李經(jīng)，陳勇吏

一、引言

自2004年新《最低工資標(biāo)準(zhǔn)》全國施行以來，最低工資制度見證了中國經(jīng)濟(jì)的騰飛和轉(zhuǎn)型兩個時期，也先后經(jīng)歷了各地方標(biāo)準(zhǔn)競相上漲和穩(wěn)步攀升兩個階段。這項勞動保護(hù)的主要手段不僅完善了勞動力市場制度，更帶動了中國勞動力成本的攀升，尤其在早期，地方攀比式上調(diào)對國內(nèi)企業(yè)和勞動者的經(jīng)濟(jì)決策都產(chǎn)生了顯著影響（楊燦等，2016）。學(xué)界研究最低工資的經(jīng)濟(jì)影響通常聚焦于企業(yè)層面的影響，如雇傭、工資、培訓(xùn)、物質(zhì)資本投資、企業(yè)盈利、出口以及退出等方面，也有文獻(xiàn)探討了宏觀層面的影響，如勞動供給和收入分配。有關(guān)勞動者的研究則更多關(guān)注家庭層面的收入和健康，略有涉及家庭創(chuàng)業(yè)。由于顯著的區(qū)域差異和時間趨勢，最低工資毫無疑問會影響到對城市環(huán)境十分敏感的流動人口（馮建喜等，2016）尤其是個人的經(jīng)濟(jì)決策。但尚無文獻(xiàn)從流動人口角度研究最低工資如何影響微觀個體的經(jīng)濟(jì)行為。

圖1 最低工資與創(chuàng)業(yè)比率

受2008年全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)影響，全球就業(yè)選擇趨向彈性就業(yè)和創(chuàng)業(yè)。目前我國經(jīng)濟(jì)步入新常態(tài)，面臨著中等收入陷阱和城市化進(jìn)程的挑戰(zhàn)，創(chuàng)業(yè)成為當(dāng)前中國不平衡發(fā)展困境的出路。2015年我國政府工作報告將“推動大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”定為擴(kuò)大就業(yè)、提高收入、促進(jìn)代際流動和公平正義的重要國家戰(zhàn)略。對于流動人口而言，在遷入地創(chuàng)業(yè)已成為至少33%的流動人口的就業(yè)選擇，這不僅有利于進(jìn)一步提高流動人口收入，還能給遷入地帶來更多就業(yè)機(jī)會，進(jìn)而推動當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展，緩解地方在公共品支出上的財政壓力。以農(nóng)民工為主的流動人口創(chuàng)業(yè)更是吸收農(nóng)村過剩勞動力、實現(xiàn)勞動資源高效配置、加速推動新型城市化進(jìn)程的有效解決方法。然而，經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時期，政府目標(biāo)多重性和政策時滯性使得在不同時期制定的政策工具與政策目標(biāo)之間產(chǎn)生沖突。在我國各地政府推出諸多創(chuàng)業(yè)政策的同時，關(guān)乎企業(yè)用人的勞動力市場政策如最低工資制度依舊在按原規(guī)劃不斷推動之中。最低工資的頻繁上漲是否有悖于當(dāng)前經(jīng)濟(jì)形勢和創(chuàng)業(yè)目標(biāo)，成為政界和學(xué)界關(guān)注的新問題（韓兆洲和林仲源，2017）。

創(chuàng)業(yè)的驅(qū)動因素多變復(fù)雜。目前國內(nèi)研究創(chuàng)業(yè)的文獻(xiàn)主要圍繞政府干預(yù)、基礎(chǔ)設(shè)施、營商環(huán)境、普惠金融、社會保障等社會背景以及社會信任、人力資本、宗教信仰、風(fēng)險偏好、社會資本等個體因素，而對最低工資政策的重要性研究較少。最低工資制度代表了勞動力市場制度，關(guān)系到企業(yè)用工成本、勞動者福利與就業(yè)，無論從機(jī)會型創(chuàng)業(yè)還是生存型創(chuàng)業(yè)角度看，都不能忽視最低工資發(fā)揮的干預(yù)作用。圖1為2011-2016年流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)中的創(chuàng)業(yè)比率（%）和前一年區(qū)縣層面最低工資（千元／月）的關(guān)系圖?？梢钥闯?，無論是在哪一年，最低工資水平與創(chuàng)業(yè)比率都呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，即最低工資水平越高的地區(qū)，流動人口創(chuàng)業(yè)比率越小。截至目前，國內(nèi)已有周廣肅（2017），吳群鋒、蔣為（2016）研究了最低工資對家庭創(chuàng)業(yè)的影響，但數(shù)據(jù)不同，結(jié)論相悖，所檢驗的作用機(jī)制也截然不同。目前還沒有文獻(xiàn)重點關(guān)注流動人口個體層面，缺乏就最低工資如何影響流動人口的個體創(chuàng)業(yè)選擇的研究。

鑒于以上情況，本文通過識別不同區(qū)縣的最低工資差異，利用2011-2016年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)和相應(yīng)區(qū)縣層面的月最低工資標(biāo)準(zhǔn)數(shù)據(jù)，使用probit和logit模型實證檢驗最低工資標(biāo)準(zhǔn)變動對流動人口創(chuàng)業(yè)抉擇的影響，并驗證了相應(yīng)作用機(jī)制。結(jié)論發(fā)現(xiàn)，最低月工資具有顯著的創(chuàng)業(yè)抑制作用。通過進(jìn)一步分析生存型和機(jī)會型兩種類型的創(chuàng)業(yè)，發(fā)現(xiàn)最低工資規(guī)制對這兩類創(chuàng)業(yè)都具有顯著抑制，最低工資標(biāo)準(zhǔn)每提升1 000元，流動人口開展生存型創(chuàng)業(yè)的概率顯著減少了43.0%，機(jī)會型創(chuàng)業(yè)的概率減少了33.4%。我們使用2004年各地最初的最低工資以及當(dāng)年所在省份其他區(qū)縣的平均最低工資作為工具變量，發(fā)現(xiàn)上述結(jié)果在控制內(nèi)生性后更加顯著；從不同收入階段來看，發(fā)現(xiàn)收入最高的25%流動人口受負(fù)向影響最小，而其他收入階段流動人口的創(chuàng)業(yè)行為都受最低工資顯著抑制。接下來，本文進(jìn)一步對最低工資影響流動人口創(chuàng)業(yè)的潛在機(jī)制進(jìn)行了探討，發(fā)現(xiàn)除了提高收入以外，最低工資能夠通過促進(jìn)流動人口就業(yè)來抑制當(dāng)?shù)貏?chuàng)業(yè)，通過改變社會認(rèn)同來提高創(chuàng)業(yè)難度，通過推進(jìn)社會保障來降低創(chuàng)業(yè)必要性。此外，子樣本的異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，最低工資會促進(jìn)在市區(qū)工作、中部地區(qū)的流動個體創(chuàng)業(yè)，顯著抑制市區(qū)以外工作地點、大學(xué)以下學(xué)歷、無房產(chǎn)、西部地區(qū)的流動個體創(chuàng)業(yè)，在東部地區(qū)、有房的流動個體進(jìn)行機(jī)會型創(chuàng)業(yè)時不顯著，女性比男性受到最低工資更強(qiáng)烈的創(chuàng)業(yè)抑制效應(yīng)。

和現(xiàn)有研究相比，我們的創(chuàng)新之處在于：一、匹配了2011-2016年的流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)，樣本量達(dá)到877 596，對全國流動人口總體更具代表性；二、不同于前人關(guān)注家庭層面創(chuàng)業(yè)，本文研究最低工資對個體層面創(chuàng)業(yè)的影響，而且選用流動人口作為研究對象，豐富了流動人口創(chuàng)業(yè)、農(nóng)民工異地創(chuàng)業(yè)的文獻(xiàn)；三、周廣肅（2017）的結(jié)論是最低工資促進(jìn)了創(chuàng)業(yè)，機(jī)制是抑制就業(yè)倒逼創(chuàng)業(yè)，而本文結(jié)論是最低工資抑制了流動個體創(chuàng)業(yè)，其中一條機(jī)制是促進(jìn)就業(yè)，降低創(chuàng)業(yè)必要性；此外，本文引入了改變社會認(rèn)同、推進(jìn)社會保障這兩條機(jī)制，補充了吳群鋒、蔣為（2016）在機(jī)制上的不足；四、從不同收入階段看，處于50%-75%收入水平的群體，創(chuàng)業(yè)傾向受最低工資政策抑制最嚴(yán)重，處于最高25%的人群受影響最?。晃?、本文的異質(zhì)性檢驗還發(fā)現(xiàn)，基于不同工作地點、不同城市區(qū)位、不同性別、不同教育程度以及有無房產(chǎn)的樣本，可以發(fā)現(xiàn)最低工資變動帶來的沖擊對個體創(chuàng)業(yè)存在異質(zhì)性影響。

二、文獻(xiàn)綜述：創(chuàng)業(yè)決策中最低工資重要嗎？

（一）最低工資的制定執(zhí)行

最低工資，即在法定的或勞動合同依法簽訂的工作時間內(nèi)，勞動者履行工作職責(zé)的前提下，用人單位需支付的最低勞動報酬。該制度旨在保障勞動者的基本生活需要，為勞動工資設(shè)置了底線。最低工資最早于1894年出現(xiàn)在新西蘭和澳大利亞，如今已經(jīng)在全球大多數(shù)發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家以不同形式出現(xiàn)。一般情況下，最低工資標(biāo)準(zhǔn)由一國或地區(qū)政府通過立法制定，但也可能由一國或地區(qū)的行業(yè)組織或協(xié)會經(jīng)過勞資雙方協(xié)議自行制定。依據(jù)是既要維持勞動者本人和家人的日?；鹃_支，也要考慮一般勞動者用于提升技能、儲備知識的必要花費。

中國最低工資制度因1993年11月勞動部公布《企業(yè)最低工資標(biāo)準(zhǔn)》而奠定了基礎(chǔ)，因2004年1月全國通行新《最低工資規(guī)定》而正式確立。傳統(tǒng)文獻(xiàn)指出，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的制定應(yīng)當(dāng)是依據(jù)各地實際經(jīng)濟(jì)狀況在多項政治目標(biāo)中權(quán)衡得來，計算方法包括比重法以及恩格爾系數(shù)法，前者用（一定比例的）貧困戶人均生活支出乘以贍養(yǎng)系數(shù)，后者用最低食物支出標(biāo)準(zhǔn)與恩格爾系數(shù)的比值乘以贍養(yǎng)系數(shù)。此外，根據(jù)《最低工資規(guī)定》，影響政府修正標(biāo)準(zhǔn)的眾多因素包含城鎮(zhèn)登記失業(yè)率、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、個人繳納的社會保險費、住房公積金、在崗勞動力的贍養(yǎng)系數(shù)、在崗員工平均工資、勞動生產(chǎn)率（馬雙等，2012）。此外，部分文獻(xiàn)在實證上指出就業(yè)負(fù)面效應(yīng)、出口效應(yīng)、企業(yè)生存狀況、企業(yè)實際執(zhí)行狀況都應(yīng)該納入政府權(quán)衡的決策機(jī)制（馬雙等，2012；葉林祥等，2015）。但實際上，最低工資理論測算方法難以量化，迫使各級政府采用“跟漲制”，緊跟國家政策方向、輿論媒體趨勢以及周邊省市的上調(diào)步伐，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相近的省份間攀比尤其明顯（楊燦等，2016）。

當(dāng)前的最低工資制度具有推行時間短、行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)統(tǒng)一、區(qū)域差別突出、政策目標(biāo)過多的特征，仍然需要不斷完善。中國的最低工資推動了過去十年的勞動力成本上升，尤其是農(nóng)民工工資，形成了工資增長的制度性路徑依賴（孫中偉、舒玢玢，2011）。部分地區(qū)在原有月最低工資標(biāo)準(zhǔn)的基礎(chǔ)上推出了小時最低工資標(biāo)準(zhǔn)，來克服原有最低工資的軟約束和執(zhí)行不力的情況。由于我國官員晉升機(jī)制是與政策導(dǎo)向掛鉤的，各地最低工資最初調(diào)整次數(shù)和頻率遠(yuǎn)超法規(guī)要求，形成競相上漲的態(tài)勢，對企業(yè)經(jīng)營和個人就業(yè)產(chǎn)生了明顯的沖擊（葉靜怡、楊洋，2015）。2015年11月公布的《中共中央關(guān)于制定國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展第十三個五年規(guī)劃的建議》明確指出，要合理確定標(biāo)準(zhǔn)、完善最低工資增長機(jī)制。這意味著最低工資的上調(diào)決策已經(jīng)得到黨和中央以及廣大勞動者的重點關(guān)注。各級政府的最低工資增長策略趨于審慎。最新研究也指出，早期最低工資的競爭十分明顯，并且這種競爭與地理距離無關(guān)，經(jīng)濟(jì)相似的省份最低工資也會很相近（馬雙等，2017）。最低工資競爭是與經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r緊密相關(guān)的，地方政府容易受較發(fā)達(dá)地區(qū)標(biāo)準(zhǔn)影響（楊燦等，2016）。在新的時期，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的調(diào)整如何適應(yīng)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)形勢、如何科學(xué)地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇成為新的重點議題。

（二）最低工資和創(chuàng)業(yè)

創(chuàng)業(yè)影響因素眾多。從個人層面看，宗教信仰會給創(chuàng)業(yè)帶來更多社會資本（阮榮平等，2014），金融知識能加大正規(guī)信貸的使用和可獲得性，并改變家庭風(fēng)險偏好來減少金融約束，進(jìn)而促進(jìn)家庭創(chuàng)業(yè)（尹志超等，2015）。從家庭層面出發(fā)，家庭成員在金融組織工作時，個體創(chuàng)業(yè)幾率會上漲4% （Paulson & Townsend，2004）；家庭成員有公務(wù)員背景時，配偶創(chuàng)業(yè)的概率顯著增加，當(dāng)女性成員為公務(wù)員時，由于具備尋租渠道，男性配偶創(chuàng)業(yè)概率甚至上漲10.3%（李雪蓮等，2015）。所以在探討家庭因素對個人創(chuàng)業(yè)的影響時，需要關(guān)注其他家庭成員是否支持創(chuàng)業(yè)，且能提供多少資源。

從宏觀層面看，創(chuàng)業(yè)決策是人們在和外界不斷互動反饋后得到的結(jié)果，有利的制度環(huán)境可以促進(jìn)創(chuàng)業(yè)，如小政府、自由經(jīng)濟(jì)、健全的財政政策和成熟的融資系統(tǒng)；從政府干預(yù)和市場準(zhǔn)入門檻角度看，一個地方的國企占比高會顯著遏制當(dāng)?shù)貏?chuàng)業(yè)活動，該抑制效應(yīng)在服務(wù)業(yè)尤其消費領(lǐng)域更加突出，在國企改革后的“新國企比重”高的城市也更加強(qiáng)烈（倪鵬途、陸銘，2016）。計劃生育政策引致的獨生子女缺乏真正有效社會網(wǎng)絡(luò)，進(jìn)而導(dǎo)致創(chuàng)業(yè)企業(yè)家精神不足（孫文凱等，2016）。周廣肅等（2015）、魏下海等（2016）分別通過構(gòu)建微觀或宏觀的信任指標(biāo)發(fā)現(xiàn)社會信任程度通過分?jǐn)傦L(fēng)險、傳遞信息、擴(kuò)展社會網(wǎng)絡(luò)來促進(jìn)創(chuàng)業(yè)。Georgellis & Wall（2000），利用地區(qū)層面的自我雇用率衡量企業(yè)家精神，發(fā)現(xiàn)在英國，城市平均教育水平愈高，創(chuàng)業(yè)活力愈發(fā)受到抑制。

關(guān)于最低工資和創(chuàng)業(yè)這一議題，國內(nèi)為數(shù)不多的研究集中在家庭創(chuàng)業(yè)層面，且結(jié)論相悖。吳群鋒、蔣為（2016）利用2011年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)最低工資標(biāo)準(zhǔn)所致上漲的勞動力成本會顯著抑制創(chuàng)業(yè)傾向和創(chuàng)業(yè)規(guī)模，這是由于最低工資導(dǎo)致用工成本和機(jī)會成本的上升，以至于創(chuàng)業(yè)所需的才能門檻也水漲船高。周廣肅（2017）基于2010、2012、2014年CFPS數(shù)據(jù)，采用了IV-Probit和面板雙向固定效應(yīng)模型，發(fā)現(xiàn)最低工資水平上漲主要通過就業(yè)效應(yīng)擠出了低技能勞動者的就業(yè)來迫使其被動創(chuàng)業(yè)，同時通過工資效應(yīng)提高了創(chuàng)業(yè)的前期資本積累從而增加了主動創(chuàng)業(yè)。

然而，流動人口的創(chuàng)業(yè)選擇有別于家庭層面的創(chuàng)業(yè)決策機(jī)制，其影響因素更加復(fù)雜（寧光杰，2012）。流動人口創(chuàng)業(yè)根據(jù)創(chuàng)業(yè)地點可以分為“遷入地創(chuàng)業(yè)”和“返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)”?！胺掂l(xiāng)創(chuàng)業(yè)”自進(jìn)入新世紀(jì)以來便得到了重點關(guān)注，主要研究的是農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的影響因素，流動務(wù)工經(jīng)歷能通過提升農(nóng)民工融資能力和人力資本存量來促進(jìn)創(chuàng)業(yè)，但外出打工也會削弱在家鄉(xiāng)的社會關(guān)系（周廣肅等，2017）。國內(nèi)關(guān)于流動人口在遷入地創(chuàng)業(yè)的研究到近幾年才開始豐富起來，且研究早期以農(nóng)民工為研究主體，數(shù)據(jù)主要使用北京、上海和河北等六省市的流動人口流入樣本，2008年農(nóng)村城市移民調(diào)查（RUMIC）（寧光杰，2012）。

首先，在中國特有制度環(huán)境下，流動人口創(chuàng)業(yè)行為和戶籍、計劃生育政策等制度息息相關(guān)，戶籍會通過影響金融約束、風(fēng)險承受能力、創(chuàng)業(yè)持續(xù)性預(yù)期、公共服務(wù)、國有企業(yè)門檻、就業(yè)歧視來雙向影響流動創(chuàng)業(yè)（寧光杰、段樂樂，2017；隋艷穎等，2010）流動人口所在城市人口總規(guī)模以及農(nóng)村流動人口規(guī)模會抑制農(nóng)村流動人口創(chuàng)業(yè)；若控制住城市規(guī)模，農(nóng)村流動人口在戶口價值越高的地區(qū)創(chuàng)業(yè)的可能性越低（馮建喜等，2016）。具體來看，本省或本市戶籍、地區(qū)進(jìn)行戶籍改革以及戶籍隱含的公共服務(wù)政策都顯著促進(jìn)了流動人口自雇創(chuàng)業(yè)（寧光杰、段樂樂等，2017）。此外，方言技能等人口學(xué)個人特質(zhì)（魏下海等，2016）也會影響流動人口創(chuàng)業(yè)。

綜上文獻(xiàn)，最低工資會通過以下機(jī)制影響流動人口創(chuàng)業(yè)。

第一，最低工資規(guī)制影響流動人口創(chuàng)業(yè)的最直接的作用機(jī)制應(yīng)該是勞動成本和機(jī)會成本。按照新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)的勞動經(jīng)濟(jì)學(xué)理論模型，最低工資最直觀的影響便是提升低技能勞動者和弱勢群體的收入，國內(nèi)外對這一結(jié)論鮮有爭議。最低工資對流動人口的收入增長有積極促進(jìn)作用，尤其對于農(nóng)民工而言，他們的工資增長高度依賴于最低工資的上調(diào)（孫中偉、舒玢玢，2011；馬雙等，2012）。問題在于，最低工資引致的收入上漲是否促進(jìn)了流動人口創(chuàng)業(yè)。從企業(yè)家的角度考慮，勞動者收入提高，企業(yè)用工成本上漲，那么對企業(yè)的管理技能和盈利能力的要求便會提高，給企業(yè)利潤帶來了下行壓力，甚至?xí)仁沟蜕a(chǎn)率的企業(yè)退出市場，加大了創(chuàng)業(yè)風(fēng)險和創(chuàng)業(yè)企業(yè)家的才能門檻（Mayneris et al.，2016；吳群鋒、蔣為，2016）。從尚未創(chuàng)業(yè)的勞動者角度考慮，其工作收入提高提升了離職創(chuàng)業(yè)的機(jī)會成本，進(jìn)而會拉高創(chuàng)業(yè)門檻，降低其創(chuàng)業(yè)意愿（吳群鋒、蔣為，2016）。當(dāng)然，收入對創(chuàng)業(yè)的影響也具有兩面性，收入提高也可能充實個人資產(chǎn)，加大未來創(chuàng)業(yè)的可能性（周廣肅等，2017）。由于不同收入階段對創(chuàng)業(yè)的影響存在差異，所以最低工資對不同收入階段人群的創(chuàng)業(yè)影響可能是存在差異的。

第二，流動人口的創(chuàng)業(yè)傾向可能因為最低工資上漲改變了人力資本積累而發(fā)生變化。然而最低工資是抑制還是促進(jìn)企業(yè)在職勞動者培訓(xùn)，依然沒有定論。一方面，員工本可以用收入縮減換取培訓(xùn)機(jī)會，而最低工資強(qiáng)制帶來的員工收入上漲壓縮了企業(yè)的培訓(xùn)支出；另一方面，考慮到人力資本投資租金的存在，企業(yè)有動機(jī)通過培訓(xùn)來提高員工效率以抵消用工成本的上升（馬雙等，2012）。最低工資對不同類型的員工培訓(xùn)和員工就業(yè)的影響是存在差異的，由于人力資本增長與創(chuàng)業(yè)傾向正相關(guān)，如果最低工資提高了針對流動人口的企業(yè)培訓(xùn)，那便對創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生推動作用，反之則會抑制流動人口創(chuàng)業(yè)。

第三，最低工資可能通過影響流動人口就業(yè)可能性，來改變自雇創(chuàng)業(yè)傾向。面對最低工資攀升，如果流動人口的就業(yè)被抑制（楊娟、李實，2016），失業(yè)人群是否迫于生計選擇自雇型創(chuàng)業(yè)，即失業(yè)是否會促進(jìn)創(chuàng)業(yè)，仍然不得而知，目前學(xué)界對此關(guān)系顯著與否分別界定為難民創(chuàng)業(yè)效應(yīng)假說和純粹難民效應(yīng)假說。不過基于1991-2007年廣東省21個區(qū)縣的宏觀數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，失業(yè)率的變化并不一定導(dǎo)致生存型創(chuàng)業(yè)變化（董志強(qiáng)等，2012）。如果流動人口的就業(yè)并沒有被抑制，那么流動個體無需為了實現(xiàn)就業(yè)而開展自雇創(chuàng)業(yè)，加上收入提升，所以流動人口受雇意愿上升，而創(chuàng)業(yè)可能性會下降。

第四，最低工資的上漲可能改變?nèi)藗兊挠^念和關(guān)系，進(jìn)而影響流動人口的創(chuàng)業(yè)。最低工資可能造成本地人和外地人的工作競爭，進(jìn)而惡化了本地人和流動人口彼此的社會認(rèn)同，激化了本地人對外地人的歧視，因此加大了交易成本，給流動人口在當(dāng)?shù)貏?chuàng)業(yè)制造了障礙（周廣肅等，2015）反過來看，最低工資也可能通過提升勞動者待遇來增強(qiáng)流動人口的城市認(rèn)同感，減弱遷入地的歧視不公，進(jìn)而降低流動人口創(chuàng)業(yè)難度，提高其創(chuàng)業(yè)概率。

第五，最低工資標(biāo)準(zhǔn)的推行力度往往與一個地區(qū)的勞動力市場保護(hù)程度、社會保障制度完善程度緊密相關(guān)，能夠反映當(dāng)?shù)氐闹贫拳h(huán)境和政策目標(biāo)（寧光杰、段樂樂，2011）。最低工資上漲幅度較大和執(zhí)行力度較強(qiáng)的地方，往往也具備著較成熟的社會保障制度，二者是相互促進(jìn)相互完善相輔相成的。由于公共服務(wù)和福利增加可能會抑制創(chuàng)業(yè)意愿，所以最低工資可能通過推進(jìn)當(dāng)?shù)貏趧恿ΡＷo(hù)制度改革進(jìn)程，使得流動人口的創(chuàng)業(yè)必要性減弱（寧光杰、段樂樂，2017）。

三、數(shù)據(jù)與模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用數(shù)據(jù)來源主要包括2011-2016年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)、2010-2015年中國區(qū)縣層面月最低工資數(shù)據(jù)①各縣區(qū)最低工資標(biāo)準(zhǔn)數(shù)據(jù)由北京師范大學(xué)邢春冰教授以及Bucknell University Carl Lin團(tuán)隊提供，感謝他們的無私幫助。與“2011-2016年城市統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)”。其中，全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)由北京師范大學(xué)與國家人口和計生委員會聯(lián)合調(diào)研，采用多階段、分層次、等規(guī)模比例的PPS抽樣方法對全國31個省區(qū)縣和新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團(tuán)的流動人口集中遷入地進(jìn)行非跟蹤調(diào)查，調(diào)查對象主要包括遷入當(dāng)?shù)鼐幼?月及以上、非本區(qū)（縣、市）戶籍、15-59周歲的流動人口。

數(shù)據(jù)匹配過程如下：1.根據(jù)區(qū)縣代碼逐年匹配2011-2016年的流動人口數(shù)據(jù)與2010-2015年最低工資數(shù)據(jù)②由于2011年、2015年與2016年流動人口數(shù)據(jù)沒有區(qū)縣代碼，本文先按照處理過后的區(qū)縣名稱匹配當(dāng)年的區(qū)縣代碼，再根據(jù)區(qū)縣代碼匹配相應(yīng)年份的最低工資數(shù)據(jù)；鑒于可能存在流動人口數(shù)據(jù)無法匹配到區(qū)縣代碼的情況，對于沒有匹配到區(qū)縣代碼與根據(jù)區(qū)縣代碼沒有匹配到最低工資的流動人口數(shù)據(jù)，繼續(xù)使用市級名稱和區(qū)縣名稱直接進(jìn)行匹配。；2.分別從2011-2016年匹配后數(shù)據(jù)中篩選出需要用到的流動人口相關(guān)變量與最低工資變量，統(tǒng)一變量名、分類變量取值范圍與分類變量值標(biāo)簽后縱向合并為混合截面數(shù)據(jù)；3.逐年匯總整理2011-2016年城市統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)，篩選需要用到的宏觀經(jīng)濟(jì)變量，統(tǒng)一變量名后縱向合并為混合截面數(shù)據(jù)；4.根據(jù)地級市名稱和年份匹配2011-2016年流動人口與最低工資混合截面數(shù)據(jù)和2011-2016年城市統(tǒng)計年鑒混合截面數(shù)據(jù)；5.根據(jù)區(qū)縣代碼匹配2004年最低工資數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)匹配情況見表1。

表1 數(shù)據(jù)匹配情況

2.括號中顯示的是匹配過程中損失的樣本數(shù)

在匹配數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上本文選取年齡介于16-65歲之間的流動人口作為樣本，共篩選出樣本觀測值873 024個，對應(yīng)地級市313個，區(qū)縣1 350個。在未經(jīng)匹配樣本中2011年樣本觀測值10 5240個，對應(yīng)地級市252個，區(qū)縣685個；2012年樣本觀測值133 749個，對應(yīng)地級市262個，區(qū)縣741個；2013年樣本觀測值163 845個，對應(yīng)地級市266個，區(qū)縣862個；2014年樣本觀測值168 871個，對應(yīng)地級市271個，區(qū)縣877個；2015年樣本觀測值167 194個，對應(yīng)地級市267個，區(qū)縣848個；2016年樣本觀測值134 125個，對應(yīng)地級市256個，區(qū)縣757個。

（二）模型設(shè)定與變量選取

本文在模型設(shè)定上借鑒周廣肅等（2017）、寧光杰、段樂樂（2017）、吳群鋒（2016）關(guān)于最低工資以及流動人口創(chuàng)業(yè)的研究，選取“是否創(chuàng)業(yè)”虛擬變量作為被解釋變量，采用Probit模型進(jìn)行回歸分析?；灸Ｐ驮O(shè)定如下：

上式中，下標(biāo)i、j、t分別代表個人i、流入?yún)^(qū)域j與觀測年份t。為個體i在t年j地創(chuàng)業(yè)與否的虛擬變量，具體包括“一般型創(chuàng)業(yè)”、“機(jī)會型創(chuàng)業(yè)”和“生存型創(chuàng)業(yè)”三個創(chuàng)業(yè)衡量指標(biāo)，均通過流動人口數(shù)據(jù)中的“就業(yè)身份（1為雇員；2為雇主；3為自營勞動者；4為家庭幫工或其他）”變量生成。其中“一般型創(chuàng)業(yè)”將“雇主”和“自營勞動者”視為正在一般性創(chuàng)業(yè)（取值為1），將“雇員”和“家庭幫工或其他”視為沒有創(chuàng)業(yè)（取值為0）?！皺C(jī)會型創(chuàng)業(yè)”和“生存型創(chuàng)業(yè)”是對“一般型創(chuàng)業(yè)”的進(jìn)一步細(xì)分：“機(jī)會型創(chuàng)業(yè)”認(rèn)為創(chuàng)業(yè)的動機(jī)在于追求商業(yè)機(jī)會，將“雇主”視為正在機(jī)會型創(chuàng)業(yè)（取值為1），將“雇員”和“家庭幫工或其他”視為沒有進(jìn)行機(jī)會型創(chuàng)業(yè)（取值為0）；“生存型創(chuàng)業(yè)”認(rèn)為創(chuàng)業(yè)的動機(jī)在于實現(xiàn)個人就業(yè)，可以刻畫一個地區(qū)的創(chuàng)業(yè)活力（Georgellis & Wall，2000），將“自營勞動者”視為正在生存型創(chuàng)業(yè)（取值為1），將“雇員”和“家庭幫工或其他”視為沒有進(jìn)行生存型創(chuàng)業(yè)（取值為0）。

NMWjt是流動人口所在區(qū)縣的月最低工資。本文選取區(qū)縣“月最低工資（千元）”作為解釋變量，為盡可能減少遺漏變量導(dǎo)致的估計偏誤，本文同時加入了年份虛擬變量ωt來控制影響個人創(chuàng)業(yè)決策的年份效應(yīng)，并考慮了一系列地區(qū)、家庭和個人層面的控制變量來增強(qiáng)結(jié)果可靠性。按照文獻(xiàn)推斷，流入地最低工資標(biāo)準(zhǔn)越高，流動人口創(chuàng)業(yè)積極性越低?；貧w如果顯示回歸系數(shù)β的取值，則預(yù)期系數(shù)β顯著為負(fù)。如果顯示發(fā)生比，則預(yù)期發(fā)生比取值比1小的正數(shù)③發(fā)生比odds ratio一般表示倍數(shù)關(guān)系，大于1的時候是正相關(guān)，小于1大于0的時候表示負(fù)相關(guān)。。

Xijt是個人以及家庭層面控制變量。個人層面的控制變量包括：（一）問卷戶主的性別（0為男性；1為女性）。女性機(jī)會型創(chuàng)業(yè)概率低于男性，往往是因為風(fēng)險厭惡程度高，社會資本回報率偏低，以及缺乏家庭財富支配權(quán)；女性生存型創(chuàng)業(yè)概率高于男性，是因為技能水平低、社會資本少，加上能夠獲得社會鼓勵和家人支持（劉鵬程，2014）。（二）年齡（單位為10年）。（三）流動時間（年）。（四）家庭人口規(guī)模。（五）受教育水平（0為高中以下；1為高中及以上）。受教育程度作為人力資本的直觀度量與創(chuàng)業(yè)有關(guān)，提高受教育程度能顯著提高創(chuàng)業(yè)績效，但對是否創(chuàng)業(yè)的總體影響不顯著，分工作類型看其異質(zhì)性發(fā)現(xiàn)：工人受教育程度越高，其創(chuàng)業(yè)概率越?。晦r(nóng)民受教育程度越高，其非農(nóng)創(chuàng)業(yè)概率越大。提高受教育程度還會抑制生存型創(chuàng)業(yè)，促進(jìn)機(jī)會型創(chuàng)業(yè)（Van et al.，2008；Unger et al.，2011）。（六）婚姻狀況（0為不在婚；1為在婚）。（七）戶口狀態(tài)（0為農(nóng)業(yè)；1為非農(nóng)業(yè)）。（八）民族（0為漢族；1為少數(shù)民族）等虛擬變量；家庭層面的控制變量包括家庭每月總收入、個人月收入（以上非比值的連續(xù)正數(shù)均取對數(shù)）等。為了控制家鄉(xiāng)最低工資對流動人口的影響，我們還加入戶籍地的虛擬變量。

同時，本文還控制了地區(qū)層面特征“Cityjt”，主要包括人均GDP、人均土地面積、第二產(chǎn)業(yè)占比、第三產(chǎn)業(yè)占比、人均固定資產(chǎn)、人均財政支出。由于上述地區(qū)經(jīng)濟(jì)變量可能會對流動人口決定異地創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生影響，為避免反向因果，相關(guān)宏觀變量均選用前一年的取值。上述變量都是在創(chuàng)業(yè)文獻(xiàn)中常用的流動人口個體特征與城市特征控制變量，具體參考周廣肅等（2017）、寧光杰、段樂樂（2017）、吳群鋒、蔣為（2016）、魏下海等（2016）。各變量的取值情況如表2所示。

表2 各變量的描述性統(tǒng)計

四、回歸結(jié)果及解釋

（一）基礎(chǔ)回歸

本文采用逐步回歸方法，分別使用LPM（Linear Probit Model）、LOGIT、PROBIT模型分析月最低工資水平對流動人口個人創(chuàng)業(yè)的影響，模型估計結(jié)果如表3所示。其中模型1為控制時間效應(yīng)、流動人口個體特征與家庭特征的回歸結(jié)果，模型2在模型1的基礎(chǔ)上進(jìn)一步加入地級市宏觀經(jīng)濟(jì)變量作為控制變量。比較各模型的回歸系數(shù)發(fā)現(xiàn)，解釋變量“月最低工資”的影響系數(shù)在各模型中均顯著為負(fù)，最低工資會降低流動人口的創(chuàng)業(yè)概率。這個結(jié)論與吳群鋒、蔣為（2016）利用2011年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)分析月最低工資對家庭層面創(chuàng)業(yè)決策影響得到的結(jié)果一致，但與周廣肅（2017）利用CFPS得到的家庭層面影響系數(shù)相反。④如果我們使用小時工資作為解釋變量，會發(fā)現(xiàn)樣本量只有原先的10%，估計結(jié)果變成了小時最低工資正向促進(jìn)流動人口創(chuàng)業(yè)。由于樣本量縮減太多，我們就沒有采用小時最低工資。 發(fā)生比odds ratio一般表示倍數(shù)關(guān)系，大于1的時候是正相關(guān)，小于1大于0的時候表示負(fù)相關(guān)。

從個人層面控制變量的回歸結(jié)果看，男性、未婚、少數(shù)民族、非農(nóng)業(yè)戶籍的流動人口創(chuàng)業(yè)意愿較低，隨著家庭規(guī)模擴(kuò)大、年齡增長，以及流動時間延長，流動人口創(chuàng)業(yè)的可能性會增加；家庭月收入和個人月收入的增加都能夠促進(jìn)創(chuàng)業(yè)發(fā)生。值得注意的是，受教育水平增加，并不一定推動創(chuàng)業(yè)，相比于小學(xué)及以下的文化水平，初中文化的流動人口更有創(chuàng)業(yè)積極性，而從高中開始，受教育水平越高，創(chuàng)業(yè)積極性就越低于小學(xué)文化人群。從區(qū)縣層面的控制變量看，人均固定資產(chǎn)對數(shù)和流動人口創(chuàng)業(yè)選擇正相關(guān)，人均GDP、人均財政支出、人均土地面積反而和流動人口創(chuàng)業(yè)負(fù)相關(guān)。

表3 主回歸（Beta系數(shù)）

注：1.表中呈現(xiàn)的是回歸系數(shù)2.Standard errors in parentheses3.* p ＜ 0.1, ** p ＜ 0.05, *** p ＜ 0.01

創(chuàng)業(yè)可以進(jìn)一步細(xì)分為“機(jī)會型創(chuàng)業(yè)”與“生存型創(chuàng)業(yè)”，前者是在個人優(yōu)勢稟賦基礎(chǔ)上把握商業(yè)機(jī)會，通過雇傭他人并合理調(diào)動資本來不斷進(jìn)行資本積累的一種創(chuàng)業(yè)行為；后者適用于僅為滿足生活開支所需、制造就業(yè)機(jī)會的自雇型創(chuàng)業(yè)。表4為最低工資對機(jī)會型和生存型兩類創(chuàng)業(yè)的差異化影響結(jié)果。其中模型1為僅控制時間效應(yīng)的月最低工資回歸結(jié)果；模型2在模型1的基礎(chǔ)上進(jìn)一步加入流動人口個體特征與家庭特征作為控制變量；模型3在模型2的基礎(chǔ)上進(jìn)一步加入流入地宏觀經(jīng)濟(jì)特征作為控制變量。

表4 機(jī)會型創(chuàng)業(yè)、生存型創(chuàng)業(yè)分析（Probit模型，eform）

注：1.表中呈現(xiàn)的是OR（odds ratio）系數(shù)，反映解釋變量變化一單位時引起被解釋變量均值的變動倍數(shù)。當(dāng)OR大于1時為正相關(guān)；OR小于1時為負(fù)相關(guān)。2.Standard errors in parentheses3.* p ＜ 0.1, ** p ＜ 0.05, *** p ＜ 0.01

從表4可知，最低工資規(guī)制對流動人口“機(jī)會型創(chuàng)業(yè)”與“生存型創(chuàng)業(yè)”傾向都存在顯著的負(fù)向影響，進(jìn)一步印證了基準(zhǔn)回歸的結(jié)論。但是最低工資對兩類創(chuàng)業(yè)的抑制效應(yīng)存在差異，在控制不同變量的三個模型中，最低工資對生存型創(chuàng)業(yè)傾向的抑制作用均明顯比機(jī)會型創(chuàng)業(yè)強(qiáng)烈，這可能是因為生存型創(chuàng)業(yè)對于機(jī)會成本的上升更加敏感。個人月收入增加更有助于開展機(jī)會型創(chuàng)業(yè)；人均土地面積數(shù)越大，人口密度越小，機(jī)會型創(chuàng)業(yè)傾向就越小，這可能是因為機(jī)會型創(chuàng)業(yè)更依靠人才集聚的外部性。

（二）穩(wěn)健性檢驗

首先，上述估計結(jié)果可能依然受到內(nèi)生性問題的干擾。一方面，最低工資上漲會影響流動人口的創(chuàng)業(yè)傾向；另一方面，流動人口創(chuàng)業(yè)會反過來推動流入地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，進(jìn)而影響當(dāng)?shù)刈畹凸べY標(biāo)準(zhǔn)的決策調(diào)整。即使存在跟漲現(xiàn)象，政府仍然有可能根據(jù)本地流動人口的創(chuàng)業(yè)比來調(diào)整最低工資標(biāo)準(zhǔn)，從而產(chǎn)生反向因果問題，使上述最低工資的估計結(jié)果存在偏誤。為消減反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性，本文參照吳群鋒、蔣為等（2016）和周光肅等（2017），使用2004年最低工資最初推行的標(biāo)準(zhǔn)以及“同一省內(nèi)除本區(qū)縣外其他區(qū)縣的當(dāng)年平均最低工資標(biāo)準(zhǔn)”作為2010-2015年最低月工資的工具變量。

比較表5和表4，可以發(fā)現(xiàn)使用IVprobit控制政策內(nèi)生性以后，“一般型創(chuàng)業(yè)”、“機(jī)會型創(chuàng)業(yè)”與“生存型創(chuàng)業(yè)”的發(fā)生比均有所下降。這意味著，如果控制創(chuàng)業(yè)對最低工資政策的影響，最低工資對流動人口創(chuàng)業(yè)的負(fù)面影響實際上更加嚴(yán)重，最低工資每上漲1 000元，流動人口選擇機(jī)會型創(chuàng)業(yè)的可能性便會下降84.5%，選擇生存型創(chuàng)業(yè)的概率下降87.0%。

表5 內(nèi)生性問題：工具變量法（IVprobit）

其次，考慮到最低工資通過直接提高工資水平的方式影響低收入人群，通過工資擠壓等其他方式影響相對高收入人群，預(yù)計最低工資對政策覆蓋的低收入人群影響較大，對相對高收入人群影響較小。因此，本文將個人收入水平按個人收入分位數(shù)進(jìn)行四等分，探討最低工資對不同收入階段的流動人口創(chuàng)業(yè)意愿的影響。設(shè)置收入水平處于最低25%的樣本作為參照組，在控制其他變量不變的基礎(chǔ)上進(jìn)一步加入收入分組變量以及收入分組變量與月最低工資變量的交互項，分別使用LPM、Logit、Probit模型進(jìn)行“一般型創(chuàng)業(yè)”的全樣本回歸；使用Probit模型進(jìn)行“機(jī)會型創(chuàng)業(yè)”與“生存型創(chuàng)業(yè)”的子樣本回歸，所得估計結(jié)果如表7所示。

表6 按個人月收入四分位分組回歸結(jié)果

（續(xù)表）

可以看出估計結(jié)果符合預(yù)期⑤按收入四分位分組回歸，研究參照組以外分組所受影響需要在參照組基礎(chǔ)上分析其他分組，如果使用β系數(shù)，便可以直接觀察兩組系數(shù)之和，比發(fā)生比更直觀，所以表6采用β系數(shù)。。最低工資標(biāo)準(zhǔn)上調(diào)使工資收入最高25%的流動人口創(chuàng)業(yè)意愿降幅最小。最低工資每上漲1 000元，收入最高25%的流動人口創(chuàng)業(yè)意愿減少38.1個百分點，同時，收入處于最低25%的流動人口并不是受影響最嚴(yán)重的，最低工資上漲1 000元僅導(dǎo)致其創(chuàng)業(yè)意愿減少53個百分點，僅僅比收入最高25%的群體影響劇烈一些。收入介于50%－75%分位數(shù)的個體創(chuàng)業(yè)傾向受抑制程度最大，達(dá)69.7個百分點。四個分組的機(jī)會型創(chuàng)業(yè)和生存型創(chuàng)業(yè)相比一般型創(chuàng)業(yè)結(jié)論大體不變，只是收入在50%-75%的和最低25%的兩組流動人口，選擇機(jī)會型創(chuàng)業(yè)所受的抑制效應(yīng)沒有顯著差異。從經(jīng)濟(jì)地位來看，收入在最高25%的流動人口的創(chuàng)業(yè)初衷往往不為最低工資左右。

主回歸結(jié)果以及以上穩(wěn)健性檢驗都證實，最低工資會抑制流動人口在遷入地的創(chuàng)業(yè)行為，其影響機(jī)制可能如下：一、勞動力價格因為最低工資標(biāo)準(zhǔn)上調(diào)也水漲船高，給創(chuàng)業(yè)企業(yè)家們帶來了更大生存壓力，提高了進(jìn)入門檻，同時，普通員工收入增加意味著員工的創(chuàng)業(yè)機(jī)會成本上升，其創(chuàng)業(yè)意愿也相應(yīng)減弱；二、最低工資上漲會迫使企業(yè)減少員工培訓(xùn)，人力資本下降會抑制創(chuàng)業(yè)傾向；三、最低工資上漲促進(jìn)了流動人口就業(yè)，由于勞動力市場沒有擠出流動人口，也就不需要選擇自雇來實現(xiàn)就業(yè)，即不存在難民創(chuàng)業(yè)效應(yīng)；四、最低工資上漲加劇了本地人和外地人的工作競爭，惡化了彼此的社會認(rèn)同，加劇了本地人對外地人的歧視，給流動人口在當(dāng)?shù)貏?chuàng)業(yè)制造了障礙；五、最低工資上漲推動了社會保障改革，使得流動人口受雇就業(yè)的福利增加，自雇創(chuàng)業(yè)的必要性下降。以下便對后三條機(jī)制進(jìn)行檢驗，前兩條機(jī)制限于數(shù)據(jù)原因，只在文獻(xiàn)部分探討。

五、作用機(jī)制及擴(kuò)展

此部分，本文嘗試從增加受雇就業(yè)、減少社會認(rèn)同以及推動社會保障三個角度來驗證最低工資的影響路徑。

（一）增加受雇就業(yè)

根據(jù)2011-2016年流動人口監(jiān)測數(shù)據(jù)，近26.8%的流動人口會選擇生存型創(chuàng)業(yè)，遠(yuǎn)高過選擇機(jī)會型創(chuàng)業(yè)的比例（6%），這可能是由于流動人口人力資本較低、戶籍約束和本地社會資本有限，使其無法找到如意的崗位而不得不選擇自雇創(chuàng)業(yè)（寧光杰，2012）。所以最低工資如何影響受雇概率關(guān)系到流動人口的創(chuàng)業(yè)必要性。但高水平的最低工資如何影響就業(yè)在國外文獻(xiàn)里一直存在爭議，多數(shù)國內(nèi)實證則表明最低工資會對就業(yè)產(chǎn)生輕微擠出效應(yīng)，只是在不同區(qū)位存在異質(zhì)性結(jié)論（馬雙等，2012；Wang & Gunderson，2010），甚至有觀點認(rèn)為最低工資存在就業(yè)促進(jìn)效應(yīng)，有益于增加勞動力供給（羅燕、韓冰，2013）?？紤]到中國獨特的勞動力市場二元結(jié)構(gòu)，總就業(yè)的影響雖然時常不顯著，但不同類別的勞動力有可能得到差異化結(jié)果。流動人口就業(yè)有別于常規(guī)人口，流動人口具有更強(qiáng)的工作遷移能力，最低工資上調(diào)吸引農(nóng)村剩余勞動力往城鎮(zhèn)流動，但流動人口大多數(shù)屬于低技能、低教育水平勞動者，所以流動人口的就業(yè)效應(yīng)是否顯著負(fù)向仍是未知。

通過檢驗最低工資規(guī)制如何影響流動人口就業(yè)，可以探討最低工資借助就業(yè)影響創(chuàng)業(yè)的機(jī)制。本文依據(jù)2011、2012年問卷中“就業(yè)狀況”以及2013、2014和2015年問卷中“五一調(diào)查前一周是否從事一小時以上的工作”這兩個問題，將戶主是否為受雇視為被解釋變量，其中受雇為 1，否則為 0?？紤]到創(chuàng)業(yè)是另一種就業(yè)方式，回歸中剔除了創(chuàng)業(yè)樣本。我們可以通過觀察最低工資對是否受雇的 Probit 模型的估計結(jié)果來判定最低工資是否會擠出就業(yè)，其控制變量的選擇與主回歸一致，如表7中A部分所示。結(jié)果發(fā)現(xiàn)就業(yè)擠出效應(yīng)不存在，最低工資標(biāo)準(zhǔn)上調(diào)反而顯著提高了流動人口的受雇概率，最低工資每上漲 1 000元，受雇的概率便增加19.9%，用Ivprobit控制內(nèi)生性后，正向影響同樣顯著，而且更加強(qiáng)烈。這意味著最低工資上調(diào)帶動了流動人口的受雇行為，增強(qiáng)了勞動吸引力，這可能是因為最低工資收入效應(yīng)強(qiáng)化了流動人口受雇意愿，進(jìn)而降低創(chuàng)業(yè)傾向。

（二）減少社會認(rèn)同，加劇歧視

社會認(rèn)同能促進(jìn)風(fēng)險分?jǐn)?，增加人際信任，降低創(chuàng)業(yè)形成的交易成本，是影響創(chuàng)業(yè)的重要因素（周廣肅等，2015；魏下海等，2016）。從收入角度看，最低工資可能通過提升勞動待遇來增強(qiáng)流動人口的城市認(rèn)同感，減弱遷入地的歧視不公，進(jìn)而降低流動人口創(chuàng)業(yè)難度，提高其創(chuàng)業(yè)概率。但從競爭角度看，最低工資導(dǎo)致流動人口就業(yè)增加，擴(kuò)大了流動人口受雇人群，進(jìn)而加劇本地人和外地人的競爭態(tài)勢，使雙方的矛盾加深，讓流動人口在當(dāng)?shù)貏?chuàng)業(yè)的難度加大。

為了驗證社會認(rèn)同的中間作用，本文基于 2011年和2012年調(diào)查問卷選取“我很愿意融入本地人當(dāng)中，成為其中一員”這一問題來表示融入意愿，取值越大意味著對該城市的歸屬感越強(qiáng)烈；使用“感到本地人愿意接受我”來表示接納程度，數(shù)值越大代表感覺本地人越愿意接受自己；本文采用問題“感覺本地人看不起我”的回答來度量歧視，數(shù)值越大代表感覺本地人越瞧不起自己。

表7中B部分為最低工資與融入意愿、接納程度和遷入地歧視的回歸結(jié)果。最低工資每上漲1 000元，會導(dǎo)致當(dāng)?shù)亓鲃尤丝谌谌胍庠笢p少近一半，人們更少得到本地人的接納承認(rèn)，更多地感受到本地人的排斥。最低工資顯著降低了流動人口的社會認(rèn)同，負(fù)向抑制作用在控制內(nèi)生性后依然顯著。這表明在其他因素不變的前提下，無論是融入本地的意愿，還是本地人的接納程度，都因為最低工資上漲而顯著減少，本地人對外地人的歧視也因為最低工資上調(diào)而明顯激化。這提升了創(chuàng)業(yè)的交易成本，拉高了流動人口創(chuàng)業(yè)門檻，進(jìn)而抑制在流入地的創(chuàng)業(yè)行為。

表7 機(jī)制檢驗

（三）推動地區(qū)社會保障發(fā)展

最低工資作為勞動保護(hù)的主要措施，是衡量當(dāng)?shù)貏趧恿ΡＷo(hù)程度的重要標(biāo)準(zhǔn)，一個地方最低工資越高，應(yīng)該越有可能擁有更大程度的社保福利，給流動勞動力提供更完備的公共服務(wù)。由于公共服務(wù)如社會保障更偏向于工資就業(yè)者，這使得流動人口選擇受雇就業(yè)的收益預(yù)期更高。作為另一種形態(tài)的收入，社會保障、公共服務(wù)的提升將進(jìn)一步加大流動人口選擇創(chuàng)業(yè)的機(jī)會成本，使得創(chuàng)業(yè)的必要性降低（寧光杰、段樂樂，2017）。為了驗證社會保障制度的中間作用，本文基于2011、2013、2014、2016年流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)，選取流動人口是否在本地參與至少一項“五險”（城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險、失業(yè)險、生育險、工傷險）的相關(guān)問題來刻畫參保狀態(tài)，以研究最低工資如何影響流動人口的社會保障狀況。

表7中C部分為最低工資與社會保障覆蓋情況的回歸結(jié)果，分別從個人是否參保、地區(qū)參保率兩個維度分析。第一個維度采用Probit和Ivprobit模型，被解釋變量是流動人口個體在流入地是否參加社會保險，解釋變量與主回歸相同；第二個維度使用OLS和2SLS模型，被解釋變量是當(dāng)年各區(qū)域的流動人口參保率，是由參加本地至少一項 “五險”的流動人口數(shù)除以該數(shù)與沒有參加本地任何一項“五險”的流動人口數(shù)之和計算得出，解釋變量只采用上述回歸中的區(qū)域?qū)用嫣卣髯兞恳约白畹凸べY，為了避免反向因果，所有區(qū)域?qū)用娼忉屪兞烤捎脺笠黄??；貧w結(jié)果顯示，最低工資提高了流動個體在本地參保的概率，控制內(nèi)生性后參保傾向增幅更強(qiáng)烈；從區(qū)域?qū)用鎭砜?，最低工資顯著增加了區(qū)域?qū)用娴牧鲃尤丝谏鐣Ｕ细采w率，即最低工資的確推動了針對流動人口的社會保障的發(fā)展。因此，流動人口可能會為了獲取社會保障而傾向于受雇就業(yè)，因此更少有人選擇風(fēng)險更大的創(chuàng)業(yè)。

六、異質(zhì)性分析

（一）在不同流入地的影響

首先，表8中A部分依據(jù)流動人口進(jìn)入的工作地區(qū)分成了市區(qū)、城鄉(xiāng)接合部與縣城、鄉(xiāng)鎮(zhèn)與農(nóng)村這三類子樣本，選用包含流動人口工作地點的2014年數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，以探討最低工資對對于不同工作地的流動人口個人創(chuàng)業(yè)的具體影響差異。從回歸結(jié)果看，在市區(qū)里工作時，最低工資上漲會顯著促進(jìn)創(chuàng)業(yè)，其中機(jī)會型創(chuàng)業(yè)概率的增幅更大；在市區(qū)以外的地方，最低工資上漲會顯著抑制創(chuàng)業(yè)，其中機(jī)會型創(chuàng)業(yè)傾向所受的抑制效應(yīng)弱于生存型創(chuàng)業(yè)，而且在鄉(xiāng)鎮(zhèn)與農(nóng)村，最低工資對創(chuàng)業(yè)的抑制效應(yīng)最強(qiáng)，超過在經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)一些的城鄉(xiāng)接合部與縣城。這一發(fā)現(xiàn)符合市區(qū)作為企業(yè)總部和人才中心的定位，可能是因為市區(qū)具備的集聚效應(yīng)和低成本效應(yīng)抵消了最低工資上漲的沖擊，而面對最低工資上漲，市區(qū)以外的企業(yè)的風(fēng)險承受能力較弱，容易被擠出市場（Mayneris et al.，2016），進(jìn)而降低了創(chuàng)業(yè)意愿；再加上市區(qū)以外工資基數(shù)低，同樣的最低工資增幅會給個人的就業(yè)選擇帶來更明顯的影響。

（二）對不同性別的影響

其次，為了進(jìn)一步分析最低工資沖擊對企業(yè)家精神影響的性別差異，我們劃分了兩性子樣本。由于男性和女性的人力資本、社會待遇、家庭財富支配權(quán)以及風(fēng)險偏好程度各有不同，因此企業(yè)家精神存在性別差異（劉鵬程等，2013）。上文基礎(chǔ)回歸中，我們也發(fā)現(xiàn)女性流動人口的創(chuàng)業(yè)概率要弱于男性，此外，最低工資上漲給男性和女性帶來的就業(yè)沖擊有所差異，意見尚未統(tǒng)一，或發(fā)現(xiàn)女性承受的負(fù)面影響比男性更大（楊娟、李實，2016），或指出婦女就業(yè)概率反而上漲（馬雙等，2017）。因此，可以預(yù)期，在最低工資上漲沖擊下，不同性別的創(chuàng)業(yè)決策會發(fā)生差異化變動。表8的B部分回歸結(jié)果顯示，在最低工資上漲背景下，最低工資給兩性的生存型創(chuàng)業(yè)帶來的沖擊尤其強(qiáng)烈，但無論是開展機(jī)會型創(chuàng)業(yè)還是生存型創(chuàng)業(yè)，最低工資上漲給男性帶來的抑制作用都顯著弱于女性。女性生存型創(chuàng)業(yè)意愿承受的抑制相比機(jī)會型創(chuàng)業(yè)意愿更嚴(yán)重⑥考慮到篇幅，沒有顯示控制變量回歸結(jié)果。兩性的個體特征對創(chuàng)業(yè)可能性的影響都是顯著且相似的，唯有家庭月收入和個人月收入差異較大，家庭月收入對男性創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用相對女性創(chuàng)業(yè)更強(qiáng)，但對兩性參與哪種類型的創(chuàng)業(yè)沒有顯著差異；個人月收入上漲能提升個人機(jī)會型創(chuàng)業(yè)，對女性創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用尤其強(qiáng)烈，個人月收入上漲依然會促進(jìn)女性投身生存型創(chuàng)業(yè)，但抑制男性開展生存型創(chuàng)業(yè)。由此可見，家庭經(jīng)濟(jì)的支持對女性幫助更小，這可能是因為女性從家庭中獲取的經(jīng)濟(jì)資助相對有限。女性若要創(chuàng)業(yè)，主要依靠自身的收入和財富積累。。

表8 基于不同分類標(biāo)準(zhǔn)的異質(zhì)性檢驗

（三）在東中西部的影響

從不同地域來看流動人口創(chuàng)業(yè)行為，最低工資的區(qū)域梯度可能使其對流動人口創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生區(qū)域化差異影響。由于最低工資制定需要參照當(dāng)?shù)仄骄べY標(biāo)準(zhǔn)和經(jīng)濟(jì)狀況，所以在不同地域的最低工資制定標(biāo)準(zhǔn)和執(zhí)行強(qiáng)度都存在差異。國內(nèi)研究指出，最低工資在東部地區(qū)對就業(yè)起抑制作用,在西部地區(qū)則沒有作用（Fang & Lin, 2013; Ni et al., 2011）。類似地，不同地區(qū)的創(chuàng)業(yè)環(huán)境、成本和稟賦優(yōu)勢也各有差異⑦東部12省及直轄市面積小，但大多經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，貿(mào)易開放程度大，工農(nóng)業(yè)實力雄厚，流入勞動力素質(zhì)高。中部9省及自治區(qū)糧產(chǎn)及礦產(chǎn)豐富，重工業(yè)較好，承接?xùn)|西便于人口流動。西部9省及自治區(qū)占過半國土，經(jīng)濟(jì)技術(shù)最落后，但礦藏豐饒，受政策支援較多。，最低工資影響員工收入，關(guān)系到企業(yè)選址和流動人口的就業(yè)選擇，可能帶來隨區(qū)域變化的創(chuàng)業(yè)效應(yīng)。我們依據(jù)國家統(tǒng)計局2003年對東中西部的分類標(biāo)準(zhǔn)，劃分了三個區(qū)位子樣本。從表8中C部分可知，最低工資上漲會顯著增加流動人口在中部城市的機(jī)會型創(chuàng)業(yè)和生存型創(chuàng)業(yè)，其中機(jī)會型創(chuàng)業(yè)傾向增幅尤其大，達(dá)到了58.5個百分點；而西部城市的兩類創(chuàng)業(yè)都被最低工資制度抑制，只是對機(jī)會型創(chuàng)業(yè)影響不顯著；相比之下，隨最低工資上調(diào)，東部城市生存型創(chuàng)業(yè)會下降，機(jī)會型創(chuàng)業(yè)會增加，但該促進(jìn)效應(yīng)在10%的統(tǒng)計水平上不顯著。由此可見，東部地區(qū)就業(yè)環(huán)境和創(chuàng)業(yè)氛圍都優(yōu)于其他區(qū)域，具備低成本優(yōu)勢和集聚效應(yīng)，機(jī)會型創(chuàng)業(yè)可能受益于最低工資制度完善而上升，而生存型創(chuàng)業(yè)可能因最低工資上漲、機(jī)會成本上升而下降。但在西部地區(qū)，經(jīng)濟(jì)技術(shù)水平都落后于其他區(qū)域，繼續(xù)上調(diào)最低工資標(biāo)準(zhǔn)可能過度干預(yù)勞動力市場，不利于企業(yè)西遷，會和當(dāng)?shù)貏?chuàng)業(yè)政策產(chǎn)生沖突。唯有在中部城市上調(diào)最低工資恰好能夠促進(jìn)流動人口在當(dāng)?shù)貏?chuàng)業(yè)。

（四）對不同教育程度流動人口的影響

按流動人口的受教育程度來看，上調(diào)最低工資對大學(xué)以下學(xué)歷（含小學(xué)及以下、初中、高中、?？疲a(chǎn)生顯著的創(chuàng)業(yè)抑制效應(yīng)，但對大學(xué)及以上學(xué)歷流動人口的影響在10%的統(tǒng)計水平上不顯著。根據(jù)表8中D部分，小學(xué)及以下學(xué)歷的流動人口開展兩類創(chuàng)業(yè)對最低工資上調(diào)是最敏感的，隨著學(xué)歷上升，最低工資的創(chuàng)業(yè)抑制作用會逐漸削減，直到大學(xué)及以上學(xué)歷變得不顯著受其影響，甚至可能因此促進(jìn)機(jī)會型創(chuàng)業(yè)。最低工資每上漲1 000元，小學(xué)及以下學(xué)歷的流動人口會收縮57.8%的機(jī)會型創(chuàng)業(yè)意愿和50.4%的生存型創(chuàng)業(yè)意愿。相比之下，大學(xué)及以上學(xué)歷創(chuàng)業(yè)意愿會因最低工資上而上漲15.5個百分點，但是影響不顯著。

（五）對有無房產(chǎn)的流動人口的影響

房產(chǎn)在抵御創(chuàng)業(yè)風(fēng)險、資產(chǎn)保值、提供生活保障上具有不可替代的作用，因此可以預(yù)期，是否在流入地具有房產(chǎn)會顯著影響最低工資和創(chuàng)業(yè)的關(guān)聯(lián)。由表8中E部分可知，沒有房產(chǎn)的流動人口會受到最低工資顯著的創(chuàng)業(yè)抑制效應(yīng)影響，最低工資每上漲1 000元，沒有房產(chǎn)的流動人口會減少43.4個百分點的機(jī)會型創(chuàng)業(yè)意愿以及48.3個百分點的生存型創(chuàng)業(yè)意愿。相反，有房產(chǎn)的流動人口進(jìn)行生存型創(chuàng)業(yè)的意愿只減少了19.5%，進(jìn)行機(jī)會型創(chuàng)業(yè)的意愿甚至增加了0.2%，而且影響不顯著。可能的解釋是房產(chǎn)增加了創(chuàng)業(yè)的籌碼以及決心，提升了流動人口創(chuàng)業(yè)的融資能力，即使遭遇最低工資的負(fù)面沖擊，依然能夠依靠較為穩(wěn)固的現(xiàn)金流來應(yīng)對；另外，擁有房產(chǎn)往往能夠延長人們的居住時間，進(jìn)而提高了創(chuàng)業(yè)持續(xù)性的預(yù)期（寧光杰、段樂樂，2017）。

七、結(jié)論

本文依據(jù)2011-2016年流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)和區(qū)縣層面的最低工資標(biāo)準(zhǔn)數(shù)據(jù)，運用probit和Ivprobit方法研究了最低工資標(biāo)準(zhǔn)上調(diào)和流動人口創(chuàng)業(yè)傾向變化的關(guān)聯(lián)。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)：首先，最低工資上漲會對流動人口的創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生負(fù)面影響，其中機(jī)會型創(chuàng)業(yè)與生存型創(chuàng)業(yè)都顯著受抑制。具體來看，控制其他條件不變，最低工資標(biāo)準(zhǔn)每上調(diào)1 000元，將導(dǎo)致流動人口生存型創(chuàng)業(yè)下降43.0%，機(jī)會型創(chuàng)業(yè)下降33.4%，抑制效應(yīng)在生存型創(chuàng)業(yè)中更加明顯。使用2004年最低工資最初推行的標(biāo)準(zhǔn)以及“同一省內(nèi)除本區(qū)縣外的其他區(qū)縣的當(dāng)年平均最低工資標(biāo)準(zhǔn)” 作為2010-2015年最低月工資的工具變量，我們發(fā)現(xiàn)控制內(nèi)生性后，結(jié)果變得更穩(wěn)健，影響更強(qiáng)烈；從不同收入看最低工資對創(chuàng)業(yè)的影響，收入處于最高25%的個體受影響最小，而其他收入階段都受到了明顯，處于50%－75%的人群受抑制尤其明顯。其次，最低工資上漲除了通過提高收入來影響流動人口創(chuàng)業(yè)的潛在機(jī)制以外，還能夠通過促進(jìn)流動人口就業(yè)來抑制當(dāng)?shù)貏?chuàng)業(yè)，通過惡化社會認(rèn)同來提高創(chuàng)業(yè)難度，通過推動社會保障來降低創(chuàng)業(yè)必要性。此外，異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，最低工資會促進(jìn)在市區(qū)工作、中部地區(qū)的流動個體創(chuàng)業(yè)，顯著抑制市區(qū)以外工作地點、大學(xué)以下學(xué)歷、無房產(chǎn)、西部地區(qū)的個體創(chuàng)業(yè)，在大學(xué)及以上學(xué)歷、東部地區(qū)和有房產(chǎn)的流動人口進(jìn)行機(jī)會創(chuàng)業(yè)型中時常不顯著，女性比男性受到最低工資更強(qiáng)烈的創(chuàng)業(yè)抑制效應(yīng)影響。

整體來看，最低工資過高的增幅會顯著抑制流動人口的創(chuàng)業(yè)意愿，這告訴我們，政府在制定新的最低工資標(biāo)準(zhǔn)時，需要考慮流動人口的創(chuàng)業(yè)狀況。與其用政策倒逼人們創(chuàng)業(yè)，不如因地制宜，針對當(dāng)?shù)仄髽I(yè)經(jīng)營和個人發(fā)展?fàn)顩r，合理調(diào)節(jié)最低工資增速，解決好政策沖突的問題。只有提供適宜的勞動力市場環(huán)境，減少創(chuàng)業(yè)政策的執(zhí)行成本，才能更好地孵化出優(yōu)秀的公司和企業(yè)家。

[1] 楊燦、葉林祥、詹鵬.我國最低工資標(biāo)準(zhǔn)制定中的“攀比行為”[R]. 經(jīng)濟(jì)研究工作論文，2016.

[2] 馮建喜、湯爽爽、楊振山.農(nóng)村人口流動中的“人地關(guān)系”與遷入地創(chuàng)業(yè)行為的影響因素[J]. 地理研究，2016，(1)：148-162.

[3] 韓兆洲、林仲源.我國最低工資增長機(jī)制時空非平穩(wěn)性測度研究[J]. 統(tǒng)計研究，2017，(6)：38-51.

[4] 周廣肅.最低工資制度影響了家庭創(chuàng)業(yè)行為嗎?——來自中國家庭追蹤調(diào)查的證據(jù)[J]. 經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2017，(3)：73-87.

[5] 吳群鋒、蔣為.最低工資會抑制創(chuàng)業(yè)嗎?——基于中國微觀數(shù)據(jù)的實證研究[J]. 產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2016，(6)：1-10.

[6] 馬雙、張劼、朱喜.最低工資對中國就業(yè)和工資水平的影響[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2012，(5)：132-146.

[7] 葉林祥、T.H.Gindling、李實、熊亮.中國最低工資的遵守—基于中國六省市企業(yè)與員工匹配數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2015，(6)：19-32.

[8] 孫中偉、舒玢玢.最低工資標(biāo)準(zhǔn)與農(nóng)民工工資——基于珠三角的實證研究[J]. 管理世界，2011，(8)：45-56.

[9] 葉靜怡、楊洋.最低工資標(biāo)準(zhǔn)及其執(zhí)行差異:違規(guī)率與違規(guī)深度[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)，2015，(8)：51-63.

[10]馬雙、李雪蓮、蔡棟梁.最低工資與已婚女性勞動參與[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2017，(6)：153-168.

[11]阮榮平、鄭風(fēng)田、劉力.信仰的力量:宗教有利于創(chuàng)業(yè)嗎?[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2014，(3)：171-184.

[12]尹志超、宋全云、吳雨.金融知識、創(chuàng)業(yè)決策和創(chuàng)業(yè)動機(jī)[J]. 管理世界，2015，(1)：87-98.

[13]李雪蓮、馬雙、鄧翔.公務(wù)員家庭、創(chuàng)業(yè)與尋租動機(jī)[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2015，(5)：89-103.

[14]倪鵬途、陸銘.市場準(zhǔn)入與“大眾創(chuàng)業(yè)”:基于微觀數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究[J]. 世界經(jīng)濟(jì)，2016，(4)：3-21.

[15]孫文凱、孫昂、王乙杰.計劃生育損害中國的企業(yè)家精神嗎?[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)報，2016，(2)：138-160.

[16]周廣肅、謝絢麗、李力行.信任對家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響及機(jī)制探討[J]. 管理世界，2015，(12)：121-129, 171.

[17]魏下海、陳思宇、黎嘉輝.方言技能與流動人口的創(chuàng)業(yè)選擇[J]. 中國人口科學(xué)，2016，(6)：36-46.

[18]寧光杰、段樂樂.流動人口的創(chuàng)業(yè)選擇與收入——戶籍的作用及改革啟示[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2017，(2)：771-792.

[19]周廣肅、譚華清、李力行.外出務(wù)工經(jīng)歷有益于返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)嗎?[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2017，(1)：793-814.

[20]寧光杰.自我雇傭還是成為工資獲得者?——中國農(nóng)村外出勞動力的就業(yè)選擇和收入差異[J]. 管理世界，2012，(7)：54-66.

[21]隋艷穎、馬曉河、夏曉平.金融排斥對農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)意愿的影響分析[J]. 金融經(jīng)濟(jì)學(xué)研究，2010，(3)：83-92.

[22]楊娟、李實.最低工資提高會增加農(nóng)民工收入嗎?[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2016，(4)：1563-1580.

[23]董志強(qiáng)、魏下海、張?zhí)烊A.創(chuàng)業(yè)與失業(yè):難民效應(yīng)與企業(yè)家效應(yīng)的實證檢驗[J]. 經(jīng)濟(jì)評論，2012，(2)：80-87.

[24]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)動機(jī)視角的研究[J]. 管理世界，2013，(8)：126-135.

[25]魏下海、湯哲、王臨風(fēng).社會信任環(huán)境是否促進(jìn)“大眾創(chuàng)業(yè)”[J]. 產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)評論，2016，(3)：48-57.

[25]Paulson A. L., Townsend R., 2004, Entrepreneurship and Financial Constraints in Thailand[J]. Journal of Corporate Finance, 10(2), PP. 229-262.

[27]Georgellis Y., Wall H J., 2000, What Makes a Region Entrepreneurial? Evidence from Britain[J]. Annals OF Regional Science, 34(3), PP. 385-403.

[28]Mayneris F., Poncet S., Zhang T., Improving or Disappearing: Firm-Level Adjustments to Minimum Wages in China[R]. Ires - Institut DE Recherches Economiques ET Sociales, 2016.

[29]Wang J, Gunderson M, 2011, Minimum Wage Impacts in China: Estimates from A Prespecified Research Design, 2000–2007[J]. Contemporary Economic Policy, 29(3), pp. 392-406.