在城市間流動對農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的影響

梁盛凱 田云 陳池波

摘? ?要：從“流動”這一視角切入，構建“流動—創(chuàng)業(yè)”的理論分析框架，并基于2017年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)的98 485個城市農(nóng)民工樣本，檢驗了農(nóng)民工在城市間的流動行為對創(chuàng)業(yè)的影響及作用機制。研究表明，農(nóng)民工在城市間的流動頻率每提高1%，進行“生存型”創(chuàng)業(yè)的概率將下降90.6%，進行“機會型”創(chuàng)業(yè)的概率下降13.9%，改變流動頻率的衡量方式并將“生存型”創(chuàng)業(yè)與“機會型”創(chuàng)業(yè)合并考慮進行重新估計后結果仍保持穩(wěn)健。進一步的異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，在城市間的流動對低技能組農(nóng)民工、第一代農(nóng)民工、省域內(nèi)流動農(nóng)民工群體“生存型”創(chuàng)業(yè)的抑制效應更強，對新生代農(nóng)民工的“機會型”創(chuàng)業(yè)抑制效果不顯著。機制檢驗結果表明，在城市間流動頻率的提高通過沖擊社會資本的集聚與提高社會融合難度，對農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生抑制效應。

關鍵詞：農(nóng)民工創(chuàng)業(yè);人口流動;社會資本;社會融合

中圖分類號：F323.6? ?文獻標識碼：A? ?文章編號：1003-7543（2021）03-0144-12

我國經(jīng)歷了從“鄉(xiāng)土中國”到“遷徙中國”的轉變[1]。隨著國家基礎設施的改善與市場化程度的不斷提高，我國要素自由流動范圍不斷擴大，農(nóng)民工群體在城市間的流動行為亦日益頻繁。雖然有實證經(jīng)驗表明，更多準備創(chuàng)業(yè)的新生代農(nóng)民工更傾向于在城市創(chuàng)業(yè)[2]，但是目前針對農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的相關研究仍然主要集中在農(nóng)村勞動力向城市轉移的就業(yè)選擇以及返鄉(xiāng)農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)與績效方面，更多關注的是城市務工型、謀生型農(nóng)民工的流動與生計策略研究[3]，而未充分考慮農(nóng)民工在城市的創(chuàng)業(yè)需求，對農(nóng)民工在城市間的流動創(chuàng)業(yè)更是缺乏關注[4]。農(nóng)民工在城市的創(chuàng)業(yè)是農(nóng)村勞動力轉移與流動就業(yè)的伴生行為。本文將重點關注如下問題：從理論上講，在人口跨區(qū)域流動日益頻繁的大背景下，在城市間的流動行為對農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生了怎樣的影響？其作用機制又是什么？從實踐上講，對于潛在的流動創(chuàng)業(yè)農(nóng)民工而言，是該選擇繼續(xù)堅守為創(chuàng)業(yè)積累資本，還是保持流動尋找創(chuàng)業(yè)機會？

一、相關文獻綜述

學術界對農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)影響因素的研究主要從兩個視角展開。

一是關于農(nóng)民工個體與家庭特征的研究。早期研究顯示，年齡、性別、文化程度、婚姻狀況、人力資本等個體特征對農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)具有直接顯著影響[5-6]。除個體特征外，農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)行為還受到宗族網(wǎng)絡、社會資本、風險偏好的影響[7-9]。隨著農(nóng)民工返鄉(xiāng)潮的出現(xiàn)，學術界開始關注農(nóng)民工的務工經(jīng)歷對返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的影響，研究發(fā)現(xiàn)個人遷移、務工經(jīng)歷對農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)意愿具有顯著影響，隨著務工時間的延長，農(nóng)民工參與創(chuàng)業(yè)的概率越高[10]，但也有學者指出，務工經(jīng)歷會阻礙返鄉(xiāng)農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)[11]，可見就農(nóng)民工務工經(jīng)歷與返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)之間的關系學術界尚未形成共識。

二是關于農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)與社會環(huán)境之間關系的研究。市場與政府支持、就業(yè)機會創(chuàng)新性、社會網(wǎng)絡與產(chǎn)業(yè)網(wǎng)絡的嵌入、互聯(lián)網(wǎng)應用等有利于城市農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)[12-15]。不同的城市特征對農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)也會產(chǎn)生影響，但作用有所差異，城市的貿(mào)易開放抑制了農(nóng)民工的自雇型創(chuàng)業(yè)[16]，但有證據(jù)表明，在控制外商投資水平后，農(nóng)民工進入大城市具有更高的創(chuàng)業(yè)概率[17]，因此城市特征對農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的影響還需要在一個更加統(tǒng)一的框架下進行研究。此外，雖然有研究表明，金融支持對農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)至關重要[18]，如創(chuàng)業(yè)貸款會對農(nóng)民工產(chǎn)生強烈的創(chuàng)業(yè)激勵[19]，但在現(xiàn)階段農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)普遍面臨金融資本不足的問題，信貸約束是抑制農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的重要因素[20]。

綜上，已有研究圍繞農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)及影響因素展開了深度探討，但仍存在一定不足，主要體現(xiàn)在兩個方面：一是現(xiàn)有研究集中關注了農(nóng)村富余勞動力由農(nóng)村向城市轉移的創(chuàng)業(yè)發(fā)生行為以及農(nóng)民工的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，但對城市農(nóng)民工的流動創(chuàng)業(yè)需求關注不足;二是現(xiàn)階段人口在城市間的流動日益頻繁，但農(nóng)民工在城市間的流動行為尚未引起足夠的重視，農(nóng)民工在城市間的流動行為對創(chuàng)業(yè)的影響更是缺乏相關的經(jīng)驗證據(jù)。有鑒于此，本文嘗試彌補已有研究的不足，首先從理論層面探析農(nóng)民工在城市間的流動頻率與創(chuàng)業(yè)行為之間的關系及作用機制，然后在實證層面上建立計量分析模型，并克服模型潛在的內(nèi)生性問題，利用2017年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)對理論模型進行實證檢驗，最后解析其中的政策含義。

二、理論機制分析

農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)行為受到諸多因素的影響，大致可歸納為個人因素與環(huán)境因素。農(nóng)民工在城市間的流動改變了農(nóng)民工的環(huán)境因素（包括空間遷移與社會關系），主要通過社會資本、社會融合兩個機制對農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)行為產(chǎn)生影響。

（一）社會資本效應

在城市間流動首先表征出來的特征就是空間遷移，而空間遷移會帶來環(huán)境的改變。人力資本依附于農(nóng)民工個體，但是社會資本依賴于一定的空間場域與時間積累，無法隨著農(nóng)民工的流動而發(fā)生空間遷移。對于穩(wěn)定就業(yè)的農(nóng)民工而言，在城市工作時間越長，社會資本內(nèi)聚特征越強。因此，農(nóng)民工在城市間的流動對社會資本會產(chǎn)生兩方面的影響：第一，在城市間流動發(fā)生的空間遷移極有可能會中斷農(nóng)民工在當?shù)氐纳鐣e累過程，對農(nóng)民工的社會資本集聚產(chǎn)生沖擊，降低社會資本的密度和規(guī)模。第二，空間遷移后在新的城市中農(nóng)民工面臨創(chuàng)業(yè)環(huán)境的改變，更容易遭受本地社會關系網(wǎng)絡的排斥，甚至陷入發(fā)展困境。在正式社會支持缺失的情況下，穩(wěn)定的鄉(xiāng)緣關系能在一定程度上滿足創(chuàng)業(yè)的需求。流動頻率的提高不利于形成穩(wěn)定的鄉(xiāng)緣關系網(wǎng)，會降低農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的社會資本支持，提高農(nóng)民工流動創(chuàng)業(yè)的機會成本，抑制創(chuàng)業(yè)行為的發(fā)生。通過以上兩個途徑發(fā)揮抑制作用的可歸納為社會資本效應。

（二）社會融合效應

已有研究表明，當農(nóng)民工進入新的城市后可能會面臨就業(yè)隔離與語言差異的現(xiàn)實困難。一方面，農(nóng)民工面臨新的就業(yè)隔離困境，導致農(nóng)民工無法通過延長流動時間向高收入職業(yè)轉變，無法完成初始創(chuàng)業(yè)資本的積累，收緊了農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的流動性約束。與城鎮(zhèn)人口相比，農(nóng)民工進入新城市后除受到職業(yè)隔離外，其工資、福利、就業(yè)機會亦處于劣勢。已有研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民工受教育水平普遍較低，當進入一個新的城市時不僅受到本地居民的排斥，而且與本地農(nóng)民工形成競爭關系，職業(yè)隔離與工資差異加快了農(nóng)民工群體的分化，因此流動頻率的增加加大了農(nóng)民工在本地城市社會融入與創(chuàng)業(yè)的難度。農(nóng)民工進入新城市后面臨的另一個約束是語言差異。方言是標識身份的特殊標志，方言的運用有利于融入當?shù)厣鐣W(wǎng)絡。流動頻率提高增加了農(nóng)民工學習不同地域方言的成本，增大了社會融合的難度，提高了農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)壁壘。通過以上兩個途徑發(fā)揮抑制作用的可歸納為社會融合效應。

綜上所述，在城市間的流動行為通過社會資本、社會融合兩個機制對農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)行為產(chǎn)生抑制效應。實際上，這兩個機制是協(xié)同發(fā)生作用的，共同對農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)行為產(chǎn)生影響。譬如，對社會資本的沖擊會加大農(nóng)民工社會融入的難度，而無法融入當?shù)厣鐣W(wǎng)絡則會進一步弱化社會資本積累。據(jù)此，提出如下研究假說：

H1：在城市間的流動頻率與農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)行為之間為負相關關系;

H2：在城市間流動頻率的增加通過沖擊社會資本內(nèi)聚、提高社會融合難度兩個機制抑制農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)。

需要注意的是，農(nóng)民工是理性人，并不會盲目地流動。一方面，農(nóng)民工既要承擔流動導致環(huán)境變化所引致的社會資本與社會網(wǎng)絡變化的后果;另一方面，農(nóng)民工在城市間的流動行為也是綜合自身條件以及市場判斷所作出的選擇，因而在流動與創(chuàng)業(yè)之間可能存在著反向因果的邏輯關系。由此，本文的研究假設是否成立尚有待剝離核心變量的內(nèi)生性后作進一步的實證檢驗。

三、數(shù)據(jù)、變量及模型

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)來自中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)（2017），該調(diào)查以全國流動人口為調(diào)查對象，反映了全國流動人口生存發(fā)展狀況、流動遷移趨勢和特點，數(shù)據(jù)樣本覆蓋31個省份和新疆生產(chǎn)建設兵團，為學術研究與政策參考提供了可靠的數(shù)據(jù)來源。本文對原始數(shù)據(jù)進行了一系列的處理：第一，剔除了非農(nóng)業(yè)戶口及其他戶口形式（包括農(nóng)業(yè)轉居民、非農(nóng)業(yè)轉居民、居民、其他）的流動人口數(shù)據(jù)，只保留農(nóng)村戶口的樣本;第二，剔除因為家屬隨遷、照顧自家老人小孩、投親靠友、參軍、婚姻嫁娶、拆遷搬家、學習培訓、出生、異地養(yǎng)老、其他等非工作因素而流動的人口對象，只保留因務工/務農(nóng)或者經(jīng)商而流動的樣本，以體現(xiàn)農(nóng)民工經(jīng)濟性的遷移與流動，將本研究更聚焦于城市農(nóng)民工的就業(yè)選擇上，以降低樣本選擇偏誤;第三，剔除教育水平為本科及以上學歷的樣本，以便將研究點聚焦到農(nóng)民工群體;第四，有數(shù)據(jù)缺失的相關樣本將不予保留，最終整理得到98 485個城市農(nóng)民工樣本;第五，對以上處理后得到樣本的關鍵變量（流動頻率）進行縮尾1%處理，降低異常值導致的有偏估計。

（二）變量界定

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為城市農(nóng)民工的就業(yè)身份。農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)是指農(nóng)民工依靠自身資本、資源、信息、技術、經(jīng)驗以及其他因素自己創(chuàng)建實業(yè)，解決就業(yè)問題，包括雇用工人開辦實業(yè)以及自我雇用經(jīng)營兩種方式。在中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)（2017）的調(diào)查問卷中涉及受訪對象的就業(yè)身份問題，共有固定雇主的雇員、無固定雇主的雇員（零工、散工）、雇主、自營勞動者、其他5個選項。全球創(chuàng)業(yè)觀察（GEM）把創(chuàng)業(yè)分為“生存型”創(chuàng)業(yè)與“機會型”創(chuàng)業(yè)兩個層次，“生存型”創(chuàng)業(yè)是在沒有更好的就業(yè)選擇下的選擇，具有技術壁壘較低、低成本、低門檻、低風險等特征，這些特征也十分符合自營勞動者，而“機會型”創(chuàng)業(yè)更注重對商業(yè)機會的把握，具有擁有更多的創(chuàng)業(yè)資金、技術壁壘較高、規(guī)模相對較大、投資回報率較高等特征，因此進行“機會型”創(chuàng)業(yè)后往往會成為雇主，兩者在創(chuàng)業(yè)的起點邏輯上存在顯著差異。本文參照全球創(chuàng)業(yè)觀察的定義，將雇主（雇用工人開辦實業(yè)）定義為“機會型”創(chuàng)業(yè)，將自營勞動者（自我雇用經(jīng)營）定義為“生存型”創(chuàng)業(yè)，兩者均屬于創(chuàng)業(yè)，均賦值為1，其他就業(yè)身份賦值為0。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量為農(nóng)民工在城市間的流動頻率。流動頻率指標的衡量方式為調(diào)查對象流動過的城市數(shù)量除以流動時長，其中流動過的城市數(shù)量指的是首次流動時到調(diào)查時合計流動過的城市數(shù)量（以“個”為單位），流動時長為調(diào)查對象首次流動的日期至2017年的時長（以年為單位，若流動時長未滿1年則按1年計算）。表1給出了所有變量的定義與描述性統(tǒng)計結果。

（三）模型選擇

由于被解釋變量為創(chuàng)業(yè)與非創(chuàng)業(yè)兩種選擇，為檢驗流動頻率對城市農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)概率的影響，采用Probit模型進行非線性參數(shù)估計，具體模型設計如下：

Prob（Entreprei）=Φ（α0+βfrequencyj+γXij+δMj+θrangei+？諄industryi+σregioni+εij）

其中，下標i和j分別表示第i個農(nóng)民工樣本、農(nóng)民工樣本的第j個特征變量;被解釋變量Entreprei表示的是第i個農(nóng)民工的就業(yè)身份，如果就業(yè)身份為創(chuàng)業(yè)則取值為1，為非創(chuàng)業(yè)則取值為0;Xij是影響農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)概率的個體特征向量，包括年齡、年齡2/100、性別、婚姻、受教育年限、身體狀況、民族等變量;Mij是影響農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)概率的家庭因素向量，包括家庭規(guī)模、家庭收入的對數(shù)兩個變量;Rangei是第i個農(nóng)民工樣本的流動范圍;Industryi表示農(nóng)民工所從事的行業(yè)，包括第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)，以第二產(chǎn)業(yè)為對照;Regioni表示農(nóng)民工流動的區(qū)域，包括東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)、東北地區(qū)，以西部地區(qū)為對照。

四、實證分析

（一）工具變量法估計

1.流動頻率變量內(nèi)生性檢驗

潛在創(chuàng)業(yè)意愿反過來也會影響其流動行為的偏好，農(nóng)民工的流動行為與創(chuàng)業(yè)選擇可能存在逆向因果關系，并導致內(nèi)生性問題，致使估計結果有偏，因此，在進行實證分析前，應先進行流動頻率這一核心變量的內(nèi)生性檢驗，檢驗結果見表2（下頁）的列（1）和列（3）。檢驗結果顯示，在將所有控制變量考慮進來后，“生存型”創(chuàng)業(yè)與“機會型”創(chuàng)業(yè)的內(nèi)生性Wald檢驗結果的值分別為136.250、14.500，p值都為0.000，通過了1%的顯著性水平檢驗，這表明模型存在內(nèi)生性問題。

2.工具變量有效性檢驗

針對存在的內(nèi)生性問題，本文選擇是否辦理暫/居住證為工具變量，通過工具變量法（兩步法）弱化內(nèi)生變量（流動頻率）的內(nèi)生性以得到更準確的估計結果。需要說明的是，暫住證制度起源于深圳，于1984年開始實行，后來逐步推廣到其他城市。2016年暫住證制度被取消，開始全面實施居住證制度。居住證制度的實施雖然在較大程度上保障了流動人口與本地居民享有相對公平的社會保障，但是同樣也提高了農(nóng)民工對居住地公共服務需求的黏性，限制了流動人口的自由流動，因此，從理論上分析可以發(fā)現(xiàn)，辦理暫/居住證與流動頻率呈負相關關系，但是辦理暫/居住證與農(nóng)民工是否創(chuàng)業(yè)并無直接的關系，符合工具變量的外生性要求。為進一步檢驗工具變量的有效性，利用流動頻率對工具變量進行了第一階段的OLS回歸，結果見表2中的列（1）和列（3）。結果顯示，無論是“生存型”創(chuàng)業(yè)模型，還是“機會型”創(chuàng)業(yè)模型，工具變量與流動頻率都呈負相關關系，與理論分析預期一致，暫/居住證的辦理降低了城市農(nóng)民工的流動頻率，并且通過了1%的顯著性水平檢驗，兩個模型第一階段回歸的F統(tǒng)計值分別達到了1004.040與702.320，遠遠大于經(jīng)驗標準值10，說明工具變量對流動頻率具有很強的解釋力，并且不存在弱工具變量的問題，工具變量是合理的。

3.工具變量法估計結果

表2匯報了流動頻率影響農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)概率的工具變量估計結果，其中列（2）是“生存型”創(chuàng)業(yè)模型估計結果，列（4）是“機會型”創(chuàng)業(yè)模型創(chuàng)業(yè)估計結果。工具變量法估計結果顯示，在控制住其他影響變量后，流動頻率核心變量邊際效應保持在1%顯著性水下為負，說明在城市間的流動行為抑制了農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)行為的發(fā)生。具體來看，流動頻率對農(nóng)民工“生存型”創(chuàng)業(yè)的抑制效應為90.6%，而對農(nóng)民工“機會型”創(chuàng)業(yè)的抑制效應為13.9%，對“生存型”創(chuàng)業(yè)的抑制效應更強。

表2中還報告了控制變量的回歸結果。在個體特征向量方面，在“生存型”創(chuàng)業(yè)模型中，年齡的一次項顯著為負，年齡2/100項顯著為正，說明年齡與農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的概率呈“U”型關系;在“機會型”創(chuàng)業(yè)模型中，年齡項雖然系數(shù)為正，但并不顯著，而年齡2/100項顯著為負，說明隨著年齡的增大，農(nóng)民工進行“機會型”創(chuàng)業(yè)的邊際概率逐漸下降。已婚男性具有更高的創(chuàng)業(yè)概率（包括“生存型”創(chuàng)業(yè)和“機會型”創(chuàng)業(yè)）。教育水平變量回歸結果顯示，整體上看，學歷水平越高，農(nóng)民工開展“生存型”創(chuàng)業(yè)概率越低，開展“機會型”創(chuàng)業(yè)的概率越高，但較高學歷的農(nóng)民工（?？茖W歷）開展“機會型”創(chuàng)業(yè)的概率較低，表明初中及高中學歷水平的農(nóng)民工開展“機會型”創(chuàng)業(yè)概率最高。身體健康水平變量回歸結果顯示，身體健康水平對“生存型”創(chuàng)業(yè)影響不顯著，但對“機會型”創(chuàng)業(yè)影響顯著，身體健康水平越高的農(nóng)民工群體開展“機會型”創(chuàng)業(yè)的概率越高。少數(shù)民族農(nóng)民工“生存型”創(chuàng)業(yè)概率顯著低于漢族農(nóng)民工，但對于“機會型”創(chuàng)業(yè)無顯著差別。在家庭特征向量方面，家庭規(guī)模越大，收入水平越高，開展“生存型”創(chuàng)業(yè)和“機會型”創(chuàng)業(yè)的概率越高?？缡∮蛄鲃拥霓r(nóng)民工創(chuàng)業(yè)概率更高。在所從事產(chǎn)業(yè)特征方面，從事第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)概率高于從事第二產(chǎn)業(yè)的農(nóng)民工。在流動區(qū)域特征方面，流向中部地區(qū)與西部地區(qū)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)概率沒有顯著差異，但流向東部地區(qū)和東北地區(qū)的農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)概率顯著低于流向西部地區(qū)的農(nóng)民工。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.核心變量穩(wěn)健性檢驗

為進一步檢驗流動頻率對農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)影響結果的穩(wěn)健性，這里通過更改流動頻率衡量方式（依次將流動頻率為0～0.1、0.1～0.2、0.2～0.3、0.3～0.4、0.4～0.5、0.5～0.6、0.6～0.7、0.7～0.8、0.8～0.9、1.0以上等10個限值范圍分別賦值為1～10）進行回歸，同時采用工具變量估計，結果如表3（下頁）所示?；貧w結果表明，流動頻率與“生存型”創(chuàng)業(yè)和“機會型”創(chuàng)業(yè)之間均為顯著負相關關系，流動頻率變量均通過1%的顯著性水平檢驗。比較“生存型”創(chuàng)業(yè)和“機會型”創(chuàng)業(yè)兩個模型回歸結果發(fā)現(xiàn)，在城市間的流動行為對農(nóng)民工“生存型”創(chuàng)業(yè)行為的抑制效應更強，回歸結果與表2中的回歸結果一致。以上分析說明，在城市間的流動行為顯著抑制了農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)，證明了回歸結果是穩(wěn)健的。

2.被解釋變量穩(wěn)健性檢驗

把“生存型”創(chuàng)業(yè)和“機會型”創(chuàng)業(yè)合并在一起進行考慮以檢驗穩(wěn)健性，結果展示在表3的列（7）中。結果顯示，把兩者合并在一起后，流動頻率與創(chuàng)業(yè)行為之間仍然是負相關關系，因此，無論是“生存型”創(chuàng)業(yè)還是“機會型”創(chuàng)業(yè)，抑或把“生存型”創(chuàng)業(yè)與“機會型”創(chuàng)業(yè)合并，農(nóng)民工在城市間流動頻率的提高都會顯著抑制其創(chuàng)業(yè)行為的發(fā)生，證明了模型估計結果是穩(wěn)健的。

（三）異質(zhì)性分析

1.流動頻率與不同技能水平農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)

參考已有文獻的做法，這里用農(nóng)民工的受教育程度作為衡量農(nóng)民工技能水平的代理變量[21]，當農(nóng)民的受教育水平為初中及以下文化水平時，樣本進入相對低技能組，當農(nóng)民的受教育水平為初中以上文化時，樣本進入相對高技能組。表4（下頁）匯報了流動頻率對不同技能水平農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的影響。結果表明，無論是相對低技能組還是相對高技能組，在城市間流動頻率的增加都降低了農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)概率（包括“生存型”創(chuàng)業(yè)和“機會型”創(chuàng)業(yè)），但對相對低技能組農(nóng)民工群體“生存型”創(chuàng)業(yè)的抑制效應更強。低技能農(nóng)民工流動能力本身較弱，這說明在城市間的流動放大了以低技能為代表的弱勢農(nóng)民工群體的人力資本劣勢，不利于資本積累與就業(yè)層次的提升。

2.流動頻率與“兩代農(nóng)民工”的創(chuàng)業(yè)

新生代農(nóng)民工與第一代農(nóng)民工在社會背景、教育背景、所面臨的時代變遷均存在較大差異。學者們一般將1980年以前出生的農(nóng)民工稱為第一代農(nóng)民工，將1980年以后出生的農(nóng)民工稱為新生代農(nóng)民工[22]。表5（下頁）報告了流動頻率對“兩代農(nóng)民工”創(chuàng)業(yè)的影響。結果顯示：一方面，農(nóng)民工在城市間流動頻率的提高抑制了新生代農(nóng)民工“生存型”創(chuàng)業(yè)行為的發(fā)生，抑制效應達到62.0%，但對“機會型”創(chuàng)業(yè)抑制效果不顯著;另一方面，流動頻率的提高同時抑制了第一代農(nóng)民工“生存型”創(chuàng)業(yè)和“機會型”創(chuàng)業(yè)，抑制效應分別達到了124.7%與30.1%，對“生存型”創(chuàng)業(yè)的抑制作用更強。這一結果可以從兩個方面來解釋：一方面，可基于第一代農(nóng)民工所處的時代背景來分析。新中國成立以來，我國人口流動政策可分為五個階段，而1984—2002年仍然處于限制流動和有序逐步放開階段。第一代農(nóng)民工向城市流動時還受到較多限制，對城市流動帶來的沖擊更加敏感，因而在城市間的流動對第一代農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)抑制作用更強。另一方面，新生代農(nóng)民工成長于互聯(lián)網(wǎng)時代，普遍流動性更強，信息化的普及便利了農(nóng)民工的信息獲取，拓寬了社會網(wǎng)絡的時空邊界?；ヂ?lián)網(wǎng)在新生代農(nóng)民工中的普及使用有利于激活“機會型”創(chuàng)業(yè)，弱化了流動對新生代農(nóng)民工“機會型”創(chuàng)業(yè)的沖擊作用。

3.流動頻率與不同流動范圍農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)

本文把流動范圍區(qū)分為跨省域流動與省域內(nèi)流動兩個子樣本，并探討流動頻率對不同流動范圍農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的影響，結果如表6（下頁）所示。不難發(fā)現(xiàn)，所有的邊際效應系數(shù)均為負，并且都通過了顯著性水平檢驗。具體來看，在城市間流動對跨省域流動農(nóng)民工群體的“生存型”創(chuàng)業(yè)和“機會型”創(chuàng)業(yè)抑制效應分別達到56.4%和13.0%，對省域內(nèi)流動農(nóng)民工群體的“生存型”創(chuàng)業(yè)和“機會型”創(chuàng)業(yè)抑制效應分別為109.3%和9.0%。這表明，在城市間的流動對跨省域流動與省域內(nèi)流動的農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)均有顯著的抑制效應，但對省域內(nèi)流動的農(nóng)民工群體“生存型”創(chuàng)業(yè)抑制效應更強。相對于跨省域流動，農(nóng)民工在省域內(nèi)城市間的流動頻率增加更不利于創(chuàng)業(yè)。

五、機制檢驗：社會資本與社會融合的作用

在理論機制分析部分，本文提出了社會資本與社會融合兩個作用機制，其中社會資本是指農(nóng)民工與其他個體或團體之間的關聯(lián)，包括社會網(wǎng)絡、互惠性規(guī)范和由此產(chǎn)生的信任，其中社會網(wǎng)絡是主要的衡量指標，因此本文選擇社會網(wǎng)絡的廣度作為社會資本的代理變量，社交網(wǎng)絡指標選擇問卷中的“您業(yè)余時間在本地和誰來往最多”這一問題，問題共有同鄉(xiāng)（戶口遷至本地）、同鄉(xiāng)（戶口仍在老家）、同鄉(xiāng)（戶口遷至本地與老家以外的其他地區(qū)）、其他本地人、其他外地人、很少與人來往等6個選項，將選擇主要與其他本地人來往最多的選項的農(nóng)民工樣本賦值為1，表示農(nóng)民工具有更高密度和更大規(guī)模的社會網(wǎng)絡與社會資本，選擇其他選項的農(nóng)民工樣本賦值為0，表示更低密度和更小規(guī)模的社會網(wǎng)絡與社會資本。社會融合是指確保具有風險和社會排斥的農(nóng)民工群體能夠獲得與本地居民接納與平等交換資源的機會。社會排斥理論提出了社會融合與社會排斥的對立性，因此本文采用社會排斥指標作為社會融合的代理變量，社會排斥指標選擇問卷中“我覺得本地人愿意接受我成為其中一員”這一問題，答案共有4個選項，分別為完全不同意、不同意、基本同意、完全同意，將選擇完全不同意、不同意兩個選項的農(nóng)民工樣本賦值為1，表示面臨社會融入壁壘，社會融合難度較高;將選擇基本同意和完全同意兩個選項的農(nóng)民工樣本賦值為0，表示沒有面臨社會融合壁壘。擁有更豐富的社會資本與能順利融入當?shù)厣鐣霓r(nóng)民工創(chuàng)業(yè)概率更高。本文在理論分析的基礎上，進一步驗證社會資本與社會融合效應抑制農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的兩個作用機制。

從表7模型（20）的估計結果可以看出，流動頻率對社會資本的邊際沖擊效應達到-0.115，流動頻率每提高1%，流動農(nóng)民工順利融入本地社交網(wǎng)絡的概率將下降11.5%。在城市間的遷移流動確實對流動農(nóng)民工的社會資本集聚與擴張產(chǎn)生了沖擊，頻繁的流動讓農(nóng)民工難以融入本地的社交網(wǎng)絡，更無法獲得相應的創(chuàng)業(yè)支持與機會識別的際遇。模型（21）估計結果表明，流動頻率每提高1%，農(nóng)民工社會融合難度將上升1.8%。因此，從社會資本積累與社會融合兩個角度來看，在城市間流動頻率的提高均不利于農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)，以上結果驗證了研究假說2。

六、結論與政策建議

通過分析本文得到了如下研究結論：第一，工具變量法估計結果顯示，農(nóng)民工在城市間的流動行為顯著抑制了農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)行為的發(fā)生，流動頻率每提高1%，農(nóng)民工進行“生存型”創(chuàng)業(yè)的概率下降90.6%，進行“機會型”創(chuàng)業(yè)的概率下降13.9%，并且流動行為對農(nóng)民工“生存型”創(chuàng)業(yè)的抑制效應更強，估計結果驗證了本文提出的理論假說1。第二，在控制所有協(xié)變量基礎上，利用改變流動頻率的衡量方式進行穩(wěn)健性檢驗的結果顯示，在城市間的流動對農(nóng)民工“生存型”創(chuàng)業(yè)和“機會型”創(chuàng)業(yè)行為仍然具有顯著的抑制效應，抑制效應分別為10.2%、1.6%，證明了模型估計結果的穩(wěn)健性。第三，異質(zhì)性分析結果顯示，從不同技能水平、不同年齡、不同流動范圍特征對比分析發(fā)現(xiàn)，在城市間的流動對低技能組農(nóng)民工、第一代農(nóng)民工、省域內(nèi)流動農(nóng)民工群體“生存型”創(chuàng)業(yè)的抑制效應更強，抑制效應差異分別達到104.2%、124.7%、109.3%，對新生代農(nóng)民工的“機會型”創(chuàng)業(yè)抑制效果不顯著。第四，機制檢驗結果顯示，流動頻率每提高1個百分點，流動農(nóng)民工順利融入本地社交網(wǎng)絡的概率下降11.5%，而遭受本地居民排斥的概率提高1.8%，說明農(nóng)民工在城市間的流動頻率的增加通過對社會資本的集聚產(chǎn)生沖擊與增加社會融合難度兩個作用機制抑制了農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)行為的發(fā)生。以上所有估計結果均通過1%的顯著性水平檢驗，檢驗結果驗證了本文提出的理論假說2。

基于以上結論，提出如下政策建議：

第一，地方政府在制定政策時既要繼續(xù)促進農(nóng)村富余勞動力向城市轉移，又要重視城市流動農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)需求，緩解流動對農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的抑制效應。進一步優(yōu)化農(nóng)民工異地就業(yè)創(chuàng)業(yè)服務，建立城市流動農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)集聚市場，為流動農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)提供良好穩(wěn)定的場所與創(chuàng)業(yè)平臺，降低創(chuàng)業(yè)門檻。充分運用大數(shù)據(jù)精準識別城市流動農(nóng)民工并優(yōu)化相應的扶持政策，盡量滿足農(nóng)民工多樣化的創(chuàng)業(yè)需求，降低其在城市創(chuàng)業(yè)的經(jīng)濟成本。開展農(nóng)民工專項技能培訓，除基礎技能外，重點為具有潛在創(chuàng)業(yè)意愿的農(nóng)民工提供相應的創(chuàng)業(yè)指導服務，提升農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)能力。

第二，為城市流動農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)提供差異化扶持政策支持。對于大部分潛在“生存型”創(chuàng)業(yè)農(nóng)民工群體，應放寬其在城市的落戶政策，讓農(nóng)民工獲得更加公平的就業(yè)機會，這有利于在一定程度上緩解人力資本劣勢對創(chuàng)業(yè)的約束。針對第一代農(nóng)民工和省域內(nèi)流動農(nóng)民工，應加快互聯(lián)網(wǎng)以及智慧產(chǎn)業(yè)知識的普及，提高第一代農(nóng)民工融入數(shù)字型現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)與社會的能力，拓寬其社會網(wǎng)絡邊界，提高其流動能力，增加其進行“機會型”創(chuàng)業(yè)的幾率。

第三，促進農(nóng)民工的城市融合發(fā)展。一方面，建立流動人口行業(yè)協(xié)會與自治組織，推進流動農(nóng)民工服務管理社區(qū)化，促進流動農(nóng)民工的社區(qū)融合，以一種更為包容的政策措施讓流動農(nóng)民工就地創(chuàng)業(yè)，促進農(nóng)民工利用已有的社會網(wǎng)絡降低創(chuàng)業(yè)壁壘。另一方面，培育新型職業(yè)農(nóng)民，提高農(nóng)民工整體素質(zhì)，引導主流媒體構建農(nóng)民工正面媒介形象，減少本地居民對流動農(nóng)民工的偏見，促進農(nóng)民工在城市的融合發(fā)展，激發(fā)創(chuàng)業(yè)活力。

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（責任編輯：許志敏）