秦芳　李曉　吳雨　李潔娟

摘要：本文利用中國家庭金融調(diào)查2015年數(shù)據(jù)，研究了省外務(wù)工經(jīng)歷對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)的影響。研究發(fā)現(xiàn)，省外務(wù)工經(jīng)歷能顯著提高家庭創(chuàng)業(yè)的可能性。從創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)上看，返鄉(xiāng)家庭被動(dòng)創(chuàng)業(yè)的可能性更低，并且未創(chuàng)業(yè)家庭中，有省外務(wù)工經(jīng)歷的家庭創(chuàng)業(yè)意愿更高；從創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目特征來看，返鄉(xiāng)家庭創(chuàng)業(yè)初始投資更大，提供就業(yè)崗位更多。機(jī)制分析發(fā)現(xiàn)，省外務(wù)工經(jīng)歷促進(jìn)返鄉(xiāng)家庭創(chuàng)業(yè)主要通過財(cái)富的積累、人力資本的提高和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的擴(kuò)大等渠道來實(shí)現(xiàn)。最后，異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，省外務(wù)工經(jīng)歷在高教育水平、發(fā)達(dá)省份回流和有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的返鄉(xiāng)家庭中對(duì)創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用更強(qiáng)，這進(jìn)一步驗(yàn)證了省外務(wù)工經(jīng)歷促進(jìn)家庭創(chuàng)業(yè)的作用機(jī)制。本文研究表明，積極引導(dǎo)省外務(wù)工人員返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，不僅可以促進(jìn)我國新型城鎮(zhèn)化和新農(nóng)村建設(shè)，還為減緩特大城市人口負(fù)擔(dān)提供了可行路徑。

關(guān)鍵詞：省外務(wù)工經(jīng)歷；返鄉(xiāng)家庭；家庭特征；創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)；創(chuàng)業(yè)決策

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1002-2848-2018（04）-0091-10

一、引 言

隨著人口紅利的消失，我國經(jīng)濟(jì)增速持續(xù)下滑，急需尋找新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)驅(qū)動(dòng)因素。同時(shí)，農(nóng)村勞動(dòng)力遷移正在發(fā)生歷史性轉(zhuǎn)折。一方面，農(nóng)民工增速持續(xù)放緩，跨省農(nóng)民工數(shù)量減少。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局《2015年農(nóng)民工監(jiān)測(cè)調(diào)查報(bào)告》，2015年我國農(nóng)民工總量為2.77億人，但增速由2011年的4.4%回落到1.3%。其中，跨省農(nóng)民工為7745萬人，比2014年減少122萬人。另一方面，外出務(wù)工勞動(dòng)力回流跡象顯現(xiàn)。據(jù)貴州?、俳y(tǒng)計(jì)，2015年該省有120萬人返鄉(xiāng)，高于2011年52萬的返鄉(xiāng)規(guī)模。江西?、?015年監(jiān)測(cè)顯示，在省外就業(yè)的農(nóng)民工中66.5%有回省意愿。那么，勞動(dòng)力回流對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展會(huì)產(chǎn)生什么樣的影響，能否成為未來經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的驅(qū)動(dòng)因素之一呢？這成為社會(huì)各界關(guān)注的話題。

外出務(wù)工勞動(dòng)力返鄉(xiāng)后對(duì)當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)影響，學(xué)術(shù)界存在兩種不同的觀點(diǎn)。一種觀點(diǎn)認(rèn)為，返鄉(xiāng)勞動(dòng)力回歸農(nóng)業(yè)，加劇勞動(dòng)力過剩，并且外出務(wù)工收入主要用于蓋房等消費(fèi)性投資，并沒有帶動(dòng)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展[1]；另一種觀點(diǎn)認(rèn)為，返鄉(xiāng)人群帶回資本、技術(shù)和創(chuàng)業(yè)精神，如果返鄉(xiāng)勞動(dòng)力積極參與創(chuàng)業(yè)，進(jìn)行農(nóng)業(yè)投資，從事服務(wù)行業(yè)，將會(huì)活躍當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)，成為帶動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展重要力量[24]。盡管現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)勞動(dòng)力返鄉(xiāng)后的影響進(jìn)行了討論，但這些研究沒有考慮返鄉(xiāng)人員是否跨省務(wù)工，這有可能是研究結(jié)論不一致的原因之一。此外，現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)行為的研究還比較缺乏，而創(chuàng)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有重要影響[56]。那么，有省外務(wù)工經(jīng)歷的返鄉(xiāng)家庭是否會(huì)積極地參與創(chuàng)業(yè)？這些家庭的創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目有何特征？影響返鄉(xiāng)家庭創(chuàng)業(yè)的可能因素是什么？哪些特征的返鄉(xiāng)家庭更傾向于創(chuàng)業(yè)？對(duì)這些問題的思考和研究不僅有助于判斷省外務(wù)工勞動(dòng)力回流對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的影響，而且關(guān)系到相關(guān)政策的制定和實(shí)施。

本文利用西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查（CHFS）2015年數(shù)據(jù)，分析省外務(wù)工經(jīng)歷對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響。研究發(fā)現(xiàn)，省外務(wù)工經(jīng)歷顯著增加了家庭創(chuàng)業(yè)的可能性。對(duì)創(chuàng)業(yè)家庭的創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)進(jìn)行比較發(fā)現(xiàn)，返鄉(xiāng)家庭被動(dòng)創(chuàng)業(yè)的可能性更低，并且未創(chuàng)業(yè)家庭中，有省外務(wù)工經(jīng)歷的家庭創(chuàng)業(yè)意愿更高。從創(chuàng)業(yè)特征來看，返鄉(xiāng)家庭創(chuàng)業(yè)初始投資更大，提供更多的就業(yè)崗位。機(jī)制分析發(fā)現(xiàn)，省外務(wù)工經(jīng)歷促進(jìn)返鄉(xiāng)家庭創(chuàng)業(yè)主要通過財(cái)富積累、人力資本提高和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)擴(kuò)大等渠道實(shí)現(xiàn)。最后，異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，省外務(wù)工經(jīng)歷在高教育水平、發(fā)達(dá)省份回流和有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的返鄉(xiāng)家庭中對(duì)創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用更強(qiáng)，這進(jìn)一步驗(yàn)證了省外務(wù)工經(jīng)歷促進(jìn)家庭創(chuàng)業(yè)的作用機(jī)制。

本文旨在探討省外務(wù)工經(jīng)歷對(duì)返鄉(xiāng)家庭創(chuàng)業(yè)參與的影響，并深入剖析其影響機(jī)制。與已有文獻(xiàn)相比，本文的研究在以下四個(gè)方面進(jìn)行了拓展和創(chuàng)新：

第一，本文基于翔實(shí)的微觀數(shù)據(jù)，研究了省外務(wù)工經(jīng)歷對(duì)返鄉(xiāng)家庭創(chuàng)業(yè)參與的影響，為考察返鄉(xiāng)勞動(dòng)力對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的作用提供微觀基礎(chǔ)。

第二，關(guān)于勞動(dòng)力回流影響因素的研究較為成熟，但回流勞動(dòng)力對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的影響仍存在一定爭(zhēng)議，而這關(guān)系到相關(guān)政策的制定和實(shí)施，本文豐富和補(bǔ)充了該領(lǐng)域的研究。

第三，本文對(duì)返鄉(xiāng)家庭創(chuàng)業(yè)的異質(zhì)性影響進(jìn)行翔實(shí)的研究，考察了不同教育水平、回流區(qū)域、外出務(wù)工工作類型對(duì)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)影響的差異，為制定更具有針對(duì)性政策提供實(shí)證基礎(chǔ)。

第四，本文采用有全國代表性的數(shù)據(jù)，在探討省外務(wù)工經(jīng)歷對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策時(shí)，能夠覆蓋不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的區(qū)域，使得研究結(jié)論更具有一般性。

二、文獻(xiàn)綜述

本文主要探討省外務(wù)工經(jīng)歷對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響。已有研究主要關(guān)注勞動(dòng)力回流的決定因素，理論上可以總結(jié)為推拉理論和生命周期理論。推拉理論從成本—收益角度研究，認(rèn)為人口流動(dòng)的目的在于改善生活條件，當(dāng)流入城市的農(nóng)村勞動(dòng)力在城市的生活條件沒有得到改善[3]，或者遷移者家鄉(xiāng)有更好的投資機(jī)會(huì)時(shí)，他們往往需要再次選擇[7]。此外，來自家鄉(xiāng)的拉力還包括原住地就業(yè)機(jī)會(huì)的增加、低技能耕作方式對(duì)勞動(dòng)力的需求，以及在外積累的人力資本在家鄉(xiāng)回報(bào)更高[8]。生命周期理論則將勞動(dòng)力流動(dòng)簡(jiǎn)化為兩個(gè)階段，即年輕時(shí)候外出打工掙錢，年齡大了回家鄉(xiāng)務(wù)農(nóng)、務(wù)工或經(jīng)商。在城市和農(nóng)村推拉力都沒有變動(dòng)的情況下，“生命周期”到了特定階段的遷移勞動(dòng)力，也會(huì)按預(yù)期回到農(nóng)村[9]。

關(guān)于勞動(dòng)力回流與創(chuàng)業(yè)關(guān)系的研究，相關(guān)文獻(xiàn)主要研究國際人口遷徙對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響。利用巴基斯坦數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，國際遷徙人口回流創(chuàng)業(yè)可能性更高，其原因是國際移民經(jīng)歷獲得的儲(chǔ)蓄促進(jìn)創(chuàng)業(yè)[10]。理論上，以生命周期理論為基礎(chǔ)，研究表明流動(dòng)性約束是影響跨國務(wù)工者回國投資和遷移時(shí)長(zhǎng)的最主要因素[11]。類似的，基于莫桑比克的數(shù)據(jù)研究表明，相對(duì)于沒有跨國務(wù)工經(jīng)歷的人口，返鄉(xiāng)移民的創(chuàng)業(yè)概率較高[12]。

國內(nèi)關(guān)于返鄉(xiāng)人群創(chuàng)業(yè)的研究主要集中在回流農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)情況。研究表明，回流者通過創(chuàng)業(yè)提高家庭收入，活躍農(nóng)村經(jīng)濟(jì)和創(chuàng)業(yè)氛圍，創(chuàng)造就業(yè)崗位[3]?；?個(gè)省區(qū)市數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，打工經(jīng)歷對(duì)職業(yè)非農(nóng)化轉(zhuǎn)換有顯著的促進(jìn)作用，但不會(huì)顯著提高創(chuàng)業(yè)參與度[13]。利用河南省固始縣部分返鄉(xiāng)農(nóng)民工調(diào)研數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，人力資本和社會(huì)資本對(duì)返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)有積極的影響，但沒有回答外出務(wù)工經(jīng)歷是否會(huì)提高返鄉(xiāng)農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)積極性[14]?；诤笔《魇┲莸恼{(diào)查研究發(fā)現(xiàn)，外出務(wù)工經(jīng)歷促進(jìn)了農(nóng)村勞動(dòng)力的能力發(fā)展，具體體現(xiàn)在勞動(dòng)力回流后就業(yè)選擇的擴(kuò)大、職業(yè)的轉(zhuǎn)換、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高以及獲取新技術(shù)能力的增長(zhǎng)[15]?？梢?，正如Sicular等[16]指出的，目前的研究主要基于部分省區(qū)市農(nóng)村，缺乏能覆蓋不同發(fā)展水平和地域條件的有全國代表性的數(shù)據(jù)，這使得估計(jì)的結(jié)果存在一定的局限。

與本研究最相關(guān)的文獻(xiàn)是周廣肅等[17]的研究，他們采用2007年中國家庭住戶收入調(diào)查數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)外出務(wù)工經(jīng)歷促進(jìn)了農(nóng)村居民創(chuàng)業(yè)。與該文獻(xiàn)相比，本文在以下方面有所差異。首先，本文不僅考慮了返鄉(xiāng)農(nóng)民工，還包含非農(nóng)業(yè)戶籍返鄉(xiāng)人口。其次，本文關(guān)注的是有跨省務(wù)工經(jīng)歷的返鄉(xiāng)人口，而本省內(nèi)流動(dòng)的返鄉(xiāng)人口不屬于本文的研究范疇。再次，本文還從創(chuàng)業(yè)規(guī)模和提供就業(yè)崗位兩個(gè)維度比較了返鄉(xiāng)家庭和非返鄉(xiāng)家庭創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目的特征。最后，從教育水平、外出務(wù)工省份以及外出務(wù)工工作經(jīng)歷等角度，考察省外務(wù)工經(jīng)歷對(duì)返鄉(xiāng)家庭創(chuàng)業(yè)參與影響的異質(zhì)性。識(shí)別哪些特征的返鄉(xiāng)家庭擁有較高的創(chuàng)業(yè)活力，有利于相關(guān)政策的制定和實(shí)施。

三、數(shù)據(jù)及變量說明

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用西南財(cái)經(jīng)大學(xué)于2015年在全國范圍內(nèi)開展的中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)。該調(diào)查采用了分層、三階段與規(guī)模度量成比例（PPS）的抽樣設(shè)計(jì)，樣本分布于全國29個(gè)省、自治區(qū)、直轄市（未包括新疆、西藏以及港澳臺(tái)地區(qū)）、363個(gè)縣（區(qū)、市）、1439個(gè)村（居）委會(huì)，共獲得4萬余戶家庭微觀數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)在全國省和副省級(jí)城市具有代表性。中國家庭金融調(diào)查詢問了個(gè)人和家庭信息。個(gè)人層面包含年齡、性別、教育、婚姻狀況以及就業(yè)等人口統(tǒng)計(jì)特征。就業(yè)信息中重點(diǎn)詢問了家庭勞動(dòng)年齡人口（16～60周歲）的流動(dòng)狀況。家庭層面包含家庭的資產(chǎn)與負(fù)債、收入與支出以及工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)等方面的信息。其中，工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)詳細(xì)記錄了家庭創(chuàng)業(yè)時(shí)間、組織形式、創(chuàng)新投入等。

（二）省外務(wù)工人員返鄉(xiāng)現(xiàn)狀描述

中國家庭金融調(diào)查記錄所有家庭成員（指共享收入，共擔(dān)支出的人，不包含司機(jī)、保姆、房東等）的流動(dòng)狀況。對(duì)于16～60周歲并且戶籍在居住省份且在當(dāng)?shù)鼐幼?個(gè)月以上的家庭成員，依次詢問外出務(wù)工經(jīng)歷，“某某是否有離開過戶籍省份，去其它地方工作的經(jīng)歷？1.是；2.否”。選擇“是”，則定義該成員為有省外務(wù)工經(jīng)歷的返鄉(xiāng)勞動(dòng)力，否則為其余勞動(dòng)力。如果家庭成員中至少有一人是返鄉(xiāng)勞動(dòng)力，則定義為返鄉(xiāng)家庭，否則為其余家庭。需要說明的是，首先，該調(diào)查在2015年7到8月進(jìn)行，可以排除因?yàn)榇汗?jié)等節(jié)假日臨時(shí)返鄉(xiāng)的人口；其次，同時(shí)滿足家里居住超過6個(gè)月且戶籍在本省的勞動(dòng)年齡人口才詢問外出務(wù)工情況，一定程度上保證返鄉(xiāng)勞動(dòng)力會(huì)參與當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)活動(dòng)，并排除由于年齡較大而返鄉(xiāng)的人口。

表1比較了勞動(dòng)年齡人口中返鄉(xiāng)勞動(dòng)力和其余勞動(dòng)力的統(tǒng)計(jì)特征差異。從表1可以看出，勞動(dòng)年齡人口中返鄉(xiāng)勞動(dòng)力為6870人，占全部勞動(dòng)年齡人口比例約為8.1%。返鄉(xiāng)勞動(dòng)力年齡均值為38歲，比其余勞動(dòng)人口年輕。此外，與其余勞動(dòng)人口相比，返鄉(xiāng)人口男性比重高，已婚比例大，就業(yè)狀況較好，這與Zhao[4]的研究結(jié)果類似。教育年限和農(nóng)業(yè)戶口比例上，返鄉(xiāng)人口和其余勞動(dòng)人口并無顯著差異。

（三）變量介紹

本文的被解釋變量是家庭是否創(chuàng)業(yè)，創(chuàng)業(yè)變量的構(gòu)建依據(jù)Paulson等[18]，具體來自受訪戶對(duì)“目前，您家是否從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)項(xiàng)目，包含個(gè)體戶，租賃，運(yùn)輸，網(wǎng)店，經(jīng)營(yíng)企業(yè)等？”的回答，選擇“是”定義為創(chuàng)業(yè)家庭，“否”為非創(chuàng)業(yè)家庭。需要強(qiáng)調(diào)的是，本文將創(chuàng)業(yè)界定為非農(nóng)領(lǐng)域的工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)，農(nóng)戶的農(nóng)、林、牧、漁等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)不屬于本文的討論范圍。按照該定義，2015年我國創(chuàng)業(yè)家庭比例約為16.3%，據(jù)此估計(jì)全國約有7000萬個(gè)體戶和企業(yè)

其中，個(gè)體戶約為5579萬戶，企業(yè)約為1421萬個(gè)。據(jù)國家工商總局?jǐn)?shù)據(jù)，個(gè)體戶和企業(yè)分別為4984萬和1546萬。推算數(shù)據(jù)中個(gè)體戶高于國家工商總局?jǐn)?shù)據(jù)，這是因?yàn)檎{(diào)查中把以個(gè)體形式經(jīng)營(yíng)但未在工商局注冊(cè)的商戶（如流動(dòng)商販、部分電商賣家等）歸于個(gè)體戶。本文的關(guān)注變量為家庭是否為返鄉(xiāng)家庭。

參考現(xiàn)有文獻(xiàn)，在實(shí)證分析中，我們還控制了影響家庭創(chuàng)業(yè)的其他因素，包括戶主年齡、性別、教育水平、婚姻狀況、戶籍、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、家庭成員健康程度、家庭勞動(dòng)力數(shù)量、家庭黨員數(shù)量、家庭規(guī)模、家庭是否住在農(nóng)村[19]。文中控制了戶主年齡、教育年限，設(shè)定戶主性別虛擬變量，1為男性，0為女性；戶主婚姻狀況虛擬變量，1為已婚，0為未婚。采用家庭健康人口比例衡量家庭成員的健康程度；家庭勞動(dòng)力數(shù)量指家庭中16～60周歲勞動(dòng)年齡人口的數(shù)量；家庭黨員數(shù)量指家庭成員中政治面貌是中共黨員的數(shù)量；用家庭人口數(shù)量衡量家庭規(guī)模。風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度會(huì)影響家庭創(chuàng)業(yè)行為。采用問卷中如下問題度量：“如果您有一筆資產(chǎn)，您愿意選擇哪種投資項(xiàng)目？1.高風(fēng)險(xiǎn)、高回報(bào)的項(xiàng)目；2.略高風(fēng)險(xiǎn)、略高回報(bào)的項(xiàng)目；3.平均風(fēng)險(xiǎn)、平均回報(bào)的項(xiàng)目；4.略低風(fēng)險(xiǎn)、略低回報(bào)的項(xiàng)目；5.不愿意承擔(dān)任何風(fēng)險(xiǎn)?！比绻茉L者選擇1或2，風(fēng)險(xiǎn)偏好為1，否則為0。為了控制家庭所在省的社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、文化因素對(duì)其創(chuàng)業(yè)的影響，我們還引入了省份虛擬變量。文中剔除了變量中存在缺失的樣本，最終共獲得36033個(gè)觀測(cè)樣本。

（四）描述性統(tǒng)計(jì)

表2比較了返鄉(xiāng)家庭和其余家庭相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，并進(jìn)行了組間差異檢驗(yàn)。從表中可以看出，樣本中，約有14.6%的家庭為有省外務(wù)工經(jīng)歷的返鄉(xiāng)家庭。不同類型的家庭創(chuàng)業(yè)活力存在一定差異，返鄉(xiāng)家庭創(chuàng)業(yè)比例為21.2%，高于其余家庭的15.5%。返鄉(xiāng)家庭戶主平均年齡為49歲，比其余家庭年輕；戶主教育平均年限約為9年，相當(dāng)于初中水平，略低于其余家庭。同時(shí)，返鄉(xiāng)家庭更偏好風(fēng)險(xiǎn)，勞動(dòng)人口數(shù)量更多，擁有更大的家庭規(guī)模。

四、估計(jì)結(jié)果

（一）返鄉(xiāng)家庭與創(chuàng)業(yè)決策

借鑒以往關(guān)于創(chuàng)業(yè)決策的研究[1920]，本文構(gòu)建如下Probit模型，檢驗(yàn)省外務(wù)工經(jīng)歷對(duì)返鄉(xiāng)家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響：

其中，E是被解釋變量，表示家庭是否創(chuàng)業(yè)的虛擬變量，如果家庭從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)，該變量取值為1，否則取值為0。R表示是否是返鄉(xiāng)家庭的虛擬變量，若家庭成員中至少有一人有省外務(wù)工經(jīng)歷并且返鄉(xiāng)，該變量取值為1，否則取值為0。X為控制變量，包含戶主年齡、受教育年限、戶主男性、婚姻狀況、風(fēng)險(xiǎn)偏好、家庭健康成員比例、家庭勞動(dòng)力數(shù)量、家庭黨員數(shù)量、家庭規(guī)模、 家庭是否在農(nóng)村以及家庭所在省份。

表3為省外務(wù)工經(jīng)歷對(duì)返鄉(xiāng)家庭創(chuàng)業(yè)決策影響的估計(jì)結(jié)果，系數(shù)為邊際效應(yīng)（Marginal Effect）

為便于解釋，我們?cè)赟tata操作中使用命令“margins”把Probit模型的回歸系數(shù)轉(zhuǎn)換為邊際系數(shù)。由于篇幅限制回歸系數(shù)結(jié)果未匯報(bào)，如有需求，可向作者索取。考慮到省外務(wù)工人員返鄉(xiāng)前，家庭有可能已經(jīng)從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)，為了確保估計(jì)的可靠性，第（4）-（6）列僅對(duì)新增創(chuàng)業(yè)樣本進(jìn)行分析。

首先，對(duì)關(guān)鍵變量進(jìn)行分析。在控制了家庭人口統(tǒng)計(jì)特征后，第（1）列中，關(guān)注變量返鄉(xiāng)家庭的邊際效應(yīng)為0.0141，在1%水平上顯著，即有省外務(wù)工經(jīng)歷的返鄉(xiāng)家庭創(chuàng)業(yè)概率比其余家庭高1.41%。我們按照家庭所在地，分為縣域和市域樣本，再次檢驗(yàn)返鄉(xiāng)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響，結(jié)果見表3第（2）和第（3）列?；貧w結(jié)果表明，省外務(wù)工經(jīng)歷對(duì)返鄉(xiāng)家庭創(chuàng)業(yè)影響均顯著為正。第（4）列新增創(chuàng)業(yè)（剔除2013年以前創(chuàng)業(yè)的樣本）估計(jì)中，返鄉(xiāng)家庭的邊際效應(yīng)為0.0095，在1%水平上顯著，表明即使僅考慮新增創(chuàng)業(yè)樣本，省外務(wù)工經(jīng)歷依然促進(jìn)返鄉(xiāng)家庭創(chuàng)業(yè)。第（5）和第（6）列將新創(chuàng)業(yè)樣本按創(chuàng)業(yè)年份分為2014年創(chuàng)業(yè)和2015年創(chuàng)業(yè)，回歸結(jié)果進(jìn)一步證實(shí)了已有結(jié)論。

接下來，分析其他解釋變量對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響。以第（1）列估計(jì)結(jié)果報(bào)告為主，男性戶主邊際效應(yīng)為0.0160，在1%水平上顯著，說明與戶主為女性的家庭相比，男性戶主家庭創(chuàng)業(yè)概率更高。戶主已婚的邊際效應(yīng)為0.0211，也在1%水平上顯著，同樣對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)有正向影響。戶主年齡越大，家庭參與創(chuàng)業(yè)的可能性越低，與吳曉剛[21]的研究一致。可能的原因是年齡越大職業(yè)變遷的風(fēng)險(xiǎn)越大，因此創(chuàng)業(yè)的可能性越小。農(nóng)業(yè)戶籍的家庭創(chuàng)業(yè)可能性更高。偏好風(fēng)險(xiǎn)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策有顯著的正向影響，這符合企業(yè)家更愿意冒險(xiǎn)的特點(diǎn)。健康成員比例越高，家庭創(chuàng)業(yè)的可能性越大。家庭勞動(dòng)人口數(shù)和家庭規(guī)模對(duì)創(chuàng)業(yè)有正向影響。黨員數(shù)量越多的家庭，創(chuàng)業(yè)可能性越低。居住在農(nóng)村的家庭創(chuàng)業(yè)可能性低于城市家庭。教育年限系數(shù)為正，但不顯著，說明教育年限對(duì)創(chuàng)業(yè)沒有顯著影響。第（2）列縣域樣本估計(jì)結(jié)果中，戶主男性、已婚、農(nóng)業(yè)戶口和黨員數(shù)量的系數(shù)雖不顯著，但與第（1）列方向一致。第（3）列估計(jì)結(jié)果與第（1）列基本一致。

（二）返鄉(xiāng)家庭創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)與創(chuàng)業(yè)計(jì)劃

進(jìn)一步，本文對(duì)家庭的創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)進(jìn)行分析。參照尹志超等[22]，創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)主要?jiǎng)澐譃樯嫘蛣?chuàng)業(yè)和機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)兩種。生存型創(chuàng)業(yè)是指創(chuàng)業(yè)者由于找不到其他工作或工作時(shí)間受限而不得不去創(chuàng)業(yè)。機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)是指創(chuàng)業(yè)者發(fā)現(xiàn)新的商業(yè)機(jī)會(huì)并積極主動(dòng)開展創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。家庭創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)對(duì)創(chuàng)業(yè)質(zhì)量尤為重要，如果是因?yàn)檎也坏焦ぷ?，迫于生存而被?dòng)創(chuàng)業(yè)，那么創(chuàng)業(yè)質(zhì)量、項(xiàng)目成長(zhǎng)性和競(jìng)爭(zhēng)力將處于劣勢(shì)。接下來，本文采用Probit模型，對(duì)創(chuàng)業(yè)樣本中返鄉(xiāng)家庭的創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)進(jìn)行分析，回歸估計(jì)結(jié)果見表4中第（1）列。其中，被解釋變量為家庭是否是被動(dòng)創(chuàng)業(yè)

采用問卷中如下問題度量家庭創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)：您家從事工商業(yè)的主要原因是？1.找不到其他工作機(jī)會(huì)；2.從事工商業(yè)能掙得更多；3.理想愛好/想自己當(dāng)老板；4.更靈活，自由自在；5.繼承家業(yè)；6.其他。選擇”1.找不到其他工作機(jī)會(huì)”，定義為被動(dòng)創(chuàng)業(yè)。的虛擬變量，如果家庭是被動(dòng)創(chuàng)業(yè)，虛擬變量設(shè)定為1，否則為0。從第（1）列估計(jì)結(jié)果可以看出，返鄉(xiāng)家庭邊際效應(yīng)為-0.0490，在1%水平上顯著，即創(chuàng)業(yè)家庭中返鄉(xiāng)家庭被動(dòng)創(chuàng)業(yè)的概率比其余家庭低4.9%，說明返鄉(xiāng)家庭被動(dòng)創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)更低。

那么對(duì)于沒有創(chuàng)業(yè)的家庭，創(chuàng)業(yè)意愿是影響未來創(chuàng)業(yè)活力的重要因素之一。類似的，我們采用Probit模型對(duì)沒有創(chuàng)業(yè)的家庭分析其創(chuàng)業(yè)計(jì)劃，回歸估計(jì)結(jié)果見表4第（2）列。其中，被解釋變量為家庭是否有創(chuàng)業(yè)計(jì)劃

問卷中對(duì)沒有創(chuàng)業(yè)的家庭詢問，“未來您家是否打算開展工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)項(xiàng)目，包括個(gè)體戶、租賃、運(yùn)輸、網(wǎng)店、經(jīng)營(yíng)企業(yè)等？”，若回答是，則定義為有創(chuàng)業(yè)計(jì)劃。的虛擬變量，如果家庭有創(chuàng)業(yè)計(jì)劃，虛擬變量設(shè)定為1，否則為0。第（2）列估計(jì)中，返鄉(xiāng)家庭邊際效應(yīng)為0.0675，在1%水平上顯著，說明返鄉(xiāng)家庭創(chuàng)業(yè)意愿更高。

（三）返鄉(xiāng)家庭創(chuàng)業(yè)特征

從上文分析可知，有省外務(wù)工經(jīng)歷的返鄉(xiāng)家庭創(chuàng)業(yè)參與度更高，并且被動(dòng)創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)更低。那么，返鄉(xiāng)家庭的創(chuàng)業(yè)規(guī)模如何，能否提供更多就業(yè)崗位？接下來，本文針對(duì)所有創(chuàng)業(yè)樣本進(jìn)行分析。表5中第（1）列和第（2）列采用普通最小二乘法（OLS），分別以項(xiàng)目初始投資和雇傭數(shù)量為被解釋變量。從估計(jì)結(jié)果中可以看出，返鄉(xiāng)家庭系數(shù)為正，且都在10%水平上顯著，說明創(chuàng)業(yè)家庭中，返鄉(xiāng)家庭的創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目初始投入更高，可以提供更多的就業(yè)崗位。第（3）列采用Probit模型，以項(xiàng)目是否盈利的虛擬變量

根據(jù)問卷中“該項(xiàng)目的盈利狀況是什么？1.盈利2.持平3.虧損”，選擇1或2定義為盈利。為被解釋變量，如果盈利，虛擬變量設(shè)定為1，否則為0。估計(jì)結(jié)果中系數(shù)為邊際效用，返鄉(xiāng)家庭系數(shù)為負(fù)，但不顯著，說明返鄉(xiāng)家庭創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目的盈利能力和其余家庭相比沒有顯著差異。這有可能是近年經(jīng)濟(jì)形勢(shì)下滑、企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)不容樂觀的結(jié)果。

五、省外務(wù)工經(jīng)歷促進(jìn)家庭創(chuàng)業(yè)的可能解釋

本部分將從家庭財(cái)富積累、人力資本以及社會(huì)網(wǎng)絡(luò)等三方面，給出省外務(wù)工經(jīng)歷促進(jìn)返鄉(xiāng)家庭創(chuàng)業(yè)的可能解釋。

（一）省外務(wù)工經(jīng)歷促進(jìn)家庭創(chuàng)業(yè)的可能解釋

1.財(cái)富機(jī)制

初始財(cái)富積累是家庭自主創(chuàng)業(yè)得以實(shí)現(xiàn)的關(guān)鍵因素。返鄉(xiāng)家庭很有可能外出務(wù)工時(shí)積累了一定財(cái)富[23]，借助財(cái)富上的優(yōu)勢(shì)，得以跨越創(chuàng)業(yè)所需的資金門檻，進(jìn)而提高創(chuàng)業(yè)概率[10]。我們采用OLS模型回歸模型為：Wealth=α+β1R+β2X+ε，其中Wealth表示家庭財(cái)富，用家庭凈資產(chǎn)和非工商業(yè)資產(chǎn)對(duì)數(shù)值衡量。對(duì)此進(jìn)行分析，回歸結(jié)果見表6。

表6中第（1）列和第（2）列分別以凈資產(chǎn)和非工商業(yè)資產(chǎn)對(duì)數(shù)值為被解釋變量。從回歸結(jié)果可以看出，在控制了戶主特征、家庭特征以及省份固定效應(yīng)后，返鄉(xiāng)家庭凈資產(chǎn)和非工商業(yè)資產(chǎn)均顯著高于其余家庭。然而，也有可能是因?yàn)榉掂l(xiāng)家庭的創(chuàng)業(yè)行為促進(jìn)了家庭財(cái)富的積累。因此，為避免創(chuàng)業(yè)對(duì)家庭資產(chǎn)積累的影響，我們剔除所有創(chuàng)業(yè)家庭，回歸結(jié)果見表6第（3）列。結(jié)果表明，剔除所有創(chuàng)業(yè)樣本后，返鄉(xiāng)家庭凈資產(chǎn)比其余家庭約高14.09%，在[LL]10%水平上顯著。表6中第（4）列和第（5）列中分別剔除了創(chuàng)業(yè)年份在2013年以前和2014年以前的樣本，并且采用創(chuàng)業(yè)前（2013年）的凈資產(chǎn)作為被解釋變量。從回歸結(jié)果可以看出，即使比較家庭創(chuàng)業(yè)前的資產(chǎn)，返鄉(xiāng)家庭也高于其余家庭。

2.人力資本積累

影響家庭創(chuàng)業(yè)決策的因素除了初始財(cái)富，人力資本的積累也很關(guān)鍵。絕大多數(shù)返鄉(xiāng)家庭主要去東部比較發(fā)達(dá)的省份務(wù)工，有機(jī)會(huì)接觸和使用新鮮事物，可獲得更多的知識(shí)和經(jīng)驗(yàn)積累[24]。這會(huì)增加返鄉(xiāng)家庭人力資本，從而提高創(chuàng)業(yè)的可能性。由于無法直接觀察到省外務(wù)工獲得的人力資本積累，我們從金融知識(shí)、是否采用電商經(jīng)營(yíng)以及創(chuàng)新三個(gè)角度，考察返鄉(xiāng)家庭和其余家庭的差異，回歸結(jié)果見表7。

金融知識(shí)的度量參考尹志超等[2526]的方法，使用受訪者正確回答問題的個(gè)數(shù)衡量金融知識(shí)水平

采用問卷中如下問題衡量金融知識(shí)：

【利率計(jì)算問題】假設(shè)您現(xiàn)在有100塊錢，銀行的年利率是4%，如果您把這100元錢存5年定期，5年后您獲得的本金和利息為？

1.小于120元；2.等于120元；3.大于120元；4.算不出來。

【通貨膨脹問題】假設(shè)您有100塊錢，現(xiàn)在的銀行利率是5%，通貨膨脹率每年為3%，您的這100元錢存銀行一年之后能夠買到的東西將？

1.比一年前多；2.跟一年前一樣多；3.比一年前少；4.算不出來。

【投資風(fēng)險(xiǎn)問題】您認(rèn)為一般而言，單獨(dú)買一只公司的股票是否比買一只股票基金風(fēng)險(xiǎn)更大？

1.是；2.否；3.沒有聽過股票；4.沒有聽說過股票基金；5.兩者都沒有聽說過。，具體做法為受訪者每回答正確一題記1分，全部回答正確為3分?；貧w結(jié)果表明，無論是創(chuàng)業(yè)還是非創(chuàng)業(yè)樣本，返鄉(xiāng)家庭的金融知識(shí)水平顯著高于其他家庭。表7中第（3）列，以創(chuàng)業(yè)樣本是否使用電商經(jīng)營(yíng)為被解釋變量，回歸結(jié)果表明，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)家庭使用電商經(jīng)營(yíng)的概率更高。這說明，具有省外務(wù)工經(jīng)歷的返鄉(xiāng)家庭更有可能引進(jìn)新的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)方式。表7第（4）列和第（5）列，分別采用Probit和Tobit模型

Probit模型為：Pr（creation=1|R，X）=Φ（α+β1R+β2X+ε），其中creation為是否創(chuàng)新的虛擬變量，采用問卷中以下問題度量，“與去年相比/今年上半年，該項(xiàng)目在產(chǎn)品、技術(shù)、組織、文化、營(yíng)銷、服務(wù)等方面是否有創(chuàng)新活動(dòng)？如研發(fā)、新點(diǎn)子、新做法等?！保艋卮稹笆恰?，則定義為有創(chuàng)新，“否”為沒有創(chuàng)新。設(shè)定創(chuàng)新虛擬變量，1為有創(chuàng)新，0為無創(chuàng)新。R為是否是返鄉(xiāng)家庭的虛擬變量。X為其余控制變量包含人口統(tǒng)計(jì)特征，家庭特征以及經(jīng)營(yíng)項(xiàng)目特征等。

Tobit模型為：y=α+β1R+β2X+μ，Y=max（0，y），其中y為研發(fā)與創(chuàng)新活動(dòng)投入的對(duì)數(shù)值。，以是否有創(chuàng)新和創(chuàng)新投入為被解釋變量，分析省外務(wù)工經(jīng)歷對(duì)創(chuàng)業(yè)家庭創(chuàng)新參與和創(chuàng)新投入的影響?；貧w結(jié)果表明，創(chuàng)業(yè)樣本中，返鄉(xiāng)家庭創(chuàng)新參與和創(chuàng)新程度更高。

3.社會(huì)網(wǎng)絡(luò)

社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)創(chuàng)業(yè)具有積極的影響[2728]。省外務(wù)工形成的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)是促進(jìn)返鄉(xiāng)家庭創(chuàng)業(yè)不可忽視的因素之一。外出務(wù)工突破了傳統(tǒng)地域的局限，使他們?cè)谏钪薪⑵鹆巳碌纳鐣?huì)網(wǎng)絡(luò)，再構(gòu)的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)擴(kuò)展到同鄉(xiāng)之外的人群[29]。這種社會(huì)網(wǎng)絡(luò)能夠幫助家庭接觸并獲取豐富的信息和知識(shí)，正逐漸成為連接信息流、物質(zhì)流的社會(huì)紐帶，并為返鄉(xiāng)家庭的發(fā)展帶來了更多的機(jī)遇。參照孫永苑等[30]，我們采用家庭電話、網(wǎng)絡(luò)等通信費(fèi)用支出的對(duì)數(shù)值作為家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的代理變量，回歸結(jié)果見表8。

表8從通信費(fèi)用角度考察返鄉(xiāng)家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)差異性。第（1）列全樣本回歸中，在控制家庭財(cái)富、人口特征結(jié)構(gòu)和家庭特征后，返鄉(xiāng)家庭系數(shù)為0.2215，在1%水平上顯著，說明返鄉(xiāng)家庭通信費(fèi)用支出比其余家庭高22.15%?？紤]到創(chuàng)業(yè)行為反過來會(huì)對(duì)家庭通信費(fèi)用產(chǎn)生影響，第（2）列剔除所有創(chuàng)業(yè)樣本后，返鄉(xiāng)家庭通信費(fèi)用依然顯著高于其余家庭。表8第（3）列和第（4）列依次剔除了2013年以前和2014年以前創(chuàng)業(yè)的樣本，回歸結(jié)果類似?？梢?，返鄉(xiāng)家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)較為豐富。

（二）返鄉(xiāng)家庭特征與創(chuàng)業(yè)

我們從不同的維度進(jìn)行異質(zhì)性分析。首先，省外務(wù)工經(jīng)歷對(duì)不同特征家庭的創(chuàng)業(yè)影響有可能存在差異。其次，鼓勵(lì)返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，要制定有針對(duì)性的政策并提高政策實(shí)施的精準(zhǔn)度，需要準(zhǔn)確掌握哪些特征的返鄉(xiāng)家庭擁有較高的創(chuàng)業(yè)活力。接下來從教育水平、外出務(wù)工省份以及外出務(wù)工工作經(jīng)歷等角度，考察省外務(wù)工經(jīng)歷對(duì)返鄉(xiāng)家庭創(chuàng)業(yè)參與影響的異質(zhì)性。

不同教育水平的返鄉(xiāng)人員創(chuàng)業(yè)活力是否有顯著差異呢？為此，根據(jù)省外務(wù)工返鄉(xiāng)者的學(xué)歷構(gòu)成，分為初等教育及以下（初中、小學(xué)和沒有接受教育）、中等教育（高中、中專學(xué)歷）、高等教育（大專及以上學(xué)歷）三組，以初等教育及以下為對(duì)比組，估計(jì)結(jié)果見表9第（1）列。從回歸結(jié)果可以看出，中等教育和高等教育系數(shù)為正，分別在1%和10%水平上顯著。這表明，相對(duì)于低教育水平的返鄉(xiāng)者，中等教育水平以上的返鄉(xiāng)人員創(chuàng)業(yè)更活躍，該結(jié)論與汪三貴等[14]的發(fā)現(xiàn)一致。

我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平區(qū)域差異較大，去發(fā)達(dá)省份務(wù)工更有機(jī)會(huì)接觸新鮮事物，積累更多的技能和經(jīng)驗(yàn)，那么從發(fā)達(dá)省份返鄉(xiāng)的家庭創(chuàng)業(yè)活力是否更高呢？表9第（2）列中，根據(jù)外出省份和回流省份2014年人均GDP的比值，分為從落后省份回流（比值小于等于1）、從較發(fā)達(dá)省份回流（比值大于1小于等于2）、從發(fā)達(dá)省份回流（比值大于2）三組，以從落后省份回流為對(duì)比組。從回歸結(jié)果可見，從較發(fā)達(dá)省份回流和發(fā)達(dá)省份回流系數(shù)為正，分別在1%和5%水平上顯著。這表明，相對(duì)于從落后省份回流的家庭，從較發(fā)達(dá)省份回流和發(fā)達(dá)省份回流的家庭，創(chuàng)業(yè)概率更高。

為考察外出工作經(jīng)歷對(duì)創(chuàng)業(yè)活力的影響，我們根據(jù)返鄉(xiāng)者外出時(shí)的工作經(jīng)歷分為合同工、臨時(shí)工、自主創(chuàng)業(yè)和自由職業(yè)四組，以臨時(shí)工的返鄉(xiāng)家庭為對(duì)比組。表9第（3）列加入返鄉(xiāng)者外出工作經(jīng)歷的虛擬變量，對(duì)返鄉(xiāng)家庭子樣本進(jìn)行回歸。結(jié)果顯示，合同工系數(shù)為正，且在5%水平上顯著。自主創(chuàng)業(yè)系數(shù)為0.3614，在1%水平上顯著。這表明與臨時(shí)工的返鄉(xiāng)家庭相比，合同工返鄉(xiāng)家庭創(chuàng)業(yè)活力更高，有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的家庭再次創(chuàng)業(yè)的概率更高。

綜上可知，省外務(wù)工經(jīng)歷對(duì)不同特征家庭的創(chuàng)業(yè)影響確實(shí)存在明顯差異。高中以上教育水平，從發(fā)達(dá)省份回流和有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的返鄉(xiāng)家庭，省外務(wù)工經(jīng)歷對(duì)創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用更強(qiáng)，可針對(duì)這些返鄉(xiāng)家庭，加大創(chuàng)業(yè)支持力度。

六、結(jié) 論

本文的研究主要基于對(duì)中國經(jīng)濟(jì)的現(xiàn)實(shí)考量。一方面，過去30年我國經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)得益于大量農(nóng)村勞動(dòng)人口的遷徙，然而隨著人口紅利的消失，迫切需要尋找新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)驅(qū)動(dòng)因素。另一方面，近年來外出務(wù)工人口增速持續(xù)下滑，并且回流跡象顯現(xiàn)，外出務(wù)工人口回流能否給當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)帶來積極影響，這成為未來中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵。在此背景下，探討返鄉(xiāng)家庭的創(chuàng)業(yè)活力，不僅僅關(guān)系到新型城鎮(zhèn)化和新農(nóng)村建設(shè)，而且關(guān)系到我國經(jīng)濟(jì)能否順利進(jìn)入一個(gè)高質(zhì)量、持續(xù)性的發(fā)展階段。

結(jié)合中國經(jīng)濟(jì)和人口流動(dòng)的現(xiàn)實(shí)特征，利用2015年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，本文就省外務(wù)工經(jīng)歷對(duì)返鄉(xiāng)家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響及其機(jī)制進(jìn)行了實(shí)證分析。研究發(fā)現(xiàn)，省外務(wù)工經(jīng)歷顯著增加了家庭創(chuàng)業(yè)的可能性。進(jìn)一步研究表明，創(chuàng)業(yè)家庭中，返鄉(xiāng)家庭被動(dòng)創(chuàng)業(yè)的可能性更低；而非創(chuàng)業(yè)家庭中，返鄉(xiāng)家庭創(chuàng)業(yè)的意愿更高。此外，返鄉(xiāng)家庭創(chuàng)業(yè)初始投資更大，能夠提供更多的就業(yè)崗位。機(jī)制分析發(fā)現(xiàn)，有省外務(wù)工經(jīng)歷的返鄉(xiāng)家庭主要通過財(cái)富積累、人力資本提高和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)擴(kuò)大等渠道影響家庭創(chuàng)業(yè)。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，高中及以上教育水平、發(fā)達(dá)省份回流和有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的返鄉(xiāng)家庭，省外務(wù)工經(jīng)歷對(duì)創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用更強(qiáng)。這為理解省外務(wù)工經(jīng)歷對(duì)返鄉(xiāng)家庭創(chuàng)業(yè)決策的作用及其機(jī)制提供了新的視角。

目前，中國經(jīng)濟(jì)正處在重要轉(zhuǎn)型關(guān)口，鼓勵(lì)創(chuàng)業(yè)是擴(kuò)大就業(yè)，實(shí)現(xiàn)富民的根本舉措，更是促進(jìn)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，提升技術(shù)水平，實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)期可持續(xù)發(fā)展的重要驅(qū)動(dòng)力。因此，識(shí)別潛在創(chuàng)業(yè)家庭，制定有效創(chuàng)業(yè)支持政策，是我國“大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新”的前提。本文研究發(fā)現(xiàn)，省外務(wù)工返鄉(xiāng)家庭，其財(cái)富、人力資本和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)較為豐富，創(chuàng)業(yè)參與度高，并且創(chuàng)業(yè)規(guī)模較大，能提供更多的就業(yè)崗位。尤其是高教育水平、發(fā)達(dá)省份回流和有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的返鄉(xiāng)家庭，省外務(wù)工經(jīng)歷對(duì)創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用更強(qiáng)，可針對(duì)這些家庭制定相應(yīng)的鼓勵(lì)和扶持政策，加大對(duì)返鄉(xiāng)家庭創(chuàng)業(yè)的支持力度。積極引導(dǎo)省外務(wù)工人員返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)，不僅可以促進(jìn)新型城鎮(zhèn)化和新農(nóng)村建設(shè)，還為減緩特大城市人口負(fù)擔(dān)提供可行路徑。當(dāng)然，在具體實(shí)施過程中，可為創(chuàng)業(yè)家庭提供創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)識(shí)別和防控的培訓(xùn)，避免創(chuàng)業(yè)失敗帶來的巨大損失。

本文的研究存在一定局限性。按照勞動(dòng)力的流動(dòng)方向可分為跨省流動(dòng)和省內(nèi)跨市流動(dòng)。由于數(shù)據(jù)可得性，本文僅能分析跨省返鄉(xiāng)家庭的創(chuàng)業(yè)參與，而省內(nèi)跨市返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)參與是否有類似的結(jié)論，這需要更加翔實(shí)的數(shù)據(jù)支持。此外，返鄉(xiāng)勞動(dòng)力對(duì)當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)影響除創(chuàng)業(yè)還有其余途徑，如通過土地集中形成農(nóng)業(yè)專業(yè)戶等，這也是我們進(jìn)一步研究的方向。

參考文獻(xiàn)：

[1] 白南生， 宋洪遠(yuǎn). 回鄉(xiāng)還是進(jìn)城？： 中國農(nóng)村外出勞動(dòng)力回流研究 [M]. 北京： 中國財(cái)政經(jīng)濟(jì)出版社， 2002.

[2] King R， Mortimer J， Strachan A. Return migration and tertiary development： A calabrian casestudy [J]. Anthropological Quarterly， 1984， 57： 112124.

[3] Murphy R. How migrant labor is changing rural China [M]. Cambridge： Cambridge University Press， 2002.

[4] Zhao Y. Causes and consequences of return migration： Recent evidence from China [J]. Journal of Comparative Economics， 2002， 30： 376394.

[5] Beugelsdijk S， Noorderhaven N. Entrepreneurial attitude and economic growth： A crosssection of 54 regions [J]. Annals of Regional Science， 2004， 38： 199218.

[6] 李宏彬， 李杏， 姚先國， 等. 企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)與創(chuàng)新精神對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響 [J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2009（10）： 99108.

[7] Christiansen R E， Kydd J G. The return of Malawian labour from South Africa and Zimbabwe [J]. Journal of Modern African Studies， 1983， 21： 311326.

[8] Dustmann C， Fadlon I， Weiss Y. Return migration， human capital accumulation and the brain drain [J]. Journal of Development Economics， 2010， 95： 5867.

[9] Dustmann C. Return migration： The European experience [J]. Economic Policy， 1996（11）： 213250.

[10] Ilahi N. Return migration and occupational change [J]. Review of Development Economics， 1998（3）： 170186.

[11] Mesnard A. Temporary migration and capital market imperfections [J]. Oxford Economic Papers， 2004， 56： 242262.

[12] Batista C， McindoeCalder T， Vicente P C. Return migration， selfselection and entrepreneurship [J]. Oxford Bulletin of Economics and Statistic， 2017， 79： 797821.

[13] 羅凱. 打工經(jīng)歷與職業(yè)轉(zhuǎn)換和創(chuàng)業(yè)參與 [J]. 世界經(jīng)濟(jì)， 2009（6）： 7787.

[14] 汪三貴， 劉湘琳， 史識(shí)潔， 等. 人力資本和社會(huì)資本對(duì)返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的影響 [J]. 農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)， 2010（12）： 410.

[15] 石智雷， 楊云彥. 外出務(wù)工對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力能力發(fā)展的影響及政策含義 [J]. 管理世界， 2011（12）： 4054.

[16] Sicular T， Zhao Y. Earnings and labor mobility in rural China：Implication for China accession to the WTO [C]∥Bhattasali D， Li S， Martin W. China and the WTO： Accesion， policy reform and poverty reduction strategies. Washington： World Bank and Oxford University Press， 2004： 239260.

[LL][17] 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（2）： 793814.

[18] Paulson A L， Townsend R. Entrepreneurship and financial constraints in Thailand [J]. Journal of Corporate Finance， 2004， 10： 229262.

[19] 李雪蓮， 馬雙， 鄧翔. 公務(wù)員家庭、創(chuàng)業(yè)與尋租動(dòng)機(jī) [J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2015（5）： 89103.

[20] Nunziata L， Rocco L. The implications of cultural background on labour market choices： The case of religion and entrepreneurship [R]. IZA Discussion Paper No.6114， 2011.

[21] 吳曉剛. “下?！保?中國城鄉(xiāng)勞動(dòng)力市場(chǎng)轉(zhuǎn)型中的自雇活動(dòng)與社會(huì)分層（1978—1996） [J]. 社會(huì)學(xué)研究， 2006（6）： 120146.

[22] 尹志超， 宋全云， 吳雨， 等. 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）： 8798.

[23] Zhao Y. Labor migration and earnings differences： The case of rural China [J]. Economic Development & Cultural Change， 2015， 47： 767782.

[24] 石智雷， 楊云彥. 家庭稟賦、家庭決策與農(nóng)村遷移勞動(dòng)力回流 [J]. 社會(huì)學(xué)研究， 2012（3）： 157181.

[25] 尹志超， 宋全云， 吳雨. 金融知識(shí)、投資經(jīng)驗(yàn)與家庭資產(chǎn)選擇 [J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2014（4）： 6275.

[26] 秦芳， 王文春， 何金財(cái). 金融知識(shí)對(duì)商業(yè)保險(xiǎn)參與的影響——來自中國家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)的實(shí)證分析 [J]. 金融研究， 2016（10）： 143158.

[27] Djankov S， Qian Y， Roland G， et al. Who are Chinas entrepreneurs？ [J]. American Economic Review， 2006， 96： 348352.

[28] 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）： 8394.

[29] 徐丙奎. 進(jìn)城農(nóng)民工的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與人際傳播 [J]. 華東理工大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版）， 2007， 22（3）： 9296.

[30] 孫永苑， 杜在超， 張林， 等. 關(guān)系、正規(guī)與非正規(guī)信貸 [J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊）， 2016（2）： 597626.

責(zé)任編輯、 校對(duì)： 高原