金 江，李 鄲

（1.華南理工大學(xué) 經(jīng)濟與貿(mào)易學(xué)院，廣州 510006；2.招商銀行股份有限公司 深圳分行，深圳 518040）

改革開放以來，隨著市場化和城鎮(zhèn)化進程的不斷深化，跨越城鄉(xiāng)的人口流動規(guī)模也日益擴大。國家統(tǒng)計局發(fā)布的《2017年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》顯示，截至2017年末，全國流動人口規(guī)模達2.44億，占總?cè)丝诒戎貫?7.6%。在中國經(jīng)濟發(fā)展處于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級、經(jīng)濟下行壓力有增無減的關(guān)鍵時期，如何妥善解決流動人口這一群體的就業(yè)問題，維護社會穩(wěn)定，無疑是各級政府面臨的一個嚴峻挑戰(zhàn)。正是在這一背景下，我國政府將“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”上升到國家戰(zhàn)略層面，試圖通過打造經(jīng)濟增長新引擎，為經(jīng)濟發(fā)展帶來新活力。

以個體和私營經(jīng)濟為代表的企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)精神在經(jīng)濟發(fā)展過程中發(fā)揮著重要作用，大量研究也對創(chuàng)業(yè)的決定因素進行了考察，其中，既有從國家或地區(qū)這一宏觀層面出發(fā)，分析具體的制度環(huán)境和經(jīng)濟環(huán)境對創(chuàng)業(yè)的影響，也有從微觀層面出發(fā)，探討個體特征等人口學(xué)變量對創(chuàng)業(yè)行為的影響。隨著文化逐漸進入主流經(jīng)濟學(xué)家的研究視野，文化與創(chuàng)業(yè)的關(guān)系也引起了學(xué)者們的關(guān)注，已有文獻對信任、宗教等文化特征與創(chuàng)業(yè)的關(guān)系展開了深入的研究［1-3］。但是，這些研究主要基于一國或地區(qū)固有的文化傳統(tǒng)對文化與創(chuàng)業(yè)的關(guān)系進行探討，并不能對不同文化之間的差異如何影響微觀個體的創(chuàng)業(yè)行為進行有效解釋。由于中國地域廣闊，不同的地貌、氣候條件往往孕育著不同的文化，即“一方水土養(yǎng)一方人”，勞動力的流動不僅意味著地理位置的變化，同時還體現(xiàn)為文化環(huán)境的變化。那么，這種文化環(huán)境的變化而產(chǎn)生的地區(qū)文化差異是否會影響勞動力的創(chuàng)業(yè)決策呢？如果這種影響存在，又是通過什么渠道產(chǎn)生作用的呢？基于此，本文以不同地區(qū)間的方言差異衡量文化差異，采用2012年和2014年中國勞動力動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)（China labor force dynamic survey，CLDS），對這一問題進行實證分析。

具體衡量不同地區(qū)間的文化差異并非易事。一些文獻曾采用基因距離［4］、姓氏距離［5-6］作為文化差異的代理變量。在實證研究中，F(xiàn)ALCK等［7-8］則以德國歷史上地區(qū)間方言的相似性作為文化距離（cultural distance）的代理變量，對文化差異與人口遷移、經(jīng)濟交流之間的關(guān)系進行分析。漢語方言所承載的地域文化特征與風(fēng)俗習(xí)慣、宗教信仰等一樣，是一個地區(qū)重要的文化基因，也是勞動力在流動過程中隨身攜帶的“名片”，方言的相似性在極大程度上反映了地區(qū)間的文化相似性。因此，借鑒FALCK等學(xué)者的處理方法，本文也以我國不同地區(qū)之間的漢語方言差異作為文化差異的代理變量。

同時，要想準確識別地區(qū)文化差異與創(chuàng)業(yè)之間的因果關(guān)系，還需解決由可觀測以及不可觀測的變量引致的估計偏誤。例如，現(xiàn)實中能夠做出創(chuàng)業(yè)決策的個體，為了利用和獲取便利的創(chuàng)業(yè)資源，可能會更加傾向于流入創(chuàng)業(yè)資源豐富的地區(qū)，也更愿意融入當?shù)匚幕鐣?，?dǎo)致一些因素會同時影響勞動力的流入地選擇和創(chuàng)業(yè)決策。為了克服這一問題，本文擬采用傾向得分匹配和雙重差分相結(jié)合的方法對相關(guān)參數(shù)進行估計。傾向得分匹配法可解決由可觀測變量導(dǎo)致的估計偏誤，而雙重差分法則能解決遺漏變量偏誤。在根據(jù)《中國語言地圖集》對勞動力的流出地和流入地進行匹配后，發(fā)現(xiàn)勞動力跨方言區(qū)流動所形成的地區(qū)文化差異對其創(chuàng)業(yè)決策存在顯著的積極影響，且從不同角度展開的檢驗表明估計結(jié)果是穩(wěn)健的。進一步，本文還發(fā)現(xiàn)這一積極影響主要通過影響創(chuàng)業(yè)者的技術(shù)資源獲取和資金獲取兩個渠道而發(fā)生作用。

本文的價值主要體現(xiàn)在以下兩點。①現(xiàn)有文獻發(fā)現(xiàn)大部分勞動力的流動行為發(fā)生在同一方言區(qū)內(nèi)部［9］，如果說這種流動偏好在一定程度上反映了文化的鄰近對勞動力流動行為所存在的影響，那么，我們又應(yīng)當如何理解現(xiàn)實中勞動力跨方言區(qū)流動這一行為呢？本文從創(chuàng)業(yè)這一視角切入所展開的研究在一定程度上可對此現(xiàn)象進行解釋。②相比制度更為完善的西方國家，文化因素在我國經(jīng)濟發(fā)展過程中扮演著更為重要的角色。2011年國家正式出臺《中共中央關(guān)于深化文化體制改革推動社會主義文化大發(fā)展大繁榮若干重大問題的決定》，也充分說明文化對經(jīng)濟發(fā)展的作用受到了中央政府的重視。因此，本文的相關(guān)結(jié)論能夠為我們理解文化的積極作用、促進文化與經(jīng)濟發(fā)展的融合提供參考。

1 文獻綜述

人類的經(jīng)濟行為嵌入在特定的文化環(huán)境中，會直接影響社會成員的人際互動和經(jīng)濟決策［10］。AGHION和HOWITT［11］認為文化是經(jīng)濟增長最根本的原因，經(jīng)濟學(xué)家很早就開始關(guān)注文化對經(jīng)濟發(fā)展的影響。自20世紀90年代以來，相關(guān)文獻［12-13］從一國（地區(qū)）所擁有的特定文化出發(fā)對其經(jīng)濟效應(yīng)進行了分析，發(fā)現(xiàn)文化與經(jīng)濟增長、人均收入以及微觀個體的經(jīng)濟行為有著顯著聯(lián)系。近年來的研究取向是結(jié)合不同地區(qū)之間的文化差異，對不同文化的交流碰撞所引致的經(jīng)濟效應(yīng)進行評價。其中，一些研究對跨國（地區(qū)）文化差異與經(jīng)濟增長［14-15］、國際貿(mào)易［16］、居民收入差距［8］之間的關(guān)系進行了探討，還有一些研究從微觀層面出發(fā)就文化差異與個體在勞動力市場上的決策行為和經(jīng)濟表現(xiàn)之間的關(guān)系進行了分析［8-9］。

作為經(jīng)濟增長的引擎，創(chuàng)業(yè)與文化差異之間的關(guān)系也受到學(xué)者們的關(guān)注。理論上，文化差異對微觀個體創(chuàng)業(yè)決策的影響可以從截然不同的兩個角度進行解釋。

1）以MOROSINI等［17］為代表的“文化匹配論（cultural fit）”。從這一角度展開的解釋以文化差異所引致的文化距離為基礎(chǔ)，并融合社會學(xué)中的社會認同（social identity）理論［18］。由于不同文化間客觀存在的文化距離會衍生出群體內(nèi)文化偏好和群體外文化偏見［18］，由此可影響社會成員的信息交流和資源共享，增加市場交易成本。而創(chuàng)業(yè)往往需要各類資源支持，在相關(guān)資源缺乏的情形下，創(chuàng)業(yè)者不得不依賴廣泛的社會網(wǎng)絡(luò)來獲取各種創(chuàng)業(yè)資源。特別是在中國特定背景下，相關(guān)研究已經(jīng)發(fā)現(xiàn)，社會網(wǎng)絡(luò)能夠為創(chuàng)業(yè)者提供各種資本、技術(shù)和勞動力，且社會網(wǎng)絡(luò)又具有空間依賴性，因此，文化的鄰近有助于降低社會成員之間的信任壁壘，促進有效信息的交換和社會網(wǎng)絡(luò)的形成，對創(chuàng)業(yè)資源獲取形成正面影響，有助于創(chuàng)業(yè)活動的開展［19］。

2）以BERRY［20］為代表的“文化整合論（cultural synergy）”。在反駁文化差異對經(jīng)濟發(fā)展會產(chǎn)生不利影響時，LU和BEAMISH［21］也將其稱之為“文化距離悖論”。這一解釋強調(diào)多元文化能夠整合出促進合作的共享價值觀和目標，文化差異越大，往往也意味著人口多樣化程度更高，在知識和技能方面的互補性更強。創(chuàng)業(yè)是創(chuàng)業(yè)者與外部環(huán)境不斷進行交互作用以及各類資源稟賦整合的結(jié)果，而文化正是其中一個重要的整合要素［22］，因此，在創(chuàng)業(yè)過程中文化差異能夠發(fā)揮“催化劑”作用，通過促進不同群體間的差異化學(xué)習(xí)，產(chǎn)生“外來者收益”，從而對個體創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生積極影響。

在實證方面，盡管有大量研究對創(chuàng)業(yè)的決定因素進行了考察，但主要是從一國或地區(qū)的固有文化傳統(tǒng)出發(fā)考察文化對創(chuàng)業(yè)的影響，對文化差異與創(chuàng)業(yè)關(guān)系的解釋不夠清晰。例如，社會信任和宗教信仰是主要關(guān)注的兩個文化特征，一些文獻［1，3］發(fā)現(xiàn)社會信任能夠促進創(chuàng)業(yè)開展，另一些文獻［2，23］則發(fā)現(xiàn)宗教信仰對創(chuàng)業(yè)有積極影響。值得注意的是，近年來與本研究相關(guān)的一些文獻從文化多樣性（culturaldiversity）的角度出發(fā)，考察了國家或地區(qū)的文化多樣性對創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的影響。這些文獻借助人口學(xué)和姓氏遺傳學(xué)的研究成果，以人口多樣性和姓氏多樣性指數(shù)作為文化多樣性的代理變量，發(fā)現(xiàn)文化多樣性對地區(qū)創(chuàng)業(yè)和企業(yè)創(chuàng)新均有積極影響［24-26］。這些研究主要從不同文化群體具有的知識外溢效應(yīng)和技術(shù)互補效應(yīng)出發(fā)，對文化多樣性影響創(chuàng)業(yè)的機制進行解釋，在一定程度上驗證了“文化整合論”對文化差異與創(chuàng)業(yè)關(guān)系所做的理論解釋。

我國幅員遼闊，且因地理、歷史等多方面原因，形成了各具特色的方言區(qū)，不同方言區(qū)間文化差異明顯。隨著經(jīng)濟的發(fā)展，人口跨方言區(qū)流動已成為一個顯著的社會特征。因此，現(xiàn)有研究的啟示在于：未來應(yīng)當拓寬研究范圍，從文化差異對宏觀層面地區(qū)創(chuàng)新、創(chuàng)業(yè)活動的影響拓展至微觀個體，就文化差異影響個體創(chuàng)業(yè)決策的具體效應(yīng)及內(nèi)在機制進行檢驗。

2 數(shù)據(jù)和模型

2.1 數(shù)據(jù)來源與說明

本文使用的數(shù)據(jù)來源于中國勞動力動態(tài)調(diào)查（CLDS），該項目由中山大學(xué)社會科學(xué)調(diào)查中心組織實施，旨在通過追蹤收集中國村居、家庭及個人的信息，系統(tǒng)地監(jiān)測村居社會結(jié)構(gòu)、家庭及勞動力的變化與相互影響。該項目每隔兩年在中國的29個省區(qū)（不含海南、西藏和港澳臺地區(qū)）進行一次動態(tài)追蹤調(diào)查，開發(fā)了共有村居、家庭和勞動力個體3種主體問卷類型，本文使用的是2012年和2014年的勞動力個體調(diào)查數(shù)據(jù)，調(diào)查內(nèi)容涵蓋教育、工作、遷移、健康、社會參與、經(jīng)濟活動、基層組織等眾多題項。

在樣本篩選過程中，首先剔除了沒有發(fā)生流動和具有流入地戶籍的個體，只保留離開戶口登記地半年及以上的人口，并結(jié)合樣本中勞動力的從業(yè)狀態(tài)，進一步剔除了在流入地務(wù)農(nóng)的個體。在2012年和2014年的個體調(diào)查問卷中，均有針對勞動力從業(yè)狀態(tài)的調(diào)查①在從業(yè)狀態(tài)的具體分類上，2012年和2014年的調(diào)查問卷稍有不同，但均能作為判斷個體是否是創(chuàng)業(yè)者的依據(jù)。在2012年的問卷中，從業(yè)狀態(tài)包括5大類，而2014年的從業(yè)狀態(tài)則包含11大類。。參照現(xiàn)有文獻的處理方式［2-3］，本文將自雇個體和雇主視為創(chuàng)業(yè)者，其他從業(yè)狀態(tài)的個體視為非創(chuàng)業(yè)者。

勞動力在流動過程中形成的地區(qū)文化差異是本文的核心解釋變量。如前所述，本文以不同地區(qū)間的方言差異作為文化差異的代理變量，并假定如果勞動力的流動發(fā)生在同一方言區(qū)內(nèi)，那么文化差異為0，并將2014年跨方言區(qū)流動的個體作為處理組。為了準確識別出勞動力的流動是否發(fā)生在同一方言區(qū)內(nèi)，本文首先根據(jù)《中國語言地圖集》的方言分區(qū)，對勞動力的流入地和流出地進行匹配。根據(jù)《中國語言地圖集》，全國共分為17個方言大區(qū)②分別為官話區(qū)、晉語區(qū)、吳語區(qū)、閩語區(qū)、客家話區(qū)、粵語區(qū)、湘語區(qū)、贛語區(qū)、徽語區(qū)、平話和土話區(qū)，其中官話大區(qū)包含了八個不同的分支，因此實際包括了17個方言大區(qū)。，所有方言大區(qū)又被劃分為98個方言片區(qū)，不同方言片區(qū)下又分不同的方言小片。在CLDS2012和2014年的調(diào)查中，流入地和流出地均對應(yīng)一個6位數(shù)的代碼，其中前兩位表示?。ɑ蛑陛犑校┐a，中間兩位代碼對應(yīng)各省下屬的地級市，但由于在該項調(diào)查中并沒有公布具體的區(qū)縣，因此，本文主要基于前四位代碼對勞動力的流入地和流出地進行匹配。同時，由于CLDS在2012年和2014年分別記錄了勞動力的多次流動經(jīng)歷③其中，2012年記錄了勞動力的5次流動經(jīng)歷，2014年的流動記錄更為詳細，針對不同個體一直記錄到其最近一次流動經(jīng)歷。，因此本文以第一次流動的流出地和最后一次流動的流入地為基礎(chǔ)進行匹配。由于越細分的方言使用地域越小，在文化上也越相似，從而對地區(qū)文化差異的表征功能越弱［27］，因此，本文主要依據(jù)方言大區(qū)的劃分標準對文化差異進行衡量。其中，2012年和2014年跨方言區(qū)流動的個體所占比例分別為44.43%和46.94%，說明大部分勞動力仍選擇在同一方言大區(qū)內(nèi)流動［9］。不同年份樣本中創(chuàng)業(yè)的個體所占比例如表1所示，其中，2012年創(chuàng)業(yè)的個體所占比例為23.15%，而2014年創(chuàng)業(yè)的個體所占比例為24.78%，進一步研究還可發(fā)現(xiàn)，無論是2012年還是2014年，在跨方言區(qū)流動樣本中創(chuàng)業(yè)者所占比例均要比同一方言區(qū)流動的樣本高，且創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)選擇大多以自雇為主。

表1 不同年份不同樣本中創(chuàng)業(yè)個體的分布狀況Tab.1 Distribution ofentrepreneuracrossyearsand samples 單位：%

本文根據(jù)現(xiàn)有創(chuàng)業(yè)決定因素的實證文獻確定其他控制變量，主要包括個體性別、年齡、婚姻狀況、受教育水平、政治面貌、民族等人口學(xué)因素以及反映其風(fēng)險態(tài)度的相關(guān)變量。同時，由于創(chuàng)業(yè)活動的開展離不開外部環(huán)境的支持，因此，本文還在模型中控制了反映個體社會支持的相關(guān)變量以及反映流入地經(jīng)濟發(fā)展狀況的變量。相關(guān)控制變量的定義及描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。

表2 變量定義及描述性統(tǒng)計Tab.2 Definition and descriptive statisticsof controlvariables

2.2 估計策略

本文的基本計量模型為

其中：entreijt表示個體i在時刻t流入到j(luò)地的創(chuàng)業(yè)狀態(tài)，如果創(chuàng)業(yè)，entreijt=1，反之為0；dijt為個體i在時刻t流入到j(luò)地時是否跨方言區(qū)流動，如果跨方言區(qū)流動，則dijt=1，反之為0。Xijt為控制變量，主要包括年齡、受教育水平、風(fēng)險偏好等個體特征，以及地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平等反映流入地創(chuàng)業(yè)環(huán)境的宏觀變量。

由于勞動力的流入地選擇是一個基于成本—收益權(quán)衡的自選擇過程［28-29］，個體之所以選擇流入到A地而非B地，往往是基于家庭背景、個體特征等自身條件以及外部環(huán)境而做出的綜合判斷，這意味著在做出流動決策時，影響這一決策的因素在不同個體間具有不同的分布特征。例如，那些受教育水平更高、對風(fēng)險承受能力更強的勞動力，越有可能選擇離家遠的遷移目的地［30-31］。因此，要想從實證上識別勞動力跨方言區(qū)流動形成的文化差異對創(chuàng)業(yè)的影響，首先必須解決由自選擇問題導(dǎo)致的估計偏誤。

具體到本文，如果在控制了可觀測的異質(zhì)性變量后，在同一方言區(qū)內(nèi)流動和跨方言區(qū)流動的個體是同質(zhì)的，便可稱之為基于可觀測的自選擇（selection on observables）問題［32］，此時可以借助ROSENBAUM和RUBIN［33］提出的傾向得分匹配法（propensity scorematching，PSM）對相關(guān)參數(shù)進行估計。但是，一些不可觀測的異質(zhì)性因素也會同時影響勞動力的流動偏好及其創(chuàng)業(yè)決策，這意味著即使控制了可觀測的異質(zhì)性變量，對參數(shù)α的估計仍然是有偏的。此時，可以以面板數(shù)據(jù)或者混合橫截面數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，同時結(jié)合傾向得分匹配法和雙重差分法（difference-in-difference，DID）進行估計。這一估計方法的優(yōu)勢在于，傾向得分匹配法可以解決基于可觀測的自選擇問題，得到可供比較的處理組和控制組，而雙重差分法則能夠糾正遺漏變量造成的估計偏誤。

考慮到以上問題，本文將首先采用傾向得分匹配法消除可觀測的自選擇問題所導(dǎo)致的估計偏誤，進而以匹配數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)采用DID方法對相關(guān)參數(shù)進行估計，具體模型如下所示。

其中，t是虛擬變量，2012年，則t=0，2014年，則t=1。參數(shù)β的估計值即雙重差分估計量。

3 估計結(jié)果

3.1 傾向得分估計

本文首先根據(jù)處理組和控制組的劃分，對傾向得分進行估計。傾向得分對應(yīng)為在給定匹配變量的前提下個體接受處理的條件概率，如式（3）所示。

以式（3）為基礎(chǔ)，本文將基于Logit模型對傾向得分進行估計，并據(jù)此進行平衡性檢驗和樣本匹配效果評價。一般而言，傾向得分匹配需滿足兩個假設(shè)。①共同支撐（common support）假設(shè)。從本文看，由于無法對處于共同支撐域（即重疊區(qū)間）之外的觀測值進行匹配，如果跨方言區(qū)流動和同一方言區(qū)流動的兩個子樣本中解釋變量的共同支撐域較小，將損失較多的觀測值，極端情況下甚至導(dǎo)致匹配無法實現(xiàn)。②平衡性（balancing）假設(shè)，該假設(shè)要求在根據(jù)傾向得分對樣本進行匹配后，處理組和控制組除了結(jié)果變量之外，匹配變量不應(yīng)該存在顯著差異，即解釋變量X在處理組和控制組的分布應(yīng)當是一樣的。

根據(jù)式（3）對傾向得分進行估計后，處理組和控制組所對應(yīng)的傾向得分區(qū)間分別為[0.002，0.345]和[0.001，0.333]，共同支撐域為[0.002，0.345]，說明兩個組的傾向得分存在重疊，共同支撐假設(shè)得到滿足。同時，本文還根據(jù)匹配前后處理組和控制組傾向得分值的概率密度分布對匹配效果進行了比較，結(jié)果如圖1所示，在匹配之前處理組和控制組傾向得分的分布存在明顯的差異，匹配后兩個組的傾向得分分布極為接近，說明匹配效果較好。

圖1 匹配前后處理組和控制組傾向得分的概率密度比較Fig.1 Probability density comparison ofpropensity scorebeforeand aftermatchingbetween treated and untreated

表3給出了基于傾向得分得到的平衡性檢驗結(jié)果，其中t值表示對處理組和控制組是否存在顯著差異（均值是否相等）進行檢驗的t統(tǒng)計量。從表3來看，部分變量（如年齡、受教育水平等）在處理組和控制組之間存在顯著差異，但在匹配后兩個組間的差異不再顯著。因此，對于跨方言區(qū)和在同一方言區(qū)流動的兩個組而言，檢驗結(jié)果表明可以拒絕兩個組的匹配變量在匹配之前無系統(tǒng)性差異的原假設(shè)，而在匹配后這些變量的差異不再顯著。同時，根據(jù)匹配前后傾向得分估計模型的聯(lián)合顯著性檢驗結(jié)果，匹配后Pseudo R2值從0.091降低到0.009，似然比檢驗的p值也從0變到了0.973，說明在匹配之前匹配變量是聯(lián)合顯著的，而匹配后這些變量不再顯著。以上結(jié)果表明在實施傾向得分匹配后，處理組和控制組的系統(tǒng)性差異得到了有效改善，能夠通過平衡性檢驗。

表3 平衡性檢驗結(jié)果Tab.3 Resultsofbalance test

3.2 估計結(jié)果

由于被解釋變量是0—1變量，因此，在對樣本進行匹配后，本文以Probit模型為基礎(chǔ)進行DID估計。首先基于最近鄰匹配（nearest-neighbormatching）對文化差異與創(chuàng)業(yè)的關(guān)系進行估計，并設(shè)定最近鄰匹配的鄰元數(shù)為1，匹配距離為0.05。為了對比，表4同時給出了PSM和DID的估計結(jié)果。PSM報告的是平均處理效應(yīng)（ATE）的估計結(jié)果；括號內(nèi)為標準誤，其中PSM報告的是重復(fù)200次抽樣的Bootstrap標準誤，DID和PSM-DID報告的是地級市層面的聚類穩(wěn)健標準誤。需要注意的是，由于本文是基于Probit模型實施DID和PSM-DID估計，因而同時計算了交叉項（d×t）的邊際效應(yīng)，對應(yīng)表4第（2）列和第（3）列中第2行方括號內(nèi)的數(shù)字。其中，DID情形下的邊際效應(yīng)為0.035，PSM-DID情形下的邊際效應(yīng)為0.039，且均在1%的水平上顯著。這一估計結(jié)果說明，盡管不同情形下參數(shù)估計值的大小存在差異，但文化差異對流動人口創(chuàng)業(yè)行為的積極影響得到了證實。

表4 基本估計結(jié)果Tab.4 Resultsofbasic estimation

這一結(jié)果也在一定程度上印證了相關(guān)文獻的研究結(jié)論。例如，相關(guān)文獻發(fā)現(xiàn)，來自不同文化背景下的人由于在知識和技能上存在較大的互補性，因而能夠促進地區(qū)和企業(yè)創(chuàng)新活動的開展［34-35］。結(jié)合本文的研究結(jié)論，這一結(jié)果說明地區(qū)文化差異在勞動力跨方言區(qū)流動過程中發(fā)揮著“催化劑”作用，是促進社會發(fā)展的一種經(jīng)濟資產(chǎn)（economic asset）［25］。

3.3 穩(wěn)健性檢驗

本文嘗試從不同角度對上述結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗。首先，采取不同的匹配方法重新估計模型。實證中可供選擇的匹配方法除了最近鄰匹配之外，還包括半徑匹配（radiusmatching）、核匹配（kernelmatching）和局部線性回歸匹配（local linear regressionmatching）。因此，本文基于后3種方法重新對上述結(jié)果進行估計，結(jié)果如表5所示。根據(jù)表5可以發(fā)現(xiàn)，當使用不同的匹配方法重新進行估計時，結(jié)果并沒有發(fā)生變化，文化差異對勞動力創(chuàng)業(yè)決策的積極影響仍然得到了證實。

表5 穩(wěn)健性檢驗：不同的匹配方法Tab.5 Robustcheck：differentmatchingmethods

其次，本文依據(jù)方言區(qū)的不同劃分標準，并結(jié)合不同的匹配方法從方言片區(qū)和方言小片出發(fā)對估計結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗，具體結(jié)果如表6所示。當按照方言片區(qū)進行劃分時，跨方言區(qū)流動對創(chuàng)業(yè)的積極影響仍然得到了證實，但是，如果按照方言小片進行劃分，這種影響效應(yīng)不再顯著。根據(jù)前文的論述，當方言區(qū)的劃分標準越細，地區(qū)之間的文化差異也越小，表6的估計結(jié)果正好體現(xiàn)了這一趨勢，從而也再一次說明前文的估計結(jié)果是穩(wěn)健的。

表6 穩(wěn)健性檢驗：不同的劃分標準Tab.6 Robustcheck：differentcriteria

最后，劉毓蕓等［9］在分析方言差異對勞動力流動模式的影響時指出，北方方言的劃分要更細致，而南方方言的劃分又比較粗糙，由此可能會高估北方方言內(nèi)部的文化差異，而低估南方方言內(nèi)部的文化差異。因此，借鑒他們的處理方式，本文通過剔除在官話區(qū)以及在吳語和閩語區(qū)內(nèi)部流動的樣本進一步對估計結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗。如表7所示，可以發(fā)現(xiàn)，在考慮了測量誤差問題之后，跨方言區(qū)流動對流動人口創(chuàng)業(yè)行為的積極影響依然穩(wěn)健。

表7 穩(wěn)健性檢驗：剔除樣本Tab.7 Robustcheck：replace sample

4 影響機制分析

根據(jù)前文的研究結(jié)論，勞動力在流動過程中所形成的文化差異對個體創(chuàng)業(yè)決策存在積極影響，這一結(jié)論證實了“文化整合論”的觀點。但值得進一步思考的是，如果說這種積極影響體現(xiàn)了不同群體間的文化差異所具有的互補性，那么，這種互補性又是通過什么途徑而發(fā)生作用的呢？由于創(chuàng)業(yè)活動離不開技術(shù)資源、金融資源等各類資源的支持，因此，如果能夠證實勞動力跨方言區(qū)流動有助于獲取各類創(chuàng)業(yè)資源，則從邏輯上可以推斷文化差異對個體創(chuàng)業(yè)決策的積極影響是借助于這些中介因素而發(fā)生作用的。以此為基礎(chǔ)，本文將從兩個層面構(gòu)建衡量創(chuàng)業(yè)資源的變量來確定文化差異影響個體創(chuàng)業(yè)決策的內(nèi)在機制。需要指出的是，文化差異除了可以通過上述兩個途徑影響個體創(chuàng)業(yè)決策之外，還能通過社會資本的積累等其他方式影響個體創(chuàng)業(yè)決策，但由于數(shù)據(jù)可得性的問題，本文將主要基于上述兩個途徑展開機制檢驗。

首先，從技術(shù)資源出發(fā)構(gòu)建第1個變量。在CLDS2012和2014年的調(diào)查問卷中，詢問了創(chuàng)業(yè)者在創(chuàng)業(yè)時所具有的良好機會因素，并要求受訪者按照重要性對主要的3項進行排序。本文據(jù)此設(shè)定一個虛擬變量來衡量獲取技術(shù)資源的難易度（chan1），如果認為“有技術(shù)資源支持”是其最重要的良好機會因素，則令chan1=1，否則，chan1=0。

其次，從創(chuàng)業(yè)所需的資金出發(fā)構(gòu)建第2個變量。調(diào)查問卷中詢問了創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)資金來源，并要求受訪者按照獲取的難易程度對不同來源進行排序。根據(jù)回答，設(shè)定第2個虛擬變量（chan2），如果認為“銀行商業(yè)性貸款”“銀行政策性貸款”以及“風(fēng)險投資”這3項是最容易獲取資金的渠道，則令chan2=1，即認為其更容易獲取創(chuàng)業(yè)所需的資金，否則，chan2=0。

圖2對處理組和控制組創(chuàng)業(yè)資源的獲取差異進行初步的對比。在跨方言區(qū)流動的創(chuàng)業(yè)者內(nèi)部，69.80%的個體認為“有技術(shù)資源支持”是其最重要的良好機會因素，而在同一方言區(qū)流動的創(chuàng)業(yè)者中這一比例為63.87%，兩者間差異明顯；如果比較獲取創(chuàng)業(yè)所需資金的難易度，在跨方言區(qū)流動的創(chuàng)業(yè)者中，有64.43%的人認為容易獲取創(chuàng)業(yè)所需資金，這一比例比在同一方言區(qū)流動的創(chuàng)業(yè)者高出將近9個百分點。

圖2 處理組和控制組的創(chuàng)業(yè)資源獲取差異Fig.2 Source difference ofentrepreneurship across treated and untreated

需要指出的是，對于那些具有創(chuàng)業(yè)傾向的個體而言，為了利用和獲取創(chuàng)業(yè)資源的便利，可能會偏向于選擇跨方言區(qū)流動，這意味著存在一些共同的因素同時影響個體的流入地選擇和獲取創(chuàng)業(yè)資源的難易程度。為此，本文仍然選擇傾向得分匹配和雙重差分相結(jié)合的方法對相關(guān)參數(shù)進行估計。為了進行對比，同時選擇了3種不同的劃分標準來進行估計，結(jié)果如表8所示。表8中，Panel A對應(yīng)的是以chan1為因變量的回歸結(jié)果，考察了跨方言區(qū)流動對獲取技術(shù)資源的影響?？梢园l(fā)現(xiàn)，無論是否控制其他變量，勞動力跨方言大區(qū)流動對于創(chuàng)業(yè)者獲取技術(shù)資源存在積極影響，而如果是跨方言片區(qū)或者方言小片，這種影響效應(yīng)并不顯著。PanelB的估計結(jié)果也體現(xiàn)了相似的規(guī)律，無論模型中是否加入其他控制變量，如果按照方言大區(qū)進行劃分，勞動力跨方言區(qū)流動對創(chuàng)業(yè)者獲取資金支持也存在著積極的影響。因此，綜上可得：勞動力跨方言區(qū)流動所形成的地區(qū)文化差異，能夠通過影響創(chuàng)業(yè)者的技術(shù)資源獲取和資金獲取對其創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生積極的影響。

表8 影響渠道檢驗Tab.8 Testof impactchannels

上述結(jié)論可從兩方面進行解釋。①在宏觀上，地區(qū)間的文化差異決定了資源稟賦的空間分布差異［7，13］。在不同的文化背景下，個體可供選擇的創(chuàng)業(yè)資源更豐富、更多元，也更容易擺脫在單一文化環(huán)境中所面臨的資源約束，這在實證上體現(xiàn)為方言差異對創(chuàng)業(yè)所需的技術(shù)資源和資金支持存在一種積極影響。②在微觀上，差異性的文化，一方面孕育了個體的不同理念和價值觀，在社會成員的交流過程中產(chǎn)生一種正外部性，有助于激發(fā)創(chuàng)新、促進新技術(shù)的產(chǎn)生，另一方面也造就了不同地區(qū)個體在風(fēng)險偏好和投資理念上的異質(zhì)性，從而有助于創(chuàng)業(yè)者獲取創(chuàng)業(yè)所需的技術(shù)資源和資金支持。上述結(jié)論也證明了“文化整合論”的觀點，即在創(chuàng)業(yè)過程中，文化差異能夠促進不同群體間的相互學(xué)習(xí)，整合不同類型的資源要素，從而對個體創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生積極的影響。

5結(jié)論

作為經(jīng)濟增長的引擎，創(chuàng)業(yè)不僅能帶動就業(yè)增長，還能促進新技術(shù)和新產(chǎn)品的開發(fā)，提升經(jīng)濟增長活力。既有研究已經(jīng)發(fā)現(xiàn)，一國或地區(qū)所孕育的文化對創(chuàng)業(yè)活動的開展有著不可忽視的作用，但是，對于不同地區(qū)之間的文化差異如何影響個體的創(chuàng)業(yè)決策，現(xiàn)有文獻所能提供的解釋仍較為有限。中國幅員遼闊，不同地區(qū)在文化特征上往往具有顯著的差異，這種差異是否會影響個體的創(chuàng)業(yè)行為？又是通過什么渠道發(fā)生作用？從文化匹配論和文化整合論所做的理論解釋來看，對上述問題的回答仍然存在一定的分歧。為了回答這些問題，本文采用CLDS2012和2014年的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)對此進行了實證檢驗。

在根據(jù)《中國語言地圖集》對勞動力的流出地和流入地進行匹配后，本文以地區(qū)間的漢語方言差異作為文化差異的代理變量，并采用PSM和DID相結(jié)合的估計方法。在控制相關(guān)地區(qū)特征變量和個體特征變量后，估計結(jié)果表明，如果以方言大區(qū)作為衡量方言差異的標準，相對于在同一方言區(qū)內(nèi)流動而言，跨方言區(qū)流動對勞動力的創(chuàng)業(yè)具有顯著的促進作用，說明地區(qū)文化差異在個體創(chuàng)業(yè)過程中發(fā)揮著“催化劑”的作用，從不同角度展開的檢驗表明這一結(jié)果是穩(wěn)健的，也與“文化整合論”所做的理論解釋形成呼應(yīng)，即在創(chuàng)業(yè)的過程中，文化差異能夠發(fā)揮“催化劑”作用，通過促進不同群體間的差異化學(xué)習(xí)，產(chǎn)生“外來者收益”。與此同時，本文還探索了文化差異影響個體創(chuàng)業(yè)決策的內(nèi)在機制，即勞動力跨方言區(qū)流動形成的地區(qū)文化差異有助于創(chuàng)業(yè)者的技術(shù)資源獲取和資金獲取，從而促進這一人群的創(chuàng)業(yè)行為。

已有文獻主要從某一國家或地區(qū)獨有的文化特征出發(fā)對創(chuàng)業(yè)活動進行解釋，而本文試圖從勞動力在流動過程中所形成的文化差異出發(fā)去解釋個體創(chuàng)業(yè)決策，因此研究結(jié)論不僅能夠為從理論上理解文化差異與創(chuàng)業(yè)關(guān)系提供實證證據(jù)，還豐富了有關(guān)個體創(chuàng)業(yè)決定因素的相關(guān)實證文獻。在現(xiàn)實意義上，本文的政策含義可通過兩方面理解。首先，政府應(yīng)當加大力度促進人口在不同地區(qū)之間的自由流動，以進一步發(fā)揮不同文化在交流融合過程中所產(chǎn)生的積極效應(yīng)。其次，由于文化差異主要通過緩解創(chuàng)業(yè)過程中的資源約束而發(fā)生作用，因而各級政府應(yīng)當進一步制定更為完善的制度，為創(chuàng)業(yè)提供良好的外部保障。需要注意的是，由于相關(guān)數(shù)據(jù)的缺失，本文僅檢驗了文化差異對個體創(chuàng)業(yè)決策的影響，而沒有探討文化差異如何影響創(chuàng)業(yè)績效，這仍有待未來采用更詳實的數(shù)據(jù)展開進一步的研究。