性别平等环境与农村女性的创业绩效——基于上海财经大学“千村调查”数据的实证分析

一 引 言

乡村振兴战略是党的十九大报告提出的七大战略之一。农民创业对推动和加速农村经济发展、转型与升级，解决农民就业难问题、促进农民持续增收起着关键作用。在此背景下，农民创业逐渐活跃起来，相应地成为学术界关注的热点问题，已有学者深入研究了农民创业者的打工经历、资源禀赋、嵌入的社会网络、金融环境等因素对创业绩效的影响，并积累了许多有价值的研究成果(彭克强和刘锡良, 2016[1]; 杨婵等, 2017[2]; 董静等, 2018[3]; 周广肃等, 2017[4])。

然而在不断丰富的农民创业研究中，针对农村女性创业者的研究甚少(陈晓宏, 2011)[5]。陈雄锋等(2011)[6]的研究发现，农村女性创业者面临的困难主要来自社会、家庭和自身素质三个方面。与农村男性创业者相比，农村女性在创业合法性、资源获取等方面的劣势更为突出；与城市女性创业者相比，农村女性创业者的认知水平、综合素质面临更大挑战。农村女性创业者处于双重劣势地位，因而其创业行动具有独特性。现有文献对性别平等的文化或环境对于农村女性创业者造成的影响还鲜有深入研究，创业过程中的性别不平等现象及其对女性创业绩效的影响值得进一步探讨。对这些现象与问题的分析和思考不仅有助于政府有关部门优化针对农村女性创业者的政策、资源支持项目，提高创业补贴的效率，推动支持农村女性创业的社会体系的建立与完善，而且对于激发女性创业者潜力，帮助农村女性成为乡村振兴的主体，增进社会福利有积极意义。

现有研究发现女性创办企业的生存率、销售额显著低于男性创办的企业(姚晓芳等, 2014)[7]，女性创业者申请金融机构的贷款需要提供更多担保和抵押(许艳丽和郭达, 2015)[8]。但较少研究直接分析社会环境中的性别平等状况对于女性创业者的影响，对此问题的深入理解对于促进性别平等，改善农村女性创业者的社会支持体系具有重要现实意义。这是因为：第一，推进农村女性创业对于提升农村女性收入水平、提高农村女性社会地位、促进性别平等起到重要作用(李树茁和胡莹, 2012)[9]。《全球性别差距报告》指出，实现性别平等具有重要的经济意义。改善性别平等状况可带来巨大经济红利，各个行业的性别多样性意味着更多创新创造的可能性与经济回报(梁芳芳, 2018)[10]。第二，农村女性创业有助于带动农村女性就业，从而降低对劳务输出的依赖，有效改变农村青壮年流出，仅剩留守儿童和老人的衰落趋势。这对于推动农村经济发展，提升农民下一代的教育水平与身心健康有积极的社会意义。

在已有文献的基础上，本文基于上海财经大学2016年“千村调查”数据检验了性别平等环境对农村女性创业绩效的影响，并进一步对性别平等环境对创业者资源禀赋与创业绩效之间关系的调节进行了理论与实证分析。主要贡献体现在以下方面：第一，从社会环境角度出发，研究性别平等环境对农村女性创业绩效的影响，这对于研究农民创业绩效影响因素的文献是有价值的补充。第二，探索了性别平等环境对于资源禀赋与农村女性创业绩效之间关系的调节效应，为性别歧视地区的地方政府优化农村女性创业支持政策，帮助农村女性突破环境束缚、提升创业绩效提供了理论支持和决策依据。

本文其他部分安排如下：第二部分主要回顾相关文献，并在此基础上提出本文的研究假设；第三部分为数据来源及研究设计，介绍了主要研究变量的衡量和模型设计；第四部分为实证结果及其分析；第五部分为研究结论及政策启示。

二 研究背景与研究假设

(一)中国性别平等状况

1.性别歧视依然存在

性别之间的权力关系深受社会文化的影响(周天枢, 2010)[11]。在中国两千余年的儒家传统文化中男性被赋予主导权力，而女性则处于从属地位。传统文化中“男尊女卑”的思想对于中国社会有着广泛而深远的影响。旧社会里女性没有独立的经济能力，一直处于服从、附属的地位。新中国成立之后，政府从立法、行政、教育等层面推进性别平等，性别歧视现象逐渐改善，人们对男女平等的认同程度显著提高。随着女性受教育程度的提高，以及技术进步对简单体力劳动的替代，适合女性的工作岗位不断增加，在很多领域女性与男性的工资差距正逐渐缩小，人们对女性主要承担家务劳动这一社会角色的观念也在转变。此外，伴随经济发展，一些优秀女性企业家和女性员工的杰出表现逐渐扭转了人们对女性社会角色的刻板印象，但是学者们发现性别歧视在大学生就业、工资差距、创业融资中仍然存在(刘忠艳, 2017)[12]。

世界经济论坛自2006年起每年发布《全球性别差距报告》，该报告通过考察男女间在经济地位、教育程度、政治赋权及健康生存四个方面的差异，反映女性在获取资源和机会上与男性存在的差距。2017年《全球性别差距报告》数据显示，中国在“高等教育入学率”的维度上实现了性别平等，但在“预计收入所得”和“高管与政要人数”两个维度的得分较低，这说明女性在职场的收入和晋升机会仍面临约束。而且性别不平等并不必然随着经济发展和文明程度提高而趋向消失，事实上2017年的数据显示中国男女平等状况首次出现倒退[注]The Global Gender Gap Report 2017，https://www.weforum.org/reports/the-global-gender-gap-report-2017。。

两性在社会地位与经济状况等方面的差异除了源于中国文化传统的影响之外，西方社会提出了社会角色理论解释普遍存在的性别歧视现象。社会角色理论认为两性劳动分工决定了社会行为方面的差异，传统的男性外出工作、女性从事家务劳动的观念导致了性别角色期望以及两性工作自我效能感的差异(Eagly et al., 2000)[13]。社会环境中性别角色期待使得女性承担更多家务劳动。全国妇联和国家统计局2011年发布的调查报告显示，72.7%的已婚者认为，与丈夫相比，妻子承担的家务劳动更多。18.9%的在业母亲“有时”或“经常”为了家庭放弃个人发展机会，比男性高6.5个百分点(第三期中国妇女社会地位调查课题组, 2011)[14]。2017年《全球性别差距报告》表明，中国女性花在照顾家庭等无报酬工作上的时间占总劳动时间的44.6%，而男性的这一数字仅为18.9%。由于社会文化对两性社会角色认知的差异，一般而言女性在照顾孩子和家庭上花费的时间和精力比男性多，这可能是造成就业市场、晋升竞争以及创业资源竞争中女性处于劣势地位的主要原因。

2.城乡性别不平等状况存在差异

第三期中国妇女社会地位调查显示，城镇女性和农村女性的发展机会存在显著差异。具体表现在：第一，农村女性的受教育水平显著低于城镇女性。调查报告显示18-64岁城镇女性的平均受教育年限为10.1年，而同年龄段农村女性的平均受教育年限仅为7.1年。城镇女性中受教育程度在大学专科及以上占25.7%，高中及以上教育有54.2%；而农村女性上述比例分别为2.1%和11.6%，受过高等教育的女性比例城乡差异显著。《全球性别差异报告》显示，在“新生人口性别比例”方面，中国长期处于严重失衡状态，从这一现象透露出中国家庭仍大量存在男孩偏好。在计划生育政策略为宽松的农村，家庭子女数比城镇家庭多，家庭资源约束条件下的家庭教育投入存在显著的男孩偏好(郑筱婷和陆小慧, 2018)[15]。农村女性较低的认知水平和教育获得水平对其创业机会识别、资源整合等创业能力构成严重挑战。第二，农村地区家务劳动社会化程度较低，因此农村女性比城镇女性在照料孩子老人、做饭洗衣等家务劳动方面的负担更重，个人发展机会更受限。例如，第三期中国妇女社会地位调查(2011)显示我国3-10岁的农村儿童中，35.9%从没上过幼儿园，“附近没有幼儿园”是主要原因，因此农村女性不得不承担更多的家务劳动。尽管近年来在“精准扶贫”等国家战略部署下农村经济发展水平有所提升，农村女性的社会地位表现出积极变化，教育结构、经济参与状况有所改善，但相对而言农村地区性别不平等状况仍然更严重。

3.地区性别歧视状况存在差异

中国地域范围广阔，由于不同的自然资源禀赋，各个地区具有独特的经济发展路径和历史文化传统(潘越等, 2017)[16]，因而区域之间经济发展水平、社会结构、思想观念截然不同，区域之间性别不平等状况也存在较大差异。由于区域间经济社会各方面发展水平的差别，不同地区农村女性参与有报酬的社会劳动的机会不尽相同。女性社会劳动参与率的差异以及各地区传统文化影响力的不同造成人们对于传统性别角色观念的认知和期待也存在较大差异，因而构成了不同地区社会环境中性别平等观念的变异。第三期中国妇女社会地位调查课题组(2011)[14]调研发现，相较于东部地区，我国中西部农村妇女的教育和健康状况处于偏低水平；参与决策和管理仍面临较大障碍；女性家务劳动负担依然较重。各个地区性别不平等程度的差异为深入分析不同程度的性别平等状况对于农村女性创业的影响提供了现实基础。

(二)性别平等环境对农村女性创业的影响

1.性别平等环境对农村女性创业绩效的直接作用

随着创业研究的深入，有关环境因素对于个体创业者影响的文献逐渐丰富，学者们从制度环境、金融环境、社会环境等不同视角出发，分析创业环境对于创业意愿或创业绩效的影响(张玉利, 2018)[17]。一些学者从社会环境视角切入的研究发现宗教传统(辛宇等, 2016)[18]、社会规范(李新春等, 2016)[19]等非正式制度对个体创业存在显著影响。郑馨和周先波(2016)[20]研究发现，社会规范对微观主体创业行为的影响甚至超过了正式制度(法律权利保护、融资支持、税收减免等)对创业活动的影响。

行为经济学认为社会规范会内化为个人意识，影响人的行为(莫志宏和申良平, 2014)[21]。性别歧视观念根深蒂固地根植于群体意识中，不仅影响创业者的自我认知，而且影响女性创业者从周围环境获取资源的可能性。一方面，性别歧视环境限制了农村女性创业者的自我认知，使得她们不期望拥有高成长性企业。在性别歧视的社会环境中，根深蒂固的“男尊女卑”思想仍有较大影响，人们普遍认同“男主外，女主内”的性别角色分工。由于预期不易获得外部环境的认可与支持，歧视环境下的农村女性创业者承受较大社会压力，很难积极主动地寻求创业融资等资源支持，其创业活动更多是自我雇佣和生存型创业(李新春等, 2017[22]; 杨婵等, 2017[2])，大部分农村女性初创企业是进入低附加值、低技术门槛、低利润率的传统行业(Ahmad和Arif, 2012)[23]。

另一方面，性别歧视环境影响农村女性创业过程中的资源可得性。经济学中已有相当多的研究关注创业融资过程中的性别歧视问题。金融机构在筛选贷款项目时存在信息不对称，一些金融机构为节省信息搜寻成本，可能仅依赖性别刻板印象对女性创业者的潜力进行判断。由于生理特性使得女性在养育子女等家庭劳动中承担更多责任以及历史上女性受教育程度低于男性的事实，金融机构往往预期女性创业企业的绩效低于男性，因此对女性创业者的贷款条件更严苛，要求提供更多担保和抵押(Coleman, 2000)[24]。然而，也有研究者提出金融机构的融资歧视并不是针对性别特征，而是女性创办企业的特点(如规模、企业年龄、所在行业等)使得她们不易获得贷款(Aterido et al., 2013)[25]。

总体而言，在性别歧视环境下，女性创业者面临较大社会压力，较不可能期待初创企业的高成长，因而更可能进入利润率较低、技术或资金壁垒较低的行业。农村女性在创业融资支持、员工聘用、销售渠道建立等经营环节也更难获得利益相关者的认同和支持，从而影响其创业绩效。基于此，本文提出假设1。

H1：性别歧视环境对农村女性创业绩效有负向影响。

2.性别歧视环境对资源禀赋与农村女性创业绩效关系的调节作用

(1)资源禀赋与创业绩效

创业者的资源禀赋主要包括人力资本、社会资本、经济资本等，本文主要考察人力资本和社会资本对创业绩效的影响。众多的国内外创业研究发现创业者人力资本是预测创业绩效的重要因素(Doms et al., 2010[26]; Shane和Venkataraman, 2000[27]; 卢海阳和李祖娴, 2018[28])。人力资本主要由教育、健康、在职培训等几个方面构成，较高的人力资本与创业成功所需的各个方面技能与素质紧密相关(Baum和Silverman, 2004)[29]。对于经济资源有限的农民创业者而言，人力资本在获得外部认同方面起到决定性作用。陈昭玖和朱红根(2011)[30]研究发现文化程度及职业技能状况等人力资本是影响农民工返乡创业能否获得政府支持的重要因素。

社会资本是指人们在社会结构中所处的位置预期为他们带来的收益或便利的资源。研究者发现社会资本是创业者获得创业融资、技术支持等关键创业资源的重要途径(Bhagavatula et al., 2010)[31]，初始融资、首份订单、合伙人等创业初始阶段重要的资源与创业者的社会资本高相关(Stam et al., 2014)[32]。具体到农民创业者的相关研究，一些学者发现社会资本是农民创业者在人力资本与金融资本约束条件下获取创业资源、提升社会地位的重要途径(郭铖和何安华, 2017[33]; 罗明忠和陈江华, 2016[34]; 徐超等, 2017[35]; 周广肃等, 2017[4])。

对于农村女性创业者而言，社会资本从以下几个方面缓解了她们的创业困境，从而有助于促进农村女性创业者的创业绩效：第一，社会资本为创业融资提供隐性担保，使创业者更容易获得投资借贷(Kinnan和Townsend, 2012)[36]，从而缓解农村女性创业者面临的融资困境。郭云南等 (2012[37]; 2013[38])研究发现社会网络能促进民间融资，从而有助于网络成员的家庭消费平滑化、劳动力流动和家庭创业行为。第二，对农村女性创业者而言，社会网络有助于提升初创企业合法性(Ahlers等, 2015[39]; 郭铖和何安华, 2017[33])，从而在招募员工、寻找合作伙伴等方面得到认同和支持，降低新创企业在运行过程中的经营风险和交易成本。第三，提供信息资源。社会资本有助于创业者获得更有利的创业信息资源，如技术、销售渠道、出口等，从而对创业绩效产生积极影响。Lechner和Dowling(2003)[40]研究发现社会关系是重要的信息来源，往往比正式渠道获取的信息更有价值。

(2)性别歧视环境的调节效应

前期文献表明人力资本和社会资本对创业绩效有显著的正向影响(Lechner和Dowling, 2003)[40]，结合社会环境对个体创业者影响的研究，本文进一步关注的问题是资源禀赋对农村女性创业绩效的影响作用在不同的社会环境下是否存在差异？

性别歧视环境对资源禀赋的“抑制效应”。性别歧视环境通过影响女性的社会角色认知，抑制了农村女性创业者的自我认知和能力提升。在歧视环境下女性对自身社会角色的认知可能受到周围环境的影响，倾向于认同自己照顾家庭的责任，从而符合社会期待(李新春等, 2017)[22]。在面临照顾老人孩子等家务劳动的社会角色期待与业务拓展、培训、参与行业协会等活动发生时间冲突时，歧视环境下的农村女性很难把自身的事业发展和能力提升置于较高的优先级。因此，歧视环境可能抑制农村女性创业者通过业务开发、参与培训或行业协会等专业组织促进人力资本和社会资本的动态提升，从而对创业绩效产生不利影响。本文把这种效应称为性别歧视环境对资源禀赋的“抑制效应”。

性别歧视环境下资源禀赋的“信号效应”。期望违背理论(Expectancy Violation Theory)指出在与陌生人交往过程中，人们倾向于根据其所属群体给人留下的传统印象来进行快速判断；当他/她的表现与预期不一致时，人们会调整预期，寻求其它身份信号调整自己的判断与评价(Bettencourt et al., 1997[41]; Bezrukova et al., 2009[42]; Prentice和Carranza, 2010[43])。在歧视环境下，人们期待女性承担家务劳动，如照顾老人和孩子、支持丈夫的工作等，而一旦女性开始创业，实际上就违背了“女主内”的传统社会角色期待，因此人们会转而依赖其它身份标签重新评价或解释女性创业者的行为，如大学毕业、受过培训、有关系等，构建对女性创业者的重新认知。

由于歧视环境下农村女性的创业行为突破了人们的传统认知，周围人会更积极地搜寻女性创业者的其它身份或能力的标签来构建新认知，而创业者的人力资本和社会资本将是重要的显性信号，影响利益相关者对其能力的判断，因此在期望违背理论视角下性别歧视环境中的农村女性拥有的人力资本和社会资本有更为显著的信号意义，在更大程度上影响农村女性创业者获得外部认同和支持的可能性，从而对创业绩效产生更为显著的影响。本文将这种影响机制称为资源禀赋的“信号效应”。

图1 本文研究框架

性别歧视环境对于资源禀赋与农村女性创业绩效的关系存在不同方向的调节作用，性别歧视环境对资源禀赋的“抑制效应”和性别歧视环境下资源禀赋的“信号效应”哪一方面占主导，还有待实证分析的检验。因此，本文提出以下对立假设。

H2a：相较于性别平等的环境，性别歧视环境下农村女性创业者的资源禀赋对创业绩效的正向作用更显著。

H2b：相较于性别平等的环境，性别歧视环境下农村女性创业者的资源禀赋对创业绩效的负向作用更显著。

三 数据来源与研究设计

(一)数据来源

本文使用上海财经大学2016年“千村调查”的数据。“千村调查”是上财师生每年利用暑期深入农村基层进行的大型调查，自2008年以来已实施了9年。2016年的调查主题为《中国农村创业现状与问题》，重点调查中国农村创业活力以及影响农民创业绩效的关键因素，采用随机抽样定点调查结合学生暑期返乡调查的方式进行，正式问卷调研从2016年6月进行到8月。在地方政府的协助下，从全国22个省(市、自治区)30个县1500余村寨收集了农民创业的相关数据，总共得到全国范围内的4600余份农民创业者问卷，由于部分农民创业者不愿披露创业收入，导致关键数据缺失较多，进一步剔除这部分观测值和其它关键变量缺失的样本，得到农村女性创业者样本546份和农村男性创业者样本1965份。此次调研数据显示农村女性创办的企业在创业收入、创新性和员工人数方面都显著低于农村男性创办的企业，而且农村女性创办的企业中生存型创业比例显著高于男性创业样本，与全球创业观察(GEM)调查结果一致。

表1 农村女性创业企业与男性创业企业比较

注：*、**、***分别表示在10%、5%和1%水平上显著。

分析农村女性创业者特征发现，年龄分布以40-49岁的创业者居多，占总样本的44.51%，其次是30-39岁的创业者，占比为22.53%。样本中农村女性创业者中没有打工经历占大多数，比例为68.86%。根据农民企业的特征进行分类，可以看出5名员工及以下的小微企业占了农村女性创业企业的大多数，占比为72.34%。农村女性创业企业得到过政府资助的比例为10.44%，获得政府部门直接支持的创业企业仍然较少。

表2 样本特征分布

(二)变量选取

1.被解释变量

本文使用创业收入、员工规模和企业创新性三个指标衡量创业绩效。创业收入使用创业者问卷中的创业收入变量，取自然对数处理，衡量创业企业的财务绩效。员工规模是企业员工人数，反映了创业企业带动就业的社会效益。

创新性是问卷调查中的 “企业创新情况”，共有六个题项，分别是：“与市场原有产品相比，我公司在新产品上有重大改变”、“我公司应该打开新市场”、“我公司使用了新的技术工艺”、“我公司擅长改善现有产品的品质”、“我公司应该降低成本”、“我公司应该经常调整生产过程、规则、策略使产品更为优质”。每个指标均采用“李克特量表”计分，从1至6分别代表“完全不同意”到“完全同意”。本文对这六个题项的得分取均值得到企业创新性指标。

2.关键解释变量

人力资本。参考卢海阳和李祖娴(2018)[28]的研究，使用农村女性创业者的受教育年限代表人力资本。幼儿园及以下赋值为0，小学赋值为6，初中赋值为9，高中赋值为12，大专赋值为15，本科赋值为16，硕士赋值为19，数值越大，受教育程度越高。

社会资本。参考郭铖和何安华(2017)[33]的研究，使用“已经创业的兄弟姐妹人数”、“已经创业的亲戚朋友人数”、“在金融机构工作的亲戚朋友人数”相加作为社会资本的代理指标。同时，根据农村社会网络的现实情况，本文还使用人情往来开支衡量社会资本。

性别歧视环境。来自问卷调查中的“性别观念”题项，分别是：“我们这里重男轻女比较严重”、“我们这里女性主要是在家照顾老人和孩子”、“我们这里女性没有追求自己事业的权利”。均采用“李克特量表”计分，1代表非常不认同，2基本不认同，3不认同，4认同，5基本认同，6非常认同。本文分别使用这三个题项的得分作为区分是否存在性别不平等的标准。得分在1-3之间性别歧视赋值为0，得分为4-6之间性别歧视赋值为1。将这三个题项加总所得赋值为0表示不存在性别歧视，大于等于1则表示存在性别歧视。

3.控制变量

参考杨婵等(2017)[2]的研究，将女性创业者的其他个体特征(创业者年龄、创业者年龄平方、是否党员、是否打过工、是否村干部)和企业年龄作为控制变量。此外，为了控制创业企业所在地区经济发展水平对创业绩效的影响，本文还加入了地区控制变量。区域划分参照董静等(2018)[3]的做法，按照创业企业所在省分为东部、中部、西部地区。样本地区分布情况表明，本文数据分析涉及的样本企业来自东部地区较多(占比49.12%)，中部地区和西部地区分别占总样本量的29.92%和20.96%。

表3 变量定义

(三)模型设置

本文设定以下模型检验人力资本、社会资本以及性别平等环境对农村女性创业绩效的直接影响：

Income/staff/Inno=α0+β1HC+β2SC1+β3SC2+β4Descri+β5X+εi

分别使用创业收入、员工人数和企业创新性作为被解释变量，关键解释变量是资源禀赋和性别平等环境。其中资源禀赋包括人力资本(HC)、社会资本(SC1、SC2)，预期人力资本和社会资本的系数为正，性别歧视(Descri)的回归系数为负。X为控制变量。

对于性别歧视环境调节效应的检验，本文按照是否存在性别歧视将样本分为两组，分别运行上述模型，检验性别歧视环境样本组与性别平等环境样本组中人力资本和社会资本回归系数的差异是否显著。

四 实证结果分析

(一)主要变量的描述和相关性分析

表4为变量的描述性统计结果。可以看出，人力资本的均值为10.2，说明大部分农村女性创业者学历不高。创业者的平均年龄约为42.39岁。56%的调查对象认为自己所处的社会环境存在性别歧视。10%的女性创业者是党员，5%的女性创业者担任过村干部，31%的女性创业者打过工。企业年龄的均值为9.14，中位数为8。

表4 描述性统计结果

表5报告了变量之间的相关系数，创业绩效的三个指标之间有显著的正相关关系，人力资本和创业绩效的三个指标均在1%的显著性水平上正相关(p<0.01)，社会资本与绩效指标也是显著正相关。性别歧视与创业收入、员工人数显著负相关，与企业创新性关系不显著。

表5 相关系数表

注：(1)***、**、*分别表示在置信度(双测)为 0.01、0.05和0.1时，相关性是显著的。

(二)回归分析与假设检验

1.性别歧视环境的直接影响

表6为回归分析的结果。模型(1)以创业收入为被解释变量，女性样本组中性别歧视变量回归系数显著为负(β=-0.170, p<0.01)，而模型(2)男性样本组性别歧视的系数不显著。模型(3)以员工人数为被解释变量的回归中，女性样本组性别歧视变量的系数仍显著为负(β=-0.030, p<0.05)，而男性样本组性别歧视的系数不显著，说明性别歧视环境对农村女性创业收入和员工规模有显著负向影响。但模型(5)的回归结果显示性别歧视对农村女性创业企业的创新性的影响不显著，对男性创业企业的创新性存在显著负向影响，但性别歧视对女性创业企业创新性影响的系数比男性的大近1倍。

2.资源禀赋与农村女性创业绩效

社会资本1的系数在所有模型中都显著为正，说明创业者在银行工作的亲友数量和正在创业的亲友数量对其创业绩效有显著正向影响。社会资本2代表人情开支，其回归系数在女性创业者样本组显著为正(p<0.01)，在男性样本组回归系数均不显著。这可能是因为女性创业者的人情开支目的性更为明确。

使用不同衡量创业绩效指标作为因变量的回归结果表明，创业者人力资本的系数都显著为正(p<0.01)，这一正向影响关系在农村女性创业者和农村男性创业者样本组都成立，表明教育水平能够显著提高农村创业者的创业绩效，与李树和于文超(2018)[44]研究结论一致。

控制变量方面，在男性创业者样本组创业者年龄平方的系数显著为负，说明农村男性创业者年龄与创业绩效呈倒U型关系。与东部地区基准组比较，西部地区农村创业者的创业收入和员工规模显著较低，但企业创新性方面的差异不显著。

表6 资源禀赋对农村女性创业绩效影响的估计结果(男性样本与女性样本)

注：*p<0.1, **p<0.05, ***p<0.01，括号内为P值。东部地区为基准组。

3.性别歧视环境的调节效应

上述回归分析结果表明性别歧视环境对女性创业者存在显著负向影响，接下来分析农村女性创业者的人力资本、社会资本对创业绩效的影响在不同社会环境下是否存在显著差异。参照连玉君和廖俊平(2017)[45]的方法，按照是否存在性别歧视进行分组，检验不同样本组里人力资本、社会资本的回归系数是否存在差异。

人力资本的回归系数在有歧视的样本组显著大于无歧视的样本组，这一结果在以不同的创业绩效指标为被解释变量的回归中一致，说明性别歧视环境下农村女性创业者人力资本对创业绩效的正向影响更大，意味着性别歧视环境下人力资本的“信号效应”起主导作用，

但在不同因变量的模型中，社会资本的回归系数有所不同。以创业收入为被解释变量的回归中，有歧视的样本组里社会资本的回归系数显著为正，即社会资本在存在歧视的社会环境中对创业收入的积极影响更显著。在以员工规模为被解释变量的模型中，有歧视的样本组中社会资本的回归系数显著低于无歧视的样本组，说明农村女性创业者社会资本对员工规模的正向影响在无歧视的社会环境中更大。

表7 人力资本、社会资本与创业绩效的分组回归(按是否存在性别歧视分组)

(续上表)

变量创业收入(1)有歧视(2)无歧视组间差异员工规模(3)有歧视(4)无歧视组间差异创新性(5)有歧视(6)无歧视组间差异中部0.051-0.169-0.0710.091〛-0.1460.281(0.74)(0.39)(0.58)(0.56)〛(0.39)(0.12)西部-0.368***-0.289-0.320***0.048〛-0.1260.001(0.01)(0.14)(0.00)(0.76)〛(0.40)(1.00)_cons0.2962.885**-0.1150.759〛3.999***-0.199(0.77)(0.01)(0.89)(0.41)〛(0.00)(0.85)N304242304242〛304242调整后的R20.226 0.129 0.1670.157〛 0.0650.116F值9.0334.2355.7525.082〛2.9193.869

注：(1)*p<0.1, **p<0.05, ***p<0.01，括号内为P值。东部地区为基准组。(2)组间系数差异检验参照连玉君和廖俊平(2017)[45]的方法。

(三)稳健性检验

1.内生性问题

为了避免内生性问题对研究结果的干扰，本文采用两阶段最小二乘法(2SLS)模型。选择创业者家庭人数、家庭相对收入的虚拟变量(是否高于村平均水平、是否与村平均水平持平、是否低于村平均水平)作为工具变量，回归结果如表8所示。控制了内生性问题后，相关结论与前述结果保持一致，性别歧视环境对农村女性创业收入和员工人数有显著负向影响，对企业创新性的影响不显著，表明基本研究结论是稳健的，性别歧视抑制了农村女性创业绩效。

表8 两阶段最小二乘的回归结果

注：*p<0.1, **p<0.05, ***p<0.01，括号内为P值。控制变量同表6，为节省篇幅未汇报。

2.性别歧视的替代测量

为考察结果的稳健性，本文更换了性别歧视变量的测量方法，分别使用问卷调查中三个题项的回答区分性别歧视，重复进行表6的回归，除按第一个题项“我们这里重男轻女比较严重”的得分衡量性别歧视环境的回归结果不显著外，其余结果与上文保持一致，即性别歧视环境对农村女性创业绩效存在显著负向影响。回归结果见表9。原因可能是认同题项一“我们这里重男轻女比较严重”的样本仅有25.29%，按照这一题项的回答衡量性别歧视环境可能不全面。

表9 性别歧视替代测量的回归结果

注： *、**、***分别表示p<0.1、p<0.05、p<0.01，括号内为P值；“性别歧视1”变量对应题项的问题是“我们这里重男轻女比较严重”，“性别歧视2”变量对应题项的问题是“我们这里女性主要是在家照顾老人和孩子”，“性别歧视3”变量对应题项的问题是“我们这里女性没有追求自己事业的权利”；控制变量同表6，为节省篇幅未汇报。

五 结论与启示

本文使用上海财经大学2016年“千村调查”的数据，探索了性别歧视环境对农村女性创业的影响。研究结果表明：(1)性别歧视环境对农村女性创业绩效有显著负向影响；(2)相较于性别平等的环境，社会资本和人力资本在性别歧视环境下对农村女性创业者创业绩效的正向影响更为显著，说明性别歧视环境下资源禀赋的信号效应更强。

本文的研究对政府推动农村女性创业的政策优化有一定启示意义。首先，各级政府应当倡导性别平等的社会文化。通过媒体的引导和监督，抵制和消除社会文化中对农村女性的歧视与偏见。在创业补贴等社会资源配置中，坚持两性平等参与、共同发展，积极营造有利于女性发展、创业的社会文化环境，逐渐削弱社会环境中对农村女性创业不利因素的影响。

第二，政府应优化服务水平，为农村女性创业者提供培训机会，通过提升农村女性创业者的人力资本水平帮助她们提升创业能力。尽管随着农村经济的发展，农村的教育普及率和教育质量有了一定程度的提高，但相较于城市地区仍存在显著差异。因此，在基础教育之外，政府应积极探索实现农村女性再教育的途径，多渠道筹集农村女性培训经费，推动建立政府、企业、学校和社会公益组织等各方共同支持的常态化培训机制，为农村女性提供更多接受教育与培训的机会。农村女性人力资本的改善将从根本上提升农村女性认知水平和创业相关能力，进而提升农村女性创业机会识别、资源整合等创业关键技能。

第三，政府部门提升农村女性社会资本的努力将有助于提升农村女性创业绩效。政府部门可以通过引入社会公益组织、鼓励产学研合作等方式，搭建农村女性与金融、农业科技、涉农产品营销等专业机构沟通交流的平台，构建支持农村女性创业者的社会网络，帮助农村女性创业者积累异质性社会资本，获取高质量的信息和资源，从而推进农村女性创业。

第四，拟创业的农村女性应重视提升自己的人力资本和社会资本，通过自我教育或参加培训等方式提升自己的人力资本，并有意识地构建人脉关系，积累社会资本。根据本文对性别歧视环境调节效应的研究结果，处于性别歧视环境下的农村女性创业者更需要提升自己的人力资本水平，以突破不利环境的束缚。拥有较高人力资本和社会资本的农村女性创业者可以充分利用个人社会网络资源，提升创业行为的合法性，在员工雇佣、资源获取等方面获得外部环境的认同与支持，突破歧视环境对自身创业行动的不利影响。

通过推进性别平等观念、推动旨在提升农村女性人力资本和社会资本的项目，政府部门可改善农村女性创业的基础环境和支持系统，带动农村女性就业，从而提高农村女性收入水平。而农村女性收入水平的提高又将促进农村地区性别歧视状况的改善，进而形成对农村女性创业友好的社会环境，推动农村女性成为乡村振兴的主体，为乡村振兴提供长期的内生动力。