返鄉農民工鄉村旅游創業動機對創業幸福感的影響機制
——基于鏈式中介效應的實證研究

王耀斌, 李 穎, 趙瑞濤, 姚 蓉, 李汶霖, 吳若雪

(西北師范大學旅游學院, 蘭州 730070)

鄉村旅游創業是推動農村地區經濟發展,幫助農民脫貧增收致富,提升農民幸福感,全面推進鄉村振興的重要途徑之一.伴隨著鄉村旅游的蓬勃發展,吸引了眾多當地居民、返鄉農民工與大學生投入創業之中,在鄉村旅游地掀起了新的創業浪潮.要想讓當地村民自發進行鄉村旅游創業,往往因其缺乏必要的人力資本和經濟資本使得創業活動難以實現[1].相對來講,返鄉農民工屬于文化程度較高的群體,其在外務工的經驗使其能夠了解市場需求、抓住市場機會,積累的資金、技術和經驗也能為返鄉旅游創業做準備.返鄉農民工進行鄉村旅游創業創造大量就業崗位,也使得鄉村活力不斷增強,為農村經濟和社會發展帶來了貢獻和價值.

近年來,關于創業活動和幸福感的研究受到越來越多的關注,一些文獻顯示,自營職業可以帶來更高的工作滿意度[2],Frey[3]從效用角度證明創業對幸福感具有積極影響,更高的效率、更好的績效和增加機會識別度也會積極影響企業家的幸福感[4].馬良等[5]通過實證分析發現創業也能夠顯著提升主觀幸福感,李慧慧等[6]則詳細闡述了社會支持通過提升創業績效進而提高創業幸福感的機制.創業研究已經從過去的關注增長和績效逐漸向創業者的幸福感轉變.然而,在旅游創業研究方面,衡量創業活動所帶來的價值仍是以關注創業績效為主[7-8].自1974年伊斯特林提出幸福悖論之后,學者們發現此現象在各個國家都普遍存在.自黨的十九大提出鄉村振興戰略以來,關注三農問題,推動鄉村經濟高質量發展成為研究的主要方向.研究表明鄉村旅游能顯著提高居民幸福感[9],農民工作為中國當前社會發展情境下的特殊群體,有關其幸福感的研究也持續不斷[10-12],但卻很少有研究關注返鄉農民工進行鄉村旅游創業的幸福感.創業幸福感是衡量創業質量、取得創業成功的關鍵指標,既是創業領域的實踐訴求,也是理論界關注的焦點.探討返鄉農民工進行鄉村旅游創業的生存和發展狀況,關注返鄉農民工鄉村旅游創業的主觀效用,分析現階段鄉村旅游創業動機對返鄉農民工幸福感的影響,有利于揭示中國經濟社會轉型對返鄉農民工創業幸福感的影響,為實現返鄉農民工“不離鄉不離家”創造幸福生活提供中國方案.

因此,本研究旨在探索返鄉農民工旅游創業動機對幸福感的影響機制,以及創業自我效能感和創業環境如何通過鏈式中介影響創業動機進而影響創業幸福感.明晰上述問題不僅有助于豐富旅游創業幸福感理論,還有助于提出提高農民工創業幸福感的有效策略.

1 文獻綜述與研究假設

1.1 返鄉農民工鄉村旅游創業動機與創業幸福感

動機研究可以追溯到弗洛伊德關于本能工作的研究,其主要觀點是動機驅動行為.創業動機是在創業過程中創業者執行一系列行為的驅動力和執行力,是外部環境和內部個體共同作用的結果[13].通過對創業者、農民工和旅游創業者三者的創業動機進行匯總(如表1)可以看出,針對創業者的創業動機,顧橋等[14]、竇大海等[15]將其劃分為經濟需求和社會需求兩類,魏江等[16]、程建青等[17]根據全球GEM觀察報告將其劃分為生存型創業動機和機會型創業動機.蘇曉華等[18]探討了創業動機、創業決策以及創業績效的關系,總結出創業者“求財”和“求樂”的創業動機.

在旅游創業動機方面,西方發達經濟體主流的劃分方式為“生活方式”和“利潤追求”型[19],但這與中國鄉村旅游實際情境并不相符合.吳琳等[7]將鄉村旅游民宿劃分為“生意”和“生活”兩類;Sukanya Limsakul[20]將旅游小企業主的創業動機劃分為機會型和生存型兩類.潘冬南[21]將女性鄉村旅游創業動機劃分為生存動機、獨立動機、成就動機.

關于農民工的創業動機分類,朱紅根等[22]將其劃分為生存型、成長型、價值型.劉美玉[23-24]將其劃分為經濟性動機、社會性動機、成就性動機.返鄉農民工鄉村旅游創業動機,即激發、維持和調節農民工從事鄉村旅游創業活動的動力,驅使返鄉農民工將鄉村旅游創業意愿付諸于具體行動的特殊心理傾向.從馬斯洛需求層次理論來考慮返鄉農民工的創業動機內涵為:返鄉農民工相較于普通創業者而言,追求經濟的愿望更強烈.伴隨著鄉村旅游創業活動的不斷進行,當返鄉農民工基本生活得到保障后,經濟性動機便會逐漸向社會性動機靠近[25],夏柱智[26]劃分的家庭生計和自我實現與此相類似.根據上述的分析,本文將返鄉農民工進行鄉村旅游創業動機劃分為經濟性創業動機和社會性創業動機.

表1 創業動機相關研究Tab.1 Studies related to entrepreneurial motivation

動機決定幸福.高峰和白學軍[30]探討成就動機與主觀幸福感的關系,研究顯示二者呈顯著正相關.王華和馬志新[31]的研究認為旅游動機的社會交往、自我實現維度直接且正向影響主觀幸福感.創業幸福感是指個體在創業過程中對自身工作完成質量、個人成長、業績表現以及由此帶來的個人價值實現和生活品質提升等諸多方面的總體感受與評價,因此創業幸福感是創業研究的關鍵要素,并受到創業動機等多個自變量影響[32].Shir[35]認為創業動機與產生幸福感的關系既可以是積極的也可以是消極的,因此呼吁有必要對其進行深入研究,以增加我們對這種動機是增強還是損害企業家福祉的了解.創業幸福感來源于他們在創業過程中享有一定程度的自由和控制,這使得他們從創業中獲得更多的利益,從而產生了更高水平的幸福感.魏江等[16]、陳聰等[33]、程建青等[17]的研究結果表明相較于生存型創業動機,機會型動機創業者幸福感更高.Block等[34]提出創業的動機是評判個體幸福感的重要工具.內在動機會化成一種力量,來挑戰創業過程中那些不可能完成的任務,當挑戰成功,便會大幅度提高創業者的幸福感.

自我決定理論則揭示了返鄉農民工鄉村旅游創業動機對創業幸福感的影響機制.該理論提出自主性、能力和關聯性這三個基本心理需求是個體心理成長、內化和心理健康的必要條件.作為一個普遍的動機理論,其為系統地解釋人類的動態需求、動機和幸福提供了思路和方法[19].返鄉農民工在進行鄉村旅游創業時,能夠按照過去的工作經驗、意愿、價值觀和興趣選擇創業內容,滿足其創業自主性需求,于是便會產生主觀幸福感;當返鄉農民工判斷自身擁有的能力與鄉村旅游創業所需能力匹配時,通過自身的創業能保障家人的生活,同時也為家鄉做出了貢獻,其心理會得到滿足,從而產生心理幸福感.在旅游創業過程中,返鄉農民工感受到其他鄉村旅游創業者的關心和幫助,鄉村旅游創業者也會給返鄉農民工提供創業資源、知識經驗、信息等支持,感到自己在創業過程中被需要,與周圍的創業者產生關聯,從而產生社會幸福感.因此,本文提出如下假設:

H1:返鄉農民工鄉村旅游生存性動機對創業幸福感有正向影響;

H2:返鄉農民工鄉村旅游社會性動機對創業幸福感有正向影響.

1.2 創業自我效能感的中介作用

自我效能的概念源于社會學習理論,20世紀70年代由著名的心理學家Albert Bandura引入科學研究,并發展為社會認知理論[32].自我效能指的是相信我們有能力完成某種行動、它是一個關鍵的自我調節過程,是每個(有意)行動的基礎.自我效能感決定著個體的目標選擇[35],可激發人們設定挑戰性目標以及改變現狀.自我效能影響解決問題的認知、動機、情緒、行為,從而會影響幸福感.自20世紀90年代被廣泛用于創業行為研究,進一步被定義為創業自我效能感(entrepreneurial self-efficacy, ESE),即是指創業者對自己完成創業任務的信心[36].高自我效能意味著更多的進入創業的內在動機以及更多的努力投入和克服障礙的毅力.如果個體有足夠的自信認為可以靠自己的行動獲得期望的結果,那么面對困難時就會有堅持的動力[37].那么,返鄉農民工進行鄉村旅游創業時,具有高創業自我效能感的返鄉農民工對自己有足夠的信心認為自己進行鄉村旅游創業能夠創業成功,并愿意為之付出努力,克服障礙.

現有的研究從多個方面探討創業自我效能感的中介作用.翁貞林等[38]研究創業支持對創業自我效能感和創業意愿的直接影響,并探索了創業自我效能在創業支持和創業意愿之間的中介作用.李慧慧等[6]則探討了創業自我效能感在社會支持對創業幸福感的中介作用.朱文靜等[39]發現創業自我效能感在創業價值觀與創業意向之間起著部分中介作用.陳寒松等[40]發現創業自我效能感在創業學習與創業意向之間起到完全中介作用,而社會網絡在創業學習影響創業自我效能感的過程中發揮正向調節作用.唐炎釗等[41]探索了創業自我效能感及其四個維度在創造性人格與創業意愿之間的中介作用.

社會認知理論將自我效能感視為認知和行為的中介變量,個體基于不同的動機對自身有了判斷從而形成自我效能感.創業自我效能感具有預測和被預測變量雙重屬性,將其引入返鄉農民工鄉村旅游創業動機對創業幸福感影響的研究,可以探尋創業自我效能感是否存在中介效應.研究表明創業自我效能感在動機和幸福感之間具有中介效應[42].這是由于高創業自我效能感的返鄉農民工具有較高的旅游創業內在動機,具有更高的創業積極性,在進行創業過程中其生存需求或機會需求得到滿足時,農民工更容易獲得愉悅和樂趣等積極情緒,其創業幸福感相對較高.創業自我效能感有四個來源:個人經驗、基于對另一個人的行為及其后果的觀察、口頭說服以及身體估計指標.返鄉農民工鄉村旅游創業的過程大致如下:首先評估個人在外務工積累的創業/就業經驗,其次觀察在家鄉進行鄉村旅游創業的親朋好友生活狀況是否很好,再次評估自身在外務工積累的技術、資金、經驗是否都可以用于鄉村旅游創業中,最后決定是否返鄉進行鄉村旅游創業.當返鄉農民工在進行鄉村旅游創業后,滿足了自身生存性需求或社會性需求,返鄉農民工進行鄉村旅游創業獲得了自己想要的東西,隨后便產生創業幸福感.

綜上,本文提出以下假設:

H3:返鄉農民工鄉村旅游生存性動機對創業自我效能感具有正向影響;

H4:返鄉農民工鄉村旅游社會性動機對創業自我效能感具有正向影響;

H5:返鄉農民工創業自我效能感對創業幸福感具有正向影響;

H6:創業自我效能感在生存性動機和創業幸福感之間起著中介作用;

H7:創業自我效能感在社會性動機和創業幸福感之間起著中介作用.

1.3 創業環境的中介作用

創業環境是指影響創業的一系列外部條件[21],是對創業行為產生影響的各項因素的總和.學者們對創業環境的內涵和維度進行了詳細探討,朱紅根等[22]將農民工創業環境劃分為交通環境、基礎設施、經濟條件三個維度來探討;劉賽特等[43]在鄉村振興背景下探討了加強基礎設施建設、優化產業結構、制定落實創業政策、增強服務意識、改善農村市場環境等方面優化農民工的返鄉創業環境.一般意義上的創業環境包括經濟環境、社會環境、文化環境、政策環境、支持條件等.創業環境并不能直接轉化成返鄉農民工的幸福感,而是需要創業動機這一內在媒介轉化.良好的創業環境能夠形成獨特的競爭優勢,能為鄉村產生良好的效益.鄉村旅游創業環境與一般的創業既有相似之處又有不同之處.徐紅罡等[44]將旅游創業環境劃分為自然環境、生活氛圍、人居環境、社會網絡、行業發展和商業氛圍8個維度;吳冰等[45]將創業環境劃分為鄉村旅游吸引力、制度支持、社會網絡、與商業氛圍4個維度.根據前文假設,返鄉農民工鄉村旅游創業動機影響創業幸福感.創業動機會受創業環境影響,創業氛圍越濃厚,鄉村旅游創業環境越好,農民工的創業動機就越強烈,他們能感知到的幸福感就越高.

綜上,本文提出以下假設:

H8:返鄉農民工鄉村旅游生存性動機對創業環境具有正向影響;

H9:返鄉農民工鄉村旅游社會性動機對創業環境具有正向影響;

H10:創業環境對返鄉農民工鄉村旅游創業幸福感具有正向影響;

H11:創業環境在返鄉農民工生存性動機對創業幸福感之間起著中介作用;

H12:創業環境在返鄉農民工社會性創業動機對創業幸福感之間起著中介作用.

1.4 創業自我效能感和創業環境的鏈式中介效應

創業環境會影響農民工對創業的風險態度,從而影響其創業自我效能感.趙秀麗等[46]探究了創業環境和創業意向的內部作用機制,并提出增強創業效能感、改善創業環境能夠提升大學生創業意向.張思敏等[47]指出創業環境是通過創業自我效能感對農民創業行為產生影響.基于社會認知理論,創業自我效能感是創業過程十分重要的認知因素[23],當創業環境良好,農民工創業自我效能感會提高,從而提升其創業幸福感.自我效能感能夠連接外界環境與個體行為,即創業自我效能感連接農民工創業動機和創業環境.當旅游創業面臨巨大困難時,只有高效能感的農民工才能有持久力和內在動力去解決困難和問題.當達到自己期望的結果時,就會產生內心的滿足和幸福感,這也是創業過程中產生幸福感的原動力.因此,本文假設如下:

H13:由創業自我效能感和創業環境組成的鏈式雙中介,在返鄉農民工鄉村旅游生存性動機和創業幸福感之間具有中介作用;

H14:由創業自我效能感和創業環境組成的鏈式雙中介,在返鄉農民工鄉村旅游社會性動機和創業幸福感之間具有中介作用.

綜上所述,提出概念模型如圖1所示.

圖1 創業動機影響創業幸福感概念模型Fig.1 Conceptual model of entrepreneurial motivation affecting entrepreneurial happiness

2 研究設計

2.1 變量與問卷設計

因變量:創業幸福感.參考現有研究[16]的創業幸福感量表,分為主觀幸福感、心理幸福感和社會幸福感三個維度.

自變量:創業動機.返鄉農民工鄉村旅游創業主要參考張秀娥等[25]、劉美玉等[24]的研究,將返鄉農民工鄉村旅游創業動機劃分為經濟性動機和社會性動機兩個維度,共8個題項進行測量.

中介變量:創業自我效能感.參考李慧慧等[6]的研究方法,用包含“我可以抓住旅游創業機會”等3個題項的量表來測量.

創業環境.創業環境量表參考徐紅罡[44]的旅游創業環境量表,從基礎設施、行業發展、創業氛圍以及政府環境四個維度共18個題項進行測量.

控制變量:研究認為,性別(男=1,女=2)會影響幸福感;年齡與幸福感呈倒U型關系[17];學歷與幸福感呈正相關[34];收入越高,幸福感越高[48];自營工作的幸福感更高[49];工作時間較長會降低幸福感[50].因此,將性別、年齡、學歷、旅游創業收入、旅游創業的類型和旅游創業時間作為控制變量.

問卷設計主要采用上述已被國內研究廣泛應用的成熟量表,各量表信效度已被驗證良好.面向婺源縣105名進行鄉村旅游創業的返鄉農民工進行預調研,刪除因子載荷低于0.5的題項,并對問卷進行論證,形成最終的正式調查問卷.整體問卷內容共涉及3個部分:第一部分主要是問卷的具體說明.第二部分為人口統計學變量及控制變量的測量.第三部分是問卷的主體部分,包括創業動機、創業環境、創業自我效能感和創業幸福感4個量表,采用Likert 7級量表測量.

2.2 研究區概況

婺源縣是中國最知名的鄉村旅游地之一,擁有36萬人口,位于中國東部的江西省上饒市.它被學者稱為茶的故鄉,其歷史可以追溯到秦朝(公元前221年).憑借優越的自然環境和豐富的文化資源,婺源于1999年開始發展鄉村旅游.其獨特的油菜花梯田、精致的古式建筑和特色的農業生活方式,使其成為中國最美鄉村,被評為國家三級景區縣.

自2000年以后婺源的鄉村旅游迅猛發展,旅游業成為婺源支柱性產業之一,2016年婺源被評為“中國鄉村旅游創客基地”,2023年婺源旅游從業人員已超8萬人,其中返鄉農民工就達8 936名.上饒市政府為鼓勵返鄉農民工旅游創業提供政策支持,通過為返鄉創業農民工減免店租、給創業滿6個月的農民工提供一次性創業補貼5 000元等政策積極鼓勵返鄉農民工旅游創業,婺源成了返鄉農民工旅游創業的肥沃土壤.據官方統計,2020年1月1日至2022年9月30日領到首次旅游創業補貼的共有88名返鄉農民工,可見婺源返鄉農民工旅游創業熱情高漲.婺源縣是鄉村旅游地典型的代表,也是返鄉農民工旅游創業的典型案例地.婺源通過發展鄉村旅游吸引了外出務工農民工返鄉旅游創業,并在當地政府創業優惠政策的扶持下實現了高水準文化藝術旅游創業就業鄉村,返鄉農民工實現了從打工者角色到創業者角色的轉變.因此,婺源正是研究返鄉農民工旅游創業的典型案例地,也是本研究選擇此地的原因.

2.3 調研對象及樣本

課題組于2023年1月至4月共進行了為期28天的分階段式的正式調研,實地調研期間調研人員為確保調研對象準確,先向村委會主任了解本村的返鄉旅游創業農民工的詳細情況,隨后由其帶領課題組成員一對一走訪村中進行鄉村旅游創業的返鄉農民工,發放問卷并現場回收,初步檢查問卷質量,以保證問卷的回收率和回收信息的可靠性.最終,累計共發放問卷378份,共收回問卷348份,經過對回收問卷樣本的合理篩選后發現,有效問卷321份,回收率和有效率分別為92.06%和92.24%,總體有效率為84.9%.

如表2所示,樣本中男性農民工(61.4%)明顯多于女性(38.6%),且以26～55歲之間(91.28%)為主.返鄉農民工整體學歷偏低,高中及以下占比90.97%,本科及以上學歷的農民工僅占2.8%.多數農民工旅游創業年收入達10～15萬元(43.3%),創業時間在1～5年(68.85%)占多數,旅游經營內容除旅游商店占比高達32.09%,其余分布均勻.說明樣本能夠代表婺源返鄉旅游創業農民工.

3 數據分析

3.1 共同方法偏差檢驗

為避免共同方法偏差,在問卷收集結束后采用Harman單因素檢驗,結果顯示4個因子特征根大于1,第一個因子能解釋17.738%,小于40%的臨界標準,累計方差解釋率為62.195%,第一個因子占比低于總解釋變量的一半,沒有出現單一因子解釋大部分變異的現象,說明共同方法偏差對研究結果沒有產生顯著影響.

3.2 信效度分析

本文應用SPSS 21.0對量表數據進行正態分布檢驗和信效度分析,正態分布檢驗結果顯示量表顯著性大于0.05,說明量表數據符合正態分布.信效度結果顯示(見表3):返鄉農民工鄉村旅游創業動機、創業環境、創業自我效能感和創業幸福感4個量表的克隆巴赫系數分別為0.913、0.928、0.786、0.810,均大于0.7,表明量表信度較好.KMO值均大于0.7,AVE值均大于0.5,CR值均大于0.8,說明聚合效度較高.

表2 樣本人口統計學特征(n=321)Tab.2 Demographic characteristics of the sample (n=321)

表3 量表的信度和效度檢驗結果Tab.3 Results of reliability and validity tests of the scale

表3(續)

3.3 相關性分析

表4給出了研究變量之間的相關系數矩陣.相關系數矩陣中,生存性創業動機、社會性創業動機、創業環境、創業自我效能感與創業幸福感均具有顯著的正相關,這為研究假設提供了初步支持.

表4 Pearson相關系數矩陣Tab.4 Pearson correlation coefficient matrix

3.4 回歸分析

本研究使用SPSS 21.0軟件,采取多元線性回歸分析模型檢驗所提出的假設.為避免其他因素的影響,選擇性別、年齡、文化程度、旅游年收入、旅游創業類型、旅游創業時間作為控制變量.結果如表5所示.

表5中的模型1顯示,所有的控制變量均不對創業自我效能感具有顯著影響.模型2結果顯示,生存性創業動機(β=0.380,p<0.001)和社會性創業動機(β=0.453,p<0.001)均對創業自我效能感有顯著的正向影響,且社會性創業動機對創業自我效能感的影響高于生存性創業動機對創業自我效能感的影響,假設H3、H4成立;模型3顯示,控制變量均不對創業環境有顯著影響;模型4顯示,生存性創業動機(β=0.527,p<0.001)和社會性創業動機(β=0.349,p<0.001)對創業環境均有顯著的正向影響,返鄉農民工生存性創業動機對創業環境的影響比社會性創業動機對創業環境的影響更高,H3、H4成立;模型5顯示,創業自我效能感對創業環境有顯著的正向影響(β=0.375,p<0.001);模型6顯示,控制變量均不對創業幸福感有顯著影響;模型7顯示,生存性創業動機(β=0.339,p<0.001)和社會性創業動機(β=0.489,p<0.001)對創業幸福感均具有顯著的正向影響,假設H1、H2成立,社會性創業動機對創業幸福感的影響高于生存性創業動機對創業幸福感的影響.模型8將創業動機和創業自我效能感作為自變量引入以創業幸福感為因變量的回歸模型,結果顯示創業自我效能感對創業幸福感有顯著的正向影響(β=0.469,p<0.001),即自我效能感高的返鄉農民工更容易獲得創業幸福感,假設H5成立.模型9將創業動機和創業環境同時作為自變量放入以創業幸福感為因變量的回歸模型,結果顯示創業環境對創業幸福感有顯著的正向影響(β=0.597,p<0.001),即創業環境越好,創業幸福感越高,假設H8成立.以上結論為研究假設提供了進一步依據,為使檢驗結果更加可信,進一步檢驗創業自我效能感和創業環境的中介效應.

檢驗鏈式中介效應.在上述結果基礎上,為進一步驗證中介效應,本研究使用SPSS軟件中的PROCESS插件進行Bootstrap法進一步檢驗創業自我效能感和創業環境在旅游情境下創業動機和創業幸福感之間的鏈式中介效應,重復抽樣5 000次,并匯報95%的置信區間.

表5 多元線性回歸結果Tab.5 Multiple linear regression results

表6結果顯示生存性創業動機和社會性創業動機經歷影響創業幸福感的路徑所對應的效應值及其差異的顯著性檢驗.由該結果可知,生存性創業動機對創業幸福感的直接效應的置信區間為[-0.059,0.101],經過0,表明生存性創業動機對創業幸福感無直接效應.在三條中介效應路徑中,路徑1生存性創業動機→創業自我效能感→創業幸福感,間接效應值為0.182,其所對應的置信區間為[0.087,0.266];路徑2生存性創業動機→創業環境→創業幸福感,間接效應值為0.263,其所對應的置信區間為[0.183,0.344];路徑3生存性創業動機→創業自我感→創業環境→創業幸福感,間接效應之為0.173,其所對應的置信區間為[0.102,0.266].三條中介效應的置信區間均不經過0,表明中介效應顯著,假設H6、H11成立.創業自我效能感和創業環境在生存性創業動機對創業幸福感起鏈式完全中介作用,假設H13成立.

社會性創業動機對創業幸福感直接效應的置信區間為[0.034,0.177],不經過0,表明社會性創業動機對創業幸福感有直接效應.在三條中介效應路徑中,路徑1社會性創業動機→創業自我效能感→創業幸福感,間接效應值為0.146,其所對應的置信區間為[0.051,0.235];路徑2社會性創業動機→創業環境→創業幸福感,間接效應值為0.196,其所對應的置信區間為[0.136,0.262];路徑3社會性創業動機→創業自我感→創業環境→創業幸福感,間接效應之為0.165,其所對應的置信區間為[0.095,0.252].三條中介效應的置信區間均不經過0,表明三條中介效應顯著,假設H7、H12成立.創業自我效能感和創業環境在社會性創業動機對創業幸福感起鏈式部分中介作用,假設H14成立.

表6 Bootstrap鏈式中介效應檢驗Tab.6 Bootstrap chain mediation effect test

4 結論與討論

4.1 研究結論

三農問題一直是國家發展戰略中關注的重點,返鄉農民工進行鄉村旅游創業活動是否感到幸福及其影響機制是旅游創業理論與新時代創業實踐特別關注的主題.基于自我決定理論和社會認知理論,本研究將創業自我效能感、創業環境納入創業動機對創業幸福感的影響框架中.通過對321位返鄉進行旅游創業的農民工進行調查問卷,最終得出以下結論:1) 返鄉農民工鄉村旅游創業幸福感均值為4.73,創業自我效能感均值為4.63,均處于中等偏上的水平.說明返鄉農民工進行鄉村旅游創業的幸福感和自我效能整體上較高.2) 創業動機作為重要的因素能夠提升創業幸福感,相較于生存性創業動機,社會性創業動機的返鄉農民工創業幸福感更高;3) 創業自我效能感和創業環境是創業動機提升創業幸福感的中介變量,二者在生存性創業動機對創業幸福感起完全中介作用,在社會性創業動機對創業幸福感起部分中介作用;4) 鄉村旅游生存性創業動機對創業幸福感的影響機制是生存性創業動機→創業自我效能感→創業幸福感、生存性創業動機→創業環境→創業幸福感和生存性創業動機→創業自我感→創業環境→創業幸福感三條路徑.社會性創業動機對創業幸福感的影響機制是社會性創業動機→創業幸福感、社會性創業動機→創業自我效能感→創業幸福感、社會性創業動機→創業環境→創業幸福感和社會性創業動機→創業自我感→創業環境→創業幸福感四條路徑.

4.2 討論

返鄉農民工鄉村旅游創業動機對幸福感形成機制中創業自我效能感和創業環境起了決定性作用.但是鄉村旅游生存性創業動機不直接影響創業幸福感,這與魏江等[16]的調查結果青年創業者創業環境在創業動機對創業幸福感中起調節作用不一致;這是由于返鄉農民工旅游創業與一般的青年創業不同.在婺源縣多數人都以旅游為生計,當地政府也十分支持鄉村旅游業的發展,婺源良好的旅游創業環境和周圍良好的旅游創業氛圍使得外出務工的農民工紛紛返鄉創業.因此在鄉村旅游創業情境下,創業環境在創業動機和創業幸福感之間起中介作用.創業自我效能感在創業動機對創業幸福感中也起中介作用,這與程建青等[17]的研究創業自我效能感中介了創業動機對幸福感的影響研究結論一致.這是由于旅游創業也屬于創業活動,具有高失敗風險及不確定性的特點,而要解決創業過程中的種種困境就需要創業自我效能感起積極作用.返鄉農民工在進行旅游創業時,高效能感的農民工對未來持積極態度,能夠直面旅游創業中的困難處境并將其一一化解,因而能夠提高創業幸福感.鄉村旅游創業與一般創業最大的不同在于創業環境和創業自我效能感在創業動機對幸福感中起到鏈式中介作用,這是由于旅游創業受到創業環境影響非常大,良好的創業環境能夠給予返鄉農民工更多信心,從而產生高效能感去面對創業中的風險和困難,繼而在創業中產生幸福感.

返鄉農民工鄉村旅游創業幸福感的研究拓展了以往傳統上只關注旅游創業績效的創業成果研究視角和理論范疇.這與Chen等[51]提出的關注創業幸福感比關注績效更為重要的觀點相一致.研究通過將既有的社會學、心理學和旅游學領域的理論知識融合起來,拓展了鄉村旅游創業研究的理論范疇.另外,中國的鄉村旅游創業更易受到政府政策支持和周圍環境氛圍的影響,例如旅游創業環境在創業動機對幸福感的影響中起到中介作用,就為創業幸福感研究提供了旅游的視角.

農民工返鄉創業作為中國特有的現象,始終與解決好三農問題緊密聯系在一起.返鄉農民工鄉村旅游創業幸福感的提升關乎我國鄉村振興戰略和創業戰略等國家層面重大戰略的實施.本研究表明,鄉村旅游地創業環境對于返鄉農民工創業幸福感的提升具有重要的促進作用,政府層面應該優化頂層設計,完善政策管理體制,充分發揮鄉村旅游創業管理者角色,保障返鄉農民工在旅游創業過程中資金、技術、信息和服務資源暢通,為鄉村旅游創業者提供良好的創業環境,進而提升農民工創業幸福感,為解決好三農問題提供思路.

4.3 研究局限

本研究盡管厘清了返鄉農民工鄉村旅游創業動機對創業幸福感的影響機制,但仍存在一些不足:首先,本文的數據收集采用了問卷調查形式,可能會因為部分農民工在旅游創業過程中自我認識不清晰而導致數據出現偏差,進一步的研究可嘗試中山大學中國勞動力動態調查數據CLDS或中國家庭跟蹤調查數據CFPS等宏觀數據進行分析.其次,本文主要嘗試探討旅游創業動機影響創業幸福感的鏈式中介機制,更深入的研究可進一步探討創業學習、社會網絡等其他因素的作用機制,加入旅游創業情境下的調節變量來探討,可深化豐富本研究的成果.