農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)投資周期管理研究：創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)、家庭照料與創(chuàng)業(yè)獲得感
——基于“千村調(diào)查”數(shù)據(jù)分析

夏李瑩 馬學(xué)琳

1.上海財(cái)經(jīng)大學(xué)浙江學(xué)院，浙江 金華 321013；2.上海財(cái)經(jīng)大學(xué)，上海 200433

引言

大眾創(chuàng)業(yè)萬(wàn)眾創(chuàng)新，是激發(fā)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)需求必然選擇，也是應(yīng)對(duì)國(guó)際市場(chǎng)要求的必要舉措。2015年《關(guān)于大力推進(jìn)大眾創(chuàng)業(yè)萬(wàn)眾創(chuàng)新若干政策措施的意見(jiàn)》旨在指導(dǎo)完善相關(guān)體制，為引導(dǎo)資金扶持創(chuàng)業(yè)提供依據(jù)。2019年中國(guó)統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，我國(guó)農(nóng)村人口為55 162萬(wàn)人，占總?cè)丝诒戎?9.4%。雖城鎮(zhèn)化率不斷提高，但農(nóng)村人口依然龐大，如何促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)、增加就業(yè)渠道及提高農(nóng)民收入是改善農(nóng)民生活條件重要方向。

本文以農(nóng)村家庭為單位，分析農(nóng)民群體家庭創(chuàng)業(yè)。具體研究對(duì)象為我國(guó)農(nóng)村家庭，由于多數(shù)自營(yíng)創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目初始資金來(lái)源于家庭財(cái)產(chǎn)，農(nóng)村創(chuàng)業(yè)亦是如此。Dyer提出，不以家庭為研究對(duì)象較難合理解釋農(nóng)村創(chuàng)業(yè)行為[1]；郭軍盈指出，農(nóng)民創(chuàng)業(yè)多依賴家庭式非企業(yè)化組織形式[2]；上海財(cái)經(jīng)大學(xué)2016年“千村調(diào)查”數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)現(xiàn)象較普遍，有四成被調(diào)查者表示自己父母或兄弟姐妹同時(shí)創(chuàng)業(yè)，且較難區(qū)分成員具體收入。故將農(nóng)村家庭單位作為研究對(duì)象更具理論和實(shí)踐意義。

農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)包括三個(gè)方面，第一，創(chuàng)業(yè)初期項(xiàng)目選擇，即創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)。第二，創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目本身，即創(chuàng)業(yè)過(guò)程中面臨問(wèn)題，本文聚焦于家庭照料對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)的推動(dòng)力和負(fù)擔(dān)。第三，創(chuàng)業(yè)者在創(chuàng)業(yè)活動(dòng)中所得，即獲得感，包含物質(zhì)和精神所得。

創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)是創(chuàng)業(yè)者在創(chuàng)業(yè)之初選擇中面臨的處境和狀態(tài)。家庭照料是創(chuàng)業(yè)者在創(chuàng)業(yè)過(guò)程中承受的家庭壓力、成本及家庭幫助。創(chuàng)業(yè)獲得是創(chuàng)業(yè)者獲得回報(bào)，包括物質(zhì)財(cái)富及名望等。對(duì)于農(nóng)民創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)類型，GEM（全球創(chuàng)業(yè)觀察）2001年報(bào)告依據(jù)創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)將創(chuàng)業(yè)分為生存型創(chuàng)業(yè)和機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)。該報(bào)告提出生存型創(chuàng)業(yè)或機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)并非創(chuàng)業(yè)者主觀選擇結(jié)果，而是由創(chuàng)業(yè)者所面臨環(huán)境和能力決定。創(chuàng)業(yè)環(huán)境是指宏觀社會(huì)環(huán)境，創(chuàng)業(yè)者能力是指其創(chuàng)新開(kāi)拓市場(chǎng)能力。尹志超等在此基礎(chǔ)上將機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)歸為主動(dòng)型創(chuàng)業(yè)，將生存型創(chuàng)業(yè)歸為被動(dòng)型創(chuàng)業(yè)[3]。羅明忠等從生存、自我實(shí)現(xiàn)及解決就業(yè)等角度將創(chuàng)業(yè)分為經(jīng)濟(jì)型和社會(huì)型創(chuàng)業(yè)[4]。創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)研究中“推拉”理論指出，創(chuàng)業(yè)一方面受負(fù)面影響（如失業(yè)）產(chǎn)生創(chuàng)業(yè)想法，另一方面受正面影響（如發(fā)現(xiàn)潛在機(jī)會(huì)）吸引個(gè)人創(chuàng)業(yè)行為，但羅明忠等指出潛在原因可能很多[4]。農(nóng)民在創(chuàng)業(yè)過(guò)程中主要受創(chuàng)業(yè)利益根本驅(qū)動(dòng)，即追求個(gè)體利益和組織利益[2]。外在表現(xiàn)形式被劃分為擺脫貧窮、謀求生存，郭軍盈認(rèn)為追求價(jià)值實(shí)現(xiàn)僅為表現(xiàn)形式[2]，農(nóng)民在創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)選擇中，事先詢問(wèn)可能僅為主觀印證創(chuàng)業(yè)外在表現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)者屬于何種創(chuàng)業(yè)種類需驗(yàn)證得出，屬于“事后”驗(yàn)證。分析農(nóng)民創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)要根據(jù)農(nóng)民所處環(huán)境、是否外出打工獲得過(guò)相關(guān)經(jīng)驗(yàn)、創(chuàng)業(yè)創(chuàng)意等因素決定。

創(chuàng)業(yè)者在創(chuàng)業(yè)過(guò)程中面臨種種壓力，一方面，面臨盈利壓力，盈利不足以抵消成本支出可能會(huì)迫使創(chuàng)業(yè)者放棄。另一方面，農(nóng)村創(chuàng)業(yè)者家庭照料負(fù)擔(dān)較大。農(nóng)村老年人普遍養(yǎng)老保障比較薄弱，同時(shí)子女相對(duì)較多，創(chuàng)業(yè)者承受較大撫養(yǎng)壓力，但老人幫助子女照看兒童或給予子女創(chuàng)業(yè)資金支持為農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)提供幫助。石人炳指出我國(guó)老年人照料以親情模式為主[6]；“中國(guó)城鄉(xiāng)老年人調(diào)查”顯示，我國(guó)60～74歲農(nóng)村老年人需照料比例低于10%；伍小蘭指出80歲以上需要照顧比例升至30%[7]；石人炳通過(guò)局部抽樣得出農(nóng)村60歲以上老年人能夠完全自理和部分自理人群約占99%[6]。可見(jiàn)，農(nóng)村老年人撫養(yǎng)比重并非過(guò)大。蔣承等指出照料老年人影響子女就業(yè)機(jī)會(huì)及工作時(shí)間[8]；陳璐等進(jìn)一步研究表明，老年人家庭照料會(huì)影響女性勞動(dòng)參與率，減少女性家庭供給[9]。即通過(guò)擠出創(chuàng)業(yè)時(shí)間與擠出創(chuàng)業(yè)支出兩個(gè)方面“負(fù)擔(dān)效應(yīng)”顯著降低子女創(chuàng)業(yè)概率，但老年人通過(guò)隔代照料與減輕經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)兩個(gè)方面“支持效應(yīng)”顯著提升子女創(chuàng)業(yè)概率[10]。但該研究樣本內(nèi)家有老年人比重不足17%，存在一定內(nèi)生性，故創(chuàng)業(yè)過(guò)程中壓力或推動(dòng)力均可能決定農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)發(fā)展。

對(duì)于創(chuàng)業(yè)結(jié)果而言，本文主要衡量創(chuàng)業(yè)者本身財(cái)富影響、精神幸福感及社會(huì)地位提升，創(chuàng)業(yè)獲得感能夠?qū)r(nóng)民創(chuàng)業(yè)最終所得做出較全面評(píng)估。創(chuàng)業(yè)獲得感不同于幸福感，幸福感多指自身滿足感與安全感，是個(gè)體主觀上一系列正向情緒，經(jīng)濟(jì)學(xué)研究中往往將幸福感定義為效用（Utility）[11]。獲得感2015年由習(xí)近平總書記提出，較幸福感范圍更大，建立在客觀獲得基礎(chǔ)上[12]，包含幸福感、生活追求、夢(mèng)想追求及獲得尊嚴(yán)等感知，包含精神層面和物質(zhì)層面[13-14]。

現(xiàn)有對(duì)于農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)研究尚存一些不足之處：第一，實(shí)證分析創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)類型多從主觀層面出發(fā)，屬“事前驗(yàn)證”，非客觀層面“事后驗(yàn)證”。第二，關(guān)于家庭照料對(duì)創(chuàng)業(yè)影響研究多集中于家庭照料“負(fù)擔(dān)效應(yīng)”，缺乏農(nóng)村老年照料對(duì)于農(nóng)村創(chuàng)業(yè)負(fù)擔(dān)、擠出效應(yīng)及支持效應(yīng)研究，且鮮有考慮少年兒童撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)。第三，對(duì)于創(chuàng)業(yè)獲得研究較少，多集中于單純收入提高或?qū)⑿腋８兄苯右曌鳙@得感研究，缺乏準(zhǔn)確性。

本文研究創(chuàng)新在于：第一，將我國(guó)農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)作為創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目整體周期管理分析，提出整體周期管理重要性，包括創(chuàng)業(yè)初始動(dòng)機(jī)分析、創(chuàng)業(yè)過(guò)程負(fù)擔(dān)分析及創(chuàng)業(yè)后所得。第二，明確提出將家庭作為研究個(gè)體，研究農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)、負(fù)擔(dān)及所得，更加貼近農(nóng)村實(shí)際情況。第三，通過(guò)客觀層面“事后驗(yàn)證”實(shí)證研究得出，目前我國(guó)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)選擇為機(jī)會(huì)性創(chuàng)業(yè)，并非生存型創(chuàng)業(yè)。第四，指出中國(guó)農(nóng)村創(chuàng)業(yè)過(guò)程中實(shí)際家庭照料非單純家庭負(fù)擔(dān)。研究發(fā)現(xiàn)照料老年人和子女過(guò)程雖需付出金錢和精力，但老年人和子女對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)也起到幫助作用。第五，拓寬農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)獲得，考查獲得感。本文將農(nóng)民創(chuàng)業(yè)過(guò)程作為整體風(fēng)險(xiǎn)管理項(xiàng)目進(jìn)行分析，有利于分析農(nóng)民在創(chuàng)業(yè)過(guò)程中選擇特征及可能遇到的問(wèn)題，以便政府針對(duì)性調(diào)整。

一、理論分析與研究假說(shuō)

（一）理論分析

1.投資項(xiàng)目周期管理理論。創(chuàng)業(yè)投資成功關(guān)鍵是管理，特別是創(chuàng)業(yè)生命期內(nèi)周期管理。在投資經(jīng)濟(jì)學(xué)中，投資項(xiàng)目管理對(duì)現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)生活中投資管理與項(xiàng)目運(yùn)營(yíng)均具有實(shí)際指導(dǎo)性作用。農(nóng)民創(chuàng)業(yè)屬于特殊投資項(xiàng)目管理，其中投資主體為農(nóng)民，投資對(duì)象為農(nóng)民創(chuàng)業(yè)所經(jīng)營(yíng)各種業(yè)務(wù)活動(dòng)。在投資項(xiàng)目管理理論中，投資項(xiàng)目管理周期分為投資項(xiàng)目可行性分析、投資項(xiàng)目中期管理、事后反饋三個(gè)階段。農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)全階段分析需符合投資項(xiàng)目管理三個(gè)階段，但因其投資主體和投資對(duì)象不同，不同階段具有獨(dú)特性。本文系統(tǒng)分析農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)不同階段不同特點(diǎn)，將創(chuàng)業(yè)生命周期管理與農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)實(shí)際結(jié)合，研究農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)各階段面臨風(fēng)險(xiǎn)及所得。

2.“推拉”理論?！巴评崩碚撚商萍{德·博格（D.J.Bogue）提出，后被引入至創(chuàng)業(yè)理論。即對(duì)于農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)存在兩種方向相反作用力，在“推拉”理論中被稱為“推力”和“拉力”。其中“拉力”是指農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)中積極因素，“推力”是指農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)中消極因素。

就本文而言，農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)中支持效應(yīng)屬于“拉力”，負(fù)擔(dān)效應(yīng)屬于“推力”。在農(nóng)村創(chuàng)業(yè)家庭中，理解創(chuàng)業(yè)導(dǎo)致生活方式改變，創(chuàng)業(yè)者遇到挫折和困難時(shí)給予精神和行動(dòng)支持，如老人幫忙照顧年幼孩子、給予創(chuàng)業(yè)者資金支持、子女參與家庭創(chuàng)業(yè)均為典型支持效應(yīng)。負(fù)擔(dān)效應(yīng)則體現(xiàn)在農(nóng)村家庭中老人和子女需被照顧、經(jīng)濟(jì)依賴于家庭主要?jiǎng)趧?dòng)力等。

將以上理論分析轉(zhuǎn)化為數(shù)學(xué)表達(dá)式，假設(shè)農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)主要受創(chuàng)業(yè)環(huán)境、創(chuàng)業(yè)過(guò)程家庭照料及其他因素影響，農(nóng)村家庭是否選擇創(chuàng)業(yè)用pioneers表示，農(nóng)村家庭面對(duì)外部創(chuàng)業(yè)環(huán)境用env表示，其他因素用X表示，則有函數(shù)關(guān)系式（1）：

對(duì)式（1）求環(huán)境一階導(dǎo)數(shù)，若偏導(dǎo)數(shù)滿足式（2）：

則說(shuō)明創(chuàng)業(yè)環(huán)境中拉力占主導(dǎo)地位，即農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)屬于機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)。若偏導(dǎo)數(shù)滿足式（3）:

則說(shuō)明創(chuàng)業(yè)環(huán)境中推力占主導(dǎo)地位，即農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)屬于生存型創(chuàng)業(yè)。

在農(nóng)村家庭照料方面，農(nóng)村家庭中老年人數(shù)量用olders表示，少兒數(shù)量用children表示，家庭總?cè)丝跀?shù)用families表示，則家庭中勞動(dòng)力人口（家庭中除去老年人和少兒數(shù)量）數(shù)量用f-c-o表示，代表一個(gè)家庭中承擔(dān)家庭照料工作主要?jiǎng)趧?dòng)力，具體表示為式（4）：

則家庭照料少兒撫養(yǎng)比（c_raise）、老人撫養(yǎng)比（o_raise）以及農(nóng)村家庭總撫養(yǎng)比（raise）分別為式（5）～（7）所示：

對(duì)式（1）求家庭撫養(yǎng)比一階導(dǎo)數(shù)，若偏導(dǎo)數(shù)滿足式（8）:

則說(shuō)明家庭照料中拉力占主導(dǎo)地位，即家庭照料支持效應(yīng)大于負(fù)擔(dān)效應(yīng)。若偏導(dǎo)數(shù)滿足式（9）:

則說(shuō)明家庭照料中推力占主導(dǎo)地位，即家庭照料支持效應(yīng)小于負(fù)擔(dān)效應(yīng)。

（二）研究假說(shuō)

本文在農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)周期管理基礎(chǔ)上，對(duì)農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)客觀層面“事后驗(yàn)證”，即分析順序?yàn)檗r(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)過(guò)程中家庭照料——農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)——農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)獲得感。

根據(jù)千村調(diào)查結(jié)果，我國(guó)農(nóng)村家庭中有16歲以下子女和65歲以上老人占總家庭比例16.1%，多數(shù)家庭老人和少兒年齡尚屬于可以幫助家庭創(chuàng)業(yè)勞動(dòng)力范圍內(nèi)，即家庭農(nóng)村創(chuàng)業(yè)支持效應(yīng)未必低于負(fù)擔(dān)效應(yīng)。我國(guó)農(nóng)村農(nóng)民創(chuàng)業(yè)年齡最大者為80歲，最小者為16歲，創(chuàng)業(yè)者平均年齡為44.59歲，其中40～50歲農(nóng)民創(chuàng)業(yè)者占比41.6%，30～40歲占比21.8%，51～60歲占比20%?？梢?jiàn)我國(guó)農(nóng)村創(chuàng)業(yè)年齡跨度較大，包含部分未成年和老年人，使得創(chuàng)業(yè)支持效應(yīng)未必小于負(fù)擔(dān)效應(yīng)。故提出研究假說(shuō)一：

假說(shuō)一：農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)選擇中，家庭照料拉力占主導(dǎo)地位。

假說(shuō)一滿足式（5），即家庭照料支持效應(yīng)大于負(fù)擔(dān)效應(yīng)，對(duì)農(nóng)村家庭產(chǎn)生正向影響，使農(nóng)村家庭更傾向于創(chuàng)業(yè)。

對(duì)于農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)外部環(huán)境，根據(jù)調(diào)查情況，40%被調(diào)查者表示父母或兄弟正在創(chuàng)業(yè)，60%被調(diào)查者表示親戚朋友正在創(chuàng)業(yè)，從某種程度上可反映出農(nóng)民創(chuàng)業(yè)具有“羊群效應(yīng)”。創(chuàng)業(yè)收入可提高農(nóng)村創(chuàng)業(yè)者整體家庭收入水平，多數(shù)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)者收入與村平均水平持平或更高。此外，社會(huì)地位同創(chuàng)業(yè)存在明顯正向關(guān)系。故提出研究假說(shuō)二：

假說(shuō)二：農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)選擇中，外部環(huán)境拉力占主導(dǎo)地位，農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)是機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)。

假說(shuō)二滿足式（8），即外部環(huán)境促進(jìn)創(chuàng)業(yè)行為，此時(shí)農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)行為屬于機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)。

由于創(chuàng)業(yè)行為作為投資活動(dòng)存在一定風(fēng)險(xiǎn)，創(chuàng)業(yè)成功使創(chuàng)業(yè)者收入、地位、幸福感等得到提升；創(chuàng)業(yè)失敗帶來(lái)負(fù)債、生活質(zhì)量降低等。若假說(shuō)二成立，則我國(guó)農(nóng)村整體創(chuàng)業(yè)氛圍相對(duì)較好，農(nóng)民創(chuàng)業(yè)成功率較高，進(jìn)而提升創(chuàng)業(yè)獲得感。故提出研究假說(shuō)三：

假說(shuō)三：農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)過(guò)程中，獲得感提升。

即農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)過(guò)程中，提升幸福感、物質(zhì)財(cái)富及社會(huì)地位等。

二、研究設(shè)計(jì)及數(shù)據(jù)

（一）模型設(shè)定

為驗(yàn)證研究假說(shuō)，本文建立實(shí)證模型，農(nóng)村家庭收入用rev表示，周圍人創(chuàng)業(yè)用friend表示，社會(huì)地位用status表示，外部環(huán)境變量滿足式（10）函數(shù)關(guān)系式：

對(duì)式（1）和（10）兩邊全微分，再將式（10）所得全微分帶入式（1）全微分，整理得式（11）：

對(duì)式（11）兩邊積分并簡(jiǎn)化得到基本回歸模型式（12）：

采用logit模型對(duì)式（12）進(jìn)行回歸，為剔除收入變量和社會(huì)地位對(duì)創(chuàng)業(yè)雙向影響，進(jìn)一步使用傾向匹配得分法分析兩個(gè)變量，驗(yàn)證研究假說(shuō)。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文采用上海財(cái)經(jīng)大學(xué)“千村調(diào)查”2016年“中國(guó)農(nóng)村創(chuàng)業(yè)現(xiàn)狀調(diào)查”數(shù)據(jù)，調(diào)查范圍包括華東、華中、華南、東北、西北和西南地區(qū)，覆蓋全國(guó)多數(shù)地區(qū)，數(shù)據(jù)具有較強(qiáng)代表性。

調(diào)查問(wèn)卷分為鎮(zhèn)長(zhǎng)問(wèn)卷、村委會(huì)班子問(wèn)卷、村長(zhǎng)問(wèn)卷和入戶問(wèn)卷，考慮到農(nóng)民創(chuàng)業(yè)基本以家庭為單位，入戶調(diào)查問(wèn)卷數(shù)據(jù)可以良好刻畫農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)信息，本文使用入戶問(wèn)卷數(shù)據(jù)。共得到14 133份有效樣本，其中定點(diǎn)調(diào)查3 540份、返鄉(xiāng)調(diào)查10 593份。剔除無(wú)效樣本，共得到有效樣本數(shù)6 156份，其中創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶為2 418戶，非創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶為3 738戶。

（三）變量選擇與描述統(tǒng)計(jì)

本文研究變量分為農(nóng)村家庭是否創(chuàng)業(yè)、農(nóng)村家庭撫養(yǎng)比、農(nóng)村家庭財(cái)富代表性變量及農(nóng)村家庭外部社會(huì)環(huán)境變量。

第一，農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)變量，主要考查家庭為單位特征變量，不包括個(gè)人特征變量（性別、學(xué)歷等），具體如表1所示：因變量“創(chuàng)業(yè)”為二元離散變量，將個(gè)人和父母創(chuàng)業(yè)數(shù)據(jù)合并得出家庭創(chuàng)業(yè)變量，其中“1”代表家庭創(chuàng)業(yè)，“0”代表家庭未創(chuàng)業(yè)。

表1 變量描述統(tǒng)計(jì)

第二，撫養(yǎng)比變量，選取總撫養(yǎng)比、少兒撫養(yǎng)比及老人撫養(yǎng)比。根據(jù)問(wèn)卷中“家中老年人數(shù)量”“家中少兒數(shù)量”和“家庭總?cè)丝跀?shù)量”計(jì)算得出。非老人非少兒數(shù)量衡量家中成年勞動(dòng)力數(shù)量計(jì)算公式如公式（4），少兒撫養(yǎng)比為即公式（5），老人撫養(yǎng)比，即公式（6），總撫養(yǎng)比即公式（7）。

第三，農(nóng)村家庭財(cái)富變量，由于創(chuàng)業(yè)和家庭財(cái)富聯(lián)系緊密，本文選取家庭收入、家庭土地及家庭在村中社會(huì)地位三個(gè)變量。家庭收入變量根據(jù)問(wèn)卷中“家庭近三年的平均收入（單位：萬(wàn)元）”，其中負(fù)值代表家庭創(chuàng)業(yè)中暫時(shí)負(fù)債（根據(jù)實(shí)際回答）。從標(biāo)準(zhǔn)差可以看出，農(nóng)村家庭收入貧富差距較大，60%以上受訪者近三年家庭年均收入超過(guò)10萬(wàn)元，部分超過(guò)100萬(wàn)元，創(chuàng)業(yè)收入為家庭收入主要來(lái)源。家庭土地變量為家庭承包土地?cái)?shù)量（單位：畝）。社會(huì)地位變量根據(jù)被調(diào)查者實(shí)際回答分為5個(gè)等級(jí)：下層為1、中下層為1.5、中層為2、中上層為2.5、上層為3，從均值來(lái)看農(nóng)村家庭達(dá)到中層水平。

第四，農(nóng)村家庭外部社會(huì)環(huán)境變量，選取朋友創(chuàng)業(yè)、管理經(jīng)驗(yàn)、是否參軍、幸福感及所在地域等因素。部分所采用變量可以刻畫農(nóng)村家庭外部社會(huì)關(guān)系影響及主觀自我感受。有朋友創(chuàng)業(yè)為“1”、沒(méi)有為“0”。參軍為“1”、未參軍則為“0”。幸福感變分為六個(gè)等級(jí)，0代表非常不幸福，5代表非常幸福，從均值看，我國(guó)農(nóng)村家庭幸福感普遍達(dá)到中上水平。對(duì)于地域變量，2015年“大眾創(chuàng)業(yè)萬(wàn)眾創(chuàng)新示范基地”名單中包含被調(diào)查農(nóng)村為“1”，其余為“0”。

三、實(shí)證分析與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）二值選擇模型回歸結(jié)果

首先采用logit模型進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表2。從回歸結(jié)果看，少兒、老年人、總撫養(yǎng)比均在5%顯著性水平下正向顯著，即驗(yàn)證假說(shuō)一，農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)選擇中家庭照料拉力占主導(dǎo)地位，老年人和少兒家庭照料支持效應(yīng)大于負(fù)擔(dān)效應(yīng)。歸因于我國(guó)農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)者年齡分布廣泛，多數(shù)家庭老年人和少兒年齡尚屬于可以幫助家庭創(chuàng)業(yè)勞動(dòng)力范圍內(nèi)，支持效應(yīng)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)行為提高15%左右概率。

表2 Logit模型回歸結(jié)果

對(duì)于家庭收入，回歸結(jié)果并不顯著，由于收入和創(chuàng)業(yè)具有雙向影響，即收入高家庭更有能力創(chuàng)業(yè)，創(chuàng)業(yè)也可能使家庭收入增加，同時(shí)，收入高家庭由于生活較為富裕創(chuàng)業(yè)動(dòng)力可能較小，故使用傾向匹配得分法進(jìn)一步研究。家庭擁有土地?cái)?shù)量在10%顯著性水平上顯著，農(nóng)村家庭所擁有土地?cái)?shù)量越多，代表家庭創(chuàng)業(yè)所具有初始稟賦越多，在一定程度上可以幫助家庭創(chuàng)業(yè)。社會(huì)地位在5%顯著性水平上正向顯著，表示社會(huì)地位越高，家庭越傾向于創(chuàng)業(yè)。但社會(huì)地位和家庭創(chuàng)業(yè)也是雙向影響，創(chuàng)業(yè)會(huì)使收入增加，收入增加顯著提升家庭社會(huì)地位，使用傾向匹配得分法進(jìn)一步分析。朋友創(chuàng)業(yè)對(duì)提高家庭創(chuàng)業(yè)在5%顯著性水平正向影響家庭創(chuàng)業(yè)。管理經(jīng)驗(yàn)和參軍對(duì)創(chuàng)業(yè)影響不顯著。幸福感對(duì)創(chuàng)業(yè)在5%顯著性水平顯著，提升11左右%概率。地域變量對(duì)創(chuàng)業(yè)不顯著，歸因于國(guó)家2015年提出“大眾創(chuàng)業(yè)萬(wàn)眾創(chuàng)新示范基地”并于2016年逐步實(shí)施，本調(diào)查于2016年進(jìn)行，影響相對(duì)較小。

（二）傾向匹配得分法

為進(jìn)一步探究收入和社會(huì)地位對(duì)創(chuàng)業(yè)內(nèi)生性，本文通過(guò)傾向匹配得分法（PSM）研究已創(chuàng)業(yè)人員若不創(chuàng)業(yè)，收入和社會(huì)地位的變化。

表3為傾向匹配得分法回歸結(jié)果，處理變量為創(chuàng)業(yè)，因變量為收入、社會(huì)地位及幸福感。本文使用k臨近匹配、半徑匹配、馬氏匹配計(jì)算傾向匹配得分，其中k臨近分別用k=1和k=4回歸，由于結(jié)果高度一致，僅列出K=1結(jié)果。半徑匹配計(jì)傾向得分為0.059，故取半徑值為0.06進(jìn)行回歸。從傾向匹配共同取值范圍圖（圖1）可知，多數(shù)觀測(cè)值均在共同取值范圍內(nèi)，即使用傾向匹配得分法時(shí)僅會(huì)損失少量樣本。

表3 傾向匹配得分法

圖1 傾向得分共同取值范圍（左圖為收入、右圖為地位）

從回歸結(jié)果看，三種回歸所得ATT（參與者平均處理效應(yīng)）在5%顯著性水平下顯著。即創(chuàng)業(yè)比不創(chuàng)業(yè)收入平均提高26.78萬(wàn)元，結(jié)合表2中朋友創(chuàng)業(yè)對(duì)于農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)具有顯著正向影響，綜合創(chuàng)業(yè)使社會(huì)地位提升，證明本文假說(shuō)二，我國(guó)農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)屬于機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)，外部環(huán)境起到“拉力”作用。如果是生存型創(chuàng)業(yè)，創(chuàng)業(yè)與不創(chuàng)業(yè)對(duì)收入影響不大。對(duì)于社會(huì)地位，傾向匹配結(jié)果顯示，創(chuàng)業(yè)后社會(huì)地位顯著提升，歸因于創(chuàng)業(yè)獲得更多財(cái)富，社會(huì)地位獲得提升。

結(jié)合表3中創(chuàng)業(yè)獲得幸福感、收入及社會(huì)地位，本文認(rèn)為農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)使獲得感提升，證明假說(shuō)三。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文運(yùn)用傾向匹配得分修正過(guò)的logit模型和工具變量法對(duì)研究結(jié)果作穩(wěn)健性檢驗(yàn)，表4為logit模型回歸結(jié)果，可以看出回歸結(jié)果與原始回歸高度一致，即回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。

表4 經(jīng)過(guò)PSM后Logit模型回歸結(jié)果

表5為probit模型（ivprobit）和二階段最小二乘法（2SLS）回歸結(jié)果。ivprobit法是在考慮被解釋變量離散情況下，在probit模型基礎(chǔ)上進(jìn)行工具變量回歸，本文使用最大似然估計(jì)法（MLE），由于ivprobit模型回歸收斂時(shí)，MLE方法得到結(jié)果相對(duì)于兩步法更有效率。直接使用線性概率模型（LPM）后用2SLS進(jìn)行估計(jì)，此方法會(huì)無(wú)視被解釋變量為離散的虛擬變量事實(shí)，得到結(jié)果只具參考價(jià)值。上文logit模型回歸可看出收入不顯著，故穩(wěn)健性檢驗(yàn)使用工具變量為土地和社會(huì)地位，二者均滿足外生，且與收入相關(guān)。首先是ivprobit法回歸結(jié)果，可看出收入已正向顯著，其他變量顯著性基本與原始回歸結(jié)果類似，同時(shí)wald外生性檢驗(yàn)在5%顯著性水平下顯著，說(shuō)明工具變量滿足外生性檢驗(yàn)。為進(jìn)一步說(shuō)明外生變量和收入變量相關(guān)，本文采用2SLS方法對(duì)比說(shuō)明，但由于因變量為二元離散變量，回歸結(jié)果只具參考價(jià)值。從2SLS回歸第一階段可看出，收入對(duì)兩個(gè)工具變量具有較強(qiáng)解釋力度，同時(shí)外生性檢驗(yàn)不拒接原假設(shè)，表明兩個(gè)工具變量符合外生性，雖然第二步回歸結(jié)果與原始回歸略有差異，但不具有實(shí)際意義。

表5 工具變量回歸結(jié)果

四、結(jié)論與政策建議

本文采用“千村調(diào)查”數(shù)據(jù)，從創(chuàng)業(yè)的周期管理角度對(duì)農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)進(jìn)行研究，分別從創(chuàng)業(yè)之初的創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)，創(chuàng)業(yè)過(guò)程中家庭照料及創(chuàng)業(yè)獲得分析我國(guó)農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)。本文提出三個(gè)假說(shuō)，并進(jìn)行實(shí)證驗(yàn)證。研究結(jié)果表明，第一，我國(guó)農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)是機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)而非生存型創(chuàng)業(yè)，創(chuàng)業(yè)家庭外部環(huán)境起到拉力作用。第二，影響農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)因素中，農(nóng)村家庭照料支持效應(yīng)大于負(fù)擔(dān)效應(yīng)，表現(xiàn)為拉力占主導(dǎo)地位。撫養(yǎng)老年人和少兒負(fù)擔(dān)并不大，可能與創(chuàng)業(yè)家庭結(jié)構(gòu)有關(guān)。家庭負(fù)擔(dān)并非阻力，可以為創(chuàng)業(yè)提供支持和幫助。第三，創(chuàng)業(yè)活動(dòng)為農(nóng)村家庭帶來(lái)更多獲得感，即幸福感、財(cái)富以及社會(huì)地位。

本文研究結(jié)論現(xiàn)實(shí)意義在于：第一，政府要合理引導(dǎo)和促進(jìn)農(nóng)村創(chuàng)業(yè)良好發(fā)展，積極為農(nóng)民提供更多創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)、創(chuàng)業(yè)指導(dǎo)及就業(yè)培訓(xùn)，樹(shù)立農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)典型榜樣，引導(dǎo)農(nóng)村家庭選擇機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)。第二，目前農(nóng)村家庭撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)于創(chuàng)業(yè)家庭而言并不大，但農(nóng)村醫(yī)療保障及少兒營(yíng)養(yǎng)保健依然存在不足，完善農(nóng)村社會(huì)保障體系將對(duì)農(nóng)村創(chuàng)業(yè)起到更好助力作用。第三，農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)能夠提高創(chuàng)業(yè)群體獲得感，進(jìn)一步保障農(nóng)民家庭根本利益，提高我國(guó)農(nóng)民生活水平，實(shí)現(xiàn)我國(guó)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略目標(biāo)。