摘" 要：優(yōu)化勞動(dòng)力市場(chǎng)的性別結(jié)構(gòu)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。基于2010—2020年CFPS

六期的追蹤調(diào)查

數(shù)據(jù)研究創(chuàng)業(yè)的性別差異問題，

結(jié)果顯示，中國(guó)男性創(chuàng)業(yè)比例持續(xù)高于女性，但這一差異逐期收斂。

應(yīng)用廣義傾向得分匹配（GPSM）和工具變量法控制同群效應(yīng)的“反射”問題。

分析認(rèn)為，同群效應(yīng)不僅對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)存在顯著的正向效應(yīng)，而且對(duì)男性和女性的影響是不同的。從不同世代的角度來看，同群效應(yīng)對(duì)個(gè)人創(chuàng)業(yè)行為存在代際傳遞效應(yīng)和性別趨同性，女性創(chuàng)業(yè)受到母親行為的影響更大，男性創(chuàng)業(yè)受到父親行為的影響更大；從同世代的角度來看，女性創(chuàng)業(yè)主要受到同群女性創(chuàng)業(yè)行為的影響，男性創(chuàng)業(yè)主要受到同群男性創(chuàng)業(yè)行為的影響，且同群效應(yīng)對(duì)女性創(chuàng)業(yè)的影響大于男性；同群效應(yīng)對(duì)個(gè)體創(chuàng)業(yè)概率的影響呈現(xiàn)先遞增后遞減的非線性特征，因此，同群效應(yīng)對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的正向作用是短期的。異質(zhì)性分析表明，在生存型創(chuàng)業(yè)中，同群效應(yīng)對(duì)女性創(chuàng)業(yè)的影響顯著大于男性，在機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)中沒有顯著的性別差異；男性主導(dǎo)型行業(yè)中，同群效應(yīng)對(duì)女性創(chuàng)業(yè)的影響顯著大于男性，而女性主導(dǎo)型行業(yè)中，創(chuàng)業(yè)的同群效應(yīng)沒有顯著的性別差異。

在控制了人口流動(dòng)導(dǎo)致的自選擇問題后，研究結(jié)論仍然是穩(wěn)健的。政府應(yīng)重視創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)，推進(jìn)信息和資源的共享性，同時(shí)，中國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)激勵(lì)機(jī)制設(shè)計(jì)應(yīng)著眼于從結(jié)構(gòu)上提高人力資本和行業(yè)的匹配度，實(shí)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)性別結(jié)構(gòu)的

平衡。

收稿日期：2023-05-16；修訂日期：2023-12-20

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金面上項(xiàng)目“可持續(xù)生計(jì)分析視閾下農(nóng)戶動(dòng)態(tài)貧困的識(shí)別及其治理機(jī)制研究”（20BGL179）。

作者簡(jiǎn)介：焦娜，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授; 劉輝，管理學(xué)博士，湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授。

關(guān)鍵詞：創(chuàng)業(yè)；性別差異；同群效應(yīng)；廣義傾向得分匹配；工具變量

中圖分類號(hào)：C913.68；F241.4" 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A" 文章編號(hào)：1000-4149（2024）02-0104-20

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2024.00.013

一、引言

2022年10月中共中央二十大報(bào)告明確提出了“實(shí)施就業(yè)優(yōu)先戰(zhàn)略”。促進(jìn)創(chuàng)業(yè)的就業(yè)聯(lián)動(dòng)效應(yīng)，是實(shí)現(xiàn)共同富裕的基礎(chǔ)。創(chuàng)業(yè)不僅是勞動(dòng)力就業(yè)崗位的有力補(bǔ)充，而且可以創(chuàng)造更多的就業(yè)崗位，有利于提高社會(huì)不同群體的就業(yè)率。隨著女性成為創(chuàng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的中堅(jiān)力量，創(chuàng)業(yè)的性別差異問題引起了實(shí)踐界和學(xué)者們的高度關(guān)注。女性創(chuàng)業(yè)是指由女性創(chuàng)立并擔(dān)任創(chuàng)業(yè)企業(yè)的主要管理者角色。據(jù)統(tǒng)計(jì)，全球約2.74億女性正在創(chuàng)辦或經(jīng)營(yíng)企業(yè)

數(shù)據(jù)來源：《全球創(chuàng)業(yè)觀察——女性創(chuàng)業(yè)報(bào)告2021》。。

全球創(chuàng)業(yè)觀察組織

（Global Entrepreneurship Monitor，GEM）的報(bào)告指出，過去20年創(chuàng)業(yè)的性別不平等發(fā)生了較大的改善，2001年女性創(chuàng)業(yè)參與率只有男性創(chuàng)業(yè)的50%，而2022年女性創(chuàng)業(yè)的參與率達(dá)到了男性創(chuàng)業(yè)的80%

數(shù)據(jù)來源：《花旗GPS——女性創(chuàng)業(yè)者2022》。

。2022年，中國(guó)性別平等指數(shù)為0.682，在經(jīng)濟(jì)活動(dòng)機(jī)會(huì)和參與方面發(fā)生了較大程度的改善

數(shù)據(jù)來源：《全球性別差距報(bào)告2022》。。

中國(guó)女性創(chuàng)業(yè)者的數(shù)目和質(zhì)量都在飛速提升，女性就業(yè)領(lǐng)域也得到了極大擴(kuò)展，創(chuàng)業(yè)的性別比率接近于1，是亞洲性別差異最小的國(guó)家數(shù)據(jù)來源：《全球創(chuàng)業(yè)觀察——女性創(chuàng)業(yè)報(bào)告2019/2020》。。應(yīng)用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）的數(shù)據(jù)，圖1統(tǒng)計(jì)對(duì)比了2010—2020年創(chuàng)業(yè)的性別比例，結(jié)果顯示，中國(guó)在過去的近10年中，男性創(chuàng)業(yè)比例持續(xù)顯著高于女性，但是差異逐年縮小。

從宏觀視角來看，勞動(dòng)力市場(chǎng)中女性參與活動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和發(fā)展相關(guān)聯(lián)，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)性可以提高生產(chǎn)率，經(jīng)濟(jì)決策中女性活動(dòng)的增加，本質(zhì)上就是稀缺資源（人力資本）的有效分配 ［1］。在美國(guó)，這一資源分配的優(yōu)化促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提高了20%—40%［2］。從微觀視角來看，越來越多的商業(yè)案例證明女性也是“人才池（talent pool）”的來源，生產(chǎn)率高的女性的投資回報(bào)更高，且人力資本的多樣化可以實(shí)現(xiàn)更好的決策和更高的生產(chǎn)率。相反的，性別不平等會(huì)導(dǎo)致資源配置的無效率，而持續(xù)性的無效資源配置，即女性勞動(dòng)的低回報(bào)率會(huì)導(dǎo)致人力資本投資的不足［3］。目前中國(guó)學(xué)術(shù)界對(duì)創(chuàng)業(yè)的性別差異研究相對(duì)有限，但是大都肯定了中國(guó)女性平均創(chuàng)業(yè)率低于男性［4-7］

倪云松（2022）應(yīng)用北京大學(xué)“中國(guó)家庭追蹤調(diào)查”（CFPS） 2014年和2016年的數(shù)據(jù)，

統(tǒng)計(jì)出在20—65歲的人口中，男性創(chuàng)業(yè)的比例為11.75%，女性創(chuàng)業(yè)的比例為8.27%；強(qiáng)國(guó)令（2022）統(tǒng)計(jì)了2016年和2018年的數(shù)據(jù)，女性創(chuàng)業(yè)的比例則是11%。

。

基于此，本研究應(yīng)用同群效應(yīng)來解釋中國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)中創(chuàng)業(yè)性別差異的特征，旨在回答為什么一些人能夠成為創(chuàng)業(yè)者？為什么中國(guó)創(chuàng)業(yè)的性別差異逐年下降？同群效應(yīng)對(duì)創(chuàng)業(yè)行為的影響機(jī)制及其性別差異表現(xiàn)形式是什么？研究的現(xiàn)實(shí)意義在于，通過激發(fā)中國(guó)勞動(dòng)者創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的內(nèi)生動(dòng)力，進(jìn)而為創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略和改善創(chuàng)業(yè)外部環(huán)境的政策實(shí)施提供助力；同時(shí)，保障女性從更平等、更充分、更高質(zhì)量的就業(yè)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)中共享經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果，推動(dòng)釋放性別紅利。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假說

1.同群效應(yīng)及其識(shí)別方法

由于人們的活動(dòng)具有社會(huì)性，行為和決策不可避免地受到周圍環(huán)境和群體的影響，即存在同群效應(yīng)（peer effect）。社會(huì)科學(xué)包括教育學(xué)、社會(huì)學(xué)以及公共經(jīng)濟(jì)學(xué)等領(lǐng)域中有大量的研究聚焦于同群效應(yīng)的作用。同群效應(yīng)的作用機(jī)制主要包括社會(huì)規(guī)范和社會(huì)互動(dòng)：

一方面，同群效應(yīng)會(huì)在特定群體內(nèi)部形成行為規(guī)范，進(jìn)而影響群體中每個(gè)個(gè)體的決策行為［8］；另一方面，勞動(dòng)者在工作環(huán)境中的交流和互動(dòng)會(huì)影響生產(chǎn)率，對(duì)生產(chǎn)率低下的勞動(dòng)者可以產(chǎn)生激勵(lì)作用

（即“同群壓力”），這也有利于知識(shí)和技術(shù)的外溢（即“外溢效應(yīng)”），最終實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)率的進(jìn)步。

同群壓力意味著勞動(dòng)者面臨經(jīng)濟(jì)利益和社會(huì)激勵(lì)的雙重壓力，可以緩解“搭便車”問題，提高生產(chǎn)效率［9-10］。也有學(xué)者指出，同群效應(yīng)的作用機(jī)制也可以通過互補(bǔ)性、社會(huì)學(xué)習(xí)以及風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)等來實(shí)現(xiàn)［11-12］。

均值線性模型是最廣泛應(yīng)用于同群效應(yīng)識(shí)別的方法。但不可觀測(cè)因素的關(guān)聯(lián)性可能導(dǎo)致群體間的相關(guān)性，例如群體選擇的內(nèi)生性，此外，由于研究主體間互動(dòng)存在聯(lián)立性，也很難區(qū)分群體行為（又稱內(nèi)生同群效應(yīng)）和群體特征（又稱外生同群效應(yīng)）的影響，即樣本選擇問題和反射問題是同群效應(yīng)識(shí)別面臨的兩大挑戰(zhàn)［13］。布拉穆萊（Bramoull）等從空間經(jīng)濟(jì)學(xué)的視角拓展了線性均值模型，即主體存在各自的對(duì)照群體，這些同群個(gè)體的平均產(chǎn)出和特征可以影響研究的主體，因此通過直接的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)形成社會(huì)互動(dòng)結(jié)構(gòu)，在此結(jié)構(gòu)中存在自然的排斥機(jī)制［14］。在忽略關(guān)聯(lián)效應(yīng)的前提下，可以通過同群的同群來實(shí)現(xiàn)對(duì)內(nèi)生同群效應(yīng)的識(shí)別，或使用合理的工具變量［15-16］。此外，非線性模型也能在一定程度上避免反射問題［17］。

2.創(chuàng)業(yè)的同群效應(yīng)研究與理論假設(shè)

近年來，勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)相關(guān)文獻(xiàn)開始強(qiáng)調(diào)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的重要性，認(rèn)為個(gè)體行為通過間接和直接方式與其鄰里以及同伴相互關(guān)聯(lián)，個(gè)體行為本身就是共同知識(shí)和信息，就業(yè)信息、知識(shí)的傳遞以及工作或者勞動(dòng)行為的模仿與學(xué)習(xí)是社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的重要作用渠道。創(chuàng)業(yè)網(wǎng)絡(luò)不僅可以提高資本、勞動(dòng)、技能、信息、咨詢建議和機(jī)會(huì)的可獲得性，也有利于風(fēng)險(xiǎn)的分?jǐn)偅虼?，?chuàng)業(yè)網(wǎng)絡(luò)是個(gè)體創(chuàng)業(yè)決策的重要決定因素［18］。同群效應(yīng)是創(chuàng)業(yè)網(wǎng)絡(luò)重要的作用機(jī)制，國(guó)內(nèi)外學(xué)者針對(duì)創(chuàng)業(yè)的同群效應(yīng)展開了廣泛的研究，并取得了豐富的成果，雖然少數(shù)研究也指出創(chuàng)業(yè)的同群效應(yīng)可能會(huì)降低個(gè)體創(chuàng)業(yè)率，有創(chuàng)業(yè)背景的同群比例越高會(huì)降低沒有創(chuàng)業(yè)背景的個(gè)人創(chuàng)業(yè)率，

其原因在于同群效應(yīng)顯著降低了失敗創(chuàng)業(yè)者的比例，但是對(duì)成功創(chuàng)業(yè)者的比例卻沒有顯著影響，

因而最終導(dǎo)致總體創(chuàng)業(yè)率下降［19］。更多的研究肯定了同群效應(yīng)對(duì)個(gè)體創(chuàng)業(yè)的正向作用，作用機(jī)制主要包括榜樣效應(yīng)和知識(shí)溢出效應(yīng)［10，20］。在工作場(chǎng)所中，有曾經(jīng)創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的同事會(huì)增加其個(gè)人創(chuàng)業(yè)的概率［21］。同群者的流動(dòng)經(jīng)歷和創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷對(duì)創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)認(rèn)知和創(chuàng)業(yè)資源的整合能力具有積極作用［22-23］。同群效應(yīng)作用的主要途徑包括社區(qū)鄰里互動(dòng)、個(gè)體對(duì)創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)和風(fēng)險(xiǎn)等問題的認(rèn)知，以及榜樣與模仿行為等方面。根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，創(chuàng)業(yè)行為是個(gè)人的理性決策，風(fēng)險(xiǎn)成本和風(fēng)險(xiǎn)收益并存。

基于此，本文提出假設(shè)1。

H1：同群效應(yīng)對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)存在顯著的正向作用。

同群效應(yīng)不僅反映在地理和空間位置上，也反映在時(shí)間的代際存續(xù)上，不同世代之間同樣存在信息流動(dòng)和榜樣示范，因此父母也是子女重要的同群主體。研究發(fā)現(xiàn)，一些人能夠成為創(chuàng)業(yè)者最為關(guān)鍵的因素是來自父母的遺傳因素，父母創(chuàng)業(yè)可以增加子女成為創(chuàng)業(yè)者的概率約30%—200%［24-28］，具體區(qū)分為遺傳先天因素（

生物學(xué)父母的創(chuàng)業(yè)狀態(tài)）和后天培養(yǎng)因素（收養(yǎng)父母的創(chuàng)業(yè)狀態(tài)），

生物學(xué)父母的創(chuàng)業(yè)反映了基因遺傳對(duì)子女創(chuàng)業(yè)的影響，即基因遺傳顯著增加了子女的創(chuàng)業(yè)概率。基于此，很多研究論證了父母創(chuàng)業(yè)行為作為子女創(chuàng)業(yè)工具變量的合理性［29-30］。一些學(xué)者從遺傳學(xué)和生物學(xué)的基因因素方面解釋了創(chuàng)業(yè)的性別差異［31-32］，發(fā)現(xiàn)遺傳基因?qū)ε詣?chuàng)業(yè)的影響大于男性，其主要通過提高資本累積和組織的能力、增強(qiáng)創(chuàng)業(yè)意愿和未來創(chuàng)業(yè)偏好來影響個(gè)人的創(chuàng)業(yè)行為［33-34］，父親和母親對(duì)女兒和兒子的影響存在差異［24］。因此，本文從時(shí)間或者世代的維度對(duì)同群效應(yīng)的特征提出假設(shè)2。

H2：同群效應(yīng)對(duì)個(gè)人創(chuàng)業(yè)行為存在代際間的傳遞效應(yīng)，且具有性別趨同性，即女性創(chuàng)業(yè)受母親行為的影響更大，男性創(chuàng)業(yè)受到父親行為的影響更大。

已有關(guān)于創(chuàng)業(yè)性別差異的持續(xù)性及其原因的解釋，主要包括：由于性別之間存在偏好和自信能力的差異，在面臨競(jìng)爭(zhēng)性和創(chuàng)新性工作或項(xiàng)目時(shí)，女性比男性表現(xiàn)更差，

女性往往

規(guī)避競(jìng)爭(zhēng)型且偏好合作型，這最終導(dǎo)致男性和女性職業(yè)發(fā)展差異具有持續(xù)性［35］。一些研究證明，同群效應(yīng)在小的群體中對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響比在大的群體明顯更大，因此同群效應(yīng)的性別內(nèi)部同群效應(yīng)大于性別之間［36］?，F(xiàn)有經(jīng)驗(yàn)研究證明了同性別榜樣效應(yīng)的存在，且人們傾向于近距離或同性別行為榜樣，遠(yuǎn)距離或著名的創(chuàng)業(yè)者對(duì)個(gè)人創(chuàng)業(yè)行為幾乎沒有影響［37-38］。從性別差異的視角來看，勞動(dòng)力市場(chǎng)中，女性偏好互助協(xié)作型職業(yè)，而男性偏好相對(duì)獨(dú)立性工作，女性更為社會(huì)性且需要?dú)w屬感，因此，同群效應(yīng)對(duì)女性的影響顯著大于男性［9，39］。同群效應(yīng)的行為榜樣效應(yīng)對(duì)創(chuàng)業(yè)認(rèn)知階段的影響大于實(shí)施階段，對(duì)女性創(chuàng)業(yè)的影響大于男性［40-41］。同群效應(yīng)不僅存在父母與子女代際之間的性別趨同性，同世代之間也存在性別差異性，據(jù)此提出假設(shè)3。

H3：創(chuàng)業(yè)的同群效應(yīng)存在顯著的性別差異，女性創(chuàng)業(yè)主要受到同群女性創(chuàng)業(yè)行為的影響，男性創(chuàng)業(yè)主要受到同群男性創(chuàng)業(yè)行為的影響，且同群效應(yīng)對(duì)女性創(chuàng)業(yè)的影響大于男性。

社區(qū)內(nèi)同類群體（或種族）的就業(yè)比例越高，社區(qū)就業(yè)率對(duì)個(gè)體就業(yè)率和就業(yè)收入的積極影響越大［42］。已有研究指出，同群效應(yīng)來源于群體互動(dòng)，信息的外溢和共享強(qiáng)化了同群效應(yīng)，但是同群效應(yīng)發(fā)揮作用的過程中存在一個(gè)門檻值，當(dāng)同群變量低于該門檻值時(shí)，同群效應(yīng)不顯著; 當(dāng)同群變量高于該門檻值時(shí)，同群效應(yīng)才能充分發(fā)揮作用，

因此，同群效應(yīng)具有門檻和非線性特征［43-46］，社會(huì)互動(dòng)縮短了社會(huì)距離，對(duì)同群效應(yīng)有正向影響，當(dāng)個(gè)體從事勞動(dòng)交換等行為擠占社會(huì)互動(dòng)時(shí)間時(shí)，同群效應(yīng)會(huì)降低［47］；此外，同群效應(yīng)存在飽和性（或“天花板效應(yīng)”），當(dāng)同群比例處于較低水平時(shí)，可以為同群個(gè)體行為決策提供信息，隨著同群比例的提高，信息產(chǎn)生冗余，邊際價(jià)值遞減且無效［48］。同群的創(chuàng)業(yè)比例低于閾值，社會(huì)互動(dòng)和信息外溢對(duì)個(gè)人創(chuàng)業(yè)具有積極作用，隨著同群創(chuàng)業(yè)比例的提高，信息逐漸飽和甚至冗余因而會(huì)價(jià)值遞減，

同群效應(yīng)

對(duì)個(gè)體創(chuàng)業(yè)的正向效應(yīng)影響邊際遞減。對(duì)此，本文提出假設(shè)4。

H4：創(chuàng)業(yè)的同群效應(yīng)存在非線性特征，即隨著創(chuàng)業(yè)比例的提高，同群效應(yīng)對(duì)個(gè)人創(chuàng)業(yè)決策的影響邊際遞增，達(dá)到一定的閾值后邊際遞減。

三、變量、數(shù)據(jù)與實(shí)證策略

1.變量與數(shù)據(jù)說明

本文主要應(yīng)用了CFPS 2010—2020年六輪調(diào)查數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)覆蓋了全國(guó)25個(gè)省份將近全國(guó)95%以上人口，同時(shí)也使用了中國(guó)人民銀行以及

《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》相關(guān)年份的數(shù)據(jù)以控制樣本的地區(qū)固定效應(yīng)，形成包括個(gè)人、家戶及其所在地域的層級(jí)數(shù)據(jù)。主要被解釋變量“創(chuàng)業(yè)或自營(yíng)”屬于0—1二分類離散變量。在CFPS數(shù)據(jù)中，對(duì)社區(qū)/村一級(jí)的樣本創(chuàng)業(yè)行為進(jìn)行統(tǒng)計(jì)后可以計(jì)算出同社區(qū)/村的平均創(chuàng)業(yè)比例，同時(shí)去除受訪樣本，構(gòu)建了分性別的樣本同群效應(yīng)指標(biāo)如下：

Entfk-i，t=1N-1∑Nn≠iEntfknt" k=f，m（1）

Entmk-i，t=1N-1∑Nn≠iEntmknt" k=m，f（2）

式（1）代表樣本女性所在社區(qū)/村的女性創(chuàng)業(yè)比例（k=f）和男性創(chuàng)業(yè)比例（k=m）， 式（2）代表樣本男性所在社區(qū)/村的男性創(chuàng)業(yè)比例（k=m）和女性創(chuàng)業(yè)比例（k=f），式（1）和（2）是反映同群效應(yīng)的關(guān)鍵解釋變量。

表1的統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，女性創(chuàng)業(yè)比例低于男性，但是男性的創(chuàng)業(yè)比例逐年下降，兩者的差距趨于收斂；類似地，所有樣本的父親創(chuàng)業(yè)比例顯著高于母親。在此基礎(chǔ)上，通過對(duì)每一輪調(diào)查連續(xù)參訪的個(gè)人進(jìn)行匹配后，

本研究

最終獲得11810個(gè)連續(xù)六年參與受訪的樣本，主要樣本特征如表1所示?？刂谱兞堪▊€(gè)體特征（年齡、教育和婚姻狀態(tài)）以及家庭特征（人均住房面積、贍養(yǎng)比、商業(yè)保險(xiǎn)支出、家庭資產(chǎn)水平）；為了控制外生同群效應(yīng)（情景效應(yīng)），模型也納入樣本的地區(qū)層面特征，包括城鎮(zhèn)地區(qū)、人均小額貸款余額、人均GDP和地理區(qū)位，用于反映城鄉(xiāng)差異、小微企業(yè)從正規(guī)金融機(jī)構(gòu)獲得資金的程度以及地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度。

2.實(shí)證策略與研究設(shè)計(jì)

（1）廣義傾向得分匹配（GPSM）。

在CFPS調(diào)查數(shù)據(jù)的六期數(shù)據(jù)中，男性創(chuàng)業(yè)人數(shù)占總創(chuàng)業(yè)人數(shù)的61%，女性創(chuàng)業(yè)者人數(shù)少于男性創(chuàng)業(yè)者。個(gè)體所在同社區(qū)/村的創(chuàng)業(yè)比例并非是隨機(jī)事件，存在自選擇偏誤和反向因果等內(nèi)生性問題。為了控制內(nèi)生性，研究考慮使用匹配法來獲得除了性別和年份以外所有個(gè)體和家戶特征相似的實(shí)驗(yàn)樣本，那么兩組配對(duì)樣本之間的創(chuàng)業(yè)率平均差異本質(zhì)上是一個(gè)非參數(shù)估計(jì)量——平均處理效應(yīng)，由此可以獲得創(chuàng)業(yè)性別差異的穩(wěn)健估計(jì)值。

但是，與傳統(tǒng)二元處理變量不同的是，同群創(chuàng)業(yè)比例屬于連續(xù)性變量，取值區(qū)間為［0，1］，廣義傾向得分匹配適用于此類連續(xù)型變量的效應(yīng)評(píng)估。廣義傾向得分匹配具體實(shí)施過程如下。

首先，在給定協(xié)變量X的情形下估計(jì)處理強(qiáng)度（即同群創(chuàng)業(yè)比例）的條件期望［49］：

E（Ti|Xi）=F（β′Xi）（3）

由于同群創(chuàng)業(yè)比例不能滿足處理變量的正態(tài)性分布，式（3）假設(shè)了同群創(chuàng)業(yè)比例的指數(shù)族分布的公共形式，并使用廣義線性回歸的Gamma連接函數(shù)來

擬合同群創(chuàng)業(yè)比例的條件概率密

度，從而獲得連續(xù)型變量的預(yù)測(cè)傾向得分——廣義傾向得分Ri=r（Ti，Xi）。

其次，根據(jù)處理強(qiáng)度Ti和廣義傾向得分值Ri構(gòu)造估計(jì)同群創(chuàng)業(yè)比例的條件期望：

E（Yi|Ti=ti，

Ri=ri）=Φ（Ti，Ri，T2i，R2i，TiRi）

（4）

2010年數(shù)據(jù)中未提供金融資產(chǎn)，我們根據(jù)其他年度的處理方法，以儲(chǔ)蓄存款（savings）、股票（stock）、基金（funds）和別人欠自己家的錢（debit_other）之和來衡量。

度量創(chuàng)業(yè)行為的Yi屬于0—1二元離散變量，式（4）選擇使用 Probit估計(jì)并擬合得到平均劑量反應(yīng)μ（t）和處理效應(yīng)Δμ（t）：

μ（t）=1n∑ni=1Φti，r^i，t2i，r^2i，tir^i（5）

Δμ（t）=μ（t+Δt）-μ（t）（6）

其中，Δt=0.1，由于同群創(chuàng)業(yè)比例90%以上分布在取值區(qū)間［0，0.4］偏0值一端，

為此GPSM選擇在該區(qū)間按照處理強(qiáng)度區(qū)分為5組，計(jì)算傾向得分值并進(jìn)行匹配。

（2）同群效應(yīng)模型。

個(gè)人與社會(huì)的互動(dòng)效應(yīng)分為三類： 內(nèi)生效應(yīng)、外生效應(yīng)（情境效應(yīng)） 以及關(guān)聯(lián)效應(yīng)［13］。

基于此，提出如下假設(shè)：

E（y|x，z）=α+βE（y|x，z）+

E（z|x）′γ+x′δ+z′η（7）

其中，β就是同群的樣本行為對(duì)研究對(duì)象的影響——內(nèi)生同群效應(yīng)，但是同群樣本的個(gè)體特征同樣對(duì)研究對(duì)象的行為存在影響——外生效應(yīng)γ，最后就是和群體無關(guān)的未知因素（例如制度環(huán)境）對(duì)群體行為趨同的影響——關(guān)聯(lián)效應(yīng)（也稱“相關(guān)效應(yīng)”）δ。當(dāng)研究者觀察總體的行為分布特征時(shí)，試圖推斷某群體平均行為影響組成該群體的個(gè)體行為，那么就會(huì)出現(xiàn)“反射”（reflection）問題，導(dǎo)致無法準(zhǔn)確識(shí)別同群效應(yīng)。個(gè)體行為受到參照組行為的影響發(fā)生變化，進(jìn)而產(chǎn)生社會(huì)乘數(shù)，即個(gè)體行為和同群行為相互影響，最終擴(kuò)大同群效應(yīng)——經(jīng)濟(jì)學(xué)所謂的內(nèi)生性，無法準(zhǔn)確區(qū)分群體對(duì)個(gè)人的影響和個(gè)人對(duì)群體的影響，模型中表現(xiàn)為E（y|x，z）和E（y|x）之間的共線性；同時(shí)，樣本選擇問題導(dǎo)致的內(nèi)生性會(huì)導(dǎo)致混淆同群效應(yīng)和選擇效應(yīng)，這兩個(gè)問題是識(shí)別同群效應(yīng)的難點(diǎn)。

本文將同一社區(qū)/村的成員劃分為同一群體，分性別的同群效應(yīng)指標(biāo)Entfk-i，t和Entmk-i，t使用除受訪個(gè)體以外同社區(qū)（或村）的創(chuàng)業(yè)者比例來反映平均創(chuàng)業(yè)情況，為了控制反射問題，本研究使用工具變量法來控制同群效應(yīng)的內(nèi)生性問題，并使用個(gè)人特征、家戶特征以及地區(qū)特征以控制外生效應(yīng)和部分相關(guān)效應(yīng)。具體而言，給定z是樣本的個(gè)體特征（包括收入、職業(yè)、年齡和婚姻狀態(tài)等社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征），x是樣本所參照的同群屬性特征（包括家戶特征和地區(qū)特征）。被解釋變量屬于二分類0—1離散變量，由于普通Probit模型無法解決反射問題，需要采用IV-Probit對(duì)個(gè)體進(jìn)行聚類調(diào)整以控制模型中不可觀測(cè)的群體異質(zhì)性對(duì)估計(jì)結(jié)果的干擾。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

1.創(chuàng)業(yè)同群效應(yīng)的GPSM分析

與傳統(tǒng)的PSM類似，GPSM首先需要選擇合適的協(xié)變量來估計(jì)產(chǎn)出變量（創(chuàng)業(yè)行為）的條件期望，本研究主要使用了表1中個(gè)人和家戶特征變量，匹配出控制組和處理組具有相同同群創(chuàng)業(yè)比例的樣本，識(shí)別了同群效應(yīng)和個(gè)體創(chuàng)業(yè)概率的因果關(guān)系。首先，基于Gamma分布的廣義線性回歸結(jié)果，計(jì)算了廣義傾向分?jǐn)?shù)并進(jìn)行匹配，由于同群創(chuàng)業(yè)比例90%以上分布在取值區(qū)間［0，0.4］，因此，處理區(qū)間主要?jiǎng)澐譃?0%、20%、30%、40%和100%共五組。其次，估計(jì)處理強(qiáng)度和廣義傾向得分值進(jìn)而

構(gòu)造估計(jì)產(chǎn)出變量（創(chuàng)業(yè)行為）條件期望的模型，創(chuàng)業(yè)行為屬于0—1型離散變量，因此選擇Probit模型

來擬合創(chuàng)業(yè)的條件期望（見式（4）），并計(jì)算式（5）和式（6），分別得到同群創(chuàng)業(yè)比例的平均劑量反應(yīng)

（圖2（a））和不同的同群創(chuàng)業(yè)比例對(duì)個(gè)體創(chuàng)業(yè)的影響——處理效應(yīng)（圖2（b））。

圖2（a）顯示，隨著同群創(chuàng)業(yè)比例的提高，男性和女性的平均劑量反應(yīng)均呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系，表明個(gè)人創(chuàng)業(yè)概率先上升后下降。當(dāng)同群創(chuàng)業(yè)比例取值［0， 0.8］時(shí)，給定相同的同群創(chuàng)業(yè)比例，

女性創(chuàng)業(yè)概率顯著高于男性創(chuàng)業(yè)比例；同群創(chuàng)業(yè)比例達(dá)到80%以上后，女性創(chuàng)業(yè)概率顯著下降且快于男性。

圖2（b）計(jì)算了同群創(chuàng)業(yè)比例的增加對(duì)個(gè)體創(chuàng)業(yè)概率影響的變化，即處理效應(yīng)，從中可以看出

同群創(chuàng)業(yè)比例對(duì)個(gè)體創(chuàng)業(yè)概率的影響是單調(diào)遞減的，當(dāng)同群創(chuàng)業(yè)比例在［0， 0.5］ 區(qū)間時(shí)，同群效應(yīng)對(duì)個(gè)體創(chuàng)業(yè)概率的影響是邊際遞增的，同群創(chuàng)業(yè)比例

低于50%時(shí)，圖2（b）的處理效應(yīng)大于0；高于50%時(shí)，對(duì)個(gè)體創(chuàng)業(yè)概率的影響呈邊際遞減，圖2（b）的處理效應(yīng)小于0，表明創(chuàng)業(yè)市場(chǎng)存在競(jìng)爭(zhēng)性均衡，隨著創(chuàng)業(yè)數(shù)量逐漸飽和，行業(yè)的利潤(rùn)率下降，可能對(duì)個(gè)體創(chuàng)業(yè)存在擠出效應(yīng)。

需要指出的是，研究樣本的創(chuàng)業(yè)比例在40%以上的樣本量不足1%，難以保證研究結(jié)論的統(tǒng)計(jì)顯著性當(dāng)處理強(qiáng)度（同群比例）大于0.4，回歸結(jié)果的置信區(qū)間顯著變寬，模型有效性和預(yù)測(cè)能力下降。。GPSM可以部分控制選擇性偏誤以及樣本量產(chǎn)生的潛在偏誤問題，但是由于部分協(xié)變量難以滿足平衡性檢驗(yàn)，因而這一結(jié)論可能仍然存在偏誤，為此有必要進(jìn)一步應(yīng)用工具變量法來控制同群效應(yīng)識(shí)別過程中的內(nèi)生性問題，以獲得更為穩(wěn)健的結(jié)果。

2.IV-Probit模型和內(nèi)生性問題

（1）IV-Probit模型與工具變量選擇。

個(gè)體創(chuàng)業(yè)行為不僅受到鄰里創(chuàng)業(yè)行為的影響，也可能反向影響鄰里創(chuàng)業(yè)行為，即存在“反射”問題。但是從不同世代角度而言，即使年長(zhǎng)世代創(chuàng)業(yè)行為影響年輕世代創(chuàng)業(yè)行為，而從時(shí)序上看后者不會(huì)影響前者，

因此，本研究使用父輩和母輩創(chuàng)業(yè)行為作為工具變量。

此外，已有研究證明父親和母親對(duì)子女的影響是存在差異的［28］，據(jù)此將工具變量分為4個(gè)，包括男性樣本父親的創(chuàng)業(yè)率efsit、女性樣本父親的創(chuàng)業(yè)率efdit、男性樣本母親的創(chuàng)業(yè)率emsit和女性樣本母親的創(chuàng)業(yè)率emdit，那么個(gè)體創(chuàng)業(yè)行為不會(huì)影響其鄰里成員父母的創(chuàng)業(yè)行為，鄰里成員父母的創(chuàng)業(yè)行為會(huì)通過影響鄰里成員間接影響個(gè)體創(chuàng)業(yè)。據(jù)此使用上述工具變量進(jìn)行IV-Probit估計(jì)，第一階段回歸模型使用工具變量對(duì)內(nèi)生解釋變量

進(jìn)行回歸，設(shè)定如下：

Entfk-i，t=λffsefsit+λffdefdit+λfmsemsit+λfmdemdit+controls+εfit（8）

Entmk-i，t=λmfsefsit+λmfdefdit+λmmsemsit+λmmdemdit+controls+εmit（9）

其中，式（9）表示對(duì)女性子樣本進(jìn)行回歸，式（10）表示對(duì)男性子樣本進(jìn)行回歸。然后，分別應(yīng)用最大似然法進(jìn)行第二階段估計(jì)：

P（Yfit=1）=Φα0+∑k=f，mβfk Ent

fk-i，t+x′δ+z′η+λj+υt（10）

P（Ymit=1）=Φα0+∑k=m，fβmk Ent

mk-i，t+x′δ+z′η+λj+υt（11）

其中，

Yfit和Ymit分別表示樣本是否選擇創(chuàng)業(yè)，βfk和βmk是工具變量回歸得到的創(chuàng)業(yè)同群效應(yīng)，λj和υt分別控制了所在地區(qū)和時(shí)間固定效應(yīng)，為了避免異方差和組內(nèi)相關(guān)產(chǎn)生的偏誤，以及控制模型中無法觀測(cè)到的相關(guān)效應(yīng)對(duì)同群效應(yīng)產(chǎn)生的混淆影響，實(shí)際過程中使用聚類到個(gè)體層面的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

（2）“行為榜樣”的性別趨同性與內(nèi)生性問題。

已有研究認(rèn)為父母影響子女創(chuàng)業(yè)的機(jī)制路徑主要包括：子女可以繼承父母的家族企業(yè)；基于父母金融資產(chǎn)的傳承，子女可以以更低的成本創(chuàng)業(yè)；創(chuàng)業(yè)父母可以給子女提供更多的商業(yè)人力資本；創(chuàng)業(yè)父母可以傳遞給子女有效的職業(yè)技術(shù)方法和偏好。

這些傳承因素意味著子女創(chuàng)業(yè)可以降低機(jī)會(huì)成本和交易成本［24］。也有一些研究者指出創(chuàng)業(yè)父母給子女樹立了“行為榜樣”，子女的創(chuàng)業(yè)行為更多的是模仿自己的父母，而且“行為榜樣”更多地發(fā)生在同性別之間即存在趨同性［37］，也即女性更偏好于模仿女性“榜樣”——母親，男性更偏好于模仿男性“榜樣”——父親［28-29］。父母是子女重要的同群主體，本文使用父母創(chuàng)業(yè)比例來對(duì)子女創(chuàng)業(yè)比例進(jìn)行回歸。

表2應(yīng)用雙向固定效應(yīng)模型檢驗(yàn)了父母創(chuàng)業(yè)對(duì)子女創(chuàng)業(yè)的“行為榜樣”效應(yīng)，列（1）是女性子樣本的同群女性創(chuàng)業(yè)比例與其父母創(chuàng)業(yè)比例的回歸結(jié)果，列（2）是女性子樣本的同群男性創(chuàng)業(yè)比例與其父母創(chuàng)業(yè)比例的回歸結(jié)果，對(duì)比發(fā)現(xiàn)，母親創(chuàng)業(yè)對(duì)女性創(chuàng)業(yè)比例的正向影響更大，父親創(chuàng)業(yè)對(duì)男性創(chuàng)業(yè)比例的正向影響更大；類似地，列（3）是男性子樣本的

同群男

性創(chuàng)業(yè)比例與其父母創(chuàng)業(yè)比例的回歸結(jié)果，列（4）是男性子樣本的同群女性創(chuàng)業(yè)比例與其父母創(chuàng)業(yè)比例的回歸結(jié)果，結(jié)論相同。父母是子女的不同世代的同群，對(duì)子女的影響較大，這一結(jié)果證明了假設(shè)1，即同群效應(yīng)對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)存在顯著的正向效應(yīng)。無論是在哪一組子樣本中，與母親的創(chuàng)業(yè)行為相比，父親創(chuàng)業(yè)對(duì)女性創(chuàng)業(yè)影響程度較低，與父親的創(chuàng)業(yè)行為相比，母親創(chuàng)業(yè)對(duì)男性創(chuàng)業(yè)影響程度較低，證明了假設(shè)2，“行為榜樣”存在性別的趨同性，即女性創(chuàng)業(yè)受母親行為的影響更大，男性創(chuàng)業(yè)受到父親行為的影響更

大。據(jù)此，同社區(qū)/村中父親和母親的創(chuàng)業(yè)比例與其子女創(chuàng)業(yè)比例（創(chuàng)業(yè)同群效應(yīng)）存在因果關(guān)系，滿足工具變量相關(guān)性的條件。與此同時(shí)，所在同社區(qū)/村的父親和母親創(chuàng)業(yè)比例只能通過影響樣本父母或者樣本同群子女輩（排除樣本自身）間接影響個(gè)體創(chuàng)業(yè)，兩者不直接相關(guān)，理論上滿足外生性條件。經(jīng)驗(yàn)研究中，如果工具變量和誤差項(xiàng)存在相關(guān)性，工具變量回歸的估計(jì)結(jié)果是不一致的，過度識(shí)別檢驗(yàn)可以檢驗(yàn)工具變量是否外生。應(yīng)用過度識(shí)別檢驗(yàn)的前提是，存在的工具變量個(gè)數(shù)大于內(nèi)生變量的個(gè)數(shù)。當(dāng)工具變量外生時(shí)，那么只能通過內(nèi)生變量影響被解釋變量，而不存在其他途徑，與模型中的外生變量和殘差項(xiàng)無關(guān)，可以計(jì)算工具變量回歸后的殘差作為被解釋變量，外生變量和工具變量作為解釋變量。

如果工具變量的系數(shù)不顯著，意味著對(duì)殘差項(xiàng)沒有解釋能力，則工具變量是滿足外生性條件的。因此，研究過程中使用Amemiya-Lee-Newey（ALN）卡方統(tǒng)計(jì)量對(duì)工具變量進(jìn)行過度識(shí)別檢驗(yàn)，弱工具變量檢驗(yàn)使用AR和Wald統(tǒng)計(jì)量識(shí)別。

3.IV-Probit模型回歸結(jié)果分析

為了識(shí)別同群效應(yīng)的性別差異，

首先，將樣本分為女性和男性（k=f，m），分別在同社區(qū)/村層面統(tǒng)計(jì)出各自同群的創(chuàng)業(yè)比例，并將同群效應(yīng)分解為同群男性創(chuàng)業(yè)比例和同群女性創(chuàng)業(yè)比例兩個(gè)部分，應(yīng)用IV-probit的最大似然估計(jì)，分別使用女性子樣本估計(jì)了式（8）和式（10），使用男性子樣本估計(jì)了式（9）和式（11）?；貧w系數(shù)βfk和βmk反映了創(chuàng)業(yè)的同群效應(yīng)；其次，為了比較和解釋女性創(chuàng)業(yè)與男性創(chuàng)業(yè)的同群效應(yīng)差異，進(jìn)一步通過合并男性和女性樣本進(jìn)行全樣本回歸。表3給出了回歸結(jié)果及其邊際效應(yīng)。

（1）創(chuàng)業(yè)同群效應(yīng)的性別差異分析。

表3的列（1）和（2）是女性創(chuàng)業(yè)同群效應(yīng)的第Ⅱ階段回歸結(jié)果和邊際效應(yīng)，列（3）和（4）是男性創(chuàng)業(yè)同群效應(yīng)的第Ⅱ階段回歸結(jié)果和邊際效應(yīng)。第Ⅰ階段回歸結(jié)果（因篇幅原因，此處略）均與“行為榜樣”趨同性檢驗(yàn)結(jié)論一致，作為前定變量的父母創(chuàng)業(yè)確實(shí)對(duì)子女創(chuàng)業(yè)存在不同程度的顯著影響，母親創(chuàng)業(yè)對(duì)女性同群創(chuàng)業(yè)比例的影響大于父親，父親創(chuàng)業(yè)對(duì)男性同群創(chuàng)業(yè)比例的正向影響更大。邊際效應(yīng)結(jié)果顯示，女性創(chuàng)業(yè)比例每提高1%，同群女性的平均創(chuàng)業(yè)概率提高1.1%，男性創(chuàng)業(yè)比例每提高1%，同群男性的平均創(chuàng)業(yè)概率提高1%，同群效應(yīng)的系數(shù)和邊際效應(yīng)均顯著大于零，證明了同群效應(yīng)對(duì)個(gè)人創(chuàng)業(yè)活動(dòng)存在顯著的正向效應(yīng)（H1），創(chuàng)業(yè)的同群效應(yīng)是積極的。但是，男性創(chuàng)業(yè)比例對(duì)同群女性創(chuàng)業(yè)概率的影響并不顯著，而女性創(chuàng)業(yè)比例對(duì)同群男性創(chuàng)業(yè)概率的影響同樣不顯著，創(chuàng)業(yè)行為不僅存在代際間性別內(nèi)的“趨同性”，在同世代的人群中同樣存在性別內(nèi)的“趨同性”，證明了創(chuàng)業(yè)的同群效應(yīng)存在顯著的性別差異，女性創(chuàng)業(yè)主要受到同群女性創(chuàng)業(yè)行為的影響，男性創(chuàng)業(yè)主要受到同群男性創(chuàng)業(yè)行為的影響（H3）。已有研究

指出，創(chuàng)業(yè)行為的性別趨同性，是勞動(dòng)力市場(chǎng)就業(yè)性別差異長(zhǎng)期存在的主要原因［29］。

年齡對(duì)個(gè)人創(chuàng)業(yè)概率的影響呈現(xiàn)先增加后減少的倒“U”型變化趨勢(shì)，一些研究發(fā)現(xiàn)，

當(dāng)中國(guó)勞動(dòng)力年齡在低于51歲時(shí)，創(chuàng)業(yè)的概率會(huì)隨著年齡的增加而增加，而當(dāng)其年齡超過

51歲以后，個(gè)人創(chuàng)業(yè)的概率會(huì)隨著年齡的增加而顯著減少［23］。與已有研究結(jié)論類似，已婚狀態(tài)對(duì)創(chuàng)業(yè)概率存在顯著的正向影響；商業(yè)保險(xiǎn)支出越高，就業(yè)保障水平越高，個(gè)人創(chuàng)業(yè)概率也越高。

考慮到收入和消費(fèi)的不穩(wěn)定性，本文使用了資產(chǎn)水平來反映家庭財(cái)富水平，并將其分為高流動(dòng)性資產(chǎn)和低流動(dòng)性資產(chǎn)，結(jié)果顯示，雖然高流動(dòng)性資產(chǎn)對(duì)創(chuàng)業(yè)沒有顯著的影響，但是低流動(dòng)性資產(chǎn)高，增強(qiáng)了個(gè)人抵押貸款的信用能力，有利于平均創(chuàng)業(yè)概率的提高

。部分協(xié)變量對(duì)男性創(chuàng)業(yè)和女性創(chuàng)業(yè)的影響存在差異，如教育能夠提高女性的人力資本；

戶均住房面積屬于家庭和個(gè)人的不動(dòng)產(chǎn)，一定程度反映了個(gè)人商業(yè)貸款的信用和能力，其提高了女性在就業(yè)市場(chǎng)上的信貸能力，對(duì)女性創(chuàng)業(yè)有顯著的正向影響，但是對(duì)男性創(chuàng)業(yè)概率沒有顯著影響；

贍養(yǎng)比高，意味著家庭的人口和經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)更高，顯著提高了男性的平均創(chuàng)業(yè)概率，但是對(duì)女性創(chuàng)業(yè)的影響并不顯著。

研究使用了四個(gè)工具變量，有必要檢驗(yàn)工具變量的相關(guān)性和外生性條件。AR和Wald統(tǒng)計(jì)量均在1%的水平上顯著，可以拒絕內(nèi)生變量和工具變量不相關(guān)的原假設(shè)，意味著所選變量不是弱工具變量；如果工具變量和誤差項(xiàng)存在相關(guān)性，工具變量回歸的估計(jì)結(jié)果將是不一致的，但是存在的工具變量個(gè)數(shù)大于內(nèi)生變量的個(gè)數(shù)，因此識(shí)別要求每一個(gè)合理的工具變量必須滿足無關(guān)性條件，不同于連續(xù)性被解釋變量模型，二元離散變量模型的檢驗(yàn)通常使用ALN統(tǒng)計(jì)量，檢驗(yàn)工具變量是否與誤差項(xiàng)無關(guān)，該統(tǒng)計(jì)量服從χ2分布。表3給出了兩步法估計(jì)IV-Probit的ALN統(tǒng)計(jì)量，p值均大于10%，不能拒絕“所有工具變量均為外生”的原假設(shè)，這說明本文所選取的工具變量都是外生的。

理論上，同群女性創(chuàng)業(yè)比例的提高可以給女性提供行業(yè)信息和創(chuàng)業(yè)資源的共享，有

利于女性創(chuàng)業(yè)，但是由于已經(jīng)存在男性創(chuàng)業(yè)優(yōu)勢(shì)（包括資源、信息以及創(chuàng)業(yè)強(qiáng)度），對(duì)男性創(chuàng)業(yè)的激勵(lì)作用亦有可能導(dǎo)致性別差異的進(jìn)一步加劇。研究已經(jīng)證明了在同世代的人群中同樣存在性別內(nèi)的“趨同性”，即女性更傾向于受同群女性行為的影響，男性傾向于受同群男性行為的影響，除了同群效應(yīng)屬性的性別差異，研究進(jìn)一步比較了女性與男性創(chuàng)業(yè)的同群效應(yīng)大小的差異。考慮到分樣本回歸系數(shù)的比較結(jié)果受到樣本數(shù)量和變異性等因素的約束，研究同時(shí)對(duì)不同性別的同群效應(yīng)進(jìn)行合并樣本分析，將式（10）和式（11）合并得如下公式：

P（Yit=1）=Φ（α0+θ0 female+βkEntk-i，t+τ0Entk-i，t female+x′δ+z′η+λj+υt）（12）

考慮到同群效應(yīng)顯著的性別趨同特征，模型（12）僅將與個(gè)體相同性別的群體創(chuàng)業(yè)比例作為同群效應(yīng)的度量指標(biāo)，合并樣本加入同群效應(yīng)和性別虛擬變量的交互項(xiàng)識(shí)別了同群效應(yīng)的性別差異。表3的列（5）和（6）給出了模型（12）的回歸結(jié)果，列（5）是關(guān)于模型的IV-Probit回歸結(jié)果， 列（6）計(jì)算了對(duì)應(yīng)的邊際效應(yīng)。研究顯示，女性的創(chuàng)業(yè)概率比男性低2.5%，且在1%的水平上顯著，性別虛擬變量與同群效應(yīng)的交互項(xiàng)系數(shù)和邊際效應(yīng)顯著為正，女性創(chuàng)業(yè)的同群效應(yīng)的邊際影響比男性高0.3%，意味著同群效應(yīng)對(duì)女性創(chuàng)業(yè)的正向影響大于男性。在其他條件不變的前提下，同社區(qū)/村女性創(chuàng)業(yè)比例的上升對(duì)女性創(chuàng)業(yè)概率的正向影響大于男性，證明了創(chuàng)業(yè)的同群效應(yīng)存在顯著的性別差異：同群效應(yīng)對(duì)女性創(chuàng)業(yè)的影響大于男性，即假設(shè)3被證實(shí)。一些性別經(jīng)濟(jì)學(xué)文獻(xiàn)對(duì)此的解釋是，女性偏好互助協(xié)作型職業(yè)，而男性偏好相對(duì)獨(dú)立性工作［9，38］。這也為樣本期中國(guó)創(chuàng)業(yè)群體中女性比例提高以及性別差異逐年下降的原因提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，女性創(chuàng)業(yè)比例的提高不僅為女性創(chuàng)業(yè)樹立了“行為榜樣”，而且為女性創(chuàng)業(yè)提供了更多的行業(yè)資源和經(jīng)驗(yàn)，降低創(chuàng)業(yè)的機(jī)會(huì)成本。

（2）創(chuàng)業(yè)同群效應(yīng)的分性別邊際影響分析。

圖3和表4分別使用受訪樣本的同群創(chuàng)業(yè)比例作為同群變量，進(jìn)行IV-Probit分性別回歸并計(jì)算了相應(yīng)的平均邊際效應(yīng)，圖3給出了95%的置信區(qū)間，所有區(qū)間均沒有包含0值，意味著邊際效應(yīng)的統(tǒng)計(jì)顯著性。結(jié)果顯示，同群效應(yīng)呈現(xiàn)非線性特征，隨著同群創(chuàng)業(yè)比例的提高，對(duì)樣本個(gè)體平均創(chuàng)業(yè)概率的影響是遞增的，且女性群體之間的同群效應(yīng)大于男性，當(dāng)樣本所對(duì)應(yīng)的同性別群體創(chuàng)業(yè)比例達(dá)到30%時(shí)，同群效應(yīng)對(duì)樣本平均創(chuàng)業(yè)概率的影響達(dá)到最大值，即同群創(chuàng)業(yè)比例每增加1%，女性的平均創(chuàng)業(yè)概率約增加2.7%，男性平均創(chuàng)業(yè)概率約增加2%，然后同群效應(yīng)開始遞減，且在相同性別之間，女性群體內(nèi)的同群效應(yīng)遞減的速度高于男性群體。

社區(qū)內(nèi)形成的網(wǎng)絡(luò)可以通過社會(huì)互動(dòng)實(shí)現(xiàn)信息和資源的共享以降低創(chuàng)業(yè)成本，因此同群效應(yīng)對(duì)個(gè)人創(chuàng)業(yè)存在積極作用，但是信息存在飽和性（或“天花板效應(yīng)”），隨著同群比例的提高，信息產(chǎn)生冗余，邊際價(jià)值遞減且無效［48］。同群的創(chuàng)業(yè)比例低于閾值時(shí)，信息外溢對(duì)個(gè)人創(chuàng)業(yè)具有積極作用，隨著同群創(chuàng)業(yè)比例的提高，信息逐漸飽和，對(duì)個(gè)體創(chuàng)業(yè)的影響邊際遞減。

此外，社會(huì)互動(dòng)縮短了社會(huì)距離，對(duì)同群效應(yīng)有正向影響，當(dāng)個(gè)體從事勞動(dòng)交換等行為擠占社會(huì)互動(dòng)時(shí)間時(shí)，

同群效應(yīng)將會(huì)降低。

同時(shí)，從經(jīng)濟(jì)學(xué)理論出發(fā)，創(chuàng)業(yè)市場(chǎng)存在競(jìng)爭(zhēng)性均衡，隨著創(chuàng)業(yè)數(shù)量逐漸飽和，行業(yè)的利潤(rùn)率下降，可能對(duì)個(gè)體創(chuàng)業(yè)存在擠出效應(yīng)。因此，同群效應(yīng)對(duì)創(chuàng)業(yè)的正向作用具有短期性特征。

綜上所述，女性創(chuàng)業(yè)的同群效應(yīng)顯著大于男性，當(dāng)同群女性的創(chuàng)業(yè)比例在［0， 0.3］區(qū)間內(nèi)時(shí)，同群效應(yīng)對(duì)女性創(chuàng)業(yè)的邊際效應(yīng)大于男性，當(dāng)同群女性的創(chuàng)業(yè)比例大于0.4時(shí)，同群效應(yīng)遞減，且女性群體內(nèi)的同群效應(yīng)遞減的速度高于男性群體。因此，創(chuàng)業(yè)的同群效應(yīng)存在非線性特征，即隨著創(chuàng)業(yè)比例的提高，同群效應(yīng)對(duì)個(gè)人創(chuàng)業(yè)決策的影響邊際遞增，達(dá)到一定的閾值后邊際遞減，假設(shè)4得到驗(yàn)證。同群效應(yīng)對(duì)女性創(chuàng)業(yè)的正向影響大于男性，解釋了樣本期創(chuàng)業(yè)的性別差異逐年收斂的原因，由于女性創(chuàng)業(yè)比男性更為依賴于來自社會(huì)互動(dòng)的創(chuàng)業(yè)資源，而同群效應(yīng)主要通過信息和資源實(shí)現(xiàn)其外溢效應(yīng)，降低摩擦成本，提高創(chuàng)業(yè)成功的概率；另外，當(dāng)同時(shí)考慮不同性別的同群創(chuàng)業(yè)比例對(duì)個(gè)體創(chuàng)業(yè)概率的影響時(shí)，個(gè)體創(chuàng)業(yè)行為顯著受到相同性別群體創(chuàng)業(yè)比例的正向影響，而不同性別群體的創(chuàng)業(yè)比例對(duì)個(gè)體創(chuàng)業(yè)沒有顯著影響，證明了同群效應(yīng)存在性別趨同性，伴隨同群效應(yīng)對(duì)創(chuàng)業(yè)的積極作用邊際遞減，最終可能導(dǎo)致長(zhǎng)期中創(chuàng)業(yè)性別差距的固化。

五、異質(zhì)性與穩(wěn)健性分析

1.分類型創(chuàng)業(yè)異質(zhì)性分析

全球創(chuàng)業(yè)觀察組織根據(jù)創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)，將創(chuàng)業(yè)分為生存型創(chuàng)業(yè)與機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)。

在規(guī)模上，機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)一般大于生存型創(chuàng)業(yè)，

前者能更有效地為社會(huì)創(chuàng)造就業(yè)機(jī)會(huì)；在技術(shù)與創(chuàng)新水平上，生存型創(chuàng)業(yè)主要通過模仿來提供產(chǎn)品或服務(wù)，機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)的創(chuàng)新性則更強(qiáng)［50］。基于CFPS數(shù)據(jù)的一致性和可得性，研究使用員工規(guī)模定義其創(chuàng)業(yè)類型：

生存型創(chuàng)業(yè)主要以小微型企業(yè)為主，機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)以大中型企業(yè)為主。為促進(jìn)中小企業(yè)發(fā)展，2017 年 12 月，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局修訂出臺(tái)了《統(tǒng)計(jì)上大中小微型企業(yè)劃分辦法（2017）》（國(guó)統(tǒng)字〔2017〕213 號(hào)），選取從業(yè)人員、營(yíng)業(yè)收入、資產(chǎn)總額等指標(biāo)或替代指標(biāo)，并結(jié)合行業(yè)特點(diǎn)制定具體劃分標(biāo)準(zhǔn)，將在我國(guó)境內(nèi)依法設(shè)立的各種組織形式的法人企業(yè)或單位的規(guī)模劃分為大型、中型、小型和微型，各行業(yè)主要以從業(yè)人員100人和300人為界（批發(fā)零售業(yè)除外），劃分為小型及以下和大中型企業(yè)批發(fā)業(yè)（小型，從業(yè)人員lt;20人）和零售業(yè)（小型，從業(yè)人員lt;50人）統(tǒng)一為100人以下。。

表5分別以此作為劃分依據(jù)，將低于100人或者300人的企業(yè)創(chuàng)業(yè)作為生存型創(chuàng)業(yè)，其余規(guī)模的企業(yè)創(chuàng)業(yè)作為機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)，對(duì)比分析了兩類創(chuàng)業(yè)同群效應(yīng)的性別差異。

與機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)相比，生存型創(chuàng)業(yè)規(guī)模小且進(jìn)入門檻更低，信息和技術(shù)外溢性強(qiáng)，學(xué)習(xí)和模仿可以有效降低創(chuàng)業(yè)者的機(jī)會(huì)成本，因此有利于就業(yè)市場(chǎng)上處于劣勢(shì)的女性。已有研究也指出，低技能崗位的同群效應(yīng)更大，因?yàn)檫@一類行業(yè)產(chǎn)出及行為更容易被觀測(cè)，而高技能崗位

的同群效應(yīng)較小［9］。邊際效應(yīng)結(jié)果顯示，企業(yè)規(guī)模小于100人的小微企業(yè)中，女性創(chuàng)業(yè)的同群效應(yīng)比男性高出0.9%，企業(yè)規(guī)模小于300人的小微企業(yè)中，女性創(chuàng)業(yè)的同群效應(yīng)比男性高出0.7%，隨著創(chuàng)業(yè)規(guī)模的提高，女性創(chuàng)業(yè)的同群效應(yīng)邊際遞減。從性別差異的視角來看，勞動(dòng)力市場(chǎng)中男性更加偏好創(chuàng)新性和獨(dú)立性工作，

其風(fēng)險(xiǎn)更高且收益更大、信息和技術(shù)門檻更高，同群效應(yīng)的作用機(jī)制有限，因此同群效應(yīng)在機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)中并不存在顯著的性別差異。

2.分行業(yè)創(chuàng)業(yè)異質(zhì)性分析

根據(jù)CFPS 2010調(diào)查數(shù)據(jù)，中國(guó)就業(yè)人口中男性占主導(dǎo)地位的行業(yè)包括采礦業(yè)，建筑業(yè)以及交通運(yùn)輸、倉儲(chǔ)和郵政業(yè)，這幾個(gè)行業(yè)中女性比例僅為10%左右，而女性比例過半的行業(yè)集中于衛(wèi)生、教育、批發(fā)與零售、社會(huì)保障和社會(huì)福利業(yè)以及金融行業(yè)。

使用相同的編碼資料來源：任莉穎、李力和馬超所編著的《中國(guó)家庭動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查2010年職業(yè)行業(yè)編碼》。

，本文統(tǒng)計(jì)并對(duì)比了CFPS 2010—2020年就業(yè)的行業(yè)性別差異，結(jié)果如圖4所示。與2010年的統(tǒng)計(jì)結(jié)果相比，男性仍然在關(guān)鍵的工業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域具有顯著的就業(yè)優(yōu)勢(shì)，從業(yè)人員中女性比例過半的行業(yè)集中在批發(fā)和零售業(yè)，金融業(yè)，教育，衛(wèi)生、社會(huì)保障和社會(huì)福利業(yè)，并且在住宿和餐飲業(yè)以及文化、體育和娛樂業(yè)中女性的就業(yè)比例也開始逐漸超過男性。

研究將行業(yè)分為男性主導(dǎo)型行業(yè)和女性主導(dǎo)型行業(yè)，分別進(jìn)行IV-Probit估計(jì)，分析了創(chuàng)業(yè)同群效應(yīng)的行業(yè)異質(zhì)性資料來源：不包括農(nóng)業(yè)，因?yàn)镃FPS主要統(tǒng)計(jì)的是非農(nóng)創(chuàng)業(yè)，全部樣本中與農(nóng)林牧漁類相關(guān)創(chuàng)業(yè)者僅占創(chuàng)業(yè)總?cè)藬?shù)的2%。。

表6的結(jié)果顯示，在以采礦業(yè)和制造業(yè)等為代表的男性主導(dǎo)性行業(yè)中，女性創(chuàng)業(yè)概率比男性低6%，且在1%的水平上統(tǒng)計(jì)顯著；

在女性主導(dǎo)型行業(yè)中沒有顯著性別差異。同群效應(yīng)對(duì)不同行業(yè)的個(gè)體創(chuàng)業(yè)概率有顯著的正向效應(yīng)，且女性的同群效應(yīng)顯著大于男性：

在男性主導(dǎo)性行業(yè)中，女性創(chuàng)業(yè)比例增加1%，同群女性個(gè)體創(chuàng)業(yè)的概率比男性高0.6%，且在1%的水平上統(tǒng)計(jì)顯著；在女性主導(dǎo)型行業(yè)中，同群效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)上并沒有顯著的性別差異。這一結(jié)論意味著，男性主導(dǎo)型行業(yè)中女性創(chuàng)業(yè)比例的提高一定程度上提高了女性的創(chuàng)業(yè)概率，降低了行業(yè)間的性別差異，但是女性主導(dǎo)型行業(yè)中，女性創(chuàng)業(yè)比例更高，同群效應(yīng)并沒有顯著的性別差異，證明了同群效應(yīng)的邊際遞減特征。

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

中國(guó)古典文化中也不乏對(duì)同群效應(yīng)的經(jīng)典描述，例如，“孟母三遷”反映了古人對(duì)社區(qū)環(huán)境和個(gè)人行為的認(rèn)識(shí)，也意味著源于追蹤數(shù)據(jù)屬性的內(nèi)生性問題，即除了“反射”問題，個(gè)體也不乏因?yàn)閯?chuàng)業(yè)環(huán)境或者創(chuàng)業(yè)資源遷移到創(chuàng)業(yè)率更高的社區(qū)，

因而

存在樣本自選擇問題。為了證明研究結(jié)論的穩(wěn)健性，研究刪除了樣本期內(nèi)（2010—2020年）發(fā)生過社區(qū)遷移的樣本，對(duì)原模型重新進(jìn)行了估計(jì)，表7給出了分性別樣本和合并樣本的估計(jì)系數(shù)及邊際效應(yīng)。

分性別的子樣本回歸結(jié)果顯示，無論是女性還是男性，創(chuàng)業(yè)的同群效應(yīng)與表3的回歸結(jié)果基本一致，在控制了個(gè)體對(duì)創(chuàng)業(yè)環(huán)境的自選擇偏誤以后，同群效應(yīng)仍然對(duì)個(gè)人創(chuàng)業(yè)概率存在顯著的正向影響，總樣本的回歸結(jié)果顯示，同群效應(yīng)對(duì)女性創(chuàng)業(yè)的影響顯著大于對(duì)男性創(chuàng)業(yè)的影響。一些研究也指出，中國(guó)特殊的戶口制度一定程度上限制了人口的自由流動(dòng)，自我選擇問題對(duì)同群效應(yīng)估計(jì)產(chǎn)生的影響相對(duì)較?。?0］。據(jù)此，

可以認(rèn)為前面的研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

六、結(jié)論與建議

本文基于2010—2020年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS），從同群效應(yīng)的視角分析了中國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)的創(chuàng)業(yè)性別差異問題。應(yīng)用廣義傾向分匹配和IV-Probit模型進(jìn)行

分析，結(jié)果證明，同群效應(yīng)對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)存在顯著的正向效應(yīng)，并且顯示出性別差異，即對(duì)男性創(chuàng)業(yè)和女性創(chuàng)業(yè)的影響是不同的。具體而言，從不同世代的角度來看，同群效應(yīng)對(duì)個(gè)人創(chuàng)業(yè)行為存在代際傳遞效應(yīng)和性別趨同性，女性創(chuàng)業(yè)受母親行為的影響更大，男性創(chuàng)業(yè)受到父親行為的影響更大；從同世代的角度來看，女性創(chuàng)業(yè)主要受到同群女性創(chuàng)業(yè)行為的影響，男性創(chuàng)業(yè)主要受到同群男性創(chuàng)業(yè)行為的影響，且同群效應(yīng)對(duì)女性創(chuàng)業(yè)的影響大于男性；同群效應(yīng)對(duì)個(gè)人創(chuàng)業(yè)的影響具有非線性特征，隨同群創(chuàng)業(yè)比例的提高，個(gè)體創(chuàng)業(yè)概率先遞增后遞減，因此，同群效應(yīng)對(duì)個(gè)人創(chuàng)業(yè)的正向作用是短期的。進(jìn)一步地分類型創(chuàng)業(yè)的

異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，生存型企業(yè)規(guī)模小且進(jìn)入門檻低，有利于信息和技術(shù)的外溢，女性創(chuàng)業(yè)的同群效應(yīng)顯著高于男性，而機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)規(guī)模更大，信息和技術(shù)門檻高，同群效應(yīng)的作用機(jī)制有限，因此女性創(chuàng)業(yè)的同群效應(yīng)與男性并沒有顯著差異；

分行業(yè)創(chuàng)業(yè)的

異質(zhì)性分析顯示，在男性主導(dǎo)型行業(yè)中，女性創(chuàng)業(yè)比例較低，創(chuàng)業(yè)的同群效應(yīng)顯著大于男性，而女性主導(dǎo)型行業(yè)中，女性創(chuàng)業(yè)比例相對(duì)更高，同群效應(yīng)存在邊際遞減效應(yīng)，雖然創(chuàng)業(yè)的同群效應(yīng)顯著，但是與男性相比沒有顯著差異。考慮到追蹤數(shù)據(jù)屬性導(dǎo)致的樣本自選擇問題，研究刪除了樣本期內(nèi)發(fā)生過遷移行為的個(gè)體，重新估計(jì)了模型，關(guān)鍵結(jié)論仍然成立，這證明了研究結(jié)果是穩(wěn)健的。

本文的研究結(jié)論不僅在一定程度上解釋了中國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)長(zhǎng)期存在的創(chuàng)業(yè)性別差異及其長(zhǎng)期內(nèi)呈現(xiàn)收斂趨勢(shì)的原因，也具有一定的政策啟示：第一，同群效應(yīng)的主要作用機(jī)制是通過信息外溢和社會(huì)互動(dòng)實(shí)現(xiàn)模仿和學(xué)習(xí)，因此持續(xù)推動(dòng)信息和資源的共享性，有利于降低行業(yè)的技術(shù)門檻，例如組織女性參加職業(yè)技能和專業(yè)管理課程培訓(xùn)，提升女性勞動(dòng)者的技術(shù)能力和管理水平，營(yíng)造創(chuàng)業(yè)的同群環(huán)境，促進(jìn)技術(shù)與信息的交流。

第二，通過模仿和學(xué)習(xí)的同群效應(yīng)對(duì)個(gè)人創(chuàng)業(yè)的積極作用是短期的，鼓勵(lì)女性創(chuàng)業(yè)不僅需要營(yíng)造包容和開放的市場(chǎng)環(huán)境，也需要加強(qiáng)女性勞動(dòng)者創(chuàng)新意識(shí)的培養(yǎng)。

第三，宏觀層面的性別差異根源于微觀層面，如果社會(huì)性別文化和家庭內(nèi)部的性別分工仍然保守，那么勞動(dòng)力市場(chǎng)的性別平等也不能達(dá)到應(yīng)有的效果，政府應(yīng)著眼于結(jié)構(gòu)上提高人力資本和行業(yè)的匹配度，通過文化宣傳和政策傾斜，實(shí)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)性別結(jié)構(gòu)的平衡和有效的社會(huì)分工，

從而

釋放性別紅利。

參考文獻(xiàn)：

［1］KOLOVICH L， MALTA V， NEWIAK M，" ROBINSON D. Gender equality and macroeconomic outcomes： evidence and policy implications ［J］.Oxford Review of Economic Policy， 2020， 36（4）：743-759.

［2］HSIEH C， HURST E， JONES C I，" KLENOW P J. The allocation of talent and US economic growth ［J］. Econometrica， 2019， 87（5）：1439-1474.

［3］CAVAGLIA C， MACHIN S， MCNALLY S，" RUIZ-VALENZUELA J. Gender，

achievement， and subject choice in English education［J］.Oxford Review of Economic Policy， 2020，36（4） ：816-835.

［4］劉鵬程，李磊，王小潔.企業(yè)家精神的性別差異——基于創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)視角的研究［J］.管理世界，2013（8）：126-135.

［5］倪云松. 流動(dòng)性約束、創(chuàng)業(yè)資金與創(chuàng)業(yè)關(guān)系的性別差異——基于“中國(guó)家庭追蹤調(diào)查”（CFPS）數(shù)據(jù)的研究［J］.東岳論叢，2022（2）：155-166.

［6］強(qiáng)國(guó)令，滕飛. 數(shù)字普惠金融與女性創(chuàng)業(yè)［J］.統(tǒng)計(jì)與信息論壇，2022（4）：120-128.

［7］胡明志，陳杰. 創(chuàng)業(yè)的性別差異如何受住房自有產(chǎn)權(quán)的影響［J］.財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2022（3）：50-66.

［8］BERNHEIM B D. A theory of conformity ［J］.Journal of Political Economy， 1994， 102（5）：841-877.

［9］CORNELISSEN T， DUSTMANN C， SCHNBERG U. Peer effects in the workplace［J］. American Economic Review， 2017， 107（2）： 425-456.

［10］晏艷陽，鄧嘉宜，文丹艷. 同群效應(yīng)對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)影響的模型構(gòu)建與實(shí)證［J］.中國(guó)管理科學(xué)，

2018（5）：147-156.

［11］LIU H，" QI S，"" ZHAO Z. Social learning and health insurance enrollment： evidence from China’s new cooperative medical scheme ［J］.Journal of Economic Behavior and Organization，2014， 97（C）： 84-102.

［12］LAHNO A M，"" SERRA GARCIA M. Peer effects in risk taking： envy or conformity？ ［J］. Journal of Risk and Uncertainty，2015，50（1）：73-95.

［13］MANSKI C F. Identification of endogenous social effects： the reflection problem ［J］.The Review of Economic Studies， 1993， 60（3）：531-542.

［14］BRAMOULL Y， DJEBBARI H， FORTIN B. Identification of peer effects through social networks ［J］.Journal of Econometrics， 2009， 150（1）：41-55.

［15］DUFLO E，" SAEZ E. Participation and investment decisions in a retirement plan： the influence of colleagues’ choices ［J］. Journal of Public Economics， 2002， 85（1）：121-148.

［16］張川川，朱涵宇. 新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)參與決策中的同群效應(yīng)［J］.金融研究，2021（9）：111-130.

［17］BROCK W A， DURLAUF S N. Discrete choice with social interactions［J］.Review of Economic Studies， 2001， 68（2）：235-260.

［18］GHANI E， KERR W，" O’ CONNELL S. Spatial determinants of entrepreneurship in India ［J］.Regional Studies， 2014， 48（6）： 1071-1089.

［19］LERNER J，" MALMENDIER U. With a little help from my （random） friends： success and failure in post-business school entrepreneurship ［J］.The Review of Financial Studies， 2013， 26（10） ： 2411-2452.

［20］王兵，楊寶，馮子珈. 同群效應(yīng)：同輩群體影響大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿嗎？ ［J］.科學(xué)學(xué)研究，2017（4）：

593-599.

［21］NANDA R， SRENSEN J B. Workplace peers and entrepreneurship ［J］.Management Science， 2010， 56（7）： 1116-1126.

［22］買憶媛，辜雪娜，陳懿黽. 同群效應(yīng)對(duì)創(chuàng)業(yè)路徑選擇的影響［J］.技術(shù)經(jīng)濟(jì)， 2011（5）：33-38，99.

［23］劉斌.同群效應(yīng)對(duì)創(chuàng)業(yè)及創(chuàng)業(yè)路徑的影響——來自中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［J］.中國(guó)經(jīng)濟(jì)問題，2020（3）：43-58.

［24］LINDQUIST M J， SOL J， VAN PRAAG M. Why do entrepreneurial parents have entrepreneurial children？ ［J］.Journal of Labor Economics， 2015， 33（2）： 269-296.

［25］DUNN T， HOLTZ-EAKIN D. Financial capital， human capital， and the transition to self-employment： evidence from intergenerational links［J］.Journal of Labor Economics，2000， 18（2）： 282-305.

［26］SRENSEN B. Closure and exposure： mechanisms in the intergenerational transmission of self-employment［J］.

The Sociology of Entrepreneurship， 2007， 25：83-124.

［27］COLOMBIER N，MASCLET D. Intergenerational correlation in self-employment： some further evidence from French ECHP data［J］.Small Business Economics，2008，30（4）：423-37.

［28］ERSSON L，HAMMARSTEDT M. Transmission of self-employment across immigrant generations： the importance of ethnic background and gender ［J］.Review of Economics of the Household， 2011， 9（4）： 555-577.

［29］MARKUSSEN S， ROED K. The gender gap in entrepreneurship： the role of peer effects［J］. Journal of Economic Behavior amp; Organization， 2017， 134（2）：356-373.

［30］LEEN N， RODRIGUEZ-POSE A. Entrepreneurship and the fight against poverty in US cities［J］." Environment and Planning A：Economy and Space， 2021， 53（1）：31-52.

［31］ZHEN Z， ZYPHUR M J， NARAYANAN J， et al. The genetic basis of entrepreneurship： effects of gender and personality ［J］.Organizational Behavior amp; Human Decision Processes， 2009， 110（2）：93-107.

［32］NICOLAOU N， SHANE S. Entrepreneurship and occupational choice： genetic and environmental influences ［J］. Journal of Economic Behavior amp; Organization， 2010， 76（1）：3-14.

［33］ZHAO H， SEIBERT S E， HILLS G E. The mediating role of self-efficacy in the development of entrepreneurial intention ［J］.Journal of Applied Psychology，2005，90（6）：1265-1272.

［34］SOUITARIS V， ZERBINATI S， AL-LAHAM A. Do entrepreneurship programmes raise entrepreneurial intention of science and engineering students？ the effect of learning， inspiration and resources［J］.Journal of Business Venturing， 2007， 22（4）：566-591.

［35］GNEEZY U， NIEDERLE M， RUSTICHINI A. Performance in competitive environments： gender differences［J］.The Quarterly Journal of Economics， 2003，118 （3）：1049-1074.

［36］BAUERNSCHUSTER S， FALCK O， HEBLICH S. Social capital access and entrepreneurship［J］. Journal of Economic Behavior amp; Organization， 2010，76（3）： 821-833.

［37］RUEF M， ALDRIHC H E， CARTER N M. The structure of founding teams： homophily， strong ties， and isolation among U.S. entrepreneurs ［J］.American Sociological Review， 2003， 68（2）：195-222.

［38］BOSMA N， HESSELS J， SCHUTJENS V， VAN PRAAG M， VERHEUL I. Entrepreneurship and role models［J］. Journal of Economic Psychology，2012，33（2）：410-424.

［39］CROSS S E，" MADSON L. Models of the self： self-construals and gender［J］. Psychological Bulletin， 1997， 122（1）： 5-37.

［40］BARNIR A， WATSON W E， HUTCHINS H M. Mediation and moderated mediation in the relationship among role models， self-efficacy， entrepreneurial career intention， and gender［J］. Journal of Applied Social Psychology，2011，41 （2）：270-297.

［41］VERHEUL I， THURIK R， GRILO I， VAN DER ZWAN P. Explaining preferences and actual involvement in self-employment： gender and the entrepreneurial personality［J］. Journal of Economic Psychology， 2012， 33（2）：325-341.

［42］LOBO J， MELLANDER C. Let’s stick together： labor market effects from immigrant neighborhood clustering［J］. Environment and Planning A： Economy and Space， 2020，52（5）： 953-980.

［43］GALSTER G， ANDERSSON R， MUSTERD S， KAUPPINEN T M. Does neighborhood income mix affect earnings of adults？ new evidence from Sweden ［J］.Journal of Urban Economics， 2008， 63 （3）：858-870.

［44］MUSTERD S， ANDERSSON R. Employment，social mobility and neighborhood effects： the case of Sweden ［J］.International Journal of Urban amp; Regional Research，2006，30 （1）： 120-140.

［45］解堊，宋顏群.社區(qū)鄰里效應(yīng)對(duì)個(gè)人貧困的影響有多大［J］. 財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)， 2020（2）： 24-38.

［46］HARDING D J， SANBONMATSU L， DUNCAN G J， GENNETIAN L， LUDWIG J. Evaluating contradictory experimental and non-experimental estimates of neighborhood effects on economic outcomes for adult ［J］. Housing Policy Debate， 2023， 33（2）： 453-486.

［47］陸銘，蔣仕卿，陳釗，等.擺脫城市化的低水平均衡——制度推動(dòng)、社會(huì)互動(dòng)與勞動(dòng)力流動(dòng)［J］.復(fù)旦學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版）， 2013（3）：48-64，166-167.

［48］ZIMMERMAN G M， MESSNER S F. Neighborhood context and nonlinear peer effects on adolescent violent crime［J］.Criminology， 2011，49（3）：873-903.

［49］GUARDABASCIO B， VENTURA M. Estimating the dose-response function through a generalized linear model approach［J］. The Stata Journal， 2014， 14（1）：141-158.

［50］STENHOLM P， ACS Z J，" WUEBKER R. Exploring country-level institutional arrangements on the rate and type of entrepreneurial activity［J］.Journal of Business Venturing， 2013， 28（1）：176-193.

The Gender Gap of Entrepreneurship：

From the Perspective of Peer Effect

JIAO" Na， LIU" Hui

（School of Economics，Hunan Agricultural University， Changsha 410128， China）

Abstract：

It is meaningful for transition and sustainable development of China economy to optimize gender structure in labor market. Using six periods of data from the China Family Panel Studies（ CFPS ） 2010-2020， this paper empirically examines the gender gap in entrepreneurship activities. The results show that the entrepreneurship rate of male is remarkable higher than female， but the difference between male and female is decreasing year by year. Controling the reflection problem of peer effect by using generalized propensity score method and instrumental variable method， the analysis shows that peer effect has positive effect on entrepreneurship activities which has difference between males and females. The peer effect exists intergenerational transmission and convergence of gender for individual entrepreneurial behavior. From the perspective of different generations， the female entrepreneurs prefer to follow their mother’s entrepreneurial behavior and the male entrepreneurs prefer to follow

their father’s entrepreneurial behavior. From the perspective of the same generation， female entrepreneurship is mainly influenced by the entrepreneurial behavior of female peers， while male entrepreneurship is mainly influenced by the entrepreneurial behavior of male peers， and the impact of the peer effect on female entrepreneurship is greater than that on men. The impact of the peer effect on the probability of individual entrepreneurship shows a non-linear characteristic of increasing first and then decreasing， therefore， the positive effect of the peer effect on entrepreneurial activities is short-term. Heterogeneity analysis shows that in survival-oriented enterprises， the peer effect has a significantly greater impact on female entrepreneurship than on male entrepreneurship， and there is no significant gender difference in opportunity-oriented entrepreneurship. In male-dominated industries， the impact of the peer effect on female entrepreneurship is significantly greater than that on males， while in female-dominated industries， there is no significant gender difference in the peer effect of entrepreneurship; after controlling for the self selection problem caused by population mobility， the research conclusion remains robust. The government should attach importance to innovation and entrepreneurship， promote the sharing of information and resources， and at the same time， the design of China’s labor market incentive mechanism should focus on improving the matching degree between human capital and industry from a structural perspective， achieving a balance in the gender structure of entrepreneurship.

Keywords：

entrepreneurship; gender gap; peer effect; generalized propensity score method; instrumental variable method

［責(zé)任編輯" 崔子涵］