徐 超，吳玲萍，孫文平

(1.南京財(cái)經(jīng)大學(xué) 財(cái)政與稅務(wù)學(xué)院，江蘇 南京 210023；2.上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 人文學(xué)院，上海 200433；3.上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 公共經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上海 200433)

外出務(wù)工經(jīng)歷、社會資本與返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)
——來自CHIPS數(shù)據(jù)的證據(jù)

徐 超1，吳玲萍2，孫文平3

(1.南京財(cái)經(jīng)大學(xué) 財(cái)政與稅務(wù)學(xué)院，江蘇 南京 210023；2.上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 人文學(xué)院，上海 200433；3.上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 公共經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上海 200433)

在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)背景下，返鄉(xiāng)農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)選擇日益成為大家關(guān)注的焦點(diǎn)。文章借助CHIPS微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，系統(tǒng)評估了外出務(wù)工經(jīng)歷對返鄉(xiāng)農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)的影響。研究發(fā)現(xiàn)，外出務(wù)工經(jīng)歷顯著提高了農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的概率。在處理了遺漏變量和外溢效應(yīng)等內(nèi)生性問題后，結(jié)果依舊穩(wěn)健。在基本結(jié)論的基礎(chǔ)上，文章還對社會資本的中介作用進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：與留守本地農(nóng)民相比，有過外出務(wù)工經(jīng)歷的農(nóng)民的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)更加廣泛，且更容易獲取創(chuàng)業(yè)資金、客戶資源和經(jīng)營許可。此外，文章進(jìn)一步考察了外出務(wù)工經(jīng)歷對不同類型創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目的異質(zhì)性影響。具體看，外出務(wù)工經(jīng)歷對初始投資規(guī)模較小和以發(fā)展為目的的創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目影響顯著，對初始投資規(guī)模較大和以生存為目的的創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目無明顯作用。文章研究不僅有助于解釋不同類型農(nóng)民在創(chuàng)業(yè)決策上存在的巨大差異，還為當(dāng)下政府支持返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)提供了可借鑒的理論依據(jù)。

外出務(wù)工經(jīng)歷；社會資本；農(nóng)民創(chuàng)業(yè)

一、引 言

繁榮農(nóng)村經(jīng)濟(jì)關(guān)鍵要解決農(nóng)民的就業(yè)問題。政府在為如何消化大量農(nóng)村剩余勞動力而絞盡腦汁時(shí)，接踵而來的是外出務(wù)工人員的大舉離城返鄉(xiāng)(王西玉等，2003；石智雷等，2010)。與以往不同，此次返鄉(xiāng)潮是由城市發(fā)展過程中居高不下的生活成本、戶籍制度下懸而未決的公共服務(wù)不均等和全球金融危機(jī)引發(fā)的市場低迷等多重原因共同促成的，其規(guī)模遠(yuǎn)超以往。根據(jù)2013年中國家庭收入項(xiàng)目(CHIPS)調(diào)查數(shù)據(jù)推算，有外出務(wù)工經(jīng)驗(yàn)的農(nóng)民工占農(nóng)村勞動力人口的比重已達(dá)30.8%，接近1/3。如何實(shí)現(xiàn)這些農(nóng)民的再就業(yè)，并發(fā)揮其比較優(yōu)勢以推動當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展成為亟待解決的研究課題。在諸多就業(yè)選項(xiàng)中，自主創(chuàng)業(yè)尤受關(guān)注。一方面，農(nóng)民通過自主創(chuàng)業(yè)可以實(shí)現(xiàn)自身就業(yè)，增加家庭收入和消費(fèi)；另一方面，自主創(chuàng)業(yè)衍生出的大量工作崗位還將廣泛吸納農(nóng)村閑置勞動力，提高農(nóng)村整體就業(yè)水平(石智雷和楊云彥，2011)。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局《2015年農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報(bào)告》，我國創(chuàng)業(yè)農(nóng)民工人數(shù)達(dá)到了4 606萬人，占農(nóng)民工總數(shù)的16.6%，自主創(chuàng)業(yè)已經(jīng)成為當(dāng)下振興農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的重要引擎。

在此背景下，考察外出打工經(jīng)歷與農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的關(guān)系極具必要性。針對這一問題的回答，不僅有助于解釋留守農(nóng)民與返鄉(xiāng)農(nóng)民工在創(chuàng)業(yè)選擇和創(chuàng)業(yè)績效方面存在的巨大差異，還將為政府制定相關(guān)政策方針提供有益參考。自2008年金融危機(jī)以來，中央及各地方政府相繼頒布了一系列的相關(guān)制度法規(guī)，旨在引導(dǎo)和扶持返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)。如2008年國務(wù)院辦公廳發(fā)出了《關(guān)于切實(shí)做好當(dāng)前農(nóng)民工工作的通知》，要求地方人民政府要在用地、收費(fèi)、信息、工商登記、納稅服務(wù)等方面降低創(chuàng)業(yè)門檻，給予農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)更大的支持；2015年，國務(wù)院進(jìn)一步頒布了《關(guān)于支持農(nóng)民工等人員返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的意見》，從登記手續(xù)、稅收服務(wù)、金融服務(wù)和財(cái)政支持等方面明確了針對返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的相關(guān)優(yōu)惠政策。然而，政策初衷能否順利實(shí)現(xiàn)相當(dāng)程度上依賴于扶持對象是否具有較強(qiáng)的創(chuàng)業(yè)動機(jī)和比較優(yōu)勢。如果返鄉(xiāng)農(nóng)民工具有更強(qiáng)的創(chuàng)業(yè)動機(jī)和比較優(yōu)勢，那么瞄準(zhǔn)他們的優(yōu)惠政策便可以更大程度地節(jié)約激勵(lì)成本，避免資源錯(cuò)配，提高相關(guān)措施的實(shí)施效果。

打工經(jīng)歷在農(nóng)民工的儲蓄積累、人力資本培養(yǎng)和社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系構(gòu)建等方面起著重要作用。相比那些留守本地的農(nóng)民而言，外出打工者將獲得更高的收入水平，進(jìn)而積累更多的儲蓄(De Vreyer 等，2010；石智雷和楊云彥，2012)。這些收入和儲蓄不僅可用于改善自身和其他家庭成員的生活質(zhì)量，更有助于農(nóng)民在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和非農(nóng)項(xiàng)目上進(jìn)行更具收益性的投資活動。進(jìn)一步地，外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)民工而言是難得的歷練，在提升農(nóng)民工的膽識、處事和交際能力的同時(shí)，還賦予了農(nóng)民工日后謀生的技能。王西玉等(2003)的調(diào)查結(jié)果顯示，大多數(shù)農(nóng)民工都可以通過外出打工獲取一門手藝，為回鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)奠定了基礎(chǔ)。此外，外出務(wù)工的過程還是農(nóng)民工構(gòu)建和擴(kuò)展自身社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的過程，廣泛的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對放松創(chuàng)業(yè)初期的融資約束、獲取行業(yè)信息和有效客戶資源都將起到至關(guān)重要的作用(Westlund和Bolton，2003；馬光榮和楊恩燕，2011 )。我們認(rèn)為，兼具上述優(yōu)勢的返鄉(xiāng)農(nóng)民工將有更大的可能性選擇自主創(chuàng)業(yè)。

在已有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，本文采用CHIPS2007數(shù)據(jù)對外出務(wù)工經(jīng)歷與農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。基本回歸結(jié)果顯示，外出務(wù)工經(jīng)歷顯著提高了農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的概率。為了消除可能存在的內(nèi)生性問題，我們使用工具變量方法和戶主樣本進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)論未發(fā)生本質(zhì)變化。本文還從社會資本的視角進(jìn)行了中介分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，由于外出務(wù)工經(jīng)歷，返鄉(xiāng)農(nóng)民工將具有更加廣泛的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，進(jìn)而更容易籌集創(chuàng)業(yè)資金、獲取客戶資源和經(jīng)營許可。中介分析支持了上述論斷。有理由懷疑，外出務(wù)工經(jīng)歷對不同類型的創(chuàng)業(yè)可能存在異質(zhì)性影響，本文對此進(jìn)行了相應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)，外出務(wù)工經(jīng)歷僅對投資規(guī)模較小和以發(fā)展為目的的創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目有顯著促進(jìn)作用，對投資規(guī)模較大和以生存為目的的創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目無顯著影響。

本文的主要貢獻(xiàn)體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：第一，使用具有全國代表性的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，并采取多種穩(wěn)健方法對外出務(wù)工經(jīng)歷與農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。有關(guān)外出務(wù)工經(jīng)歷對我國農(nóng)民創(chuàng)業(yè)影響的文獻(xiàn)大都采取了描述性分析或簡單回歸分析(王西玉等，2003；羅凱，2009；劉新智和劉雨松，2015)，研究結(jié)論欠具內(nèi)部有效性；盡管許多文獻(xiàn)進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，但樣本大都偏重局部省份或縣市(Démurge 和 Xu，2011；殷江濱和李郇，2012)，研究結(jié)論難以推廣到全國層面。本文將在這兩方面做出一定改進(jìn)。第二，考察了社會資本的中介作用。現(xiàn)有文獻(xiàn)多強(qiáng)調(diào)外出務(wù)工期間技能獲取和儲蓄積累對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)行為的作用(Mccormick 和 Wahba，2001；Piracha 和 Vadean，2010)，而忽視了社會資本這一關(guān)鍵的中間渠道。實(shí)際上，外出期間創(chuàng)建的社會資本可能從資金融通、客戶來源和行業(yè)信息等多個(gè)方面對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生重要影響。第三，本文將自主創(chuàng)業(yè)按照投資規(guī)模和創(chuàng)業(yè)目的進(jìn)行了劃分，進(jìn)一步考察了外出務(wù)工對不同類型創(chuàng)業(yè)的異質(zhì)性作用。

二、文獻(xiàn)綜述

國外學(xué)者圍繞海外工作經(jīng)歷對人們創(chuàng)業(yè)活動的影響展開了豐富的研究，這些研究為理解和識別外出務(wù)工經(jīng)歷與我國農(nóng)民創(chuàng)業(yè)之間的關(guān)系提供了有益借鑒。

相關(guān)文獻(xiàn)指出，海外工作經(jīng)歷將至少從兩個(gè)方面對海歸人員(Returnees)的創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生積極影響。一是儲蓄的積累，有助于打破欠發(fā)達(dá)國家或地區(qū)金融市場不完善帶來的融資約束；二是獲取新的技能和想法，為進(jìn)行創(chuàng)業(yè)活動奠定了基礎(chǔ)(Mccormick 和 Wahba，2001；De Vreyer等，2010)。上述論斷得到了相關(guān)經(jīng)驗(yàn)研究的支持。一個(gè)有待驗(yàn)證的假說是，海外工作經(jīng)歷可以一定程度上解釋為什么一些企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)活動更加持久和成功。理論上講，技能的獲取能夠提升海歸的創(chuàng)業(yè)能力，而外出期間積累的儲蓄可以幫助人們克服創(chuàng)業(yè)融資困境。這意味著，具有海外經(jīng)歷的企業(yè)家會具有更多的創(chuàng)業(yè)優(yōu)勢，創(chuàng)業(yè)活動的生存概率(the Probability of Survival)也將更大。Marchetta(2012)的研究支持了上述假說。潛在的自選擇問題是相關(guān)研究面臨的重要方法論難題。一種常見的情況是，相對留守本國的勞動力而言，那些能力較強(qiáng)的勞動力更傾向于選擇到海外工作(Nakosteen和Zimmer，1980；Borjas和Bratsberg，1996)；但也有文獻(xiàn)指出，愿意到海外務(wù)工或從海外回國的往往是那些在當(dāng)?shù)卣也坏胶线m工作的人，他們具有較差的勞動技能(Gang和Yun，2000；Coulon和Piracha，2005)。自選擇問題的存在會導(dǎo)致有偏誤的實(shí)證結(jié)果，其結(jié)論也不可信。為了克服外出階段和回國階段的雙重自選擇問題，學(xué)者們進(jìn)行了不同的嘗試。De Vreyer等(2010)借助處理效應(yīng)模型考察了海外經(jīng)歷對WAEMU(西非經(jīng)濟(jì)和貨幣聯(lián)盟)居民就業(yè)和收入的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在OECD國家的工作經(jīng)歷會產(chǎn)生工資溢價(jià)；同時(shí)，有過OECD工作經(jīng)歷的企業(yè)家在創(chuàng)業(yè)方面也更具生產(chǎn)優(yōu)勢。Batista等(2014)以20世紀(jì)80年代的莫桑比克內(nèi)戰(zhàn)為自然實(shí)驗(yàn)考察了海外經(jīng)歷對自主創(chuàng)業(yè)的影響。初步回歸結(jié)果顯示，家中有海外工作經(jīng)歷的成員會使家庭創(chuàng)業(yè)的概率提高13個(gè)百分點(diǎn)；為了糾正自選擇，作者使用母國與務(wù)工國的相對GDP作為工具變量進(jìn)行了兩階段最小二乘回歸，此時(shí)海外經(jīng)歷對家庭創(chuàng)業(yè)的影響擴(kuò)大到24—29個(gè)百分點(diǎn)，這也說明初步結(jié)果低估了海外務(wù)工的作用。

有關(guān)海外工作經(jīng)歷與回國創(chuàng)業(yè)的文獻(xiàn)給予了中國學(xué)者深刻啟示，隨即出現(xiàn)了大量針對我國農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的研究。王西玉等(2003)使用全國9省(市)、136個(gè)村的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)對部分農(nóng)民工回鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)活動進(jìn)行了描述性分析，得出了一系列富有價(jià)值的結(jié)論：外出打工時(shí)間與創(chuàng)業(yè)機(jī)率呈現(xiàn)倒U形關(guān)系，拐點(diǎn)出現(xiàn)在5年左右；打工積蓄成為農(nóng)民創(chuàng)業(yè)投資的重要來源，打工積蓄中用于創(chuàng)辦工商企業(yè)的投資約占到了39%；74%的被訪者在外出務(wù)工期間掌握了一門技術(shù)，而技術(shù)的掌握對創(chuàng)業(yè)的影響甚至比積蓄還要大；回鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)者的平均收入要高于回鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)之前，也略高于繼續(xù)在城里打工者的平均預(yù)期收入，較高的預(yù)期收入是回鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的主要推動力。石智雷和楊云彥(2011)使用2010年8月在湖北省恩施州進(jìn)行的回流勞動力抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證考察了外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)村勞動力能力發(fā)展的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，和沒有外出務(wù)工經(jīng)歷的勞動力相比，有過外出務(wù)工經(jīng)歷的農(nóng)村勞動力從務(wù)農(nóng)轉(zhuǎn)變?yōu)樽灾鲃?chuàng)業(yè)的概率會增加56.7%，這與羅凱(2009)的研究結(jié)論有所不同。后者使用CHNS面板數(shù)據(jù)考察了農(nóng)民打工經(jīng)歷與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)參與之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)打工經(jīng)歷與農(nóng)民的本地創(chuàng)業(yè)之間并無系統(tǒng)關(guān)聯(lián)，但隨著農(nóng)民工在外打工時(shí)間的延長，其創(chuàng)業(yè)意識會不斷增強(qiáng)。值得一提的是，由于羅凱(2009)是通過兩個(gè)時(shí)點(diǎn)來確定個(gè)體是否有外出務(wù)工經(jīng)歷的，對時(shí)點(diǎn)之前已經(jīng)回流的農(nóng)民未能包括在內(nèi)，這將影響結(jié)果的可信性(石智雷和楊云彥，2011)。

通過梳理相關(guān)文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，外出務(wù)工經(jīng)歷對我國農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響尚存在進(jìn)一步研究的空間，具體表現(xiàn)在如下幾個(gè)方面。首先，現(xiàn)有研究多以局部地區(qū)為研究對象，難以保證研究結(jié)論的外部有效性。如Démurge 和 Xu(2011)僅使用安徽省無為縣的數(shù)據(jù)考察了外出務(wù)工經(jīng)歷與當(dāng)?shù)剞r(nóng)民創(chuàng)業(yè)行為之間的關(guān)系，即便充分考慮了潛在的自選擇問題，卻依舊無法保證其結(jié)論在全國層面的適用性。其次，大量的研究僅停留在描述性分析和簡單回歸分析階段(王西玉等，2003；羅凱，2009；劉新智和劉雨松，2015)，少有研究采取措施解決因反向因果和遺漏變量等原因?qū)е碌膬?nèi)生性問題，得到的結(jié)論也缺乏可信性。還有一個(gè)突出的問題是，針對外出務(wù)工經(jīng)歷影響農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的渠道，規(guī)范分析居多，經(jīng)驗(yàn)分析不足，更罕有文獻(xiàn)從社會資本的角度考察外出務(wù)工對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響機(jī)理。本文試圖在以上三個(gè)方面有所突破。

三、數(shù)據(jù)來源及變量說明

(一)數(shù)據(jù)來源。本文數(shù)據(jù)來源于中國居民收入調(diào)查(CHIPS)。CHIPS是在20世紀(jì)80年代由國內(nèi)外研究者組成調(diào)研團(tuán)隊(duì)在全國范圍內(nèi)進(jìn)行的抽樣調(diào)查項(xiàng)目。該項(xiàng)目分別在1988年、1995年、2002年、2007年、2008年和2013年等年份，針對家庭和個(gè)體的人口特征、就業(yè)狀況、收入狀況和家庭收支狀況進(jìn)行了多輪調(diào)查，被稱之為迄今中國收入分配與勞動力市場研究領(lǐng)域中最具權(quán)威性的基礎(chǔ)性數(shù)據(jù)資料之一。

以下理由使我們最終選用了2007年的數(shù)據(jù)。一是考慮到相關(guān)變量的可得性。尤其是與渠道分析(社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系等)相關(guān)的問題僅存在于2007年和2008年的調(diào)查問卷中，考慮到論證的連貫性，我們未使用其他年份的數(shù)據(jù)。二是相關(guān)問題在不同年份問卷中的提問方式不一致。在確定“是否創(chuàng)業(yè)”時(shí)，CHIPS2007問卷中問的是調(diào)查前一年“最主要的非農(nóng)就業(yè)是否為創(chuàng)自主經(jīng)營活動”，而CHIPS2008問卷中問的是調(diào)查前一年“最近一份非農(nóng)就業(yè)是否為自主經(jīng)營活動”。提問方式的不同導(dǎo)致無法將兩年的數(shù)據(jù)組成混合橫截面或面板聯(lián)合使用。三是為了排除政策干擾。受2008年國際金融危機(jī)的影響，我國對外出口急速下降，國內(nèi)就業(yè)形勢日益惡化。在城市和外地務(wù)工的農(nóng)民因找不到合適的工作而大舉返鄉(xiāng)，出現(xiàn)了我國改革開放以來規(guī)模最大的“返鄉(xiāng)潮”。在這一背景下，中央及各地方政府陸續(xù)出臺了鼓勵(lì)和支持返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的政策性文件，*如2008年國務(wù)院辦公廳發(fā)出了《關(guān)于切實(shí)做好當(dāng)前農(nóng)民工工作的通知》，明確要求地方人民政府要在用地、收費(fèi)、信息、工商登記、納稅服務(wù)等方面降低創(chuàng)業(yè)門檻，給予農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)更大的支持。隨后，江蘇省、重慶市、廣西壯族自治區(qū)等地區(qū)陸續(xù)頒布了相關(guān)地方性文件，規(guī)定從多個(gè)方面為返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)提供支持。2015年國務(wù)院辦公廳進(jìn)一步印發(fā)了《關(guān)于支持農(nóng)民工等人員返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的意見》，從登記手續(xù)、稅收服務(wù)、金融服務(wù)以及財(cái)政支持等方面明確了針對返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的相關(guān)優(yōu)惠政策。規(guī)定返鄉(xiāng)農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)在土地使用、工商登記、稅收融資等方面享受特殊待遇。如果使用2008年及之后的數(shù)據(jù)，將無法確定外出務(wù)工經(jīng)歷是因?yàn)閿U(kuò)展了農(nóng)民的社會資本，還是因?yàn)橘x予了農(nóng)民享受創(chuàng)業(yè)優(yōu)待的身份而影響創(chuàng)業(yè)決策的。由于支持返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的絕大部分相關(guān)政策在2007年尚未出臺，使用CHIPS2007數(shù)據(jù)可以較好地規(guī)避政策干擾。此外，CHIPS2007包含了9個(gè)省(市)中的 82 個(gè)縣和 285 個(gè)行政村，分別位于中部的安徽、河北、河南和湖北，東部沿海地區(qū)的江蘇、浙江和廣東，以及西部地區(qū)的四川和重慶，具有一定的全國代表性。出于研究所需，我們剔除了工作地點(diǎn)在本地農(nóng)村之外的觀察值，同時(shí)剔除了15歲及以下和65歲及以上、因在校求學(xué)和身心殘疾等無法參加工作以及重要變量缺失的觀察值，樣本容量為15 193。

(二)變量說明。在CHIPS2007問卷中，受訪者被詢問了當(dāng)前主要非農(nóng)工作是“自我經(jīng)營還是給別人打工”。根據(jù)這一問題的回答，我們確定了農(nóng)民是否從事創(chuàng)業(yè)活動。具體地，若受訪者回答“自我經(jīng)營”，則視該非農(nóng)工作為自主創(chuàng)業(yè)，并賦值為1；其他情況賦值為0。需要說明的是，受數(shù)據(jù)所限，本文涉及的創(chuàng)業(yè)活動僅包括非農(nóng)自主創(chuàng)業(yè)，不包括與農(nóng)業(yè)相關(guān)的創(chuàng)業(yè)活動。

本文的核心解釋變量為外出務(wù)工經(jīng)歷。CHIPS2007針對成年人的就業(yè)情況進(jìn)行了調(diào)查，這里面包括外出務(wù)工情況。根據(jù)“您是否有過外出務(wù)工經(jīng)商經(jīng)歷?” 這一問題，我們定義了外出務(wù)工經(jīng)歷變量。 具體地，受訪者回答“是”時(shí)，視之有過外出務(wù)工經(jīng)歷，并對變量賦值為1；否則，視之沒有外出務(wù)工經(jīng)歷，并對變量賦值為0。

借鑒Piracha和Vadean(2010)、陳剛(2015)等文獻(xiàn)，計(jì)量方程納入了一系列影響農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的控制變量。其中，個(gè)體層面的變量主要包括性別、年齡、婚姻狀況、健康狀況、教育年限、非農(nóng)培訓(xùn)等；家庭層面的變量主要包括家庭人口規(guī)模和撫養(yǎng)比等；村級層面的變量主要包括村莊人口規(guī)模、人均收入水平、是否扶貧開發(fā)村、村人均播種面積等。此外，為了排除地區(qū)固定效應(yīng)對實(shí)證結(jié)果的干擾，文中進(jìn)一步控制了縣級層面的啞變量。主要變量的定義及描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 主要變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果

(一)基本回歸結(jié)果。表2報(bào)告了全樣本的Probit模型回歸結(jié)果。為方便解釋，表中列出的數(shù)值為各解釋變量的邊際效應(yīng)。模型(1)只納入了外出務(wù)工經(jīng)歷，其回歸系數(shù)為0.0369，在1%的水平上顯著，說明外出務(wù)工經(jīng)歷使得農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的可能性平均提高了3.69個(gè)百分點(diǎn)，這一結(jié)果與石智雷等(2011)、劉新智等(2015)等的實(shí)證結(jié)果一致。模型(2)到(5)依次添加了個(gè)體特征變量、家庭特征變量、村莊特征變量以及地區(qū)虛擬變量，各模型的回歸系數(shù)均保持在0.02左右，且均在1%的顯著性水平上顯著，說明外出務(wù)工經(jīng)歷將增加農(nóng)民創(chuàng)業(yè)概率約2個(gè)百分點(diǎn)。這表明，外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生了積極的促進(jìn)作用。

對控制變量的回歸結(jié)果，以模型(5)為主進(jìn)行解析，其他模型的結(jié)果基本保持了一致性。性別變量的系數(shù)為0.05，說明男性要比女性的創(chuàng)業(yè)可能性高出5個(gè)百分點(diǎn)，該結(jié)果與現(xiàn)實(shí)情況較為相符，這可能與男性居民更明顯的風(fēng)險(xiǎn)偏好、更大的社交網(wǎng)絡(luò)圈子有關(guān)。年齡對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響呈倒U形，拐點(diǎn)出現(xiàn)在55歲左右，在此之前，創(chuàng)業(yè)可能性隨著年齡的增長不斷提高；在此之后，創(chuàng)業(yè)可能性將逐漸下降?；橐鰻顩r的系數(shù)為0.0458，在1%的水平上顯著，說明處于婚姻之中的農(nóng)村居民創(chuàng)業(yè)概率更大。對此可能的解釋是，在婚個(gè)體具有夫妻雙方的社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，在資金籌集、信息獲取和客戶來源等方面具有更大的優(yōu)勢。健康狀況的系數(shù)在1%的水平之下顯著為負(fù)，說明健康水平越差，創(chuàng)業(yè)的可能性越低。教育年限與創(chuàng)業(yè)呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，農(nóng)村居民的教育年限每增加一年，創(chuàng)業(yè)概率將提高0.28個(gè)百分點(diǎn)。雖然這一結(jié)果在1%的水平上顯著，但是系數(shù)相對較小，說明教育對是否選擇創(chuàng)業(yè)活動并非十分重要。參加非農(nóng)培訓(xùn)對創(chuàng)業(yè)的影響在1%的水平上顯著為正。具體來講，參加非農(nóng)培訓(xùn)要比沒有參加培訓(xùn)的居民，創(chuàng)業(yè)概率高出約3.6個(gè)百分點(diǎn)。家庭人口規(guī)模對創(chuàng)業(yè)的影響不顯著。家庭撫養(yǎng)比的系數(shù)為0.0246，在5%的水平上顯著，表明家庭撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)越重，創(chuàng)業(yè)的可能性越大。這可能是因?yàn)檎疹櫦彝バ枰氖杖敫?，促使農(nóng)民們選擇收益較高的創(chuàng)業(yè)活動。

村人口規(guī)模變量對農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生了顯著的正向作用。一般而言，村莊人口規(guī)模越大，居民的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)越廣泛，在創(chuàng)業(yè)融資和信息獲取等方面具有相對優(yōu)勢。村人均收入對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響為正，且邊際效應(yīng)顯著，這可以從創(chuàng)業(yè)融資視角進(jìn)行解釋。融資能力是影響創(chuàng)業(yè)選擇的重要因素(Paulson 和 Townsend，2004；張龍耀和張海寧，2013)，村人均收入水平越高，村民的融資能力往往越強(qiáng)，村民打破融資約束進(jìn)行創(chuàng)業(yè)的概率就越高；而發(fā)展水平較低的村子，村民的融資能力也較差，這將限制他們實(shí)現(xiàn)自主創(chuàng)業(yè)，這一點(diǎn)可以從扶貧開發(fā)村變量的回歸結(jié)果得到驗(yàn)證。最后，村人均播種面積回歸系數(shù)為負(fù)，在10%的水平上不顯著，不能說明村人均播種面積和農(nóng)民創(chuàng)業(yè)之間存在明確的因果關(guān)系。

表2 基本回歸結(jié)果

注：上述結(jié)果是Probit模型估計(jì)的邊際效應(yīng)；***、**和*分別表示在 1%、5%和10%的顯著性水平上顯著；括號中的數(shù)值是穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)差；為控制地區(qū)間差異，回歸中添加了縣級層面的地區(qū)虛擬變量，下同。

(三)遺漏變量的處理。由于數(shù)據(jù)的局限性，一些重要的特征變量難以被直接控制，這可能影響回歸結(jié)果的無偏性。相關(guān)研究表明，個(gè)體的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對居民選擇自主創(chuàng)業(yè)(陳波，2009；譚華清等，2015)和選擇外出務(wù)工(李光明和潘明明，2014)都有顯著影響；此外，個(gè)體的性格特征也可能決定了傾向于外出務(wù)工的人更容易進(jìn)行自主創(chuàng)業(yè)。居民本身具有的風(fēng)險(xiǎn)偏好、性格特征等變量的遺漏，將導(dǎo)致外出務(wù)工經(jīng)歷與農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生間接性的虛假關(guān)系。這一情況下，實(shí)證結(jié)論不具可信性。

為了克服遺漏變量問題，本文使用外出務(wù)工氛圍作為工具變量進(jìn)行了穩(wěn)健性回歸分析。外出務(wù)工氛圍使用除本人外，本村有過外出務(wù)工經(jīng)歷的人口占本村人口的比重進(jìn)行測度。合適的工具變量應(yīng)滿足相關(guān)性和外生性兩個(gè)必要條件。所謂的相關(guān)性即工具變量與內(nèi)生解釋變量應(yīng)具有一定的相關(guān)關(guān)系，在本文指的是外出務(wù)工氛圍與個(gè)體是否有外出務(wù)工經(jīng)歷相關(guān)；所謂的外生性即工具變量與誤差項(xiàng)無關(guān)，在本文指的是外出務(wù)工氛圍對自主創(chuàng)業(yè)的影響僅通過影響個(gè)體的外出務(wù)工決策間接發(fā)揮作用，而不通過其他未控制變量發(fā)揮作用。接下來，將對相關(guān)性和外生性進(jìn)行說明和驗(yàn)證。

在從眾心理作用下，居民外出務(wù)工決策很大程度地受到所在村莊外出務(wù)工氛圍的影響。一個(gè)重要的原因還在于返鄉(xiāng)村民可以提供相應(yīng)的外地訊息和就業(yè)渠道，增加本村其他村民外出務(wù)工的可能性。與此同時(shí)，外出務(wù)工氛圍是相對更加宏觀的變量，受個(gè)體的外出務(wù)工經(jīng)歷影響甚微。由上可知，工具變量的相關(guān)性條件可以較好地得到滿足。為了進(jìn)一步明確工具變量對個(gè)體外出務(wù)工經(jīng)歷的影響，同時(shí)排除弱工具變量的情況，本文進(jìn)行了兩階段最小二乘回歸的第一階段工作，見表3。模型(1)中，工具變量的系數(shù)為0.5529，且在1%的水平上顯著，說明工具變量與外出務(wù)工經(jīng)歷存在顯著的相關(guān)性；第一階段聯(lián)合檢驗(yàn)的F值為27.58，遠(yuǎn)大于10，排除了弱工具變量的可能性。在模型(1)的基礎(chǔ)上，模型(2)中進(jìn)一步控制了創(chuàng)業(yè)人口占比變量，*本村創(chuàng)業(yè)人口占比使用“除本人外，創(chuàng)業(yè)人口占本村總?cè)丝诘谋戎亍边M(jìn)行測度。工具變量可能通過影響其他村民的創(chuàng)業(yè)行為間接影響考察對象的創(chuàng)業(yè)決策，為了排除這一可能性，我們在方程中納入了本村創(chuàng)業(yè)人口占比變量?；窘Y(jié)論保持不變。表3結(jié)果說明了工具變量的相關(guān)性條件是滿足的。

表3 2SLS第一階段回歸結(jié)果

注：控制變量同于表2模型(3)。

工具變量還須滿足外生性條件。實(shí)際上，除了通過影響外出務(wù)工經(jīng)歷這一渠道外，外出務(wù)工氛圍對農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)還有兩條可能的作用路徑。

首先，本村外出務(wù)工氛圍對其他居民的外出務(wù)工決策也將產(chǎn)生同樣的作用，而其他居民外出務(wù)工經(jīng)歷會影響到其自身的創(chuàng)業(yè)決策，進(jìn)而不可避免地對考察對象的創(chuàng)業(yè)選擇產(chǎn)生示范作用。換言之，工具變量通過影響其他人的創(chuàng)業(yè)行為，間接影響了考察對象選擇創(chuàng)業(yè)的可能性。針對這一情況，我們在方程中添加了本村創(chuàng)業(yè)人口占比變量，以保持其他居民的創(chuàng)業(yè)狀態(tài)不變，截?cái)噙@一作用路徑。在納入本村創(chuàng)業(yè)人口占比后，我們重新檢驗(yàn)了工具變量的相關(guān)性條件，具體結(jié)果見表3模型(2)，結(jié)論未發(fā)生變化。其次，本村外出務(wù)工氛圍可以影響其他農(nóng)民外出務(wù)工決策，這些農(nóng)民工可能會直接向考察對象提供相關(guān)的創(chuàng)業(yè)訊息、客戶來源、技術(shù)技能等創(chuàng)業(yè)資本，即便個(gè)體自身不進(jìn)行創(chuàng)業(yè)活動，也可以影響考察對象的創(chuàng)業(yè)選擇。為了檢驗(yàn)這一作用路徑的存在性，我們借鑒了Acemoglu等(2003)、方穎和趙揚(yáng)(2011)的方法。如果外生性得以滿足，工具變量對農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的影響應(yīng)只通過作用于個(gè)體外出務(wù)工經(jīng)歷方可實(shí)現(xiàn)。這意味著，單獨(dú)的工具變量對農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的影響應(yīng)具有顯著性，當(dāng)在方程中同時(shí)納入個(gè)體的外出務(wù)工經(jīng)歷后，工具變量對農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的影響會變得不再顯著。具體的檢驗(yàn)結(jié)果見表4模型(1)和模型(2)。

表4模型(3)報(bào)告了2SLS的回歸結(jié)果。外出務(wù)工經(jīng)歷的系數(shù)為0.0516，且在5%的水平上顯著，說明農(nóng)民的外出務(wù)工經(jīng)歷使農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的概率提高了約5.16個(gè)百分點(diǎn)。相對于基本回歸而言，2SLS的回歸系數(shù)有所擴(kuò)大，進(jìn)一步支持了外出務(wù)工經(jīng)歷有助于農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的結(jié)論。

表4 排他性檢驗(yàn)和2SLS結(jié)果

注：控制變量中包括“創(chuàng)業(yè)人口占比”，下同。

(四)戶主樣本結(jié)果。如前所述，本人的創(chuàng)業(yè)行為將會影響周圍其他居民的創(chuàng)業(yè)選擇，這一現(xiàn)象在家庭內(nèi)部尤其明顯。家中部分成員的外出務(wù)工經(jīng)歷可能引發(fā)家庭成員集體聯(lián)合創(chuàng)業(yè)，換言之，即使沒有外出務(wù)工經(jīng)歷的人，也可能受到其他家庭成員外出務(wù)工經(jīng)歷的影響而選擇創(chuàng)業(yè)。由于這種家庭內(nèi)部外溢性的存在，將有外出務(wù)工經(jīng)歷與沒有外出務(wù)工經(jīng)歷的家庭成員進(jìn)行比較，會低估外出務(wù)工經(jīng)歷對自主創(chuàng)業(yè)的實(shí)際效果。為此，我們僅使用家庭戶主樣本對基本方程進(jìn)行了重新估計(jì)，結(jié)果見表5。

表5中，模型(1)為Probit模型結(jié)果，外出務(wù)工經(jīng)歷的回歸系數(shù)為0.0174，且在10%的顯著性水平上顯著，說明有外出務(wù)工經(jīng)歷的農(nóng)民，創(chuàng)業(yè)的可能性要高出1.74個(gè)百分點(diǎn)。模型(2)為2SLS模型結(jié)果，外出務(wù)工經(jīng)歷的回歸系數(shù)為0.1230，且在1%的顯著性水平上顯著，顯示了外出務(wù)工經(jīng)歷的正向作用。需要說明的是，戶主樣本得到的外出務(wù)工經(jīng)歷回歸系數(shù)較之全體成員樣本而言有了明顯提高，表明家庭內(nèi)部外溢效應(yīng)的確存在，先前的回歸結(jié)果低估了外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的影響。

表5 戶主樣本回歸結(jié)果

五、渠道分析

(一)社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系。中國是一個(gè)典型的“關(guān)系型”社會(Bian，1997；馬光榮和楊恩艷，2011)，社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系對人們的創(chuàng)業(yè)決策有著舉足輕重的作用。廣泛的社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系可以幫助人們獲取更多的物質(zhì)資本、技術(shù)經(jīng)驗(yàn)、重要信息和感情支持(Ma，2002；Yueh，2009；胡金焱和張博，2014)，進(jìn)而提高人們進(jìn)行創(chuàng)業(yè)的可能性。這一論斷得到了相關(guān)研究的支持。林劍(2006)通過案例研究取得的數(shù)據(jù)，結(jié)合社會網(wǎng)絡(luò)相關(guān)研究，建立了社會網(wǎng)絡(luò)作用于創(chuàng)業(yè)融資的機(jī)理模型。研究表明，社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系通過信息機(jī)制、互惠機(jī)制和文化認(rèn)同機(jī)制對創(chuàng)業(yè)者的外部資金獲取產(chǎn)生重大影響，并最終影響人們的創(chuàng)業(yè)選擇。馬光榮和楊恩艷(2011)使用中國農(nóng)村調(diào)查數(shù)據(jù)對社會網(wǎng)絡(luò)與農(nóng)民創(chuàng)業(yè)之間的關(guān)系進(jìn)行了考察，結(jié)果發(fā)現(xiàn)擁有更多社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的農(nóng)民會有更多的民間借貸渠道，進(jìn)而更容易創(chuàng)辦自營工商業(yè)。張玉利等(2008)則進(jìn)一步指出，創(chuàng)業(yè)者的社會資本不僅影響著創(chuàng)業(yè)者能否發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)機(jī)會，更影響著創(chuàng)業(yè)者發(fā)現(xiàn)什么樣的創(chuàng)業(yè)機(jī)會；社會交際面廣、交往對象趨于多樣化、與高社會地位個(gè)體關(guān)系密切的創(chuàng)業(yè)者更容易發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新性更強(qiáng)的創(chuàng)業(yè)機(jī)會。

本文認(rèn)為，外出務(wù)工經(jīng)歷將擴(kuò)展農(nóng)民工的社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，為其獲取創(chuàng)業(yè)資源提供便利，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)。從某種意義上講，在外務(wù)工的過程同時(shí)也是農(nóng)民重構(gòu)社會聯(lián)系和社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的過程。接下來，我們將從微觀層面考察農(nóng)民外出務(wù)工經(jīng)歷與社會網(wǎng)絡(luò)之間的因果關(guān)系，并據(jù)以揭示外出務(wù)工經(jīng)歷影響農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的作用路徑。

要考察外出務(wù)工經(jīng)歷對社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的影響，首要的任務(wù)是對社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系進(jìn)行測度。在中國，社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的建立與維護(hù)離不開人與人之間的交往與聯(lián)系。這種交往與聯(lián)系在每年的春節(jié)期間尤為突顯。中國老百姓有拜年的傳統(tǒng)風(fēng)俗，春節(jié)期間人們會采取各種方式相互問候，以維系原有的交際與情感。鑒于此，本文將使用春節(jié)期間，農(nóng)民通過各種方式(包括見面、打電話、寫信和發(fā)電子郵件等)相互問候的人數(shù)作為社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的一個(gè)代理變量。此外，社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系還反映在一年中有多少人給自己提供過幫助。幫助自己的人越多，可以一定程度地說明自己的社會網(wǎng)絡(luò)越廣泛。為了保證測度的穩(wěn)健性，本文采用了一年當(dāng)中給農(nóng)民提供過幫助(比如借錢、找工作、幫助照顧孩子，或者說碰到問題找人談心，讓人出主意等)的人數(shù)作為其社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的另一個(gè)代理變量。需要說明的是，在CHIPS2007中，調(diào)查者僅對戶主或其配偶詢問了“春節(jié)期間相互問候的人數(shù)”和“一年中幫助過自己的人數(shù)”，因此，樣本觀察值有所減少。

表6模型(1)和模型(2)報(bào)告了社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系對外出務(wù)工經(jīng)歷的回歸結(jié)果。由于“春節(jié)期間相互問候的人數(shù)”和“一年中幫助自己的人數(shù)”為非負(fù)整數(shù)，針對這一類計(jì)數(shù)數(shù)據(jù)宜采取Poisson回歸模型。模型(1)的回歸系數(shù)為5.2421，在5%的水平上顯著，表明外出務(wù)工經(jīng)歷增加了春節(jié)期間相互問候的人數(shù)約5個(gè)；模型(2)的回歸系數(shù)為0.7041，在5%水平上顯著，表明外出務(wù)工經(jīng)歷增加了一年中幫助自己的人數(shù)約0.7個(gè)。模型(1)和模型(2)的回歸結(jié)果說明，外出務(wù)工經(jīng)歷顯著擴(kuò)展了農(nóng)民工的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，這將為農(nóng)民工突破創(chuàng)業(yè)融資約束和信息約束提供助力。

表6 渠道分析

注：模型(1)和模型(2)采用Poisson模型進(jìn)行估計(jì)，并報(bào)告了邊際效應(yīng)；模型(3)采用多分類Logit模型進(jìn)行估計(jì)。

(二) 融資、客戶和經(jīng)營許可。農(nóng)民在外務(wù)工拓展了自身的社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系。從創(chuàng)業(yè)角度而言，這些社會關(guān)系至少可以從兩個(gè)方面為農(nóng)民提供便利。一是放松融資約束。一般而言，進(jìn)行創(chuàng)業(yè)存在一個(gè)最低的資金門檻，缺乏啟動資金將是阻礙家庭選擇創(chuàng)業(yè)的主要障礙(胡金焱和張博，2014)。根據(jù)Evans 和Jovanovic(1989)的創(chuàng)業(yè)選擇模型，在既定企業(yè)家才能的基礎(chǔ)上，人們會根據(jù)外生性的資本和信貸條件做出創(chuàng)業(yè)決策。由于農(nóng)村金融體系尚不完善，農(nóng)民難以獲得銀行、信用社等常規(guī)信貸機(jī)構(gòu)的貸款。社會網(wǎng)絡(luò)作為一種非正式制度，在創(chuàng)業(yè)融資方面扮演了與銀行等正式制度互補(bǔ)的角色(馬光榮和楊恩艷，2011)。二是獲取客戶資源和經(jīng)營許可。親戚、朋友、老鄉(xiāng)和工友等社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系有助于農(nóng)民尋找產(chǎn)品銷售的客戶資源，獲取相關(guān)部門的經(jīng)營許可。而良好的客戶資源、合法的經(jīng)營許可是進(jìn)行創(chuàng)業(yè)的基本前提和創(chuàng)業(yè)成功的重要保障。如果外出務(wù)工有助于擴(kuò)展社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，那么有外出務(wù)工經(jīng)歷的農(nóng)民在獲取創(chuàng)業(yè)資金和客戶資源等方面的能力也將有所提升。作為一種穩(wěn)健性檢驗(yàn)，本文進(jìn)一步考察了外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)民融資能力和客戶資源、經(jīng)營許可資源獲取能力的影響。

CHIPS2007問卷中并未設(shè)置與融資能力和客戶資源等相關(guān)的問題，無法直接、正面地考察外出務(wù)工與融資能力和客戶資源之間的關(guān)系。慶幸地是，借助CHIPS2008問卷中設(shè)置的相關(guān)提問可以對我們關(guān)心的問題進(jìn)行間接驗(yàn)證。在CHIPS2008中有如下問題：“哪些主要困難阻止您從事自我經(jīng)營工作？”針對該問題，問卷中給出了五個(gè)具體的選項(xiàng)：“1.借不到自我經(jīng)營的本錢；2.缺乏能找到客戶和經(jīng)營許可的關(guān)系；3.自我經(jīng)營生意太辛苦；4.自我經(jīng)營收入太低；5.其他原因”。具體地，我們設(shè)置了“不創(chuàng)業(yè)的原因”這一變量。當(dāng)未創(chuàng)業(yè)的農(nóng)民針對上述問題回答“借不到自我經(jīng)營的本錢”時(shí)，該變量設(shè)置為1；當(dāng)回答“缺乏能找到客戶和經(jīng)營許可的關(guān)系”時(shí)，該變量設(shè)置為2；當(dāng)農(nóng)民給出其他回答時(shí)，該變量設(shè)置為3。我們的目的是檢驗(yàn)?zāi)切┯型獬鰟?wù)工經(jīng)歷的農(nóng)民，其未進(jìn)行創(chuàng)業(yè)活動，是否更少地因?yàn)椤敖璨坏阶晕医?jīng)營的本錢”及“缺乏找到客戶和經(jīng)營許可的關(guān)系”，進(jìn)而從反面檢驗(yàn)外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)民融資能力和客戶資源獲取的影響。由于因變量為多分類數(shù)據(jù)類型，本文將采取多分類Logit模型進(jìn)行回歸分析，并選擇第三類為基準(zhǔn)類別。特別地，我們使用的是沒有從事自我經(jīng)營工作，即沒有進(jìn)行創(chuàng)業(yè)活動的農(nóng)民樣本，*CHIPS2007和CHIPS2008為追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)且間隔時(shí)間較短，將兩年數(shù)據(jù)匹配使用具有一定的合理性，類似的方法可見于譚華清等(2015)等?；貧w結(jié)果見表6模型(3)。

表6模型(3)第一列對應(yīng)“借不到本錢”類別與基準(zhǔn)類別的比率。外出務(wù)工經(jīng)歷的系數(shù)為0.6536，且在5%的水平上顯著，說明外出務(wù)工經(jīng)歷使得“借不到本錢”與基準(zhǔn)類別的比率減小了34.64%(1-0.6536)，即農(nóng)民工“借不到本錢”的可能性下降了。第二列對應(yīng)“缺乏能找到客戶和經(jīng)營許可的關(guān)系”類別與基準(zhǔn)類別的比率。外出務(wù)工經(jīng)歷的系數(shù)為0.5323，在1%的水平下顯著，說明外出務(wù)工經(jīng)歷使得“缺乏能找到客戶和經(jīng)營許可的關(guān)系”與基準(zhǔn)類別的比率減小了46.77%(1-0.5323)，即農(nóng)民工“缺乏能找到客戶和經(jīng)營許可的關(guān)系”的可能性下降了。根據(jù)表6模型(3)的判斷，外出務(wù)工經(jīng)歷降低了農(nóng)民工“借不到本錢”和“缺乏能找到客戶和經(jīng)營許可的關(guān)系”的概率，反過來講也就證明了外出務(wù)工經(jīng)歷提升了農(nóng)民工的融資能力以及獲取客戶資源和經(jīng)營許可的能力。

六、進(jìn)一步分析：外出務(wù)工經(jīng)歷與異質(zhì)性創(chuàng)業(yè)

(一)按照投資規(guī)模劃分。創(chuàng)業(yè)初期的投資規(guī)模能夠體現(xiàn)創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目的諸多特點(diǎn)，比如，較大投資規(guī)模的創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目對農(nóng)民融資能力提出了更高的要求。一般而言，農(nóng)民在外務(wù)工結(jié)識的朋友、工友等都是收入相對較低的人群。這意味著，即便外出務(wù)工經(jīng)歷可以擴(kuò)展社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系并提升創(chuàng)業(yè)者的融資能力，但由于結(jié)交的人群收入水平普遍偏低，創(chuàng)業(yè)者的融資能力也將受到社會網(wǎng)絡(luò)經(jīng)濟(jì)實(shí)力的較大制約。據(jù)此判斷，外出務(wù)工經(jīng)歷可能對那些初期投資規(guī)模較小的創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目影響較大，而對那些初期投資規(guī)模較大的創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目影響并不會很大或無顯著影響。

為檢驗(yàn)上述邏輯，我們按照初期投資規(guī)模對所有創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目進(jìn)行分類。在CHIPS2007中，從事自我經(jīng)營的受訪者被詢問了“正式營業(yè)前的全部投資是多少？”，根據(jù)受訪者對該問題的回答，我們將創(chuàng)業(yè)投資金額大于中位數(shù)(1萬元人民幣，以當(dāng)年價(jià)格水平計(jì)算)的創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目定義為大規(guī)模投資創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目；將那些創(chuàng)業(yè)投資金額小于中位數(shù)的創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目定義為小規(guī)模投資創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目。并分別進(jìn)行了相應(yīng)的回歸，具體結(jié)果見表7。

表7 外出務(wù)工經(jīng)歷與不同投資規(guī)模創(chuàng)業(yè)

注：上述結(jié)果為2SLS回歸結(jié)果。下表同。

表7報(bào)告了2SLS回歸結(jié)果。模型(1)和模型(2)為全樣本回歸結(jié)果?？梢钥吹剑∫?guī)模投資創(chuàng)業(yè)對外出務(wù)工經(jīng)歷的回歸系數(shù)為0.0474，在1%的水平上顯著，說明外出務(wù)工經(jīng)歷提高了農(nóng)民進(jìn)行小規(guī)模投資創(chuàng)業(yè)的概率約4.74個(gè)百分點(diǎn)；對大規(guī)模投資創(chuàng)業(yè)而言，外出務(wù)工經(jīng)歷的系數(shù)并不顯著，無法斷定兩者是否具有明顯相關(guān)性。模型(3)和模型(4)為戶主樣本回歸結(jié)果。模型(3)為小規(guī)模投資創(chuàng)業(yè)的回歸結(jié)果，外出務(wù)工經(jīng)歷的系數(shù)為0.0860，在1%的水平上顯著，說明外出務(wù)工經(jīng)歷使得農(nóng)民進(jìn)行小規(guī)模投資創(chuàng)業(yè)的可能性提高了8.6個(gè)百分點(diǎn)。這一結(jié)果與使用全部樣本的回歸結(jié)果相比有了明顯擴(kuò)大，可能的解釋是，僅使用戶主樣本排除了家庭內(nèi)部外溢性對回歸結(jié)果的干擾。模型(4)為大規(guī)模投資創(chuàng)業(yè)的回歸結(jié)果，可以看到，外出務(wù)工的回歸系數(shù)在10%的水平下均不顯著，不能確定兩者有相關(guān)關(guān)系。表7結(jié)果說明，外出務(wù)工經(jīng)歷僅對小規(guī)模投資創(chuàng)業(yè)選擇有影響，對大規(guī)模投資創(chuàng)業(yè)選擇并未發(fā)現(xiàn)顯著影響?；貧w結(jié)果支持了先前的判斷。

(二)按照創(chuàng)業(yè)目的劃分。不同的人群選擇創(chuàng)業(yè)的動機(jī)和目的不盡相同，這與創(chuàng)業(yè)者是否有其他合適的就業(yè)機(jī)會相關(guān)(陳剛，2015)。一般而言，缺少就業(yè)機(jī)會或找不到合適工作崗位的農(nóng)民選擇創(chuàng)業(yè)實(shí)際上就是為了實(shí)現(xiàn)就業(yè)；而那些有足夠就業(yè)機(jī)會或合適工作崗位的農(nóng)民，選擇創(chuàng)業(yè)可能是為了更多的財(cái)富、更高的社會地位或工作方式的轉(zhuǎn)變。因此，根據(jù)創(chuàng)業(yè)目的不同，可以將創(chuàng)業(yè)分為兩類：一是單純?yōu)榱司蜆I(yè)而進(jìn)行的創(chuàng)業(yè)，稱之為生存型創(chuàng)業(yè)；二是追求財(cái)富、社會地位或轉(zhuǎn)變工作方式等目的而進(jìn)行的創(chuàng)業(yè)，稱之為發(fā)展型創(chuàng)業(yè)。類似的劃分法可見于Ardagna和Lusardi(2011)、陳剛(2015)等。外出務(wù)工經(jīng)歷對生存型和發(fā)展型創(chuàng)業(yè)的影響可能存在差異。如前所述，有過外出務(wù)工經(jīng)歷的農(nóng)民，社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系更廣泛、融資能力更強(qiáng)和客戶資源更豐富。建立在這些優(yōu)勢的基礎(chǔ)上，農(nóng)民缺乏就業(yè)機(jī)會的可能性是很低的，他們選擇自主創(chuàng)業(yè)更多地是為了尋求發(fā)展而非基本生存。據(jù)此判斷，外出務(wù)工經(jīng)歷可能對發(fā)展型創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目有著較大的影響；對生存型創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目可能影響不大或沒有影響。

CHIPS2007向被訪者詢問了創(chuàng)業(yè)者進(jìn)行非農(nóng)經(jīng)營的主要原因，我們將源于“找不到打工機(jī)會”的創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目定義為生存型創(chuàng)業(yè)，將源于“自我經(jīng)營能掙得更多”、“想自己當(dāng)老板”、“更靈活，自由自在”等的創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目定義為發(fā)展型創(chuàng)業(yè)，并據(jù)此考察了外出務(wù)工經(jīng)歷對兩類創(chuàng)業(yè)活動的影響?；貧w結(jié)果見表8。

表8報(bào)告了2SLS回歸結(jié)果。模型(1)和模型(2)為全樣本回歸結(jié)果。可以看到，發(fā)展型創(chuàng)業(yè)對外出務(wù)工經(jīng)歷的回歸系數(shù)為0.0640，在1%的水平上顯著，說明外出務(wù)工經(jīng)歷提高了農(nóng)民進(jìn)行發(fā)展型創(chuàng)業(yè)的概率約6.4個(gè)百分點(diǎn)；對生存型創(chuàng)業(yè)而言，外出務(wù)工經(jīng)歷的系數(shù)并不顯著，無法斷定兩者是否具有明顯相關(guān)性。模型(3)和模型(4)使用了戶主樣本進(jìn)行回歸。模型(3)對應(yīng)發(fā)展型創(chuàng)業(yè)的回歸結(jié)果，外出務(wù)工經(jīng)歷的系數(shù)為0.1340，說明外出務(wù)工經(jīng)歷使得農(nóng)民進(jìn)行發(fā)展型創(chuàng)業(yè)的可能性提高了13.40個(gè)百分點(diǎn)。這一結(jié)果與使用全部樣本的回歸結(jié)果相比明顯擴(kuò)大。模型(4)對應(yīng)大規(guī)模投資創(chuàng)業(yè)的回歸結(jié)果，可以看到回歸系數(shù)并不顯著，不能確定兩者有相關(guān)關(guān)系。

綜上所述，表8的結(jié)果說明外出務(wù)工經(jīng)歷僅對農(nóng)民是否選擇發(fā)展型創(chuàng)業(yè)作用顯著，對生存型創(chuàng)業(yè)未發(fā)現(xiàn)顯著影響?；貧w結(jié)果支持了先前的判斷。

七、結(jié)論及政策含義

隨著全面建成小康社會歷史節(jié)點(diǎn)的不斷迫近，農(nóng)民就業(yè)問題備受關(guān)注。在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)背景下，外出農(nóng)民工的大規(guī)模返鄉(xiāng)進(jìn)一步加劇了農(nóng)民就業(yè)問題的嚴(yán)峻性。鼓勵(lì)和支持自主創(chuàng)業(yè)無疑成為消化農(nóng)村剩余勞動力的一劑良方。尤其是對返鄉(xiāng)農(nóng)民工而言，外出務(wù)工經(jīng)歷使他們在工作經(jīng)驗(yàn)、技能、儲蓄和社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系等方面更具優(yōu)勢，進(jìn)而產(chǎn)生更強(qiáng)的創(chuàng)業(yè)動機(jī)和更好的創(chuàng)業(yè)績效。如此，瞄準(zhǔn)返鄉(xiāng)農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)支持政策將更具成效。

在已有研究的基礎(chǔ)上，本文借助CHIPS2007微觀調(diào)查數(shù)據(jù)實(shí)證考察了外出務(wù)工經(jīng)歷對農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的影響。研究發(fā)現(xiàn)，有外出務(wù)工經(jīng)歷的農(nóng)民具有相對更高的概率進(jìn)行自主創(chuàng)業(yè)，且結(jié)論穩(wěn)健?，F(xiàn)有文獻(xiàn)多聚焦于討論勞動技能和儲蓄對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的中介作用，而忽視了社會資本這一重要渠道，本文對此進(jìn)行了補(bǔ)充分析。實(shí)證結(jié)果表明，有外出務(wù)工經(jīng)歷的農(nóng)民具備相對更加廣泛的社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，且更容易獲取創(chuàng)業(yè)資金、客戶資源和創(chuàng)業(yè)活動的經(jīng)營許可。特別地，我們還發(fā)現(xiàn)外出務(wù)工經(jīng)歷對不同類型的創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目具有異質(zhì)性影響。總體來講，外出務(wù)工經(jīng)歷對那些投資規(guī)模較小和以發(fā)展為目的的創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目具有顯著影響，而對那些投資規(guī)模較大和以生存為目的的創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目作用不顯著。

本文為當(dāng)下政府支持返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)提供了重要理論依據(jù)，并延伸出兩方面的政策含義。一是進(jìn)一步掃清農(nóng)民進(jìn)城務(wù)工的制度障礙，鼓勵(lì)留守農(nóng)民走出去。外出打工，尤其是進(jìn)城務(wù)工是農(nóng)民返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的先決條件。只有先外出才能獲取相關(guān)經(jīng)歷，并積累創(chuàng)業(yè)資金、獲取創(chuàng)業(yè)技能、拓展社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系。為此，應(yīng)逐步建立和發(fā)展農(nóng)村勞動力對外輸出的中介機(jī)構(gòu)，以消除勞動力市場的供需信息不對稱；并采取相關(guān)措施破除農(nóng)民進(jìn)城的“隱形門檻”，尤其要努力縮小進(jìn)城農(nóng)民工與本地居民在公共醫(yī)療、教育和社會保障等方面的待遇差別，創(chuàng)造良好、公平的就業(yè)環(huán)境。二是提供相關(guān)配套措施，引導(dǎo)和支持返鄉(xiāng)農(nóng)民工自主創(chuàng)業(yè)。加大力度完善農(nóng)村地區(qū)相對薄弱的金融體系，搭建融資平臺，為農(nóng)民創(chuàng)業(yè)提供融資便利；并在土地使用、稅收服務(wù)、工商登記等方面優(yōu)化行政審批流程、縮減辦理時(shí)間，降低行業(yè)準(zhǔn)入門檻。

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MigrantWorkingExperience,SocialCapitalandEntrepreneurshipofMigrantWorkersReturningHome:EvidencefromCHIPSData

Xu Chao1, Wu Lingping2, Sun Wenping3

(1.SchoolofPublicFinanceandTaxation,NanjingUniversityofFinanceandEconomics,Nanjing210023,China;2.SchoolofHumanities,ShanghaiUniversityofFinanceandEconomics,Shanghai200433,China;3.SchoolofPublicEconomicsandAdministration,ShanghaiUniversityofFinanceandEconomics,Shanghai200433,China)

With the continuous development of historic node of building a moderately prosperous society in all respects, the employment of farmers has been closely watched. In the new economic background, a large number of migrant workers returning home further exacerbate the seriousness of farmer employment problem. How to realize the reemployment of these farmers and give full play to their comparative advantages in order to promote local economic development has become an urgent problem to be solved. Among many employment options, self-employment is seen as a cure for easing employment pressure. Farmer entrepreneurship can not only realize their own re-employment to increase household income and consumption, but also provide a lot of jobs to widely absorb rural idle labor force and improve the overall rural employment level. On the basis of existing research, this paper systematically assesses the impact of migrant working experience on entrepreneurship of migrant workers returning home based on CHIPS2007 microscopic investigation data, in order to provide the theoretical basis for the governments to encourage and support the migrant workers to build business. The preliminary regression results show that the migrant working experience can significantly increase the probability of farmers to start their self-employed business. In order to enhance the credibility of the conclusions, we use the instrumental variable method to eliminate the estimation errors caused by missing variables, and separately use the sample of heads of households to eliminate the interference from family spillover effects. Then the basic conclusion has not changed. The existing literature focuses on discussing the mediating effect of human capital and savings on peasant entrepreneurship, while ignoring the important channel of social capital, which has been analyzed complementally in this paper. The empirical results show that the farmers who have migrant working experience have a wider network of social relationships and are more likely to obtain the venture funds, customer resources and business permit for their entrepreneurship. In addition, we divide the entrepreneurship programs according to the standards of initial investment size and entrepreneurial purpose to further investigate the impact of migrant working experience on different types of start-ups. Specifically, migrant working experience has a significant impact on those small-scale investment and development-oriented projects, but no significant impact on those large-scale investment and survival-oriented projects. This study not only helps to explain the huge differences in different types of peasants on entrepreneurial decision-making, but also provides a theoretical basis for the governments to support migrant workers’ returning home to build their own business.

migrant working experience; social capital; peasant entrepreneurship

F061.3

A

1001-9952(2017)12-0030-15

10.16538/j.cnki.jfe.2017.12.003

2017-07-12

國家社科基金青年項(xiàng)目(16CGL057)

徐 超(1987-)，男，山東濰坊人，南京財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)政與稅務(wù)學(xué)院講師；

吳玲萍(1990—)，女，江蘇南京人，上海財(cái)經(jīng)大學(xué)人文學(xué)院碩士研究生(通訊作者)；

孫文平(1979—)，女，河北衡水人，上海財(cái)經(jīng)大學(xué)公共經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院博士研究生。

(責(zé)任編輯 許 柏)