外出务工经历、土地流转与农民创业——基于CFPS 2018数据的实证分析

戴志强，郭如良

(1.江西农业大学 经济管理学院，江西 南昌 330045；2.江西农业大学 乡村振兴战略研究院，江西 南昌 330045)

0 引言

促进和保障农民就业创业，是实现农民增收致富、稳定农民就业大局、巩固脱贫攻坚成果与乡村振兴有效衔接的重要举措。受新冠疫情、经济下行压力、经济结构升级调整等多重因素叠加的影响，农民就业成为社会关注的热点话题，也影响着乡村振兴的发展以及国内国际双循环格局的顺利流转。为解决好农民的就业和创业问题，实现农民增收，在“十四五”的开局之年起好步、开好局，中央和地方各级政府出台了一系列的惠农创业政策，如用水、用电、用地、用气的优惠、税费减免、程序简化、贴息贷款以及免费的创业培训等。然而，由于城乡发展的不平衡，农村劳动力为了生活或者发展需要，不得不外出务工，造成了严重的养老和小孩教育等社会问题，牵绊着外出农民工。此外，传统小农经营的农业生产模式，生产效率低、成本高，而部分农民创业者为避免分散式经营的土地利用率及产出率均较低的问题，用地需求量十分大，但是由于受到自身土地资源短缺的约束，也就引发了生产经营绩效低、创业失败率高等现实问题(叶秋妤等[1]，2021)。

近年来，随着脱贫攻坚战役的全面胜利和乡村振兴战略的持续深入推进，农村基础设施得到了全面改善，并且，随着土地确权的持续推进，农民土地制度进一步改革，土地流转机制也越来越完善，农村就业创业环境越来越好，越来越多的外出务工者返乡入乡留乡就业创业。那么，外出务工经历是否会影响农民创业决策？如果产生影响，是促进农民创业还是抑制了农民创业？土地流转是否对农民创业产生影响？如果产生影响，又怎样影响农民创业？由于土地流转又分为土地流出和土地流入，它们分别是如何影响农民创业的？这些问题都值得深入研究验证。在此背景下，关注外出务工经历、土地流转与农民创业三者之间的关系，探寻三者之间的作用机制，对促进国内国际双循环格局和乡村建设行动、乡村振兴战略的全面深入推进有着十分重要的现实意义和理论价值。

然而，现阶段学术界对外出务工经历、土地流转与农民创业的研究都是单视角的，绝大多数都是单独研究外出务工经历与农民创业的关系以及土地流转与农民创业的关系，关于从外出务工经历和土地流转的双重视角下，研究三者之间关系的还鲜见于文献。因此，本文将基于中国家庭追踪调查(CFPS)2018年的数据，通过倾向得分匹配方法进行实证分析，从外出务工经历和土地流转的双重视角下，对外出务工经历、土地流转对农民创业的影响进行实证分析探究，总结出这三者之间的作用机制，以期为进一步做好农民创业工作，巩固实现脱贫攻坚成果与乡村振兴的有效衔接，实现乡村的全面振兴以及促进国内国际双循环格局提供理论参考和理论实践。

1 理论分析与研究假说

威克姆创业模型从创业者、机会、组织和资源4个要素相互联系的角度解释了创业活动的内涵，为进行农民创业研究提供了新的研究视角与研究方法。该模型认为创业者是创业的核心，其在创业中的主要职能是识别和确认创业机会、管理创业资源以及领导创业组织，实现要素间的动态协调和匹配，创业者要及时总结、积累、调整。结合本文研究内容具体分析，农民外出务工经历可以看作是创业资源，土地流转可以看作是创业机会，农民是创业者，其创业的企业就是组织，农民创业者要根据自身的外出务工经历资源，结合土地流转的机会，识别和确认创业机会，判断自身具备的资源和机会是否能够支撑其进行创业活动，并在这个过程中不断地总结、积累和调整。因此，本文将外出务工经历和土地流转纳入到农民创业的研究框架中，以期从理论层面解释外出务工经历和土地流转对农民创业的影响，并提出相应有针对性的研究假说(图1)。

图1 外出务工经历、土地流转与农民创业的影响路径

1.1 外出务工经历与农民创业

外出务工经历是指农民离开自己的生活所在地，进行非农就业的经历。外出务工经历对新型职业农民的经营效率有正向影响(罗明忠等[2]，2020)，外出务工经历也显著提高了农村劳动力创业成功的概率，然而外出务工虽然增加了农民见识、提升了他们的人力资本以及获取外部资源的能力，增加了返乡农民工创业的融资比例和人力资本积累，但是外出务工经历却在一定程度上降低了返乡农民工的人缘关系和社会评价等本地社会资源，损害了农民工在家乡的社会资本(周广肃等[3]，2017)，其对农民创业的影响仅停留在创业意愿层面，对其创业绩效并没有显著影响(谢勇等[4]，2020)，创业成功率比未外出务工的农民显著低9%左右，明显阻碍了返乡农民工创业(许明[5]，2020)，且与返乡农民工的创业决策呈现负相关的关系(孔祥利等[6]，2018)。虽然外出务工经历会使农民创业者损失了一定的家乡所在地的社会资本，但其在外务工经历所获得的技术、经验以及社会资本和物质资本的积累足以弥补这些损失。并且，外出务工经历不仅仅获得了技术、经验、资本的积累，还开拓了外出务工者的视野，使其对创业机会的识别和运用能力更强，对外界环境的变化也更加敏感，进而实施创业的可能性也就越高。学者们也认为外出务工经历显著提高了农民工自主创业的概率，通过数据分析得出，外出务工经历对农民创业提高了1.67个百分点的概率，且外出务工经历对农民工在本地创业具有显著的影响，而对外地创业的影响则不显著(张剑等[7]，2019；徐超等[8]，2017；李祖民等[9]，2017),也就是说，外出务工经历能显著提高家庭创业的可能性(秦芳等[10]，2018)。且外出务工工资低并不会直接导致其回乡就业，但工资的提升会为其回乡创业提供可能(苏荟等[11]，2018)。所以，提出假说1(H1)：外出务工经历对农民创业有着正向显著性影响。

1.2 土地流转与农民创业

土地流转包括农户将自身拥有承包经营权土地的使用权转让出去(王桂华等[12]，2018)，也包括通过支付一定报酬或者免费租用他人土地使用权的行为。土地利用行为包括土地流转、契约安排以及农地投资(徐志刚等[13]，2021)，无论哪种行为都对农民创业有着重要的影响。土地是农民创业的最基本要素之一，且土地转出和转入对农民创业都有影响，但土地转入的创业效应更大(李长生等[14]，2020；王小龙等[15]，2020)。转入土地会促进农民开展涉农创业的决策，而转出土地则会抑制农民创业决策，但也有利于促进农民开展非农创业(叶秋妤等[1]，2021)，其中土地流转年限显著影响着从事农业创新创业的意愿(李东轩等[16]，2019)，且对带动农民创业有着正向显著影响。同时，新型农业经营主体经营规模、土地流转期限对带动农民创业也具有显著正向影响(汪发元等[17]，2016)。伴随着土地确权的进行，土地银行在各地开始建立，通过对土地银行赋权，给予它主导土地流转的权限，可以更好地服务农民创业(冯子标等[18]，2009)，并且农地抵押政策也对农民创业决策产生了直接和间接的促进作用，农地抵押贷款显著促进了农户创业尤其是农业创业(任树伟等[19]，2021；苏岚岚等[20]，2018)。土地流转使得农民的“人地”关系矛盾得以有效解决，势必会更一步解放劳动力，让农民有更多的精力和时间进行创业活动。然而，土地流入虽然会进一步扩大农民的种植规模，但由于适度规模效应的作用，还达不到创业的标准，因此，土地流入不利于农民进行创业活动，而是会进一步把他们束缚在农业生产上。但土地流出使得农民彻底摆脱土地约束，只能进行非农就业或者创业活动，故土地流出有利于促进农民创业。因此，提出假说2(H2)：土地流转对农民创业有着正向显著性影响，且土地流出会正向促进农民创业，土地流入会抑制农民创业。

1.3 外出务工经历与土地流转

外出务工经历会使农民在土地流转方面更具有主动性和自主性，其会参考在外务工积累的经验和预期收入的对比，进而做出更有利于自己的选择。具体而言，当从事非农就业创业的收入高于涉农就业创业的收入时，农民就会选择流转土地，而当其判断农业就业创业的收入更高时，他们就会选择不流转土地甚至流入土地，进行规模种植，实现规模效应的获利(孙小宇等[21]，2021)。由于大多数农民工返乡后选择非农就业，这就有效促进了农地流转，优化了土地资源配置(贺小丹等[22]，2021)，也就是说，外出务工经历对农户土地流转意愿有着正向显著性影响(胡红波等[23]，2017；张小山等[24]，2017)。因此，提出假说3(H3)：外出务工经历对土地流转有正向显著性影响；假说4(H4)：外出务工经历通过土地流转影响农民创业，即土地流转行为在外出务工经历和农民创业之间存在部分中介效应。

2 研究设计

2.1 数据来源

本文研究所涉数据来源于北京大学中国社会科学调查中心实施的中国家庭追踪调查(China Family Panel Studies，CFPS)2018年数据，该数据样本覆盖区域广、规模大，包含了外出务工经历、土地流转以及农民创业等相关信息。CEPS 2018年数据共有家庭样本数据14241个，个体样本数据32669个，通过家庭样本数据和个体样本数据的合并，剔除掉不适用的数据和非农业户口的数据，同时考虑到本文研究的因变量是农民创业，参照蔡栋梁等[25](2018)的研究，将创业年龄限制在22～60岁，并考虑到随着人均寿命的增加和小孩提前成熟的现实考虑，在年龄上剔除了20岁以下和65岁以上的群体，并剔除同时存在土地流出和土地流入的样本情况，最终得到有效样本6840个。

2.2 变量设置

2.2.1 因变量：农民创业 农民创业是指农民从事个体经营或者开办私营企业以实现致富获得财富的行为或者活动。因此，本文选择CFPS 2018问卷中FM1“过去12个月，您家是否有家庭成员从事个体经营或开办私营企业？”来判断农民是否创业，并将回答“是”赋值为“1”，回答“否”赋值为“0”。

2.2.2 自变量：外出务工经历 外出务工经历是指农民离开自己的家乡从事非农就业的经历，因此，本文选择CFPS 2018数据中FO101“过去12个月，您家是否有人外出打工(如去城市打工)挣钱？”来判断农民是否有外出务工经历，同样将回答“是”赋值为“1”，回答“否”赋值为“0”。

2.2.3 中介变量：土地流转 土地流转包括土地的流出和流入，因此，本文选择CFPS 2018数据中FS1“无论是否收取租金，过去12个月，您家是否将集体分配的土地出租给了其他人？”以及FS4“过去12个月，除去集体分配的土地，您家是否向个人或者集体租用土地，无论是否需要付租金？”来判断农民是否有流转土地，将无论是流出或者流入统一归纳为有土地流转，并赋值为“1”，无土地流出和流入统一赋值为“0”。

2.2.4 控制变量 大量研究表明，农户的个体特征和家庭特征均会对农民创业产生显著性影响，因此，本文参考孙小宇等[21](2021)对控制变量的选取方式，选取了个体基本特征和家庭特征组成控制变量组，个体特征选取了年龄、性别、受教育程度、婚姻状况、健康状况以及是否使用互联网等变量，家庭特征选择了是否发生重大事件和人情往来支出情况等变量，考虑到人情支出的数值是大于或者等于0的数据，且差距较大，因此，参考陆铭等[26](2004)对变量取对数的方法，对人情支出进行取对数处理，对人情支出为0的数据先加1，然后再取对数。

2.3 描述性统计分析

通过表1变量描述性统计可知，共有868位农民进行了创业，约占总样本的12.6%，其他5972位农民未进行创业，占总样本的87.3%。共有4090位农民有外出务工经历，约占总样本的59.7%，而其他2750位农民没有外出务工经历，占总样本的40.3%。共有1200位农民有土地流出，约占总样本的17.5%；共有842位农民有土地流入，约占总样本的12.3%；也就是说存在土地流转行为的农民共有1969位，约占总样本的28.7%，其他4871位农民没有土地流转行为，约占总样本的61.3%。年龄分布上，20～40岁的农民共有4584人，占总样本的67.0%，大于40岁的占总样本的33.0%。男性人数3854人，占总样本的52.0%，女性约占48.0%，男女比例比较均衡。受教育程度在小学及以下的有2817人，约占总样本的41.2%，而初中文化程度有2265人，约占总样的33.1%，初中以上学历的仅占总样本的24.0%，说明农民的整体受教育程度偏低。在婚姻状况的人数共为5281人，约占总样本的77.2%，不在婚姻状况的占总样本的22.8%。过去12个月发生重大事件的有1421人，约占总样本的18.0%，82.0%的家庭没有发生重大事件。过去12个月，家庭人情礼金支出的对数均值为7.431，最大值为11.918，最小值为0。共有4552人使用移动上网，约占样本总体的66.5%，不使用的占样本总体的33.5%。

表1 变量含义与描述性统计

2.4 模型构建

2.4.1 倾向得分匹配法 为探究外出务工经历、土地流转行为对农民创业的影响，本文构建农民创业的决策模型，具体形式如下：

Y1=α0+α1Wi+α2Li+α3Xi+εi

(1)

其中，Yi表示农民i是否进行创业；Wi表示是否有外出务工经历；Li表示是否有土地流转行为；Xi表示控制变量组；α1、α2和α3分别为外出务工经历、土地流转行为和控制变量的待估参数；α0为常数项；εi为随机误差项。

由于外出务工经历和土地流转行为并不是外生变量，而是基于比较优势进行的最优选择。并且，不仅外出务工经历或者土地流转存在差异，控制变量也可能存在异质性，基于此，本文将有无外出务工经历和有无土地流转分别进行分组处理，将有外出务工经历(有土地流转行为)的群体作为处理组，将无外出务工经历(无土地流转行为)的群体作为控制组，分别进行分组均值t检验来估计各变量在不同群体之间是否存在显著性差异，以验证样本选择是否存在异质性问题，具体情况见表2。

从表2可以看出，处理组和控制组之间确实存在异质性。首先，从是否有土地流转行为来看，处理组和控制组之间存在显著差异。处理组有外出务工经历的占57.1%，而控制组有外出务工经历的占60.9%，处理组的务工经历显著优于控制组，且在1%水平上显著；年龄分布上，处理组年龄较控制组偏大一点；性别、婚姻状况、健康状况、重大事件这几个变量，控制组和处理组差异不大，但也均存在微小差异；而在人情往来和使用网络情况上，处理组的人情往来支出明显高于控制组，且处理组的人情往来支出在1%水平上显著优于控制组，而使用网络情况，处理组使用网络的人数占68.3%，控制组占65.9%，且处理组在10%水平上显著优于控制组。其次，从有无外出务工经历来看，控制组和处理组也同样存在显著差异，处理组的土地流转行为较控制组低约3个百分点，但处理组在1%水平上显著优于控制组；在年龄、性别、受教育程度、健康状况、重大事件、使用网络上，处理组均在1%统计水平上显著优于控制组；在婚姻状况和人情往来支出上，控制组和处理组存在差异，但差异较小。因此，通过对表2的分析可知，控制组和处理组之间存在显著差异，也就反映出本文选择的样本具有异质性，故如果单纯地仅从有无外出务工经历或者有无土地流转行为来进行回归分析，势必会造成农民创业的有偏估计。

表2 各变量均值t检验结果

综合上述可知，为避免有偏估计问题，并且考虑到可能有遗漏变量导致内生性问题，故采用倾向得分匹配(PSM)法进行实证分析。PSM是基于观测数据进行干预效应分析的一种统计方法，其是通过引入“反事实框架”创造一个完全对立的样本，并确保2个样本除该样本不同外，其他特征均相似。2个样本农民创业的差值就可以看作同一个体2次不同实验的结果，即对农民创业的影响效应的大小。具体到本研究就是：通过为有外出务工经历(有土地流转行为)的样本创造一个没有外出务工经历(没有土地流转行为)的样本，并确保2个样本除外出务工经历(土地流转行为)之外，其他特征都相似，2个样本之间的差值就是外出务工经历(土地流转行为)对农民创业的影响效应的大小。

就土地流转行为而言，每个农民都会存在2种潜在选择，即Y1i和Y0i，Y1i表示进行土地流转的结果，Y0i表示不进行土地流转的结果，对于外出务工经历同样如此，这样Y1i-Y0i就是处理效应，即平均处理效应表达如下：

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

(2)

其中，W(Yli|Z,enroll=1)可以直接观测，而W(Y0i|Z,enrolli=1)就需要通过倾向得分匹配法构造反事实框架，计算出相应的替代指标值。

以土地流转行为为例，首先要构建一个土地流转的决策模型，利用Logit模型计算出倾向得分值(PS)，然后使用近邻匹配、卡尺匹配、核匹配以及局部线性回归匹配等匹配方法，依据倾向得分值进行有土地流转行为和无土地流转行为之间的匹配。最后，基于匹配样本，比较有土地流转组和无土地流转组在农民创业上的平均差异，得到土地流转对农民创业的因果关系系数，该系数就是模型中的平均处理效应(ATT)。

2.4.2 中介效应模型 为进一步分析外出务工经历、土地流转对农民创业的作用机制，检验土地流转行为是否在外出务工经历和农民创业之间存在中介效应，本文借鉴温忠麟等[27](2004)的中介效应模型，通过分别建立外出务工经历对农民创业的回归模型、外出务工经历对土地流转的回归模型以及外出务工经历、土地流转对农民创业的回归模型，通过逐步回归检验中介效应，具体模型设计如下：

Yi=a+β1Wi+λ1Xi+ε1i

(3)

Li=b+β2Wi+λ2Xi+ε2i

(4)

Yi=c+β3Wi+β4Li+λ3Xi+ε3i

(5)

其中，Yi表示农民i是否进行创业；Wi表示外出务工经历；Li表示土地流转行为；Xi表示一系列控制变量；β1、β2、β3和β4为待估参数；a、b和c为常数项；ε1i、ε2i和ε3iv为随机误差项。

根据温忠麟等[27](2004)的中介效应模型，结合公式(3)、公式(4)、公式(5)，中介效应检验的步骤如下：首先检验公式(3)中的β1是否显著，如果显著则进行第二检验，否则终止；其次是检验公式(4)和公式(5)中的β2、β4是否显著，如果都显著，则进行下一步检验，如果至少有一个不显著，则需要进行Sobel检验；最后是检验公式(5)中的β3是否显著，若显著则为部分中介效应，若不显著，则为完全中介效应。

3 实证检验与结果分析

3.1 PSM模型的估计结果

由于有外出务工经历且有土地流转、无外出务工经历且无土地流转的2组样本相互排斥且无法直接观测，导致对外出务工经历、土地流转对农民创业的影响没法进行直接有效的测算，因此，本文首先分别以外出务工经历和土地流转为自变量，以所有控制变量为因变量，构建Logit模型，通过该模型的估计从而获得各变量的倾向得分(PS)，具体得分如表3所示。

从表3可以看出，外出务工经历主要受到年龄、性别、受教育程度、健康状况、重大事件以及使用网络情况的影响，其中年龄对外出务工在1%的统计水平上起到了抑制作用，受教育程度在5%的统计水平上负向显著影响外出务工经历；男性的外出务工经历要强于女性；健康状况、重大事件以及使用网络情况均在1%的统计水平上正向显著影响外出务工经历。对土地流转的影响因素主要是年龄、婚姻状况以及人情往来，其中婚姻状况对土地流转在1%统计水平上起负向作用；男性的土地流转行为强于女性；人情往来在1%统计水平上正向显著影响土地流转。

其次，根据外出务工经历和土地流转的倾向得分情况，分别采用近邻匹配、卡尺匹配、核匹配和局部线性回归匹配4种匹配方法，对有外出务工经历和无外出务工经历(有土地流转和无土地流转)进行匹配。为进一步检验匹配质量，本文基于核匹配绘有无外出务工经历和有无土地流转为组的核密度函数分布图(图2、图3)。

图3 倾向得分匹配前、后有无土地流转分组的核密度函数分布

根据图2、图3的对比分析发现，通过样本匹配后，处理组和控制组的核密度函数更接近了，说明样本的匹配程度较高，更有利于发现客观规律。

表4反馈的是在4种匹配方法下，外出务工经历、土地流转(包括土地流出和土地流入)对农民创业影响的净效应。通过表4可以看出，在4种匹配方式下，ATT值都较为接近，说明分析结果的稳健性比较强。其中外出务工经历的ATT均值为-0.115，且均在1%水平上显著，说明外出务工经历对农民创业有着负向显著性影响，且外出务工经历会将农民创业的概率抑制11.5%。研究假说1(H1)未得到验证。通过分析可知，虽然外出务工经历开拓了外出务工者的视野，增加了其技术、经验、物质资本以及财富的积累，但由于其自身能力和乡村创业环境的束缚，对自身创业能否取得成功或者能够获取多大的利润还不是很自信甚至产生怀疑，所以他们会在创业和外出务工之间进行权衡。而且，由于外出务工者长期在外务工积累了一定的技术和经验，形成了“就业熟人圈”，有着较为稳定的高收入，而农村地区的创业配套设施虽然在乡村振兴和脱贫攻坚以及乡村建设行动中得到了全面改善，但是仍然是处于相对落后的局面，这在一定程度上增加了农民创业的成本，使农民创业者面临着失败和亏损的危险，所以权衡之下，底气不足的农民工仍然会选择外出务工，创业也就仅停留在意愿层面，所以导致外出务工经历阻碍了农民创业现象的出现。

表4 倾向得分匹配的ATT值汇总情况

此外，土地流转的ATT均值为0.0255，且对农民创业的影响都是显著的，卡尺匹配和核匹配下在1%水平上正向显著影响农民创业，近邻匹配下5%水平上正向显著影响农民创业，而局部线性回归匹配下在10%水平上正向显著影响农民创业，所以总体来说，土地流转对农民创业具有正向显著性影响，且土地流转会将农民创业的概率提高2.55%。因此，研究假说2(H2)前部分得到验证。而对于土地流转的不同形式下，土地流入的ATT均值为-0.002，且均不显著，说明土地流入对农民创业有着负向影响，但是影响不显著。而土地流出的ATT均值为0.044，且除了在近邻匹配下在10%统计水平上正向显著，其他均在1%的统计水平上正向显著，说明土地流出正向显著影响农民创业，综上所述，研究假说2(H2)得到验证。

3.2 中介效应检验

随着土地确权制度的完善，土地流转成为农村农民创业者的最大渴求，土地流入可以促进种植大户进行农业创业的发展，土地流出则可以促进农民非农创业的发展。同时，外出务工者出于保护耕地不被撂荒的考虑也会选择将土地进行流转，或者将土地作为最后的退路，而拒绝将土地进行流转。在此背景下，土地流转究竟在外出务工经历和农民创业之间发挥着何种作用？

本研究出于外出务工会影响土地流转，而土地流转也会影响农民创业的路径分析，利用逐步回归方法进行土地流转的中介效益检验。检验结果如表5所示，模型3展示了务工经历对农民创业的直接效应；模型4展示了外出务工经历对土地流转的直接效应；模型5展示了外出务工经历、土地流转对农民创业的影响。通过数据结果显示，模型3中外出务工经历对农民创业在1%统计水平上负向显著影响；模型4和模型5中土地流转在5%统计水平上正向显著影响农民创业；模型4中外出务工经历对土地流转在1%统计水平上负向显著影响，这与研究假说3不符，通过分析认为，这与现阶段外出务工者的特点有关，现阶段外出务工者仍然以第一代农民工为主，虽然也有新生代农民工，但是其仍然不具备支配家庭土地的权力，家庭土地流转话语权仍然掌握在第一代农民工手中，而这一代农民工对土地有着特殊的情感，将土地视为自己未来的唯一退路和养老保障，所以即使现阶段外出务工可能会导致土地因无人管理而撂荒，也拒绝进行土地流转，进而导致了外出务工经历负向显著影响土地流转。由于模型5中外出务工经历对农民创业也是在1%统计水平显著影响，所以可以认为土地流转在外出务工经历和农民创业之间起到了部分中介作用，所以研究假说4(H4)得以验证。这表明在传统小农思想的影响下，农民虽然外出务工，但仍然有大部分农民不愿意将土地流转出去，而选择将土地流转出去的农民为了生活会进行创业活动，这也说明，土地流转缓解了外出务工经历对农民创业的抑制作用，且在外出务工经历和农民创业之间起到了部分中介作用。

表5 土地流转的中介效应检验

为进一步估计土地流转在外出务工经历和农民创业之间部分中介效应的大小，本文参考孙小宇等[21](2021)对回归系数的整理方法，对中介效应检验模型中的回归系数进一步整理，整理结果如表6所示。从表6可以看出，外出务工经历对农民创业的直接效应是-1.008(β1)，土地流转对农民创业的直接效应是0.193(β4)，外出务工经历通过土地流转对农民创业的中介效应为-0.029(β2β4)，土地流转行为的中介效应占外出务工经历对农民创业的直接效应的2.9%。

表6 土地流转的中介效应分析

3.3 稳健性检验

为进一步检验外出务工经历、土地流转与农民创业之间关系的稳定性，由于农民创业是一个典型的二分类变量，所以采取对性别与婚姻状况分群组进行的probit模型进行统计回归以检验实证结果的稳定性，检验结果如表7所示。通过表7的稳定性检验结果可知，无论是在性别分组还是婚姻状况分组中，外出务工经历均对农民创业产生了负向的显著作用，土地流转均对农民创业有正向显著促进作用，而且土地流出对农民创业有正向显著作用，土地流入对农民创业有负向作用，但不显著，与前文PSM统计结果基本一致，所以说模型结果具有稳定性。

表7 稳定性检验结果

4 结论与建议

本文依据北京大学中国社会科学调查中心实施的中国家庭追踪调查(China Family Panel Studies，CFPS)2018年数据，全面分析了外出务工经历和土地流转对农民创业的影响，同时检验了土地流转在外出务工经历和农民创业之间的部分中介效应。得到以下结论：首先，外出务工经历对农民创业有着负向显著的抑制作用，有外出务工经历的农民，其创业的概率会下降11.5%。其次，土地流转对农民创业有着正向显著的促进作用，有土地流转的农民，其创业的概率会提高2.55%，且通过进一步的分析得出，土地流入会显著抑制农民创业，而土地流出则会显著促进农民创业。最后，通过土地流转的中介效应检验可知，外出务工经历会抑制土地流转，将土地作为最后的退路；而土地流转则在外出务工经历和农民创业之间起到了部分中介作用，其部分中介效应占外出务工经历对农民创业直接效应的2.9%。

根据以上结论，为进一步推动农民创业，实现农民的稳定增收，进一步巩固脱贫攻坚成果和乡村振兴的有效衔接，提出以下几点建议：一是要持续推进土地制度改革，完善土地流转制度。土地流转正向显著影响农民创业，所以做好农民创业工作，要进一步完善土地流转制度，解决农民创业者“用地难”的问题，但是在促进土地流转过程中，要注重保护好土地流出农民的生计，做好土地流出和非农就业创业的有效衔接。二是要加强返乡入乡就业创业的宣传，充实乡村人才队伍。乡村要振兴，人才必振兴。做好农民创业工作，最基本的就是要吸纳人才返乡入乡留乡，虽然外出务工经历对农民创业有一定程度的抑制作用，但是随着乡村就业创业环境的完善，人才队伍的壮大发展，农民创业必定会成为乡村振兴的重要引擎。三是要强化农民创业培训，提升农民创业者能力。通过上文的描述性统计可知，样本农民的整体文化水平偏低，初中及以下文化程度的人数约占总样本的76%，虽然农民创业者的文化素质可能会整体偏高一些，但是仍然无法满足创业企业的长期发展，因此，政府部门要进一步强化创业培训，增强农民创业者的创业能力，提高创业成功率，进而形成“蝴蝶效应”，吸引更多的农民进行创业，实现乡村全面振兴。