葛棟棟 彭煉波 ,3劉濱

（1江西農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，江西 南昌 330045；2安福縣農(nóng)業(yè)技術推廣中心，江西 吉安 343200；3江西農(nóng)業(yè)大學“三農(nóng)”問題研究中心，江西 南昌 330045）

一、引言

鄉(xiāng)賢是新時代鄉(xiāng)村的“先進人物”“道德模范”“領軍人才”，對鄉(xiāng)村有情懷、有牽掛，對鄉(xiāng)村發(fā)展有熱情、有力量。2018 年的中央一號文件明確提出要“積極發(fā)揮新鄉(xiāng)賢作用”。在本文中，將鄉(xiāng)賢界定為在村中具有一定威望或者在外具有一定成就，并且有能力且愿意為家鄉(xiāng)做出貢獻的人。隨著農(nóng)村基礎設施建設的不斷完善，吸引了一大批鄉(xiāng)賢回鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，助力鄉(xiāng)村振興。鄉(xiāng)賢隊伍是鄉(xiāng)村振興的擔當者，在農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的熱潮中承擔著打破農(nóng)戶固有思維的任務，是農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)過程中的“助推劑”，為推動農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)提供新思路、新經(jīng)驗。

如何更好地強化鄉(xiāng)賢作用發(fā)揮，是實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的必要思考，其受到社會各界的廣泛關注，在學界也引發(fā)熱烈討論。部分學者實證分析得出，鄉(xiāng)賢對專業(yè)農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)意愿具有促進作用[1]。而相較于專業(yè)農(nóng)戶，兼業(yè)農(nóng)戶自身稟賦更強。因此，鄉(xiāng)賢通過提供超過兼業(yè)農(nóng)戶所能夠獲得的資源稟賦來激發(fā)其創(chuàng)業(yè)意愿[2]。另有學者從鄉(xiāng)賢對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿的影響路徑分析，得出社會資本[3]、創(chuàng)業(yè)環(huán)境[4]、政策支持[5]等可以有效提高農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿。但相關研究樣本主要集中在參與合作社的農(nóng)戶[6]，其結(jié)論未必適用于所有農(nóng)戶，尤其是未參與合作社的農(nóng)戶。眾所周知，對比參與合作社的農(nóng)戶，未參與合作社的農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)阻礙較大，具有抗風險能力差，缺乏相關資源支持等特點。由于存在以上差異，鄉(xiāng)賢助力給參與合作社與未參與合作社農(nóng)戶帶來的效益可能存在一定區(qū)別，且回顧相關文獻發(fā)現(xiàn)，探究鄉(xiāng)賢助力未參與合作社農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的研究相對較少，主要集中在理論介紹、模式探討等方面。關于鄉(xiāng)賢助力是否提升總體農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)意愿，鮮有文獻分析。因而，本文從鄉(xiāng)賢助力農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)角度，以農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿為結(jié)果變量來衡量鄉(xiāng)賢助力的普惠性，探討鄉(xiāng)賢助力是否提高總體農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)意愿，并實證分析參與合作社農(nóng)戶與未參與合作社農(nóng)戶在鄉(xiāng)賢助力中的創(chuàng)業(yè)意愿是否具有差異性，具有重要的理論和實踐意義。

二、文獻綜述與研究假說

（一）農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿及其影響因素

本文將農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)界定為：具備一定創(chuàng)業(yè)資本和能力的農(nóng)民，在尋找或開拓市場空間的基礎上，通過生產(chǎn)要素重組，開辟新的生產(chǎn)領域和經(jīng)營形式，用來達到自身利益最大化以及擴大勞動力就業(yè)的過程。本文選取農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿作為研究的結(jié)果變量，通過梳理相關文獻界定創(chuàng)業(yè)意愿的具體意義和指標測量。創(chuàng)業(yè)意愿的具體意義方面，已有研究成果認為創(chuàng)業(yè)意愿是在擁有一定資金、技術和信息等優(yōu)勢資源下，創(chuàng)辦中小企業(yè)或進行其他資源開發(fā)、利用的投資行為[7]，具有充分利用自身環(huán)境與外部資源、識別創(chuàng)業(yè)機會、資源優(yōu)化重組和價值創(chuàng)造等特征[8]，并認為農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿是愿意付諸創(chuàng)業(yè)實踐的主觀動力[9]。部分學者將創(chuàng)業(yè)意愿提煉為橫向創(chuàng)業(yè)意愿與縱向創(chuàng)業(yè)意愿兩個方面，并對其進行細分維度的定義。橫向創(chuàng)業(yè)意愿是指當下與他人創(chuàng)業(yè)意愿作為對照做出的主觀判斷，縱向創(chuàng)業(yè)意愿是基于個人當前與過去創(chuàng)業(yè)意愿的對照[10]。借鑒已有研究對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿的分維度測度，本文將鄉(xiāng)賢助力過程中農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿作為橫向現(xiàn)實創(chuàng)業(yè)意愿，以鄉(xiāng)賢助力后農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿的變化作為縱向預期創(chuàng)業(yè)意愿來具體測度。

此外，學界關于農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿的研究主要集中在農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿現(xiàn)狀與創(chuàng)業(yè)意愿影響因素兩方面。農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿現(xiàn)狀方面，一些學者實證得出農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿在其群體中廣泛存在，包括欠發(fā)達地區(qū)[11]，但另一些學者對此持有相反看法，他們認為，大部分農(nóng)戶不會產(chǎn)生創(chuàng)業(yè)意愿，且其創(chuàng)業(yè)意愿受到多方面影響[12]。農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿影響因素方面，已有文獻表明，社會資本、人力資本、企業(yè)家精神、環(huán)境因素等都會影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿[13]。其中，創(chuàng)業(yè)環(huán)境是農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)意愿[14]和創(chuàng)業(yè)績效[15]的重要支配因素。同時，自然資源稟賦[16]、政府相關政策[17]以及周邊人的思維影響[18]都會顯著正向影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿。

（二）鄉(xiāng)賢助力對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿的影響

人才振興是鄉(xiāng)村振興不可或缺的一部分。鄉(xiāng)賢助力作為鄉(xiāng)村高質(zhì)量發(fā)展的助推器[19]，會對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生不同程度的影響，通過鄉(xiāng)賢帶來的豐富資源及超前思想會進一步提升農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)意愿。那么鄉(xiāng)賢助力是如何影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿的？當前，我國農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的經(jīng)營載體分為“自有土地”“租賃經(jīng)營”“合作經(jīng)營”以及“其他”四種形式，主要以自有土地與租賃經(jīng)營為主要方式[20]?，F(xiàn)有農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)大背景下，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)具有規(guī)模較小、缺乏技術支持以及資金匱乏等特點。首先，限制農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)、擴大生產(chǎn)規(guī)模的主要問題是資金短缺；其次，盡管農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)規(guī)模較小且具有管理靈活、快速適應市場變化的優(yōu)勢，但也難以取得較快發(fā)展，獲得更大的創(chuàng)業(yè)績效；最后，城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)使得區(qū)域間流通發(fā)展具有不平衡性，信息可獲得性差異明顯，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)難度增加[21]。綜上所述，這些障礙勢必會降低農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿。但鄉(xiāng)賢助力有力地打破了過去阻礙擴大生產(chǎn)規(guī)模的瓶頸，通過提供行動資源、創(chuàng)業(yè)思想與改善創(chuàng)業(yè)環(huán)境等方面的支持，大大降低了農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的資金約束，也緩解了傳統(tǒng)小農(nóng)思維的束縛。已有研究表明，鄉(xiāng)賢所提供的資源具有聚合效應，其所產(chǎn)生的創(chuàng)業(yè)績效遠遠超過傳統(tǒng)規(guī)模經(jīng)營，不僅擴大了農(nóng)戶經(jīng)營規(guī)模[22]，而且對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿的影響具有普適性。因此，本文從資源稟賦視角來分析鄉(xiāng)賢助力對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿的影響，并提出以下研究假說：

假說H1：鄉(xiāng)賢助力可以提高農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿。

假說H1a：鄉(xiāng)賢助力可以提高橫向現(xiàn)實農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿。

假說H1b：鄉(xiāng)賢助力可以提高縱向預期農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿。

（三）鄉(xiāng)賢助力對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿影響的群體效應

鄉(xiāng)賢助力對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿的影響程度會因農(nóng)戶是否參與合作社有所不同。究其原因，未參與合作社農(nóng)戶通常在資源獲取、信息接收等方面處于劣勢地位，從而一定程度上降低了其在社會經(jīng)濟方面的項目參與機會。政策引導與農(nóng)戶收入的提高是合作社形成的根本原因[23]，也是部分農(nóng)戶加入合作社最直接的原因，且合作社一定程度上也會對經(jīng)營規(guī)模的擴大起到促進作用。在三權分置的大背景下，盤活農(nóng)村土地經(jīng)營權、創(chuàng)新農(nóng)業(yè)經(jīng)營方式的關鍵是合作社的形成[24]，并且合作社規(guī)模越大，資源轉(zhuǎn)化效率越高[25]。由于參與合作社與未參與合作社之間存在鄉(xiāng)賢助力影響的差異，那么如何控制這些差異用來評估鄉(xiāng)賢助力對整體農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的影響尤為重要。

需要說明的是，即使在控制這些差異的條件下，鄉(xiāng)賢助力對參與合作社農(nóng)戶與未參與合作社農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)意愿的影響亦可能存在系統(tǒng)性的差別?；仡櫹嚓P研究發(fā)現(xiàn)，參與合作社與未參與合作社具有資源獲取的不對稱性，從而導致農(nóng)戶收益存在差別。部分學者從合作社減貧增收的異質(zhì)性角度出發(fā)，得出加入合作社對土地經(jīng)營規(guī)模較大、位置偏僻的農(nóng)戶收益更大[26]，另有部分學者實證分析認為，農(nóng)戶參與合作社會提高自身的經(jīng)營性、工資性以及轉(zhuǎn)移性收入[27]，但不同模式的合作社對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)存在顯著差異[28]，表明鄉(xiāng)賢助力對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿的影響可能在參與合作社農(nóng)戶與未參與合作社農(nóng)戶之間存在顯著差別?；诖耍疚奶岢鲆韵录僬f：

假說H2：是否參與合作社在鄉(xiāng)賢助力影響的農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿中存在差異。

假說H2a：參與合作社農(nóng)戶在鄉(xiāng)賢助力影響中的農(nóng)戶橫向現(xiàn)實創(chuàng)業(yè)意愿提升效應高于未參與合作社農(nóng)戶。

假說H2b：參與合作社農(nóng)戶在鄉(xiāng)賢助力影響中的農(nóng)戶縱向預期創(chuàng)業(yè)意愿提升效應高于未參與合作社農(nóng)戶。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)來源

本文采用的數(shù)據(jù)來自江西農(nóng)業(yè)大學江西省鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略研究院課題組于2021 年6 月至9 月在江西省的實地調(diào)研。調(diào)研采用典型抽樣與分層抽樣相結(jié)合方式，調(diào)查范圍涉及江西全省。結(jié)合調(diào)查方法實施的可行性，調(diào)查的地點分布在江西省8個縣（市）、31個行政村，樣本選取采用隨機抽樣的問卷調(diào)查法，選擇在鄉(xiāng)村振興方面具有典型代表意義的村莊，在每個村里面調(diào)研所有的行政村小組，對所有村小組居民進行隨機抽樣，向其發(fā)放問卷，采用面對面訪談方式，以獲取更為準確詳細的數(shù)據(jù)，共發(fā)放調(diào)查問卷700份，有效回收問卷656份，問卷回收率為93.7%。

根據(jù)本文研究需要，并確保樣本在不同維度分析過程中的一致性，本文保留相應變量均完整作答的問卷，剔除不合理問卷，最終獲得有效問卷479份。調(diào)查內(nèi)容主要涉及村莊信息、產(chǎn)業(yè)興旺、生活富裕等方面。其中，40.7%（195 份）的農(nóng)戶有鄉(xiāng)賢助力，82.7%（395份）的農(nóng)戶未參與合作社，參與合作社且得到鄉(xiāng)賢助力的農(nóng)戶比例為11.3%，未參與合作社且得到鄉(xiāng)賢助力的農(nóng)戶比例為29.4%。

（二）變量說明及其統(tǒng)計特征

1.核心解釋變量

本文的核心解釋變量為是否有鄉(xiāng)賢助力。由于鄉(xiāng)賢助力的方式具有多種路徑，本文借鑒已有研究從行動資源助力、思想助力、創(chuàng)業(yè)環(huán)境助力三個方面來界定是否有鄉(xiāng)賢助力。若至少有一方面助力，則界定為有鄉(xiāng)賢助力；若未得到以上三方面助力則界定為未得到鄉(xiāng)賢助力。在數(shù)據(jù)搜集過程中，將鄉(xiāng)賢給予的社會資本上的支持界定為行動資源助力，將鄉(xiāng)賢通過帶來超前思想以及組織農(nóng)戶進行相關培訓方面界定為思想助力，將鄉(xiāng)賢給農(nóng)戶帶去的潛移默化的影響，例如提高農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)信心以及創(chuàng)業(yè)積極性等方面界定為創(chuàng)業(yè)環(huán)境助力。

2.被解釋變量

本文被解釋變量是具體反映不同維度農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿的變量。已有研究表明，利用時間節(jié)點與參考群體的差異，即分別從橫向現(xiàn)實與縱向預期維度進行主觀意愿的測量是一種可行路徑[29]。參照此類的基本維度劃分，本文選用調(diào)查問卷中橫向現(xiàn)實變量與縱向預期變量對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿展開分析。橫向現(xiàn)實維度為調(diào)查時間點（2021年夏）的結(jié)果變量“農(nóng)戶是否愿意創(chuàng)業(yè)”，具體分為“愿意、不愿意”兩種選項。縱向預期維度使用“預期鄉(xiāng)賢助力后農(nóng)戶是否愿意創(chuàng)業(yè)”作為縱向農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿變量。

3.控制變量

家戶狀況、社區(qū)條件等可能影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿的相關變量描述統(tǒng)計如表1所示。均值差t檢驗表明，除農(nóng)戶年齡、是否村干部、村中生產(chǎn)機械化水平之外，被解釋變量與各類控制變量在有鄉(xiāng)賢助力農(nóng)戶與沒有鄉(xiāng)賢助力農(nóng)戶之間差異性在1%統(tǒng)計水平下顯著。結(jié)合各變量進行分析，有鄉(xiāng)賢助力農(nóng)戶與沒有鄉(xiāng)賢助力農(nóng)戶存在顯著的資源稟賦與創(chuàng)業(yè)環(huán)境差異。因此，本文使用處置效應評估模型，進一步分析農(nóng)戶在鄉(xiāng)賢助力方面的自選擇偏差問題。

表1 變量描述統(tǒng)計及分組均值t檢驗

（三）模型構(gòu)建

本文的主要目的是分析鄉(xiāng)賢助力對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿的影響，使用傾向得分匹配法對“傾向值”進行函數(shù)匹配，平衡具有選擇偏差的控制變量，最終使具有選擇偏差的控制變量分布一致。首先，將鄉(xiāng)賢影響的農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿進行“效應評估”處理；其次，把有鄉(xiāng)賢助力的農(nóng)戶構(gòu)成“處理組”，沒有鄉(xiāng)賢助力農(nóng)戶形成“對照組”；最后，借鑒“反事實框架”的理論概念，結(jié)果變量（創(chuàng)業(yè)意愿與預期創(chuàng)業(yè)意愿）Yi的平均差異被是否有鄉(xiāng)賢助力所決定，表示為：

（1）式中，i表示個體農(nóng)戶數(shù)量編號。虛擬變量Di={0，1}，表示農(nóng)戶個體i是否得到鄉(xiāng)賢助力（1 為有助力，0為無助力）。用來驗證結(jié)果變量（農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿）Y受到解釋變量X影響的同時，其差異性也受到是否有鄉(xiāng)賢助力D 的影響。(Y1i-Y0i)為鄉(xiāng)賢的平均處理效應，而有鄉(xiāng)賢助力的農(nóng)戶，其平均處理效應表示為：

在普遍情況下，選擇偏差由有鄉(xiāng)賢助力的農(nóng)戶與沒有鄉(xiāng)賢助力的農(nóng)戶的結(jié)果變量所決定，即ATE由ATT 和選擇偏差組成，但ATT 能夠測量有鄉(xiāng)賢助力農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)意愿，數(shù)值大小及其是否顯著對結(jié)果分析較為重要。實地調(diào)查過程中，農(nóng)戶要么有鄉(xiāng)賢助力，要么沒有鄉(xiāng)賢助力，無論何種選擇都能夠包含在內(nèi)。若農(nóng)戶得到鄉(xiāng)賢助力，則可觀測Y1i，但無法觀測到該農(nóng)戶沒有得到鄉(xiāng)賢助力的潛在結(jié)果；若農(nóng)戶沒有得到鄉(xiāng)賢助力，則可觀測到Y(jié)0i，但無法觀測到該農(nóng)戶有得到鄉(xiāng)賢助力的潛在結(jié)果。因此，與實際結(jié)果相反的其他潛在結(jié)果是缺失值。在觀測樣本數(shù)據(jù)中對其進行處理效應評估，實際上是處理缺失值的問題，而使用觀測數(shù)據(jù)評估處理效應的有效統(tǒng)計方法是傾向值分析，通過傾向值匹配方法，為“處理組”個體i找到相對應的控制組中某個體j，讓個體i與個體j的非回歸參數(shù)或可測量控制變量參數(shù)估計接近，最終進行匹配，從而可以將個體j的結(jié)果變量作為個體i的反事實參照。

根據(jù)傾向值匹配后的樣本處理方法，計算鄉(xiāng)賢助力影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿的平均處理效應，其估計量的表達式為：

四、實證結(jié)果分析

（一）鄉(xiāng)賢助力的創(chuàng)業(yè)意愿效應測量結(jié)果

由表2、表3 可知，利用傾向得分匹配法，實證顯示鄉(xiāng)賢助力對兩種維度農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿的處置效應?？紤]可能存在較多具有可比性的控制組樣本，以及實證結(jié)果是否具有穩(wěn)健性，本文選用k近鄰匹配和核匹配兩種匹配估計方法來計算標準誤差。從整體上看，不同匹配方式下，鄉(xiāng)賢助力對不同維度的農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意向的配置效應(ATT)水平和顯著性水平基本一致，但農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿在不同維度上存在差異，參與合作社與未參與合作社的效果也存在差異。從橫向現(xiàn)實農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿來看，未得到鄉(xiāng)賢助力的農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿自評等級為0.194，而得到鄉(xiāng)賢助力的農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿自評等級為0.425，高于未得到鄉(xiāng)賢助力的農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿自評等級，表明鄉(xiāng)賢助力提高了農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿自評等級，且處置效應在1%統(tǒng)計水平下顯著。在參與合作社農(nóng)戶與未參與合作社農(nóng)戶之間，處置效應水平具有差異性。無論哪種匹配結(jié)果，在鄉(xiāng)賢助力下，參與合作社農(nóng)戶橫向現(xiàn)實創(chuàng)業(yè)意愿都比未參與合作社農(nóng)戶橫向現(xiàn)實創(chuàng)業(yè)意愿提升更大。兩種匹配估計方法下，K近鄰匹配中是0.299 相對于0.161，在核匹配中是0.357相對于0.162。因此，實證結(jié)果表明，在橫向現(xiàn)實農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿中，鄉(xiāng)賢助力提升農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿，且在參與合作社農(nóng)戶中提升的幅度更大。

表2 鄉(xiāng)賢助力的橫向現(xiàn)實農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿效應

表3 鄉(xiāng)賢助力的縱向預期農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿效應

縱向預期農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿方面，結(jié)果顯示，有鄉(xiāng)賢助力的農(nóng)戶預期創(chuàng)業(yè)意愿高于沒有鄉(xiāng)賢助力的農(nóng)戶，在近鄰匹配中為0.158，核匹配中為0.152。在不同組別估計結(jié)果表明，參與合作社與未參與合作社農(nóng)戶之間存在鄉(xiāng)賢助力影響效應的差異性，鄉(xiāng)賢助力使未參與合作社農(nóng)戶預期創(chuàng)業(yè)意愿有所提高（在1%水平下顯著）；但在參與合作社農(nóng)戶中，鄉(xiāng)賢助力對預期創(chuàng)業(yè)意愿的影響極其微弱，在K近鄰匹配與核匹配中，處置效應都不顯著。

從上述兩種維度的結(jié)果可以看出，假說H1“鄉(xiāng)賢助力可以提高農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿”與假說H2“是否參與合作社在鄉(xiāng)賢助力影響的農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿中存在差異”均得到了驗證。無論是以橫向現(xiàn)實農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿還是縱向預期農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿為結(jié)果變量，鄉(xiāng)賢助力都使農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿得到顯著提升。但是在兩種維度的農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿中，參與合作社農(nóng)戶與未參與合作社農(nóng)戶之間創(chuàng)業(yè)行為存在差異。

（二）共同支撐域與平衡性檢驗

首先，匹配的前提是重疊假設，這保證了數(shù)據(jù)“對照組”和“處理組”的傾向評分范圍具有相同的部分，也就是“共同支撐域”。本文中所使用的K近鄰匹配與核匹配方法損失的樣本數(shù)量一致。在不分組、參與合作社、不參與合作社三類樣本中，損失的樣本數(shù)據(jù)分別為2.5%、10.5%、2.2%。在傾向評分匹配過程中，有少量樣本丟失，大部分樣本的觀測值都在公共范圍內(nèi)。因此，在本文中可以認為由于樣品數(shù)據(jù)損失導致的偏差較小。

其次，由于得到鄉(xiāng)賢助力的農(nóng)戶與未得到鄉(xiāng)賢助力的農(nóng)戶初始條件存在差異性（表1 均值t 檢驗所示），對鄉(xiāng)賢助力的效應評估應盡量剔除這類“選擇偏差”帶來的影響。平衡性檢驗證明，所使用的匹配方法使數(shù)據(jù)得到了較好的匹配，本文使用的方法都使控制變量標準化偏差限制在10%之內(nèi)。

表4 顯示了不同分組之間解釋變量的平衡性檢驗結(jié)果。在不分組的樣本中，偽R2通過匹配后從0.062下降到了0.001～0.006；LR統(tǒng)計量匹配前為39.93，匹配后為0.61～2.98；解釋變量的偏差均值與偏差中值由匹配前的15%、16%以上，下降到了匹配后的7%以內(nèi)。對于參與合作社組、未參與合作社組，平衡性檢驗結(jié)果表明，在匹配后解釋變量都得到了較好的平衡。

表4 匹配前后解釋變量的平衡性檢驗結(jié)果

（三）敏感性分析

實證結(jié)果中存在對干預效果的估計存在隱藏偏差，最終導致結(jié)果偏差的現(xiàn)象，可能的原因為在可觀察因素的選擇上存在顯著的遺漏。需要進一步的敏感性分析來估計隱藏偏差的水平。表5 和表6 分別顯示了農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意向在不同維度上對匹配方法的ATT 敏感性水平。如果Gamma 較大，且單邊顯著性水平超過0.1，則結(jié)果可被解釋為對隱藏偏差的穩(wěn)健性。

表5 橫向現(xiàn)實農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿ATT的敏感性水平

表6 縱向預期農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿ATT的敏感性水平

由表5 可以看出，當Gamma=2 時，不分組、參與合作社與未參與合作社的橫向現(xiàn)實農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿ATT分別在10%、5%、1%水平下顯著，表明橫向現(xiàn)實農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿ATT 匹配方法下對隱藏偏差具有良好的穩(wěn)健性。

由表6 可以看出，當Gamma=2 時，不分組、參與合作社與未參與合作社的縱向預期農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿ATT 分別在1%、5%、5%水平下顯著，表明縱向預期農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿ATT 匹配方法下對隱藏偏差具有良好的穩(wěn)健性。

（四）評估結(jié)果解釋分析

從評估結(jié)果分析，鄉(xiāng)賢助力對樣本農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)意愿效應的提升是顯著的，并且在橫向現(xiàn)實農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿與縱向預期農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿都是如此，也符合了假說H1、假說H1a 與假說H1b 的觀點。在農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿效應上存在群體差異，該觀點與假說H2相對應，并且鄉(xiāng)賢助力對參與合作社農(nóng)戶的橫向現(xiàn)實農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿提升效應更大，符合假說H2a的觀點。但在縱向預期農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿方面，鄉(xiāng)賢助力對未參與合作社農(nóng)戶縱向預期農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿提升效應更大，假說H2b未得到驗證。

以上結(jié)果存在的矛盾在于，鄉(xiāng)賢助力對參與合作社農(nóng)戶的橫向現(xiàn)實創(chuàng)業(yè)意愿的影響大于未參加合作社農(nóng)戶的橫向現(xiàn)實創(chuàng)業(yè)意愿（穩(wěn)?。?，但對縱向預期創(chuàng)業(yè)意愿效應的影響接近于無（穩(wěn)健）。參與合作社農(nóng)戶具有優(yōu)先獲取資源稟賦、優(yōu)先得到鄉(xiāng)賢助力的能力，并且對資源的需求彈性較大，因此，橫向現(xiàn)實創(chuàng)業(yè)意愿提升較大，但其橫向現(xiàn)實創(chuàng)業(yè)意愿隨著資源獲取到達峰值時，需求彈性隨之降低，橫向現(xiàn)實創(chuàng)業(yè)意愿會維持在某一較高水平線，缺乏提高的內(nèi)生動力。因此，在鄉(xiāng)賢助力后的一段時間，參與合作社農(nóng)戶橫向現(xiàn)實創(chuàng)業(yè)意愿提升有限；另一方面，未參加合作社的農(nóng)戶在自身缺乏相應資源稟賦的先天劣勢下，同時具有資源獲取與信息獲取的遲滯性，這種遲滯性帶來的后果是，得到鄉(xiāng)賢助力第一梯隊的農(nóng)戶往往不是這類農(nóng)戶，獲取鄉(xiāng)賢助力的資源較少，且將這種助力轉(zhuǎn)化為創(chuàng)業(yè)意愿的周期較長，因此鄉(xiāng)賢助力對其橫向現(xiàn)實創(chuàng)業(yè)意愿的影響小于參與合作社農(nóng)戶，但縱向預期創(chuàng)業(yè)意愿大于參與合作社農(nóng)戶。

具有創(chuàng)業(yè)意愿是農(nóng)戶愿意創(chuàng)業(yè)的必要條件，通過鄉(xiāng)賢助力對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿的影響評估以及對結(jié)果可能的解釋，有助于社會各界重新審視鄉(xiāng)賢助力過程中存在的群體效應，冷靜思考其缺乏內(nèi)生動力以及遲滯性等根源性問題，著力提升未參與合作社農(nóng)戶橫向現(xiàn)實與縱向預期創(chuàng)業(yè)意愿。

五、結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

本文利用江西農(nóng)業(yè)大學江西省鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略研究院課題組（2021）的調(diào)查數(shù)據(jù)，采用傾向得分匹配法，構(gòu)建“反事實框架”，評估鄉(xiāng)賢助力對農(nóng)戶橫向現(xiàn)實、縱向預期創(chuàng)業(yè)意愿的處置效應，并對參與合作社農(nóng)戶與未參與合作社農(nóng)戶進行分組比較。得出的結(jié)論主要包括：

第一，鄉(xiāng)賢助力對樣本中農(nóng)戶兩個維度的農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿均有顯著提升效應，但參與合作社農(nóng)戶與未參與合作社農(nóng)戶在兩個維度農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿方面差異性有所不同。第二，橫向現(xiàn)實農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿中，鄉(xiāng)賢助力對參與合作社農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿的提升效應相比未參與合作社農(nóng)戶的提升效應更大。第三，縱向預期農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿中，鄉(xiāng)賢助力的提升效應僅限于未參加合作社農(nóng)戶，對參與合作社農(nóng)戶的提升效應幾近于零。

（二）政策建議

針對上述結(jié)論，本文給出如下建議，以期能夠為決策者提供有益參考：第一，鑒于鄉(xiāng)賢助力對樣本農(nóng)戶兩個維度的農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意愿均有積極作用，政府應積極營造良好的創(chuàng)業(yè)政策環(huán)境，加大力度鼓勵、吸引鄉(xiāng)賢回歸，助推高質(zhì)量鄉(xiāng)村建設。第二，繼續(xù)大力扶持農(nóng)民專業(yè)合作社，引導農(nóng)民正確認識、切實感受合作社在提供低成本便利化生產(chǎn)經(jīng)營服務、解決就業(yè)、增加收入等方面的積極作用。第三，明確參與合作社農(nóng)戶與未參與合作社農(nóng)戶之間，不同維度的顯著效應差異，進而在鄉(xiāng)賢助力的方式以及機制探討中，避免過于片面、籠統(tǒng)的分析。應結(jié)合不同群體之間的矛盾，盡量消除未參與合作社農(nóng)戶資源獲取的遲滯性，有針對性地向各群體推廣，從而助力農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)。