戴志強，郭如良

(1.江西農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，江西 南昌 330045；2.江西農(nóng)業(yè)大學 鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略研究院，江西 南昌 330045)

0 引言

促進和保障農(nóng)民就業(yè)創(chuàng)業(yè)，是實現(xiàn)農(nóng)民增收致富、穩(wěn)定農(nóng)民就業(yè)大局、鞏固脫貧攻堅成果與鄉(xiāng)村振興有效銜接的重要舉措。受新冠疫情、經(jīng)濟下行壓力、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)升級調(diào)整等多重因素疊加的影響，農(nóng)民就業(yè)成為社會關(guān)注的熱點話題，也影響著鄉(xiāng)村振興的發(fā)展以及國內(nèi)國際雙循環(huán)格局的順利流轉(zhuǎn)。為解決好農(nóng)民的就業(yè)和創(chuàng)業(yè)問題，實現(xiàn)農(nóng)民增收，在“十四五”的開局之年起好步、開好局，中央和地方各級政府出臺了一系列的惠農(nóng)創(chuàng)業(yè)政策，如用水、用電、用地、用氣的優(yōu)惠、稅費減免、程序簡化、貼息貸款以及免費的創(chuàng)業(yè)培訓等。然而，由于城鄉(xiāng)發(fā)展的不平衡，農(nóng)村勞動力為了生活或者發(fā)展需要，不得不外出務(wù)工，造成了嚴重的養(yǎng)老和小孩教育等社會問題，牽絆著外出農(nóng)民工。此外，傳統(tǒng)小農(nóng)經(jīng)營的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式，生產(chǎn)效率低、成本高，而部分農(nóng)民創(chuàng)業(yè)者為避免分散式經(jīng)營的土地利用率及產(chǎn)出率均較低的問題，用地需求量十分大，但是由于受到自身土地資源短缺的約束，也就引發(fā)了生產(chǎn)經(jīng)營績效低、創(chuàng)業(yè)失敗率高等現(xiàn)實問題(葉秋妤等[1]，2021)。

近年來，隨著脫貧攻堅戰(zhàn)役的全面勝利和鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的持續(xù)深入推進，農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施得到了全面改善，并且，隨著土地確權(quán)的持續(xù)推進，農(nóng)民土地制度進一步改革，土地流轉(zhuǎn)機制也越來越完善，農(nóng)村就業(yè)創(chuàng)業(yè)環(huán)境越來越好，越來越多的外出務(wù)工者返鄉(xiāng)入鄉(xiāng)留鄉(xiāng)就業(yè)創(chuàng)業(yè)。那么，外出務(wù)工經(jīng)歷是否會影響農(nóng)民創(chuàng)業(yè)決策？如果產(chǎn)生影響，是促進農(nóng)民創(chuàng)業(yè)還是抑制了農(nóng)民創(chuàng)業(yè)？土地流轉(zhuǎn)是否對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生影響？如果產(chǎn)生影響，又怎樣影響農(nóng)民創(chuàng)業(yè)？由于土地流轉(zhuǎn)又分為土地流出和土地流入，它們分別是如何影響農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的？這些問題都值得深入研究驗證。在此背景下，關(guān)注外出務(wù)工經(jīng)歷、土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)民創(chuàng)業(yè)三者之間的關(guān)系，探尋三者之間的作用機制，對促進國內(nèi)國際雙循環(huán)格局和鄉(xiāng)村建設(shè)行動、鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的全面深入推進有著十分重要的現(xiàn)實意義和理論價值。

然而，現(xiàn)階段學術(shù)界對外出務(wù)工經(jīng)歷、土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的研究都是單視角的，絕大多數(shù)都是單獨研究外出務(wù)工經(jīng)歷與農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的關(guān)系以及土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的關(guān)系，關(guān)于從外出務(wù)工經(jīng)歷和土地流轉(zhuǎn)的雙重視角下，研究三者之間關(guān)系的還鮮見于文獻。因此，本文將基于中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)2018年的數(shù)據(jù)，通過傾向得分匹配方法進行實證分析，從外出務(wù)工經(jīng)歷和土地流轉(zhuǎn)的雙重視角下，對外出務(wù)工經(jīng)歷、土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響進行實證分析探究，總結(jié)出這三者之間的作用機制，以期為進一步做好農(nóng)民創(chuàng)業(yè)工作，鞏固實現(xiàn)脫貧攻堅成果與鄉(xiāng)村振興的有效銜接，實現(xiàn)鄉(xiāng)村的全面振興以及促進國內(nèi)國際雙循環(huán)格局提供理論參考和理論實踐。

1 理論分析與研究假說

威克姆創(chuàng)業(yè)模型從創(chuàng)業(yè)者、機會、組織和資源4個要素相互聯(lián)系的角度解釋了創(chuàng)業(yè)活動的內(nèi)涵，為進行農(nóng)民創(chuàng)業(yè)研究提供了新的研究視角與研究方法。該模型認為創(chuàng)業(yè)者是創(chuàng)業(yè)的核心，其在創(chuàng)業(yè)中的主要職能是識別和確認創(chuàng)業(yè)機會、管理創(chuàng)業(yè)資源以及領(lǐng)導(dǎo)創(chuàng)業(yè)組織，實現(xiàn)要素間的動態(tài)協(xié)調(diào)和匹配，創(chuàng)業(yè)者要及時總結(jié)、積累、調(diào)整。結(jié)合本文研究內(nèi)容具體分析，農(nóng)民外出務(wù)工經(jīng)歷可以看作是創(chuàng)業(yè)資源，土地流轉(zhuǎn)可以看作是創(chuàng)業(yè)機會，農(nóng)民是創(chuàng)業(yè)者，其創(chuàng)業(yè)的企業(yè)就是組織，農(nóng)民創(chuàng)業(yè)者要根據(jù)自身的外出務(wù)工經(jīng)歷資源，結(jié)合土地流轉(zhuǎn)的機會，識別和確認創(chuàng)業(yè)機會，判斷自身具備的資源和機會是否能夠支撐其進行創(chuàng)業(yè)活動，并在這個過程中不斷地總結(jié)、積累和調(diào)整。因此，本文將外出務(wù)工經(jīng)歷和土地流轉(zhuǎn)納入到農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的研究框架中，以期從理論層面解釋外出務(wù)工經(jīng)歷和土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響，并提出相應(yīng)有針對性的研究假說(圖1)。

圖1 外出務(wù)工經(jīng)歷、土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響路徑

1.1 外出務(wù)工經(jīng)歷與農(nóng)民創(chuàng)業(yè)

外出務(wù)工經(jīng)歷是指農(nóng)民離開自己的生活所在地，進行非農(nóng)就業(yè)的經(jīng)歷。外出務(wù)工經(jīng)歷對新型職業(yè)農(nóng)民的經(jīng)營效率有正向影響(羅明忠等[2]，2020)，外出務(wù)工經(jīng)歷也顯著提高了農(nóng)村勞動力創(chuàng)業(yè)成功的概率，然而外出務(wù)工雖然增加了農(nóng)民見識、提升了他們的人力資本以及獲取外部資源的能力，增加了返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的融資比例和人力資本積累，但是外出務(wù)工經(jīng)歷卻在一定程度上降低了返鄉(xiāng)農(nóng)民工的人緣關(guān)系和社會評價等本地社會資源，損害了農(nóng)民工在家鄉(xiāng)的社會資本(周廣肅等[3]，2017)，其對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響僅停留在創(chuàng)業(yè)意愿層面，對其創(chuàng)業(yè)績效并沒有顯著影響(謝勇等[4]，2020)，創(chuàng)業(yè)成功率比未外出務(wù)工的農(nóng)民顯著低9%左右，明顯阻礙了返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)(許明[5]，2020)，且與返鄉(xiāng)農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)決策呈現(xiàn)負相關(guān)的關(guān)系(孔祥利等[6]，2018)。雖然外出務(wù)工經(jīng)歷會使農(nóng)民創(chuàng)業(yè)者損失了一定的家鄉(xiāng)所在地的社會資本，但其在外務(wù)工經(jīng)歷所獲得的技術(shù)、經(jīng)驗以及社會資本和物質(zhì)資本的積累足以彌補這些損失。并且，外出務(wù)工經(jīng)歷不僅僅獲得了技術(shù)、經(jīng)驗、資本的積累，還開拓了外出務(wù)工者的視野，使其對創(chuàng)業(yè)機會的識別和運用能力更強，對外界環(huán)境的變化也更加敏感，進而實施創(chuàng)業(yè)的可能性也就越高。學者們也認為外出務(wù)工經(jīng)歷顯著提高了農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)的概率，通過數(shù)據(jù)分析得出，外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)提高了1.67個百分點的概率，且外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)民工在本地創(chuàng)業(yè)具有顯著的影響，而對外地創(chuàng)業(yè)的影響則不顯著(張劍等[7]，2019；徐超等[8]，2017；李祖民等[9]，2017),也就是說，外出務(wù)工經(jīng)歷能顯著提高家庭創(chuàng)業(yè)的可能性(秦芳等[10]，2018)。且外出務(wù)工工資低并不會直接導(dǎo)致其回鄉(xiāng)就業(yè)，但工資的提升會為其回鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)提供可能(蘇薈等[11]，2018)。所以，提出假說1(H1)：外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)有著正向顯著性影響。

1.2 土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)民創(chuàng)業(yè)

土地流轉(zhuǎn)包括農(nóng)戶將自身擁有承包經(jīng)營權(quán)土地的使用權(quán)轉(zhuǎn)讓出去(王桂華等[12]，2018)，也包括通過支付一定報酬或者免費租用他人土地使用權(quán)的行為。土地利用行為包括土地流轉(zhuǎn)、契約安排以及農(nóng)地投資(徐志剛等[13]，2021)，無論哪種行為都對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)有著重要的影響。土地是農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的最基本要素之一，且土地轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)入對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)都有影響，但土地轉(zhuǎn)入的創(chuàng)業(yè)效應(yīng)更大(李長生等[14]，2020；王小龍等[15]，2020)。轉(zhuǎn)入土地會促進農(nóng)民開展涉農(nóng)創(chuàng)業(yè)的決策，而轉(zhuǎn)出土地則會抑制農(nóng)民創(chuàng)業(yè)決策，但也有利于促進農(nóng)民開展非農(nóng)創(chuàng)業(yè)(葉秋妤等[1]，2021)，其中土地流轉(zhuǎn)年限顯著影響著從事農(nóng)業(yè)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的意愿(李東軒等[16]，2019)，且對帶動農(nóng)民創(chuàng)業(yè)有著正向顯著影響。同時，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體經(jīng)營規(guī)模、土地流轉(zhuǎn)期限對帶動農(nóng)民創(chuàng)業(yè)也具有顯著正向影響(汪發(fā)元等[17]，2016)。伴隨著土地確權(quán)的進行，土地銀行在各地開始建立，通過對土地銀行賦權(quán)，給予它主導(dǎo)土地流轉(zhuǎn)的權(quán)限，可以更好地服務(wù)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)(馮子標等[18]，2009)，并且農(nóng)地抵押政策也對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生了直接和間接的促進作用，農(nóng)地抵押貸款顯著促進了農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)尤其是農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)(任樹偉等[19]，2021；蘇嵐嵐等[20]，2018)。土地流轉(zhuǎn)使得農(nóng)民的“人地”關(guān)系矛盾得以有效解決，勢必會更一步解放勞動力，讓農(nóng)民有更多的精力和時間進行創(chuàng)業(yè)活動。然而，土地流入雖然會進一步擴大農(nóng)民的種植規(guī)模，但由于適度規(guī)模效應(yīng)的作用，還達不到創(chuàng)業(yè)的標準，因此，土地流入不利于農(nóng)民進行創(chuàng)業(yè)活動，而是會進一步把他們束縛在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)上。但土地流出使得農(nóng)民徹底擺脫土地約束，只能進行非農(nóng)就業(yè)或者創(chuàng)業(yè)活動，故土地流出有利于促進農(nóng)民創(chuàng)業(yè)。因此，提出假說2(H2)：土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)有著正向顯著性影響，且土地流出會正向促進農(nóng)民創(chuàng)業(yè)，土地流入會抑制農(nóng)民創(chuàng)業(yè)。

1.3 外出務(wù)工經(jīng)歷與土地流轉(zhuǎn)

外出務(wù)工經(jīng)歷會使農(nóng)民在土地流轉(zhuǎn)方面更具有主動性和自主性，其會參考在外務(wù)工積累的經(jīng)驗和預(yù)期收入的對比，進而做出更有利于自己的選擇。具體而言，當從事非農(nóng)就業(yè)創(chuàng)業(yè)的收入高于涉農(nóng)就業(yè)創(chuàng)業(yè)的收入時，農(nóng)民就會選擇流轉(zhuǎn)土地，而當其判斷農(nóng)業(yè)就業(yè)創(chuàng)業(yè)的收入更高時，他們就會選擇不流轉(zhuǎn)土地甚至流入土地，進行規(guī)模種植，實現(xiàn)規(guī)模效應(yīng)的獲利(孫小宇等[21]，2021)。由于大多數(shù)農(nóng)民工返鄉(xiāng)后選擇非農(nóng)就業(yè)，這就有效促進了農(nóng)地流轉(zhuǎn)，優(yōu)化了土地資源配置(賀小丹等[22]，2021)，也就是說，外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)戶土地流轉(zhuǎn)意愿有著正向顯著性影響(胡紅波等[23]，2017；張小山等[24]，2017)。因此，提出假說3(H3)：外出務(wù)工經(jīng)歷對土地流轉(zhuǎn)有正向顯著性影響；假說4(H4)：外出務(wù)工經(jīng)歷通過土地流轉(zhuǎn)影響農(nóng)民創(chuàng)業(yè)，即土地流轉(zhuǎn)行為在外出務(wù)工經(jīng)歷和農(nóng)民創(chuàng)業(yè)之間存在部分中介效應(yīng)。

2 研究設(shè)計

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文研究所涉數(shù)據(jù)來源于北京大學中國社會科學調(diào)查中心實施的中國家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies，CFPS)2018年數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)樣本覆蓋區(qū)域廣、規(guī)模大，包含了外出務(wù)工經(jīng)歷、土地流轉(zhuǎn)以及農(nóng)民創(chuàng)業(yè)等相關(guān)信息。CEPS 2018年數(shù)據(jù)共有家庭樣本數(shù)據(jù)14241個，個體樣本數(shù)據(jù)32669個，通過家庭樣本數(shù)據(jù)和個體樣本數(shù)據(jù)的合并，剔除掉不適用的數(shù)據(jù)和非農(nóng)業(yè)戶口的數(shù)據(jù)，同時考慮到本文研究的因變量是農(nóng)民創(chuàng)業(yè)，參照蔡棟梁等[25](2018)的研究，將創(chuàng)業(yè)年齡限制在22～60歲，并考慮到隨著人均壽命的增加和小孩提前成熟的現(xiàn)實考慮，在年齡上剔除了20歲以下和65歲以上的群體，并剔除同時存在土地流出和土地流入的樣本情況，最終得到有效樣本6840個。

2.2 變量設(shè)置

2.2.1 因變量：農(nóng)民創(chuàng)業(yè) 農(nóng)民創(chuàng)業(yè)是指農(nóng)民從事個體經(jīng)營或者開辦私營企業(yè)以實現(xiàn)致富獲得財富的行為或者活動。因此，本文選擇CFPS 2018問卷中FM1“過去12個月，您家是否有家庭成員從事個體經(jīng)營或開辦私營企業(yè)？”來判斷農(nóng)民是否創(chuàng)業(yè)，并將回答“是”賦值為“1”，回答“否”賦值為“0”。

2.2.2 自變量：外出務(wù)工經(jīng)歷 外出務(wù)工經(jīng)歷是指農(nóng)民離開自己的家鄉(xiāng)從事非農(nóng)就業(yè)的經(jīng)歷，因此，本文選擇CFPS 2018數(shù)據(jù)中FO101“過去12個月，您家是否有人外出打工(如去城市打工)掙錢？”來判斷農(nóng)民是否有外出務(wù)工經(jīng)歷，同樣將回答“是”賦值為“1”，回答“否”賦值為“0”。

2.2.3 中介變量：土地流轉(zhuǎn) 土地流轉(zhuǎn)包括土地的流出和流入，因此，本文選擇CFPS 2018數(shù)據(jù)中FS1“無論是否收取租金，過去12個月，您家是否將集體分配的土地出租給了其他人？”以及FS4“過去12個月，除去集體分配的土地，您家是否向個人或者集體租用土地，無論是否需要付租金？”來判斷農(nóng)民是否有流轉(zhuǎn)土地，將無論是流出或者流入統(tǒng)一歸納為有土地流轉(zhuǎn)，并賦值為“1”，無土地流出和流入統(tǒng)一賦值為“0”。

2.2.4 控制變量 大量研究表明，農(nóng)戶的個體特征和家庭特征均會對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生顯著性影響，因此，本文參考孫小宇等[21](2021)對控制變量的選取方式，選取了個體基本特征和家庭特征組成控制變量組，個體特征選取了年齡、性別、受教育程度、婚姻狀況、健康狀況以及是否使用互聯(lián)網(wǎng)等變量，家庭特征選擇了是否發(fā)生重大事件和人情往來支出情況等變量，考慮到人情支出的數(shù)值是大于或者等于0的數(shù)據(jù)，且差距較大，因此，參考陸銘等[26](2004)對變量取對數(shù)的方法，對人情支出進行取對數(shù)處理，對人情支出為0的數(shù)據(jù)先加1，然后再取對數(shù)。

2.3 描述性統(tǒng)計分析

通過表1變量描述性統(tǒng)計可知，共有868位農(nóng)民進行了創(chuàng)業(yè)，約占總樣本的12.6%，其他5972位農(nóng)民未進行創(chuàng)業(yè)，占總樣本的87.3%。共有4090位農(nóng)民有外出務(wù)工經(jīng)歷，約占總樣本的59.7%，而其他2750位農(nóng)民沒有外出務(wù)工經(jīng)歷，占總樣本的40.3%。共有1200位農(nóng)民有土地流出，約占總樣本的17.5%；共有842位農(nóng)民有土地流入，約占總樣本的12.3%；也就是說存在土地流轉(zhuǎn)行為的農(nóng)民共有1969位，約占總樣本的28.7%，其他4871位農(nóng)民沒有土地流轉(zhuǎn)行為，約占總樣本的61.3%。年齡分布上，20～40歲的農(nóng)民共有4584人，占總樣本的67.0%，大于40歲的占總樣本的33.0%。男性人數(shù)3854人，占總樣本的52.0%，女性約占48.0%，男女比例比較均衡。受教育程度在小學及以下的有2817人，約占總樣本的41.2%，而初中文化程度有2265人，約占總樣的33.1%，初中以上學歷的僅占總樣本的24.0%，說明農(nóng)民的整體受教育程度偏低。在婚姻狀況的人數(shù)共為5281人，約占總樣本的77.2%，不在婚姻狀況的占總樣本的22.8%。過去12個月發(fā)生重大事件的有1421人，約占總樣本的18.0%，82.0%的家庭沒有發(fā)生重大事件。過去12個月，家庭人情禮金支出的對數(shù)均值為7.431，最大值為11.918，最小值為0。共有4552人使用移動上網(wǎng)，約占樣本總體的66.5%，不使用的占樣本總體的33.5%。

表1 變量含義與描述性統(tǒng)計

2.4 模型構(gòu)建

2.4.1 傾向得分匹配法 為探究外出務(wù)工經(jīng)歷、土地流轉(zhuǎn)行為對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響，本文構(gòu)建農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的決策模型，具體形式如下：

Y1=α0+α1Wi+α2Li+α3Xi+εi

(1)

其中，Yi表示農(nóng)民i是否進行創(chuàng)業(yè)；Wi表示是否有外出務(wù)工經(jīng)歷；Li表示是否有土地流轉(zhuǎn)行為；Xi表示控制變量組；α1、α2和α3分別為外出務(wù)工經(jīng)歷、土地流轉(zhuǎn)行為和控制變量的待估參數(shù)；α0為常數(shù)項；εi為隨機誤差項。

由于外出務(wù)工經(jīng)歷和土地流轉(zhuǎn)行為并不是外生變量，而是基于比較優(yōu)勢進行的最優(yōu)選擇。并且，不僅外出務(wù)工經(jīng)歷或者土地流轉(zhuǎn)存在差異，控制變量也可能存在異質(zhì)性，基于此，本文將有無外出務(wù)工經(jīng)歷和有無土地流轉(zhuǎn)分別進行分組處理，將有外出務(wù)工經(jīng)歷(有土地流轉(zhuǎn)行為)的群體作為處理組，將無外出務(wù)工經(jīng)歷(無土地流轉(zhuǎn)行為)的群體作為控制組，分別進行分組均值t檢驗來估計各變量在不同群體之間是否存在顯著性差異，以驗證樣本選擇是否存在異質(zhì)性問題，具體情況見表2。

從表2可以看出，處理組和控制組之間確實存在異質(zhì)性。首先，從是否有土地流轉(zhuǎn)行為來看，處理組和控制組之間存在顯著差異。處理組有外出務(wù)工經(jīng)歷的占57.1%，而控制組有外出務(wù)工經(jīng)歷的占60.9%，處理組的務(wù)工經(jīng)歷顯著優(yōu)于控制組，且在1%水平上顯著；年齡分布上，處理組年齡較控制組偏大一點；性別、婚姻狀況、健康狀況、重大事件這幾個變量，控制組和處理組差異不大，但也均存在微小差異；而在人情往來和使用網(wǎng)絡(luò)情況上，處理組的人情往來支出明顯高于控制組，且處理組的人情往來支出在1%水平上顯著優(yōu)于控制組，而使用網(wǎng)絡(luò)情況，處理組使用網(wǎng)絡(luò)的人數(shù)占68.3%，控制組占65.9%，且處理組在10%水平上顯著優(yōu)于控制組。其次，從有無外出務(wù)工經(jīng)歷來看，控制組和處理組也同樣存在顯著差異，處理組的土地流轉(zhuǎn)行為較控制組低約3個百分點，但處理組在1%水平上顯著優(yōu)于控制組；在年齡、性別、受教育程度、健康狀況、重大事件、使用網(wǎng)絡(luò)上，處理組均在1%統(tǒng)計水平上顯著優(yōu)于控制組；在婚姻狀況和人情往來支出上，控制組和處理組存在差異，但差異較小。因此，通過對表2的分析可知，控制組和處理組之間存在顯著差異，也就反映出本文選擇的樣本具有異質(zhì)性，故如果單純地僅從有無外出務(wù)工經(jīng)歷或者有無土地流轉(zhuǎn)行為來進行回歸分析，勢必會造成農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的有偏估計。

表2 各變量均值t檢驗結(jié)果

綜合上述可知，為避免有偏估計問題，并且考慮到可能有遺漏變量導(dǎo)致內(nèi)生性問題，故采用傾向得分匹配(PSM)法進行實證分析。PSM是基于觀測數(shù)據(jù)進行干預(yù)效應(yīng)分析的一種統(tǒng)計方法，其是通過引入“反事實框架”創(chuàng)造一個完全對立的樣本，并確保2個樣本除該樣本不同外，其他特征均相似。2個樣本農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的差值就可以看作同一個體2次不同實驗的結(jié)果，即對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響效應(yīng)的大小。具體到本研究就是：通過為有外出務(wù)工經(jīng)歷(有土地流轉(zhuǎn)行為)的樣本創(chuàng)造一個沒有外出務(wù)工經(jīng)歷(沒有土地流轉(zhuǎn)行為)的樣本，并確保2個樣本除外出務(wù)工經(jīng)歷(土地流轉(zhuǎn)行為)之外，其他特征都相似，2個樣本之間的差值就是外出務(wù)工經(jīng)歷(土地流轉(zhuǎn)行為)對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響效應(yīng)的大小。

就土地流轉(zhuǎn)行為而言，每個農(nóng)民都會存在2種潛在選擇，即Y1i和Y0i，Y1i表示進行土地流轉(zhuǎn)的結(jié)果，Y0i表示不進行土地流轉(zhuǎn)的結(jié)果，對于外出務(wù)工經(jīng)歷同樣如此，這樣Y1i-Y0i就是處理效應(yīng)，即平均處理效應(yīng)表達如下：

ATT=W(Y1i|Z,enroll=1)-W(Y0i|Z，enroll=1)

(2)

其中，W(Yli|Z,enroll=1)可以直接觀測，而W(Y0i|Z,enrolli=1)就需要通過傾向得分匹配法構(gòu)造反事實框架，計算出相應(yīng)的替代指標值。

以土地流轉(zhuǎn)行為為例，首先要構(gòu)建一個土地流轉(zhuǎn)的決策模型，利用Logit模型計算出傾向得分值(PS)，然后使用近鄰匹配、卡尺匹配、核匹配以及局部線性回歸匹配等匹配方法，依據(jù)傾向得分值進行有土地流轉(zhuǎn)行為和無土地流轉(zhuǎn)行為之間的匹配。最后，基于匹配樣本，比較有土地流轉(zhuǎn)組和無土地流轉(zhuǎn)組在農(nóng)民創(chuàng)業(yè)上的平均差異，得到土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的因果關(guān)系系數(shù)，該系數(shù)就是模型中的平均處理效應(yīng)(ATT)。

2.4.2 中介效應(yīng)模型 為進一步分析外出務(wù)工經(jīng)歷、土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的作用機制，檢驗土地流轉(zhuǎn)行為是否在外出務(wù)工經(jīng)歷和農(nóng)民創(chuàng)業(yè)之間存在中介效應(yīng)，本文借鑒溫忠麟等[27](2004)的中介效應(yīng)模型，通過分別建立外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的回歸模型、外出務(wù)工經(jīng)歷對土地流轉(zhuǎn)的回歸模型以及外出務(wù)工經(jīng)歷、土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的回歸模型，通過逐步回歸檢驗中介效應(yīng)，具體模型設(shè)計如下：

Yi=a+β1Wi+λ1Xi+ε1i

(3)

Li=b+β2Wi+λ2Xi+ε2i

(4)

Yi=c+β3Wi+β4Li+λ3Xi+ε3i

(5)

其中，Yi表示農(nóng)民i是否進行創(chuàng)業(yè)；Wi表示外出務(wù)工經(jīng)歷；Li表示土地流轉(zhuǎn)行為；Xi表示一系列控制變量；β1、β2、β3和β4為待估參數(shù)；a、b和c為常數(shù)項；ε1i、ε2i和ε3iv為隨機誤差項。

根據(jù)溫忠麟等[27](2004)的中介效應(yīng)模型，結(jié)合公式(3)、公式(4)、公式(5)，中介效應(yīng)檢驗的步驟如下：首先檢驗公式(3)中的β1是否顯著，如果顯著則進行第二檢驗，否則終止；其次是檢驗公式(4)和公式(5)中的β2、β4是否顯著，如果都顯著，則進行下一步檢驗，如果至少有一個不顯著，則需要進行Sobel檢驗；最后是檢驗公式(5)中的β3是否顯著，若顯著則為部分中介效應(yīng)，若不顯著，則為完全中介效應(yīng)。

3 實證檢驗與結(jié)果分析

3.1 PSM模型的估計結(jié)果

由于有外出務(wù)工經(jīng)歷且有土地流轉(zhuǎn)、無外出務(wù)工經(jīng)歷且無土地流轉(zhuǎn)的2組樣本相互排斥且無法直接觀測，導(dǎo)致對外出務(wù)工經(jīng)歷、土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響沒法進行直接有效的測算，因此，本文首先分別以外出務(wù)工經(jīng)歷和土地流轉(zhuǎn)為自變量，以所有控制變量為因變量，構(gòu)建Logit模型，通過該模型的估計從而獲得各變量的傾向得分(PS)，具體得分如表3所示。

從表3可以看出，外出務(wù)工經(jīng)歷主要受到年齡、性別、受教育程度、健康狀況、重大事件以及使用網(wǎng)絡(luò)情況的影響，其中年齡對外出務(wù)工在1%的統(tǒng)計水平上起到了抑制作用，受教育程度在5%的統(tǒng)計水平上負向顯著影響外出務(wù)工經(jīng)歷；男性的外出務(wù)工經(jīng)歷要強于女性；健康狀況、重大事件以及使用網(wǎng)絡(luò)情況均在1%的統(tǒng)計水平上正向顯著影響外出務(wù)工經(jīng)歷。對土地流轉(zhuǎn)的影響因素主要是年齡、婚姻狀況以及人情往來，其中婚姻狀況對土地流轉(zhuǎn)在1%統(tǒng)計水平上起負向作用；男性的土地流轉(zhuǎn)行為強于女性；人情往來在1%統(tǒng)計水平上正向顯著影響土地流轉(zhuǎn)。

其次，根據(jù)外出務(wù)工經(jīng)歷和土地流轉(zhuǎn)的傾向得分情況，分別采用近鄰匹配、卡尺匹配、核匹配和局部線性回歸匹配4種匹配方法，對有外出務(wù)工經(jīng)歷和無外出務(wù)工經(jīng)歷(有土地流轉(zhuǎn)和無土地流轉(zhuǎn))進行匹配。為進一步檢驗匹配質(zhì)量，本文基于核匹配繪有無外出務(wù)工經(jīng)歷和有無土地流轉(zhuǎn)為組的核密度函數(shù)分布圖(圖2、圖3)。

圖3 傾向得分匹配前、后有無土地流轉(zhuǎn)分組的核密度函數(shù)分布

根據(jù)圖2、圖3的對比分析發(fā)現(xiàn)，通過樣本匹配后，處理組和控制組的核密度函數(shù)更接近了，說明樣本的匹配程度較高，更有利于發(fā)現(xiàn)客觀規(guī)律。

表4反饋的是在4種匹配方法下，外出務(wù)工經(jīng)歷、土地流轉(zhuǎn)(包括土地流出和土地流入)對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)影響的凈效應(yīng)。通過表4可以看出，在4種匹配方式下，ATT值都較為接近，說明分析結(jié)果的穩(wěn)健性比較強。其中外出務(wù)工經(jīng)歷的ATT均值為-0.115，且均在1%水平上顯著，說明外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)有著負向顯著性影響，且外出務(wù)工經(jīng)歷會將農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的概率抑制11.5%。研究假說1(H1)未得到驗證。通過分析可知，雖然外出務(wù)工經(jīng)歷開拓了外出務(wù)工者的視野，增加了其技術(shù)、經(jīng)驗、物質(zhì)資本以及財富的積累，但由于其自身能力和鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)環(huán)境的束縛，對自身創(chuàng)業(yè)能否取得成功或者能夠獲取多大的利潤還不是很自信甚至產(chǎn)生懷疑，所以他們會在創(chuàng)業(yè)和外出務(wù)工之間進行權(quán)衡。而且，由于外出務(wù)工者長期在外務(wù)工積累了一定的技術(shù)和經(jīng)驗，形成了“就業(yè)熟人圈”，有著較為穩(wěn)定的高收入，而農(nóng)村地區(qū)的創(chuàng)業(yè)配套設(shè)施雖然在鄉(xiāng)村振興和脫貧攻堅以及鄉(xiāng)村建設(shè)行動中得到了全面改善，但是仍然是處于相對落后的局面，這在一定程度上增加了農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的成本，使農(nóng)民創(chuàng)業(yè)者面臨著失敗和虧損的危險，所以權(quán)衡之下，底氣不足的農(nóng)民工仍然會選擇外出務(wù)工，創(chuàng)業(yè)也就僅停留在意愿層面，所以導(dǎo)致外出務(wù)工經(jīng)歷阻礙了農(nóng)民創(chuàng)業(yè)現(xiàn)象的出現(xiàn)。

表4 傾向得分匹配的ATT值匯總情況

此外，土地流轉(zhuǎn)的ATT均值為0.0255，且對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響都是顯著的，卡尺匹配和核匹配下在1%水平上正向顯著影響農(nóng)民創(chuàng)業(yè)，近鄰匹配下5%水平上正向顯著影響農(nóng)民創(chuàng)業(yè)，而局部線性回歸匹配下在10%水平上正向顯著影響農(nóng)民創(chuàng)業(yè)，所以總體來說，土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)具有正向顯著性影響，且土地流轉(zhuǎn)會將農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的概率提高2.55%。因此，研究假說2(H2)前部分得到驗證。而對于土地流轉(zhuǎn)的不同形式下，土地流入的ATT均值為-0.002，且均不顯著，說明土地流入對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)有著負向影響，但是影響不顯著。而土地流出的ATT均值為0.044，且除了在近鄰匹配下在10%統(tǒng)計水平上正向顯著，其他均在1%的統(tǒng)計水平上正向顯著，說明土地流出正向顯著影響農(nóng)民創(chuàng)業(yè)，綜上所述，研究假說2(H2)得到驗證。

3.2 中介效應(yīng)檢驗

隨著土地確權(quán)制度的完善，土地流轉(zhuǎn)成為農(nóng)村農(nóng)民創(chuàng)業(yè)者的最大渴求，土地流入可以促進種植大戶進行農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)的發(fā)展，土地流出則可以促進農(nóng)民非農(nóng)創(chuàng)業(yè)的發(fā)展。同時，外出務(wù)工者出于保護耕地不被撂荒的考慮也會選擇將土地進行流轉(zhuǎn)，或者將土地作為最后的退路，而拒絕將土地進行流轉(zhuǎn)。在此背景下，土地流轉(zhuǎn)究竟在外出務(wù)工經(jīng)歷和農(nóng)民創(chuàng)業(yè)之間發(fā)揮著何種作用？

本研究出于外出務(wù)工會影響土地流轉(zhuǎn)，而土地流轉(zhuǎn)也會影響農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的路徑分析，利用逐步回歸方法進行土地流轉(zhuǎn)的中介效益檢驗。檢驗結(jié)果如表5所示，模型3展示了務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的直接效應(yīng)；模型4展示了外出務(wù)工經(jīng)歷對土地流轉(zhuǎn)的直接效應(yīng)；模型5展示了外出務(wù)工經(jīng)歷、土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響。通過數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，模型3中外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)在1%統(tǒng)計水平上負向顯著影響；模型4和模型5中土地流轉(zhuǎn)在5%統(tǒng)計水平上正向顯著影響農(nóng)民創(chuàng)業(yè)；模型4中外出務(wù)工經(jīng)歷對土地流轉(zhuǎn)在1%統(tǒng)計水平上負向顯著影響，這與研究假說3不符，通過分析認為，這與現(xiàn)階段外出務(wù)工者的特點有關(guān)，現(xiàn)階段外出務(wù)工者仍然以第一代農(nóng)民工為主，雖然也有新生代農(nóng)民工，但是其仍然不具備支配家庭土地的權(quán)力，家庭土地流轉(zhuǎn)話語權(quán)仍然掌握在第一代農(nóng)民工手中，而這一代農(nóng)民工對土地有著特殊的情感，將土地視為自己未來的唯一退路和養(yǎng)老保障，所以即使現(xiàn)階段外出務(wù)工可能會導(dǎo)致土地因無人管理而撂荒，也拒絕進行土地流轉(zhuǎn)，進而導(dǎo)致了外出務(wù)工經(jīng)歷負向顯著影響土地流轉(zhuǎn)。由于模型5中外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)也是在1%統(tǒng)計水平顯著影響，所以可以認為土地流轉(zhuǎn)在外出務(wù)工經(jīng)歷和農(nóng)民創(chuàng)業(yè)之間起到了部分中介作用，所以研究假說4(H4)得以驗證。這表明在傳統(tǒng)小農(nóng)思想的影響下，農(nóng)民雖然外出務(wù)工，但仍然有大部分農(nóng)民不愿意將土地流轉(zhuǎn)出去，而選擇將土地流轉(zhuǎn)出去的農(nóng)民為了生活會進行創(chuàng)業(yè)活動，這也說明，土地流轉(zhuǎn)緩解了外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的抑制作用，且在外出務(wù)工經(jīng)歷和農(nóng)民創(chuàng)業(yè)之間起到了部分中介作用。

表5 土地流轉(zhuǎn)的中介效應(yīng)檢驗

為進一步估計土地流轉(zhuǎn)在外出務(wù)工經(jīng)歷和農(nóng)民創(chuàng)業(yè)之間部分中介效應(yīng)的大小，本文參考孫小宇等[21](2021)對回歸系數(shù)的整理方法，對中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ椭械幕貧w系數(shù)進一步整理，整理結(jié)果如表6所示。從表6可以看出，外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的直接效應(yīng)是-1.008(β1)，土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的直接效應(yīng)是0.193(β4)，外出務(wù)工經(jīng)歷通過土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的中介效應(yīng)為-0.029(β2β4)，土地流轉(zhuǎn)行為的中介效應(yīng)占外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的直接效應(yīng)的2.9%。

表6 土地流轉(zhuǎn)的中介效應(yīng)分析

3.3 穩(wěn)健性檢驗

為進一步檢驗外出務(wù)工經(jīng)歷、土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)民創(chuàng)業(yè)之間關(guān)系的穩(wěn)定性，由于農(nóng)民創(chuàng)業(yè)是一個典型的二分類變量，所以采取對性別與婚姻狀況分群組進行的probit模型進行統(tǒng)計回歸以檢驗實證結(jié)果的穩(wěn)定性，檢驗結(jié)果如表7所示。通過表7的穩(wěn)定性檢驗結(jié)果可知，無論是在性別分組還是婚姻狀況分組中，外出務(wù)工經(jīng)歷均對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生了負向的顯著作用，土地流轉(zhuǎn)均對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)有正向顯著促進作用，而且土地流出對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)有正向顯著作用，土地流入對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)有負向作用，但不顯著，與前文PSM統(tǒng)計結(jié)果基本一致，所以說模型結(jié)果具有穩(wěn)定性。

表7 穩(wěn)定性檢驗結(jié)果

4 結(jié)論與建議

本文依據(jù)北京大學中國社會科學調(diào)查中心實施的中國家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies，CFPS)2018年數(shù)據(jù)，全面分析了外出務(wù)工經(jīng)歷和土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響，同時檢驗了土地流轉(zhuǎn)在外出務(wù)工經(jīng)歷和農(nóng)民創(chuàng)業(yè)之間的部分中介效應(yīng)。得到以下結(jié)論：首先，外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)有著負向顯著的抑制作用，有外出務(wù)工經(jīng)歷的農(nóng)民，其創(chuàng)業(yè)的概率會下降11.5%。其次，土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)有著正向顯著的促進作用，有土地流轉(zhuǎn)的農(nóng)民，其創(chuàng)業(yè)的概率會提高2.55%，且通過進一步的分析得出，土地流入會顯著抑制農(nóng)民創(chuàng)業(yè)，而土地流出則會顯著促進農(nóng)民創(chuàng)業(yè)。最后，通過土地流轉(zhuǎn)的中介效應(yīng)檢驗可知，外出務(wù)工經(jīng)歷會抑制土地流轉(zhuǎn)，將土地作為最后的退路；而土地流轉(zhuǎn)則在外出務(wù)工經(jīng)歷和農(nóng)民創(chuàng)業(yè)之間起到了部分中介作用，其部分中介效應(yīng)占外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)直接效應(yīng)的2.9%。

根據(jù)以上結(jié)論，為進一步推動農(nóng)民創(chuàng)業(yè)，實現(xiàn)農(nóng)民的穩(wěn)定增收，進一步鞏固脫貧攻堅成果和鄉(xiāng)村振興的有效銜接，提出以下幾點建議：一是要持續(xù)推進土地制度改革，完善土地流轉(zhuǎn)制度。土地流轉(zhuǎn)正向顯著影響農(nóng)民創(chuàng)業(yè)，所以做好農(nóng)民創(chuàng)業(yè)工作，要進一步完善土地流轉(zhuǎn)制度，解決農(nóng)民創(chuàng)業(yè)者“用地難”的問題，但是在促進土地流轉(zhuǎn)過程中，要注重保護好土地流出農(nóng)民的生計，做好土地流出和非農(nóng)就業(yè)創(chuàng)業(yè)的有效銜接。二是要加強返鄉(xiāng)入鄉(xiāng)就業(yè)創(chuàng)業(yè)的宣傳，充實鄉(xiāng)村人才隊伍。鄉(xiāng)村要振興，人才必振興。做好農(nóng)民創(chuàng)業(yè)工作，最基本的就是要吸納人才返鄉(xiāng)入鄉(xiāng)留鄉(xiāng)，雖然外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)有一定程度的抑制作用，但是隨著鄉(xiāng)村就業(yè)創(chuàng)業(yè)環(huán)境的完善，人才隊伍的壯大發(fā)展，農(nóng)民創(chuàng)業(yè)必定會成為鄉(xiāng)村振興的重要引擎。三是要強化農(nóng)民創(chuàng)業(yè)培訓，提升農(nóng)民創(chuàng)業(yè)者能力。通過上文的描述性統(tǒng)計可知，樣本農(nóng)民的整體文化水平偏低，初中及以下文化程度的人數(shù)約占總樣本的76%，雖然農(nóng)民創(chuàng)業(yè)者的文化素質(zhì)可能會整體偏高一些，但是仍然無法滿足創(chuàng)業(yè)企業(yè)的長期發(fā)展，因此，政府部門要進一步強化創(chuàng)業(yè)培訓，增強農(nóng)民創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)能力，提高創(chuàng)業(yè)成功率，進而形成“蝴蝶效應(yīng)”，吸引更多的農(nóng)民進行創(chuàng)業(yè)，實現(xiàn)鄉(xiāng)村全面振興。