非認(rèn)知能力與農(nóng)民工城市創(chuàng)業(yè)回報(bào)

摘 要：面對(duì)復(fù)雜多變的創(chuàng)業(yè)環(huán)境和日趨密切的人際交往需求，創(chuàng)業(yè)者的非認(rèn)知能力愈發(fā)受到市場的重視。基于2013年全國流動(dòng)人口社會(huì)融合專題調(diào)查數(shù)據(jù)，沿用“大五”人格指標(biāo)構(gòu)建非認(rèn)知能力，采用三階段估計(jì)方法，實(shí)證檢驗(yàn)了非認(rèn)知能力對(duì)農(nóng)民工城市創(chuàng)業(yè)回報(bào)的影響效應(yīng)及其作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)，非認(rèn)知能力對(duì)進(jìn)城農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)回報(bào)存在顯著的正向影響，且隨著收入分位點(diǎn)的提高，非認(rèn)知能力的創(chuàng)業(yè)回報(bào)率逐步提升。不同市場條件下非認(rèn)知能力的市場價(jià)值存在差異，來自非一線城市以及服務(wù)行業(yè)創(chuàng)業(yè)的農(nóng)民工獲得了相對(duì)更高的“能力溢價(jià)”。上述結(jié)論在同時(shí)考慮內(nèi)生性及樣本選擇偏差后依舊穩(wěn)健。進(jìn)一步對(duì)非認(rèn)知能力影響創(chuàng)業(yè)回報(bào)的三種潛在機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)，證實(shí)了社會(huì)資本效應(yīng)、教育邊際效應(yīng)以及配置結(jié)構(gòu)效應(yīng)的存在，非認(rèn)知能力的提高有助于強(qiáng)化農(nóng)民工的社會(huì)資本水平，提高其教育邊際收益，擴(kuò)大該群體進(jìn)入機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的概率，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)民工城市創(chuàng)業(yè)回報(bào)的提升。

關(guān)鍵詞：進(jìn)城農(nóng)民工;非認(rèn)知能力;創(chuàng)業(yè)回報(bào);三階段估計(jì)

中圖分類號(hào)：F241.4 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1000-4149（2021）03-0018-17

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2021.00.018

收稿日期：2020-10-24;修訂日期：2021-02-09

基金項(xiàng)目：2019年度教育部人文社會(huì)科學(xué)研究青年基金項(xiàng)目“新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程中農(nóng)民工留城創(chuàng)業(yè)行為機(jī)理、約束條件與支持政策研究”（19YJC790208）。

作者簡介：朱志勝，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，北京第二外國語學(xué)院旅游科學(xué)學(xué)院副教授，北京旅游發(fā)展研究基地研究員。

Non-cognitive Ability and Entrepreneurial Income of Rural-urban Migrants：

Facts and Mechanisms

ZHU? Zhisheng

（School of Tourism Sciences， Beijing International Studies University，

Beijing 100024， China）

Abstract：

In the face of the complex and changing， entrepreneurial environment and the increasingly close interpersonal needs， the non-cognitive skills of entrepreneurs are increasingly valued by the market.

Based on the data of

China Migrants Dynamic Survey（CDMS 2013）， this paper uses the “Big Five” personality index to construct non-cognitive ability， and uses the

three-stage estimation method

（3SLS） to test the effect of non-cognitive ability on the entrepreneurial income of rural-urban migrants and its possible mechanism. We find that， non-cognitive ability has a significant positive impact on rural migrants entrepreneurship income. With the increase of income points， non-cognitive abilitys entrepreneurship returns gradually increases. Under different market conditions， non-cognitive entrepreneurship returns are different significantly. Rural-urban migrants from non-first-tier cities and entrepreneurship in service industries have obtained a more significant “capability premium”. These conclusions remain robust after considering endogenous problems and sample selection bias. Furthermore， this paper examines three possible mechanisms of non-cognitive ability affecting entrepreneurship returns， and confirms the existence of social capital effect， marginal utility of education and allocation structure effect. The improvement of non-cognitive ability helps to strengthen the social capital level of rural-urban migrants， improve their marginal income of education， and also helps the group to carry out more chances of entrepreneurial activities， thus promoting the improvement of entrepreneurial returns of rural-urban migrants.

Keywords：rural-urban migrants;non-cognitive ability;entrepreneurship returns;3SLS

一、引言

近年隨著我國經(jīng)濟(jì)增速放緩及就業(yè)壓力增大，經(jīng)濟(jì)發(fā)展迫切需要?jiǎng)?chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的驅(qū)動(dòng)。自2007年黨的十七大提出“擴(kuò)大就業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略、實(shí)施促進(jìn)以創(chuàng)業(yè)帶動(dòng)就業(yè)”的戰(zhàn)略部署以來，國民創(chuàng)業(yè)活動(dòng)日趨活躍，創(chuàng)業(yè)者群體不斷壯大。其中農(nóng)民工群體的“草根創(chuàng)業(yè)”是“萬眾創(chuàng)業(yè)”的重要組成部分。國家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2017年約有3400萬的進(jìn)城農(nóng)民工通過自營方式實(shí)現(xiàn)就業(yè)，占當(dāng)年全部就業(yè)農(nóng)民工的28.1%左右，且該群體規(guī)模自2015以來連續(xù)多年穩(wěn)步增長另據(jù)全國流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測調(diào)查（China Migrants Dynamic Survey，CMDS）數(shù)據(jù)的推算，2009—2017年我國城鎮(zhèn)就業(yè)市場上自我雇傭農(nóng)民工占比穩(wěn)定在40%—45%之間，絕對(duì)規(guī)模接近8000萬人，創(chuàng)業(yè)已然成為進(jìn)城農(nóng)民工實(shí)現(xiàn)就業(yè)的重要方式[1]。近年來，從中央到地方各級(jí)政府紛紛開展專項(xiàng)培訓(xùn)以激發(fā)各群體創(chuàng)業(yè)意愿，如實(shí)施普惠金融等幫扶措施改善創(chuàng)業(yè)環(huán)境，消除資金約束等因素對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的抑制[2]。然而，現(xiàn)實(shí)中的農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)卻依然面臨“高創(chuàng)業(yè)意向，低創(chuàng)業(yè)能力，少創(chuàng)業(yè)成功”的尷尬境況，由此引發(fā)政策制定者不得不思考除了傳統(tǒng)幫扶措施之外的其他政策工具，尤其是在當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型換擋碰頭就業(yè)壓力的特殊時(shí)期，如何提高農(nóng)民工群體的創(chuàng)業(yè)能力及創(chuàng)業(yè)持續(xù)期，儼然成為擺在各級(jí)政府面前亟待破解的現(xiàn)實(shí)難題。

創(chuàng)業(yè)涉及各類資源的整合與統(tǒng)籌運(yùn)作，面對(duì)復(fù)雜多變的創(chuàng)業(yè)環(huán)境、密集多元的技術(shù)變革和日趨密切的人際交往需求，創(chuàng)業(yè)者的非認(rèn)知能力愈發(fā)受到市場的重視。近年來，隨著以“能力”為核心的新人力資本理論框架逐漸確立，非認(rèn)知能力作為決策變量被引入經(jīng)濟(jì)模型，為在理論和政策層面提升勞動(dòng)者技能提供了嶄新視角[3]。在經(jīng)濟(jì)學(xué)研究中，非認(rèn)知能力多被視作與認(rèn)知能力相對(duì)應(yīng)的概念，意指個(gè)體與他人交往中表現(xiàn)出的思想、情感和行為[4-5]，通常使用人格特征加以測量[6]。大量的調(diào)查研究顯示，創(chuàng)業(yè)者往往擁有不同于一般勞動(dòng)者的人格特質(zhì)，如成功欲、自信心和冒險(xiǎn)性等[7-8]。同時(shí)，國外諸多經(jīng)驗(yàn)研究也表明，非認(rèn)知能力作為一種隱性人力資本，對(duì)于個(gè)體的創(chuàng)業(yè)決策和創(chuàng)業(yè)績效具有顯著的促進(jìn)作用，尤其是對(duì)于認(rèn)知能力相對(duì)弱勢的創(chuàng)業(yè)者，非認(rèn)知能力的價(jià)值更加突顯[9-11]。與西方國家相比，我國具有迥異的文化基因和制度環(huán)境，國民的非認(rèn)知特征及表現(xiàn)形式都有別于西方，非認(rèn)知能力在國民創(chuàng)業(yè)實(shí)踐中的價(jià)值意義必然存在差異。然而，由于數(shù)據(jù)及方法等的局限，目前國內(nèi)嚴(yán)謹(jǐn)討論非認(rèn)知能力與創(chuàng)業(yè)行為之間因果關(guān)系及其影響機(jī)制的經(jīng)驗(yàn)文獻(xiàn)相對(duì)不足，致使政策制定者難以厘清思路，很大程度上限制了相關(guān)政策框架的搭建和開發(fā)。

本文在前期文獻(xiàn)的框架基礎(chǔ)上，利用專項(xiàng)微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)非認(rèn)知能力對(duì)農(nóng)民工城市創(chuàng)業(yè)回報(bào)的影響效應(yīng)及其中間機(jī)制，以揭示非認(rèn)知能力在農(nóng)民工群體創(chuàng)業(yè)活動(dòng)中的獨(dú)特作用。

本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，以往有關(guān)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的研究主要關(guān)注受教育水平、專業(yè)技能、社會(huì)資本、認(rèn)知能力等顯性人力資本對(duì)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)回報(bào)的影響，而忽略了非認(rèn)知能力等隱性人力資本的價(jià)值，本文從非認(rèn)知能力的角度切入，拓寬了該問題的研究領(lǐng)域。第二，本文搭建了一個(gè)整合性分析框架，不僅從整體上識(shí)別了非認(rèn)知能力對(duì)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)回報(bào)的影響，同時(shí)基于分位數(shù)估計(jì)考察了非認(rèn)知能力溢價(jià)在不同收入分位點(diǎn)上的變動(dòng)趨勢，并進(jìn)一步對(duì)非認(rèn)知能力溢價(jià)的三種潛在機(jī)制進(jìn)行了細(xì)致探討。第三，本文較為恰當(dāng)?shù)囟攘苛朔钦J(rèn)知能力指標(biāo)并對(duì)內(nèi)生性干擾進(jìn)行了處理。一方面，不同于前期文獻(xiàn)片面選取指標(biāo)或缺少維度地衡量非認(rèn)知能力，本文根據(jù)“大五”人格（NEO）特征修訂問卷，構(gòu)建包含5大維度13個(gè)細(xì)分指標(biāo)的非認(rèn)知能力指標(biāo)體系，并通過主成分分析構(gòu)建非認(rèn)知能力總指標(biāo)，降低了核心變量的測量誤差;另一方面，本文使用樣本選擇下的工具變量三階段估計(jì)方法，同時(shí)克服非認(rèn)知能力的內(nèi)生性及創(chuàng)業(yè)決策的選擇性偏差，保證估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健可信，為后續(xù)研究提供了方法借鑒。

二、文獻(xiàn)述評(píng)

隨著認(rèn)知心理學(xué)和人格心理學(xué)的發(fā)展，以關(guān)注個(gè)體非認(rèn)知能力對(duì)經(jīng)濟(jì)行為與表現(xiàn)的影響為核心的人格經(jīng)濟(jì)學(xué)成為當(dāng)前經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域研究的重要話題[12]。以赫克曼（Heckman）、鮑爾斯（Bowles）等為代表的經(jīng)濟(jì)學(xué)家長期圍繞新人力資本對(duì)勞動(dòng)收入的影響進(jìn)行了大量實(shí)證研究，特別強(qiáng)調(diào)非認(rèn)知能力在個(gè)體經(jīng)濟(jì)行為中的價(jià)值[3，13]。國外多數(shù)經(jīng)驗(yàn)證據(jù)表明，個(gè)體的非認(rèn)知能力能夠顯著提高工資性收入[13-14]。鮑爾斯等的研究發(fā)現(xiàn)，非認(rèn)知能力可以提高勞動(dòng)者的勞動(dòng)生產(chǎn)率進(jìn)而影響工資性收入，并據(jù)此構(gòu)建了基于激勵(lì)—強(qiáng)化理論的工資決定模型 [13]。赫克曼和科賓（Corbin）基于勞動(dòng)力市場均衡理論，分析了非認(rèn)知能力與認(rèn)知能力的交互作用，發(fā)現(xiàn)非認(rèn)知能力能夠通過教育干預(yù)實(shí)現(xiàn)有效積累，同時(shí)也可通過提高教育等人力資本投資的邊際效應(yīng)，對(duì)勞動(dòng)者工資性收入產(chǎn)生積極影響[14]。國內(nèi)學(xué)者如程虹和李唐、王春超和張承莎等的研究同樣證實(shí)了非認(rèn)知能力工資性收入溢價(jià)的存在[15-16]。

這些研究為我們理解非認(rèn)知能力在創(chuàng)業(yè)過程中的獨(dú)特價(jià)值提供了有益借鑒。然而，由于這類研究并非專題性探討非認(rèn)知能力在創(chuàng)業(yè)領(lǐng)域的價(jià)值的研究，缺乏對(duì)非認(rèn)知能力與創(chuàng)業(yè)回報(bào)之間因果關(guān)系的嚴(yán)謹(jǐn)識(shí)別，也未能對(duì)其中的影響機(jī)制作出解釋，特別是對(duì)

處在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期的中國，非認(rèn)知能力究竟在國民創(chuàng)業(yè)過程中扮演怎樣的角色仍有待驗(yàn)證。

理論上講，非認(rèn)知能力作用于工資性收入增長的影響機(jī)制同樣也存在于創(chuàng)業(yè)過程中。非認(rèn)知能力不僅可以通過提高勞動(dòng)生產(chǎn)率直接影響創(chuàng)業(yè)者的收入回報(bào)，同時(shí)也可能通過與認(rèn)知能力的交互影響間接作用于創(chuàng)業(yè)者的教育回報(bào)率，從而帶來更高的創(chuàng)業(yè)回報(bào)。由于不同的創(chuàng)業(yè)形式和創(chuàng)業(yè)內(nèi)容對(duì)創(chuàng)業(yè)者的能力需求不完全一致，要求越高的創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)往往會(huì)帶來更高的創(chuàng)業(yè)回報(bào)，因此，非認(rèn)知能力還可能通過促進(jìn)創(chuàng)業(yè)者進(jìn)入更高層次的創(chuàng)業(yè)領(lǐng)域進(jìn)而帶來更高的收入溢價(jià)。在經(jīng)驗(yàn)研究方面，越來越多的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)表明，非認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)業(yè)者的業(yè)績表現(xiàn)和事業(yè)成就有著積極作用[9-11，17]。埃文斯（Evans）和萊頓（Leighton）較早討論了非認(rèn)知能力與創(chuàng)業(yè)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)非認(rèn)知能力尤其是控制觀特征是影響創(chuàng)業(yè)成功的重要因素[10]。勞赫（Rauch）與弗雷斯（Frese）研究表明，創(chuàng)業(yè)者擁有的成就感、自信心、創(chuàng)造力、抗壓能力和自主偏好等非認(rèn)知因素對(duì)于創(chuàng)業(yè)決策及創(chuàng)業(yè)表現(xiàn)都有著顯著正向作用[17]。與本文的工作類似，趙浩等將非認(rèn)知能力與工資性收入的邏輯框架擴(kuò)展至創(chuàng)業(yè)研究領(lǐng)域，發(fā)現(xiàn)非認(rèn)知能力確實(shí)在個(gè)體創(chuàng)辦企業(yè)及維持創(chuàng)業(yè)績效過程中發(fā)揮著積極影響[11]。卡里恩多（Caliendo）等研究發(fā)現(xiàn)，反映非認(rèn)知能力的控制觀與風(fēng)險(xiǎn)偏好等特征有助于預(yù)測個(gè)體的創(chuàng)業(yè)傾向以及創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的持續(xù)期。基于這一框架，卡里恩多等利用德國數(shù)據(jù)的實(shí)證研究再次證實(shí)，開放性和外向性得分更高或擁有更低的神經(jīng)質(zhì)和順同性得分的個(gè)體，其作出創(chuàng)業(yè)決策以及維持企業(yè)更長生存時(shí)間的概率都相對(duì)更大[9]。

盡管國外文獻(xiàn)圍繞非認(rèn)知能力已經(jīng)有了較多討論，但由于數(shù)據(jù)及方法等的局限，國內(nèi)對(duì)于非認(rèn)知能力在創(chuàng)業(yè)領(lǐng)域的價(jià)值研究相對(duì)鮮見，僅有少量現(xiàn)有文獻(xiàn)從理論層面探討了非認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)業(yè)表現(xiàn)的潛在影響[12，18-19]，缺乏嚴(yán)謹(jǐn)可信的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。在前期有限的實(shí)證文獻(xiàn)中，柴時(shí)軍和鄭云、李強(qiáng)等基于CFPS數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，非認(rèn)知能力會(huì)顯著激發(fā)個(gè)體的創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)，促進(jìn)個(gè)體作出創(chuàng)業(yè)決策[20-21]。魏下海等利用CMDS 2014年數(shù)據(jù)研究表明，反映非認(rèn)知能力的外向性、開放性和嚴(yán)謹(jǐn)性特征均會(huì)顯著促進(jìn)流動(dòng)人口的創(chuàng)業(yè)選擇，而神經(jīng)質(zhì)則會(huì)對(duì)流動(dòng)人口的創(chuàng)業(yè)參與產(chǎn)生顯著的抑制影響[22]。朱志勝以農(nóng)民工為研究對(duì)象，利用CMDS 2013年數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，非認(rèn)知能力的提高能夠顯著增加農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)概率，特別是從事自雇型創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的可能性。

以上研究都關(guān)注到了個(gè)體非認(rèn)知能力的個(gè)別維度對(duì)創(chuàng)業(yè)決策的影響，但對(duì)于非認(rèn)知能力與創(chuàng)業(yè)收入之間的因果關(guān)系都未能作出有效回答[1]。與本文主題類似，王詢等利用2010年和2012年CFPS數(shù)據(jù)，沿用“大五”人格特征框架的經(jīng)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)，非認(rèn)知能力因素中的條理性特質(zhì)有助于激發(fā)個(gè)體的創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)，審慎性特質(zhì)則對(duì)個(gè)體創(chuàng)業(yè)收入有顯著的正向作用，而熱情性特質(zhì)則不利于創(chuàng)業(yè)增收[23]。但該文以全部居民為研究對(duì)象，忽略了群體異質(zhì)性，其將非認(rèn)知能力13個(gè)子維度共同納入方程，研究結(jié)論易受到共線性和內(nèi)生性的干擾，且該文的研究設(shè)計(jì)無法綜合評(píng)估非認(rèn)知能力的總體效應(yīng)，對(duì)于非認(rèn)知能力影響創(chuàng)業(yè)回報(bào)的中間機(jī)制同樣無法給出解釋。

鑒于此，本文利用2013年流動(dòng)人口社會(huì)融合專題調(diào)查數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)非認(rèn)知能力對(duì)農(nóng)民工城市創(chuàng)業(yè)回報(bào)的影響效應(yīng)，并對(duì)其中可能的作用機(jī)制展開經(jīng)驗(yàn)分析。在具體的研究中，本文沿用“大五”人格指標(biāo)（見表1）綜合測度非認(rèn)知能力，盡量減少核心變量的測量誤差，并采用三階段估計(jì)方法緩解了內(nèi)生性以及創(chuàng)業(yè)決策選擇性偏差問題對(duì)估計(jì)結(jié)果的干擾，同時(shí)細(xì)致探討了非認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)業(yè)回報(bào)的影響機(jī)制。

三、數(shù)據(jù)與模型

1.數(shù)據(jù)來源

本文采用的數(shù)據(jù)來源于原國家人口和計(jì)劃生育委員會(huì)2013年流動(dòng)人口社會(huì)融合專題調(diào)查數(shù)據(jù)。該專題調(diào)查覆蓋了北京市朝陽區(qū)、深圳市、中山市、廈門市、嘉興市、青島市、成都市和鄭州市等8個(gè)來自東、中、西部不同規(guī)模的城市或城區(qū)，盡管上述8個(gè)城市（城區(qū)）的選取并非完全隨機(jī)，但在各城市（城區(qū)）內(nèi)部均通過嚴(yán)格的PPS抽樣展開調(diào)查，數(shù)據(jù)樣本量大，覆蓋面廣，能夠較好地代表全國流動(dòng)人口的基本情況。調(diào)查問卷詳細(xì)記錄了流動(dòng)人口流出地和流入地信息，能夠較好滿足本研究的數(shù)據(jù)需求 有關(guān)2013年流動(dòng)人口社會(huì)融合專題調(diào)查詳細(xì)的調(diào)查、抽樣和數(shù)據(jù)優(yōu)勢與局限，可參考原國家衛(wèi)生和計(jì)劃生育委員會(huì)流管司2015年的詳細(xì)介紹，這里不再重述。

考慮到本文的研究目的，僅保留農(nóng)業(yè)戶口樣本，剔除調(diào)查期間失業(yè)及流動(dòng)原因?yàn)殡S遷、上學(xué)、投靠親戚等的樣本，通過以上步驟將研究對(duì)象限定在農(nóng)業(yè)戶口且因務(wù)工經(jīng)商而流動(dòng)的進(jìn)城農(nóng)民工樣本，并進(jìn)一步刪去關(guān)鍵變量缺失的樣本，最終得到有效樣本量3840個(gè)。

2.非認(rèn)知能力變量設(shè)置

雖然不同學(xué)科對(duì)非認(rèn)知能力的理解和界定莫衷一是，但多數(shù)文獻(xiàn)認(rèn)為，非認(rèn)知能力指個(gè)體與他人交往中表現(xiàn)出來的思想、情感和行為[4-5]，是相對(duì)于認(rèn)知能力的概念，可用人格特征加以衡量[6]。前期探討非認(rèn)知能力與創(chuàng)業(yè)關(guān)系的文獻(xiàn)中，較多采用“大五”人格指標(biāo)體系來測度個(gè)體非認(rèn)知能力[9-11]。國內(nèi)前期研究證實(shí)戈德堡（Goldberg）的“大五”人格測試對(duì)于表征國民非認(rèn)知能力擁有很好的解釋能力[12]。因而本文根據(jù)修訂后的NEO人格問卷，基于調(diào)查中的題項(xiàng)，構(gòu)建了包含5大維度（嚴(yán)謹(jǐn)性、順同性、外向性、開放性、神經(jīng)質(zhì)）13個(gè)細(xì)分指標(biāo)的非認(rèn)知能力指標(biāo)體系，并保證每個(gè)維度至少對(duì)應(yīng)3個(gè)題項(xiàng)，以此來降低測量誤差（見表1）。為了消除量綱差異，本文首先對(duì)所有題項(xiàng)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，進(jìn)而對(duì)標(biāo)準(zhǔn)化得分進(jìn)行加總平均，求得反映非認(rèn)知能力的5大維度得分，在此基礎(chǔ)上，運(yùn)用主成分分析法構(gòu)建非認(rèn)知能力綜合指標(biāo)。

3.模型設(shè)定

本文關(guān)注的核心問題是檢驗(yàn)農(nóng)民工城市創(chuàng)業(yè)過程中非認(rèn)知能力的創(chuàng)業(yè)回報(bào)及其中間機(jī)制，借鑒趙浩、卡里恩多等學(xué)者的做法[9，11]，基于明瑟（Mincer）工資方程[24]

設(shè)定如下基準(zhǔn)模型：

lnincomei=α+βNonCognitivei+γXi+εi

其中，lnincomei為農(nóng)民工個(gè)體i創(chuàng)業(yè)收入的對(duì)數(shù)，對(duì)于創(chuàng)業(yè)收入的度量，除了既有文獻(xiàn)慣用的月均收入外，考慮到創(chuàng)業(yè)者往往勞動(dòng)時(shí)間更長，為消除工作強(qiáng)度造成的收入差距，本文同時(shí)計(jì)算了小時(shí)收入;

核心解釋變量NonCognitivei表示農(nóng)民工個(gè)體i的非認(rèn)知能力特征;Xi為可能影響創(chuàng)業(yè)回報(bào)的控制變量，包括創(chuàng)業(yè)個(gè)體的人口學(xué)特征變量（性別、年齡、民族、受教育年限、健康狀況、城市經(jīng)歷等）、家庭特征變量（婚姻狀況、流入地家庭規(guī)模、住房情況等）以及流動(dòng)特征變量（省內(nèi)跨市、市內(nèi)跨縣）等;εi為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

表2匯報(bào)了具體變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由表2可知，農(nóng)民工城市創(chuàng)業(yè)的月均收入為4314.59元，同期工資性就業(yè)者的月均收入為3247.88元，僅相當(dāng)于前者的3/4左右。盡管消除勞動(dòng)強(qiáng)度差異后，兩類農(nóng)民工的小時(shí)收入差距略有縮小，但兩者之間的差別依舊明顯，創(chuàng)業(yè)農(nóng)民工的平均小時(shí)收入為17.29元，而同期工資性就業(yè)者的平均小時(shí)收入為15.60元。同時(shí)，根據(jù)表1“大五”人格相應(yīng)問題構(gòu)造五個(gè)子維度并進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化后，通過主成分分析得到非認(rèn)知能力總指標(biāo)，其最小值為-4.284，最大值為2.637，平均值為0.161。如果以均值為界劃分為高能力組和低能力組，非認(rèn)知能力虛擬變量的均值約為0.579，這意味著分布在非認(rèn)知能力兩端的人數(shù)大致相當(dāng)。

四、實(shí)證結(jié)果與討論

1.基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果

表3匯報(bào)了非認(rèn)知能力對(duì)農(nóng)民工城市創(chuàng)業(yè)回報(bào)的影響估計(jì)結(jié)果，同時(shí)包括月均收入方程估計(jì)結(jié)果，與考慮工時(shí)差異后的小時(shí)收入方程估計(jì)結(jié)果。由估計(jì)結(jié)果可知，在其他條件相同的情況下，非認(rèn)知能力對(duì)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)收入的影響顯著為正，即便考慮了工時(shí)差異的影響，這種收入優(yōu)勢依然顯著存在。為了捕捉地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及文化差異可能造成的估計(jì)偏差，同時(shí)出于回避行業(yè)選擇效應(yīng)的考慮，表3依次控制了地區(qū)和行業(yè)固定效應(yīng)，不難發(fā)現(xiàn)，無論是在月均收入還是小時(shí)收入的估計(jì)方程中，非認(rèn)知能力的估計(jì)系數(shù)依舊為正，且均在1%或5%的統(tǒng)計(jì)水平上高度顯著。

初步印證了前面的判斷，對(duì)于城市創(chuàng)業(yè)的農(nóng)民工而言，較強(qiáng)的非認(rèn)知能力的確能夠帶來顯著的“能力溢價(jià)”。

表3中第（4）和第（8）列區(qū)分了非認(rèn)知能力五個(gè)子維度對(duì)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)回報(bào)的異質(zhì)性影響。從估計(jì)結(jié)果來看，嚴(yán)謹(jǐn)性和外向性能夠顯著提高農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)回報(bào)，擁有更強(qiáng)自信心、良好條理性以及積極情緒和獨(dú)斷性的農(nóng)民工，更有可能獲得較高的創(chuàng)業(yè)回報(bào)，這與前期文獻(xiàn)針對(duì)其他群體的研究結(jié)論是一致的;順同性對(duì)農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)回報(bào)存在顯著的負(fù)面影響，個(gè)體順同性特質(zhì)對(duì)勞動(dòng)力市場表現(xiàn)的預(yù)測效力在理論上一直備受質(zhì)疑。對(duì)于創(chuàng)業(yè)活動(dòng)而言，要求創(chuàng)業(yè)者的決策行為更加果斷與偏執(zhí)，過度順同的性格并不利于決策的做出和執(zhí)行，尤其是當(dāng)前我國快速變遷的市場環(huán)境對(duì)創(chuàng)業(yè)農(nóng)民工的決斷力和執(zhí)行力提出了更高的要求;開放性與農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)回報(bào)之間不存在顯著關(guān)系，可能的原因是，開放性特質(zhì)是個(gè)體智慧與創(chuàng)造力的集中體現(xiàn)，但對(duì)于農(nóng)民工而言，其創(chuàng)業(yè)活動(dòng)更多集中在相對(duì)低端的低技術(shù)行業(yè)，過度超前的創(chuàng)業(yè)思維和冒險(xiǎn)精神可能并不完全適用;與預(yù)期相符，神經(jīng)質(zhì)會(huì)顯著降低農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)回報(bào)，創(chuàng)業(yè)過程中的種種壓力要求創(chuàng)業(yè)者必須具備較強(qiáng)的抗壓及穩(wěn)定情緒的能力，較高的神經(jīng)質(zhì)所表現(xiàn)出來的自信心不足和脆弱性，不利于創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的開展。

2.穩(wěn)健性估計(jì)結(jié)果

由于基準(zhǔn)模型設(shè)定很可能存在關(guān)鍵變量缺失及潛在雙向因果關(guān)系等內(nèi)生性問題，Tobit估計(jì)結(jié)果可能有偏，一方面，現(xiàn)實(shí)中的一些不可觀測或難以測度的潛在因素如稟賦遺傳、代際關(guān)系和成長環(huán)境等，可能會(huì)同時(shí)影響個(gè)體的能力形成及經(jīng)濟(jì)行為。例如，貫穿個(gè)體全生命周期的家庭投資決策，不僅有助于促進(jìn)個(gè)體非認(rèn)知能力的有效積累[25]，同時(shí)又會(huì)通過代際傳遞等方式直接作用于子代的風(fēng)險(xiǎn)偏好與創(chuàng)業(yè)決策[26]。另一方面，由于不同就業(yè)身份對(duì)于個(gè)體非認(rèn)知能力的要求并不完全隨機(jī)，因而擁有不同非認(rèn)知能力的農(nóng)民工會(huì)尋求能夠帶來效用最大化的就業(yè)決策，不僅如此，在創(chuàng)業(yè)過程中，創(chuàng)業(yè)者很可能為了獲取必要的創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)和創(chuàng)業(yè)資源，有意識(shí)地重塑和提升自身的非認(rèn)知能力，從而造成樣本的選擇性偏差問題。此外，受限于數(shù)據(jù)可得性，本文僅使用單一年度的截面數(shù)據(jù)，無法捕捉個(gè)體非認(rèn)知能力的時(shí)序變化，由此造成雙向因果的內(nèi)生性問題難以避免。

為緩解內(nèi)生性問題對(duì)估計(jì)結(jié)果的干擾，本文考慮使用樣本選擇下的工具變量三階段估計(jì)，參考伍德里奇（Wooldridge）提供的操作建議[27]：第一步，在包含受雇就業(yè)和自雇創(chuàng)業(yè)的全樣本中，使用Probit模型估計(jì)創(chuàng)業(yè)選擇方程，在此基礎(chǔ)上，計(jì)算創(chuàng)業(yè)樣本的逆米爾斯比（inverse mills ratio，IMR）的估計(jì)值;第二步，僅針對(duì)創(chuàng)業(yè)樣本，使用工具變量兩階段Tobit估計(jì)。由于第二步的工具變量估計(jì)由兩步構(gòu)成，故稱為三階段估計(jì)。在具體的操作過程中，在第一步估計(jì)創(chuàng)業(yè)選擇方程中，本文使用同一城市相同行業(yè)平均自雇創(chuàng)業(yè)比率作為工具變量，在第二步估計(jì)創(chuàng)業(yè)回報(bào)方程中，本文借鑒王春超和張承莎的處理方法[16]，構(gòu)造所在城市同一行業(yè)內(nèi)部相同就業(yè)身份農(nóng)民工的平均非認(rèn)知能力作為個(gè)體非認(rèn)知能力的工具變量，估計(jì)結(jié)果如表4所示。

從表4第（1）和第（2）列報(bào)告的第一階段和第二階段估計(jì)結(jié)果來看，同一城市相同行業(yè)平均自雇創(chuàng)業(yè)比率對(duì)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)決策具有顯著的正向影響，城市同一行業(yè)相同就業(yè)身份的平均非認(rèn)知能力對(duì)于農(nóng)民工的非認(rèn)知能力同樣具有較強(qiáng)的解釋能力，工具變量的估計(jì)系數(shù)均為正，且都在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，工具變量F檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量遠(yuǎn)大于經(jīng)驗(yàn)臨界值10，相應(yīng)P值也在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，保證了工具變量的有效性。由表3第（3）和第（4）列給出的第三階段估計(jì)結(jié)果可知，由第一階段估計(jì)得到的逆米爾斯比顯著為正，證實(shí)了前述樣本選擇問題的存在，同時(shí)也表明使用樣本選擇下的工具變量三階段估計(jì)是必要的。可以看到，在考慮樣本選擇偏差和內(nèi)生性問題的情況下，非認(rèn)知能力的估計(jì)系數(shù)依然穩(wěn)健，無論是月均收入還是小時(shí)收入的估計(jì)方程中，非認(rèn)知能力的估計(jì)系數(shù)均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，且估計(jì)系數(shù)相比基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果有所增大，表明在其他條件相同的情況下，非認(rèn)知能力的確有助于提升農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)回報(bào)，“能力溢價(jià)”在創(chuàng)業(yè)活動(dòng)中確實(shí)顯著存在。

3.擴(kuò)展性討論

以上分析證實(shí)了非認(rèn)知能力對(duì)于農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)回報(bào)的溢價(jià)效應(yīng)，那么這種“能力溢價(jià)”是否均勻地分布于不同收入層次的創(chuàng)業(yè)農(nóng)民工群體中？處于不同市場條件下的農(nóng)民工得到的能力溢價(jià)水平是否存在差異？對(duì)于以上異質(zhì)性影響的討論，有助于理解非認(rèn)知能力溢價(jià)的影響因素及其收入分配效應(yīng)。

首先，本文使用分位數(shù)估計(jì)檢驗(yàn)非認(rèn)知能力在不同收入分位水平上的差異影響。表5匯報(bào)了非認(rèn)知能力影響農(nóng)民工城市創(chuàng)業(yè)回報(bào)的分位數(shù)估計(jì)結(jié)果。從估計(jì)結(jié)果來看，非認(rèn)知能力的增收作用僅存在于收入分位點(diǎn)相對(duì)較高（Q50和Q75）的創(chuàng)業(yè)農(nóng)民工中，且隨著收入分位點(diǎn)的增加，非認(rèn)知能力的估計(jì)系數(shù)逐漸趨大，而對(duì)于收入分位點(diǎn)較低（Q25）農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)回報(bào)并不存在顯著影響。這意味著收入越高的創(chuàng)業(yè)農(nóng)民工，越能獲得相對(duì)更高的非認(rèn)知能力溢價(jià)，這種溢價(jià)分配上的“馬太效應(yīng)”，很可能會(huì)擴(kuò)大農(nóng)民工內(nèi)部的貧富差距，從而造成農(nóng)民工群體分化的進(jìn)一步加劇。

其次，由于創(chuàng)業(yè)回報(bào)不只是創(chuàng)業(yè)者個(gè)體能力的體現(xiàn)，同時(shí)也取決于所處的外部市場環(huán)境，考慮到農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的區(qū)域和行業(yè)分布特點(diǎn)，本文進(jìn)一步區(qū)分城市規(guī)模和行業(yè)性質(zhì)探討非認(rèn)知能力溢價(jià)的異質(zhì)性影響，結(jié)果如表6所示。從表6第（1）至（4）列的估計(jì)結(jié)果來看，非認(rèn)知能力對(duì)于農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)回報(bào)的提升作用僅存在于非一線城市，而對(duì)于北京、深圳等一線城市創(chuàng)業(yè)的農(nóng)民工來說，這種“能力溢價(jià)”并不顯著存在。中國自古是一個(gè)人情社會(huì)，特別是在二、三、四線城市，人情世故可能是影響創(chuàng)業(yè)成功與否的關(guān)鍵因素，在此情況下，非認(rèn)知能力的邊際作用得以突顯。相對(duì)而言，一線城市的市場化程度較高，對(duì)外來移民就業(yè)創(chuàng)業(yè)的包容性更強(qiáng)，反而弱化了非認(rèn)知能力的作用。與理論預(yù)期一致，表6第（5）至（8）列的估計(jì)結(jié)果顯示，非認(rèn)知能力的溢價(jià)效應(yīng)僅發(fā)生在服務(wù)業(yè)領(lǐng)域創(chuàng)業(yè)的農(nóng)民工中，對(duì)于制造業(yè)領(lǐng)域創(chuàng)業(yè)農(nóng)民工的收入回報(bào)

并不具有顯著影響。

五、非認(rèn)知能力影響農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)回報(bào)的機(jī)制

前面分析表明非認(rèn)知能力的確會(huì)給農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)回報(bào)帶來顯著的溢價(jià)作用，且這種“能力溢價(jià)”不完全源于創(chuàng)業(yè)行業(yè)的自選擇效應(yīng)，那么非認(rèn)知能力影響農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)回報(bào)的機(jī)制是什么？借鑒既有文獻(xiàn)的分析思路，同時(shí)考慮到數(shù)據(jù)可得性，本文重點(diǎn)檢驗(yàn)以下三種可能的影響機(jī)制：社會(huì)資本效應(yīng)、教育邊際效用和配置結(jié)構(gòu)效應(yīng)。

1.社會(huì)資本效應(yīng)

已有諸多有關(guān)遷移和流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)，外來人口在城市創(chuàng)業(yè)除了要應(yīng)對(duì)“新創(chuàng)劣勢”外，還面臨嚴(yán)峻的“外來劣勢”[28]。如何在遷入城市實(shí)現(xiàn)社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的混合嵌入，是外來人口城市創(chuàng)業(yè)的關(guān)鍵因素[29]。社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)有利于補(bǔ)充創(chuàng)業(yè)資源、提升企業(yè)家能力，從而提高個(gè)體的創(chuàng)業(yè)傾向和創(chuàng)業(yè)績效[30-34]。所謂社會(huì)資本效應(yīng)，意指個(gè)體非認(rèn)知能力的提高通過構(gòu)造人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和提高社會(huì)交際能力來擴(kuò)大自身的社會(huì)資本。從理論上講，非認(rèn)知能力較高的創(chuàng)業(yè)者通常擁有相對(duì)較強(qiáng)的人際交往能力和資源轉(zhuǎn)化能力，人際網(wǎng)絡(luò)圈子往往也比較高質(zhì)，從而能夠?yàn)閯?chuàng)業(yè)活動(dòng)提供更多且更有質(zhì)量的外部支持。為了驗(yàn)證社會(huì)資本效應(yīng)這一機(jī)制，本文參考溫忠麟和葉寶娟的中介檢驗(yàn)方法[35]，以社會(huì)資本為中介變量，采用中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)非認(rèn)知能力是否通過社會(huì)資本影響農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)回報(bào)。

表7報(bào)告了社會(huì)資本中介效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果，為保證研究結(jié)論的可靠性，本文采用了多種方式刻畫社會(huì)資本變量，其中，第（2）和（3）列以是否接受過流入地政府培訓(xùn)衡量社會(huì)資本，第（4）和（5）列以參與流入城市社會(huì)活動(dòng)的次數(shù)衡量社會(huì)資本，第（6）和（7）列以參與流入城市社會(huì)組織的個(gè)數(shù)衡量社會(huì)資本。從估計(jì)結(jié)果來看，第（2）、（4）和（6）列中非認(rèn)知能力的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，表明非認(rèn)知能力的確有助于創(chuàng)業(yè)者獲得更多的社會(huì)資源。同時(shí)，由第（3）、（5）和（7）列的估計(jì)結(jié)果可知，非認(rèn)知能力和社會(huì)資本變量的估計(jì)系數(shù)均在1%或5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，這意味著社會(huì)資本確實(shí)在非認(rèn)知能力和創(chuàng)業(yè)回報(bào)之間起到了部分中介的作用。與前面的分析相符，非認(rèn)知能力的提高有助于擴(kuò)大創(chuàng)業(yè)農(nóng)民工的社會(huì)資本，進(jìn)而帶來更高的創(chuàng)業(yè)回報(bào)。

2.教育邊際效應(yīng)

自明瑟方程提出以來，教育與收入之間的關(guān)系討論一直是傳統(tǒng)人力資本研究的焦點(diǎn)問題，大量前期研究發(fā)現(xiàn)，教育在個(gè)體收入增長中發(fā)揮著積極影響[24]。與傳統(tǒng)的人力資本理論相比，新人力資本理論打開了以往被視為“黑箱”的能力形成過程，構(gòu)建了一個(gè)基于多維能力的廣義人力資本理論框架，認(rèn)為教育是個(gè)體先天能力和后天環(huán)境共同作用的結(jié)果，個(gè)體非認(rèn)知能力不僅可以通過教育投資等方式實(shí)現(xiàn)有效積累，還有助于提升教育的邊際收益[3]。盡管受訪樣本在調(diào)查期均已完成正規(guī)教育，非認(rèn)知能力不大可能反向影響其受教育水平，但由于當(dāng)前觀測到的非認(rèn)知能力與早期接受教育決策時(shí)的非認(rèn)知水平可能高度相關(guān)，因而并不能排除兩者之間的相關(guān)關(guān)系。事實(shí)上，相關(guān)性分析結(jié)果也證實(shí)了以上推論，發(fā)現(xiàn)非認(rèn)知能力與教育顯著正相關(guān)。因此，本文嘗試檢驗(yàn)非認(rèn)知能力通過影響教育邊際效應(yīng)進(jìn)而間接影響個(gè)體創(chuàng)業(yè)收入這一可能的作用機(jī)制。

為評(píng)估教育對(duì)不同非認(rèn)知能力個(gè)體創(chuàng)業(yè)收入的差異影響，本文采取兩種群體劃分方式：一是根據(jù)全樣本非認(rèn)知能力的均值，將非認(rèn)知能力大于平均值的創(chuàng)業(yè)樣本歸入高能力組，小于或等于平均值的創(chuàng)業(yè)樣本歸入低能力組;二是根據(jù)非認(rèn)知能力第一、第三和第四分位點(diǎn)，將非認(rèn)知能力處于第一分位點(diǎn)以下的創(chuàng)業(yè)樣本歸入低水平組，處于第三和第四分位點(diǎn)以上的創(chuàng)業(yè)樣本歸入高水平組。表8報(bào)告了兩種分組情況下的教育邊際效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，從第（1）和（2）列、第（4）和（5）列的估計(jì)結(jié)果來看，無論在月均收入抑或小時(shí)收入方程中，教育對(duì)個(gè)體創(chuàng)業(yè)收入的估計(jì)系數(shù)顯著為正，且高能力或高水平組的教育邊際收益明顯高于其他組別，這與經(jīng)典文獻(xiàn)的研究結(jié)論一致。進(jìn)一步地，為了驗(yàn)證組間系數(shù)的可比性，本文進(jìn)一步引入受教育程度與非認(rèn)知能力虛擬變量的交互項(xiàng)進(jìn)行全樣本估計(jì)，結(jié)果如第（3）和（6）列所示?？梢钥吹剑谠戮杖牒托r(shí)收入方程中，交互項(xiàng)“非認(rèn)知能力01*受教育程度”和“非認(rèn)知能力02*受教育程度”均顯著為正，證實(shí)了教育回報(bào)的組間異質(zhì)性。上述分析結(jié)果表明，個(gè)體非認(rèn)知能力的提高，不僅有助于積累人力資本和社會(huì)資本，還有助于提高教育的邊際回報(bào)率。

3.配置結(jié)構(gòu)效應(yīng)

農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)決策以及創(chuàng)業(yè)方式的選擇并非是完全隨機(jī)的，擁有更高能力或更多資本的農(nóng)民工很可能會(huì)主動(dòng)尋求符合自身?xiàng)l件的創(chuàng)業(yè)形式。配置結(jié)構(gòu)效應(yīng)指的是非認(rèn)知能力的提高通過促進(jìn)創(chuàng)業(yè)者進(jìn)入更高層次的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)進(jìn)而帶來更高水平的收入回報(bào)。換言之，非認(rèn)知能力帶來的創(chuàng)業(yè)者收入差距，有可能是因?yàn)椴煌瑒?chuàng)業(yè)類型之間的準(zhǔn)入門檻差異形成的。為檢驗(yàn)這一可能的影響機(jī)制，本文參照以往文獻(xiàn)的通常做法，將農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)類型依據(jù)是否雇傭他人區(qū)分為“自雇型創(chuàng)業(yè)”和“機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)”。相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，相比于自雇型創(chuàng)業(yè)，機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)為創(chuàng)業(yè)者帶來了更高的收入溢價(jià)，但也面臨著更高的進(jìn)入門檻[36-37]。表9報(bào)告了非認(rèn)知能力影響創(chuàng)業(yè)收入的配置結(jié)構(gòu)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。估計(jì)結(jié)果表明，個(gè)體非認(rèn)知能力越高，其開展機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的可能性相應(yīng)越大，與此同時(shí)，從表9中可以看到，當(dāng)同時(shí)納入非認(rèn)知能力和機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)變量后，不論是在月均收入還是小時(shí)收入方程中，機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)變量的估計(jì)系數(shù)顯著為正，非認(rèn)知能力估計(jì)系數(shù)依然為正，但在統(tǒng)計(jì)上變得不再顯著，這意味著非認(rèn)知能力越高的農(nóng)民工，更有可能進(jìn)入機(jī)會(huì)型的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，從而獲得更高的創(chuàng)業(yè)回報(bào)，以上結(jié)論證實(shí)了配置結(jié)構(gòu)效應(yīng)對(duì)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)回報(bào)的影響。

六、結(jié)論與啟示

本文利用原國家衛(wèi)生和計(jì)劃生育委員會(huì)2013年全國流動(dòng)人口社會(huì)融合專題調(diào)查數(shù)據(jù)，沿用“大五”人格指標(biāo)構(gòu)建非認(rèn)知能力，并采用三階段估計(jì)方法，實(shí)證檢驗(yàn)了非認(rèn)知能力對(duì)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)回報(bào)的影響效應(yīng)及其可能的作用機(jī)制，以此揭示創(chuàng)業(yè)者非認(rèn)知能力在創(chuàng)業(yè)活動(dòng)中的獨(dú)特作用，為后續(xù)相關(guān)政策制定提供理論參考和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。研究發(fā)現(xiàn)，非認(rèn)知能力的確能夠顯著提高農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的經(jīng)濟(jì)回報(bào)，且隨著收入分位點(diǎn)的提高，非認(rèn)知能力溢價(jià)效應(yīng)同步增強(qiáng)。同時(shí)，異質(zhì)性分析結(jié)果表明，不同市場條件下非認(rèn)知能力的創(chuàng)業(yè)回報(bào)存在明顯差異，來自非一線城市及在服務(wù)行業(yè)創(chuàng)業(yè)的農(nóng)民工獲得了更加顯著的“能力溢價(jià)”。上述結(jié)論在考慮內(nèi)生性問題和樣本選擇偏差后依然穩(wěn)健。進(jìn)一步對(duì)非認(rèn)知能力作用于創(chuàng)業(yè)回報(bào)的三種潛在機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)，證實(shí)了社會(huì)資本效應(yīng)、教育邊際效應(yīng)及配置結(jié)構(gòu)效應(yīng)的存在，非認(rèn)知能力的提高有助于強(qiáng)化農(nóng)民工的社會(huì)資本水平，提高其教育邊際回報(bào)率，同時(shí)也有助于該群體更大概率開展機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，從而促進(jìn)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)回報(bào)的提升。

長期以來，有關(guān)創(chuàng)業(yè)回報(bào)的研究一直是學(xué)界關(guān)注的重要話題，對(duì)于農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)回報(bào)的研究，一方面有助于深入理解現(xiàn)階段農(nóng)民工群體的創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)，另一方面也能夠檢驗(yàn)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)社會(huì)環(huán)境是否有利于該群體創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的開展。長期以來，政策制定者們通過開展多種形式的技能培訓(xùn)和資金支持等政策工具，試圖緩解農(nóng)民工群體“高創(chuàng)業(yè)意向、低創(chuàng)業(yè)能力、少創(chuàng)業(yè)成功”的創(chuàng)業(yè)困境，但從實(shí)際效果來看，這些傳統(tǒng)幫扶手段的有效性頗受質(zhì)疑。本文的研究發(fā)現(xiàn)為政策制定者突破現(xiàn)行框架轉(zhuǎn)而尋找其他的政策工具提供了重要參考。本文認(rèn)為，未來的政策思考和調(diào)整方向應(yīng)充分認(rèn)識(shí)到非認(rèn)知技能這一隱性人力資本對(duì)于農(nóng)民工“草根創(chuàng)業(yè)”的重要價(jià)值，適時(shí)推出覆蓋農(nóng)村勞動(dòng)力全生命周期的非認(rèn)知能力提升計(jì)劃。一方面，新人力資本理論認(rèn)為，生命周期的早期是認(rèn)知能力和非認(rèn)知能力形成的關(guān)鍵時(shí)期，因此，長期來看，進(jìn)一步加大農(nóng)村基礎(chǔ)教育投資，推進(jìn)城鄉(xiāng)教育均衡協(xié)調(diào)發(fā)展，深化教育改革，全面推進(jìn)素質(zhì)教育，特別注重農(nóng)村兒童早期的品格教育，應(yīng)是未來我國農(nóng)村教育發(fā)展的長期戰(zhàn)略選擇。另一方面，盡管以人格特征為主要表現(xiàn)形式的非認(rèn)知能力在個(gè)體成長過程中具有相對(duì)穩(wěn)定性，但在生命周期的中后期仍然會(huì)根據(jù)個(gè)體經(jīng)歷發(fā)生變化，因而對(duì)于已經(jīng)進(jìn)入城鎮(zhèn)就業(yè)市場的農(nóng)村勞動(dòng)力，政策制定者應(yīng)注重將非認(rèn)知能力培養(yǎng)納入現(xiàn)行的培訓(xùn)框架體系，作為專項(xiàng)培訓(xùn)的重要內(nèi)容，釋放和培育農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)活力，同時(shí)鞏固和擴(kuò)大資金支持等傳統(tǒng)幫扶手段，幫助農(nóng)民工提升創(chuàng)業(yè)層次，擴(kuò)大機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)比例，促進(jìn)該群體實(shí)現(xiàn)市民化身份的有效轉(zhuǎn)變。

參考文獻(xiàn)：

[1]朱志勝.中國農(nóng)民工進(jìn)城自雇傭行為：規(guī)模、特征與進(jìn)入機(jī)制[J].現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)探討，2019（12）：116-125.

[2]尹志超，宋全云，吳雨，彭嫦燕.金融知識(shí)、創(chuàng)業(yè)決策和創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)[J].管理世界，2015（1）：87-98.

[3]HECKMAN J J， STIXRUD J， URZUA S， et al. The effects of cognitive and noncognitive abilities on labor market outcomes and social behavior [J]. Journal of Labor Economics， 2006， 24（3）：411-482.

[4]GLEWWE P， HUANG Q， PARK A. Cognitive skills， noncognitive skills， and school-to-work transitions in rural China [J]. Journal of Economic Behavior & Organization， 2017， 134：141-164.

[5]HUMPHRIES J E， KOSSE F. On the interpretation of non-cognitive skills：what is being measured and why it matters [J]. Journal of Economic Behavior & Organization， 2017， 136：174-185.

[6]ROBERTS B W. Back to the future： personality and assessment and personality development [J]. Journal of Research in Personality， 2009， 43（2）：137-145.

[7]DJANKOV S， QIAN Y， ROLAND G， ZHURAVSKAYA E. Who are Chinas entrepreneurs？ [J]. American Economic Review， 2006， 96（2）：348-352.

[8]中國企業(yè)家調(diào)查系統(tǒng)，李蘭，張?zhí)?，?新常態(tài)下的企業(yè)創(chuàng)新：現(xiàn)狀、問題與對(duì)策——2015·中國企業(yè)家成長與發(fā)展專題調(diào)查報(bào)告[J].管理世界，2015（6）：22-33.

[9]CALIENDO M， FOSSEN F M， KRITIKOS A. Personality characteristics and the decision to become and stay self-employed [J]. Small Business Economics， 2014， 42（4）：787-814.

[10]EVANS D S， LEIGHTON L S. Some empirical aspects of entrepreneurship [J]. American Economic Review， 1989， 79（3）：519-535.

[11]ZHAO H， SEIBERT S E， LUMPKIN G T. The relationship of personality to entrepreneurial intentions and performance： a meta-analytic review [J]. Journal of Management， 2010， 36（2）：381-404.

[12]李濤，張文韜.人格經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的國際動(dòng)態(tài)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2015（8）：128-143.

[13]BOWLES S， OSBORNE G M. Incentive-enhancing preferences： personality， behavior， and earnings [J]. American Economic Review， 2001， 91（2）：155-158.

[14]HECKMAN J J， CORBIN C O. Capabilities and skills [J]. Journal of Human Development & Capabilities， 2016， 17（3）：342-359.

[15]程虹，李唐.人格特征對(duì)于勞動(dòng)力工資的影響效應(yīng)——基于中國企業(yè)—員工匹配調(diào)查（CEES）的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2017（2）：171-186.

[16]王春超，張承莎.非認(rèn)知能力與工資性收入[J].世界經(jīng)濟(jì)，2019（3）：143-167.

[17]RAUCH A， FRESE M. Lets put the person back into entrepreneurship research： a meta-analysis on the relationship between business owners personality traits， business creation， and success [J]. European Journal of Work and Organizational Psychology， 2007， 16（4）：353-385.

[18]李曉曼，曾湘泉.新人力資本理論——基于能力的人力資本理論研究動(dòng)態(tài)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2012（11）：120-126.

[19]李曉曼，于佳欣，代俊廷，張領(lǐng).生命周期視角下新人力資本理論的最新進(jìn)展：測量、形成及作用[J].勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)研究，2019（6）：110-131.

[20]柴時(shí)軍，鄭云.人格特征與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)選擇[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2019（1）：34-40.

[21]李強(qiáng).人格特征、行業(yè)管制與創(chuàng)業(yè)行為——基于中國家庭微觀數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].軟科學(xué)，2018（11）：20-24.

[22]魏下海，李博文，吳春秀.人格的力量：非認(rèn)知能力對(duì)流動(dòng)人口創(chuàng)業(yè)選擇的影響[J].學(xué)術(shù)研究，2018（10）：93-101.

[23]王詢，岳園園，朱晨.非認(rèn)知能力與創(chuàng)業(yè)——來自中國家庭追蹤調(diào)查的經(jīng)驗(yàn)分析[J].財(cái)經(jīng)論叢，2018（11）：13-21.

[24]MINCER J. Schooling，experience and earnings [M]. Princeton： Columbia University Press， 1974.

[25]KAUTZ T， HECKMAN J J， DIRIS R， et al. Fostering and measuring skills： improving cognitive and non-cognitive skills to promote lifetime success [R]. IZA Discussion Paper， No. 8696， 2014.

[26]周敏慧，Jean-Louis ARCAND，陶然.企業(yè)家精神代際傳遞與農(nóng)村遷移人口的城市創(chuàng)業(yè)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2017（11）：74-87.

[27]WOOLDRIDGE J M. Econometric analysis of cross section and panel data[M]. London： Mit Press， 2010.

[28]KLOOSTERMAN R， RATH J. Immigrant entrepreneurs in advanced economies： mixed embeddedness further explored [J]. Journal of Ethnic and Migration Studies， 2001， 27（2）：189-201.

[29]葉文平，李新春，朱沆.地區(qū)差距、社會(huì)嵌入與異地創(chuàng)業(yè)——“過江龍”企業(yè)家現(xiàn)象研究[J].管理世界，2018（1）：139-156.

[30]YUEH L. Self-employment in urban china： networking in a transition economy [J]. China Economic Review， 2009， 20（3）：471-484.

[31]馬光榮，楊恩艷.社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、非正規(guī)金融與創(chuàng)業(yè)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011（3）：83-94.

[32]張博，胡金焱，范辰辰.社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、信息獲取與家庭創(chuàng)業(yè)收入——基于中國城鄉(xiāng)差異視角的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2015（2）：52-67.

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

[34]王春超，馮大威.中國鄉(xiāng)—城移民創(chuàng)業(yè)行為的決定機(jī)制——基于社會(huì)關(guān)系網(wǎng)的分析視角[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2018

（1）：355-382.

[35]溫忠麟，葉寶娟.中介效應(yīng)分析：方法和模型發(fā)展[J].心理科學(xué)進(jìn)展，2014（5）：731-745.

[36]朱志勝.農(nóng)民工的自我雇傭選擇與市場回報(bào)——基于2014年全國流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)[J].人口與經(jīng)濟(jì)，2018（5）：100-112.

[37]王春超，馮大威.中國城鎮(zhèn)創(chuàng)業(yè)行為與收入溢價(jià)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2018（4）：28-42.

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