金 江，李 鄲

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

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

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

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

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

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

1 文獻(xiàn)綜述

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

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

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

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

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

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

2 數(shù)據(jù)和模型

2.1 數(shù)據(jù)來源與說明

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

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

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

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

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

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

2.2 估計(jì)策略

本文的基本計(jì)量模型為

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

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

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

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

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

3 估計(jì)結(jié)果

3.1 傾向得分估計(jì)

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

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

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

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

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

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

3.2 估計(jì)結(jié)果

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

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

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

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

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

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

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

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：不同的劃分標(biāo)準(zhǔn)Tab.6 Robustcheck：differentcriteria

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

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

4 影響機(jī)制分析

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

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

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

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

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

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

表8 影響渠道檢驗(yàn)Tab.8 Testof impactchannels

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

5結(jié)論

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

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

已有文獻(xiàn)主要從某一國家或地區(qū)獨(dú)有的文化特征出發(fā)對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)進(jìn)行解釋，而本文試圖從勞動(dòng)力在流動(dòng)過程中所形成的文化差異出發(fā)去解釋個(gè)體創(chuàng)業(yè)決策，因此研究結(jié)論不僅能夠?yàn)閺睦碚撋侠斫馕幕町惻c創(chuàng)業(yè)關(guān)系提供實(shí)證證據(jù)，還豐富了有關(guān)個(gè)體創(chuàng)業(yè)決定因素的相關(guān)實(shí)證文獻(xiàn)。在現(xiàn)實(shí)意義上，本文的政策含義可通過兩方面理解。首先，政府應(yīng)當(dāng)加大力度促進(jìn)人口在不同地區(qū)之間的自由流動(dòng)，以進(jìn)一步發(fā)揮不同文化在交流融合過程中所產(chǎn)生的積極效應(yīng)。其次，由于文化差異主要通過緩解創(chuàng)業(yè)過程中的資源約束而發(fā)生作用，因而各級(jí)政府應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步制定更為完善的制度，為創(chuàng)業(yè)提供良好的外部保障。需要注意的是，由于相關(guān)數(shù)據(jù)的缺失，本文僅檢驗(yàn)了文化差異對(duì)個(gè)體創(chuàng)業(yè)決策的影響，而沒有探討文化差異如何影響創(chuàng)業(yè)績(jī)效，這仍有待未來采用更詳實(shí)的數(shù)據(jù)展開進(jìn)一步的研究。