外出務工經歷、土地流轉與農民創業
——基于CFPS 2018數據的實證分析

戴志強，郭如良

(1.江西農業大學 經濟管理學院，江西 南昌 330045；2.江西農業大學 鄉村振興戰略研究院，江西 南昌 330045)

0 引言

促進和保障農民就業創業，是實現農民增收致富、穩定農民就業大局、鞏固脫貧攻堅成果與鄉村振興有效銜接的重要舉措。受新冠疫情、經濟下行壓力、經濟結構升級調整等多重因素疊加的影響，農民就業成為社會關注的熱點話題，也影響著鄉村振興的發展以及國內國際雙循環格局的順利流轉。為解決好農民的就業和創業問題，實現農民增收，在“十四五”的開局之年起好步、開好局，中央和地方各級政府出臺了一系列的惠農創業政策，如用水、用電、用地、用氣的優惠、稅費減免、程序簡化、貼息貸款以及免費的創業培訓等。然而，由于城鄉發展的不平衡，農村勞動力為了生活或者發展需要，不得不外出務工，造成了嚴重的養老和小孩教育等社會問題，牽絆著外出農民工。此外，傳統小農經營的農業生產模式，生產效率低、成本高，而部分農民創業者為避免分散式經營的土地利用率及產出率均較低的問題，用地需求量十分大，但是由于受到自身土地資源短缺的約束，也就引發了生產經營績效低、創業失敗率高等現實問題(葉秋妤等[1]，2021)。

近年來，隨著脫貧攻堅戰役的全面勝利和鄉村振興戰略的持續深入推進，農村基礎設施得到了全面改善，并且，隨著土地確權的持續推進，農民土地制度進一步改革，土地流轉機制也越來越完善，農村就業創業環境越來越好，越來越多的外出務工者返鄉入鄉留鄉就業創業。那么，外出務工經歷是否會影響農民創業決策？如果產生影響，是促進農民創業還是抑制了農民創業？土地流轉是否對農民創業產生影響？如果產生影響，又怎樣影響農民創業？由于土地流轉又分為土地流出和土地流入，它們分別是如何影響農民創業的？這些問題都值得深入研究驗證。在此背景下，關注外出務工經歷、土地流轉與農民創業三者之間的關系，探尋三者之間的作用機制，對促進國內國際雙循環格局和鄉村建設行動、鄉村振興戰略的全面深入推進有著十分重要的現實意義和理論價值。

然而，現階段學術界對外出務工經歷、土地流轉與農民創業的研究都是單視角的，絕大多數都是單獨研究外出務工經歷與農民創業的關系以及土地流轉與農民創業的關系，關于從外出務工經歷和土地流轉的雙重視角下，研究三者之間關系的還鮮見于文獻。因此，本文將基于中國家庭追蹤調查(CFPS)2018年的數據，通過傾向得分匹配方法進行實證分析，從外出務工經歷和土地流轉的雙重視角下，對外出務工經歷、土地流轉對農民創業的影響進行實證分析探究，總結出這三者之間的作用機制，以期為進一步做好農民創業工作，鞏固實現脫貧攻堅成果與鄉村振興的有效銜接，實現鄉村的全面振興以及促進國內國際雙循環格局提供理論參考和理論實踐。

1 理論分析與研究假說

威克姆創業模型從創業者、機會、組織和資源4個要素相互聯系的角度解釋了創業活動的內涵，為進行農民創業研究提供了新的研究視角與研究方法。該模型認為創業者是創業的核心，其在創業中的主要職能是識別和確認創業機會、管理創業資源以及領導創業組織，實現要素間的動態協調和匹配，創業者要及時總結、積累、調整。結合本文研究內容具體分析，農民外出務工經歷可以看作是創業資源，土地流轉可以看作是創業機會，農民是創業者，其創業的企業就是組織，農民創業者要根據自身的外出務工經歷資源，結合土地流轉的機會，識別和確認創業機會，判斷自身具備的資源和機會是否能夠支撐其進行創業活動，并在這個過程中不斷地總結、積累和調整。因此，本文將外出務工經歷和土地流轉納入到農民創業的研究框架中，以期從理論層面解釋外出務工經歷和土地流轉對農民創業的影響，并提出相應有針對性的研究假說(圖1)。

圖1 外出務工經歷、土地流轉與農民創業的影響路徑

1.1 外出務工經歷與農民創業

外出務工經歷是指農民離開自己的生活所在地，進行非農就業的經歷。外出務工經歷對新型職業農民的經營效率有正向影響(羅明忠等[2]，2020)，外出務工經歷也顯著提高了農村勞動力創業成功的概率，然而外出務工雖然增加了農民見識、提升了他們的人力資本以及獲取外部資源的能力，增加了返鄉農民工創業的融資比例和人力資本積累，但是外出務工經歷卻在一定程度上降低了返鄉農民工的人緣關系和社會評價等本地社會資源，損害了農民工在家鄉的社會資本(周廣肅等[3]，2017)，其對農民創業的影響僅停留在創業意愿層面，對其創業績效并沒有顯著影響(謝勇等[4]，2020)，創業成功率比未外出務工的農民顯著低9%左右，明顯阻礙了返鄉農民工創業(許明[5]，2020)，且與返鄉農民工的創業決策呈現負相關的關系(孔祥利等[6]，2018)。雖然外出務工經歷會使農民創業者損失了一定的家鄉所在地的社會資本，但其在外務工經歷所獲得的技術、經驗以及社會資本和物質資本的積累足以彌補這些損失。并且，外出務工經歷不僅僅獲得了技術、經驗、資本的積累，還開拓了外出務工者的視野，使其對創業機會的識別和運用能力更強，對外界環境的變化也更加敏感，進而實施創業的可能性也就越高。學者們也認為外出務工經歷顯著提高了農民工自主創業的概率，通過數據分析得出，外出務工經歷對農民創業提高了1.67個百分點的概率，且外出務工經歷對農民工在本地創業具有顯著的影響，而對外地創業的影響則不顯著(張劍等[7]，2019；徐超等[8]，2017；李祖民等[9]，2017),也就是說，外出務工經歷能顯著提高家庭創業的可能性(秦芳等[10]，2018)。且外出務工工資低并不會直接導致其回鄉就業，但工資的提升會為其回鄉創業提供可能(蘇薈等[11]，2018)。所以，提出假說1(H1)：外出務工經歷對農民創業有著正向顯著性影響。

1.2 土地流轉與農民創業

土地流轉包括農戶將自身擁有承包經營權土地的使用權轉讓出去(王桂華等[12]，2018)，也包括通過支付一定報酬或者免費租用他人土地使用權的行為。土地利用行為包括土地流轉、契約安排以及農地投資(徐志剛等[13]，2021)，無論哪種行為都對農民創業有著重要的影響。土地是農民創業的最基本要素之一，且土地轉出和轉入對農民創業都有影響，但土地轉入的創業效應更大(李長生等[14]，2020；王小龍等[15]，2020)。轉入土地會促進農民開展涉農創業的決策，而轉出土地則會抑制農民創業決策，但也有利于促進農民開展非農創業(葉秋妤等[1]，2021)，其中土地流轉年限顯著影響著從事農業創新創業的意愿(李東軒等[16]，2019)，且對帶動農民創業有著正向顯著影響。同時，新型農業經營主體經營規模、土地流轉期限對帶動農民創業也具有顯著正向影響(汪發元等[17]，2016)。伴隨著土地確權的進行，土地銀行在各地開始建立，通過對土地銀行賦權，給予它主導土地流轉的權限，可以更好地服務農民創業(馮子標等[18]，2009)，并且農地抵押政策也對農民創業決策產生了直接和間接的促進作用，農地抵押貸款顯著促進了農戶創業尤其是農業創業(任樹偉等[19]，2021；蘇嵐嵐等[20]，2018)。土地流轉使得農民的“人地”關系矛盾得以有效解決，勢必會更一步解放勞動力，讓農民有更多的精力和時間進行創業活動。然而，土地流入雖然會進一步擴大農民的種植規模，但由于適度規模效應的作用，還達不到創業的標準，因此，土地流入不利于農民進行創業活動，而是會進一步把他們束縛在農業生產上。但土地流出使得農民徹底擺脫土地約束，只能進行非農就業或者創業活動，故土地流出有利于促進農民創業。因此，提出假說2(H2)：土地流轉對農民創業有著正向顯著性影響，且土地流出會正向促進農民創業，土地流入會抑制農民創業。

1.3 外出務工經歷與土地流轉

外出務工經歷會使農民在土地流轉方面更具有主動性和自主性，其會參考在外務工積累的經驗和預期收入的對比，進而做出更有利于自己的選擇。具體而言，當從事非農就業創業的收入高于涉農就業創業的收入時，農民就會選擇流轉土地，而當其判斷農業就業創業的收入更高時，他們就會選擇不流轉土地甚至流入土地，進行規模種植，實現規模效應的獲利(孫小宇等[21]，2021)。由于大多數農民工返鄉后選擇非農就業，這就有效促進了農地流轉，優化了土地資源配置(賀小丹等[22]，2021)，也就是說，外出務工經歷對農戶土地流轉意愿有著正向顯著性影響(胡紅波等[23]，2017；張小山等[24]，2017)。因此，提出假說3(H3)：外出務工經歷對土地流轉有正向顯著性影響；假說4(H4)：外出務工經歷通過土地流轉影響農民創業，即土地流轉行為在外出務工經歷和農民創業之間存在部分中介效應。

2 研究設計

2.1 數據來源

本文研究所涉數據來源于北京大學中國社會科學調查中心實施的中國家庭追蹤調查(China Family Panel Studies，CFPS)2018年數據，該數據樣本覆蓋區域廣、規模大，包含了外出務工經歷、土地流轉以及農民創業等相關信息。CEPS 2018年數據共有家庭樣本數據14241個，個體樣本數據32669個，通過家庭樣本數據和個體樣本數據的合并，剔除掉不適用的數據和非農業戶口的數據，同時考慮到本文研究的因變量是農民創業，參照蔡棟梁等[25](2018)的研究，將創業年齡限制在22～60歲，并考慮到隨著人均壽命的增加和小孩提前成熟的現實考慮，在年齡上剔除了20歲以下和65歲以上的群體，并剔除同時存在土地流出和土地流入的樣本情況，最終得到有效樣本6840個。

2.2 變量設置

2.2.1 因變量：農民創業 農民創業是指農民從事個體經營或者開辦私營企業以實現致富獲得財富的行為或者活動。因此，本文選擇CFPS 2018問卷中FM1“過去12個月，您家是否有家庭成員從事個體經營或開辦私營企業？”來判斷農民是否創業，并將回答“是”賦值為“1”，回答“否”賦值為“0”。

2.2.2 自變量：外出務工經歷 外出務工經歷是指農民離開自己的家鄉從事非農就業的經歷，因此，本文選擇CFPS 2018數據中FO101“過去12個月，您家是否有人外出打工(如去城市打工)掙錢？”來判斷農民是否有外出務工經歷，同樣將回答“是”賦值為“1”，回答“否”賦值為“0”。

2.2.3 中介變量：土地流轉 土地流轉包括土地的流出和流入，因此，本文選擇CFPS 2018數據中FS1“無論是否收取租金，過去12個月，您家是否將集體分配的土地出租給了其他人？”以及FS4“過去12個月，除去集體分配的土地，您家是否向個人或者集體租用土地，無論是否需要付租金？”來判斷農民是否有流轉土地，將無論是流出或者流入統一歸納為有土地流轉，并賦值為“1”，無土地流出和流入統一賦值為“0”。

2.2.4 控制變量 大量研究表明，農戶的個體特征和家庭特征均會對農民創業產生顯著性影響，因此，本文參考孫小宇等[21](2021)對控制變量的選取方式，選取了個體基本特征和家庭特征組成控制變量組，個體特征選取了年齡、性別、受教育程度、婚姻狀況、健康狀況以及是否使用互聯網等變量，家庭特征選擇了是否發生重大事件和人情往來支出情況等變量，考慮到人情支出的數值是大于或者等于0的數據，且差距較大，因此，參考陸銘等[26](2004)對變量取對數的方法，對人情支出進行取對數處理，對人情支出為0的數據先加1，然后再取對數。

2.3 描述性統計分析

通過表1變量描述性統計可知，共有868位農民進行了創業，約占總樣本的12.6%，其他5972位農民未進行創業，占總樣本的87.3%。共有4090位農民有外出務工經歷，約占總樣本的59.7%，而其他2750位農民沒有外出務工經歷，占總樣本的40.3%。共有1200位農民有土地流出，約占總樣本的17.5%；共有842位農民有土地流入，約占總樣本的12.3%；也就是說存在土地流轉行為的農民共有1969位，約占總樣本的28.7%，其他4871位農民沒有土地流轉行為，約占總樣本的61.3%。年齡分布上，20～40歲的農民共有4584人，占總樣本的67.0%，大于40歲的占總樣本的33.0%。男性人數3854人，占總樣本的52.0%，女性約占48.0%，男女比例比較均衡。受教育程度在小學及以下的有2817人，約占總樣本的41.2%，而初中文化程度有2265人，約占總樣的33.1%，初中以上學歷的僅占總樣本的24.0%，說明農民的整體受教育程度偏低。在婚姻狀況的人數共為5281人，約占總樣本的77.2%，不在婚姻狀況的占總樣本的22.8%。過去12個月發生重大事件的有1421人，約占總樣本的18.0%，82.0%的家庭沒有發生重大事件。過去12個月，家庭人情禮金支出的對數均值為7.431，最大值為11.918，最小值為0。共有4552人使用移動上網，約占樣本總體的66.5%，不使用的占樣本總體的33.5%。

表1 變量含義與描述性統計

2.4 模型構建

2.4.1 傾向得分匹配法 為探究外出務工經歷、土地流轉行為對農民創業的影響，本文構建農民創業的決策模型，具體形式如下：

Y1=α0+α1Wi+α2Li+α3Xi+εi

(1)

其中，Yi表示農民i是否進行創業；Wi表示是否有外出務工經歷；Li表示是否有土地流轉行為；Xi表示控制變量組；α1、α2和α3分別為外出務工經歷、土地流轉行為和控制變量的待估參數；α0為常數項；εi為隨機誤差項。

由于外出務工經歷和土地流轉行為并不是外生變量，而是基于比較優勢進行的最優選擇。并且，不僅外出務工經歷或者土地流轉存在差異，控制變量也可能存在異質性，基于此，本文將有無外出務工經歷和有無土地流轉分別進行分組處理，將有外出務工經歷(有土地流轉行為)的群體作為處理組，將無外出務工經歷(無土地流轉行為)的群體作為控制組，分別進行分組均值t檢驗來估計各變量在不同群體之間是否存在顯著性差異，以驗證樣本選擇是否存在異質性問題，具體情況見表2。

從表2可以看出，處理組和控制組之間確實存在異質性。首先，從是否有土地流轉行為來看，處理組和控制組之間存在顯著差異。處理組有外出務工經歷的占57.1%，而控制組有外出務工經歷的占60.9%，處理組的務工經歷顯著優于控制組，且在1%水平上顯著；年齡分布上，處理組年齡較控制組偏大一點；性別、婚姻狀況、健康狀況、重大事件這幾個變量，控制組和處理組差異不大，但也均存在微小差異；而在人情往來和使用網絡情況上，處理組的人情往來支出明顯高于控制組，且處理組的人情往來支出在1%水平上顯著優于控制組，而使用網絡情況，處理組使用網絡的人數占68.3%，控制組占65.9%，且處理組在10%水平上顯著優于控制組。其次，從有無外出務工經歷來看，控制組和處理組也同樣存在顯著差異，處理組的土地流轉行為較控制組低約3個百分點，但處理組在1%水平上顯著優于控制組；在年齡、性別、受教育程度、健康狀況、重大事件、使用網絡上，處理組均在1%統計水平上顯著優于控制組；在婚姻狀況和人情往來支出上，控制組和處理組存在差異，但差異較小。因此，通過對表2的分析可知，控制組和處理組之間存在顯著差異，也就反映出本文選擇的樣本具有異質性，故如果單純地僅從有無外出務工經歷或者有無土地流轉行為來進行回歸分析，勢必會造成農民創業的有偏估計。

表2 各變量均值t檢驗結果

綜合上述可知，為避免有偏估計問題，并且考慮到可能有遺漏變量導致內生性問題，故采用傾向得分匹配(PSM)法進行實證分析。PSM是基于觀測數據進行干預效應分析的一種統計方法，其是通過引入“反事實框架”創造一個完全對立的樣本，并確保2個樣本除該樣本不同外，其他特征均相似。2個樣本農民創業的差值就可以看作同一個體2次不同實驗的結果，即對農民創業的影響效應的大小。具體到本研究就是：通過為有外出務工經歷(有土地流轉行為)的樣本創造一個沒有外出務工經歷(沒有土地流轉行為)的樣本，并確保2個樣本除外出務工經歷(土地流轉行為)之外，其他特征都相似，2個樣本之間的差值就是外出務工經歷(土地流轉行為)對農民創業的影響效應的大小。

就土地流轉行為而言，每個農民都會存在2種潛在選擇，即Y1i和Y0i，Y1i表示進行土地流轉的結果，Y0i表示不進行土地流轉的結果，對于外出務工經歷同樣如此，這樣Y1i-Y0i就是處理效應，即平均處理效應表達如下：

ATT=W(Y1i|Z,enroll=1)-W(Y0i|Z，enroll=1)

(2)

其中，W(Yli|Z,enroll=1)可以直接觀測，而W(Y0i|Z,enrolli=1)就需要通過傾向得分匹配法構造反事實框架，計算出相應的替代指標值。

以土地流轉行為為例，首先要構建一個土地流轉的決策模型，利用Logit模型計算出傾向得分值(PS)，然后使用近鄰匹配、卡尺匹配、核匹配以及局部線性回歸匹配等匹配方法，依據傾向得分值進行有土地流轉行為和無土地流轉行為之間的匹配。最后，基于匹配樣本，比較有土地流轉組和無土地流轉組在農民創業上的平均差異，得到土地流轉對農民創業的因果關系系數，該系數就是模型中的平均處理效應(ATT)。

2.4.2 中介效應模型 為進一步分析外出務工經歷、土地流轉對農民創業的作用機制，檢驗土地流轉行為是否在外出務工經歷和農民創業之間存在中介效應，本文借鑒溫忠麟等[27](2004)的中介效應模型，通過分別建立外出務工經歷對農民創業的回歸模型、外出務工經歷對土地流轉的回歸模型以及外出務工經歷、土地流轉對農民創業的回歸模型，通過逐步回歸檢驗中介效應，具體模型設計如下：

Yi=a+β1Wi+λ1Xi+ε1i

(3)

Li=b+β2Wi+λ2Xi+ε2i

(4)

Yi=c+β3Wi+β4Li+λ3Xi+ε3i

(5)

其中，Yi表示農民i是否進行創業；Wi表示外出務工經歷；Li表示土地流轉行為；Xi表示一系列控制變量；β1、β2、β3和β4為待估參數；a、b和c為常數項；ε1i、ε2i和ε3iv為隨機誤差項。

根據溫忠麟等[27](2004)的中介效應模型，結合公式(3)、公式(4)、公式(5)，中介效應檢驗的步驟如下：首先檢驗公式(3)中的β1是否顯著，如果顯著則進行第二檢驗，否則終止；其次是檢驗公式(4)和公式(5)中的β2、β4是否顯著，如果都顯著，則進行下一步檢驗，如果至少有一個不顯著，則需要進行Sobel檢驗；最后是檢驗公式(5)中的β3是否顯著，若顯著則為部分中介效應，若不顯著，則為完全中介效應。

3 實證檢驗與結果分析

3.1 PSM模型的估計結果

由于有外出務工經歷且有土地流轉、無外出務工經歷且無土地流轉的2組樣本相互排斥且無法直接觀測，導致對外出務工經歷、土地流轉對農民創業的影響沒法進行直接有效的測算，因此，本文首先分別以外出務工經歷和土地流轉為自變量，以所有控制變量為因變量，構建Logit模型，通過該模型的估計從而獲得各變量的傾向得分(PS)，具體得分如表3所示。

從表3可以看出，外出務工經歷主要受到年齡、性別、受教育程度、健康狀況、重大事件以及使用網絡情況的影響，其中年齡對外出務工在1%的統計水平上起到了抑制作用，受教育程度在5%的統計水平上負向顯著影響外出務工經歷；男性的外出務工經歷要強于女性；健康狀況、重大事件以及使用網絡情況均在1%的統計水平上正向顯著影響外出務工經歷。對土地流轉的影響因素主要是年齡、婚姻狀況以及人情往來，其中婚姻狀況對土地流轉在1%統計水平上起負向作用；男性的土地流轉行為強于女性；人情往來在1%統計水平上正向顯著影響土地流轉。

其次，根據外出務工經歷和土地流轉的傾向得分情況，分別采用近鄰匹配、卡尺匹配、核匹配和局部線性回歸匹配4種匹配方法，對有外出務工經歷和無外出務工經歷(有土地流轉和無土地流轉)進行匹配。為進一步檢驗匹配質量，本文基于核匹配繪有無外出務工經歷和有無土地流轉為組的核密度函數分布圖(圖2、圖3)。

圖3 傾向得分匹配前、后有無土地流轉分組的核密度函數分布

根據圖2、圖3的對比分析發現，通過樣本匹配后，處理組和控制組的核密度函數更接近了，說明樣本的匹配程度較高，更有利于發現客觀規律。

表4反饋的是在4種匹配方法下，外出務工經歷、土地流轉(包括土地流出和土地流入)對農民創業影響的凈效應。通過表4可以看出，在4種匹配方式下，ATT值都較為接近，說明分析結果的穩健性比較強。其中外出務工經歷的ATT均值為-0.115，且均在1%水平上顯著，說明外出務工經歷對農民創業有著負向顯著性影響，且外出務工經歷會將農民創業的概率抑制11.5%。研究假說1(H1)未得到驗證。通過分析可知，雖然外出務工經歷開拓了外出務工者的視野，增加了其技術、經驗、物質資本以及財富的積累，但由于其自身能力和鄉村創業環境的束縛，對自身創業能否取得成功或者能夠獲取多大的利潤還不是很自信甚至產生懷疑，所以他們會在創業和外出務工之間進行權衡。而且，由于外出務工者長期在外務工積累了一定的技術和經驗，形成了“就業熟人圈”，有著較為穩定的高收入，而農村地區的創業配套設施雖然在鄉村振興和脫貧攻堅以及鄉村建設行動中得到了全面改善，但是仍然是處于相對落后的局面，這在一定程度上增加了農民創業的成本，使農民創業者面臨著失敗和虧損的危險，所以權衡之下，底氣不足的農民工仍然會選擇外出務工，創業也就僅停留在意愿層面，所以導致外出務工經歷阻礙了農民創業現象的出現。

表4 傾向得分匹配的ATT值匯總情況

此外，土地流轉的ATT均值為0.0255，且對農民創業的影響都是顯著的，卡尺匹配和核匹配下在1%水平上正向顯著影響農民創業，近鄰匹配下5%水平上正向顯著影響農民創業，而局部線性回歸匹配下在10%水平上正向顯著影響農民創業，所以總體來說，土地流轉對農民創業具有正向顯著性影響，且土地流轉會將農民創業的概率提高2.55%。因此，研究假說2(H2)前部分得到驗證。而對于土地流轉的不同形式下，土地流入的ATT均值為-0.002，且均不顯著，說明土地流入對農民創業有著負向影響，但是影響不顯著。而土地流出的ATT均值為0.044，且除了在近鄰匹配下在10%統計水平上正向顯著，其他均在1%的統計水平上正向顯著，說明土地流出正向顯著影響農民創業，綜上所述，研究假說2(H2)得到驗證。

3.2 中介效應檢驗

隨著土地確權制度的完善，土地流轉成為農村農民創業者的最大渴求，土地流入可以促進種植大戶進行農業創業的發展，土地流出則可以促進農民非農創業的發展。同時，外出務工者出于保護耕地不被撂荒的考慮也會選擇將土地進行流轉，或者將土地作為最后的退路，而拒絕將土地進行流轉。在此背景下，土地流轉究竟在外出務工經歷和農民創業之間發揮著何種作用？

本研究出于外出務工會影響土地流轉，而土地流轉也會影響農民創業的路徑分析，利用逐步回歸方法進行土地流轉的中介效益檢驗。檢驗結果如表5所示，模型3展示了務工經歷對農民創業的直接效應；模型4展示了外出務工經歷對土地流轉的直接效應；模型5展示了外出務工經歷、土地流轉對農民創業的影響。通過數據結果顯示，模型3中外出務工經歷對農民創業在1%統計水平上負向顯著影響；模型4和模型5中土地流轉在5%統計水平上正向顯著影響農民創業；模型4中外出務工經歷對土地流轉在1%統計水平上負向顯著影響，這與研究假說3不符，通過分析認為，這與現階段外出務工者的特點有關，現階段外出務工者仍然以第一代農民工為主，雖然也有新生代農民工，但是其仍然不具備支配家庭土地的權力，家庭土地流轉話語權仍然掌握在第一代農民工手中，而這一代農民工對土地有著特殊的情感，將土地視為自己未來的唯一退路和養老保障，所以即使現階段外出務工可能會導致土地因無人管理而撂荒，也拒絕進行土地流轉，進而導致了外出務工經歷負向顯著影響土地流轉。由于模型5中外出務工經歷對農民創業也是在1%統計水平顯著影響，所以可以認為土地流轉在外出務工經歷和農民創業之間起到了部分中介作用，所以研究假說4(H4)得以驗證。這表明在傳統小農思想的影響下，農民雖然外出務工，但仍然有大部分農民不愿意將土地流轉出去，而選擇將土地流轉出去的農民為了生活會進行創業活動，這也說明，土地流轉緩解了外出務工經歷對農民創業的抑制作用，且在外出務工經歷和農民創業之間起到了部分中介作用。

表5 土地流轉的中介效應檢驗

為進一步估計土地流轉在外出務工經歷和農民創業之間部分中介效應的大小，本文參考孫小宇等[21](2021)對回歸系數的整理方法，對中介效應檢驗模型中的回歸系數進一步整理，整理結果如表6所示。從表6可以看出，外出務工經歷對農民創業的直接效應是-1.008(β1)，土地流轉對農民創業的直接效應是0.193(β4)，外出務工經歷通過土地流轉對農民創業的中介效應為-0.029(β2β4)，土地流轉行為的中介效應占外出務工經歷對農民創業的直接效應的2.9%。

表6 土地流轉的中介效應分析

3.3 穩健性檢驗

為進一步檢驗外出務工經歷、土地流轉與農民創業之間關系的穩定性，由于農民創業是一個典型的二分類變量，所以采取對性別與婚姻狀況分群組進行的probit模型進行統計回歸以檢驗實證結果的穩定性，檢驗結果如表7所示。通過表7的穩定性檢驗結果可知，無論是在性別分組還是婚姻狀況分組中，外出務工經歷均對農民創業產生了負向的顯著作用，土地流轉均對農民創業有正向顯著促進作用，而且土地流出對農民創業有正向顯著作用，土地流入對農民創業有負向作用，但不顯著，與前文PSM統計結果基本一致，所以說模型結果具有穩定性。

表7 穩定性檢驗結果

4 結論與建議

本文依據北京大學中國社會科學調查中心實施的中國家庭追蹤調查(China Family Panel Studies，CFPS)2018年數據，全面分析了外出務工經歷和土地流轉對農民創業的影響，同時檢驗了土地流轉在外出務工經歷和農民創業之間的部分中介效應。得到以下結論：首先，外出務工經歷對農民創業有著負向顯著的抑制作用，有外出務工經歷的農民，其創業的概率會下降11.5%。其次，土地流轉對農民創業有著正向顯著的促進作用，有土地流轉的農民，其創業的概率會提高2.55%，且通過進一步的分析得出，土地流入會顯著抑制農民創業，而土地流出則會顯著促進農民創業。最后，通過土地流轉的中介效應檢驗可知，外出務工經歷會抑制土地流轉，將土地作為最后的退路；而土地流轉則在外出務工經歷和農民創業之間起到了部分中介作用，其部分中介效應占外出務工經歷對農民創業直接效應的2.9%。

根據以上結論，為進一步推動農民創業，實現農民的穩定增收，進一步鞏固脫貧攻堅成果和鄉村振興的有效銜接，提出以下幾點建議：一是要持續推進土地制度改革，完善土地流轉制度。土地流轉正向顯著影響農民創業，所以做好農民創業工作，要進一步完善土地流轉制度，解決農民創業者“用地難”的問題，但是在促進土地流轉過程中，要注重保護好土地流出農民的生計，做好土地流出和非農就業創業的有效銜接。二是要加強返鄉入鄉就業創業的宣傳，充實鄉村人才隊伍。鄉村要振興，人才必振興。做好農民創業工作，最基本的就是要吸納人才返鄉入鄉留鄉，雖然外出務工經歷對農民創業有一定程度的抑制作用，但是隨著鄉村就業創業環境的完善，人才隊伍的壯大發展，農民創業必定會成為鄉村振興的重要引擎。三是要強化農民創業培訓，提升農民創業者能力。通過上文的描述性統計可知，樣本農民的整體文化水平偏低，初中及以下文化程度的人數約占總樣本的76%，雖然農民創業者的文化素質可能會整體偏高一些，但是仍然無法滿足創業企業的長期發展，因此，政府部門要進一步強化創業培訓，增強農民創業者的創業能力，提高創業成功率，進而形成“蝴蝶效應”，吸引更多的農民進行創業，實現鄉村全面振興。