实施乡村振兴战略，是全面建设社会主义现代化国家的重大历史任务，是新时代“三农”工作的总抓手。从系统论的理论逻辑看，乡村振兴战略的宏观制度框架强调全方位振兴，要求扎实推进乡村产业振兴、人才振兴、文化振兴、生态振兴和组织振兴，政策路径既特点鲜明、各有侧重，又互联互动、协同融通[1]，其中人才振兴有助于促进人力资本向乡村集聚，加速农业农村发展的质量变革、效率变革与动力变革，被认为是推动乡村全面振兴的核心要素与衡量城乡融合水平的重要标尺[2]。然而，受人口迁移推力和拉力因素影响，现阶段部分地方面临人才外流、乡村人才留不住的现象，乡村振兴的人力资源缺口较大[3]。
推动“外部人才引进”与“本土人才培育”协同是实现乡村人才振兴的关键环节，这点在学术界和政策界已基本达成共识。研究发现，人才返乡下乡后利用社会关系和职业关系培育发展村庄产业，有助于通过壮大产业规模吸引集聚更多技能型和管理型人才，实现乡村人才和产业的良性互动[4-5]，而乡村本土人才具备人熟、业熟和地熟的独特优势，能有的放矢地提出良谋善策，是乡村振兴的重要支点[6]。高校大学生的职业生涯规划对乡村人才振兴质量具有深远影响，尤其是农村籍大学生兼具专业技术背景与乡土人才优势，返乡后更有助于优化乡村人才结构，发挥溢出效应，为乡村经济社会发展注入活力[7]。创新创业是农村籍大学生返乡发展的重要路径选择，《“十四五”推进农业农村现代化规划》中明确提出支持农民工、大中专毕业生、退役军人、科技人员和工商业主等返乡入乡创业。
回顾已有文献，刘志侃等[8]基于调查数据的实证研究发现，创业教育、优惠政策、家庭支持以及所在专业对大学生返乡创新创业具有显著影响；段彩丽等[9]构建结构方程模型考察了大学生返乡创新创业意愿的影响因素，发现农村创业环境、创业态度以及自我效能感对大学生返乡创新创业意愿有显著影响；张栋洋[10]分析认为，大学生返乡创新创业决策受家庭、学校、社会、政府以及个人因素的综合影响。既有研究对本文有着重要的启示作用，但存有值得进一步深化和细化之处。一方面，已有文献在实证分析大学生返乡创新创业意愿影响因素时，大多缺乏统一的理论指导，容易产生就数据论数据现象。另一方面，不同特征的大学生在进行返乡创新创业行为决策时可能受到群体差异化的因素影响，但少有文献关注到潜在的群体异质性效应。地方应用型高校是高等教育现代化的重要基础，其人才培养以服务地方经济社会发展为直接导向[11]，厘清地方应用型高校大学生返乡创新创业行为决策的影响因素具有重要的理论和现实意义。鉴于此，本文在计划行为理论（Theory of planned behavior，TPB）的指导下，利用W高校523名农村籍大学生的调查数据，通过构建计量模型实证分析并识别影响大学生返乡创新创业意愿的主要因素，并从个体特征、家庭特征和专业特征等角度进一步考察可能存在的异质性影响，以期为完善地方应用型高校大学生返乡创新创业引导政策，加快乡村人才振兴提供依据与参考。
1 材料与方法
1.1 数据来源
本文实证数据来源于课题组2024年7月对安徽省W高校在校大学生的问卷调查。本次调查按照分层随机抽样的方式展开，在W高校的教学单位中随机抽取了若干个样本学院，在每个样本学院中随机抽取2021～2023年级班级各1个，并向样本班级学生发放问卷。本次调查共回收问卷1 012份，剔除无效问卷后保留967份，问卷有效率95.6%。由于本文旨在考察大学生返乡创新创业意愿的影响因素，因此选取农村籍大学生作为研究对象，最终使用的样本数量为523个。
1.2 变量设置
1.2.1 被解释变量
本文实证分析的被解释变量为大学生返乡创新创业意愿，通过分析归并对被调查大学生的就业意向进行识别，使用一组离散变量作为表征，若大学生有返乡创新创业意愿，则记为1，反之则记为0。从调查结果看，413个样本学生有意在毕业后返乡创新创业，占样本总数的78.97%，反映出W高校大学生返乡创新创业氛围较为浓厚。
1.2.2 关键解释变量
Ajzen[12]提出的计划行为理论表明，决策主体的行为决策受到行为意向控制，而行为意向由行为主体的行为态度、主观规范与知觉行为控制3个因素共同决定。其中，行为态度反映了决策者对某种行为的认知和偏见；主观规范反映了决策主体在决定是否采取特定行为时所感受到的社会压力，这种压力产生于对周围人群和组织对该行为看法的认知程度；知觉行为控制体现在决策者对实施某种行为难度的感知水平。参照TPB问卷编制方法，在调查问卷中设置了大学生返乡创新创业的行为态度4题（代表性题目如“大学毕业生参与乡村创新创业有助于锻炼个人能力”）、主观规范5题（代表性题目如“政府部门鼓励大学毕业生参与乡村创新创业”）、知觉行为控制3题（代表性题目如“我具备进行乡村创新创业的能力”），量表采用Likert五点计分法，“完全不同意”“较不同意”“不确定”“较同意”“完全同意”依次赋值为0～4。表1报告了量表信度与效度的检验结果，可以看出，各维度的Cronbach’s α系数均大于参考值0.7，样本总体Cronbach’s α系数为0.934，表明量表的信度较高；各维度的KMO检验统计量均大于参考值0.7，且在0.01显著性水平下通过Bartlett球形检验，反映出量表的效度较好。实证分析中，使用均值反映计划行为理论各变量的综合水平。
表1 量表信度与效度检验结果 |
| 维度 | 项数 | Cronbach’s α系数 | KMO检验统计量 | Bartlett球形检验显著性 |
|---|---|---|---|---|
| 行为态度 | 4 | 0.792 | 0.748 | <0.01 |
| 主观规范 | 5 | 0.923 | 0.816 | <0.01 |
| 知觉行为控制 | 3 | 0.826 | 0.704 | <0.01 |
1.2.3 控制变量
参照已有研究结论，从个体与家庭特征、学业特征、政策认知等方面设置1组控制变量，其中被调查学生的个体与家庭特征包括大学生性别、是否独生子女家庭和父母工作地点，学业特征包括就读专业属性、所在年级、班级综合测评名次和乡村社会实践次数，政策认知反映了大学生对乡村振兴战略的综合认知水平，通过对产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效和生活富裕等乡村振兴不同维度内涵认知水平计算均值得出。上述各变量的定义与描述性统计信息如表2所示。
表2 变量定义与描述性统计信息 |
| 变量 | 定义 | 均值 | 标准差 |
|---|---|---|---|
| 返乡创新创业意愿 | 愿意=1；不愿意=0 | 0.790 | 0.408 |
| 行为态度 | 取值介于0～4之间 | 2.930 | 0.641 |
| 主观规范 | 取值介于0～4之间 | 3.025 | 0.677 |
| 知觉行为控制 | 取值介于0～4之间 | 2.970 | 0.681 |
| 性别 | 男性=1；女性=0 | 0.520 | 0.500 |
| 独生子女 | 独生子女=1；非独生子女=0 | 0.820 | 0.384 |
| 父母工作地点 | 在乡村工作=1；在城镇工作=0 | 0.633 | 0.482 |
| 专业属性 | 理工类=1；非理工类=0 | 0.493 | 0.500 |
| 所在年级_2022 | 2022级=1；非2022级=0 | 0.367 | 0.482 |
| 所在年级_2023 | 2023级=1；非2023级=0 | 0.402 | 0.491 |
| 综合测评名次_0.2 | 班级前20%=1；非班级前20%=0 | 0.300 | 0.459 |
| 综合测评名次_0.4 | 班级20%～40%=1；非班级20%～40%=0 | 0.277 | 0.448 |
| 综合测评名次_0.6 | 班级40%～60%=1；非班级40%～60%=0 | 0.214 | 0.411 |
| 综合测评名次_0.8 | 班级60%～80%=1；非班级60%～80%=0 | 0.138 | 0.345 |
| 乡村社会实践次数 | 最近1年参与乡村社会实践的次数 | 0.449 | 0.777 |
| 政策认知 | 乡村振兴政策认知，取值介于0～4之间 | 1.740 | 0.712 |
1.3 计量模型
由于本文实证分析的被解释变量为二元离散变量，故使用Logit模型进行拟合，模型设定如式（1） 。
式中，i表示第i个大学生，WIE表示返乡创新创业意愿，AB表示行为态度，SN表示主观规范，PBC表示知觉行为控制，Control表示一组控制变量，a 0～a 4为待估计参数，μ为随机误差项。
2 结果与分析
2.1 组间差异分析
模型回归前，根据大学生是否具有返乡创新创业意愿，对各解释变量进行组间均值差异分析，结果如表3所示。可以看出，两组样本在行为态度、主观规范、知觉行为控制、专业属性、所在年级、综合测评名次和政策认知等方面存在显著差异。对有意愿返乡创新创业的大学生而言，其返乡创新创业的行为态度、主观规范、知觉行为控制显著高于无意愿的大学生，并且其对乡村振兴政策的认知更为充分。以上统计分析初步反映了行为态度、主观规范、知觉行为控制对大学生返乡创新创业意愿可能存在的正向促进作用，但具体效应还有待进一步进行计量模型分析。
表3 组间差异分析 |
| 变量 | 无意愿组 | 有意愿组 | 组间差异 | |||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 观测值 | 均值 | 观测值 | 均值 | 均值差 | T值 | |||
| 行为态度 | 110 | 2.714 | 413 | 2.988 | -0.274 | -4.044*** | ||
| 主观规范 | 110 | 2.727 | 413 | 3.105 | -0.377 | -5.326*** | ||
| 知觉行为控制 | 110 | 2.673 | 413 | 3.049 | -0.377 | -5.281*** | ||
| 性别 | 110 | 0.500 | 413 | 0.525 | -0.025 | -0.473 | ||
| 独生子女 | 110 | 0.809 | 413 | 0.823 | -0.014 | -0.343 | ||
| 父母工作地点 | 110 | 0.573 | 413 | 0.649 | -0.076 | -1.473 | ||
| 专业属性 | 110 | 0.418 | 413 | 0.513 | -0.095 | -1.775* | ||
| 所在年级_2022 | 110 | 0.264 | 413 | 0.395 | -0.131 | -2.544** | ||
| 所在年级_2023 | 110 | 0.409 | 413 | 0.400 | 0.010 | 0.182 | ||
| 综合测评名次_0.2 | 110 | 0.209 | 413 | 0.324 | -0.115 | -2.354** | ||
| 综合测评名次_0.4 | 110 | 0.382 | 413 | 0.249 | 0.132 | 2.772*** | ||
| 综合测评名次_0.6 | 110 | 0.182 | 413 | 0.223 | -0.041 | -0.929 | ||
| 综合测评名次_0.8 | 110 | 0.155 | 413 | 0.133 | 0.021 | 0.577 | ||
| 乡村社会实践次数 | 110 | 0.409 | 413 | 0.460 | -0.051 | -0.611 | ||
| 政策认知 | 110 | 1.520 | 413 | 1.798 | -0.278 | -3.686*** | ||
|
2.2 基准回归分析
使用Stata 17软件对上述构建的Logit模型进行回归，为避免解释变量间存在多重共线导致估计结果有偏，回归前使用方差膨胀因子法（Variance Inflation factor，VIF）进行检验，检验结果显示解释变量最大VIF为3.88，平均VIF为2.15，均远小于临界值10，根据经验可判断解释变量间不存在多重共线。使用极大似然估计法（Maximum likelihood estimation，MLE）对模型进行回归，为防止可能存在的异方差现象，回归时选取了Robust稳健标准误。表4报告了模型的回归结果，其中模型（1）为大学生返乡创新创业意愿对行为态度、主观规范、知觉行为控制的回归结果，模型（2）在此基础上引入了大学生个体与家庭特征变量，模型（3）进一步引入了大学生的学业特征与政策认知变量。
表4 基准回归结果 |
| 项目 | 模型（1） | 模型（2） | 模型（3） | |||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 系数 | 稳健标准误 | 系数 | 稳健标准误 | 系数 | 稳健标准误 | |||
| 行为态度 | -0.075 | 0.270 | -0.035 | 0.273 | -0.189 | 0.287 | ||
| 主观规范 | 0.505* | 0.283 | 0.498* | 0.284 | 0.454* | 0.274 | ||
| 知觉行为控制 | 0.469** | 0.236 | 0.469** | 0.239 | 0.504** | 0.247 | ||
| 性别 | -0.070 | 0.234 | -0.007 | 0.256 | ||||
| 独生子女 | 0.093 | 0.298 | 0.231 | 0.301 | ||||
| 父母工作地点 | 0.384* | 0.228 | 0.428* | 0.236 | ||||
| 专业属性 | 0.405* | 0.241 | ||||||
| 所在年级_2022 | 0.818*** | 0.299 | ||||||
| 所在年级_2023 | 0.398 | 0.276 | ||||||
| 综合测评名次_0.2 | 0.149 | 0.509 | ||||||
| 综合测评名次_0.4 | -0.492 | 0.490 | ||||||
| 综合测评名次_0.6 | 0.203 | 0.518 | ||||||
| 综合测评名次_0.8 | -0.004 | 0.527 | ||||||
| 乡村社会实践次数 | -0.060 | 0.165 | ||||||
| 政策认知 | 0.475** | 0.196 | ||||||
| 常数项 | -1.292** | 0.520 | -1.657*** | 0.587 | -2.655*** | 0.783 | ||
| Wald卡方值 | 28.31*** | 33.20*** | 44.64*** | |||||
| 观测值 | 523 | 523 | 523 | |||||
由表4可以看出，模型（1）～（3）均在0.01的显著性水平下通过Wald卡方检验，表明模型整体显著。随着解释变量的引入，行为态度的系数始终为负，均未通过显著性检验；主观规范的系数为正，在0.1的显著性水平下通过检验；知觉行为控制的系数为正，在0.05的显著性水平下通过检验。以上结果表明，主观规范和知觉行为控制显著提高了大学生返乡创新创业的行为意愿。进一步计算平均边际效应发现，在其他条件不变的情景下，主观规范水平每提高1个单位，大学生愿意返乡创新创业的概率提高6.68%；知觉行为控制水平每提高1个单位，大学生愿意返乡创新创业的概率提高7.43%。
在控制变量中，父母工作地点的系数在0.1显著性水平下为正，意味着大学生父母在乡村工作有助于提高其返乡创新创业意愿。既有研究发现，父母职业背景对大学生职业选择存在显著影响，并呈现出一定的代际传递性[13]。专业属性的系数在0.1显著性水平下为正，说明理工科专业的大学生具有更强的返乡创新创业意愿，可能的解释在于，相较其他专业而言，理工科专业具有更强的实践创新培养导向，要求学生在深刻理解与掌握知识的基础上，通过科研项目、学科竞赛等路径实现转化应用，由此提高其创新创业思维与能力。所在年级2022的系数通过0.01显著性检验，意味着相对于低年级和高年级大学生，中年级大学生的返乡创新创业意愿更强烈。研究发现，大学生的创新创业素养存在显著的年级差异，表现为其双创基础能力随年级增长先上升后退化的现象[14]。政策认知的系数在0.05显著性水平下为正，意味着大学生对乡村振兴战略的认知越充分，其返乡创新创业的积极性越高，这与魏晓娟等[15]的研究结论一致。乡村社会实践次数在模型中未通过显著性检验，意味着乡村社会实践未能激发农村大学生返乡创新创业的动力，可能的解释在于，乡村社会实践通过构建社会场域引导大学生借由“干中学”方式增进乡村发展认同，提高其乡村创新创业积极性[16]，而农村籍大学生本身具备丰富的乡村生活经验，对农业农村发展实际较为熟稔，由此导致乡村社会实践对其返乡创新创业决策的边际贡献下降。
表5 Shapley值分解结果 |
| 项目 | 主观规范 | 知觉行为控制 | 父母工作地点 | 专业属性 | 所在年级 | 政策认知 |
|---|---|---|---|---|---|---|
| Shapley值 | 0.026 | 0.026 | 0.005 | 0.006 | 0.012 | 0.016 |
| 贡献率/% | 28.48 | 28.48 | 5.09 | 7.07 | 12.83 | 18.04 |
2.3 异质性分析
考虑到行为态度、主观规范和知觉行为控制对不同大学生群体可能存在差异化的影响效应，本文进一步从性别、独生子女家庭、父母工作地点和专业属性等角度分析子样本并考察该影响的异质性特征。表6报告了各子样本的回归结果，可以看出，行为态度、主观规范和知觉行为控制在大学生群体中存在差异化的影响。具体而言，行为态度显著提高了非理工类专业大学生的返乡创新创业意愿，主观规范显著提高了女性大学生、独生子女大学生、父母在城镇工作的大学生的返乡创新创业意愿，知觉行为控制显著提高了男性大学生、非独生子女大学生、非理工类专业大学生的返乡创新创业意愿。
表6 异质性分析结果 |
| 子样本 | 行为态度 | 主观规范 | 知觉行为控制 | |||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 系数 | 稳健标准误 | 系数 | 稳健标准误 | 系数 | 稳健标准误 | |||
| 男性 | -0.623 | 0.505 | -0.004 | 0.432 | 0.100*** | 0.376 | ||
| 女性 | -0.001 | 0.352 | 0.727* | 0.373 | 0.277 | 0.332 | ||
| 独生子女 | -0.214 | 0.327 | 0.711** | 0.301 | 0.215 | 0.284 | ||
| 非独生子女 | -0.064 | 0.853 | -0.488 | 0.951 | 1.797** | 0.816 | ||
| 父母在乡村工作 | 0.533 | 0.446 | -0.223 | 0.528 | 0.542 | 0.465 | ||
| 父母在城镇工作 | -0.586 | 0.359 | 0.940*** | 0.343 | 0.433 | 0.296 | ||
| 理工类专业 | 0.201 | 0.440 | 0.588 | 0.452 | 0.209 | 0.327 | ||
| 非理工类专业 | 0.713* | 0.411 | 0.402 | 0.350 | 0.848** | 0.363 | ||
|
3 结论与启示
3.1 结论
本文依托W高校523名农村籍大学生的调查数据，基于计划行为理论的分析框架，使用Logit模型、Shapley值分解等方法实证检验了大学生返乡创新创业的影响因素。结果表明，（1）行为态度对大学生返乡创新创业意愿的影响不显著，而主观规范和知觉行为控制显著提高了大学生返乡创新创业的行为意愿，主观规范和知觉行为控制水平每提高1个单位，大学生愿意返乡创新创业的概率分别提高6.68%和7.43%。（2）主观规范与知觉行为控制是影响大学生返乡创新创业意愿的重要因素，二者的总贡献率达56.96%。（3）异质性分析表明，行为态度、主观规范、知觉行为控制对不同大学生群体存在差异化的影响效应，行为态度显著提高了非理工类专业大学生的返乡创新创业意愿，主观规范显著提高了女性大学生、独生子女大学生、父母在城镇工作的大学生的返乡创新创业意愿，而知觉行为控制显著提高了男性大学生、非独生子女大学生、非理工类专业大学生的返乡创新创业意愿。
3.2 启示
大学生返乡创新创业是丰富乡村人力资本，推进乡村全面振兴的重要支撑，从健全地方应用型高校大学生返乡创新创业引导机制的政策视角出发，本文的研究结论有以下几点启示。
其一，本文实证结果表明，主观规范对大学生返乡创新创业决策具有显著影响，意味着大学生周围人群和组织的支持程度影响其行为决策。因此积极营造大学生返乡创新创业的浓厚氛围，加快建立健全政府扶持、高校引导、家庭教育和社会关注的四位一体支持体系，在完善金融、保险、税收和社保等大学生返乡创新创业扶持举措的基础上，通过政策宣传、实践活动、案例推介和经验分享等多元方式，大力营造返乡双创浓厚氛围，帮助大学生树立正确的就业观、择业观与发展观。
其二，知觉行为控制显著提高了大学生返乡创新创业的行为意愿，即大学生对自身能力的认知程度影响其行为决策。因此，加强大学生乡村创新创业能力培养，高等院校应落实好人才培养主体责任，持续推进高等教育改革创新，将大学生创新创业能力培养作为重要目标内容，统筹课程体系、实践项目和孵化平台建设，支持和引导大学生参与创新创业和乡村社会实践项目，推动“干中学”和“学中干”统一。
其三，不同特征的大学生在进行返乡创新创业行为决策时受到差异化的因素影响。因此，在支持引导大学生返乡创新创业时，应根据学科专业、家庭背景和个人特征等属性，建立差异化的大学生返乡创新创业引导机制，开展有针对性的、差异化的服务举措，提高培育引导工作的靶向性、精准度和实效性。