农民创业意愿与行为的一致性研究：基于AMO框架的分析

祝振兵，许 晟

（1.江西师范大学 商学院，江西 南昌 330022；2.江西农业大学 经济管理学院，江西 南昌 330045）

一、引言与文献综述

农民创业不仅对于创业者具有减贫致富的作用，还有助于激活乡村资源要素，进而推动乡村高质量发展［1］，因此促进农民创业行为的发生具有重要的现实意义［2］。创业意愿被认为是创业行为的最佳预测指标之一，创业意愿越强，执行创业行为的可能性则越大［3］。基于这种行为和意愿的一致性假设，大量研究尝试从不同的视角探索农民创业意愿的影响因素［4-7］。然而，越来越多的研究表明创业意愿并不必然引发创业行为。如国家统计局陕西调查总队在陕西省9个国家农民工返乡创业试点县的大规模调查显示，约30%的农民工有返乡创业意愿，但真正实施创业行为者仅为8%左右［8］；张海鹏等［9］对我国中部某省2 个自然村的整村全户调查发现，约38%的返乡农民具有创业意愿，但实施创业行为者仅占17%。鉴于此，如何促进农民创业意愿向创业行为的转化成为一个亟待解决的问题。

当前对于创业意愿向创业行为转化边界条件的实证探索主要围绕以下3个方面展开：第一，人口统计学特征。有研究发现，性别和年龄会调节大学生创业意愿和创业行为之间的关系，相比于女性或年龄小的大学生，男性或年龄的增加更有助于促进创业意愿向创业行为的转化［10-11］。第二，心理特征。学者们发现大学生未来导向的人格特质（主动性人格、对于不创业的预期后悔）［12］、行动导向（脱离、主动和持续）［13］、冒险精神［14］等心理特征会强化创业意愿和创业行为之间的关系；而失败恐惧［15］、状态导向（执着、犹豫和暂时）［13］会弱化创业意愿向创业行为的转化。第三，环境或文化特征。创业者父母的创业经历［10］、创业者的民族文化特征（个体主义导向、权利距离、不确定性回避、马基雅维利主义和长期导向）［16］也会调节大学生创业意愿和创业行为之间关系的强度。鉴于对农民创业关注度的增加，汪昕宇等［17］以4名返乡创业农民为研究对象，采用叙事研究的方法考察农民创业意愿向创业行为转化的条件，发现创业机会（如制度、社会等因素）可能是创业意愿和创业行为之间关系的重要调节机制。

虽然上述研究带来诸多有益启示，但仍存在以下缺陷：其一，其研究对象主要聚焦于大学生，对农民群体关注相对不足；其二，已有研究多探讨个体生理、心理因素、微观家庭或宏观文化环境的作用，对于创业能力和中观政策环境在创业意愿向创业行为转化中的作用关注不够。农民创业者与大学生创业者在创业能力和创业环境方面均有较大不同：从创业能力来看，大学生大多接受过系统的创业学习或相关的培训，而农民往往缺乏创业相关的知识［18］；就创业环境而言，农民创业所嵌入的乡村情境更为独特和复杂，与大学生的创业环境相比，农村的市场环境不够成熟（如融资困难、创业氛围不浓厚等）［19］，农民创业行为的发生更依赖于政府的支持［20］。针对农民创业和大学生创业的上述差异，为了回答如何促进创业意愿向农民创业行为转化的问题，本文引入“能力-动机-机会（AMO）”框架，采用实证研究的方法考察创业能力、创业意愿和创业机会对农民创业行为的协同影响。基于此，本文利用9个省499 份潜在创业农民的调研数据，探讨创业者的创业能力和创业机会在促进或抑制创业意愿向创业行为转化中的作用，以期回应加强创业意愿和创业行为之间调节机制研究的呼吁［3］，为推动农民创业意愿向创业行为的转化提供政策建议。

二、理论分析与研究假说

（一）创业意愿与创业行为

根据AMO 模型，个体的行为会受到能力（A）、动机（M）和机会（O）3种因素的协同影响：能力描述个体成功执行特定行为的先天或后天素质；动机即意愿，代表执行特定行为动力的强弱程度；机会描述促进或抑制特定行为执行的外部环境［21］。就本文而言，创业意愿代表影响农民创业行为的动机性因素。新事业的开创是一种意向行为，而非自发发生的行为［12］。个体的创业意愿越强，意味着其越愿意在创业中投入更多的努力，从而更有助于各项创业活动的开展，表现出更多的创业行为；反之，意愿越低，个体付出的努力越少，从而表现出更少的创业行为［22］。意愿和行为之间的关系也得到多个领域（包括创业领域）的支持，如Armitage等［23］对来自创业、教育等多个领域的185项实证研究进行元分析，发现个体的意愿能够解释22%的行为变异。来自大学生创业领域的研究也支持创业意愿和创业行为之间可能存在的关系，如Gieure 等［24］对来自34 个国家的300 名大学生进行调查，发现创业意愿与创业行为之间存在显著的正向关系；宋国学［13］对735 名中国大学生的调查也发现创业意愿对创业行为具有显著的正向影响。虽然对于农民创业意愿和创业行为之间关系的实证研究比较鲜见，但叶敬忠［25］对20 位创新农民的访谈分析也发现“想做”即创业意愿是驱动农民创业的主要因素。基于此，提出第一个研究假说：

H1：农民创业意愿对创业行为具有显著的正向影响。

（二）创业能力的调节作用

能力被定义为个体所具有的知识、技能、态度等特征，这些特征有助于个体成功地完成特定任务或行为［26］。就创业而言，机会识别能力、资源管理能力和风险承受能力［27］得到较多关注：机会识别能力描述的是个体对于市场潜在商机识别和捕捉的本领；资源管理能力指个体进行资源整合的知识技能；风险承受能力描述的是个体有多大能力承担创业失败的风险，该能力受到个体资产、心态等多方面的影响。

尽管农民的创业意愿正向影响创业行为，但二者之间关系的强弱会受到其他因素的影响［3］。根据AMO 框架，创业能力可能在二者关系中发挥着重要的调节作用［28］。如前所述，创业意愿描述个体在创业过程中拟付出时间和精力的多少，意愿越强，拟付出的时间和精力就越多，越易开展创业活动［22］。与低创业能力相比，高创业能力会助力有意向创业的农民扩大其创业努力的成效，从而增强创业意愿和创业行为之间的关系。一方面，卓越的机会识别能力和资源整合能力使得有创业意愿的农民能够更迅速地确定创业项目并获取创业所需的资源，减少无效时间的浪费，从而更快地完成诸多创业活动，如Wu等［29］研究发现能够捕捉创业机会、善于整合资源、具有较丰富经验的“能人”往往会在有创业意图的农民中脱颖而出，成为创业的先行者和带动者。另一方面，农民创业往往会伴有失败的风险［1］，潜在的创业风险会导致人的观望和犹豫［30］，而高创业风险承受能力会减少有创业意愿的农民因风险所带来的心理踌躇，使其能够更迅速地开展创业活动，如孔凡柱等［15］研究发现低失败恐惧能够降低有创业意图的大学生的观望和犹豫，从而促进创业意愿向创业行为的转化。基于此，提出第二个研究假说：

H2：农民创业能力正向调节创业意愿和创业行为之间的关系，与低创业能力相比，当创业能力更强时，创业意愿更可能向创业行为转化。

（三）创业机会的调节作用

在AMO 框架中，能力代表影响动机（意愿）向行为转化的内部因素，而机会代表影响动机（或意愿）向行动转化的外部条件或环境［28］。Fishbein 等［31］研究指出，意愿形成后，机会一旦出现，个体将会迅速采取行动。就农民创业而言，政府鼓励、政策支持和金融支持是影响创业行为的重要机会变量［4］。具体而言，政府对农民创业的鼓励有助于构建良好的农民创业交流氛围，使得有创业意愿的农民更易接触创业项目和相关知识［32］，从而助推有创业意愿的农民更快地确定创业方向，启动创业活动；政府对于农民创业的政策支持会让农民得到更多创业的指导和帮助［4］，从而节约有创业意向的农民开展各项创业活动所需的时间，助力创业意愿向创业行为的转化；此外，由于创业需要一定的资金，而农民群体相对收入较低，创业资金不足往往会阻碍创业活动的开展［33］，政府的金融支持能够缓解资金压力，减少因筹措资金而花费的时间，促进农民创业意愿向创业行为的转化。基于此，提出第三个研究假说：

H3：外部创业机会正向调节农民创业意愿和创业行为之间的关系，与低创业机会相比，当创业机会处于高水平状态时，农民创业意愿更可能向创业行为转化。

三、数据来源、变量选取与模型构建

（一）数据来源

调研对象来自江西、河南、河北、山东、湖南、湖北、安徽、山西和云南9 个省份，需满足以下两个条件：（1）具有农村户籍且属于农村地区常住人口；（2）潜在创业或正在从事创业活动。本文主要通过线下和线上两种方式获取数据：线下问卷由农村户籍的学生在假期返乡期间寻找调研对象入户调研；线上问卷利用多个学校的家校联系群，邀请农村户籍学生家长将在线问卷链接推送给符合条件的熟人完成填写。数据由两批组成，为了尽可能控制反向因果问题，每批数据均在两个时间点进行测量：时间点1 测量创业意愿、创业能力和创业机会等解释变量以及性别、年龄、婚姻状况、务工经历和受教育程度等人口统计学变量；时间点2 测量被解释变量创业行为。两次测量时间间隔过长可能导致意愿的改变，时间过短难以引发行为的变化，参照Neneh［12］的做法，时间点1 和时间点2 的间隔约为6 个月。第一批数据分别在2020 年1 月和8 月两个时间点进行测量，共发放问卷300 份，回收有效问卷260 份，问卷有效率为86.7%；第二批数据分别在2020 年7 月和2021 年2 月两个时间点进行测量，发放问卷300份，回收有效问卷239 份，问卷有效率为79.7%。两批数据的问卷共发放600 份，回收有效问卷499 份，问卷总有效率为83.2%。

（二）变量选取

1.被解释变量 本文被解释变量为创业行为。创业行为的界定和测量有结果和过程两种观点：结果观认为创业行为是一种结果，往往使用是否创立新企业来定义和测量创业行为［34］；过程观认为创业行为是将想法转变为一系列活动直至销售产品或服务的过程，并用个体完成创业活动的多少来表征创业行为的差异［12］。鉴于以往创业意愿向创业行为转化的研究多采用创业行为的过程观［10，12］，故本文从过程的视角考察创业行为。具体而言，借鉴Shirokova 等［10］对创业行为的测量方法，询问受访农民在过去的半年时间内是否从事“与他人讨论创业的想法”“收集有关市场或竞争对手的信息”“制定创业计划”“开始筹集创业资金”“为业务采购材料或设备”“开始产品/服务开发”“注册经营”“开始营销或推广工作”“销售产品或服务”等活动，再计算创业活动指数来表征创业行为的程度。

2.解释变量 本文解释变量为创业意愿。借鉴Saeed 等［35］所使用的测量问卷，使用“我认真考虑过创业的事情”“我相信自己一定会创业”“我将会尽一切努力去创业”等题项进行测量。本文中该问卷的Cronbach’s α系数为0.811。

3.调节变量 本文调节变量为创业能力和创业机会。创业能力的测量参照Gieure 等［24］的问卷，从创业机会识别能力、资源整合能力和风险承担能力等3 个方面来测量：创业机会识别能力包括“我能很好地发现一些创业的机会”“我有很强的创业机会识别能力”“我知道如何开发新产品/新服务（或种植/养殖哪些经济效益好的动/植物）”等题项，资源整合能力包括“我有很强的人际沟通能力”“我有很强的经营管理能力”“我有很强的资源整合能力”等题项，风险承担能力包括“我有很强的风险承担能力”“我有很强的冒险精神”“即使有可能失败，我也会主动行动”等题项。创业机会的测量使用Turke等［36］的结构性支持问卷，包括“当地政府鼓励农民创新创业”“当地政府有非常好的创业支持政策”“当地政府提供完善的创业配套服务”“当地政府能够提供创业资金支持”等题项。本文中创业能力和创业机会两个问卷的Cronbach’s α系数分别为0.851和0.839。

4.控制变量 参考已有研究的做法，将性别、年龄、婚姻状况、务工经历、受教育程度作为控制变量［10-12］。各变量说明与描述性统计如表1所示。

表1 变量说明与描述性统计

（三）模型构建

由于主要变量均为连续变量，且变量间为线性关系，故采用OLS回归，构建模型如下：

式（1）中，Entrbehai为被解释变量，表示创业行为；Intei为解释变量，表示创业意愿；Ablii为调节变量，表示创业能力；Oppoi为调节变量，表示农民感知到的创业机会；Inte*Ablii为创业意愿和创业能力的乘积或交互项；Inte*Oppoi为创业意愿和创业机会的乘积或交互项；Ci为控制变量，代表性别、年龄、婚姻状况、务工经历和受教育程度等因素；εi为残差项。

四、结果与分析

（一）基本模型检验

从表2 中模型（1）和模型（2）的对比可以发现，将自变量创业意愿纳入回归方程后，模型（2）对因变量的解释量显著增加（ΔR2=0.302，P＜0.01），创业意愿对创业行为预测的标准化回归系数亦达到统计显著水平（β=0.556，P＜0.01），表明创业意愿对创业行为具有显著的正向预测作用。据此，H1得以验证。

表2 创业意愿与创业行为的线性回归分析

为了对H2进行检验，先把人口统计学变量、创业意愿和创业能力纳入回归方程作为控制变量，得到模型（3），再将创业意愿和创业能力的乘积项纳入回归方程，得到模型（4）。与模型（3）相比，模型（4）中乘积项所解释的方差增量达到统计显著水平（ΔR2=0.036，P＜0.01），乘积项预测创业行为的回归系数亦达到统计显著水平（β=0.221，P＜0.01）。简单斜率分析发现，高创业能力时（均值+1 个标准差）方程的回归系数（b=0.099，t=15.94，P＜0.01）大于低创业能力时（均值-1 个标准差）的回归系数（b=0.043，t=4.09，P＜0.01），说明高创业能力促进创业意愿向创业行为的转化。这些结果表明创业能力正向调节创业意愿和创业行为之间的关系，H2得以验证。图1 直观地呈现创业能力的调节作用。

图1 创业能力的调节效应

为了对H3进行检验，先将人口统计学变量、创业意愿和创业机会纳入回归方程作为控制变量，得到模型（5），再把创业意愿和创业机会的乘积项纳入回归方程，得到模型（6）。与模型（5）相比，模型（6）中乘积项的解释量达到统计显著水平（ΔR2=0.018，P＜0.05），创业行为对乘积项的回归系数亦达到统计显著水平（β=0.152，P＜0.01）。简单斜率分析发现，高创业机会时（均值+1个标准差）方程的回归系数（b=0.102，t=14.42，P＜0.01）大于低创业机会时（均值-1个标准差）方程的回归系数（b=0.060，t=6.03，P＜0.01），说明高创业机会助推创业意愿向创业行为的转化，H3得以验证。创业机会的调节效应图如图2所示。

图2 创业机会的调节效应

鉴于创业意愿和创业机会的调节作用均显著，试图对二者的调节效应大小进行比较。从表2的RC模型可以发现，创业能力和创业意愿交互项的标准化回归系数（β=0.246）明显大于创业机会和创业意愿乘积项的回归系数（β=0.145）。这种差异的一个可能原因是，随着乡村振兴的持续推进，虽然政府对农民创业的支持力度和农民创业意愿较之前得到一定的提升，但农民创业竞争愈发激烈，竞争使得个人创业能力在推动创业行为过程中的作用更加突出。王桂玲等［37］的扎根研究发现，相比于创业环境，农民自身素质和人力资本对创业行为的影响作用更大。

（二）稳健性检验

本文关注创业意愿对创业行为的影响，但创业活动的开展亦有可能影响创业意愿［38］。为了控制创业意愿和创业行为之间由于反向因果而带来的内生性问题，借鉴已有研究所使用的多时点数据采集方法［10，19］，在间隔约半年的两个不同时间点分别搜集创业意愿和创业行为的数据。因此，可以认为反向因果问题得到较好的控制。为了进一步考察研究结果的稳健性，使用增加控制变量和替换变量两种方式对模型稳健性进行检验。

1.增加控制变量的稳健性检验 由于创业能力和创业机会均会调节创业意愿和创业行为的关系，构造创业意愿、创业能力和创业机会的三次交互项以及创业机会和创业能力的二次交互项，将其纳入回归方程；同时由于已有研究发现性别会调节创业意愿和创业行为之间的关系［11，39］，因此对性别和创业意愿的交互项也纳入回归方程。表2 的RC 模型显示，在增加这些控制变量后，创业意愿对创业行为的影响以及创业能力和创业机会的调节效应依然显著。

2.替换变量法的稳健性检验 使用创业行为评定的二分法（由被调查农民报告自己是否正从事创业？是=1；否=0）替换创业行为的过程测量法再次检验研究结果的稳健性，执行二元Logistic 回归考察创业意愿与创业行为的关系以及创业能力和创业机会的调节作用（表3）。表3 显示，在控制人口统计学变量和三次交互项等后，创业意愿（β=2.196，P＜0.01）、创业意愿和创业能力乘积项（β=4.522，P＜0.01）、创业意愿和创业机会乘积项（β=2.964，P＜0.01）的回归系数均达到统计显著水平。由此，上述分析支持表2 中创业意愿对创业行为的正向影响、创业能力以及创业机会对创业意愿和创业行为之间关系的正向调节作用。

表3 创业意愿与创业行为的二元Logistic回归

五、主要结论与政策建议

基于追踪调查的方法，收集499份创业农民调查数据，利用AMO模型考察农民创业意愿和创业行为之间的关系及二者作用的边界条件。得到如下主要结论：（1）农民创业意愿对创业行为有显著的正向影响。（2）农民的创业能力正向调节创业意愿与创业行为之间的关系，即更强的机会识别能力、资源整合能力和风险承担能力会强化创业意愿和创业行为之间的关系；反之，更弱的创业能力会削弱创业意愿和创业行为之间的关系。（3）创业机会正向调节创业意愿与创业行为之间的关系，即政府对于农民创业的支持有助于促进创业意愿向创业行为的转化；反之，政府支持的缺乏会抑制创业意愿向创业行为的转化。

基于上述研究结论，为促进农民创业意愿向创业行为的转化，提出以下政策建议。第一，继续提升农民创业意愿以促进农民创业。具体而言，可以通过强化对创业重要性的宣传、树立农民创业榜样等措施继续提升农民创业意愿，点燃农民创业热情。第二，强化农民教育培训，提升农民创业能力，促进创业意愿向创业行为的转化。有针对性地提升有创业意愿者的创业能力，加大对有创业意愿农民的创业学习和培训力度，增强农民的创业警觉性，提升其对创业机会的识别和利用能力；进行个人主动性、政治技能等方面的培训，提升其资源整合能力；加强风险管理方面的培训（如保险知识的培训）以提升农民的创业风险承受能力。第三，优化政府对农民创业的支持和服务环境，提升创业机会，促进创业意愿向创业行为的转化。为有创业意愿的农民提供项目推介、注册审批的全程代办等业务，优化农民创业的配套服务，增强服务支持；对于有资金困难的创业者，可以通过直接补贴或担保贷款等措施缓解融资困难，提升金融支持。