李五榮 豐晨宇 陳華帥

(湘潭大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411105)

一、引言

改革開放四十余年來，中國經(jīng)歷著由低空間流動(dòng)的“鄉(xiāng)土中國”向高頻率遷移的“遷徙中國”轉(zhuǎn)變[1]，城市中農(nóng)村流動(dòng)人口規(guī)模持續(xù)擴(kuò)張已成為不容忽視的社會(huì)現(xiàn)象。第七次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示，中國農(nóng)村流動(dòng)人口總量由2010年的1.4億增至2020年的2.49億，達(dá)到有史以來最大規(guī)模。伴隨著城鎮(zhèn)化的發(fā)展與流動(dòng)人口的大規(guī)模增加，城市中外來人口創(chuàng)業(yè)現(xiàn)象愈發(fā)普遍，外來人口的創(chuàng)業(yè)活躍度明顯高于本地人口[2]。農(nóng)村流動(dòng)人口是流動(dòng)人口群體中的重要組成部分，創(chuàng)業(yè)也逐漸成為農(nóng)村流動(dòng)人口就業(yè)的主要形式。根據(jù)2014～2018年全國流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，農(nóng)村流動(dòng)人口中創(chuàng)業(yè)的比重基本保持在45%左右。然而，目前國內(nèi)政策集中于鼓勵(lì)流動(dòng)人口返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，政府對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口在流入城市的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)關(guān)注不足。如何促進(jìn)城市中大規(guī)模農(nóng)村流動(dòng)人口通過創(chuàng)業(yè)實(shí)現(xiàn)就業(yè)，對(duì)激發(fā)全民創(chuàng)業(yè)活力，推動(dòng)實(shí)現(xiàn)更充分更高質(zhì)量就業(yè)具有重要意義。

作為中國最具特色的社會(huì)管理制度，戶籍制度對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口的城市創(chuàng)業(yè)行為存在雙重影響：一方面，戶籍制度導(dǎo)致勞動(dòng)力市場(chǎng)出現(xiàn)分割與就業(yè)歧視[3][4]，農(nóng)村流動(dòng)人口難以獲得具有穩(wěn)定性和保護(hù)性優(yōu)勢(shì)的受雇工作，被迫選擇創(chuàng)業(yè)以實(shí)現(xiàn)就業(yè)；另一方面，戶籍制度阻礙了城市中勞動(dòng)力、技術(shù)和信息等要素的自由流動(dòng)，降低了市場(chǎng)資源配置效率，不利于農(nóng)村流動(dòng)人口獲得創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)以及開展創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。目前探討戶籍制度對(duì)流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)的研究非常豐富，但較少有文獻(xiàn)從城市落戶門檻的角度探究農(nóng)村流動(dòng)人口的創(chuàng)業(yè)選擇，也較少在新一輪戶籍制度改革背景下研究這一問題。近年來，中國高度重視戶籍制度改革，相繼出臺(tái)了一系列政策。2014年，國務(wù)院印發(fā)《關(guān)于進(jìn)一步推進(jìn)戶籍制度改革的意見》(以下簡(jiǎn)稱為《意見》)，正式啟動(dòng)了新一輪戶籍制度改革?！兑庖姟访鞔_提出“全面放開建制鎮(zhèn)和小城市落戶限制，有序放開中等城市落戶限制，合理確定大城市落戶條件，嚴(yán)格控制特大城市人口規(guī)模”。2016年，國務(wù)院先后出臺(tái)《關(guān)于深入推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的若干意見》《推進(jìn)1億非戶籍人口在城市落戶方案的通知》，進(jìn)一步完善了不同城市的落戶政策，大中城市降低了社保繳納年限的落戶要求，而超大城市和特大城市仍以合法穩(wěn)定就業(yè)、社保繳納年限和連續(xù)居住年限等多項(xiàng)要求為依據(jù)制定落戶政策。上述文件構(gòu)成了新一輪戶籍制度改革的主體框架，也成為各地各部門推動(dòng)改革的基本參考依據(jù)[5]。從此次戶籍制度改革來看，小城市的全面放開、中等城市的有序放開、大城市的合理放開、特大城市和超大城市的嚴(yán)格控制，反映了落戶門檻隨著城市規(guī)模等級(jí)的提高而趨嚴(yán)[6]。然而，農(nóng)村流動(dòng)人口主要聚集于大規(guī)模城市，中小城市的農(nóng)村流動(dòng)人口相對(duì)較少，差異化的落戶政策與農(nóng)村流動(dòng)人口的空間集聚分布不匹配。作為戶籍制度的核心，不同城市的落戶門檻是否會(huì)影響農(nóng)村流動(dòng)人口的創(chuàng)業(yè)選擇，是值得深究的問題。

在農(nóng)村流動(dòng)人口中，越來越多的青年和中青年群體不愿回到自己的故鄉(xiāng)從事父輩的工作，會(huì)選擇流動(dòng)到“愿落可能落”的省會(huì)城市打拼以獲得長(zhǎng)久的居住權(quán)[7]。相比老年群體，青年和中青年群體不甘于一輩子從事受雇工作，因而可能產(chǎn)生較強(qiáng)的“為落戶而創(chuàng)業(yè)”的意愿。城市如果提高落戶門檻，可能會(huì)打擊這部分群體的創(chuàng)業(yè)積極性。圖1展示了新一輪戶籍制度改革后不同城市落戶門檻水平下農(nóng)村流動(dòng)人口的創(chuàng)業(yè)比例，由圖1可知，在落戶門檻更高的地區(qū)，農(nóng)村流動(dòng)人口的受雇比例升高，生存型創(chuàng)業(yè)比例下降。近年來，為了吸引外來人口在當(dāng)?shù)鼐蜆I(yè)創(chuàng)業(yè)，諸多城市放寬了創(chuàng)業(yè)落戶年限。例如在泉州市，創(chuàng)業(yè)者憑工商營(yíng)業(yè)執(zhí)照和居民戶口簿即可落戶，該政策已吸引數(shù)千人在當(dāng)?shù)芈鋺簪?；武漢市大幅降低落戶門檻，創(chuàng)業(yè)落戶年限由2年放寬至6個(gè)月，吸引外來人口在當(dāng)?shù)乜焖俾鋺簪冢恢貞c市放寬主城都市區(qū)的務(wù)工經(jīng)商類落戶條件，投資創(chuàng)業(yè)年限由2年放寬到1年等等。由此看來，落戶政策可能會(huì)對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生直接影響。鑒于此，本文試圖探究新一輪戶籍制度改革下城市落戶門檻與農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)決策的因果關(guān)系。

圖1 不同落戶門檻條件下農(nóng)村流動(dòng)人口的就業(yè)和創(chuàng)業(yè)情況數(shù)據(jù)來源：2014～2016年120個(gè)城市的落戶門檻指數(shù)與2017年流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查

具體而言，本文使用2014～2016年城市落戶門檻指數(shù)刻畫新一輪戶籍制度改革下不同城市的落戶難度，結(jié)合2017年流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)，考察城市落戶門檻對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)的影響。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，降低城市的落戶門檻會(huì)顯著提升農(nóng)村流動(dòng)人口的創(chuàng)業(yè)概率，且對(duì)生存型創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用大于機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)。以上結(jié)果在更換解釋變量、更換工具變量及處理樣本的自選擇性后依然穩(wěn)健。機(jī)制分析結(jié)果表明，降低城市的落戶門檻通過提高城市的人口集聚度、提升農(nóng)村流動(dòng)人口的長(zhǎng)期居留意愿，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)。異質(zhì)性分析表明，降低落戶門檻對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口的創(chuàng)業(yè)促進(jìn)作用在大規(guī)模城市、低受教育程度、高家庭收入和年輕農(nóng)村流動(dòng)人口群體中更明顯。

本文以下部分安排如下：第二部分是文獻(xiàn)綜述和研究推斷；第三部分介紹實(shí)證模型、數(shù)據(jù)和變量；第四部分報(bào)告基準(zhǔn)回歸結(jié)果，并進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)、機(jī)制檢驗(yàn)和異質(zhì)性分析；第五節(jié)部分是主要結(jié)論及政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述與研究推斷

(一)文獻(xiàn)綜述

現(xiàn)有文獻(xiàn)探討了戶籍制度對(duì)勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)的影響，當(dāng)前學(xué)者對(duì)勞動(dòng)力的創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)存在“被動(dòng)”和“主動(dòng)”之爭(zhēng)。持有“被動(dòng)”觀點(diǎn)的學(xué)者認(rèn)為戶籍制度導(dǎo)致勞動(dòng)力市場(chǎng)分割，受到行業(yè)進(jìn)入障礙與工資歧視的流動(dòng)人口為了維持生計(jì)而被迫選擇創(chuàng)業(yè)。黃志嶺(2013)使用2007年CHIP數(shù)據(jù)考察了城鄉(xiāng)勞動(dòng)者的創(chuàng)業(yè)收入差距，采用Cotton分解方法的結(jié)果顯示，約75%的城鄉(xiāng)勞動(dòng)力的創(chuàng)業(yè)收入差距來自戶籍歧視[8]。曲兆鵬和郭四維(2017)利用2008年中國綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村戶籍居民的創(chuàng)業(yè)概率比城市戶籍居民高1.18倍，采用Oaxaca-Blinder方法分解兩者的創(chuàng)業(yè)概率后發(fā)現(xiàn)，戶籍歧視能解釋城鄉(xiāng)戶籍創(chuàng)業(yè)選擇中約50%的差異[9]。持有“主動(dòng)”觀點(diǎn)的學(xué)者認(rèn)為創(chuàng)業(yè)是流動(dòng)人口的主動(dòng)選擇。葉靜怡和王瓊(2013)基于2010年進(jìn)京務(wù)工人員的相關(guān)數(shù)據(jù)，使用Roy模型克服選擇性偏差后發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)是流動(dòng)人口的主動(dòng)選擇行為，創(chuàng)業(yè)者擁有顯著高于受雇者的勞動(dòng)報(bào)酬[10]，作者將該收入優(yōu)勢(shì)歸因于城鄉(xiāng)分割體制的蛻變與城市勞動(dòng)力市場(chǎng)的變遷。寧光杰和段樂樂(2017)主要從個(gè)體戶籍差異的角度研究流動(dòng)人口的創(chuàng)業(yè)選擇，他們使用2011年廣東省和浙江省的流動(dòng)人口監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，本地戶籍和非農(nóng)戶籍的獲得會(huì)顯著提高流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)的可能性，通過構(gòu)造流入地是否實(shí)施積分落戶改革變量，發(fā)現(xiàn)戶籍制度改革能促進(jìn)流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)[11]。周穎剛等(2020)以城市公共服務(wù)的可獲得性為切入點(diǎn)，采用2016年流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，增強(qiáng)城市包容性會(huì)促進(jìn)流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)，更能提升流動(dòng)人口的創(chuàng)業(yè)層次[12]。

目前聚焦于城市落戶門檻的文章探究了落戶門檻對(duì)農(nóng)民工子女隨遷、人口流動(dòng)等方面的影響。在子女隨遷方面，魏東霞和諶新民(2018)將2014年流動(dòng)人口監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)與46個(gè)城市的落戶門檻指數(shù)匹配，進(jìn)而研究發(fā)現(xiàn)大城市設(shè)立的高落戶門檻會(huì)顯著提升流動(dòng)人口家庭兒童留守的概率[13]。鄒玉玲和王玉斌(2018)使用2015年流動(dòng)人口數(shù)據(jù)匹配63個(gè)城市的落戶門檻指數(shù)，也證實(shí)了高落戶門檻會(huì)阻礙流動(dòng)人口的子女隨遷[14]。在人口流動(dòng)方面，張吉鵬等(2020)使用2014～2017年戶籍門檻指數(shù)與2017年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，高落戶門檻能夠顯著促進(jìn)勞動(dòng)力回流[15]。伍薆霖和盧沖(2020)基于2015年17個(gè)省份出臺(tái)的戶籍制度改革政策，使用2014年和2016年中國勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證估計(jì)了戶籍制度改革對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口落戶決策的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)戶籍制度改革能有效提高農(nóng)村流動(dòng)人口在城市的落戶意愿，并且大型城市的促進(jìn)作用更強(qiáng)[16]。宋弘等(2022)將2013年城市戶籍制度改革作為政策沖擊，使用雙重差分法考察了2010～2015年城市落戶門檻對(duì)人才流出的影響，發(fā)現(xiàn)高落戶門檻會(huì)導(dǎo)致人才流失，同時(shí)通過改變當(dāng)?shù)氐娜瞬艛?shù)量和人才配置，進(jìn)而影響產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新[17]。

相比現(xiàn)有研究，本文的主要貢獻(xiàn)體現(xiàn)在以下方面：其一，以城市落戶門檻為研究視角，補(bǔ)充了戶籍制度對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)的影響研究。一方面，現(xiàn)有研究戶籍制度與流動(dòng)人口非農(nóng)就業(yè)的文獻(xiàn)較為豐富，但以落戶門檻為切入點(diǎn)的研究相對(duì)較少；另一方面，關(guān)于城市落戶門檻的研究主要集中于子女隨遷和人口流動(dòng)等方面，對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)的關(guān)注較為欠缺。本文聚焦于新一輪戶籍制度改革下的城市落戶門檻，系統(tǒng)探究落戶門檻對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)決策的影響。其二，采用城市落戶門檻指數(shù)進(jìn)行深入分析，能夠更好地刻畫不同城市的差異化落戶政策。由于不同規(guī)模城市出臺(tái)的落戶政策存在較大差異，落戶門檻指數(shù)能更清晰、全面地展示不同城市的落戶難度，本文利用這一政策指數(shù)，通過構(gòu)造人均耕地面積和滯后期的落戶門檻指數(shù)作為工具變量緩解內(nèi)生性，有利于更好地評(píng)估城市落戶門檻對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)決策的真實(shí)影響。其三，補(bǔ)充了落戶門檻對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)選擇的影響機(jī)制。本文發(fā)現(xiàn)降低城市落戶門檻會(huì)通過促進(jìn)城市人口集聚和提升農(nóng)村流動(dòng)人口的長(zhǎng)期居留意愿來支持農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)，為加快推動(dòng)戶籍制度改革提供切實(shí)可行的路徑支持。

(二)研究推斷

城市降低落戶門檻會(huì)影響農(nóng)村流動(dòng)人口的創(chuàng)業(yè)決策，其影響渠道主要分為城市層面和個(gè)體層面。

第一，在城市層面，降低城市落戶門檻會(huì)加強(qiáng)人口集聚效應(yīng)，從而提高農(nóng)村流動(dòng)人口的創(chuàng)業(yè)概率。戶籍制度是阻礙外來人口自由流動(dòng)最重要的制度性因素，放寬城市的落戶限制能有效降低外來人口的遷移成本，吸引流動(dòng)人口在城市大量聚集[18]。人口集聚主要通過知識(shí)溢出效應(yīng)和需求擴(kuò)張效應(yīng)為城市創(chuàng)造更多的創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)：一方面，人口集聚促使不同技能勞動(dòng)力之間形成互補(bǔ)，多樣化人才、知識(shí)和技能的聚集會(huì)通過外溢效應(yīng)降低交流成本，創(chuàng)造出更多的創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)[19]。另一方面，大規(guī)模的人口流入帶來更大的市場(chǎng)容量，提高城市的消費(fèi)需求[20]，主要表現(xiàn)為人口的基本生活和服務(wù)需求激增，這必然會(huì)為餐飲與家政等消費(fèi)性服務(wù)業(yè)帶來更多的創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)[21]，進(jìn)而激發(fā)農(nóng)村流動(dòng)人口的創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)。朱明寶和楊云彥(2018)證實(shí)了大城市對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)具有顯著的促進(jìn)作用，并且對(duì)消費(fèi)性服務(wù)業(yè)的農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用更強(qiáng)[22]。

與此同時(shí)，在理論上，當(dāng)人口集聚到一定程度，降低城市落戶門檻會(huì)產(chǎn)生擁擠效應(yīng)，進(jìn)而對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生不利影響。例如交通擁擠、邊際地租升高和環(huán)境污染增加等，會(huì)增加農(nóng)村流動(dòng)人口生產(chǎn)和生活的一系列成本[23]，從而對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口在城市創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生一定程度的擠出。人口的大規(guī)模集聚也會(huì)產(chǎn)生激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，壓低潛在創(chuàng)業(yè)者的預(yù)期利潤(rùn)水平[24]，從而降低農(nóng)村流動(dòng)人口的創(chuàng)業(yè)概率。然而，考慮到我國的現(xiàn)實(shí)情況，我國大部分城市的人口規(guī)模并未達(dá)到最佳水平[25]，放寬城市戶口限制會(huì)引發(fā)大規(guī)模的人口重新配置并帶來顯著的福利增進(jìn)效應(yīng)[26]，表明集聚效應(yīng)的正向影響可能遠(yuǎn)大于擁擠效應(yīng)的負(fù)向影響。鐘粵俊等(2020)認(rèn)為，戶籍限制導(dǎo)致城市人口流動(dòng)不充分，難以發(fā)揮大規(guī)模城市高人口密度對(duì)城市服務(wù)業(yè)發(fā)展的促進(jìn)作用[27]。陳剛(2017)同時(shí)考慮了城市規(guī)模的集聚效應(yīng)和擁擠效應(yīng)，采用CGSS調(diào)查數(shù)據(jù)證實(shí)了城市規(guī)模擴(kuò)大能夠顯著提升個(gè)人的創(chuàng)業(yè)概率，尤其是生存型創(chuàng)業(yè)的概率。原因在于，城市規(guī)模擴(kuò)大帶來的知識(shí)溢出、勞動(dòng)力儲(chǔ)備與技能匹配等集聚效應(yīng)降低了創(chuàng)業(yè)成本，這一積極作用超過了市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)、交通擁堵等城市擁擠效應(yīng)產(chǎn)生的負(fù)面影響[23]。因此，綜合而言，降低落戶門檻會(huì)通過提高城市的人口集聚度，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)。

第二，在個(gè)體層面，降低城市落戶門檻會(huì)提高農(nóng)村流動(dòng)人口的長(zhǎng)期居留意愿，從而增加農(nóng)村流動(dòng)人口的創(chuàng)業(yè)概率。首先，城市放寬落戶限制會(huì)提高農(nóng)村流動(dòng)人口在城市的長(zhǎng)期居留意愿。當(dāng)城市降低落戶門檻時(shí)，農(nóng)村流動(dòng)人口可以通過較為寬松的落戶條件獲得落戶資格成為本地戶籍居民，在子女教育、購房和社會(huì)福利保障等方面享受與本地居民的同等待遇，從而提高了農(nóng)村流動(dòng)人口在城市的長(zhǎng)期居留意愿。其次，在流動(dòng)人口群體中，擁有長(zhǎng)期居留意愿的人通常會(huì)有更強(qiáng)的創(chuàng)業(yè)傾向。Mosbah等(2020)研究認(rèn)為，與定居意愿較高的同齡人相比，停留時(shí)間較短或定居意愿較低的移民具有較低的自營(yíng)職業(yè)傾向；與之相反，停留時(shí)間長(zhǎng)或定居意愿高的移民更了解主流市場(chǎng)，創(chuàng)業(yè)傾向更高[28]。與此同時(shí)，流動(dòng)人口天然具有高流動(dòng)性的特征，但頻繁流動(dòng)不利于農(nóng)村流動(dòng)人口在流入地的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系和社會(huì)資源的積累。梁盛凱等(2021)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村流動(dòng)人口在城市間的流動(dòng)頻率每提高1%，開展生存型創(chuàng)業(yè)和機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)的概率將分別下降90.6%和13.9%[29]。因此，城市降低落戶門檻會(huì)通過提高農(nóng)村流動(dòng)人口的長(zhǎng)期居留意愿，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)。

綜上所述，本文認(rèn)為降低城市落戶門檻對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)具有正向促進(jìn)作用，因而提出推斷：降低城市的落戶門檻有助于提升農(nóng)村流動(dòng)人口的創(chuàng)業(yè)概率。

三、數(shù)據(jù)來源與實(shí)證設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源與變量選擇

本文的數(shù)據(jù)來源主要由以下三部分組成。一是，西南財(cái)經(jīng)大學(xué)和中國家庭金融調(diào)查與研究中心聯(lián)合公布的中國城市落戶門檻指數(shù)。該數(shù)據(jù)將2000～2016年中國地級(jí)市的全部戶籍政策文件進(jìn)行分類整理，采用投影尋蹤法、等權(quán)重法和熵值法的量化方法③，測(cè)算出2000～2016年120個(gè)中國城市的落戶門檻指數(shù)，具有廣泛的地域代表性。二是，2016年中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)，包括外商投資占工業(yè)總產(chǎn)值比重、人均GDP、失業(yè)率和第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重等城市層面變量。三是，2017年全國流動(dòng)人口衛(wèi)生計(jì)生動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)?？紤]到新一輪戶籍制度改革是一個(gè)長(zhǎng)期過程，改革效果需要一定時(shí)間才能顯現(xiàn)出來，使用2017年流動(dòng)人口調(diào)查數(shù)據(jù)能夠更好地評(píng)估新一輪戶改下城市落戶門檻對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)決策的影響。該數(shù)據(jù)按照隨機(jī)原則，采取分層、多階段、與規(guī)模成比例的PPS方法，針對(duì)在流入城市居住一個(gè)月及以上、非本區(qū)(縣、市)戶口且2017年5月年齡在16歲以上的流動(dòng)人口進(jìn)行調(diào)查，總樣本量約為17萬。數(shù)據(jù)包括家庭成員的基本情況、就業(yè)與收支情況、流動(dòng)與居留意愿和公共服務(wù)等方面。本文利用城市代碼將2014～2016年城市落戶門檻指數(shù)、2016年城市宏觀數(shù)據(jù)與2017年農(nóng)村流動(dòng)人口微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配，只保留戶籍性質(zhì)為“農(nóng)業(yè)”和“農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)居民”的樣本，即農(nóng)村流動(dòng)人口，并篩選出16～60歲的樣本個(gè)體，最終得到116個(gè)城市的85190個(gè)觀測(cè)樣本。

1.核心解釋變量：落戶門檻指數(shù)。從時(shí)間維度來看，落戶門檻指數(shù)區(qū)分了2000～2013年與2014～2016年兩個(gè)階段。在空間維度上，不同級(jí)別城市實(shí)施差異化的落戶政策，主要有投資落戶、購房落戶、人才引進(jìn)和普通就業(yè)四種類型[30]。本文選用2014～2016年120個(gè)城市的普通就業(yè)落戶門檻指數(shù)與2017年流動(dòng)人口數(shù)據(jù)匹配，主要原因是2014～2016年能體現(xiàn)新一輪戶籍制度改革時(shí)期城市的落戶難度，并且普通就業(yè)是農(nóng)村流動(dòng)人口最主要的落戶渠道。表1展示了120個(gè)不同級(jí)別城市普通落戶門檻指數(shù)的構(gòu)成，一線城市在學(xué)歷年限、就業(yè)規(guī)范、固定住所和社保繳納等方面的落戶要求都是所有城市中最高的；二線城市的各項(xiàng)落戶條件相對(duì)較低，但對(duì)于農(nóng)村流動(dòng)人口而言，依然存在一定的落戶難度；三線、四線和五線城市的落戶門檻條件均低于一二線城市?？傮w來看，普通就業(yè)落戶要求隨城市規(guī)模的升高而提高，不同規(guī)模城市的落戶門檻條件存在較大差異。

表1 120個(gè)城市的普通落戶門檻條件

考慮到不同城市的普通就業(yè)落戶條件錯(cuò)綜復(fù)雜，等權(quán)重法賦予各項(xiàng)指標(biāo)以相同權(quán)重，測(cè)算的結(jié)果可能與現(xiàn)實(shí)產(chǎn)生較大偏差，因此本文采用投影尋蹤法得到的落戶門檻指數(shù)進(jìn)行基準(zhǔn)回歸，使用熵值法測(cè)算的落戶門檻指數(shù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。落戶門檻指數(shù)的數(shù)值越高，表示落戶限制越嚴(yán)格。

2.被解釋變量：創(chuàng)業(yè)選擇。參考大多數(shù)學(xué)者的做法，基于調(diào)查問卷問項(xiàng)“您現(xiàn)在的就業(yè)身份屬于哪一種”，回復(fù)為“自營(yíng)勞動(dòng)者”的個(gè)體被定義為生存型創(chuàng)業(yè)者，“雇主”被定義為機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)者，“有固定雇主的雇員”和“無固定雇主的雇員”被定義為受雇者。被解釋變量定義為是否創(chuàng)業(yè)時(shí)，“雇主”和“自營(yíng)勞動(dòng)者”均被賦值為1，受雇者被賦值為0；在生存型創(chuàng)業(yè)定義下，“自營(yíng)勞動(dòng)者”被賦值為1，“受雇者”被賦值為0，“雇主”被視為缺失值；同理，在機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)定義下，“雇主”被賦值為1，“受雇者”被賦值為0，“自營(yíng)勞動(dòng)者”被視為缺失值。

3.控制變量。與創(chuàng)業(yè)影響因素的相關(guān)文獻(xiàn)一致，本文控制了個(gè)體與家庭特征變量以及地級(jí)市變量。個(gè)體變量包含性別、年齡、年齡的平方、受教育程度、婚姻狀況、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和流動(dòng)時(shí)間。家庭變量包含隨遷家庭人數(shù)、父母是否有外出經(jīng)歷、老家是否有承包地、家庭總收入和家庭總支出。城市變量包括外商投資占工業(yè)總產(chǎn)值的比重、人均GDP對(duì)數(shù)、失業(yè)率和第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重。

(二)描述性統(tǒng)計(jì)

如表2所示，核心解釋變量落戶門檻指數(shù)的均值為0.6178④，高于滯后一期的落戶門檻指數(shù)均值0.5921。從極端值來看，落戶門檻指數(shù)的最小值小于滯后一期的落戶門檻指數(shù)，最大值反而大于滯后一期門檻指數(shù)。這是因?yàn)樵谛乱惠啈艏贫雀母锵拢笠?guī)模城市設(shè)置了更嚴(yán)格的落戶門檻，中小城市逐漸放寬落戶限制。在其他解釋變量中，我們發(fā)現(xiàn)初高中學(xué)歷、已婚、平均流動(dòng)時(shí)間約6年、老家有承包地、以配偶和子女隨遷為主的新生代群體為農(nóng)村流動(dòng)人口的主力軍。雖然大部分農(nóng)村流動(dòng)人口的流動(dòng)時(shí)間較長(zhǎng)，已累積一定的社會(huì)資本和人力資本，但選擇創(chuàng)業(yè)的農(nóng)村流動(dòng)人口比重不高，占全部樣本的36.74%，其中，生存型創(chuàng)業(yè)者占84.66%⑤。這反映了農(nóng)村流動(dòng)人口的創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)主要是解決個(gè)人和家庭在城市的生存和就業(yè)問題。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(三)實(shí)證方法

1.基本模型設(shè)定。本文旨在分析城市落戶門檻對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)決策的影響?？紤]到被解釋變量是否創(chuàng)業(yè)為二元選擇變量，本文初步建立Probit模型，并在正文中匯報(bào)回歸結(jié)果的邊際效應(yīng)。

(1)

2.內(nèi)生性討論。城市落戶門檻與農(nóng)村流動(dòng)人口的創(chuàng)業(yè)選擇之間存在內(nèi)生性問題，主要是因?yàn)椴煌鋺糸T檻的城市在經(jīng)濟(jì)發(fā)展、地理位置和產(chǎn)業(yè)布局等方面存在差異，其中的某些因素可能影響農(nóng)村流動(dòng)人口的創(chuàng)業(yè)選擇，從而產(chǎn)生遺漏不可觀測(cè)變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。針對(duì)這一問題，本文采用工具變量方法來緩解。張吉鵬等(2020)使用1990年人均糧食產(chǎn)量和2000～2013年落戶門檻指數(shù)作為2014～2016年落戶門檻指數(shù)的工具變量[15]，由于計(jì)劃經(jīng)濟(jì)年代出臺(tái)的糧油遷徙證制度將戶籍制度與糧食供給關(guān)系捆綁，糧食總產(chǎn)量成為決定一個(gè)城市人口承載能力和落戶門檻的重要指標(biāo)，但是早期的糧食產(chǎn)量極易受到外部環(huán)境如惡劣天氣和土壤肥沃程度的影響，可能影響其作為工具變量的有效性。參考這一思路，本文使用1990年人均耕地面積和2000～2013年落戶門檻指數(shù)作為2014～2016年落戶門檻指數(shù)的工具變量。其一，人均耕地面積與城市落戶門檻在邏輯上具有負(fù)相關(guān)關(guān)系。人均耕地面積較高的地區(qū)通常以發(fā)展農(nóng)業(yè)為主，這類地區(qū)有較多的農(nóng)村人口，具有人口流出地的特征，落戶門檻較低；而人均耕地面積較低的省市多為工業(yè)化和城市化程度更高的地區(qū)，一般具有人口流入地的特征，往往落戶門檻較高。并且，人均耕地面積屬于外在的地理環(huán)境因素，不會(huì)直接影響農(nóng)村流動(dòng)人口的創(chuàng)業(yè)決策，具有較強(qiáng)的外生性。其二，當(dāng)期的城市落戶門檻與滯后一期的城市落戶門檻密切相關(guān)。自2014年新一輪戶籍制度改革以來，雖然全國各城市對(duì)落戶條件進(jìn)行了相應(yīng)的調(diào)整，但城市之間落戶門檻的總體排序并未發(fā)生顯著變化。從外生性來看，滯后一期的落戶門檻也不會(huì)直接影響當(dāng)前農(nóng)村流動(dòng)人口的創(chuàng)業(yè)決策，滿足外生性要求。綜上所述，這兩個(gè)變量在理論上均滿足工具變量所需的相關(guān)性和外生性。鑒于此，本文采用它們作為工具變量，并使用IV-Probit模型處理內(nèi)生性問題。

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表3展示了2014～2016年城市落戶門檻對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，系數(shù)表示Probit模型中各變量的邊際效應(yīng)。第(1)～(3)列均控制城市規(guī)模和地區(qū)固定效應(yīng)，分別展示了總體創(chuàng)業(yè)、生存型創(chuàng)業(yè)和機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)的回歸結(jié)果，第(1)列系數(shù)表示城市落戶門檻指數(shù)每降低1個(gè)單位，農(nóng)村流動(dòng)人口選擇創(chuàng)業(yè)的概率將顯著提升11.02%。第(2)(3)列匯報(bào)了生存型創(chuàng)業(yè)和機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)的回歸結(jié)果，系數(shù)仍顯著為負(fù)，且第(2)列的系數(shù)絕對(duì)值比第(3)列更大，這可能是因?yàn)椋啾葯C(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)，生存型創(chuàng)業(yè)的市場(chǎng)準(zhǔn)入門檻和資金技術(shù)要求更低，降低城市的落戶門檻能夠節(jié)約農(nóng)村流動(dòng)人口的遷移成本，降低創(chuàng)業(yè)的資金約束，在創(chuàng)業(yè)資金有限的情況下，農(nóng)村流動(dòng)人口更傾向于選擇創(chuàng)業(yè)門檻較低、經(jīng)營(yíng)方式靈活的生存型創(chuàng)業(yè)，而非風(fēng)險(xiǎn)較高的機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)。

表3 基準(zhǔn)回歸:落戶門檻對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)的影響

從控制變量的系數(shù)來看，在個(gè)體層面，戶主特征與家庭特征的結(jié)果與大部分文獻(xiàn)的結(jié)論基本一致。男性、低學(xué)歷、流動(dòng)時(shí)間更長(zhǎng)以及隨遷家庭成員更多的農(nóng)村流動(dòng)人口更有可能開展創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，年齡與創(chuàng)業(yè)選擇之間存在倒U型關(guān)系，老家有承包地對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)有阻礙作用。若農(nóng)村流動(dòng)人口主要與本地人進(jìn)行往來，對(duì)宗族、同鄉(xiāng)等緊密型社會(huì)資本的依附關(guān)系較弱，則較難通過同鄉(xiāng)等原有社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系獲得創(chuàng)業(yè)資金支持，降低創(chuàng)業(yè)的可能性。家庭總收入和家庭總支出對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)均有積極影響。在城市層面，外商投資占工業(yè)總產(chǎn)值的比重對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)有顯著的負(fù)向影響。這是因?yàn)橥馍讨苯油顿Y是推動(dòng)產(chǎn)業(yè)升級(jí)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要方式，外商投資占工業(yè)總產(chǎn)值的比重越高，說明城市的工業(yè)化占據(jù)發(fā)展優(yōu)勢(shì)，將會(huì)吸引更多農(nóng)村流動(dòng)人口從事受雇工作，從而降低農(nóng)村流動(dòng)人口的創(chuàng)業(yè)概率。城市的高失業(yè)率會(huì)使農(nóng)村流動(dòng)人口被迫創(chuàng)業(yè)以維持生活，而非選擇高風(fēng)險(xiǎn)的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，因此生存型創(chuàng)業(yè)的系數(shù)顯著為正，而機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)的系數(shù)顯著為負(fù)。第三產(chǎn)業(yè)占比對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響，這可能是由于不同城市的第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在差異，主要依靠金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)和信息技術(shù)等支柱產(chǎn)業(yè)帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，消費(fèi)性服務(wù)業(yè)在吸納農(nóng)村流動(dòng)人口就業(yè)創(chuàng)業(yè)方面存在進(jìn)一步拓展的空間。

(二)工具變量回歸結(jié)果

本文使用IV-Probit方法處理模型可能存在的內(nèi)生性問題，回歸結(jié)果如表4所示。首先，檢驗(yàn)工具變量的有效性。在總體創(chuàng)業(yè)、生存型創(chuàng)業(yè)和機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)的回歸中，第一階段檢驗(yàn)的F值均大于10，拒絕了IV是弱工具變量的假設(shè)。此外，本文通過過度識(shí)別檢驗(yàn)驗(yàn)證工具變量的外生性，Sargan檢驗(yàn)的P值均大于0.1，表示不能拒絕所有工具變量均為外生的原假設(shè)，驗(yàn)證了IV的外生性。其次，表4的第(1)(3)(5)列分別展示了第一階段工具變量的回歸結(jié)果，均發(fā)現(xiàn)滯后一期(2000～2013年)的落戶門檻指數(shù)對(duì)當(dāng)期(2014～2016年)落戶門檻指數(shù)有顯著的正向影響，說明城市的落戶門檻具有時(shí)間上的正相關(guān)性。此外，1990年人均耕地面積對(duì)落戶門檻指數(shù)有顯著的負(fù)向影響。以上工具變量的回歸結(jié)果與理論預(yù)期相符，同時(shí)滿足工具變量的相關(guān)性和外生性條件。表4的第(2)(4)(6)列分別為總體創(chuàng)業(yè)、生存型創(chuàng)業(yè)和機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)的第二階段回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)在克服核心解釋變量的內(nèi)生性問題后，降低城市落戶門檻仍會(huì)提升農(nóng)村流動(dòng)人口總體創(chuàng)業(yè)、生存型創(chuàng)業(yè)和機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)的概率，并且對(duì)生存型創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用大于機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)，與基準(zhǔn)回歸的結(jié)果一致。

表4 工具變量回歸:落戶門檻對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)的影響

為了進(jìn)一步驗(yàn)證工具變量的有效性，本文在Conley 等(2012)提出的“近似外生工具變量”框架下，分別使用置信區(qū)間集合法(UCI)和近似零方法(LTZ)[31]，通過放松工具變量嚴(yán)格外生的假定，考察不同程度下兩個(gè)工具變量估計(jì)結(jié)果的變化(限于篇幅，估計(jì)結(jié)果未列示)?；赨CI方法的結(jié)果顯示，落戶門檻指數(shù)的估計(jì)系數(shù)在95%置信區(qū)間的上界均小于0，表明在近似外生工具變量的假設(shè)下，使用1990年人均耕地面積和滯后一期的落戶門檻指數(shù)作為工具變量得到的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的?；贚TZ方法的結(jié)果顯示，在近似外生的情況下，落戶門檻指數(shù)的系數(shù)均顯著為負(fù)，進(jìn)一步說明本文使用工具變量估計(jì)得到的結(jié)論是穩(wěn)健的。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了確保回歸結(jié)果的可靠性，本文從以下三個(gè)方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。第一，更換核心解釋變量，選取熵值法測(cè)算的落戶門檻指數(shù)進(jìn)行估計(jì)，相應(yīng)的工具變量也替換為熵值法測(cè)算的滯后一期落戶門檻指數(shù)，以排除因測(cè)算方法不同對(duì)結(jié)果產(chǎn)生的影響。第二，更換工具變量，借鑒張吉鵬等(2020)的做法，將工具變量1990年人均耕地面積替換為1990年糧食總量，以保證結(jié)論的可靠性[15]。第三，處理樣本的選擇性偏差?；趯?duì)自身能力的判斷與追求高收入的激勵(lì)，農(nóng)村流動(dòng)人口會(huì)選擇遠(yuǎn)距離遷移，而遠(yuǎn)距離遷移中篩選出來的個(gè)體往往具有較高的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力和創(chuàng)業(yè)概率[2]。因此，農(nóng)村流動(dòng)人口的流動(dòng)范圍可能是正向選擇的結(jié)果，將會(huì)影響估計(jì)的一致性。由于農(nóng)村流動(dòng)人口以跨省流動(dòng)為主，本文借鑒周穎剛等(2020)的做法[12]，使用IV-Heckman方法處理樣本的選擇性偏差。

實(shí)證結(jié)果如表5和表6所示。表5的前三列展示了更換核心解釋變量的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示，無論是總體創(chuàng)業(yè)、生存型創(chuàng)業(yè)還是機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)，降低城市的落戶門檻都能有效地促進(jìn)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)，且生存型創(chuàng)業(yè)的回歸系數(shù)絕對(duì)值大于機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)，總體與基準(zhǔn)回歸的結(jié)論保持一致。表5的后三列展示了更換工具變量為1990年糧食總量的結(jié)果，一階段F值均大于10，且通過了過度識(shí)別檢驗(yàn)，說明該工具變量是有效的。在總體創(chuàng)業(yè)和生存型創(chuàng)業(yè)回歸中，落戶門檻均呈現(xiàn)顯著的負(fù)向影響，機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)中的系數(shù)不顯著，但整體結(jié)果與基準(zhǔn)回歸基本一致。表6為控制跨省流動(dòng)群體的選擇性偏差的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)無論是總體創(chuàng)業(yè)、機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)還是生存型創(chuàng)業(yè)，跨省流動(dòng)的lambda系數(shù)顯著為正，說明農(nóng)村流動(dòng)人口受到能力等其他因素的影響而選擇跨省流動(dòng)。在克服了遺漏變量造成的正向選擇性偏差后，對(duì)于總體創(chuàng)業(yè)、生存型創(chuàng)業(yè)和機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)，落戶門檻的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)，并且對(duì)生存型創(chuàng)業(yè)的影響更大。這表明降低城市落戶門檻對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)具有顯著的促進(jìn)作用，進(jìn)一步說明本文的結(jié)論具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：更換核心解釋變量和工具變量

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：控制樣本自選擇偏誤

(四)影響機(jī)制分析

根據(jù)上文分析，降低城市的落戶門檻可能通過提高城市的人口集聚度和農(nóng)村流動(dòng)人口的長(zhǎng)期居留意愿兩個(gè)途徑促進(jìn)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)。參照陳樂等(2018)的做法，本文選用人口密度衡量城市的人口集聚程度[32]。參考楊雪和魏洪英(2019)的做法，根據(jù)2017年流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)中的問項(xiàng)“如果您打算留在本地，您預(yù)計(jì)自己將在本地留多久”，將回復(fù)“5年及以上”的定義為具有長(zhǎng)期居留意愿，賦值為1，其余賦值為0，視作無長(zhǎng)期居留意愿[33]。

表7展示了機(jī)制分析的估計(jì)結(jié)果。第(1)列展示了以人口集聚為機(jī)制變量的回歸結(jié)果，第(2)列展示了以農(nóng)村流動(dòng)人口長(zhǎng)期居留意愿為機(jī)制變量的回歸結(jié)果。第(1)列的結(jié)果顯示，落戶門檻的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，表明降低落戶門檻會(huì)顯著提升城市的人口密度。人口集聚帶來的知識(shí)溢出效應(yīng)與消費(fèi)需求的激增能夠創(chuàng)造出更多的就業(yè)機(jī)會(huì)[19]，從而提高農(nóng)村流動(dòng)人口在城市創(chuàng)業(yè)的可能性。第(2)列的結(jié)果顯示，落戶門檻的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，表明降低落戶門檻對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口的長(zhǎng)期居留意愿有顯著的促進(jìn)作用。農(nóng)村流動(dòng)人口在城市長(zhǎng)期居留有助于提升其開展創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的可能性。其一，長(zhǎng)期居留的農(nóng)村流動(dòng)人口在所在城市的社會(huì)融入程度更高，更容易獲得城市大量的創(chuàng)業(yè)信息并捕捉更多的創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)。其二，農(nóng)村流動(dòng)人口長(zhǎng)期居留有助于在當(dāng)?shù)亟V泛且穩(wěn)固的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系，積累更多的人脈，在創(chuàng)業(yè)時(shí)能夠獲得穩(wěn)定的客戶資源和供應(yīng)商等資源，提升創(chuàng)業(yè)成功概率。其三，農(nóng)村流動(dòng)人口在城市長(zhǎng)期居留，可以避免其在城市間頻繁流動(dòng)導(dǎo)致社會(huì)資本積累的中斷，能夠更容易在當(dāng)?shù)胤e累更多的資產(chǎn)和信譽(yù)，獲得創(chuàng)業(yè)初期所需的信貸資金，從而為開展創(chuàng)業(yè)活動(dòng)提供保障。上述結(jié)果意味著降低城市落戶門檻會(huì)通過提高城市的人口集聚度與農(nóng)村流動(dòng)人口的長(zhǎng)期居留意愿，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)。

表7 落戶門檻對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)決策的機(jī)制檢驗(yàn)

(五)異質(zhì)性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步考察城市落戶門檻對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)選擇的異質(zhì)性影響，本文區(qū)分流入地的城市規(guī)模、農(nóng)村流動(dòng)人口的受教育程度、年齡和家庭收入水平進(jìn)行分析。

1.區(qū)分城市規(guī)模?？紤]到落戶門檻與城市規(guī)模密切相關(guān)，降低戶籍門檻對(duì)人口吸引力的影響呈現(xiàn)“核心-廊道-邊緣-外圍”梯度遞減[34]，因而落戶門檻對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)的影響可能會(huì)因不同城市規(guī)模而產(chǎn)生差異。本文區(qū)分一線、二線、三線和四五線城市，探討城市規(guī)模的異質(zhì)性影響。表8的前四列結(jié)果顯示，一線城市與二線城市的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，其他城市的回歸系數(shù)均不顯著，表明規(guī)模更大的城市放寬落戶限制更有利于促進(jìn)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)。這是因?yàn)榇笠?guī)模城市經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，落戶約束效應(yīng)較強(qiáng)，放寬落戶限制會(huì)促進(jìn)更多的人口流入，發(fā)揮更大的人口集聚效應(yīng)，從而激發(fā)農(nóng)村流動(dòng)人口的創(chuàng)業(yè)活力；規(guī)模較小城市在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)總量等方面不占優(yōu)勢(shì)，降低落戶門檻較難發(fā)揮人口集聚效應(yīng)，更難促進(jìn)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)。

表8 異質(zhì)性檢驗(yàn):區(qū)分城市規(guī)模和受教育程度

2.區(qū)分受教育程度。作為理性的經(jīng)濟(jì)人，農(nóng)村流動(dòng)人口會(huì)綜合外部環(huán)境與自身能力進(jìn)行創(chuàng)業(yè)決策。根據(jù)2017年流動(dòng)人口監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)，約74.75%的創(chuàng)業(yè)者為初高中學(xué)歷，僅有9.65%為大專以上學(xué)歷，城市落戶門檻對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)的影響可能受到個(gè)體受教育程度的影響。本文區(qū)分小學(xué)教育(小學(xué)及以下)、中等教育(初高中)和高等教育(大專及以上)的農(nóng)村流動(dòng)人口進(jìn)行檢驗(yàn)，表8后三列匯報(bào)了相應(yīng)的回歸結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)，降低落戶門檻對(duì)創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用隨著受教育程度的提高而減弱。低學(xué)歷勞動(dòng)力通常面臨高流動(dòng)性和失業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)，城市放寬落戶條件，使其能夠享受城市發(fā)展的紅利，為該群體創(chuàng)業(yè)提供了更好的發(fā)展空間。高學(xué)歷群體在勞動(dòng)力就業(yè)市場(chǎng)中處于相對(duì)優(yōu)勢(shì)地位，擁有更多的就業(yè)機(jī)會(huì)，更傾向于選擇有就業(yè)保障和穩(wěn)定收入的受雇工作，而不愿承擔(dān)創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。

3.區(qū)分年齡。降低落戶門檻的創(chuàng)業(yè)促進(jìn)效應(yīng)與農(nóng)村流動(dòng)人口的年齡特征有關(guān)，本文將農(nóng)村流動(dòng)人口的年齡分為16～30歲、30～44歲與45歲以上三類進(jìn)行分析。表9的前三列顯示，放寬落戶條件對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用隨著年齡的增加而減弱。青年群體(16～30歲)的創(chuàng)業(yè)促進(jìn)效應(yīng)最強(qiáng)，這可能是因?yàn)榍嗄耆后w最具有打拼精神和創(chuàng)業(yè)潛力，城市降低落戶門檻會(huì)促進(jìn)勞動(dòng)力要素、技術(shù)與信息的自由流動(dòng)，更多的創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)容易激發(fā)該群體的創(chuàng)業(yè)熱情。中年群體(30～44歲)擁有一定的社會(huì)資本和城市生活經(jīng)驗(yàn)，對(duì)創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)有較強(qiáng)的識(shí)別和感知能力，降低落戶門檻也能在一定程度上促進(jìn)中年群體成為創(chuàng)業(yè)者。45歲以上群體可能具有更強(qiáng)的返鄉(xiāng)意愿，降低落戶門檻對(duì)該群體在城市開展創(chuàng)業(yè)活動(dòng)無顯著影響。

表9 異質(zhì)性檢驗(yàn): 區(qū)分年齡和收入

4.區(qū)分家庭收入水平。家庭財(cái)富是影響創(chuàng)業(yè)資本的重要因素，有創(chuàng)業(yè)意向的農(nóng)村流動(dòng)人口往往會(huì)受到初始創(chuàng)業(yè)資金的約束。本文使用月均家庭收入來衡量農(nóng)村流動(dòng)人口的資本水平，基于家庭收入的1/3分位點(diǎn)和2/3分位點(diǎn)，將樣本分成三等分，分別為低收入組、中等收入組和高收入組。表9后三列匯報(bào)了相應(yīng)的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)放寬城市落戶限制對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用隨著家庭總收入的增加而提升，表明家庭財(cái)富對(duì)緩解創(chuàng)業(yè)融資約束具有重要作用。城市降低落戶門檻，將帶來更多的創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)，高收入家庭能為農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)提供穩(wěn)定的資金支持，將創(chuàng)業(yè)意愿轉(zhuǎn)化為創(chuàng)業(yè)行為。

五、結(jié)論與建議

本文以新一輪戶籍制度改革為背景，采用2014～2016年120個(gè)城市的落戶門檻指數(shù)與2017年流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)，探討了城市落戶門檻對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)選擇的影響，研究結(jié)果表明：(1)城市降低落戶門檻有助于提升農(nóng)村流動(dòng)人口的創(chuàng)業(yè)概率，且對(duì)生存型創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用大于機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)。上述結(jié)果在更換解釋變量、更換工具變量、控制樣本選擇性偏差后仍然穩(wěn)健。(2)機(jī)制分析發(fā)現(xiàn)，降低落戶門檻通過促進(jìn)城市人口集聚、提升農(nóng)村流動(dòng)人口在城市的長(zhǎng)期居留意愿促進(jìn)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)。(3)異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，降低落戶門檻對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用在大規(guī)模城市、低學(xué)歷、高家庭收入和年輕農(nóng)村流動(dòng)人口群體中更明顯。

當(dāng)前是我國破除戶籍制度困境、提升新型城鎮(zhèn)化質(zhì)量的關(guān)鍵時(shí)期，宜對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)出臺(tái)精準(zhǔn)政策，發(fā)揮創(chuàng)業(yè)帶動(dòng)就業(yè)的倍增效應(yīng)?；谏鲜鼋Y(jié)論，本文提出如下政策建議：

第一，持續(xù)深化戶籍制度改革，放開放寬城市戶籍門檻。本文發(fā)現(xiàn)，降低落戶門檻對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用隨城市規(guī)模的擴(kuò)大而增強(qiáng)，新時(shí)期應(yīng)持續(xù)深化戶籍制度改革，推進(jìn)人口流入核心地區(qū)和重點(diǎn)城市，降低落戶門檻。一二線城市要因地制宜調(diào)整農(nóng)村流動(dòng)人口的落戶政策，一方面，適當(dāng)調(diào)整城市的積分落戶制度，推動(dòng)學(xué)歷年限與穩(wěn)定就業(yè)年限或繳納社保年限進(jìn)行積分等價(jià)互換，促進(jìn)低學(xué)歷但具有一定就業(yè)創(chuàng)業(yè)能力的農(nóng)村流動(dòng)人口在當(dāng)?shù)芈鋺?；另一方面，農(nóng)村流動(dòng)人口的落戶政策應(yīng)當(dāng)以穩(wěn)定就業(yè)年限和居住年限(包括租賃房屋的居住)為主要依據(jù)，降低創(chuàng)業(yè)落戶的年限，鼓勵(lì)有創(chuàng)業(yè)意愿和落戶意愿的農(nóng)村流動(dòng)人口在當(dāng)?shù)芈鋺?。中小城市則既要全面放開落戶限制，積極推動(dòng)農(nóng)村流動(dòng)人口在當(dāng)?shù)芈鋺?，又要聚焦本地產(chǎn)業(yè)發(fā)展、基礎(chǔ)設(shè)施和經(jīng)濟(jì)建設(shè)等方面，培育發(fā)展適合當(dāng)?shù)刭Y源稟賦的優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)和特色經(jīng)濟(jì)，優(yōu)化創(chuàng)業(yè)的外部環(huán)境，從而更好地促進(jìn)農(nóng)村流動(dòng)人口開展創(chuàng)業(yè)活動(dòng)[35]。

第二，重點(diǎn)加強(qiáng)對(duì)低學(xué)歷農(nóng)村流動(dòng)人口群體的創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)。本文發(fā)現(xiàn)降低城市的落戶門檻更有利于低學(xué)歷的農(nóng)村流動(dòng)人口開展創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，獲得創(chuàng)業(yè)收益。然而，該群體在職業(yè)技能和創(chuàng)業(yè)經(jīng)驗(yàn)等方面較為缺失，地方政府應(yīng)對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口基本信息等情況展開調(diào)查并登記入冊(cè)，大力開展適合農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)的技能培訓(xùn)專項(xiàng)行動(dòng)，使有創(chuàng)業(yè)意愿和培訓(xùn)需求的農(nóng)村流動(dòng)人口都能獲得培訓(xùn)機(jī)會(huì)。各地可依托人力資源社會(huì)保障部門公共創(chuàng)業(yè)服務(wù)機(jī)構(gòu)，提供創(chuàng)業(yè)信息咨詢、創(chuàng)業(yè)營(yíng)銷策略課程、創(chuàng)業(yè)法律知識(shí)普及以及創(chuàng)業(yè)模擬實(shí)訓(xùn)等服務(wù)，提升農(nóng)村流動(dòng)人口的創(chuàng)業(yè)能力和創(chuàng)業(yè)質(zhì)量。

第三，完善資金扶持政策，鼓勵(lì)農(nóng)村流動(dòng)人口開展創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。本文發(fā)現(xiàn)，放寬城市落戶限制更有助于高家庭收入、年輕的農(nóng)村流動(dòng)人口群體創(chuàng)業(yè)，而資金不足是阻礙創(chuàng)業(yè)的重要因素，尤其會(huì)打消年輕群體的創(chuàng)業(yè)積極性。首先，政府應(yīng)實(shí)施創(chuàng)業(yè)擔(dān)保貸款扶持、一次性創(chuàng)業(yè)補(bǔ)貼等相關(guān)優(yōu)惠政策，緩解農(nóng)村流動(dòng)人口的創(chuàng)業(yè)融資約束，對(duì)于首次創(chuàng)業(yè)的年輕群體，在符合一定條件的情況下，可提高一次性創(chuàng)業(yè)補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)和創(chuàng)業(yè)貸款額度。其次，政府可以出臺(tái)創(chuàng)業(yè)稅費(fèi)優(yōu)惠政策，在一定期限內(nèi)以規(guī)定的限額，扣減當(dāng)年實(shí)際應(yīng)繳納的相關(guān)稅費(fèi)，降低創(chuàng)業(yè)的稅收負(fù)擔(dān)，激發(fā)農(nóng)村流動(dòng)人口的創(chuàng)業(yè)熱情。

綜上所述，本文探究了新一輪戶籍制度改革下城市落戶門檻對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)決策的影響，證實(shí)了降低城市落戶門檻對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用。與此同時(shí)，本文也存在不足之處。囿于相關(guān)數(shù)據(jù)的限制，我們主要使用2014～2016年落戶門檻指數(shù)匹配2017年流動(dòng)人口監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)進(jìn)行了研究，在數(shù)據(jù)可得的情況下，采用面板數(shù)據(jù)研究城市落戶門檻對(duì)農(nóng)村流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)決策的動(dòng)態(tài)影響將是未來的研究方向。

注釋：

①https://baijiahao.baidu.com/s?id=1659565981105659282&wfr=spider&for=pc。

②http://hb.ifeng.com/c/89QUhKvYkyN。

③等權(quán)重法與熵值法都是對(duì)標(biāo)準(zhǔn)化處理后的各項(xiàng)指標(biāo)賦予相應(yīng)的權(quán)重，進(jìn)而計(jì)算各城市的落戶門檻指數(shù)。區(qū)別在于前者賦予各項(xiàng)指標(biāo)以相同權(quán)重，后者則根據(jù)各項(xiàng)觀測(cè)指標(biāo)信息的大小來確定權(quán)重。投影尋蹤法主要用于分析和處理高維度、非線性和非正態(tài)數(shù)據(jù)，基本思想是將高維數(shù)據(jù)投影至低維空間上，構(gòu)造投影指標(biāo)函數(shù)，通過最優(yōu)化求解得到各樣本指標(biāo)的投影值，最后對(duì)不同城市的落戶門檻值進(jìn)行排序。

④本文的核心解釋變量落戶門檻指數(shù)是根據(jù)不同城市的普通就業(yè)落戶政策，使用投影尋蹤模型測(cè)算的數(shù)值。該指數(shù)已去除量綱，是一個(gè)相對(duì)值，主要用于對(duì)比不同城市的落戶政策差異。在研究城市落戶門檻帶來的影響時(shí)，我們更關(guān)注回歸系數(shù)的方向和顯著性。

⑤生存型創(chuàng)業(yè)人數(shù)：85190-58687=26503，機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)人數(shù)：85190-80387=4803，總創(chuàng)業(yè)者人數(shù)：26503+4803=31306，其中，生存型創(chuàng)業(yè)者占總創(chuàng)業(yè)者的84.66%。