農村家庭創業投資周期管理研究：創業動機、家庭照料與創業獲得感
——基于“千村調查”數據分析

夏李瑩 馬學琳

1.上海財經大學浙江學院，浙江 金華 321013；2.上海財經大學，上海 200433

引言

大眾創業萬眾創新，是激發國內市場需求必然選擇，也是應對國際市場要求的必要舉措。2015年《關于大力推進大眾創業萬眾創新若干政策措施的意見》旨在指導完善相關體制，為引導資金扶持創業提供依據。2019年中國統計局數據顯示，我國農村人口為55 162萬人，占總人口比重39.4%。雖城鎮化率不斷提高，但農村人口依然龐大，如何促進農民創業、增加就業渠道及提高農民收入是改善農民生活條件重要方向。

本文以農村家庭為單位，分析農民群體家庭創業。具體研究對象為我國農村家庭，由于多數自營創業項目初始資金來源于家庭財產，農村創業亦是如此。Dyer提出，不以家庭為研究對象較難合理解釋農村創業行為[1]；郭軍盈指出，農民創業多依賴家庭式非企業化組織形式[2]；上海財經大學2016年“千村調查”數據顯示，農村家庭創業現象較普遍，有四成被調查者表示自己父母或兄弟姐妹同時創業，且較難區分成員具體收入。故將農村家庭單位作為研究對象更具理論和實踐意義。

農村家庭創業包括三個方面，第一，創業初期項目選擇，即創業動機。第二，創業項目本身，即創業過程中面臨問題，本文聚焦于家庭照料對家庭創業的推動力和負擔。第三，創業者在創業活動中所得，即獲得感，包含物質和精神所得。

創業動機是創業者在創業之初選擇中面臨的處境和狀態。家庭照料是創業者在創業過程中承受的家庭壓力、成本及家庭幫助。創業獲得是創業者獲得回報，包括物質財富及名望等。對于農民創業動機類型，GEM（全球創業觀察）2001年報告依據創業動機將創業分為生存型創業和機會型創業。該報告提出生存型創業或機會型創業并非創業者主觀選擇結果，而是由創業者所面臨環境和能力決定。創業環境是指宏觀社會環境，創業者能力是指其創新開拓市場能力。尹志超等在此基礎上將機會型創業歸為主動型創業，將生存型創業歸為被動型創業[3]。羅明忠等從生存、自我實現及解決就業等角度將創業分為經濟型和社會型創業[4]。創業動機研究中“推拉”理論指出，創業一方面受負面影響（如失業）產生創業想法，另一方面受正面影響（如發現潛在機會）吸引個人創業行為，但羅明忠等指出潛在原因可能很多[4]。農民在創業過程中主要受創業利益根本驅動，即追求個體利益和組織利益[2]。外在表現形式被劃分為擺脫貧窮、謀求生存，郭軍盈認為追求價值實現僅為表現形式[2]，農民在創業動機選擇中，事先詢問可能僅為主觀印證創業外在表現，創業者屬于何種創業種類需驗證得出，屬于“事后”驗證。分析農民創業動機要根據農民所處環境、是否外出打工獲得過相關經驗、創業創意等因素決定。

創業者在創業過程中面臨種種壓力，一方面，面臨盈利壓力，盈利不足以抵消成本支出可能會迫使創業者放棄。另一方面，農村創業者家庭照料負擔較大。農村老年人普遍養老保障比較薄弱，同時子女相對較多，創業者承受較大撫養壓力，但老人幫助子女照看兒童或給予子女創業資金支持為農村家庭創業提供幫助。石人炳指出我國老年人照料以親情模式為主[6]；“中國城鄉老年人調查”顯示，我國60～74歲農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]；石人炳通過局部抽樣得出農村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，農村老年人撫養比重并非過大。蔣承等指出照料老年人影響子女就業機會及工作時間[8]；陳璐等進一步研究表明，老年人家庭照料會影響女性勞動參與率，減少女性家庭供給[9]。即通過擠出創業時間與擠出創業支出兩個方面“負擔效應”顯著降低子女創業概率，但老年人通過隔代照料與減輕經濟負擔兩個方面“支持效應”顯著提升子女創業概率[10]。但該研究樣本內家有老年人比重不足17%，存在一定內生性，故創業過程中壓力或推動力均可能決定農村家庭創業發展。

對于創業結果而言，本文主要衡量創業者本身財富影響、精神幸福感及社會地位提升，創業獲得感能夠對農民創業最終所得做出較全面評估。創業獲得感不同于幸福感，幸福感多指自身滿足感與安全感，是個體主觀上一系列正向情緒，經濟學研究中往往將幸福感定義為效用（Utility）[11]。獲得感2015年由習近平總書記提出，較幸福感范圍更大，建立在客觀獲得基礎上[12]，包含幸福感、生活追求、夢想追求及獲得尊嚴等感知，包含精神層面和物質層面[13-14]。

現有對于農村家庭創業研究尚存一些不足之處：第一，實證分析創業動機類型多從主觀層面出發，屬“事前驗證”，非客觀層面“事后驗證”。第二，關于家庭照料對創業影響研究多集中于家庭照料“負擔效應”，缺乏農村老年照料對于農村創業負擔、擠出效應及支持效應研究，且鮮有考慮少年兒童撫養負擔。第三，對于創業獲得研究較少，多集中于單純收入提高或將幸福感直接視作獲得感研究，缺乏準確性。

本文研究創新在于：第一，將我國農村家庭創業作為創業項目整體周期管理分析，提出整體周期管理重要性，包括創業初始動機分析、創業過程負擔分析及創業后所得。第二，明確提出將家庭作為研究個體，研究農村家庭創業動機、負擔及所得，更加貼近農村實際情況。第三，通過客觀層面“事后驗證”實證研究得出，目前我國農民創業動機選擇為機會性創業，并非生存型創業。第四，指出中國農村創業過程中實際家庭照料非單純家庭負擔。研究發現照料老年人和子女過程雖需付出金錢和精力，但老年人和子女對家庭創業也起到幫助作用。第五，拓寬農戶創業獲得，考查獲得感。本文將農民創業過程作為整體風險管理項目進行分析，有利于分析農民在創業過程中選擇特征及可能遇到的問題，以便政府針對性調整。

一、理論分析與研究假說

（一）理論分析

1.投資項目周期管理理論。創業投資成功關鍵是管理，特別是創業生命期內周期管理。在投資經濟學中，投資項目管理對現實生產生活中投資管理與項目運營均具有實際指導性作用。農民創業屬于特殊投資項目管理，其中投資主體為農民，投資對象為農民創業所經營各種業務活動。在投資項目管理理論中，投資項目管理周期分為投資項目可行性分析、投資項目中期管理、事后反饋三個階段。農村家庭創業全階段分析需符合投資項目管理三個階段，但因其投資主體和投資對象不同，不同階段具有獨特性。本文系統分析農村家庭創業不同階段不同特點，將創業生命周期管理與農村家庭創業實際結合，研究農村家庭創業各階段面臨風險及所得。

2.“推拉”理論?！巴评崩碚撚商萍{德·博格（D.J.Bogue）提出，后被引入至創業理論。即對于農村家庭創業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”是指農村家庭創業中積極因素，“推力”是指農村家庭創業中消極因素。

就本文而言，農村家庭創業中支持效應屬于“拉力”，負擔效應屬于“推力”。在農村創業家庭中，理解創業導致生活方式改變，創業者遇到挫折和困難時給予精神和行動支持，如老人幫忙照顧年幼孩子、給予創業者資金支持、子女參與家庭創業均為典型支持效應。負擔效應則體現在農村家庭中老人和子女需被照顧、經濟依賴于家庭主要勞動力等。

將以上理論分析轉化為數學表達式，假設農村家庭創業主要受創業環境、創業過程家庭照料及其他因素影響，農村家庭是否選擇創業用pioneers表示，農村家庭面對外部創業環境用env表示，其他因素用X表示，則有函數關系式（1）：

對式（1）求環境一階導數，若偏導數滿足式（2）：

則說明創業環境中拉力占主導地位，即農村家庭創業屬于機會型創業。若偏導數滿足式（3）:

則說明創業環境中推力占主導地位，即農村家庭創業屬于生存型創業。

在農村家庭照料方面，農村家庭中老年人數量用olders表示，少兒數量用children表示，家庭總人口數用families表示，則家庭中勞動力人口（家庭中除去老年人和少兒數量）數量用f-c-o表示，代表一個家庭中承擔家庭照料工作主要勞動力，具體表示為式（4）：

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

對式（1）求家庭撫養比一階導數，若偏導數滿足式（8）:

則說明家庭照料中拉力占主導地位，即家庭照料支持效應大于負擔效應。若偏導數滿足式（9）:

則說明家庭照料中推力占主導地位，即家庭照料支持效應小于負擔效應。

（二）研究假說

本文在農村家庭創業周期管理基礎上，對農村家庭創業客觀層面“事后驗證”，即分析順序為農村家庭創業過程中家庭照料——農村家庭創業動機——農村家庭創業獲得感。

根據千村調查結果，我國農村家庭中有16歲以下子女和65歲以上老人占總家庭比例16.1%，多數家庭老人和少兒年齡尚屬于可以幫助家庭創業勞動力范圍內，即家庭農村創業支持效應未必低于負擔效應。我國農村農民創業年齡最大者為80歲，最小者為16歲，創業者平均年齡為44.59歲，其中40～50歲農民創業者占比41.6%，30～40歲占比21.8%，51～60歲占比20%。可見我國農村創業年齡跨度較大，包含部分未成年和老年人，使得創業支持效應未必小于負擔效應。故提出研究假說一：

假說一：農村家庭創業選擇中，家庭照料拉力占主導地位。

假說一滿足式（5），即家庭照料支持效應大于負擔效應，對農村家庭產生正向影響，使農村家庭更傾向于創業。

對于農村家庭創業外部環境，根據調查情況，40%被調查者表示父母或兄弟正在創業，60%被調查者表示親戚朋友正在創業，從某種程度上可反映出農民創業具有“羊群效應”。創業收入可提高農村創業者整體家庭收入水平，多數農民創業者收入與村平均水平持平或更高。此外，社會地位同創業存在明顯正向關系。故提出研究假說二：

假說二：農村家庭創業選擇中，外部環境拉力占主導地位，農村家庭創業是機會型創業。

假說二滿足式（8），即外部環境促進創業行為，此時農村家庭創業行為屬于機會型創業。

由于創業行為作為投資活動存在一定風險，創業成功使創業者收入、地位、幸福感等得到提升；創業失敗帶來負債、生活質量降低等。若假說二成立，則我國農村整體創業氛圍相對較好，農民創業成功率較高，進而提升創業獲得感。故提出研究假說三：

假說三：農村家庭創業過程中，獲得感提升。

即農村家庭創業過程中，提升幸福感、物質財富及社會地位等。

二、研究設計及數據

（一）模型設定

為驗證研究假說，本文建立實證模型，農村家庭收入用rev表示，周圍人創業用friend表示，社會地位用status表示，外部環境變量滿足式（10）函數關系式：

對式（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）：

對式（11）兩邊積分并簡化得到基本回歸模型式（12）：

采用logit模型對式（12）進行回歸，為剔除收入變量和社會地位對創業雙向影響，進一步使用傾向匹配得分法分析兩個變量，驗證研究假說。

（二）數據來源

本文采用上海財經大學“千村調查”2016年“中國農村創業現狀調查”數據，調查范圍包括華東、華中、華南、東北、西北和西南地區，覆蓋全國多數地區，數據具有較強代表性。

調查問卷分為鎮長問卷、村委會班子問卷、村長問卷和入戶問卷，考慮到農民創業基本以家庭為單位，入戶調查問卷數據可以良好刻畫農戶創業信息，本文使用入戶問卷數據。共得到14 133份有效樣本，其中定點調查3 540份、返鄉調查10 593份。剔除無效樣本，共得到有效樣本數6 156份，其中創業農戶為2 418戶，非創業農戶為3 738戶。

（三）變量選擇與描述統計

本文研究變量分為農村家庭是否創業、農村家庭撫養比、農村家庭財富代表性變量及農村家庭外部社會環境變量。

第一，農村家庭創業變量，主要考查家庭為單位特征變量，不包括個人特征變量（性別、學歷等），具體如表1所示：因變量“創業”為二元離散變量，將個人和父母創業數據合并得出家庭創業變量，其中“1”代表家庭創業，“0”代表家庭未創業。

表1 變量描述統計

第二，撫養比變量，選取總撫養比、少兒撫養比及老人撫養比。根據問卷中“家中老年人數量”“家中少兒數量”和“家庭總人口數量”計算得出。非老人非少兒數量衡量家中成年勞動力數量計算公式如公式（4），少兒撫養比為即公式（5），老人撫養比，即公式（6），總撫養比即公式（7）。

第三，農村家庭財富變量，由于創業和家庭財富聯系緊密，本文選取家庭收入、家庭土地及家庭在村中社會地位三個變量。家庭收入變量根據問卷中“家庭近三年的平均收入（單位：萬元）”，其中負值代表家庭創業中暫時負債（根據實際回答）。從標準差可以看出，農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10萬元，部分超過100萬元，創業收入為家庭收入主要來源。家庭土地變量為家庭承包土地數量（單位：畝）。社會地位變量根據被調查者實際回答分為5個等級：下層為1、中下層為1.5、中層為2、中上層為2.5、上層為3，從均值來看農村家庭達到中層水平。

第四，農村家庭外部社會環境變量，選取朋友創業、管理經驗、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村家庭外部社會關系影響及主觀自我感受。有朋友創業為“1”、沒有為“0”。參軍為“1”、未參軍則為“0”。幸福感變分為六個等級，0代表非常不幸福，5代表非常幸福，從均值看，我國農村家庭幸福感普遍達到中上水平。對于地域變量，2015年“大眾創業萬眾創新示范基地”名單中包含被調查農村為“1”，其余為“0”。

三、實證分析與穩健性檢驗

（一）二值選擇模型回歸結果

首先采用logit模型進行回歸，回歸結果如表2。從回歸結果看，少兒、老年人、總撫養比均在5%顯著性水平下正向顯著，即驗證假說一，農村家庭創業選擇中家庭照料拉力占主導地位，老年人和少兒家庭照料支持效應大于負擔效應。歸因于我國農村家庭創業者年齡分布廣泛，多數家庭老年人和少兒年齡尚屬于可以幫助家庭創業勞動力范圍內，支持效應對家庭創業行為提高15%左右概率。

表2 Logit模型回歸結果

對于家庭收入，回歸結果并不顯著，由于收入和創業具有雙向影響，即收入高家庭更有能力創業，創業也可能使家庭收入增加，同時，收入高家庭由于生活較為富裕創業動力可能較小，故使用傾向匹配得分法進一步研究。家庭擁有土地數量在10%顯著性水平上顯著，農村家庭所擁有土地數量越多，代表家庭創業所具有初始稟賦越多，在一定程度上可以幫助家庭創業。社會地位在5%顯著性水平上正向顯著，表示社會地位越高，家庭越傾向于創業。但社會地位和家庭創業也是雙向影響，創業會使收入增加，收入增加顯著提升家庭社會地位，使用傾向匹配得分法進一步分析。朋友創業對提高家庭創業在5%顯著性水平正向影響家庭創業。管理經驗和參軍對創業影響不顯著。幸福感對創業在5%顯著性水平顯著，提升11左右%概率。地域變量對創業不顯著，歸因于國家2015年提出“大眾創業萬眾創新示范基地”并于2016年逐步實施，本調查于2016年進行，影響相對較小。

（二）傾向匹配得分法

為進一步探究收入和社會地位對創業內生性，本文通過傾向匹配得分法（PSM）研究已創業人員若不創業，收入和社會地位的變化。

表3為傾向匹配得分法回歸結果，處理變量為創業，因變量為收入、社會地位及幸福感。本文使用k臨近匹配、半徑匹配、馬氏匹配計算傾向匹配得分，其中k臨近分別用k=1和k=4回歸，由于結果高度一致，僅列出K=1結果。半徑匹配計傾向得分為0.059，故取半徑值為0.06進行回歸。從傾向匹配共同取值范圍圖（圖1）可知，多數觀測值均在共同取值范圍內，即使用傾向匹配得分法時僅會損失少量樣本。

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）

從回歸結果看，三種回歸所得ATT（參與者平均處理效應）在5%顯著性水平下顯著。即創業比不創業收入平均提高26.78萬元，結合表2中朋友創業對于農村家庭創業具有顯著正向影響，綜合創業使社會地位提升，證明本文假說二，我國農村家庭創業屬于機會型創業，外部環境起到“拉力”作用。如果是生存型創業，創業與不創業對收入影響不大。對于社會地位，傾向匹配結果顯示，創業后社會地位顯著提升，歸因于創業獲得更多財富，社會地位獲得提升。

結合表3中創業獲得幸福感、收入及社會地位，本文認為農村家庭創業使獲得感提升，證明假說三。

（三）穩健性檢驗

本文運用傾向匹配得分修正過的logit模型和工具變量法對研究結果作穩健性檢驗，表4為logit模型回歸結果，可以看出回歸結果與原始回歸高度一致，即回歸結果較為穩健。

表4 經過PSM后Logit模型回歸結果

表5為probit模型（ivprobit）和二階段最小二乘法（2SLS）回歸結果。ivprobit法是在考慮被解釋變量離散情況下，在probit模型基礎上進行工具變量回歸，本文使用最大似然估計法（MLE），由于ivprobit模型回歸收斂時，MLE方法得到結果相對于兩步法更有效率。直接使用線性概率模型（LPM）后用2SLS進行估計，此方法會無視被解釋變量為離散的虛擬變量事實，得到結果只具參考價值。上文logit模型回歸可看出收入不顯著，故穩健性檢驗使用工具變量為土地和社會地位，二者均滿足外生，且與收入相關。首先是ivprobit法回歸結果，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果類似，同時wald外生性檢驗在5%顯著性水平下顯著，說明工具變量滿足外生性檢驗。為進一步說明外生變量和收入變量相關，本文采用2SLS方法對比說明，但由于因變量為二元離散變量，回歸結果只具參考價值。從2SLS回歸第一階段可看出，收入對兩個工具變量具有較強解釋力度，同時外生性檢驗不拒接原假設，表明兩個工具變量符合外生性，雖然第二步回歸結果與原始回歸略有差異，但不具有實際意義。

表5 工具變量回歸結果

四、結論與政策建議

本文采用“千村調查”數據，從創業的周期管理角度對農村家庭創業進行研究，分別從創業之初的創業動機，創業過程中家庭照料及創業獲得分析我國農村家庭創業。本文提出三個假說，并進行實證驗證。研究結果表明，第一，我國農村家庭創業動機是機會型創業而非生存型創業，創業家庭外部環境起到拉力作用。第二，影響農村家庭創業因素中，農村家庭照料支持效應大于負擔效應，表現為拉力占主導地位。撫養老年人和少兒負擔并不大，可能與創業家庭結構有關。家庭負擔并非阻力，可以為創業提供支持和幫助。第三，創業活動為農村家庭帶來更多獲得感，即幸福感、財富以及社會地位。

本文研究結論現實意義在于：第一，政府要合理引導和促進農村創業良好發展，積極為農民提供更多創業機會、創業指導及就業培訓，樹立農村家庭創業典型榜樣，引導農村家庭選擇機會型創業。第二，目前農村家庭撫養負擔對于創業家庭而言并不大，但農村醫療保障及少兒營養保健依然存在不足，完善農村社會保障體系將對農村創業起到更好助力作用。第三，農村家庭創業能夠提高創業群體獲得感，進一步保障農民家庭根本利益，提高我國農民生活水平，實現我國鄉村振興戰略目標。