黃美嬌， 李中斌， 蘇小鳳

1. 福建商學院 工商管理學院,福州 350012； 2. 福建農林大學 經濟管理學院,福州 350002

隨著21世紀第19個指導“三農”工作的一號文件(《中共中央國務院關于做好2022年全面推進鄉(xiāng)村振興重點工作的意見》)印發(fā),廣大返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者又迎來新一輪的政策春風.截至2022年3月底,全國返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者約有780多萬人,農民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)在鄉(xiāng)村振興中發(fā)揮了重要作用,未來將在全國各地區(qū)“十四五”進程中發(fā)揮更大效用[1].調研發(fā)現(xiàn),在返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)實踐過程中,農民工創(chuàng)業(yè)者不僅關注創(chuàng)業(yè)績效的高低,也關注返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)實現(xiàn)自我價值與自我滿足的程度,即返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)帶來幸福感的高低.理論界現(xiàn)日益重視對創(chuàng)業(yè)幸福感的研究[2-3],認為創(chuàng)業(yè)幸福感是創(chuàng)業(yè)者對創(chuàng)業(yè)所帶來的物質財富和精神財富的滿足程度[4-5].幸福感高的創(chuàng)業(yè)者不僅能更好地應對高工作壓力與高失敗率等挑戰(zhàn),而且更愿意投入創(chuàng)業(yè)企業(yè)的持續(xù)經營中[6-7].提升返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)幸福感已經成為改革成效的重要指標,對于持續(xù)助力鄉(xiāng)村振興、 鞏固脫貧成果、 實現(xiàn)共同富裕有重要意義,是社會各界廣泛關注的熱點之一．

什么能讓返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者進一步感到幸福呢？“2015年中國幸福小康指數(shù)”調查結果顯示,個人能力是影響個體職業(yè)幸福感最重要的因素之一.學術界普遍認為創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)能力是新創(chuàng)企業(yè)建立和運營的基石[8],若把返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)作為職業(yè)、 就業(yè)的一種形式,那么創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)能力將對其幸福感產生重要影響.創(chuàng)業(yè)能力將如何影響返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)幸福感？創(chuàng)業(yè)者的堅持行為是否在其中發(fā)揮了一定的作用？近年來的研究表明,創(chuàng)業(yè)是一次充滿回報與壓力的旅行[9],是一個需要創(chuàng)業(yè)者堅持的過程,而創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)堅持行為及效果與其創(chuàng)業(yè)能力息息相關,更高水平的創(chuàng)業(yè)能力驅動著創(chuàng)業(yè)者堅持下來實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)目標并帶來更多的創(chuàng)業(yè)幸福感[10].另外,創(chuàng)業(yè)領域越來越重視個人情感變量對創(chuàng)業(yè)行為的影響[9],調研走訪發(fā)現(xiàn)那些深懷對故鄉(xiāng)、 故土思念和依戀之情的返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者更容易識別返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)機會、 獲得創(chuàng)業(yè)資源,并更愿意堅持下來,即返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者的鄉(xiāng)土情結激發(fā)了擁有創(chuàng)業(yè)能力的創(chuàng)業(yè)者更好地堅持創(chuàng)新創(chuàng)業(yè).基于此,本文嘗試從創(chuàng)業(yè)能力角度拓寬創(chuàng)業(yè)幸福感前置影響因素,從創(chuàng)業(yè)堅持行為入手揭示創(chuàng)業(yè)能力與結果變量創(chuàng)業(yè)幸福感間的關系,且充分考慮鄉(xiāng)土情結在農民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)情境中的作用．

1 理論分析與研究假設

適應水平理論認為幸福感是由期望與現(xiàn)實之間的差異決定的[11],當個體獲得的實際成效與預期目標之間的差異縮小,個體更容易獲得幸福感[4].與此同時,期望理論認為,期望(效價和期望值)會激發(fā)個體內在動力,并引導個體通過持續(xù)努力實現(xiàn)預期目標,進而帶來個人需求滿足[12].基于適應水平理論、 期望理論可以發(fā)現(xiàn),一是那些擁有高水平創(chuàng)業(yè)能力的返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者更易實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)成功[13]、 達到預期目標,繼而獲得更多幸福感； 二是返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)能力強的返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者對創(chuàng)業(yè)有更高的期望(創(chuàng)業(yè)帶來的價值及創(chuàng)業(yè)成功的可能性更高),其創(chuàng)業(yè)堅持行為更可能發(fā)生； 三是創(chuàng)業(yè)堅持行為是創(chuàng)業(yè)成功的關鍵[10],利于實現(xiàn)預期目標,并最終獲得幸福感,而更高水平的創(chuàng)業(yè)能力是保障返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者堅持下來并獲得創(chuàng)業(yè)幸福感的關鍵.此外,期望理論認為個體因素(又稱內生變量)會影響個體對期望值及效價的評估,繼而影響個人的行為[12].在對返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者的實際調研走訪中發(fā)現(xiàn),那些鄉(xiāng)土情結濃厚的農民工創(chuàng)業(yè)者,對家鄉(xiāng)有更深的眷戀,認為返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)更有價值、 對創(chuàng)業(yè)成功更有把握,當其在外務工獲得一定的資金、 技術和經驗后,其返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的意愿更高且也更愿意堅持下來[14].綜合以上分析,本文嘗試根據(jù)適應水平理論與期望理論,探索創(chuàng)業(yè)能力對返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)幸福感的直接和間接影響,并分析創(chuàng)業(yè)堅持和鄉(xiāng)土情結所發(fā)揮的作用．

1.1 創(chuàng)業(yè)能力與創(chuàng)業(yè)幸福感間的關系假設

返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)幸福感是對企業(yè)創(chuàng)立和經營過程中滿足感的總體評價和主觀感受,不僅包括對創(chuàng)業(yè)績效滿足度的主觀幸福感,也包括對實現(xiàn)自身價值和發(fā)揮個人潛力所帶來滿足度的心理幸福感,還包括對社會貢獻及獲得社會認同所帶來滿足度的社會幸福感[15-16].創(chuàng)業(yè)能力作為影響創(chuàng)業(yè)幸福感的重要因素[17],反映了返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者識別與開發(fā)市場機會,運營管理創(chuàng)業(yè)企業(yè)所必備的知識、 技能和態(tài)度的總和,包含了在不確定環(huán)境中能感知、 識別和開發(fā)創(chuàng)業(yè)機會,并抓住機會創(chuàng)造價值的把握機會能力,也包含了在創(chuàng)業(yè)過程中能充分利用現(xiàn)有資源、 通過運營管理并積極改善創(chuàng)業(yè)績效的運營管理能力[18]．

學術界普遍認為創(chuàng)業(yè)者相對于非創(chuàng)業(yè)者具有更高的幸福感,因為創(chuàng)業(yè)能帶來更多的滿足感(如創(chuàng)業(yè)帶來的自由、 更多的收入、 更多的自我價值實現(xiàn)等)[19].與此同時,現(xiàn)有研究證實農民的創(chuàng)業(yè)能力對其創(chuàng)業(yè)獲得感有積極正向影響[20],那些擁有更高水平創(chuàng)業(yè)能力的返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)成功的可能性越高[21],越可能減少創(chuàng)業(yè)期望與現(xiàn)實間的差距,能夠更容易獲得創(chuàng)業(yè)帶來的幸福感[7].在實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略背景下,返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者識別機會和開發(fā)機會的能力越強,越能捕捉商機,選擇受益高、 前景好的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)項目的可能性就越大,越能獲得返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的成功[22],繼而在實現(xiàn)自我價值獲得心理幸福感的同時,也會因創(chuàng)業(yè)成功帶來財務業(yè)績和個人收入的增加而獲得更多的主觀幸福感[23],更會因為能幫助當?shù)剞r民解決一定的就業(yè)崗位和增加一定的收入、 獲得父老鄉(xiāng)親的認可和贊美,從而產生較強的社會幸福感[24].類似地,那些運營管理能力越強的返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者越容易通過有效地整合資源和采用高效的運營模式將創(chuàng)業(yè)機會真正轉化為更高的企業(yè)績效、 更多的個人回報,并獲得更多的成就感和社會價值,最終體現(xiàn)為創(chuàng)業(yè)幸福感的總體提升.基于此,提出如下假設：

H1： 創(chuàng)業(yè)能力對創(chuàng)業(yè)幸福感有正向影響；

H1a： 把握機會能力對創(chuàng)業(yè)幸福感有正向影響；

H1b： 運營管理能力對創(chuàng)業(yè)幸福感有正向影響．

1.2 創(chuàng)業(yè)能力與創(chuàng)業(yè)堅持之間的關系假設

創(chuàng)業(yè)堅持是一項復雜而持久的活動[25],是返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者長時間追求先前選定的創(chuàng)業(yè)機會或目標,而且能夠在遇到困難時依舊追求實現(xiàn)該機會或目標的努力行為[26-27].返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)堅持行為并非一時興起或者一時激情下的盲目行為,而是在綜合考慮內外部環(huán)境條件下,充分評估之后作出的理性行為.Holland基于期望理論通過聯(lián)合實驗研究了效價(繼續(xù)創(chuàng)業(yè)的預期結果的吸引力)和期望(實現(xiàn)這些結果的相對概率)在決定是否繼續(xù)創(chuàng)業(yè)行為時的作用,當期望值和效價都高時,堅持創(chuàng)業(yè)行為的動機更大[28].而相關研究表明,創(chuàng)業(yè)能力越高,創(chuàng)業(yè)成功的可能性及獲得的收益越大,創(chuàng)業(yè)堅持行為可能性更大[29],也就是說創(chuàng)業(yè)者的堅持行為與其能否充分利用自己的技能、 調動創(chuàng)業(yè)資源用于解決復雜問題并實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)目標時所擁有的創(chuàng)業(yè)能力這一內在因素密切相關[30-31].創(chuàng)業(yè)能力水平越高的返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者,因容易識別返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)機會、 調動各種資源,進而對自己能夠取得理想結果的信念就越強,其完成創(chuàng)業(yè)預期目標的熱情也會更強烈,在創(chuàng)業(yè)遇到困難時更愿意付出努力并選擇堅持的態(tài)度和行為[32].當返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者把握機會能力越強,越容易發(fā)現(xiàn)商機,在商機轉化為創(chuàng)業(yè)行為中的創(chuàng)業(yè)堅持動力更強； 當返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者擁有更強的運營管理能力,其在創(chuàng)建、 運營新企業(yè)時能更好地發(fā)揮所擁有的人力、 物力、 財力資源的作用,保障創(chuàng)業(yè)堅持行為的進行[10].基于此,提出如下假設：

H2： 創(chuàng)業(yè)能力對創(chuàng)業(yè)堅持有正向影響；

H2a： 把握機會能力對創(chuàng)業(yè)堅持有正向影響；

H2b： 運營管理能力對創(chuàng)業(yè)堅持有正向影響．

1.3 創(chuàng)業(yè)堅持與創(chuàng)業(yè)幸福感之間的關系假設

Diener等心理學家認為幸福感來源于設定目標并努力去實現(xiàn)目標的過程[33],而創(chuàng)業(yè)堅持恰恰是一種為實現(xiàn)目標的持續(xù)行為,從適應水平理論角度,即創(chuàng)業(yè)堅持有利于目標的實現(xiàn)進而促進幸福感的獲得.與此同時,期望理論認為,期望將激發(fā)個體持續(xù)付出努力來實現(xiàn)預期目標[12],Gimeno 等討論了對創(chuàng)業(yè)堅持行為的期望主要來自通過對比目前創(chuàng)業(yè)機會與次優(yōu)替代方案中的3個因素的效價來體現(xiàn),即財務回報(經營活動帶來的回報)、 非財務收益(內在成就感、 自由、 認可等)以及轉換成本(包括付出的時間、 努力和找到另一個替代選擇所需要的資源)的大小[30].也就是返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者認為創(chuàng)業(yè)帶來效價越大(創(chuàng)業(yè)帶來的主、 客觀效益越大),哪怕遇到困難,會更愿意持續(xù)付出努力來實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)目標,繼而通過創(chuàng)業(yè)堅持來獲得更多幸福感.此外,相關研究指出創(chuàng)業(yè)堅持是創(chuàng)業(yè)成功的關鍵要素之一[10],創(chuàng)業(yè)堅持有利于獲得更高的財務回報從而使得創(chuàng)業(yè)主觀幸福感增加； 相比放棄繼續(xù)創(chuàng)業(yè),那些因為堅持而帶來的獨立性和相對自由性,使得返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者有更大的個人滿足感,繼而提升了創(chuàng)業(yè)心理幸福感,尤其持續(xù)開展在當?shù)赜杏绊懙姆掂l(xiāng)創(chuàng)業(yè)活動能讓返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者獲得更多的自豪感即創(chuàng)業(yè)社會幸福感,因而創(chuàng)業(yè)堅持行為的增加能夠更好地促進整體創(chuàng)業(yè)幸福感的提升.基于此,提出以下假設：

在確定施工工藝后，需要對施工過程中的溫度加以嚴格控制：①將瀝青加熱溫度控制在150～160℃范圍內；②將集料加熱溫度控制在160～180℃范圍內；③將混合料的出廠溫度控制在155～165℃范圍內；④攤鋪時，混合料溫度應達到135℃以上；⑤碾壓時，混合料溫度應達到130℃以上；⑥碾壓終了時，混合料溫度應達到80℃以上。

H3： 創(chuàng)業(yè)堅持對創(chuàng)業(yè)幸福感有正向影響．

1.4 創(chuàng)業(yè)堅持的中介作用假設

適應水平理論表明目標的設定、 追求和實現(xiàn),有助于幸福感的獲得[11],盡管創(chuàng)建和發(fā)展企業(yè)的道路困難重重,遇到很多逆境,但不少創(chuàng)業(yè)者會依然堅持下來以實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)目標[34],進而獲得更多幸福感.也有學者證實,頑強的創(chuàng)業(yè)者在追求自己的目標時獲得成功可能性越大[35],而創(chuàng)業(yè)成功與創(chuàng)業(yè)幸福感密不可分,因為創(chuàng)業(yè)成功意味著帶來更多的物質財富和精神滿足.現(xiàn)有國內外研究驗證了創(chuàng)業(yè)能力對創(chuàng)業(yè)成功的直接影響[13],分析了創(chuàng)業(yè)堅持對創(chuàng)業(yè)成功的直接影響,并探索了創(chuàng)業(yè)堅持在創(chuàng)業(yè)效能感與創(chuàng)業(yè)成功間的中介作用[36].創(chuàng)業(yè)效能感是指創(chuàng)業(yè)者對自身完成創(chuàng)業(yè)任務所需能力的信心,而創(chuàng)業(yè)能力是創(chuàng)業(yè)效能感的基礎,擁有創(chuàng)業(yè)能力的創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)效能感會更高,更容易實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)的成功[37].以上分析可間接推導出創(chuàng)業(yè)堅持在創(chuàng)業(yè)能力與創(chuàng)業(yè)幸福感間可能產生中介作用.期望理論同樣表明,當個體感知實現(xiàn)預期目標(企業(yè)業(yè)績、 個人收入、 創(chuàng)業(yè)成功等)的概率越高,越愿意付出積極努力的行為來實現(xiàn)目標,而那些能力更強的創(chuàng)業(yè)者對預期目標實現(xiàn)的可能性更大.擁有較高水平創(chuàng)業(yè)能力的返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者更容易基于地緣、 親緣、 學緣的關系,獲得自己創(chuàng)業(yè)所需的資源、 信息,并更擅長進行創(chuàng)業(yè)活動[38],增加了在返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)過程的創(chuàng)業(yè)自信和熱情,驅動了創(chuàng)業(yè)過程中的堅持,繼而促進了返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者因實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)目標帶來的幸福感的增加.本文認為創(chuàng)業(yè)能力水平更高的返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者,更愿意堅持創(chuàng)業(yè)并更容易獲得創(chuàng)業(yè)幸福感.基于此,提出以下假設：

H4： 創(chuàng)業(yè)堅持在創(chuàng)業(yè)能力對創(chuàng)業(yè)幸福感的影響中起中介作用．

1.5 鄉(xiāng)土情結的調節(jié)作用假設

基于農耕文化、 鄉(xiāng)土文化以及宗族血緣文化的鄉(xiāng)土之情將對農民工的決策和行為產生潛移默化的影響[39-40].鄉(xiāng)土情結展現(xiàn)出個體對家鄉(xiāng)的依戀之情,是一種以“土地”和“家鄉(xiāng)”為紐帶的歸屬感或依戀感,鄉(xiāng)土情結伴隨著返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者的成長經歷、 人生閱歷及人生體悟的增強而逐漸地生成,并在返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)過程中不斷發(fā)生變化,對其思想和行為有重要影響.期望理論認為,更高的期望值和更高的吸引力(效價)將增加采取某種行動的可能性,而個體因素會影響其對期望值判斷和價值的評估[41].鄉(xiāng)土情結越高的返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者,會以更積極的眼光和態(tài)度對待家鄉(xiāng)的人、 事、 物、 習俗及創(chuàng)業(yè)環(huán)境,并感知到更多的美好.這無疑會增加返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者對實現(xiàn)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)成功概率的判斷(即期望值的增加),也會使其較高評估返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)成功所帶來的物質和非物質價值的吸引力(即效價增加),進而激發(fā)那些擁有更高水平創(chuàng)業(yè)能力的返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者在返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)過程中表現(xiàn)出更積極、 主動的創(chuàng)業(yè)堅持行為,哪怕遇到眾多創(chuàng)業(yè)困難和問題也依舊堅持下去以實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)目標.基于此,提出以下假設：

H5： 鄉(xiāng)土情結在創(chuàng)業(yè)能力與創(chuàng)業(yè)堅持之間起正向調節(jié)作用．

1.6 有調節(jié)的中介作用假設

返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)是一個多種因素影響下的決定,返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的過程與返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者對家鄉(xiāng)的眷戀和依賴密切相關,擁有更高水平創(chuàng)業(yè)能力的返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者在追求創(chuàng)業(yè)成功和創(chuàng)業(yè)幸福感的過程中,創(chuàng)業(yè)堅持至關重要的同時,也避不開個人情緒的影響,鄉(xiāng)土情結作為返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者對家鄉(xiāng)的依戀,是其創(chuàng)業(yè)堅持行為的動力和支柱.當返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者鄉(xiāng)土情結較高時,會增加其對創(chuàng)業(yè)成功的期望,進而強化在家鄉(xiāng)堅持創(chuàng)業(yè)的決策和行為,以實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)目標,獲得比在外務工更多的幸福感和自豪感.也就是說,高水平的鄉(xiāng)土情結會強化創(chuàng)業(yè)能力與創(chuàng)業(yè)堅持的關系,從而使得創(chuàng)業(yè)能力通過促進創(chuàng)業(yè)堅持來提升創(chuàng)業(yè)幸福感的可能性增加.根據(jù)以上分析,結合假設H4和假設H5,本文認為創(chuàng)業(yè)堅持不僅在創(chuàng)業(yè)能力和創(chuàng)業(yè)幸福感的關系間起到中介作用,并且這個中介作用的程度會受到返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者鄉(xiāng)土情結的影響,鄉(xiāng)土情結在“創(chuàng)業(yè)能力—創(chuàng)業(yè)堅持—創(chuàng)業(yè)幸福感”這一作用路徑中有正向調節(jié)作用.基于以上分析,提出以下假設：

H6： 創(chuàng)業(yè)堅持在創(chuàng)業(yè)能力和創(chuàng)業(yè)幸福感之間的中介作用取決于鄉(xiāng)土情結的高低.鄉(xiāng)土情結越高,創(chuàng)業(yè)堅持在創(chuàng)業(yè)能力與創(chuàng)業(yè)幸福感之間的中介作用就越強．

綜上所述,本文構建了以下理論分析模型,如圖1所示．

圖1 理論分析模型

2 研究設計

2.1 數(shù)據(jù)收集

本文研究對象限定為返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的農民工創(chuàng)業(yè)者,本次調研從2021年8月到2021年12月,依托福建省不同高校紅色之旅創(chuàng)業(yè)指導教師團隊和經過培訓的相關鄉(xiāng)鎮(zhèn)農村籍大學生開展調研問卷的發(fā)放和收集.考慮疫情期間調研問卷獲取的便利性及調研過程的安全性,調研地點主要立足福建省內,包括福建省返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)較活躍的閩南地區(qū)(福州、 廈門、 泉州、 漳州、 莆田等地級市)部分縣、 鄉(xiāng)(鎮(zhèn))、 村,經濟欠發(fā)達的閩西、 閩北、 閩東地區(qū)(包括三明、 南平、 龍巖、 寧德等地級市)的部分縣、 鄉(xiāng)(鎮(zhèn))、 村.確定調研地點后,調研的樣本遵循隨機抽樣的原則.在具體調研過程中充分利用當?shù)匦莿?chuàng)天地、 創(chuàng)業(yè)園區(qū)、 農民創(chuàng)業(yè)學習班、 返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)社團(群)進行現(xiàn)場訪談及發(fā)放紙質或電子網絡問卷.問卷內容由創(chuàng)業(yè)者基本信息及測量量表兩部分組成.經調研走訪發(fā)現(xiàn),返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)企業(yè)成立的時間集中在2015年之后,企業(yè)人數(shù)基本在50人以下,規(guī)模較小,企業(yè)項目基本是三產融合的創(chuàng)業(yè)形式,如一產和三產融合的休閑旅游,一產和二產融合的小型農場、 小型加工廠等,還有農村電商、 農家樂等三產服務業(yè).本次調研收集了電子版和紙質版問卷共396份,扣除成立年限超過8年的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)企業(yè)及缺失值嚴重的問卷,收回的有效問卷共251份.其中： 男性是主體,占60.2%； 返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者年齡主要集中在31～40歲,占比44.6%； 大專及以下學歷占72.1%； 返鄉(xiāng)前均擁有工作經驗,工作年限平均為4.5年； 返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)時間4～6年居多．

2.2 變量設計

在采用國內外較為成熟量表對創(chuàng)業(yè)能力、 創(chuàng)業(yè)堅持、 創(chuàng)業(yè)幸福感、 鄉(xiāng)土情結進行變量設計的同時,綜合了對10位返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者的調查走訪結論,在與幾位創(chuàng)業(yè)領域專家及“互聯(lián)網+”創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)大賽紅色之旅賽道評委導師討論的基礎上,對相關變量題項和表達進行了局部調整,創(chuàng)業(yè)能力量表充分借鑒易朝輝等[18]的研究并根據(jù)本文內容進行調整； 創(chuàng)業(yè)幸福感的量表則借鑒學者魏江等[16]提出的量表,同時進行了完善和調整； 創(chuàng)業(yè)堅持則是基于Smith等[42]的量表并進行了調整； 鄉(xiāng)土情結量表則是基于對黃美嬌等[43]關于鄉(xiāng)土情懷量表的部分題項完善而成(表1).為了控制研究對象的背景因素對創(chuàng)業(yè)幸福感的影響,選取性別、 年齡、 學歷、 工作經驗、 返鄉(xiāng)年限作為控制變量.在正式調研之前,對50位返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者進行問卷預調研,并對問卷題項部分表述再次進行調整,形成了表1中變量的主要題項,變量題項采用5級Liket量表,1=完全不同意,5=完全同意．

表1 測量工具的信度檢驗

3 數(shù)據(jù)分析與實證結果

本文主要采用SPSS 24.0、 Mplus 7.4來完成相應實證檢驗,具體分析過程如下．

3.1 同源偏差檢驗

本文采用Harman單因子分析,利用SPSS 24.0軟件將所有題項數(shù)據(jù)開展探索性因子分析(EFA),以驗證是否能由1個因子解析所有變異.結果顯示,未旋轉的第一個因子解釋總方差為31.545%,低于50%,說明問卷的同源偏差較小,受問卷調查者主觀性影響不大．

3.2 信效度分析

結果如表1所示,各變量的維度的Cronbachα值高于0.85,標準化因子載荷系數(shù)高于0.75,組合信度CR高于0.8,平均方差萃取值AVE高于0.6,可見各變量的量表收斂效度較好.從表2可知,控制變量對各變量的影響并不顯著,而創(chuàng)業(yè)能力、 創(chuàng)業(yè)堅持、 創(chuàng)業(yè)幸福感、 鄉(xiāng)土情結變量間存在顯著相關關系,有待進一步深入分析.此外,各變量的AVE的平方根均大于其與其他變量間的相關系數(shù),說明量表區(qū)別效度較好,問卷質量較好．

表2 Pearson相關檢驗

3.3 創(chuàng)業(yè)能力、 創(chuàng)業(yè)堅持、 創(chuàng)業(yè)幸福感間的關系驗證

使用 Mplus 7.4來驗證創(chuàng)業(yè)能力、 創(chuàng)業(yè)堅持、 創(chuàng)業(yè)幸福感間的關系路徑情況.首先對結構方程模型進行初步的擬合,結果如表3所示,所有指標均達到能夠接受的適配范圍,可見模型擬合良好．

表3 模型擬合度檢驗

為了驗證各變量間的關系路徑,在Mplus 7.4運行中,為了盡可能較少隨機誤差,在計算過程中將采用bootstrap抽樣5 000次進行偏差矯正,各回歸參數(shù)計算結果如表4所示.其中,因數(shù)據(jù)結果顯示各控制變量對創(chuàng)業(yè)幸福感的影響不顯著,表4未列出控制變量對因變量的影響情況.表4結果顯示,首先,返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)能力對創(chuàng)業(yè)幸福感有積極顯著的影響,其中創(chuàng)業(yè)能力變量下的把握機會能力顯著正向影響創(chuàng)業(yè)幸福感(r=0.438,p<0.001),運營管理能力也顯著正向影響創(chuàng)業(yè)幸福感(r=0.42,p<0.001),假設H1、 H1a、 H1b得到驗證,且把握機會能力比運營管理能力對創(chuàng)業(yè)幸福感的影響更大.其次,從表4可以發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)能力顯著正向影響創(chuàng)業(yè)堅持,其中把握機會能力對創(chuàng)業(yè)堅持的影響系數(shù)為0.326(p<0.001),運營管理能力對創(chuàng)業(yè)堅持的影響為0.236(p=0.001),從而假設H2、 H2a、 H2b均得到驗證.此外,從表4可以看出,創(chuàng)業(yè)堅持對創(chuàng)業(yè)幸福感的正向影響顯著(r=0.283,p=0.002),假設H3得到驗證．

表4 結構方程模型檢驗

3.4 創(chuàng)業(yè)堅持的中介效應檢驗

在Mplus 7.4中選擇Bootstrap法來驗證中介效應,結果見下表5,其中總效應=直接效應+中介效應.根據(jù)表中數(shù)據(jù)可知,創(chuàng)業(yè)能力變量下的把握機會能力和運營管理能力對創(chuàng)業(yè)幸福感的回歸總效應、 直接效應、 中介效應的置信區(qū)間均不包含0,可見均顯著,進一步表明創(chuàng)業(yè)堅持在把握機會能力與創(chuàng)業(yè)幸福感間起到顯著的部分中介作用,創(chuàng)業(yè)堅持在運營管理能力與創(chuàng)業(yè)幸福感間起到顯著的部分中介作用,創(chuàng)業(yè)堅持的部分中介效應顯著,假設H4得到驗證．

表5 創(chuàng)業(yè)堅持中介效應檢驗

3.5 有調節(jié)的中介效應檢驗

在中介模型檢驗的基礎上,進一步加入鄉(xiāng)土情結作為調節(jié)變量,檢驗有調節(jié)的中介模型是否成立,其中調節(jié)變量作用在中介模型前半段路徑上.先驗證鄉(xiāng)土情結的調節(jié)作用(表6),根據(jù)回歸系數(shù)檢驗結果可知,鄉(xiāng)土情結顯著正向調節(jié)創(chuàng)業(yè)能力對創(chuàng)業(yè)堅持的影響,影響系數(shù)為0.185(t=2.031,p=0.042),假設H5得到驗證.也就是說,鄉(xiāng)土情結每增加一個單位,創(chuàng)業(yè)能力對創(chuàng)業(yè)堅持影響效應將增加0.185個單位．

表6 鄉(xiāng)土情結的調節(jié)效應檢驗

然后,利用Preache、 Rucker和Hayes(2007)推薦的Model 7的分析方法來驗證有調節(jié)的中介模型,具體結果見表7.由表7可知,返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者鄉(xiāng)土情結水平較低時,間接效應為0.042,但此時創(chuàng)業(yè)堅持的中介效應不顯著,置信區(qū)間為[-0.016,0.113]； 當鄉(xiāng)土情結處于中間水平時,創(chuàng)業(yè)堅持的中介作用顯著,間接效應為0.1,置信區(qū)間為[0.046,0.173]； 當鄉(xiāng)土情結水平較高時,創(chuàng)業(yè)堅持的中介作用進一步上升,間接效應為0.166,置信區(qū)間為[0.078,0.259].可見,隨著鄉(xiāng)土情結水平的上升,創(chuàng)業(yè)能力通過創(chuàng)業(yè)堅持對創(chuàng)業(yè)幸福感產生的間接影響效應增加.由INDEX的結果可以看出鄉(xiāng)土情結對創(chuàng)業(yè)能力影響創(chuàng)業(yè)堅持的間接關系中存在調節(jié)作用,判定指數(shù)為0.056,置信區(qū)間為[0.019,0.1],由此證明了有調節(jié)的中介效應顯著,假設H6得到驗證．

表7 鄉(xiāng)土情結調節(jié)下中介效應結果

4 主要結論與展望

4.1 研究結論

立足農民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)情境,通過對251位返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者的調查研究,從創(chuàng)業(yè)能力出發(fā),引入創(chuàng)業(yè)堅持作為中介變量、 鄉(xiāng)土情結作為調節(jié)變量,探討了創(chuàng)業(yè)能力對創(chuàng)業(yè)幸福感的影響作用.主要有以下幾點發(fā)現(xiàn)： ① 創(chuàng)業(yè)能力對創(chuàng)業(yè)幸福感有積極顯著的影響,在返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)過程中擁有更高把握機會能力和運營管理能力的返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者能夠獲得更多的創(chuàng)業(yè)幸福感.② 創(chuàng)業(yè)能力對創(chuàng)業(yè)堅持有積極顯著的影響,創(chuàng)業(yè)能力水平越高越能夠促使返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者克服困難,堅持他們從事的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)活動.③ 創(chuàng)業(yè)堅持正向影響創(chuàng)業(yè)幸福感,且在創(chuàng)業(yè)能力和創(chuàng)業(yè)幸福感之間起中介作用.創(chuàng)業(yè)能力之所以對創(chuàng)業(yè)幸福感具有重要作用,除了以往研究證明的創(chuàng)業(yè)能力對客觀創(chuàng)業(yè)績效、 創(chuàng)業(yè)成功的直接影響而獲得的滿足感外[18],更強創(chuàng)業(yè)能力的返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者有更高的期望值,更容易堅定信念,以實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)目標,進而實現(xiàn)個人價值和社會價值.④ 鄉(xiāng)土情結正向調節(jié)創(chuàng)業(yè)能力和創(chuàng)業(yè)堅持的關系,鄉(xiāng)土情結越高的返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者,其創(chuàng)業(yè)能力對創(chuàng)業(yè)堅持的促進作用越強.另外,鄉(xiāng)土情結影響下創(chuàng)業(yè)堅持在創(chuàng)業(yè)能力和創(chuàng)業(yè)幸福感之間的中介作用依然顯著．

4.2 實踐啟示

不斷提升返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)者的幸福感已成為當前鼓勵更多的農民工、 退伍軍人、 大學生、 退休公務員返鄉(xiāng)(下鄉(xiāng))創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)以推動鄉(xiāng)村產業(yè)發(fā)展,進而助農增收,實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興和共同富裕的有效路徑.本文驗證了創(chuàng)業(yè)能力對創(chuàng)業(yè)幸福感影響的有調節(jié)的中介效應模型對促進返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者幸福感的獲得、 推動返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)和鄉(xiāng)村振興具有指導價值．

首先,創(chuàng)業(yè)幸福感是返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者對創(chuàng)業(yè)所帶來的物質和精神回報的滿足感的評價總和,因此可從返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者的主觀效用感知和體驗角度來提升創(chuàng)業(yè)幸福感,當?shù)卣诔雠_制度和政策幫助返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)企業(yè)實現(xiàn)更多創(chuàng)業(yè)績效的同時,也可出臺認可返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者價值的激勵措施,如樹立返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者榜樣、 頒發(fā)幫扶證書、 召開返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者經濟效益與社會效益貢獻的表彰大會等,進而提高返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者的心理幸福感和社會幸福感.其次,重視創(chuàng)業(yè)能力對創(chuàng)業(yè)幸福感獲得的顯著正向作用,當?shù)卣梢砸龑Х掂l(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者通過各種學習渠道提升其自身的創(chuàng)業(yè)能力,如鼓勵其充分利用社會網絡和互聯(lián)網平臺進行有效的創(chuàng)業(yè)學習； 當?shù)卣部赏ㄟ^構建返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)培訓課程體系和平臺,讓返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者通過參與農業(yè)技術培訓、 創(chuàng)業(yè)培訓積累知識、 技能、 信息及其他創(chuàng)業(yè)資源,優(yōu)化創(chuàng)業(yè)能力.再次,不能忽視創(chuàng)業(yè)堅持行為在創(chuàng)業(yè)過程中的作用,當?shù)卣赏ㄟ^出臺政策幫助返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者克服創(chuàng)業(yè)難題,堅定其創(chuàng)業(yè)信心和決心,促進其實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)目標進而提升其幸福感.此外,要深化返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者的鄉(xiāng)土之情,當?shù)卣赏ㄟ^營造良好的鄉(xiāng)賢文化、 創(chuàng)造有利的創(chuàng)業(yè)氛圍和創(chuàng)業(yè)環(huán)境,激發(fā)在外工作的各界人士對家鄉(xiāng)的眷戀之情,吸引更多的人返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的同時,也改善當?shù)胤掂l(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者對家鄉(xiāng)的認知和依賴,使其能夠持續(xù)助力鄉(xiāng)村振興．

4.3 研究不足及展望

本文主要存在以下不足： 第一,采用的調研數(shù)據(jù)為截面數(shù)據(jù),相對較難展現(xiàn)農民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的動態(tài)演化過程[44],未來可通過對典型案例的跟蹤調查較全面了解返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)能力對創(chuàng)業(yè)幸福感的影響軌跡； 第二,將返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者的年齡、 性別、 受教育程度、 工作經驗、 返鄉(xiāng)年限等作為控制變量,尚未分析其信貸問題及企業(yè)規(guī)模等其他因素的影響,未來可納入更多控制變量以提高研究結果的可靠性； 第三,不同返鄉(xiāng)農民工創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)能力與創(chuàng)業(yè)幸福感兩者間的邏輯鏈條和路徑可能存在差異,未來可基于其他社會科學相關理論,探討不同變量在創(chuàng)業(yè)能力與創(chuàng)業(yè)幸福感間的鏈式中介作用．