四 研究思路和方法

（一）研究思路

本研究基于現有國內外研究現狀，從農戶這一微觀層面著手，首先界定農戶、創業、農戶創業、農戶創業選擇、農戶收入質量以及信貸約束的含義，分析農戶創業選擇的發生過程及其與收入質量、信貸約束交互作用機制，并深入剖析目前我國農戶創業的現狀、特征以及存在的主要問題，同時從理論上對我國農戶創業選擇類型進行分類，在秉承理論與實踐、定性分析與定量分析相結合的學術宗旨基礎上，對衡量農戶經濟活動參與能力——收入質量進行客觀科學合理測度和農戶金融資源是否受限——信貸約束變量進行識別分類，然后分別考察和論證農戶收入質量與信貸約束對農村中不同的農戶群體是否創業、創業行業選擇、組織形式選擇、資金來源選擇的作用方向及其程度，并檢驗兩者交互作用對不同農戶群體是否創業、創業行業選擇、組織形式選擇、資金來源選擇的影響，以期揭示決定農民創業行為的外部資源因素、能力及其交互作用機制，從而為推進農民創業理論范式的新發展，規范、引導農民創業，培育農民創業者，創新農民創業模式，促進農民創業發展和激發農民創業持續性活力提供參考依據。

本研究的具體思路如圖1-1所示。

（二）研究方法

（1）在對我國農戶創業選擇發生過程中交互作用機制、創業現狀進行規范分析的基礎上，注重典型樣本的調查分析和數據處理，努力做到以虛帶實，實中見經。

（2）結合層次分析法（AHP）和熵值法對收入質量進行主客觀綜合賦權分析。

AHP在20世紀70年代中期由美國運籌學家托馬斯·塞蒂（T. L. Satty）正式提出。它是一種定性和定量相結合、系統化、層次化的分析方法。采用AHP對農戶收入質量指數評估體系確權的具體步驟如下。一是構造判斷矩陣。塞蒂指出，通過同一層次因素兩兩相互比較，采用相對尺度，形成一致矩陣，可減少性質不同因素相互比較的困難，提高準確度。本研究設定同一層次的兩個因素i, j相對權重值為aij，元素的數量設為n，則判斷矩陣為B=（aij）n×n，其中aij的判定值量化標準采用1～9標度進行賦值。本研究聘請了經濟學和管理學領域專家，根據其研究經驗對同一層次中第i元素相對于第j元素的重要性進行綜合評定。二是計算權重并進行一致性檢驗。本研究中，采用幾何平均法對判斷矩陣權重進行計算，并對其一致性進行檢驗。若判斷矩陣B具有完全一致性，則其最大特征根λmax=n，但在實際中，由于客觀事物的復雜性和個人認識的多樣性，由專家填寫的判斷矩陣很難滿足完全一致性。因此，需要計算隨機一致性比率值對判斷矩陣進行檢驗，滿足相對一致性即可。一致性比率值計算為：CR=CI/RI。注1：當CR＜0.1時，認為判斷矩陣B的一致程度可以接受；當CR≥0.1時，則認為判斷矩陣B的一致程度不可以接受，需要對矩陣中第i元素相對于第j元素的重要性進行調整，直到滿足CR＜0.1的標準為止。

注1： 其中CI=（λmax-n）/（n-1），為判斷矩陣一致性指標；RI為平均隨機一致性指標，其具體計算為：對于固定的n，隨機構造成對比較矩陣B，其中aij是從1, 2, 3, …, 9和1/2, 1/3, …, 1/9中隨機抽取的。這樣形成的B是不一致的，取充分大的子樣得到B的最大特征值的平均值，即為RI，其只與矩陣的階數n有關。

熵值法由Clausius于1865年在其著作《力學的熱理論》中提出。通過對信息熵值大小反映高低來確定權重。信息熵值越小，該指標提供的信息量就越大，在綜合評價中所起的作用就越大。其具體計算步驟如下。

一是數據無量綱化處理。本研究采用極差值法對所有農戶質量三級指標值進行無量綱化處理，將指標值轉化為集中在0至1，并進行平移處理。在無量綱化處理過程中，需要注意正指標和逆指標的區分，其極差值法公式如下：

式中，xij表示農戶i在第j項上的收入質量三級指標數值（i=1，2, 3, …, n; j=1, 2, 3, …, m）,表示無量綱化處理后的指標值，maxj和minj分別表示第j個指標中的極大值和極小值。

二是計算各指標的比重：

式中，rij表示在所有樣本同一指標量綱化值之后數值中所占比重。

三是計算第j項指標的熵值：

其中，，Hj≥0。

四是計算第j項指標的信息效用值：

對于第j項指標，各樣本指標值的信息效用值越大，對樣本評價作用越大，熵值則越小。因此，信息效用值為：

五是計算指標權重：

式中，0≤wj≤1，且=1。

（3）用多元Logistic來分別估計收入質量與信貸約束對農戶創業選擇的影響。

本研究采用多元Logistic來分別估計收入質量與信貸約束對不同類型農戶創業選擇產生的影響。給定農戶創業選擇類型共有（J+1）項，設定一個Logistic模型估計農戶收入質量或信貸約束影響第i個農戶屬于第j種類型創業農戶的概率Pij。如果第（J+1）個隨機誤差項互不相關，可得：

其中，N是樣本容量，J是農戶創業選擇類型（行業選擇、組織形式選擇、資金來源選擇）, Xi是影響農戶創業選擇的外生變量。為了進一步測度解釋變量的具體影響程度，本研究計算各變量的邊際效應η，公式如下：

式中，為第k解釋變量的回歸系數。從式（1-8）中可知，任何一個解釋變量的邊際效應同樣取決于所有解釋變量的取值。

（4）用Probit模型和IV-Probit模型分析收入質量、信貸約束與農戶是否選擇創業之間的內生性關系以及具體選擇行為之間的關系。

本研究論證收入質量和信貸約束與農戶是否創業的關系，以及對農戶創業行業選擇、組織形式選擇、資金來源選擇行為的影響采用了Probit模型和IV-Probit模型進行對比分析，以判別不同的關系（外生性關系、內生性關系），同時采用了Probit模型對收入質量和信貸約束影響計劃創業者創業行業選擇、組織形式選擇、資金來源選擇一致性進行了分析。例如，收入質量與創業關系論證的IV-Probit模型如下：

式（1-9）和式（1-10）是農戶創業與否的概率選擇模型，其中Entre=1，表示農戶創業，受到因素G的影響。式（1-11）是農戶收入質量的工具變量方程式。

（5）在對收入質量與信貸約束交互影響判斷和檢驗過程中，分別采用了分組回歸和層級回歸分析方法。

（6）在對我國不同地區農戶收入質量和信貸約束進行比較分析的基礎上，根據不同農戶個體分析收入質量、信貸約束及其交互作用對我國農戶創業選擇產生的影響。