而提高其创业意愿。因此，返乡青年创业者应加强与社会网络成员间的联系，构建更多的人际关系信任，培养共同的价值观，以寻求更广泛的支持。2.完善创业培训体系，提升青年创业能力。政府应当为返乡创业者提供相应的创业培训和指导。当前亟待解决的是培训内容与创业者需求吻合度的问题。在开设创业培训课程时，可以对课程内容分级设计，面向不同需求的创业者建立多样化、个性化、精准化的培训课程体系，以获得更好的培训效果，增强返乡创业者的创业意愿。3.优化创业环境，构建良好的创业支持条件。金融机构应配合政府为青年创业者营造宽松的金融环境氛围，建立健全农村金融服务体系，增强青年的返乡创业意愿。同时相关部门应为创业者提供适当的优惠政策，缓解青年创业的资金难问题。相关部门也需要积极推动创业文化建设，创造宽松的鼓励创业的社会氛围。宣传当地的创业政策，积极营造良好的创业氛围，让返乡青年对家乡的发展充满信心，激发他们在家乡创业的热情。参考文献：1Noseleit,F.:The EntrepreneurialCulture:Guiding Principles of the Self-employed,in,Freytag Andreas and Roy,Thurik(eds):Entrepreneurship and Cul-ture,New York:Springer Publishers,2009.2陈淑妮,肖凌琳,裴瑞芳.创业能力、组织创业气氛和内部创业意愿的实证研究以深圳高新技术人员为背景的调节效应模型J.中国人力资源开发,2012(10):95-100.3郭铖,何安华.社会资本、创业环境与农民涉农创业绩效J.上海财经大学学报,2017,19(02):76-85.4何微微,邱黎源.人力资本、社会资本对新生代农民工创业意愿影响研究基于四川省 1109 份调查数据J.西北人口,2016,37(04):37-44.5江三良.论创业氛围的形成与传导机制J.安徽大学学报,2006(06):122-126.6解蕴慧,张一弛,高萌萌.谁会成为创业者?主动性人格及社会资本对创业意愿的影响J.南京大学学报(哲学.人文科学.社会科学版),2013,50(02):148-156.7彭莹莹,汪昕宇.社会网络对新生代农民工创业能力的影响基于资源获取和创业学习的中介效应J.湖南农业大学学报(社会科学版),2017,18(03):30-36.8温忠麟,侯杰泰,张雷.调节效应与中介效应的比较和应用J.心理学报,2005(02):268-274.（作者单位：浙江农林大学经济管理学院）责任编辑:李丽君17