新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)意愿及其影響因素:基于合理行動理論( TRA)的估計和280份問卷

惠獻(xiàn)波

(1.河南農(nóng)業(yè)職業(yè)學(xué)院，河南 鄭州 451450；2.沈陽農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，遼寧 沈陽 110866)

一、問題的提出

2012年國家統(tǒng)計局公布的農(nóng)民工調(diào)查監(jiān)測報告顯示，2011年全國農(nóng)民工總量為25 278萬人，其中，16 ～30歲之間的新生代農(nóng)民工為15 863萬人，約占總體的61.6%，新生代農(nóng)民工逐漸成為農(nóng)民工群體中的主體。由于老一代農(nóng)民工懷有深厚的“鄉(xiāng)土情結(jié)”，他們進(jìn)城務(wù)工的目的只是謀生，最終，他們要回到祖祖輩輩生活的農(nóng)村去。然而，對于新生代農(nóng)民工而言，他們對土地沒有那么深的依賴，對傳統(tǒng)的農(nóng)村生活較難以融入，與此同時，新生代農(nóng)民工具有較高的教育程度、工作生活目標(biāo)發(fā)生明顯變化及高融入城市能力等特征，他們對職業(yè)發(fā)展與就業(yè)崗位具有較好的“理性”選擇，他們更希望能在其工作的城市找到自己的立足之地，創(chuàng)造美好生活。然而，新生代農(nóng)民工過高的職業(yè)期待與其就業(yè)環(huán)境的巨大落差，使其不再甘心于靠出賣自身勞動力去換取低額的勞動收入，而是試圖通過創(chuàng)業(yè)改變自己的生活，越來越多的新生代農(nóng)民工希望通過創(chuàng)業(yè)來改變自己的生存環(huán)境。①

新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)問題是我國現(xiàn)階段特有的經(jīng)濟(jì)和社會現(xiàn)象，學(xué)者在這方面做了較多的研究。劉光明、宋洪遠(yuǎn)通過對安徽、四川兩省四縣71位創(chuàng)業(yè)農(nóng)民工的案例進(jìn)行了實證分析，認(rèn)為農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)是我國農(nóng)村社會中外出勞動力回流中的一種極為特殊現(xiàn)象，是外出勞動力對勞務(wù)輸出地與輸入地的投資費用、回收效益進(jìn)行比較后的一種理性抉擇。[1]傅春、張明林利用二元 Logistic回歸模型就農(nóng)民工資源稟賦對創(chuàng)業(yè)行為造成的影響進(jìn)行了實證分析，認(rèn)為農(nóng)民人力資本是新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)最為關(guān)鍵的影響要素。[2]王勝遠(yuǎn)等根據(jù)SWOT分析理論、QSPM矩陣分析決策工具，分別對農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)戰(zhàn)略思想進(jìn)行分析。結(jié)果表明，農(nóng)民工在創(chuàng)業(yè)過程中，應(yīng)根據(jù)創(chuàng)業(yè)當(dāng)?shù)氐馁Y源稟賦與區(qū)位優(yōu)勢，有選擇地開展同當(dāng)?shù)剞r(nóng)業(yè)生產(chǎn)關(guān)聯(lián)或延伸服務(wù)進(jìn)行創(chuàng)業(yè)。[3]朱紅根等人對影響農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)意愿因素進(jìn)行了實證分析。結(jié)果表明，文化程度、從業(yè)資格、技能獲取、風(fēng)險態(tài)度、家庭人均純收入以及每月話費支出和常聯(lián)系朋友個數(shù)等因素與農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)意愿正向相關(guān)。[4]鄭少峰、郭群成利用可變精度粗糙集理論模型對影響西部農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)決策的主要因素進(jìn)行了分析與判斷，總結(jié)出農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)決策模式，認(rèn)為家庭距中心城鎮(zhèn)遠(yuǎn)近、社會資本是否匱乏是影響農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)的主要因素。[5]

綜上所述，學(xué)者們從新生代農(nóng)民工個體人格特質(zhì)、所擁有的相關(guān)社會資源等對其自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿的影響進(jìn)行了理論、實證分析。然而，在較短的時期內(nèi)，這些硬性指標(biāo)是不會有較大改變的，那么，新生代農(nóng)民工個人主觀方面的軟性指標(biāo)對其自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿有何影響？到目前為止，學(xué)者們還沒有對此開展相關(guān)探討與研究。為此，筆者以新生代農(nóng)民工個體心理特性視角為出發(fā)點，探討其個體行為態(tài)度、主觀規(guī)范、個體感知行為控制對其自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿的影響機理，以期為推動新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)實踐提供理論依據(jù)及政策建議。

二、數(shù)據(jù)來源與模型構(gòu)建

1.數(shù)據(jù)來源

河南是我國第一人口大省，是典型的農(nóng)業(yè)大省和勞務(wù)輸出大省，每年勞務(wù)輸出總量居全國首位。因此，在一定程度上來說，河南省農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)的區(qū)域差異是全國農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)的一個縮影。同時，作為河南省省會的鄭州是全省農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)的首選區(qū)域和典型代表。基于此，筆者選取鄭州市新生代農(nóng)民工開展實地調(diào)研。

數(shù)據(jù)資料來源于筆者2013年5月至7月對鄭州市新生代農(nóng)民工所做的典型抽樣調(diào)查。共發(fā)放調(diào)查問卷308份，收回問卷290份。其中，有效調(diào)查問卷280份，問卷有效率為96.5%。有效問卷的樣本中，新生代農(nóng)民工平均年齡26.6歲；女性100人，占35.7%，男性180人，占64.3%；中專及以下學(xué)歷81人，占28.9%，大專學(xué)歷160人，占57.1%，本科及以上學(xué)歷39人，占14%。詳見表1。

表1 受訪新生代農(nóng)民工基本情況

2.新生代農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)意愿結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)構(gòu)建

(1)假說提出。根據(jù)合理行動(TRA)理論的相關(guān)基礎(chǔ)要點，可知個人對于采取某一項特定行為的主觀機率判斷，會直接反映出其本人對于某一項特定行為的潛在履行意愿。然而，影響個人行為意愿主要因素由行為態(tài)度(指個人對某項行為所持的正、負(fù)兩方面觀點與看法，亦指由個人對某項行為的評價，經(jīng)過概念化之后所形成的基本觀點與態(tài)度)、主觀規(guī)范(指個人對于是否采取某項特定行為所感受到或遇到的來自周圍較為重要人士如親戚、戀人、同學(xué)等方面的壓力，也就是說那些對個人的行為決策具有影響力的個人或團(tuán)體對于個人是否采取某項特定行為所發(fā)揮的影響力的大小)、感知行為控制(反映個人過去的經(jīng)驗和預(yù)期的阻礙。一個人所掌握的社會資源與機會愈多、其所預(yù)期的阻礙就會愈少，于是對某項行為的感知行為控制度就愈強)三方面組成。人類做出具體行為主要取決于其個體在執(zhí)行某項特定行動所具有的特定行為意向，當(dāng)特定行為意向越強，他們采取某種特定行動的概率就更高。[6]因此，提出以下三個假說。

H1：新生代農(nóng)民工行為態(tài)度與其自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿呈正向相關(guān)。

新生代農(nóng)民工行為態(tài)度是指新生代農(nóng)民工本人對其自主創(chuàng)業(yè)特定行為所持有的正、負(fù)兩方面基本觀點與看法。這些觀點是經(jīng)過新生代農(nóng)民工本人自我評價、知識概念化后所形成的基本認(rèn)知。新生代農(nóng)民工個體對其某項特定行為的具體態(tài)度必然會影響到其對該特定行為的執(zhí)行動機。Macro Van Geldren在研究中進(jìn)一步指出，獨立、財富和成就等是影響創(chuàng)業(yè)者態(tài)度的重要因素。[7]為此，從生存動機、財富動機與成就動機三個方面來對新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)態(tài)度進(jìn)行描述與探討。

H2：新生代農(nóng)民工個體主觀規(guī)范與其自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿正向相關(guān)。

新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)主觀規(guī)范是指新生代農(nóng)民工本人對于某項特定行為在決定是否有所行動時，其所感受、遇到的來自周圍較為重要人士(比如親戚、戀人、同學(xué)等)方面的壓力。Krueger認(rèn)為個人主觀規(guī)范對其行為意愿具有重要影響。[8]為此，提出假說H2。

H3：新生代農(nóng)民工個體感知行為控制與其自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿正向相關(guān)。

感知行為控制是指新生代農(nóng)民工本人對其自身行為進(jìn)行控制的感知能力及程度，感知行為控制主要由個體信念控制、個體行為感知提升兩方面因素構(gòu)成。Ajzen認(rèn)為，當(dāng)個體在執(zhí)行某特定活動時，如果個體認(rèn)為其自身執(zhí)行能力較強或擁有、支配與此相關(guān)的資源與機遇比較豐富時，其感知行為控制能力就會進(jìn)一步提升，那么其執(zhí)行該行為的意向的執(zhí)行力就會增強。[9]據(jù)此提出假說H3。

(2)模型建立。第一步，構(gòu)建新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿的結(jié)構(gòu)方程理論模型(Structural Equation Modeling，SEM )，如圖1所示。

第二步，建立可以反映諸可觀測變量同潛變量之間相關(guān)因果關(guān)系的結(jié)構(gòu)方程模型。該結(jié)構(gòu)方程包括測量方程、結(jié)構(gòu)方程模型兩部分組成，[10]具體模型可表述為：

測量方程：

式中，X代表外生指標(biāo)所構(gòu)成的向量組，Y代表內(nèi)生指標(biāo)所構(gòu)成的向量組；δ與ε分別表示X與Y在測量上方面的誤差；Λx表示指標(biāo)X與潛變量ξ之間關(guān)系，Λy表示指標(biāo)Y與潛變量η之間相關(guān)關(guān)系。ξ代表模型外生潛變量，η代表模型內(nèi)生潛在變量；γ與β分別代表外生潛變量ξ對內(nèi)生潛變量η兩者之間相互影響的結(jié)構(gòu)系數(shù)矩陣；ζ代表殘差項。

第三步，構(gòu)建新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿影響因素結(jié)構(gòu)方程模型，具體內(nèi)容如下：

結(jié)構(gòu)方程：

其中，y1、y2、y3、y4分別表示新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿、個體主觀規(guī)范、自主創(chuàng)業(yè)態(tài)度與行為控制4個潛變量，x1～x14代表戀人意見、朋友理性等14個可觀測變量，β代表潛變量之間相關(guān)路徑系數(shù)，γ為四個潛變量與各個可觀測變量之間的載荷系數(shù)，ζ表示殘差項。

圖1 新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)意愿結(jié)構(gòu)方程模型

三、樣本分析與模型檢驗

1.樣本的信度、效度分析

為了進(jìn)一步對調(diào)查資料的可靠性、有效性進(jìn)行探析，采用統(tǒng)計軟件 SPSS17.0 分別對新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿、行為態(tài)度、主觀規(guī)范與感知行為控制四個潛變量，戀人意見等 14個可觀測變量進(jìn)行了樣本信度探析(表 2)。調(diào)查問卷的整體Cronbach’ sa值為：0.936，潛變量(自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿、行為態(tài)度、主觀規(guī)范、感知行為控制)Cronbach’sa 值分別為：0.672、0.673、0.733、0.693，這表明本次調(diào)查問卷各項測量指標(biāo)的一致性良好，調(diào)查問卷同質(zhì)程度優(yōu)良。同時，14個各可觀測變量標(biāo)準(zhǔn)因子載荷系數(shù)值均在0. 6上下，標(biāo)準(zhǔn)因子載荷值均大于0.5，表明各潛變量的結(jié)構(gòu)效度良好。

表2 樣本信度、效度及因子分析情況表

2.探索性因子分析

對新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿結(jié)構(gòu)方程中14個可觀測變量之間的相關(guān)系數(shù)矩陣進(jìn)行計量分析的結(jié)果表明，大部分可觀測變量相關(guān)系數(shù)值均超過了臨界值(0.3)要求。另外，使用 SPSS 17.0 統(tǒng)計分析軟件，對本次調(diào)查相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了KMO樣本分析、巴特立特球體測驗與探析。結(jié)果表明，調(diào)查相關(guān)數(shù)據(jù)KMO的值為0.829，大于臨界值0.7。與此同時，巴特立特球體檢驗(Bartlett’ s test)的X值為1167.764且P＜0.001。由此可知，本次調(diào)查所獲數(shù)據(jù)具有較強的相關(guān)性，比較適合做相關(guān)因子分析。

3.驗證性因子分析( CFA )

為了驗證新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)意愿方程模型具體結(jié)構(gòu)的合理程度，利用 AMOS7.0分析軟件對本次問卷調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行了因子驗證探析( Confirmatory Factor Analysis，CFA )。結(jié)果顯示，諸可觀測變量的C.R數(shù)值均大于其所要求的臨界值(1.96)(表3)。這表明新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)意愿結(jié)構(gòu)方程模型中潛變量、可觀測變量間的載荷系數(shù)值估計具有較高顯著性，相關(guān)性較強。

表3 路徑、載荷系數(shù)估計結(jié)果表

4.結(jié)構(gòu)方程模型檢驗

研究選取χ2/df(相對卡方)、RMSEA(近似誤差均方根)、GFI(擬合優(yōu)度指數(shù))、NFI(規(guī)范擬合指數(shù))、CFI(比較擬合指數(shù))與TLI(Tucker―Lewis系數(shù))6個指標(biāo)來具體評價結(jié)構(gòu)方程模型同調(diào)查數(shù)據(jù)的擬合優(yōu)、劣程度。具體結(jié)果如表4所示。由此可知，調(diào)查數(shù)據(jù)絕對擬合指數(shù)、相對擬合指數(shù)所有指標(biāo)測算數(shù)值都達(dá)到了建議值的水平。這進(jìn)一步說明測量方程模型與調(diào)查數(shù)據(jù)之間的總體擬合度比較高。[9]

表4 模型擬合指數(shù)

四、結(jié)構(gòu)方程模型結(jié)果分析

結(jié)構(gòu)方程模型可通過路徑系數(shù)(載荷系數(shù))值較好地揭示諸潛變量之間、潛變量與可觀察變量之間的結(jié)構(gòu)關(guān)系。根據(jù)表3估計數(shù)據(jù)，具體分析如下：

圖2 結(jié)構(gòu)方程路徑圖

如圖2所示，個體主觀規(guī)范、自主創(chuàng)業(yè)態(tài)度、感知行為控制三個潛在變量對新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿影響的路徑系數(shù)值(載荷系數(shù))分別為0.249、0.236、0.475，同時，這三個潛變量分別在10%、10%、1%的統(tǒng)計水平下顯著。從而，使得上述假設(shè)H1、H2和H3得到進(jìn)一步驗證。

1.主觀規(guī)范

個體主觀規(guī)范這一潛在變量對新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿影響的路徑系數(shù)(載荷系數(shù))值為0.249，并且通過了10%顯著性檢驗。這表明在影響新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿方面，他們積極的個體主觀規(guī)范起到了正向相關(guān)的作用。

由表2可知，可觀測變量X1(新聞媒體報道大量自主創(chuàng)業(yè)成功案例的鼓勵)、可觀測變量X2(戀人、家人支持)、可觀測變量X3(親戚朋友支持)因子載荷系數(shù)值分別為：0.517、0.682、0.667。在這三個可觀測變量中，可觀測變量X2(戀人、家人的支持)因子載荷系數(shù)值(0.682)最高。這說明 X2(戀人、家人的支持)這一可觀測變量對新生代農(nóng)民工個體自主創(chuàng)業(yè)意愿的影響力度最大。新聞媒體報道的大量自主創(chuàng)業(yè)成功案例雖然在拓展新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)思路、方式及營造良好的自主創(chuàng)業(yè)氛圍及舒緩創(chuàng)業(yè)壓力等方面起到了正向積極作用。但是，由于媒體所報道的自主創(chuàng)業(yè)成功案例自身具有一定的特殊性，對新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿的影響力度不是太大。相比而言，在作自主創(chuàng)業(yè)選擇時，新生代農(nóng)民工還是比較傾向于聽取他們身邊親戚的意見及觀點。

2.感知行為控制

個體感知行為控制這一潛在變量影響新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿形成的路徑系數(shù)(載荷系數(shù))值為0.475，并且通過了1%顯著性檢驗。這表明對于新生代農(nóng)民工而言，其個體感知行為控制對于提升其自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿呈正向相關(guān)關(guān)系。其中，可觀測變量X10(具有自主創(chuàng)業(yè)所需的啟動資金與專業(yè)技能)、可觀測變量X9(支配自主創(chuàng)業(yè)所需的各類社會資源)的標(biāo)準(zhǔn)載荷系數(shù)值分別為0.516、0.518，表明在自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿形成時，新生代農(nóng)民工更注重對創(chuàng)業(yè)啟動資金、社會資源等微觀元素的掌控程度。調(diào)查發(fā)現(xiàn)，與社會上的企業(yè)家創(chuàng)業(yè)相比，新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)實踐存在著明顯相異。由于新生代農(nóng)民工自身因素所限制，他們匱乏創(chuàng)業(yè)資本和基礎(chǔ)理論知識素養(yǎng)，因此，在創(chuàng)業(yè)進(jìn)程中，新生代農(nóng)民工很難以資本型、知識型、管理型這三類創(chuàng)業(yè)模式來開展創(chuàng)業(yè)活動。對于新生代農(nóng)民工而言，他們會先選擇到經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的地區(qū)務(wù)工(以達(dá)到創(chuàng)業(yè)資本積累的目的)一段時間，待到資金積累達(dá)到一定規(guī)模之時，新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿就會更加強烈?？捎^測變量X11(如果努力去打拼，一定能夠順利解決創(chuàng)業(yè)遇到的大多數(shù)問題)、可觀測變量X8(能夠承擔(dān)各種可以預(yù)見的創(chuàng)業(yè)風(fēng)險)、可觀測變量 X7(善于總結(jié)創(chuàng)業(yè)經(jīng)驗，具有較強的行為認(rèn)知能力)標(biāo)準(zhǔn)載荷系數(shù)值分別為0.575、0.546、0.504。這進(jìn)一步表明，對新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)潛在意愿形成的影響上，這三個可觀測變量作用力度逐漸減弱。

3.創(chuàng)業(yè)態(tài)度

可觀測變量X4(自主創(chuàng)業(yè)為了自我生存)、可觀測變量X5(自主創(chuàng)業(yè)為了能夠功成名就)、可觀測變量X6(自主創(chuàng)業(yè)能夠獲得更多物質(zhì)財富)標(biāo)準(zhǔn)因子載荷系數(shù)分別為0.508、0.514、0.573。由此可見，目前，新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)模式仍以生存型創(chuàng)業(yè)模式、機會型創(chuàng)業(yè)模式為主。然而，從新生代農(nóng)民工選擇自主創(chuàng)業(yè)的主要動機來說，他們不再是單單為了單純生存目標(biāo)追求，而是逐漸向創(chuàng)造更多財富、成就自身事業(yè)的創(chuàng)業(yè)模式過渡。

五、政策建議

在對新生代農(nóng)民工內(nèi)在心理特征深入把握的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了一個契合我國新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)意愿影響因素的實證分析框架，對影響新生代農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)意愿的各種因素進(jìn)行了分析。根據(jù)實地調(diào)查資料及數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析結(jié)果，提出如下對策建議：

首先，加大新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)資金扶持力度與廣度。自主創(chuàng)業(yè)啟動資金較為缺乏是目前我國新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)過程中所遇到的最為普遍的障礙之一。為此，負(fù)責(zé)新生代農(nóng)民工就業(yè)指導(dǎo)工作的相關(guān)政府部門應(yīng)進(jìn)一步健全、完善新生代農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)資金扶持的相關(guān)政策(如提升創(chuàng)業(yè)貸款額度、加大創(chuàng)業(yè)貸款利息補貼力度、提高創(chuàng)業(yè)貸款創(chuàng)業(yè)補貼金等)，從各種途徑為有志于自主創(chuàng)業(yè)的新生代農(nóng)民工提供創(chuàng)業(yè)資金支持。

第二，進(jìn)一步完善新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)相關(guān)制度。一是要加大對新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)典型案例的宣傳廣度與深度，為其自主創(chuàng)業(yè)樹立良好的榜樣，營造自主創(chuàng)業(yè)良好的社會氛圍；二是要加大新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)服務(wù)力度。針對新生代農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)的具體特點，結(jié)合當(dāng)?shù)馗黝惍a(chǎn)業(yè)發(fā)展的實際，對新生代農(nóng)民工有針對性地開展自主創(chuàng)業(yè)模式指導(dǎo)、創(chuàng)業(yè)理論基礎(chǔ)知識講解、自主創(chuàng)業(yè)競賽等一系列實踐活動，為有具有創(chuàng)業(yè)潛在意愿的新生代農(nóng)民工提供自由參與、積極鍛煉的平臺與機遇。[11]

注釋：

① 本研究將占有相當(dāng)生產(chǎn)資本并雇用他人的老板、占有少量資本的創(chuàng)業(yè)的個體工商業(yè)者為自主創(chuàng)業(yè)者。

[1]劉光明，宋洪遠(yuǎn).外出勞動力回鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)特征：特征、動因及其影響——對安徽、四川兩省四縣71位回鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)者的案例分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2002(3)：65-71.

[2]傅 春，張明林.資源稟賦對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)行為影響的實證分析——以江西省為例[C].2008年南昌大學(xué)中國中部經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究中心學(xué)術(shù)年會暨中部區(qū)域發(fā)展與理論創(chuàng)新研討會論文集，2008(5)：124-132.

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