王 詢(xún)，岳園園，朱 晨

(東北財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧 大連 116025)

一、引 言

創(chuàng)業(yè)不僅影響個(gè)人的生存和發(fā)展，同時(shí)在增加收入、促進(jìn)就業(yè)等方面對(duì)一國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展產(chǎn)生重要的作用。在目前就業(yè)問(wèn)題日益凸顯、國(guó)家鼓勵(lì)“大眾創(chuàng)業(yè)、萬(wàn)眾創(chuàng)新”的背景下，研究影響個(gè)體創(chuàng)業(yè)行為的因素具有十分突出的現(xiàn)實(shí)意義。

已有經(jīng)濟(jì)學(xué)研究認(rèn)為影響創(chuàng)業(yè)的主要因素包括：宏觀層面的政策和環(huán)境等方面的因素[1][2][3]；中觀層面的家庭經(jīng)濟(jì)、家庭結(jié)構(gòu)和家庭社會(huì)關(guān)系等因素[4][5][6]；微觀層面的個(gè)人特征，如年齡、性別、信仰、人力資本和認(rèn)知能力等因素[7][8][9][10]。但這些研究都沒(méi)有考慮個(gè)體的非認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響*與經(jīng)濟(jì)學(xué)家不同，心理學(xué)家和社會(huì)學(xué)家經(jīng)常稱(chēng)之為人格特征、人格特質(zhì)或非智力因素等，本文沿用經(jīng)濟(jì)學(xué)家的說(shuō)法，不再對(duì)上述幾個(gè)概念進(jìn)行嚴(yán)格區(qū)分。。

近年來(lái)，隨著心理學(xué)的發(fā)展，許多研究表明非認(rèn)知能力對(duì)個(gè)體行為有著重要的影響。一些學(xué)者利用普遍認(rèn)同的“大五”人格分類(lèi)法研究非認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響[11][12][13]。但該研究大多停留在最外層的5個(gè)維度而沒(méi)有細(xì)化，因此無(wú)法對(duì)個(gè)體更細(xì)致的非認(rèn)知能力進(jìn)行分析。另外，由于沒(méi)有專(zhuān)門(mén)按照“大五”人格分類(lèi)法的調(diào)查數(shù)據(jù)，國(guó)內(nèi)在非認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響方面的研究較少，實(shí)證研究尤其缺乏。

本文使用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)2010和2012年數(shù)據(jù)，按照“大五”人格分類(lèi)法，將非認(rèn)知能力劃分為5個(gè)大維度、14個(gè)細(xì)分維度，研究個(gè)體非認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，條理性對(duì)個(gè)體創(chuàng)業(yè)決策具有顯著的促進(jìn)作用，審慎性對(duì)創(chuàng)業(yè)強(qiáng)度具有顯著正影響，而熱情性則對(duì)創(chuàng)業(yè)強(qiáng)度具有顯著負(fù)影響。政府的強(qiáng)管制和低效率阻礙個(gè)體非認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)業(yè)作用的發(fā)揮。另外，機(jī)制分析表明非認(rèn)知能力可通過(guò)影響個(gè)體的社會(huì)資本和人力資本積累對(duì)創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生影響。

二、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

關(guān)于創(chuàng)業(yè)影響因素的研究，已有文獻(xiàn)主要是從以下幾方面展開(kāi)的：

首先，在宏觀方面，諸多學(xué)者從宏觀制度、社會(huì)環(huán)境等方面進(jìn)行研究。Heim等(2010)研究發(fā)現(xiàn)對(duì)創(chuàng)業(yè)者進(jìn)行健康保險(xiǎn)補(bǔ)助可促進(jìn)個(gè)體的創(chuàng)業(yè)概率，也可降低創(chuàng)業(yè)退出的概率[1]。Branstetter等(2014)通過(guò)葡萄牙的證據(jù)表明，放松管制對(duì)創(chuàng)業(yè)具有顯著的促進(jìn)作用[2]。陳剛(2015)研究發(fā)現(xiàn)政府管制顯著降低個(gè)人的創(chuàng)業(yè)概率，管制指數(shù)每上升1個(gè)單位，創(chuàng)業(yè)的概率下降1.68個(gè)百分點(diǎn)[3]。倪鵬途和陸銘(2016)研究城市層面市場(chǎng)結(jié)構(gòu)對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響，發(fā)現(xiàn)國(guó)企占比高抑制創(chuàng)業(yè)活動(dòng)特別是服務(wù)業(yè)[14]。

其次，在中觀的家庭層面，對(duì)影響創(chuàng)業(yè)的家庭結(jié)構(gòu)、家庭經(jīng)濟(jì)和家庭社會(huì)關(guān)系的研究較多。通常來(lái)說(shuō)，父母創(chuàng)業(yè)對(duì)子女的創(chuàng)業(yè)具有顯著正影響[4][15]。也有學(xué)者認(rèn)為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)為創(chuàng)業(yè)提供必須的信息、融資和客戶(hù)等幫助，對(duì)創(chuàng)業(yè)具有顯著的促進(jìn)作用[6][16]。馬光榮和楊恩艷(2011)研究發(fā)現(xiàn)家庭政治關(guān)系對(duì)子女創(chuàng)業(yè)決策具有顯著正影響[5]。李雪蓮等(2015)認(rèn)為有職位的公務(wù)員家庭顯著增加創(chuàng)業(yè)概率，尋租動(dòng)機(jī)可能是其原因[17]。張龍耀和張海寧(2013)研究發(fā)現(xiàn)家庭的財(cái)富水平與創(chuàng)業(yè)概率呈顯著正相關(guān)，金融約束是影響創(chuàng)業(yè)的重要因素[18]。

最后，在個(gè)人特征方面，也積累大量的研究文獻(xiàn)。個(gè)人特征(如年齡、性別、人力資本和風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度等)對(duì)創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生影響[7][8]。阮榮平等(2014)研究宗教信仰對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響，結(jié)果顯示有宗教信仰者創(chuàng)業(yè)概率大于無(wú)宗教信仰者[19]。周廣肅等(2015)研究發(fā)現(xiàn)人際信任對(duì)創(chuàng)業(yè)具有顯著正影響[9]。還有一些學(xué)者研究個(gè)體認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響[10][20]。

然而，以上文獻(xiàn)都忽略個(gè)體的非認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響。非認(rèn)知能力的概念是相對(duì)于智力、記憶力等認(rèn)知能力而提出的，是指“個(gè)體相對(duì)穩(wěn)定的思想、感受和行為模式，體現(xiàn)于個(gè)體在某種情境下以某種方式做出反應(yīng)的傾向[21]”。非認(rèn)知能力對(duì)個(gè)體的影響甚至超越認(rèn)知能力[22]，因此有些學(xué)者在創(chuàng)業(yè)研究中引入非認(rèn)知能力。他們對(duì)個(gè)體非認(rèn)知能力某些具體特征(如成就動(dòng)機(jī)和冒險(xiǎn)等因素)進(jìn)行分析,但因沒(méi)有采用一個(gè)一般分析框架且這些具體能力與創(chuàng)業(yè)之間并沒(méi)有足夠的聯(lián)系等而受到批評(píng)。近年來(lái)，隨著心理學(xué)的發(fā)展，一些學(xué)者開(kāi)始利用普遍認(rèn)同的“大五”人格分類(lèi)法研究非認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響。根據(jù)“大五”分類(lèi)法，個(gè)體非認(rèn)知能力主要包括嚴(yán)謹(jǐn)性、外向性、順同性、神經(jīng)質(zhì)和開(kāi)放性五個(gè)維度，最大限度地概括了個(gè)體的非認(rèn)知能力。

Cuavarella等(2004)研究顯示開(kāi)放性對(duì)創(chuàng)業(yè)呈負(fù)影響[11]。Antoncic(2009)發(fā)現(xiàn)開(kāi)放性和神經(jīng)質(zhì)都對(duì)創(chuàng)業(yè)中技術(shù)發(fā)展具有積極作用[12]。Zhao等(2010)研究發(fā)現(xiàn)除順同性外，其他四大人格都與創(chuàng)業(yè)意愿和績(jī)效有關(guān)[13]。但這些研究大部分停留在最外層的5個(gè)維度而沒(méi)有細(xì)化，因此無(wú)法對(duì)個(gè)體更細(xì)致的非認(rèn)知能力進(jìn)行分析。以上研究的樣本較少，使估計(jì)結(jié)果差異很大。另外，由于沒(méi)有專(zhuān)門(mén)按照“大五”人格分類(lèi)法的調(diào)查數(shù)據(jù)，國(guó)內(nèi)在非認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響方面的研究較少，尤其是實(shí)證研究缺乏，本文試圖彌補(bǔ)已有文獻(xiàn)的不足。

三、數(shù)據(jù)描述

本文使用北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心(ISSS)實(shí)施的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies,CFPS)2010和2012年的數(shù)據(jù)來(lái)考察非認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響。

在創(chuàng)業(yè)方面，我們構(gòu)造反映創(chuàng)業(yè)決策和創(chuàng)業(yè)強(qiáng)度的“創(chuàng)業(yè)”“公司制創(chuàng)業(yè)”和“個(gè)體工商戶(hù)創(chuàng)業(yè)”的寬窄口徑兩組共六個(gè)變量。創(chuàng)業(yè)決策來(lái)源于成人問(wèn)卷中“你現(xiàn)在哪個(gè)機(jī)構(gòu)工作？”的答案，將答案為“自己經(jīng)營(yíng)”定義為寬口徑創(chuàng)業(yè)并賦值為1，否則為0；將創(chuàng)業(yè)者工作機(jī)構(gòu)類(lèi)型答案為“私營(yíng)企業(yè)”和“個(gè)體工商戶(hù)”定義為窄口徑創(chuàng)業(yè)，屬于相應(yīng)類(lèi)別的賦值為1，否則為0。另外，根據(jù)問(wèn)卷“個(gè)體(私營(yíng))者的經(jīng)營(yíng)收益”的對(duì)數(shù)定義創(chuàng)業(yè)強(qiáng)度。

在非認(rèn)知能力方面，本文采用國(guó)際普遍認(rèn)可的“大五”人格分類(lèi)法測(cè)度個(gè)體非認(rèn)知能力。由于CFPS問(wèn)卷中沒(méi)有專(zhuān)門(mén)按照“大五”分類(lèi)法進(jìn)行的非認(rèn)知能力調(diào)查，本文采用李濤和張文韜(2015)以NEOE(Neuroticism Extraversion Opennes to Experience)人格特征修訂問(wèn)卷為分類(lèi)依據(jù)，并借鑒英國(guó)家庭追蹤調(diào)查(British Household Panel Study,BHPS)和德國(guó)社經(jīng)追蹤調(diào)查(German Socioeconimic Panel,GSOEP)的相關(guān)問(wèn)題，構(gòu)造基于CFPS問(wèn)卷問(wèn)題的5個(gè)大維度、14個(gè)細(xì)分維度的非認(rèn)知能力[23]。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

注：限于篇幅，本表略去控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，作者備索。

根據(jù)文獻(xiàn)綜述，個(gè)體的人口特征、家庭特征和宏觀因素都對(duì)創(chuàng)業(yè)有著顯著影響，因此本文將這些因素作為控制變量引入模型。個(gè)體的人口特征包括性別、年齡、年齡的平方項(xiàng)、民族、戶(hù)籍、是否黨員、教育程度、培訓(xùn)時(shí)間、婚姻狀況、健康狀況及認(rèn)知能力[注]婚姻狀況為虛擬變量，在婚賦值為1，否則為0。[注]CFPS中自評(píng)健康分為“健康”“一般”“比較不健康”“不健康”和“非常不健康”五種答案，本文依照健康程度依次賦值為1～5，即健康狀況越不好，數(shù)值越大?！叭ツ晔欠褡∵^(guò)院”為虛擬變量，去年住過(guò)院賦值為1，否則為0。[注]參考周洋和劉雪瑾(2017)的做法，采用數(shù)學(xué)能力和字詞能力衡量個(gè)體的認(rèn)知能力[21]。，家庭特征包括父母及配偶的教育程度、家庭規(guī)模、家庭社會(huì)關(guān)系、父母贍養(yǎng)等家庭關(guān)系特征及房屋是否自有、是否有車(chē)、是否有社會(huì)保障及家庭年收入的對(duì)數(shù)等家庭經(jīng)濟(jì)特征。家庭社會(huì)關(guān)系數(shù)據(jù)為“今年春節(jié)期間，有幾家親戚拜訪您家”與“今年春節(jié)期間，有幾個(gè)朋友拜訪您家”的數(shù)字之和。社會(huì)保障數(shù)據(jù)來(lái)自家庭問(wèn)卷中“您家是否有離/退休金/社會(huì)保障金/低保等收入來(lái)源”，答案為“是”的賦值為1，否則為0。另外，本文參考樊綱和陳剛(2015)的做法，使用世界銀行通過(guò)企業(yè)調(diào)查獲得的2005年城市層面企業(yè)每年與政府打交道天數(shù)及通關(guān)天數(shù)衡量政府管制程度和政府效率，進(jìn)而考察政府行為下非認(rèn)知能力對(duì)個(gè)體創(chuàng)業(yè)的影響[3]。

從表1可以看出，在全樣本中，剔除非勞動(dòng)年齡(小于16歲和大于60歲)及缺失數(shù)據(jù)的樣本后，寬口徑創(chuàng)業(yè)比例為12%。在個(gè)體的非認(rèn)知能力方面，樂(lè)群性、正情緒性、焦慮、抑郁、脆弱和價(jià)值維度水平相對(duì)較高，審慎性和信任維度水平則相對(duì)較低。除價(jià)值維度外，創(chuàng)業(yè)者的其他各維度都高于非創(chuàng)業(yè)者。因此，可初步看出個(gè)體的非認(rèn)知能力與創(chuàng)業(yè)決策具有較為明顯的相關(guān)關(guān)系。

四、非認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響

(一)非認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)業(yè)決策的影響

創(chuàng)業(yè)決策是一個(gè)二值選擇變量，因此我們采用Probit模型，具體設(shè)計(jì)如下：

prob(yi=1)=Φ(α0+α1Noncogi+α2Xi+μi)

其中，yi表示個(gè)體i的創(chuàng)業(yè)決策，α0是常數(shù)項(xiàng)，Noncigi表示個(gè)體i的非認(rèn)知能力，Xi表示控制變量，μi表示誤差項(xiàng)。

表2報(bào)告?zhèn)€體非認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)業(yè)決策影響的估計(jì)結(jié)果。第1列為寬口徑創(chuàng)業(yè)下的回歸結(jié)果。嚴(yán)謹(jǐn)性維度下的條理性、事業(yè)心、外向型維度下的熱情性和開(kāi)放性維度下的行動(dòng)都對(duì)創(chuàng)業(yè)具有顯著影響。條理性每增加1個(gè)單位，個(gè)體創(chuàng)業(yè)的概率上升1.1個(gè)百分點(diǎn)；事業(yè)心每增加1個(gè)單位，創(chuàng)業(yè)概率上升1.4個(gè)百分點(diǎn)；熱情性每增加1個(gè)單位，創(chuàng)業(yè)概率上升1.0個(gè)百分點(diǎn)；行動(dòng)每增加1個(gè)單位，創(chuàng)業(yè)概率下降1.9個(gè)百分點(diǎn)?？赡艿慕忉屖牵河袟l理的人可能分析和處理事務(wù)的能力更強(qiáng)，能更有效率地處理復(fù)雜信息，這也是創(chuàng)業(yè)所需的；事業(yè)心促使創(chuàng)業(yè)者更加積極努力，付出更多精力，發(fā)現(xiàn)更多的創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)；熱情性則有助于個(gè)體積累更多的創(chuàng)業(yè)所需的社會(huì)資本。值得一提的是，行動(dòng)對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響為負(fù)，可能是因?yàn)閭€(gè)體愿意嘗試不同活動(dòng),興趣太多反而很難確定一個(gè)持續(xù)的興趣進(jìn)行創(chuàng)業(yè)。

與寬口徑創(chuàng)業(yè)情況相同，嚴(yán)謹(jǐn)性維度下的條理性不論對(duì)選擇個(gè)體工商戶(hù)創(chuàng)業(yè)方式還是對(duì)選擇公司制創(chuàng)業(yè)方式都具有顯著影響。事業(yè)心對(duì)選擇公司制創(chuàng)業(yè)方式具有顯著影響，事業(yè)心每提高1個(gè)單位，選擇公司制創(chuàng)業(yè)的概率增加14.8%，但對(duì)選擇個(gè)體工商戶(hù)創(chuàng)業(yè)的影響不顯著。神經(jīng)質(zhì)維度下的抑郁對(duì)選擇個(gè)體工商戶(hù)創(chuàng)業(yè)方式具有顯著負(fù)影響，抑郁每提高1個(gè)單位，選擇個(gè)體工商戶(hù)創(chuàng)業(yè)的概率下降0.7%。開(kāi)放性維度下的行動(dòng)對(duì)選擇個(gè)體工商戶(hù)創(chuàng)業(yè)的概率具有顯著影響，但對(duì)選擇公司制創(chuàng)業(yè)的概率影響并不顯著。開(kāi)放性維度下的價(jià)值對(duì)選擇公司制創(chuàng)業(yè)的概率具有顯著負(fù)影響，即對(duì)傳統(tǒng)觀念越不認(rèn)同，創(chuàng)業(yè)的概率越大，但價(jià)值對(duì)選擇個(gè)體工商戶(hù)創(chuàng)業(yè)的概率影響不顯著。

(二)非認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)業(yè)強(qiáng)度的影響

接下來(lái)，進(jìn)一步探討非認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)業(yè)強(qiáng)度的影響。經(jīng)營(yíng)收入的概率分布是由一個(gè)離散點(diǎn)與一個(gè)連續(xù)分布組成的混合分布，因此采用Tobit模型。表2的后三列報(bào)告非認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)業(yè)強(qiáng)度的影響。結(jié)果顯示，在寬口徑創(chuàng)業(yè)情況下，嚴(yán)謹(jǐn)性維度下的條理性和審慎性都對(duì)創(chuàng)業(yè)收入具有顯著的積極影響，可能是因?yàn)橛袟l理的人和審慎的人在經(jīng)營(yíng)中決策分析更加充分、更加謹(jǐn)慎，有助于提高決策的正確性，從而促進(jìn)收入的增加。熱情性對(duì)創(chuàng)業(yè)收入的影響顯著為負(fù)，可能的解釋是熱情的人決策一般較為感性、沖動(dòng)，決策容易產(chǎn)生失誤。順同性維度下的順從對(duì)經(jīng)營(yíng)收入具有顯著正影響，該正向影響同樣在窄口徑創(chuàng)業(yè)中顯著。順從的人可能社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系較好，有利于增加創(chuàng)業(yè)所需的物質(zhì)資本、客戶(hù)資源和信息等，也即表現(xiàn)為國(guó)人常說(shuō)的“和氣生財(cái)”。

考察政府行為對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響發(fā)現(xiàn)，與政府打交道天數(shù)及通關(guān)天數(shù)都對(duì)創(chuàng)業(yè)決策和強(qiáng)度具有顯著負(fù)影響，即隨著與政府打交道天數(shù)及通關(guān)天數(shù)的增加，創(chuàng)業(yè)概率和創(chuàng)業(yè)收入降低，表明政府高管制和低效率對(duì)個(gè)體創(chuàng)業(yè)確實(shí)產(chǎn)生不利的影響。

表2 非認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)業(yè)決策和創(chuàng)業(yè)強(qiáng)度影響的估計(jì)結(jié)果

注：表中Probit模型報(bào)告的是平均邊際效應(yīng)，括號(hào)內(nèi)是標(biāo)準(zhǔn)誤；*** 、** 和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

(三)模型的拓展：政府行為下非認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)業(yè)決策的影響

上文的研究發(fā)現(xiàn)政府行為對(duì)創(chuàng)業(yè)有著顯著影響，本小節(jié)具體考察政府管制和政府效率在不同水平時(shí)非認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)業(yè)影響的差異。由于創(chuàng)業(yè)強(qiáng)度的樣本數(shù)據(jù)較少，這里僅考察對(duì)創(chuàng)業(yè)決策的影響。

結(jié)果顯示，政府管制較強(qiáng)時(shí)，條理性對(duì)創(chuàng)業(yè)沒(méi)有顯著影響；政府管制較弱時(shí)，條理性每提高1個(gè)單位，創(chuàng)業(yè)概率則顯著上升1.4個(gè)百分點(diǎn)。政府管制較強(qiáng)時(shí)，事業(yè)心每提高1個(gè)單位，創(chuàng)業(yè)概率上升2.2個(gè)百分點(diǎn)；政府管制較弱時(shí)，事業(yè)心每提高1個(gè)單位，創(chuàng)業(yè)概率上升0.9個(gè)百分點(diǎn)。政府管制較強(qiáng)時(shí)，熱情性每提高1個(gè)單位，創(chuàng)業(yè)概率上升1.4個(gè)百分點(diǎn)；政府管制較弱時(shí)，熱情性每提高1個(gè)單位，創(chuàng)業(yè)概率上升1.7個(gè)百分點(diǎn)。政府管制較強(qiáng)時(shí)，抑郁每提高1個(gè)單位，創(chuàng)業(yè)概率下降1.5個(gè)百分點(diǎn)，在政府管制較弱時(shí)這種影響不顯著。政府管制較強(qiáng)時(shí)，行動(dòng)每提高1個(gè)單位，創(chuàng)業(yè)概率下降1.4個(gè)百分點(diǎn)；政府管制較弱時(shí)，行動(dòng)每提高1個(gè)單位，創(chuàng)業(yè)概率下降2.2個(gè)百分點(diǎn)。政府效率低時(shí)，事業(yè)心和熱情性對(duì)創(chuàng)業(yè)概率沒(méi)有顯著影響，但在政府效率高時(shí)，事業(yè)心和熱情性每提高1個(gè)單位，創(chuàng)業(yè)概率均顯著上升。政府效率低時(shí)，個(gè)體信任每提高1個(gè)單位，創(chuàng)業(yè)概率上升0.6個(gè)百分點(diǎn)，但在政府效率較高時(shí)這種效果不顯著。政府效率低時(shí)，個(gè)體開(kāi)放性維度下的行動(dòng)每提高1個(gè)百分點(diǎn)，創(chuàng)業(yè)概率下降1.6個(gè)百分點(diǎn)；政府效率高時(shí)，個(gè)體開(kāi)放性維度下的行動(dòng)每提高1個(gè)百分點(diǎn)，創(chuàng)業(yè)概率下降2.4個(gè)百分點(diǎn)。

總體來(lái)看，政府強(qiáng)管制和低效率都阻礙個(gè)體非認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)業(yè)作用的發(fā)揮，這與陳剛(2015)等的研究結(jié)果一致[3]。在政府管制強(qiáng)、效率低的情況下，創(chuàng)業(yè)所需的程序、時(shí)間和成本相應(yīng)增加，即使個(gè)體在資金、人力資本和社會(huì)資本狀況都較好的前提下，也可能不會(huì)選擇創(chuàng)業(yè)，因而對(duì)市場(chǎng)造成一定程度的扭曲。

表3 不同管制水平和政府效率下非認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)業(yè)決策影響的估計(jì)結(jié)果

注：表中報(bào)告的是平均邊際效應(yīng)而非回歸系數(shù)，括號(hào)內(nèi)是標(biāo)準(zhǔn)誤；*** 、** 和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

(四)內(nèi)生性討論

表4 非認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響：內(nèi)生性分析

注：表中報(bào)告的是平均邊際效應(yīng)而非回歸系數(shù)，括號(hào)內(nèi)是標(biāo)準(zhǔn)誤；*** 、** 和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。對(duì)政府管制和政府效率的估計(jì)是從創(chuàng)業(yè)決策角度進(jìn)行的。

個(gè)體非認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響可能存在內(nèi)生性問(wèn)題，即個(gè)體非認(rèn)知能力影響創(chuàng)業(yè)，創(chuàng)業(yè)也可能影響個(gè)體的非認(rèn)知能力。本文將除非認(rèn)知能力外的變量均替換為2012年數(shù)據(jù)，以解決可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題[注]2012年的追蹤調(diào)查沒(méi)有區(qū)分窄口徑創(chuàng)業(yè)，因此從寬口徑檢驗(yàn)內(nèi)生性。另外，由于2012年的調(diào)查中沒(méi)有個(gè)人數(shù)學(xué)和字詞能力，但考慮到它們?cè)陂L(zhǎng)期較穩(wěn)定，因而仍用2010年數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配。。因?yàn)?010年的非認(rèn)知能力影響2012年創(chuàng)業(yè)，但2012年創(chuàng)業(yè)對(duì)2010年的非認(rèn)知能力并不產(chǎn)生影響。表4報(bào)告的是克服可能的內(nèi)生性問(wèn)題后的估計(jì)結(jié)果。

與前表對(duì)比可見(jiàn)，在創(chuàng)業(yè)決策方面，嚴(yán)謹(jǐn)性維度下的條理性對(duì)創(chuàng)業(yè)決策具有顯著影響，而且在政府管制和政府效率水平不同時(shí)仍顯著影響創(chuàng)業(yè)決策。在政府管制較弱時(shí)，嚴(yán)謹(jǐn)性維度下的條理性對(duì)創(chuàng)業(yè)概率的提高仍高于政府管制較強(qiáng)的情況，且政府效率高時(shí)，條理性對(duì)創(chuàng)業(yè)概率的提高也高于政府效率低時(shí)。但嚴(yán)謹(jǐn)性維度下的事業(yè)心、審慎性及外向性維度下的熱情性和開(kāi)放性維度下的行動(dòng)都不再具有顯著或穩(wěn)健的影響。在創(chuàng)業(yè)強(qiáng)度方面，嚴(yán)謹(jǐn)性維度下的審慎性和外向性維度下的熱情性仍然具有顯著影響。

(五)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文通過(guò)三種方式檢驗(yàn)穩(wěn)健性。首先，上文區(qū)分不同口徑創(chuàng)業(yè)方式和不同政府行為考察非認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響，結(jié)果顯示非認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)業(yè)行為的影響是穩(wěn)健的。其次，由于我國(guó)城鄉(xiāng)之間差距較大，城鄉(xiāng)差異導(dǎo)致非認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)業(yè)的作用存在異質(zhì)性，因此我們分別考察城市和農(nóng)村樣本，其結(jié)果與全樣本的差距并不大[注]限于篇幅，結(jié)果沒(méi)有報(bào)告，作者備索。，表明非認(rèn)知能力不論農(nóng)村還是城市對(duì)創(chuàng)業(yè)行為的影響是普遍存在的。最后，為檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性，使用Logit模型考察非認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)業(yè)決策的影響，結(jié)果與Probit模型大致相同[注]限于篇幅，結(jié)果沒(méi)有報(bào)告，作者備索。。

五、非認(rèn)知能力影響創(chuàng)業(yè)的機(jī)制分析

前文的實(shí)證研究表明，個(gè)體非認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)業(yè)確實(shí)具有積極影響。那么，非認(rèn)知能力如何促進(jìn)創(chuàng)業(yè)呢？本文認(rèn)為個(gè)體非認(rèn)知能力可通過(guò)社會(huì)資本和人力資本來(lái)影響創(chuàng)業(yè)。

(一)社會(huì)資本效應(yīng)

社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)可為創(chuàng)業(yè)提供所需的物質(zhì)資本、客戶(hù)資源和相關(guān)信息等，對(duì)創(chuàng)業(yè)具有積極的作用[6][17]，即社會(huì)資本效應(yīng)。非認(rèn)知能力中的某些維度(如外向型維度和順同性維度)可能對(duì)社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)具有促進(jìn)作用。因此，對(duì)非認(rèn)知能力的社會(huì)資本效應(yīng)的檢驗(yàn)，主要是考察非認(rèn)知能力是否加強(qiáng)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)。本文將家庭數(shù)據(jù)庫(kù)中“今年春節(jié)期間，有幾家親戚拜訪您家”與“今年春節(jié)期間，有幾個(gè)朋友拜訪您家”的數(shù)字之和定義為拜訪變量，并作為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的代理變量進(jìn)行估計(jì)。此外，使用“去年送出的禮品/禮金折合現(xiàn)金數(shù)額”的對(duì)數(shù)和“去年收到的禮品/禮金折合現(xiàn)金數(shù)額”的對(duì)數(shù)作為代理變量進(jìn)行估計(jì)。

表5的前三列報(bào)告非認(rèn)知能力對(duì)社會(huì)資本的影響。結(jié)果表明，嚴(yán)謹(jǐn)性維度下的條理性和事業(yè)心在拜訪、送出禮金和收到禮金三方面都具有顯著的積極影響?？梢?jiàn)，人們?cè)敢馀c有條理性和事業(yè)心的人相處。外向性維度下的熱情性和樂(lè)群性、順同性維度下的信任和利他性及順同性維度下的順從和抑郁的估計(jì)結(jié)果都在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)某一方面或兩方面具有顯著影響，說(shuō)明非認(rèn)知能力的某些維度對(duì)個(gè)體的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)確實(shí)產(chǎn)生積極作用，從而促進(jìn)個(gè)體的創(chuàng)業(yè)。

(二)人力資本效應(yīng)

人力資本效應(yīng)指的是非認(rèn)知能力中某些維度有利于個(gè)體獲得更高的人力資本積累，從而促進(jìn)創(chuàng)業(yè)。因此，本文考察非認(rèn)知能力中某些維度是否促進(jìn)個(gè)體人力資本的積累，并利用教育程度和配偶的教育程度作為個(gè)體人力資本的代理變量進(jìn)行估計(jì)。

表5的后兩列報(bào)告非認(rèn)知能力對(duì)人力資本的影響。結(jié)果顯示，個(gè)體嚴(yán)謹(jǐn)性維度下的條理性和審慎性及順同性維度下的信任對(duì)人力資本積累具有顯著正向作用，可能是因?yàn)闂l理性、審慎性和信任促進(jìn)個(gè)體學(xué)習(xí)及工作效率的提高，從而增加人力資本。以上結(jié)果說(shuō)明非認(rèn)知能力中某些維度對(duì)個(gè)體的人力資本積累具有積極的作用，從而促進(jìn)個(gè)體的創(chuàng)業(yè)。

表5 非認(rèn)知能力對(duì)社會(huì)資本和人力資本的影響

注：本表為OLS回歸估計(jì)結(jié)果，括號(hào)內(nèi)為t值；*** 、** 和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

六、結(jié)論與政策建議

本文根據(jù)CFPS的2010和2012年數(shù)據(jù)，采用普遍認(rèn)可的“大五”人格分類(lèi)法將非認(rèn)知能力分為5個(gè)大維度、14個(gè)細(xì)分維度，實(shí)證研究個(gè)體非認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響。本文不僅分析寬口徑創(chuàng)業(yè)和窄口徑創(chuàng)業(yè)，還進(jìn)一步探討政府行為下非認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響，并就非認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)業(yè)影響的機(jī)制進(jìn)行解釋。研究結(jié)果顯示，非認(rèn)知能力中條理性對(duì)個(gè)體創(chuàng)業(yè)決策具有顯著正影響，并且這一結(jié)果在不同口徑創(chuàng)業(yè)和不同政府行為下都保持穩(wěn)健；嚴(yán)謹(jǐn)性維度下的審慎性和順同性維度下的順從都對(duì)創(chuàng)業(yè)強(qiáng)度具有顯著的促進(jìn)作用，但外向性維度下的熱情性則對(duì)創(chuàng)業(yè)強(qiáng)度產(chǎn)生不利影響?？紤]到反向因果關(guān)系，排除內(nèi)生性問(wèn)題后的回歸結(jié)果顯示，條理性對(duì)創(chuàng)業(yè)決策的影響及審慎性和熱情性對(duì)創(chuàng)業(yè)強(qiáng)度的影響依舊顯著且穩(wěn)健。政府的強(qiáng)管制和低效率都阻礙個(gè)體非認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)業(yè)作用的發(fā)揮。另外，機(jī)制分析表明非認(rèn)知能力通過(guò)個(gè)體的社會(huì)資本和人力資本積累對(duì)創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生影響。本文的政策含義在于：政府在制定創(chuàng)業(yè)政策時(shí)應(yīng)考慮個(gè)體非認(rèn)知能力對(duì)政策效力的影響，同時(shí)應(yīng)減少對(duì)市場(chǎng)的干預(yù)，精簡(jiǎn)辦事流程，提高辦事效率。