● 張雙志 張龍鵬

中國流動人口的創(chuàng)業(yè)效應(yīng)研究

● 張雙志 張龍鵬

創(chuàng)業(yè)是中國經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的重要推動力。本文從微觀個體出發(fā)，研究中國流動人口對創(chuàng)業(yè)的影響，探討推動“大眾創(chuàng)業(yè)”的政策建議?；谥袊C合社會調(diào)查的數(shù)據(jù)，本文的實證研究表明，整體而言，流動人口選擇創(chuàng)業(yè)的概率顯著高于本地居民。進(jìn)一步，分創(chuàng)業(yè)類型看，無論是“自己是老板”型創(chuàng)業(yè)，還是“個體工商戶”型創(chuàng)業(yè)，流動人口創(chuàng)業(yè)的概率均比本地居民高，但流動人口選擇“個體工商戶”型創(chuàng)業(yè)的概率更大。分行業(yè)看，流動人口選擇在服務(wù)業(yè)創(chuàng)業(yè)的概率顯著高于本地居民，但選擇在工業(yè)創(chuàng)業(yè)的概率與本地居民無顯著差異。從創(chuàng)業(yè)的就業(yè)效應(yīng)、收入效應(yīng)看，流動人口創(chuàng)業(yè)雇員水平與本地居民無顯著差異，但創(chuàng)業(yè)收入顯著高于本地居民。本文的政策啟示是要進(jìn)一步深化制度改革，消除地區(qū)間影響人口遷移的制度阻礙，實現(xiàn)人口的自由遷移；要優(yōu)化流動人口的創(chuàng)業(yè)環(huán)境，充分激發(fā)流動人口的創(chuàng)業(yè)活力。

流動人口 創(chuàng)業(yè) 制度改革

一、問題提出

長期以來，創(chuàng)業(yè)被視為發(fā)展中國家推動經(jīng)濟(jì)增長的重要動力源泉。尤其在中國經(jīng)濟(jì)由高速增長向中高速增長轉(zhuǎn)軌的過程中，推動“大眾創(chuàng)業(yè)”能夠?qū)崿F(xiàn)中國經(jīng)濟(jì)與就業(yè)的雙增長（李后建，2016）。從現(xiàn)實來看，雖然近些年來中國整體的創(chuàng)業(yè)活力出現(xiàn)了較大提升，各個行業(yè)均涌現(xiàn)出了一批成熟的創(chuàng)業(yè)者與優(yōu)秀的企業(yè)家，但中國的創(chuàng)業(yè)水平仍然有待提高，其與最優(yōu)創(chuàng)業(yè)率①間仍然有著較大差距。根據(jù)全球創(chuàng)業(yè)觀察（Global Entrepreneurship Monitor）②的數(shù)據(jù)測算，中國2015年的創(chuàng)業(yè)率③為12.8%，僅在全球經(jīng)濟(jì)體中占據(jù)中下游水平，且低于許多同等發(fā)展水平的國家。中國實際創(chuàng)業(yè)率僅達(dá)到中等收入國家25.1%的最優(yōu)創(chuàng)業(yè)率水平的50%左右，兩者之間仍然有著較大差距。從最優(yōu)創(chuàng)業(yè)率的角度來看，中國當(dāng)前的創(chuàng)業(yè)率遠(yuǎn)未達(dá)到其最優(yōu)創(chuàng)業(yè)率，提高創(chuàng)業(yè)率對促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)增長具有重要的現(xiàn)實意義。

在阻礙中國創(chuàng)業(yè)活力提高的眾多因素中，戶籍制度與人口遷移政策在其中發(fā)揮了重要的作用。國外現(xiàn)有的大量基于跨國與本國人口遷移的實證研究表明，流動人口相比本地居民具有更高的創(chuàng)業(yè)傾向，人口流動有助于提高一國的創(chuàng)業(yè)活力（Fairlie & Lofstrom，2015）。然而，國內(nèi)外現(xiàn)有文獻(xiàn)中卻鮮有文章深入討論中國國內(nèi)流動人口與創(chuàng)業(yè)之間的關(guān)系。對于中國而言，隨著改革開放以來戶籍制度的逐步開放，以及市場經(jīng)濟(jì)、城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展，中國地區(qū)間的人口流動與遷移已成為了一種普遍的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，城市人口結(jié)構(gòu)中流動人口的規(guī)模正日趨擴(kuò)大（劉生龍，2014）。但是，就目前而言，區(qū)域間人口流動仍然有著諸多限制，現(xiàn)有戶籍制度導(dǎo)致的流動人口在教育、醫(yī)療、養(yǎng)老和就業(yè)等一系列問題上的歧視政策，大大增加了居民跨地區(qū)的遷移成本，進(jìn)而導(dǎo)致中國經(jīng)濟(jì)效率的下降并阻礙了中國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長。本文所關(guān)注的主題在于人口流動對中國創(chuàng)業(yè)的影響，并從流動人口與本地居民間創(chuàng)業(yè)傾向的差異性角度出發(fā)，利用微觀個體層面的數(shù)據(jù)對這一問題進(jìn)行解答，進(jìn)而探討推動“大眾創(chuàng)業(yè)”的政策建議。

近些年來，中國政府出臺了一系列促進(jìn)“大眾創(chuàng)業(yè)”的政策，然而這些政策卻很少從人口遷移政策出發(fā)。流動人口身份是居民創(chuàng)業(yè)選擇過程中的重要個體特征，如果政府出臺的政策不能有效涵蓋其人口流動特征，將使政策預(yù)期效果大打折扣（林嵩、姜彥福，2012）。因此，人口流動與遷移政策是進(jìn)一步促進(jìn)中國創(chuàng)業(yè)活力提高的重要環(huán)節(jié)?，F(xiàn)有研究表明，流動人口的創(chuàng)業(yè)水平高于本地居民，這主要是因為流動人口面臨的勞動力市場劣勢與個體特有特征驅(qū)動了流動人口的創(chuàng)業(yè)（Fairlie & Lofstrom，2015）。那么，中國的國內(nèi)流動人口是否具有比本地居民更高的創(chuàng)業(yè)水平？如果流動人口的創(chuàng)業(yè)水平比本地居民高，那么，政府創(chuàng)業(yè)政策的重要方向就在于如何消除影響地區(qū)間人口遷移的制度藩籬以及如何優(yōu)化流動人口的創(chuàng)業(yè)環(huán)境。

本文采用2013年的中國綜合社會調(diào)查（CGSS）進(jìn)行實證研究，系統(tǒng)考察中國國內(nèi)流動人口與本地居民的創(chuàng)業(yè)差異性，準(zhǔn)確把握流動人口的創(chuàng)業(yè)現(xiàn)狀，進(jìn)而從流動人口的角度提供推動“大眾創(chuàng)業(yè)”的政策建議。本文接下來的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分對相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行綜述；第三部分介紹數(shù)據(jù)來源與模型構(gòu)建；第四部分是實證研究的結(jié)果與分析；最后是結(jié)論與政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于流動人口與創(chuàng)業(yè)的研究，已有文獻(xiàn)主要從兩個方面展開：一方面，探討流動人口與本地居民的創(chuàng)業(yè)差異性；另一方面，探討流動人口與本地居民的創(chuàng)業(yè)存在差異的原因。

就第一個方面的研究而言，學(xué)者們主要探討了國際流動人口與本地居民的創(chuàng)業(yè)差異性，并得出基本一致的結(jié)論，即國際流動人口的創(chuàng)業(yè)傾向高于本地居民。例如，在盧森堡，相對于本地居民，第一代流動人口④，特別是受過高等教育的第一代流動人口，更愿意建立新企業(yè)，而第二代流動人口與本地居民的創(chuàng)業(yè)傾向無顯著差異（Peroni等，2016）；在美國，總體而言，流動人口比本地居民更愿意成為企業(yè)主，其中，白人流動人口、黑人流動人口、亞裔流動人口的創(chuàng)業(yè)傾向顯著高于本地居民，但拉丁裔流動人口的創(chuàng)業(yè)傾向與本地居民無顯著差異（Fairlie，2005）；在英國，國際流動人口從事創(chuàng)業(yè)活動的傾向也比本地居民高（Levie，2007）。大部分學(xué)者主要基于微觀層面探討一國內(nèi)的國際流動人口與創(chuàng)業(yè)的關(guān)系。Zelekha（2013）則從宏觀層面出發(fā)，基于跨國截面數(shù)據(jù)指出，一個國家的國際流動人口數(shù)量越多，其創(chuàng)業(yè)水平越高。另外，也有少數(shù)學(xué)者關(guān)注了國內(nèi)流動人口與本地居民的創(chuàng)業(yè)差異性。Levie（2007）指出英國國內(nèi)流動人口的創(chuàng)業(yè)傾向高于本地居民，另外，國際流動人口的創(chuàng)業(yè)傾向高于國內(nèi)流動人口。黃志嶺（2012）的研究發(fā)現(xiàn)，中國農(nóng)民工的自我雇傭率遠(yuǎn)高于城鎮(zhèn)本地勞動力，但他的研究僅關(guān)注了中國農(nóng)村與城市間的人口流動，而忽視了城市與城市間的人口流動，沒有完整考察中國國內(nèi)流動人口與創(chuàng)業(yè)的關(guān)系。

就第二個方面而言，學(xué)者們主要形成了兩種觀點解釋流動人口與本地居民創(chuàng)業(yè)存在差異的原因。第一種觀點認(rèn)為，流動人口所面臨的勞動力市場劣勢和所具有的特有特征是驅(qū)動流動人口創(chuàng)業(yè)的重要原因。一方面，本地語言能力、工作經(jīng)驗的欠缺、教育水平的低下、勞動力市場的歧視等因素使得流動人口在勞動力市場處于劣勢，為了規(guī)避就業(yè)壁壘，很多流動人口放棄在勞動力市場尋找工作，而選擇創(chuàng)業(yè)（Light，1979）。黃志嶺（2012）的研究表明，中國農(nóng)民工與城鎮(zhèn)本地勞動力自我雇傭率的差異41.3%由個體稟賦差異解釋，剩余的58.7%由戶籍歧視等不可觀測因素解釋。寧光杰（2012）也指出，由農(nóng)村流向城市的勞動力由于沒有城鎮(zhèn)戶口，很難在工資部門獲得就業(yè)，只能依靠自身力量自我經(jīng)營。另一方面，流動人口從一個地區(qū)遷移到另一個地區(qū)，這本身是一個勇敢而冒險的決定，表明流動人口是風(fēng)險偏好者，從而他們更傾向從事高風(fēng)險的創(chuàng)業(yè)活動（Levie，2007）。第二種觀點認(rèn)為，流動人口遷出地的經(jīng)濟(jì)、文化、制度環(huán)境也是影響流動人口創(chuàng)業(yè)水平的另一重要原因。遷出地的經(jīng)歷使得流動人口在遷入地具有比本土居民更開闊的視野，更容易察覺新的市場機(jī)會，從而創(chuàng)業(yè)水平更高（Levie，2007）。張一力和張敏（2015）的案例研究指出，中國溫州獨特的地緣文化使溫州人呈現(xiàn)敢于抗命、樂于吃苦、善于抱團(tuán)經(jīng)商等獨特的氣質(zhì)，而這些氣質(zhì)成為移民海外的溫州人創(chuàng)業(yè)的精神母體和搖籃。

總體來看，國際流動人口的創(chuàng)業(yè)研究相當(dāng)豐富，而國內(nèi)流動人口的創(chuàng)業(yè)研究較為匱乏。相對于國際流動人口，國內(nèi)流動人口面對的勞動力市場劣勢沒那么嚴(yán)重，所具有的個體特征也沒那么獨特，那么，國內(nèi)流動人口的創(chuàng)業(yè)傾向是否也比本地居民高？這是有待研究的命題。另外，現(xiàn)有研究主要從整體上考察流動人口與本地居民創(chuàng)業(yè)傾向的差異，但至少還有三個問題需要進(jìn)一步研究。第一，個體創(chuàng)業(yè)活動可以分為尋求商業(yè)機(jī)會的創(chuàng)業(yè)活動以及為實現(xiàn)就業(yè)的創(chuàng)業(yè)活動，個體選擇什么樣的創(chuàng)業(yè)活動與其在勞動力市場上享有的就業(yè)機(jī)會有關(guān)（陳剛，2015）。根據(jù)已有研究，流動人口在勞動力市場上存在就業(yè)劣勢，因此，移民可能更愿意從事為實現(xiàn)就業(yè)的創(chuàng)業(yè)活動，而非尋求商業(yè)機(jī)會的創(chuàng)業(yè)活動?，F(xiàn)有研究忽視了創(chuàng)業(yè)活動的異質(zhì)性，未進(jìn)一步探討流動人口、本地居民在不同創(chuàng)業(yè)活動上的創(chuàng)業(yè)傾向是否也具有顯著差異？第二，不同行業(yè)的市場進(jìn)入門檻不同，流動人口會根據(jù)自身特征選擇進(jìn)入不同行業(yè)創(chuàng)業(yè)，那么，是否在所有行業(yè)，流動人口的創(chuàng)業(yè)傾向均比本地居民高？第三，現(xiàn)有研究主要關(guān)注流動人口是否比本地居民更愿意創(chuàng)業(yè)，而未進(jìn)一步分析流動人口的創(chuàng)業(yè)就業(yè)效應(yīng)、收入效應(yīng)是否比本地居民顯著？本文利用中國的微觀個體數(shù)據(jù)對上述研究命題進(jìn)行深入研究，可視為對現(xiàn)有文獻(xiàn)的有益補(bǔ)充。

三、數(shù)據(jù)來源與模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于2013年的中國綜合社會調(diào)查（CGSS）。CGSS是中國最早的全國性、綜合性、連續(xù)性學(xué)術(shù)調(diào)查項目，由中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心負(fù)責(zé)執(zhí)行。CGSS系統(tǒng)而全面地收集了中國人行為、態(tài)度以及生活、工作的基本信息。2013年的調(diào)查覆蓋了中國的28個省份，共完成11438個個體樣本，且這些個體的年齡均在16周歲以上。該調(diào)查中包括了個體創(chuàng)業(yè)活動的相關(guān)問題，這為本文的研究提供了數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。

（二）模型構(gòu)建

為了檢驗流動人口與創(chuàng)業(yè)之間的關(guān)系，我們設(shè)定計量模型如下：

其中，entrepi表示i個體的創(chuàng)業(yè)選擇，即創(chuàng)業(yè)為1，不創(chuàng)業(yè)為0；immigrationi表示i個體是否流動人口，流動人口為1，本地居民為0；Xi表示影響個體創(chuàng)業(yè)選擇的控制變量；vi表示省級固定效應(yīng)。如果估計系數(shù)β顯著為正，則表明流動人口選擇創(chuàng)業(yè)的概率高于本地居民。相關(guān)變量的詳細(xì)說明如下：

1.創(chuàng)業(yè)。CGSS的A59a問題詢問了個體目前的工作狀況，如果個體回答工作狀況為自己是老板或個體工商戶，可視為個體從事了創(chuàng)業(yè)活動。

2.流動人口。流動人口指由一個地區(qū)遷移到并長期居留于另一個地區(qū)的個體。中國背景下，流動人口指具有非本地戶口的常住人口（陳釗等，2014；陸銘等，2014）。個體是否屬于流動人口涉及到地區(qū)邊界的界定，本文將地區(qū)邊界界定為區(qū)/縣/縣級市。如果個體戶口不在本地但居住在本地，可視為流動人口（陸銘等，2014）。CGSS的A21問題詢問了個體目前的戶口登記地，如果個體戶口在本區(qū)/縣/縣級市以外，即為流動人口，如果個體戶口在本鄉(xiāng)（鎮(zhèn)、街道）或本縣（市、區(qū)）其他鄉(xiāng)（鎮(zhèn)、街道），為本地居民。

3.控制變量。參考已有研究（Evans&Leighton，1989；Paulson&Townsend，2004； 吳 一 平、 王 健，2015；張龍鵬等，2016），本文控制了其他可能影響個體創(chuàng)業(yè)的變量，包括個體特征變量、家庭特征變量以及省級固定效應(yīng)。個體特征變量主要有性別、年齡、婚姻狀況、宗教信仰、健康狀況、受教育程度、工作經(jīng)驗、戶口屬性。其中，受教育程度分為未受過任何教育、初等教育、中等教育和高等教育，以未受過任何教育作為參照組。家庭特征變量主要有父親政治面貌、母親政治面貌、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、家庭房產(chǎn)數(shù)量。

上述研究變量的具體說明如表1所示。

四、實證分析結(jié)果

（一）基本回歸結(jié)果

個體創(chuàng)業(yè)（entrep）是一個虛擬變量，創(chuàng)業(yè)為1，未創(chuàng)業(yè)為0，這里采用Probit模型進(jìn)行回歸分析。由于Probit模型為非線性回歸，估計系數(shù)只能反映解釋變量對被解釋變量的影響方向，不能直接反映影響力度，因此，本文報告的估計系數(shù)是解釋變量的平均邊際效應(yīng)。此外，所使用的數(shù)據(jù)為截面數(shù)據(jù)，通常存在異方差問題，為避免異方差對回歸結(jié)果造成影響，進(jìn)行Probit回歸時，使用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差。

表2采取逐步加入控制變量的方式匯報流動人口與創(chuàng)業(yè)的回歸結(jié)果。第（1）列未加入任何控制變量，流動人口的估計系數(shù)在1%的顯著性水平上為正，流動人口的創(chuàng)業(yè)概率比本地居民高6.9個百分點。第（1）列的回歸結(jié)果還會受到遺漏重要解釋變量的影響，因此，第（2）-（4）列依次加入個體特征變量、家庭特征變量和省級固定效應(yīng)。第（2）列納入了個體特征變量，流動人口的估計系數(shù)依然在1%的顯著性水平上為正，但估計值明顯減小，說明遺漏個體特征變量將高估流動人口的創(chuàng)業(yè)概率。在第（2）列的基礎(chǔ)上，第（3）列控制了家庭特征變量?；貧w結(jié)果表明，流動人口的創(chuàng)業(yè)概率比本地居民顯著高3.6個百分點。第（4）列不僅控制了個體特征變量和家庭特征變量，還控制了省級固定效應(yīng)?；貧w結(jié)果顯示，流動人口的估計系數(shù)在1%顯著性水平上為正，且流動人口選擇創(chuàng)業(yè)的概率比本地居民高4.7個百分點。表2的回歸結(jié)果表明，流動人口有著更為活躍的創(chuàng)業(yè)積極性，促進(jìn)人口的地區(qū)間遷移，對于推動“大眾創(chuàng)業(yè)”具有重要的作用。然而，中國的戶籍制度以及基于戶籍制度的公共服務(wù)分割是阻礙地區(qū)間人口遷移的制度藩籬。因此，中國政府應(yīng)進(jìn)一步深化戶籍制度改革，促進(jìn)公共服務(wù)均等化，實現(xiàn)人口自由遷移，充分激發(fā)流動人口的創(chuàng)業(yè)活力。

表1 變量說明

控制變量的估計結(jié)果與已有文獻(xiàn)的研究結(jié)論基本一致，從而也說明了本文回歸結(jié)果的有效性。接下來，本文基于第（4）列的回歸結(jié)果簡要說明控制變量對創(chuàng)業(yè)的影響。

個體特征變量中，性別的估計系數(shù)為正，但未通過顯著性檢驗，說明男性與女性選擇創(chuàng)業(yè)的概率無顯著性差異。年齡自然對數(shù)的估計系數(shù)在1%顯著性水平上為正，年齡自然對數(shù)的平方的估計系數(shù)在1%顯著性水平上為負(fù)，表明隨著年齡的增加，個體選擇創(chuàng)業(yè)的概率先增后減。婚姻狀況的估計為正，但未通過顯著性檢驗，說明個體的婚姻狀況并未顯著影響其選擇創(chuàng)業(yè)的概率。宗教信仰的估計系數(shù)在1%顯著性水平上為負(fù)，有宗教信仰者創(chuàng)業(yè)的概率比無宗教信仰者創(chuàng)業(yè)的概率低1.8個百分點，這與大多數(shù)研究的結(jié)論不一致，一個可能的原因是本文未進(jìn)一步區(qū)分宗教信仰的類型，阮榮平等（2015）的研究就指出，相比無宗教信仰者，信仰道教、其他宗教⑤的個體選擇創(chuàng)業(yè)的概率更低。健康狀況的估計系數(shù)在5%顯著性水平上為正，表明身體越健康的個體選擇創(chuàng)業(yè)的概率越大。初等教育、中等教育的估計系數(shù)分別在1%、5%顯著性水平上為正，高等教育的估計系數(shù)在10%顯著性水平上為負(fù)，表明相對于未受過任何教育的個體，受過初等教育個體創(chuàng)業(yè)的概率高3.8個百分點，受過中等教育個體創(chuàng)業(yè)的概率也高3.8個百分點，受過高等教育個體創(chuàng)業(yè)的概率低2.7個百分點。究其原因，創(chuàng)業(yè)需要具備一定的創(chuàng)業(yè)才能，受教育程度的提高能夠幫助個體獲得創(chuàng)業(yè)所必需的才能，從而促進(jìn)個體創(chuàng)業(yè)。同時，隨著受教育程度的進(jìn)一步提高使得個體能夠獲得更高的工資收入，從而不去創(chuàng)業(yè)，降低個體創(chuàng)業(yè)的活力（Justin等，2008）。工作經(jīng)驗的估計系數(shù)在1%顯著性水平上為正，說明工作經(jīng)驗越豐富的個體選擇創(chuàng)業(yè)的概率越大。戶口屬性的估計系數(shù)在1%顯著性水平上為負(fù)，非農(nóng)業(yè)戶口個體創(chuàng)業(yè)的概率比農(nóng)業(yè)戶口個體低2.2個百分點，這主要是因為非農(nóng)業(yè)戶口有助于個體在勞動力市場上獲得更高收入的工作，從而降低了有非農(nóng)業(yè)戶口的個體從事高風(fēng)險創(chuàng)業(yè)活動的激勵（陳剛，2015）。

家庭特征變量中，父親、母親政治面貌的估計系數(shù)均未通過顯著性檢驗，說明父母的政治關(guān)系網(wǎng)絡(luò)未影響個體創(chuàng)業(yè)的概率。家庭經(jīng)濟(jì)狀況的估計系數(shù)在1%顯著性水平上為正，表明家庭經(jīng)濟(jì)狀況越好的個體選擇創(chuàng)業(yè)的概率越大。優(yōu)越的家庭經(jīng)濟(jì)狀況能夠緩解個體的融資約束，幫助個體獲得創(chuàng)業(yè)的前期投資，從而激發(fā)個體創(chuàng)業(yè)的積極性。家庭房產(chǎn)數(shù)量的估計系數(shù)在5%顯著性水平上為正，表明家庭房產(chǎn)數(shù)量越多的個體選擇創(chuàng)業(yè)的概率越大。在中國，金融發(fā)展滯后、信用體系不健全，向銀行貸款往往需要實物抵押，房屋是最重要的貸款抵押品之一（吳曉瑜等，2014）。因此，家庭房產(chǎn)數(shù)量越多，個體獲得貸款的可能性及數(shù)額就越大，從而促進(jìn)個體創(chuàng)業(yè)。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1. 流動人口再識別

基本回歸是以縣域為標(biāo)準(zhǔn)來識別流動人口。顯然，流動人口的識別受到地區(qū)邊界界定的影響。為了說明本文研

究結(jié)論的穩(wěn)健性，我們還需要對流動人口重新識別。這里我們以省域為標(biāo)準(zhǔn)識別流動人口。如果個體戶口所在省份與居住地所在省份不一致，則視為流動人口，否則為本地居民。基于流動人口的再識別，表3的第（1）列匯報了流動人口與創(chuàng)業(yè)的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，流動人口的估計系數(shù)在1%的顯著性水平上為正，流動人口的創(chuàng)業(yè)概率比本地居民高6.9個百分點。由此可見，即使重新識別流動人口，本文的研究結(jié)論依然是穩(wěn)健的。

表2 基本回歸結(jié)果

2. 更換研究樣本

本文將進(jìn)一步更換研究樣本以檢驗研究結(jié)論的穩(wěn)健性。這里我們使用的是2011年西南財經(jīng)大學(xué)的中國家庭金融調(diào)查。該調(diào)查調(diào)查了中國25個省份29463個個體的基本信息。我們保留16歲以上的研究樣本，最終樣本量為24684。由于樣本不同，穩(wěn)健性檢驗時我們很難獲得與基本回歸一致的研究變量，因此，本文基于基本回歸的基本思路，對穩(wěn)健性檢驗中的研究變量重新定義。

個體如果經(jīng)營個體或私營企業(yè)，自主創(chuàng)業(yè)，entrep賦值為1，否則為0。個體的戶口不屬于本地戶口，個體就視為流動人口，immigration賦值為1，否則為0?？刂谱兞恐械膫€體特征變量包括性別、年齡及其平方、婚姻狀況、戶口屬性、受教育程度（education）及其平方（education2）。其中，性別、年齡、婚姻狀況、戶口屬性的度量方式與表1一致。受教育程度劃分為沒上過學(xué)、小學(xué)、初中、高中、中專/職高、大專/高職、大學(xué)本科、碩士研究生、博士研究生。進(jìn)一步，對不同的受教育程度進(jìn)行賦值。沒上過學(xué)賦值為1，小學(xué)賦值為2，初中賦值為3，高中、中專/職高賦值為4⑥，大專/高職賦值為5，大學(xué)本科賦值為6，碩士研究生賦值為7，博士研究生賦值為8。家庭特征變量包括政治網(wǎng)絡(luò)（party）、成員數(shù)（number）、社會網(wǎng)絡(luò)（donation）和風(fēng)險厭惡程度（risk）。家庭成員中至少有一人為中共黨員，party賦值為1，否則為0。我們利用2008年家庭向汶川地震災(zāi)區(qū)的捐款額度量家庭的社會網(wǎng)絡(luò)，并在實證研究中取自然對數(shù)。本文把家庭風(fēng)險厭惡程度劃分為5個等級，等級越高表明該家庭風(fēng)險厭惡程度越高。

表3的第（2）列為基于中國家庭金融調(diào)查的回歸結(jié)果。流動人口的估計系數(shù)在1%的顯著性水平上為正，流動人口的創(chuàng)業(yè)概率比本地居民高4.8個百分點，這一結(jié)果與表2第（4）列的估計結(jié)果基本一致。可見，即使更換了研究樣本，流動人口具有更高創(chuàng)業(yè)傾向的結(jié)論依然是成立的。

（三）擴(kuò)展回歸結(jié)果

1. 流動人口與不同類型的創(chuàng)業(yè)

CGSS雖然未明確詢問個體的創(chuàng)業(yè)活動是為尋求商業(yè)機(jī)會，還是為實現(xiàn)就業(yè)，但詢問了個體創(chuàng)業(yè)是自己是老板，還是個體工商戶。那些在勞動力市場上缺少就業(yè)機(jī)會或難以找到滿意工作的人，可能通過從事“個體工商戶”型的創(chuàng)業(yè)活動來實現(xiàn)就業(yè)；對在勞動力市場上享有足夠就業(yè)機(jī)會的個體來說，他們可能主要從事“自己是老板”型的創(chuàng)業(yè)活動，并以此尋求商業(yè)機(jī)會（陳剛，2015）?；诖?，本文重新度量被解釋變量（entrep）。個體如果從事“自己是老板”型的創(chuàng)業(yè)活動，entrep賦值為1；如果從事“個體工商戶”型的創(chuàng)業(yè)活動，entrep賦值為2；如果未從事創(chuàng)業(yè)活動，entrep賦值為0。這是一個典型的多項選擇問題，本文利用MLogit模型進(jìn)行回歸分析，并以未從事創(chuàng)業(yè)活動的個體作為基準(zhǔn)組。

表4第（1）-（2）列報告了流動人口與“自己是老板”型創(chuàng)業(yè)、“個體工商戶”型創(chuàng)業(yè)的回歸結(jié)果。第（1）列中，流動人口的估計系數(shù)在5%顯著性水平上為正，相對于本地居民，流動人口選擇“自己是老板”型創(chuàng)業(yè)的概率高0.5個百分點。第（2）列中，流動人口的估計系數(shù)在1%顯著性水平上為正，流動人口選擇“個體工商戶”型創(chuàng)業(yè)的概率比本地居民高4.2個百分點。無論是“自己是老板”型創(chuàng)業(yè)，還是“個體工商戶”型創(chuàng)業(yè)，流動人口創(chuàng)業(yè)的概率均比本地居民高，但流動人口選擇“個體工商戶”型創(chuàng)業(yè)的概率更大，這表明，中國國內(nèi)流動人口創(chuàng)業(yè)的目的是為了實現(xiàn)就業(yè)，也間接表明了面臨的勞動力市場劣勢是驅(qū)動流動人口創(chuàng)業(yè)的重要原因。

控制變量中性別、家庭房產(chǎn)數(shù)量估計結(jié)果的變化值得關(guān)注。男性選擇“自己是老板”型創(chuàng)業(yè)的概率比女性顯著高0.4個百分點，但男性選擇“個體工商戶”型創(chuàng)業(yè)的概率與女性無顯著差異，可能的解釋是男性具有較高的體力、風(fēng)險承擔(dān)能力、人力資本和社會資本，因而男性更愿意從事“自己是老板”型的創(chuàng)業(yè)活動，這與劉鵬程等（2013）的研究發(fā)現(xiàn)⑦吻合。家庭房產(chǎn)數(shù)量對個體是否從事“自己是老板”型的創(chuàng)業(yè)活動有顯著影響，但對是否從事“個體工商戶”型的創(chuàng)業(yè)活動沒有顯著影響，這主要是因為“自己是老板”型創(chuàng)業(yè)需要更多的創(chuàng)業(yè)投資，家庭房產(chǎn)數(shù)量越多，個體得到的貸款額就越高，緩解了創(chuàng)業(yè)的融資約束，從而促進(jìn)“自己是老板”型創(chuàng)業(yè)。

2. 流動人口與不同行業(yè)的創(chuàng)業(yè)

為分析是否在所有行業(yè)，流動人口的創(chuàng)業(yè)傾向均高于本地居民，本文將行業(yè)分為工業(yè)與服務(wù)業(yè)，并對被解釋變量（entrep）重新度量。個體如果在工業(yè)創(chuàng)業(yè)，entrep賦值為1；如果在服務(wù)業(yè)創(chuàng)業(yè)，entrep賦值為2；如果未創(chuàng)業(yè)，entrep賦值為0。這是一個典型的多項選擇問題，本文利用MLogit模型進(jìn)行回歸分析，并以未創(chuàng)業(yè)的個體作為基準(zhǔn)組。

表3 穩(wěn)健性檢驗

表3 穩(wěn)健性檢驗（續(xù)）

表4第（3）-（4）列報告了流動人口與創(chuàng)業(yè)行業(yè)選擇的回歸結(jié)果。第（3）列中，流動人口的估計系數(shù)為正，但未通過顯著性檢驗，這表明流動人口選擇在工業(yè)創(chuàng)業(yè)的概率與本地居民無顯著差異。第（6）列中，流動人口的估計系數(shù)在1%顯著性水平上為正，流動人口選擇在服務(wù)業(yè)創(chuàng)業(yè)的概率比本地居民高3.8個百分點。相比服務(wù)業(yè)，工業(yè)的進(jìn)入門檻較高，需要更多的資本投入、更高的企業(yè)家才能（張龍鵬等，2016），而流動人口在新的經(jīng)濟(jì)社會環(huán)境中，容易受到外部條件約束，因此流動人口只能進(jìn)入服務(wù)業(yè)創(chuàng)業(yè)。第（3）-（4）列的回歸結(jié)果表明，并非在所有行業(yè)，流動人口的創(chuàng)業(yè)傾向均比本地居民高。

控制變量中性別、家庭房產(chǎn)數(shù)量估計結(jié)果的變化也值得關(guān)注。男性選擇在工業(yè)創(chuàng)業(yè)的概率比女性顯著高0.6個百分點，但男性選擇在服務(wù)業(yè)創(chuàng)業(yè)的概率與女性無顯著差異?？赡艿慕忉屖?，男性具有較高的體力、風(fēng)險承擔(dān)能力、人力資本和社會資本，因而他們更愿意在進(jìn)入門檻高的工業(yè)創(chuàng)業(yè)。家庭房產(chǎn)數(shù)量對個體在工業(yè)創(chuàng)業(yè)有顯著正的影響，對個體在服務(wù)業(yè)創(chuàng)業(yè)沒有顯著影響，這主要是因為在工業(yè)創(chuàng)業(yè)，需要更多的創(chuàng)業(yè)投資，家庭房產(chǎn)數(shù)量越多，個體得到的貸款額就越高，緩解了創(chuàng)業(yè)的融資約束，從而促進(jìn)個體在工業(yè)創(chuàng)業(yè)。

3. 流動人口的創(chuàng)業(yè)就業(yè)效應(yīng)與收入效應(yīng)

前面的回歸分析主要關(guān)注的是流動人口與本地居民的創(chuàng)業(yè)傾向差異，未涉及流動人口與本地居民的創(chuàng)業(yè)績效差異。接下來，本文考察流動人口的創(chuàng)業(yè)就業(yè)效應(yīng)與收入效應(yīng)。本文利用普通最小二乘法（OLS）研究已創(chuàng)業(yè)的流動人口、本地居民在創(chuàng)業(yè)績效上的差異性⑧。表4第（5）列為流動人口與創(chuàng)業(yè)就業(yè)效應(yīng)的回歸結(jié)果。本文利用創(chuàng)業(yè)個體雇用的勞動力數(shù)衡量創(chuàng)業(yè)就業(yè)效應(yīng)，并在實證研究中取自然對數(shù)⑨。回歸結(jié)果表明，流動人口的估計系數(shù)為正，但未通過顯著性檢驗，這表明流動人口雇用的勞動力數(shù)與本地居民無顯著差異。表4第（6）列為流動人口與創(chuàng)業(yè)收入效應(yīng)的回歸結(jié)果。本文利用創(chuàng)業(yè)個體2012年的總收入衡量創(chuàng)業(yè)收入效應(yīng)，并在實證研究中取自然對數(shù)10。回歸結(jié)果表明，流動人口的估計系數(shù)在5%顯著性水平上為正，流動人口的創(chuàng)業(yè)收入比本地居民高16.1%。

五、結(jié)論與政策啟示

基于中國綜合社會調(diào)查的數(shù)據(jù)，本文探討了中國國內(nèi)流動人口與創(chuàng)業(yè)的關(guān)系。本文的實證研究表明，流動人口選擇創(chuàng)業(yè)的概率比本地居民高4.7個百分點。進(jìn)一步，本文還從三個方面考察了流動人口與創(chuàng)業(yè)的關(guān)系。第一個方面是流動人口與創(chuàng)業(yè)類型。研究發(fā)現(xiàn)，相對于“自己是老板”型創(chuàng)業(yè)，移民更愿意從事“個體工商戶”型創(chuàng)業(yè)，說明流動人口在勞動力市場上享有較少的就業(yè)機(jī)會，從而通過“個體工商戶”型創(chuàng)業(yè)實現(xiàn)自身的就業(yè)目標(biāo)。第二個方面是流動人口與創(chuàng)業(yè)行業(yè)。研究表明，流動人口在服務(wù)業(yè)創(chuàng)業(yè)的概率高于本地居民，在工業(yè)創(chuàng)業(yè)的概率與本地居民無顯著差異。第三個方面是流動人口與創(chuàng)業(yè)就業(yè)效應(yīng)、收入效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，流動人口的創(chuàng)業(yè)收入顯著高于本地居民，但雇用的勞動力數(shù)與本地居民無顯著差異?？偟膩碚f，本文較為系統(tǒng)地研究了流動人口與創(chuàng)業(yè)的關(guān)系，準(zhǔn)確把握了中國國內(nèi)流動人口創(chuàng)業(yè)的現(xiàn)狀。基于本文的研究，可以得到三點政策啟示：

第一，創(chuàng)業(yè)是實現(xiàn)中國經(jīng)濟(jì)與就業(yè)“雙增長”的重要途徑，地區(qū)間人口的自由流動是實現(xiàn)“大眾創(chuàng)業(yè)”的重要機(jī)制。然而，當(dāng)前中國的戶籍制度以及基于戶籍制度的公共服務(wù)分割是阻礙地區(qū)間人口遷移的制度藩籬。因此，中國政府應(yīng)進(jìn)一步深化制度改革，消除地區(qū)間人口遷移的制度阻礙，實現(xiàn)人口的自由遷移，形成改革紅利與人口紅利的疊加效應(yīng)。

第二，經(jīng)濟(jì)發(fā)展總是與高質(zhì)量的創(chuàng)業(yè)水平密切相關(guān)。大量的研究已經(jīng)表明，相比生存型創(chuàng)業(yè)，機(jī)會型創(chuàng)業(yè)更能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。本文的研究表明，流動人口更傾向于選擇“個體工商戶”型創(chuàng)業(yè)（生存型創(chuàng)業(yè)），而非“自己是老板”型創(chuàng)業(yè)（機(jī)會型創(chuàng)業(yè)），流動人口的創(chuàng)業(yè)質(zhì)量并不高。一個重要的原因在于，流動人口通常存在勞動力市場的就業(yè)歧視，難以獲得就業(yè)機(jī)會，不得以選擇“個體工商戶”型創(chuàng)業(yè)，以維持生計。政府部門應(yīng)通過制度完善保障每個

公民享有平等的就業(yè)機(jī)會，消除勞動力市場的就業(yè)歧視。流動人口通過就業(yè)可以實現(xiàn)資金和社會網(wǎng)絡(luò)的積累，進(jìn)而從事高水平的創(chuàng)業(yè)活動。

表4 擴(kuò)展回歸結(jié)果

第三，政府部門應(yīng)優(yōu)化流動人口的創(chuàng)業(yè)環(huán)境，充分激發(fā)流動人口的創(chuàng)業(yè)活力，促進(jìn)流動人口創(chuàng)業(yè)收入的進(jìn)一步增長，推動中國全面建成小康社會。由于行業(yè)的進(jìn)入門檻不同，流動人口會根據(jù)自身的特征、資源，選擇合適的行業(yè)進(jìn)行創(chuàng)業(yè)。流動人口在工業(yè)創(chuàng)業(yè)的積極性并不高，這主要是因為工業(yè)進(jìn)入門檻相對較高，阻礙了流動人口的市場進(jìn)入，因此，政府部門應(yīng)為流動人口提供必要的創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)，簡化工業(yè)部門的行政審批，激發(fā)流動人口在工業(yè)創(chuàng)業(yè)的積極性。另外，流動人口的雇用勞動力水平與本地居民無顯著差異，但創(chuàng)業(yè)收入?yún)s高于本地居民，這說明流動人口的創(chuàng)業(yè)效率高于本地居民，流動人口如果繼續(xù)增加創(chuàng)業(yè)投資和雇用勞動力，創(chuàng)業(yè)收入還會進(jìn)一步增長。由于流動人口在新的經(jīng)濟(jì)社會環(huán)境中會受到一定程度的信貸約束，難以獲得支持創(chuàng)業(yè)項目進(jìn)一步發(fā)展的資金，因此，政府部門應(yīng)通過金融創(chuàng)新，為流動人口提供必要的金融支持，促進(jìn)流動人口創(chuàng)業(yè)項目的可持續(xù)發(fā)展。

注 釋

①Prieger等（2016）的研究中指出創(chuàng)業(yè)水平的提高并不一定是有效率的，在不同發(fā)展階段，每個經(jīng)濟(jì)體均擁有一個最優(yōu)創(chuàng)業(yè)率。隨著實際創(chuàng)業(yè)率逼近最優(yōu)創(chuàng)業(yè)率，創(chuàng)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用將逐步下降，最終達(dá)到最優(yōu)創(chuàng)業(yè)率。他們利用全球創(chuàng)業(yè)觀察數(shù)據(jù)對全球各經(jīng)濟(jì)體的最優(yōu)創(chuàng)業(yè)率進(jìn)行了測算與分析。

②全球創(chuàng)業(yè)觀察數(shù)據(jù)包括了中國在內(nèi)的全球主要經(jīng)濟(jì)體1999年至2015年的個體創(chuàng)業(yè)數(shù)據(jù)。詳細(xì)的數(shù)據(jù)請參考：http://www.gemconsortium.org/data。

③創(chuàng)業(yè)率定義為18-64歲人口中初期創(chuàng)業(yè)者或者是新企業(yè)擁有者的人口比重。④第一代流動人口指出生在國外，后移居到盧森堡的個體。相應(yīng)地，第二代流動人口指個體出生在盧森堡，但父母至少有一人為外國人。

⑤其他宗教指除了佛教、道教、民間信仰、伊斯蘭教、天主教、基督教外的宗教。⑥高中、中專/職高為同一教育層次的不同教育形式，因此賦值相同。

⑦劉鵬程等（2013）的研究發(fā)現(xiàn)，女性機(jī)會型創(chuàng)業(yè)率低于男性。這里的機(jī)會型創(chuàng)業(yè)指為了追求一個商業(yè)機(jī)會而進(jìn)行的創(chuàng)業(yè)，與“自己是老板”型創(chuàng)業(yè)的內(nèi)涵是一致的。

⑧如果將未創(chuàng)業(yè)個體排除在外，僅包含已創(chuàng)業(yè)個體，會產(chǎn)生一個自我選擇樣本，而非隨機(jī)樣本。如果利用OLS進(jìn)行回歸分析，可能會導(dǎo)致有偏估計。為克服模型的樣本選擇偏差，通常的做法是利用Heckman兩階段模型進(jìn)行回歸分析。本文也采用了Heckman兩階段模型分析了流動人口的創(chuàng)業(yè)就業(yè)效應(yīng)與收入效應(yīng)。但實際回歸結(jié)果中，Heckman兩階段模型的逆米爾斯比（inverse Mill’s ratio）顯著為零，這表明本文不存在顯著的樣本選擇偏差，采用Heckman兩階段模型沒有明顯的優(yōu)勢，因此，本文依然利用OLS進(jìn)行回歸分析。

⑨由于有些個體雇用的勞動力數(shù)為零，為了進(jìn)行對數(shù)化處理，本文將勞動力數(shù)加1后再取自然對數(shù)。

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Abstract: Entrepreneurship is an important driving force for China's sustainable economic development. In order to explore the policy suggestions for promoting entrepreneurship, the paper studies the impact of floating population in China on entrepreneurship from the micro-individual. Based on the data of Chinese General Social Survey, the empirical study shows that floating population is more likely to become entrepreneurs than local residents in general. In term of entrepreneurial types, fl oating population is more likely to become opportunistic entrepreneurs and survival entrepreneurs than local residents. However, the probability of survival entrepreneurship of fl oating population is greater than opportunistic entrepreneurship.In term of entrepreneurial industries, fl oating population is more likely to venture in the service sector than local residents. However, there is no signi fi cant difference in the probability of entrepreneurship in the industrial sector between fl oating population and local residents. In term of employment effect and income effect of entrepreneurship,there is no signi fi cant difference in the employment effect between fl oating population and local residents, but the entrepreneurial income of fl oating population is higher than local residents. The policy implications of the paper are: on the one hand, by deepening system reform, eliminating the system obstacles which affect inter-regional population migration to achieve free movement of the population; on the other hand, optimizing the business environment of fl oating population to fully stimulate the entrepreneurial energy of fl oating population.

Key Words: Floating Population; Entrepreneurship; System Reform

■ 責(zé)編 /倪超 E-mail：nc714@163.com Tel: 010-88383907

The Effect of Floating Population in China on Entrepreneurship

Zhang Shuangzhi and Zhang Longpeng
（School of Marxism,Shaanxi normal university;School of Political Science and Public Administration, University of Electronic Science and Technology of China）

張雙志，陜西師范大學(xué)馬克思主義學(xué)院，碩士研究生。

張龍鵬（通訊作者），電子科技大學(xué)區(qū)域公共管理信息化研究中心，博士后。電子郵箱：zlpbobo@126.com。

本文受國家社會科學(xué)基金一般項目“中國經(jīng)濟(jì)劉易斯轉(zhuǎn)折的判斷與農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移問題研究”（16BJL113）資助。