乡贤助力提升农户创业意愿了吗？——参与合作社与未参与合作社的差异

葛栋栋 彭炼波 ,3刘滨

（1江西农业大学经济管理学院，江西 南昌 330045；2安福县农业技术推广中心，江西 吉安 343200；3江西农业大学“三农”问题研究中心，江西 南昌 330045）

一、引言

乡贤是新时代乡村的“先进人物”“道德模范”“领军人才”，对乡村有情怀、有牵挂，对乡村发展有热情、有力量。2018 年的中央一号文件明确提出要“积极发挥新乡贤作用”。在本文中，将乡贤界定为在村中具有一定威望或者在外具有一定成就，并且有能力且愿意为家乡做出贡献的人。随着农村基础设施建设的不断完善，吸引了一大批乡贤回乡创业，助力乡村振兴。乡贤队伍是乡村振兴的担当者，在农户创业的热潮中承担着打破农户固有思维的任务，是农户创业过程中的“助推剂”，为推动农户创业提供新思路、新经验。

如何更好地强化乡贤作用发挥，是实现乡村振兴的必要思考，其受到社会各界的广泛关注，在学界也引发热烈讨论。部分学者实证分析得出，乡贤对专业农户的创业意愿具有促进作用[1]。而相较于专业农户，兼业农户自身禀赋更强。因此，乡贤通过提供超过兼业农户所能够获得的资源禀赋来激发其创业意愿[2]。另有学者从乡贤对农户创业意愿的影响路径分析，得出社会资本[3]、创业环境[4]、政策支持[5]等可以有效提高农户创业意愿。但相关研究样本主要集中在参与合作社的农户[6]，其结论未必适用于所有农户，尤其是未参与合作社的农户。众所周知，对比参与合作社的农户，未参与合作社的农户创业阻碍较大，具有抗风险能力差，缺乏相关资源支持等特点。由于存在以上差异，乡贤助力给参与合作社与未参与合作社农户带来的效益可能存在一定区别，且回顾相关文献发现，探究乡贤助力未参与合作社农户创业的研究相对较少，主要集中在理论介绍、模式探讨等方面。关于乡贤助力是否提升总体农户的创业意愿，鲜有文献分析。因而，本文从乡贤助力农户创业角度，以农户创业意愿为结果变量来衡量乡贤助力的普惠性，探讨乡贤助力是否提高总体农户的创业意愿，并实证分析参与合作社农户与未参与合作社农户在乡贤助力中的创业意愿是否具有差异性，具有重要的理论和实践意义。

二、文献综述与研究假说

（一）农户创业意愿及其影响因素

本文将农户创业界定为：具备一定创业资本和能力的农民，在寻找或开拓市场空间的基础上，通过生产要素重组，开辟新的生产领域和经营形式，用来达到自身利益最大化以及扩大劳动力就业的过程。本文选取农户创业意愿作为研究的结果变量，通过梳理相关文献界定创业意愿的具体意义和指标测量。创业意愿的具体意义方面，已有研究成果认为创业意愿是在拥有一定资金、技术和信息等优势资源下，创办中小企业或进行其他资源开发、利用的投资行为[7]，具有充分利用自身环境与外部资源、识别创业机会、资源优化重组和价值创造等特征[8]，并认为农户创业意愿是愿意付诸创业实践的主观动力[9]。部分学者将创业意愿提炼为横向创业意愿与纵向创业意愿两个方面，并对其进行细分维度的定义。横向创业意愿是指当下与他人创业意愿作为对照做出的主观判断，纵向创业意愿是基于个人当前与过去创业意愿的对照[10]。借鉴已有研究对农户创业意愿的分维度测度，本文将乡贤助力过程中农户创业意愿作为横向现实创业意愿，以乡贤助力后农户创业意愿的变化作为纵向预期创业意愿来具体测度。

此外，学界关于农户创业意愿的研究主要集中在农户创业意愿现状与创业意愿影响因素两方面。农户创业意愿现状方面，一些学者实证得出农户创业意愿在其群体中广泛存在，包括欠发达地区[11]，但另一些学者对此持有相反看法，他们认为，大部分农户不会产生创业意愿，且其创业意愿受到多方面影响[12]。农户创业意愿影响因素方面，已有文献表明，社会资本、人力资本、企业家精神、环境因素等都会影响农户创业意愿[13]。其中，创业环境是农民工创业意愿[14]和创业绩效[15]的重要支配因素。同时，自然资源禀赋[16]、政府相关政策[17]以及周边人的思维影响[18]都会显著正向影响农户创业意愿。

（二）乡贤助力对农户创业意愿的影响

人才振兴是乡村振兴不可或缺的一部分。乡贤助力作为乡村高质量发展的助推器[19]，会对农户创业意愿产生不同程度的影响，通过乡贤带来的丰富资源及超前思想会进一步提升农户的创业意愿。那么乡贤助力是如何影响农户创业意愿的？当前，我国农户创业的经营载体分为“自有土地”“租赁经营”“合作经营”以及“其他”四种形式，主要以自有土地与租赁经营为主要方式[20]。现有农户创业大背景下，农户创业具有规模较小、缺乏技术支持以及资金匮乏等特点。首先，限制农户创业、扩大生产规模的主要问题是资金短缺；其次，尽管农户创业规模较小且具有管理灵活、快速适应市场变化的优势，但也难以取得较快发展，获得更大的创业绩效；最后，城乡二元结构使得区域间流通发展具有不平衡性，信息可获得性差异明显，农户创业难度增加[21]。综上所述，这些障碍势必会降低农户创业意愿。但乡贤助力有力地打破了过去阻碍扩大生产规模的瓶颈，通过提供行动资源、创业思想与改善创业环境等方面的支持，大大降低了农户创业的资金约束，也缓解了传统小农思维的束缚。已有研究表明，乡贤所提供的资源具有聚合效应，其所产生的创业绩效远远超过传统规模经营，不仅扩大了农户经营规模[22]，而且对农户创业意愿的影响具有普适性。因此，本文从资源禀赋视角来分析乡贤助力对农户创业意愿的影响，并提出以下研究假说：

假说H1：乡贤助力可以提高农户创业意愿。

假说H1a：乡贤助力可以提高横向现实农户创业意愿。

假说H1b：乡贤助力可以提高纵向预期农户创业意愿。

（三）乡贤助力对农户创业意愿影响的群体效应

乡贤助力对农户创业意愿的影响程度会因农户是否参与合作社有所不同。究其原因，未参与合作社农户通常在资源获取、信息接收等方面处于劣势地位，从而一定程度上降低了其在社会经济方面的项目参与机会。政策引导与农户收入的提高是合作社形成的根本原因[23]，也是部分农户加入合作社最直接的原因，且合作社一定程度上也会对经营规模的扩大起到促进作用。在三权分置的大背景下，盘活农村土地经营权、创新农业经营方式的关键是合作社的形成[24]，并且合作社规模越大，资源转化效率越高[25]。由于参与合作社与未参与合作社之间存在乡贤助力影响的差异，那么如何控制这些差异用来评估乡贤助力对整体农户创业的影响尤为重要。

需要说明的是，即使在控制这些差异的条件下，乡贤助力对参与合作社农户与未参与合作社农户的创业意愿的影响亦可能存在系统性的差别。回顾相关研究发现，参与合作社与未参与合作社具有资源获取的不对称性，从而导致农户收益存在差别。部分学者从合作社减贫增收的异质性角度出发，得出加入合作社对土地经营规模较大、位置偏僻的农户收益更大[26]，另有部分学者实证分析认为，农户参与合作社会提高自身的经营性、工资性以及转移性收入[27]，但不同模式的合作社对农户创业存在显著差异[28]，表明乡贤助力对农户创业意愿的影响可能在参与合作社农户与未参与合作社农户之间存在显著差别。基于此，本文提出以下假说：

假说H2：是否参与合作社在乡贤助力影响的农户创业意愿中存在差异。

假说H2a：参与合作社农户在乡贤助力影响中的农户横向现实创业意愿提升效应高于未参与合作社农户。

假说H2b：参与合作社农户在乡贤助力影响中的农户纵向预期创业意愿提升效应高于未参与合作社农户。

三、数据来源、变量选取与模型构建

（一）数据来源

本文采用的数据来自江西农业大学江西省乡村振兴战略研究院课题组于2021 年6 月至9 月在江西省的实地调研。调研采用典型抽样与分层抽样相结合方式，调查范围涉及江西全省。结合调查方法实施的可行性，调查的地点分布在江西省8个县（市）、31个行政村，样本选取采用随机抽样的问卷调查法，选择在乡村振兴方面具有典型代表意义的村庄，在每个村里面调研所有的行政村小组，对所有村小组居民进行随机抽样，向其发放问卷，采用面对面访谈方式，以获取更为准确详细的数据，共发放调查问卷700份，有效回收问卷656份，问卷回收率为93.7%。

根据本文研究需要，并确保样本在不同维度分析过程中的一致性，本文保留相应变量均完整作答的问卷，剔除不合理问卷，最终获得有效问卷479份。调查内容主要涉及村庄信息、产业兴旺、生活富裕等方面。其中，40.7%（195 份）的农户有乡贤助力，82.7%（395份）的农户未参与合作社，参与合作社且得到乡贤助力的农户比例为11.3%，未参与合作社且得到乡贤助力的农户比例为29.4%。

（二）变量说明及其统计特征

1.核心解释变量

本文的核心解释变量为是否有乡贤助力。由于乡贤助力的方式具有多种路径，本文借鉴已有研究从行动资源助力、思想助力、创业环境助力三个方面来界定是否有乡贤助力。若至少有一方面助力，则界定为有乡贤助力；若未得到以上三方面助力则界定为未得到乡贤助力。在数据搜集过程中，将乡贤给予的社会资本上的支持界定为行动资源助力，将乡贤通过带来超前思想以及组织农户进行相关培训方面界定为思想助力，将乡贤给农户带去的潜移默化的影响，例如提高农户创业信心以及创业积极性等方面界定为创业环境助力。

2.被解释变量

本文被解释变量是具体反映不同维度农户创业意愿的变量。已有研究表明，利用时间节点与参考群体的差异，即分别从横向现实与纵向预期维度进行主观意愿的测量是一种可行路径[29]。参照此类的基本维度划分，本文选用调查问卷中横向现实变量与纵向预期变量对农户创业意愿展开分析。横向现实维度为调查时间点（2021年夏）的结果变量“农户是否愿意创业”，具体分为“愿意、不愿意”两种选项。纵向预期维度使用“预期乡贤助力后农户是否愿意创业”作为纵向农户创业意愿变量。

3.控制变量

家户状况、社区条件等可能影响农户创业意愿的相关变量描述统计如表1所示。均值差t检验表明，除农户年龄、是否村干部、村中生产机械化水平之外，被解释变量与各类控制变量在有乡贤助力农户与没有乡贤助力农户之间差异性在1%统计水平下显著。结合各变量进行分析，有乡贤助力农户与没有乡贤助力农户存在显著的资源禀赋与创业环境差异。因此，本文使用处置效应评估模型，进一步分析农户在乡贤助力方面的自选择偏差问题。

表1 变量描述统计及分组均值t检验

（三）模型构建

本文的主要目的是分析乡贤助力对农户创业意愿的影响，使用倾向得分匹配法对“倾向值”进行函数匹配，平衡具有选择偏差的控制变量，最终使具有选择偏差的控制变量分布一致。首先，将乡贤影响的农户创业意愿进行“效应评估”处理；其次，把有乡贤助力的农户构成“处理组”，没有乡贤助力农户形成“对照组”；最后，借鉴“反事实框架”的理论概念，结果变量（创业意愿与预期创业意愿）Yi的平均差异被是否有乡贤助力所决定，表示为：

（1）式中，i表示个体农户数量编号。虚拟变量Di={0，1}，表示农户个体i是否得到乡贤助力（1 为有助力，0为无助力）。用来验证结果变量（农户创业意愿）Y受到解释变量X影响的同时，其差异性也受到是否有乡贤助力D 的影响。(Y1i-Y0i)为乡贤的平均处理效应，而有乡贤助力的农户，其平均处理效应表示为：

在普遍情况下，选择偏差由有乡贤助力的农户与没有乡贤助力的农户的结果变量所决定，即ATE由ATT 和选择偏差组成，但ATT 能够测量有乡贤助力农户的创业意愿，数值大小及其是否显著对结果分析较为重要。实地调查过程中，农户要么有乡贤助力，要么没有乡贤助力，无论何种选择都能够包含在内。若农户得到乡贤助力，则可观测Y1i，但无法观测到该农户没有得到乡贤助力的潜在结果；若农户没有得到乡贤助力，则可观测到Y0i，但无法观测到该农户有得到乡贤助力的潜在结果。因此，与实际结果相反的其他潜在结果是缺失值。在观测样本数据中对其进行处理效应评估，实际上是处理缺失值的问题，而使用观测数据评估处理效应的有效统计方法是倾向值分析，通过倾向值匹配方法，为“处理组”个体i找到相对应的控制组中某个体j，让个体i与个体j的非回归参数或可测量控制变量参数估计接近，最终进行匹配，从而可以将个体j的结果变量作为个体i的反事实参照。

根据倾向值匹配后的样本处理方法，计算乡贤助力影响农户创业意愿的平均处理效应，其估计量的表达式为：

四、实证结果分析

（一）乡贤助力的创业意愿效应测量结果

由表2、表3 可知，利用倾向得分匹配法，实证显示乡贤助力对两种维度农户创业意愿的处置效应。考虑可能存在较多具有可比性的控制组样本，以及实证结果是否具有稳健性，本文选用k近邻匹配和核匹配两种匹配估计方法来计算标准误差。从整体上看，不同匹配方式下，乡贤助力对不同维度的农民创业意向的配置效应(ATT)水平和显著性水平基本一致，但农户创业意愿在不同维度上存在差异，参与合作社与未参与合作社的效果也存在差异。从横向现实农户创业意愿来看，未得到乡贤助力的农户创业意愿自评等级为0.194，而得到乡贤助力的农户创业意愿自评等级为0.425，高于未得到乡贤助力的农户创业意愿自评等级，表明乡贤助力提高了农户创业意愿自评等级，且处置效应在1%统计水平下显著。在参与合作社农户与未参与合作社农户之间，处置效应水平具有差异性。无论哪种匹配结果，在乡贤助力下，参与合作社农户横向现实创业意愿都比未参与合作社农户横向现实创业意愿提升更大。两种匹配估计方法下，K近邻匹配中是0.299 相对于0.161，在核匹配中是0.357相对于0.162。因此，实证结果表明，在横向现实农户创业意愿中，乡贤助力提升农户创业意愿，且在参与合作社农户中提升的幅度更大。

表2 乡贤助力的横向现实农户创业意愿效应

表3 乡贤助力的纵向预期农户创业意愿效应

纵向预期农户创业意愿方面，结果显示，有乡贤助力的农户预期创业意愿高于没有乡贤助力的农户，在近邻匹配中为0.158，核匹配中为0.152。在不同组别估计结果表明，参与合作社与未参与合作社农户之间存在乡贤助力影响效应的差异性，乡贤助力使未参与合作社农户预期创业意愿有所提高（在1%水平下显著）；但在参与合作社农户中，乡贤助力对预期创业意愿的影响极其微弱，在K近邻匹配与核匹配中，处置效应都不显著。

从上述两种维度的结果可以看出，假说H1“乡贤助力可以提高农户创业意愿”与假说H2“是否参与合作社在乡贤助力影响的农户创业意愿中存在差异”均得到了验证。无论是以横向现实农户创业意愿还是纵向预期农户创业意愿为结果变量，乡贤助力都使农户创业意愿得到显著提升。但是在两种维度的农户创业意愿中，参与合作社农户与未参与合作社农户之间创业行为存在差异。

（二）共同支撑域与平衡性检验

首先，匹配的前提是重叠假设，这保证了数据“对照组”和“处理组”的倾向评分范围具有相同的部分，也就是“共同支撑域”。本文中所使用的K近邻匹配与核匹配方法损失的样本数量一致。在不分组、参与合作社、不参与合作社三类样本中，损失的样本数据分别为2.5%、10.5%、2.2%。在倾向评分匹配过程中，有少量样本丢失，大部分样本的观测值都在公共范围内。因此，在本文中可以认为由于样品数据损失导致的偏差较小。

其次，由于得到乡贤助力的农户与未得到乡贤助力的农户初始条件存在差异性（表1 均值t 检验所示），对乡贤助力的效应评估应尽量剔除这类“选择偏差”带来的影响。平衡性检验证明，所使用的匹配方法使数据得到了较好的匹配，本文使用的方法都使控制变量标准化偏差限制在10%之内。

表4 显示了不同分组之间解释变量的平衡性检验结果。在不分组的样本中，伪R2通过匹配后从0.062下降到了0.001～0.006；LR统计量匹配前为39.93，匹配后为0.61～2.98；解释变量的偏差均值与偏差中值由匹配前的15%、16%以上，下降到了匹配后的7%以内。对于参与合作社组、未参与合作社组，平衡性检验结果表明，在匹配后解释变量都得到了较好的平衡。

表4 匹配前后解释变量的平衡性检验结果

（三）敏感性分析

实证结果中存在对干预效果的估计存在隐藏偏差，最终导致结果偏差的现象，可能的原因为在可观察因素的选择上存在显著的遗漏。需要进一步的敏感性分析来估计隐藏偏差的水平。表5 和表6 分别显示了农户创业意向在不同维度上对匹配方法的ATT 敏感性水平。如果Gamma 较大，且单边显著性水平超过0.1，则结果可被解释为对隐藏偏差的稳健性。

表5 横向现实农户创业意愿ATT的敏感性水平

表6 纵向预期农户创业意愿ATT的敏感性水平

由表5 可以看出，当Gamma=2 时，不分组、参与合作社与未参与合作社的横向现实农户创业意愿ATT分别在10%、5%、1%水平下显著，表明横向现实农户创业意愿ATT 匹配方法下对隐藏偏差具有良好的稳健性。

由表6 可以看出，当Gamma=2 时，不分组、参与合作社与未参与合作社的纵向预期农户创业意愿ATT 分别在1%、5%、5%水平下显著，表明纵向预期农户创业意愿ATT 匹配方法下对隐藏偏差具有良好的稳健性。

（四）评估结果解释分析

从评估结果分析，乡贤助力对样本农户的创业意愿效应的提升是显著的，并且在横向现实农户创业意愿与纵向预期农户创业意愿都是如此，也符合了假说H1、假说H1a 与假说H1b 的观点。在农户创业意愿效应上存在群体差异，该观点与假说H2相对应，并且乡贤助力对参与合作社农户的横向现实农户创业意愿提升效应更大，符合假说H2a的观点。但在纵向预期农户创业意愿方面，乡贤助力对未参与合作社农户纵向预期农户创业意愿提升效应更大，假说H2b未得到验证。

以上结果存在的矛盾在于，乡贤助力对参与合作社农户的横向现实创业意愿的影响大于未参加合作社农户的横向现实创业意愿（稳健），但对纵向预期创业意愿效应的影响接近于无（稳健）。参与合作社农户具有优先获取资源禀赋、优先得到乡贤助力的能力，并且对资源的需求弹性较大，因此，横向现实创业意愿提升较大，但其横向现实创业意愿随着资源获取到达峰值时，需求弹性随之降低，横向现实创业意愿会维持在某一较高水平线，缺乏提高的内生动力。因此，在乡贤助力后的一段时间，参与合作社农户横向现实创业意愿提升有限；另一方面，未参加合作社的农户在自身缺乏相应资源禀赋的先天劣势下，同时具有资源获取与信息获取的迟滞性，这种迟滞性带来的后果是，得到乡贤助力第一梯队的农户往往不是这类农户，获取乡贤助力的资源较少，且将这种助力转化为创业意愿的周期较长，因此乡贤助力对其横向现实创业意愿的影响小于参与合作社农户，但纵向预期创业意愿大于参与合作社农户。

具有创业意愿是农户愿意创业的必要条件，通过乡贤助力对农户创业意愿的影响评估以及对结果可能的解释，有助于社会各界重新审视乡贤助力过程中存在的群体效应，冷静思考其缺乏内生动力以及迟滞性等根源性问题，着力提升未参与合作社农户横向现实与纵向预期创业意愿。

五、结论与建议

（一）研究结论

本文利用江西农业大学江西省乡村振兴战略研究院课题组（2021）的调查数据，采用倾向得分匹配法，构建“反事实框架”，评估乡贤助力对农户横向现实、纵向预期创业意愿的处置效应，并对参与合作社农户与未参与合作社农户进行分组比较。得出的结论主要包括：

第一，乡贤助力对样本中农户两个维度的农户创业意愿均有显著提升效应，但参与合作社农户与未参与合作社农户在两个维度农户创业意愿方面差异性有所不同。第二，横向现实农户创业意愿中，乡贤助力对参与合作社农户创业意愿的提升效应相比未参与合作社农户的提升效应更大。第三，纵向预期农户创业意愿中，乡贤助力的提升效应仅限于未参加合作社农户，对参与合作社农户的提升效应几近于零。

（二）政策建议

针对上述结论，本文给出如下建议，以期能够为决策者提供有益参考：第一，鉴于乡贤助力对样本农户两个维度的农户创业意愿均有积极作用，政府应积极营造良好的创业政策环境，加大力度鼓励、吸引乡贤回归，助推高质量乡村建设。第二，继续大力扶持农民专业合作社，引导农民正确认识、切实感受合作社在提供低成本便利化生产经营服务、解决就业、增加收入等方面的积极作用。第三，明确参与合作社农户与未参与合作社农户之间，不同维度的显著效应差异，进而在乡贤助力的方式以及机制探讨中，避免过于片面、笼统的分析。应结合不同群体之间的矛盾，尽量消除未参与合作社农户资源获取的迟滞性，有针对性地向各群体推广，从而助力农户创业。