教育會(huì)促進(jìn)農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)嗎？*

譚華清 趙廷辰 譚之博

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教育會(huì)促進(jìn)農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)嗎？*

譚華清1趙廷辰2譚之博3

（1. 北京大學(xué)國(guó)家發(fā)展研究院 北京 100871）（2. 北京大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 北京 100871）（3. 復(fù)旦大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 上海 200433）

利用中國(guó)家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)（CHIPS2007）農(nóng)村調(diào)查部分，本文考察了農(nóng)民教育程度與其創(chuàng)業(yè)行為的關(guān)系。結(jié)果表明，教育與創(chuàng)業(yè)存在倒U型關(guān)系：在閾值以內(nèi)，教育年限的提高會(huì)增加農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的概率，當(dāng)教育年限超過(guò)該閾值，教育年限的提高會(huì)降低創(chuàng)業(yè)的概率。根據(jù)創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)，初始投資規(guī)模，雇傭人數(shù)對(duì)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)進(jìn)行了分類，不管何種分類，這種倒U性關(guān)系仍然存在。平均的教育閾值在11年左右，而且創(chuàng)業(yè)規(guī)模越大，教育的閾值越高。工具變量方法的結(jié)果也支持倒U型假說(shuō)。

教育 農(nóng)民創(chuàng)業(yè) 倒U型關(guān)系

一、引 言

推動(dòng)全民創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)企穩(wěn)，激發(fā)經(jīng)濟(jì)活力的重要途徑。研究表明，創(chuàng)業(yè)或企業(yè)家精神能夠促進(jìn)當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展（比如，Nafziger，1970：Hausman、Rodrik，2003）。對(duì)于農(nóng)村地區(qū)而言，創(chuàng)業(yè)同樣是經(jīng)濟(jì)活動(dòng)活躍程度的重要指標(biāo)。因此研究農(nóng)民的創(chuàng)業(yè)行為，不管是短期的應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增速換擋，還是長(zhǎng)期的縮小城鄉(xiāng)差距都具有重要意義。

本文利用2007年中國(guó)家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)農(nóng)村部分?jǐn)?shù)據(jù)（CHIPS2007）考察農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)行為與其自身教育的關(guān)系。我們發(fā)現(xiàn)教育與創(chuàng)業(yè)存在倒U型關(guān)系：在一定閾值以內(nèi)，教育的提高會(huì)增加創(chuàng)業(yè)的概率，而過(guò)了閾值，教育程度越高反而降低創(chuàng)業(yè)的概率。我們根據(jù)創(chuàng)業(yè)的動(dòng)機(jī)，創(chuàng)業(yè)的雇傭規(guī)模和投資規(guī)模對(duì)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)進(jìn)行了分類。不論何種分類，這種倒U型關(guān)系仍然顯著存在。考慮到可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，我們用村莊離初中的距離作為個(gè)人教育程度的工具變量，工具變量的方法也發(fā)現(xiàn)，教育與創(chuàng)業(yè)的倒U型關(guān)系仍然存在。而且平均的教育閾值在11年左右，而樣本中農(nóng)民的平均教育程度只有7.71年。該閾值應(yīng)該是對(duì)應(yīng)現(xiàn)在的高中或者中專。因此，加大農(nóng)村基礎(chǔ)教育，提高農(nóng)民的教育水平，對(duì)于促進(jìn)農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)，改善農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，縮小城鄉(xiāng)差距具有重要作用。

本文的貢獻(xiàn)主要在兩個(gè)方面：（1）將教育與創(chuàng)業(yè)行為的各種可能關(guān)系統(tǒng)一在一個(gè)框架內(nèi)，并且在實(shí)證的發(fā)現(xiàn)支持倒U型假說(shuō)，這一關(guān)系并沒(méi)有在之前的文獻(xiàn)中提到，因此在一定程度上增加了對(duì)這一主題的理解。（2）對(duì)于促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)自主創(chuàng)業(yè)具有較強(qiáng)的政策含義。我們發(fā)現(xiàn)，教育的提高會(huì)增加農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的概率，這一概率在教育年限閾值在11年左右達(dá)到最高，而樣本中農(nóng)民的平均教育程度只有7.71年，因此，加大農(nóng)村基礎(chǔ)教育會(huì)促進(jìn)農(nóng)民的創(chuàng)業(yè)的概率，從而有利于當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的發(fā)展。之前很多文獻(xiàn)提出增加農(nóng)村基礎(chǔ)教育只是從提高農(nóng)民外出就業(yè)的概率出發(fā)，因?yàn)樗麄儼l(fā)現(xiàn)農(nóng)民自身教育的提高會(huì)提高其外出就業(yè)的概率（趙耀輝，1997）。但是他們沒(méi)有討論農(nóng)民自身教育對(duì)于自主創(chuàng)業(yè)影響。實(shí)證結(jié)果表明，提高農(nóng)民自身教育，尤其是基礎(chǔ)教育，能夠提高農(nóng)民的創(chuàng)業(yè)。

二、文獻(xiàn)回顧

本文首先與研究創(chuàng)業(yè)的影響因素的文獻(xiàn)相關(guān)。創(chuàng)業(yè)或者企業(yè)家精神被認(rèn)為是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)重要因素（比如，Nafziger，1970；Hausman、Rodrik，2003）。有很多文獻(xiàn)研究了創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的決定因素（比如，Le，1999；Sluis et al.，2008）。Le（1999）綜述了影響創(chuàng)業(yè)的因素。這些因素包括：風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度，資本可得性，勞動(dòng)力市場(chǎng)的經(jīng)驗(yàn)，商業(yè)敏感性，家庭背景，心理特點(diǎn)，稅收政策，還有教育。但是從理論上看，教育與創(chuàng)業(yè)的關(guān)系并不明確。根據(jù)Le（1999），教育的提高對(duì)于創(chuàng)業(yè)有兩種相反的作用。一方面，教育程度越高，管理能力越強(qiáng)，所以教育的提高會(huì)增加人們創(chuàng)業(yè)的概率（Lucas，1978）；另一方面，教育程度越高，選擇機(jī)會(huì)也就越多，于是創(chuàng)業(yè)的機(jī)會(huì)成本也高，這會(huì)阻礙創(chuàng)業(yè)。因此理論上，教育與創(chuàng)業(yè)之間的關(guān)系并不明確。而實(shí)證研究也得出了不一致的觀點(diǎn)。Nafziger（1970）討論了尼日利亞的教育與創(chuàng)業(yè)的關(guān)系。他發(fā)現(xiàn)，在尼日利亞，教育與創(chuàng)業(yè)是一種線性的關(guān)系，即教育程度越高創(chuàng)業(yè)的概率越大。Kolstad 和Wiig（2015）使用馬拉維（Malawi）的數(shù)據(jù)，也發(fā)現(xiàn)教育程度越高，創(chuàng)業(yè)越多。與之相反, de Wit 和Van Winden（1989），de wit （1993）則發(fā)現(xiàn)，教育程度越高會(huì)阻礙勞動(dòng)力自主創(chuàng)業(yè)。Sluis et al.（2008）則發(fā)現(xiàn)，教育對(duì)于創(chuàng)業(yè)的影響是不顯著。和這些研究的著眼點(diǎn)不同，我們從縮小城鄉(xiāng)收入差距出發(fā)，研究農(nóng)民的自主創(chuàng)業(yè)行為與自身教育關(guān)系。從實(shí)證結(jié)果上看，我們發(fā)現(xiàn)二者可能存在穩(wěn)健的倒U型關(guān)系，這也是之前實(shí)證研究沒(méi)有提到的。

國(guó)內(nèi)研究農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的文獻(xiàn)中，對(duì)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的關(guān)系討論的比較多。比如，馬光榮、楊恩艷（2011）討論了農(nóng)民的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與自主創(chuàng)業(yè)的關(guān)系，他們分別選取親友數(shù)目、禮金往來(lái)數(shù)量作為農(nóng)村社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的度量，進(jìn)而分析社會(huì)網(wǎng)絡(luò)如何影響農(nóng)民在當(dāng)?shù)氐淖灾鲃?chuàng)業(yè)行為。他們發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)很好的彌補(bǔ)了農(nóng)村正規(guī)金融部門不足帶來(lái)的融資難問(wèn)題，從而促進(jìn)農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)。郭云南、張琳弋和姚洋（2013）討論了農(nóng)村的宗族網(wǎng)絡(luò)對(duì)于農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的關(guān)系。他們發(fā)現(xiàn)，宗族網(wǎng)絡(luò)越強(qiáng)的農(nóng)村地區(qū)，農(nóng)民更容易獲得信貸，進(jìn)而更容易創(chuàng)業(yè)。對(duì)于農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的研究，張暉、溫作民和李豐（2012）研究了失地農(nóng)民的自主創(chuàng)業(yè)行為，他們發(fā)現(xiàn)拆遷補(bǔ)償會(huì)有助于失地農(nóng)民的自主創(chuàng)業(yè)。而這些文獻(xiàn)都沒(méi)有討論教育與農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的關(guān)系。

三、數(shù)據(jù)、假說(shuō)與實(shí)證策略

（一）數(shù)據(jù)

我們的數(shù)據(jù)是2007年中國(guó)家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)的農(nóng)村住戶調(diào)查部分（CHIPS2007）。該數(shù)據(jù)包含了9個(gè)省（市）中的82個(gè)縣和285個(gè)行政村。它們分別是中部的安徽，河北，河南和湖北，沿海地區(qū)的江蘇，浙江和廣東，以及西部地區(qū)的四川和重慶。農(nóng)村住戶調(diào)查數(shù)據(jù)包括了農(nóng)村人口的個(gè)人信息，比如性別，年齡，婚姻狀況，受教育程度，工作狀況；家庭信息，比如家庭人口規(guī)模，家庭消費(fèi)和支出，家庭社會(huì)關(guān)系往來(lái)。該調(diào)查數(shù)據(jù)還包括了村莊信息，包括村莊通路的時(shí)間，通電的時(shí)間，勞動(dòng)力就業(yè)結(jié)構(gòu)，離初中的時(shí)間等。我們保留了完整報(bào)告了年齡，性別，婚姻狀況，受教育程度等信息且年齡在16歲到64歲的樣本，刪除了調(diào)查期還是全職學(xué)生，學(xué)前兒童，以及具有重大殘疾的個(gè)體。

（二）變量

本文的關(guān)鍵變量是創(chuàng)業(yè)（entrepre）。它是基于問(wèn)卷中：“您當(dāng)前（或返鄉(xiāng)前）這份主要非農(nóng)工作是自我經(jīng)營(yíng)還是給別人打工？”這一問(wèn)題得到。我們把回答是“自我經(jīng)營(yíng)”并且留在當(dāng)?shù)剞r(nóng)村的勞動(dòng)力算作是創(chuàng)業(yè)者，選擇其他的則不是。農(nóng)民的選擇很多，比如外出務(wù)和本地工資勞動(dòng)者。問(wèn)卷中有問(wèn)“2007年在本鄉(xiāng)鎮(zhèn)以外居住時(shí)間超過(guò)3個(gè)月的主要原因是什么？”我們把外出原因選擇是“務(wù)工或經(jīng)商”的勞動(dòng)力認(rèn)為是外出務(wù)工人員。①我們把有本地有非農(nóng)工作而不是自我經(jīng)營(yíng)的勞動(dòng)力算為本地工資勞動(dòng)者。表1介紹了本文使用的主要變量及其簡(jiǎn)單的統(tǒng)計(jì)學(xué)特征。

表1 變量定義及其統(tǒng)計(jì)學(xué)特征

續(xù)表1

被解釋變量定義均值（標(biāo)準(zhǔn)差） Years_edu_square受教育年限的平方 Family_size家庭規(guī)模（人）4.357（1.420） Labor_share_agri農(nóng)村勞動(dòng)力從事農(nóng)業(yè)的占全縣勞動(dòng)力的比重（%）0.554（0.138） Labor_share_ind農(nóng)村勞動(dòng)力從事工業(yè)的占全縣勞動(dòng)力的比重（%）0.131（0.110）

注：風(fēng)險(xiǎn)的態(tài)度（risky）來(lái)自于CHIPS2008。因?yàn)镃HIPS2008是2007年的追蹤數(shù)據(jù)，所以，直接把風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度匹配過(guò)來(lái)沒(méi)有問(wèn)題。

表2描述了不同就業(yè)選擇的農(nóng)民的基本特征。從表2可以看出，和外出務(wù)工人員（outworker）相比，不論是何種類型的創(chuàng)業(yè)者，他們的年齡更大，男性的比例更大，同時(shí)教育程度相對(duì)較低（除了有雇傭規(guī)模的創(chuàng)業(yè)者（entre_size2）），家庭規(guī)模相對(duì)較少。

表2 不同就業(yè)選擇的農(nóng)民的基本特征

圖1 農(nóng)民就業(yè)選擇的分布

圖1描述了農(nóng)民不同就業(yè)選擇的分布。可以看出，留在當(dāng)?shù)胤寝r(nóng)就業(yè)和外出就業(yè)的比重都接近25%，當(dāng)?shù)貏?chuàng)業(yè)只占全部農(nóng)民樣本的5%，占全部當(dāng)?shù)胤寝r(nóng)就業(yè)的20%左右。由于我們主要關(guān)系農(nóng)村地區(qū)的自主創(chuàng)業(yè)，所以文中把外出創(chuàng)業(yè)的也算作外出務(wù)工人員。

（三）提出假說(shuō)

為了簡(jiǎn)單，假設(shè)農(nóng)民只有兩類就業(yè)選擇：外出務(wù)工或者自主創(chuàng)業(yè)。外出務(wù)工成為自主創(chuàng)業(yè)的外部選擇。相對(duì)而言，前者可以獲得相對(duì)固定的工資收入，為，選擇創(chuàng)業(yè)，收入可能是不固定的，設(shè)創(chuàng)業(yè)的收入是隨機(jī)變量，其期望回報(bào)是，回報(bào)的方差是。②勞動(dòng)力都希望能夠獲得更高的期望回報(bào)，同時(shí)回報(bào)的波動(dòng)盡量地小。因此我們定義一個(gè)指標(biāo)，即單位標(biāo)準(zhǔn)差所對(duì)應(yīng)的期望回報(bào)。給定其他條件，選擇外出就業(yè)還是選擇當(dāng)?shù)貏?chuàng)業(yè)，就取決于固定收入回報(bào)和經(jīng)過(guò)風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整的創(chuàng)業(yè)回報(bào)二者之間哪個(gè)更有吸引力。

根據(jù)明瑟（Mincer，1958）回歸，教育是影響勞動(dòng)力在勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的關(guān)鍵變量。這表現(xiàn)為，對(duì)于外出就業(yè)而言，隨著教育程度的提高，收入將會(huì)提高。對(duì)于創(chuàng)業(yè)而言，教育程度的提高，創(chuàng)業(yè)者的收入也提高了。最終農(nóng)民會(huì)如何選擇取決于創(chuàng)業(yè)收入的方差的波動(dòng)情況。

圖2描述了CHIPS2007農(nóng)村調(diào)查數(shù)據(jù)中經(jīng)過(guò)標(biāo)準(zhǔn)差調(diào)整后的農(nóng)民就業(yè)選擇的平均收入。圖2表明，外出務(wù)工的收入要高于創(chuàng)業(yè)的收入，二者的差距逐步縮小，當(dāng)教育年限為14年的時(shí)候，差距最小，之后差距有擴(kuò)大的跡象。③

圖2 經(jīng)方差調(diào)整后的就業(yè)選擇的收入

注：橫坐標(biāo)表示受教育年限，縱坐標(biāo)表示收入（千元）除以方差。

基于圖2的信息，教育與創(chuàng)業(yè)的關(guān)系可能是：（1）線性的，即，在教育年限等于14年以后，經(jīng)方差調(diào)整后的創(chuàng)業(yè)與外出務(wù)工收入差距的擴(kuò)大只是異常值。那么從邊際上看，教育程度越高，農(nóng)民選擇創(chuàng)業(yè)的概率也就越高；（2）倒U型，即，教育年限在14年以后的二者經(jīng)方差調(diào)整后的收入的擴(kuò)大是趨勢(shì)性的，那么在14年之前，教育程度越高，二者收入差距越小，農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的概率越大，而超過(guò)14年，隨著二者收入差距擴(kuò)大，則農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的概率會(huì)下降。

基于上述分析，我們提出假說(shuō)：教育與農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的關(guān)系可能是線性的，也可能是倒U型。④

（四）實(shí)證策略

農(nóng)民通過(guò)做出是否創(chuàng)業(yè)的選擇來(lái)最大化其預(yù)期效用。而農(nóng)民的個(gè)人特征，家庭特征和所屬社區(qū)特征都會(huì)影響其創(chuàng)業(yè)選擇。遵循以往文獻(xiàn)的做法（趙耀輝，1997），我們?cè)O(shè)農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)獲得效用的凈現(xiàn)值形式為，它滿足

因此，本文將采用標(biāo)準(zhǔn)的logistics 回歸模型。

四、基本結(jié)果

在這部分，通過(guò)將創(chuàng)業(yè)行為進(jìn)行分類，我們將討論教育與不同類別創(chuàng)業(yè)的實(shí)證關(guān)系。

（一）教育與創(chuàng)業(yè)：基本關(guān)系

遵循（Lucas，1978）的做法，本文將從事自我雇傭的都算作農(nóng)民創(chuàng)業(yè)。表3報(bào)告了不分組的回歸結(jié)果。表3中，回歸（1）只控制了個(gè)人特征，回歸（2）還控制了家庭特征，回歸（3）加入反映當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的社區(qū)特征變量。同時(shí)，所有回歸都加入了省際虛擬變量，并且回歸的標(biāo)準(zhǔn)誤差聚集在縣級(jí)層面。⑤結(jié)果發(fā)現(xiàn)，教育與農(nóng)民創(chuàng)業(yè)行為呈現(xiàn)出一種倒U型關(guān)系。在一定閾值以內(nèi)，教育程度越高，農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的概率越高，超過(guò)該閾值，教育程度越高，農(nóng)民的創(chuàng)業(yè)的概率會(huì)降低。表3 三個(gè)回歸中，教育對(duì)創(chuàng)業(yè)的閾值分別是，12.33年，10.88年，11.06年。

其他控制變量的估計(jì)基本符合直覺(jué)。已婚的男性更容易創(chuàng)業(yè)，年齡對(duì)于創(chuàng)業(yè)的影響也是倒U型，越偏好風(fēng)險(xiǎn)的人，創(chuàng)業(yè)的概率越高。家庭規(guī)模對(duì)于創(chuàng)業(yè)的影響不顯著。對(duì)于當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)而言，農(nóng)業(yè)越發(fā)達(dá)，當(dāng)?shù)厝藙?chuàng)業(yè)的概率越低，而工業(yè)發(fā)展對(duì)于農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響并不顯著。

表3 教育對(duì)于農(nóng)民自我雇傭的影響

續(xù)表3

（1）（2）（3） 變量entrepreentrepreentrepre married0.772***0.739***0.712*** （0.256）（0.258）（0.259） age0.193***0.205***0.208*** （0.0405）（0.0405）（0.0397） age_square-0.00241***-0.00253***-0.00257*** （0.000441）（0.000448）（0.000439） risky0.0700***0.0655***0.0645*** （0.0233）（0.0242）（0.0240） family_size-0.0574-0.0494 （0.0481）（0.0487） labor_share_ind0.142 （1.253） labor_share_agri-1.833* （1.005） Province dummyYesYesYes Constant-8.888***-9.011***-7.749*** （1.068）（1.082）（1.534） R_squared0.0790.0910.091 Observations10,1459,4049,404

注：括號(hào)內(nèi)是標(biāo)準(zhǔn)誤差，*** 顯著性水平為1%, ** 顯著性水平為5%, * 顯著性水平為10%（下同）。

（二）主動(dòng)創(chuàng)業(yè)

這里把農(nóng)民創(chuàng)業(yè)分為主動(dòng)創(chuàng)業(yè)和被動(dòng)創(chuàng)業(yè)。被動(dòng)創(chuàng)業(yè)指找不到合適的工作而進(jìn)行的創(chuàng)業(yè)。被動(dòng)創(chuàng)業(yè)只占所有創(chuàng)業(yè)的8%，因此只報(bào)告了主動(dòng)創(chuàng)業(yè)的結(jié)果。表4中，回歸（1）只控制了個(gè)人特征，回歸（2）還控制了家庭特征，回歸（3）加入反映當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的社區(qū)特征變量。表4表明，教育與農(nóng)民創(chuàng)業(yè)行為的倒U型關(guān)系仍然成立。其中教育對(duì)創(chuàng)業(yè)的閾值分別為，11.82年，11.14年和10.25年。

表4 教育對(duì)于農(nóng)民創(chuàng)業(yè)行為的影響：主動(dòng)創(chuàng)業(yè)

續(xù)表4

（1）（2）（3） 變量entre_zhudongentre_zhudongentre_zhudong years_education_square-0.0119**-0.0120**-0.0123** （0.00472）（0.00485）（0.00486） Individual controlsYesYesYes Family controlsNoYesYes Community controlsNoNoYes Province dummyYesYesYes R_squared0.0790.0910.096 Observations10,1459,4049,404

（三）創(chuàng)業(yè)規(guī)模

我們把創(chuàng)業(yè)根據(jù)雇用人數(shù)和初始投資進(jìn)行分類。

1、人數(shù)規(guī)模

根據(jù)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的雇用人數(shù)數(shù)量將創(chuàng)業(yè)分為5類：size1，size2，size3，size4和size5。⑥

圖3 創(chuàng)業(yè)的雇傭規(guī)模分布

圖3表明，size1占據(jù)了創(chuàng)業(yè)樣本中的80%左右。因此，樣本只被分為無(wú)雇傭勞動(dòng)力的創(chuàng)業(yè)（entrepre_size1）和有雇傭勞動(dòng)力的創(chuàng)業(yè)（entrepre_size2）。表5報(bào)告了回歸結(jié)果。回歸（1）、（2）是對(duì)無(wú)雇傭勞動(dòng)力的創(chuàng)業(yè)的估計(jì)，其中回歸（1）只控制了個(gè)人特征，回歸（2）加入了個(gè)人、家庭和社區(qū)層面的控制變量。我們發(fā)現(xiàn)，教育與農(nóng)民創(chuàng)業(yè)行為的倒U型關(guān)系仍然存在。類似的，回歸（3）、回歸（4）是對(duì)有雇傭勞動(dòng)力的創(chuàng)業(yè)的估計(jì)。同樣，教育與農(nóng)民創(chuàng)業(yè)行為的倒U型關(guān)系仍然存在。而且，相對(duì)于無(wú)雇傭勞動(dòng)力的創(chuàng)業(yè)，有雇傭勞動(dòng)力的創(chuàng)業(yè)的閾值更大。回歸（2）中，教育對(duì)于無(wú)雇傭勞動(dòng)力的創(chuàng)業(yè)的閾值為8.32年。遠(yuǎn)小于回歸（4）中對(duì)應(yīng)的閾值（13.5年）

表5 教育對(duì)于農(nóng)民創(chuàng)業(yè)行為的影響：雇傭勞動(dòng)力的數(shù)量

2、投資規(guī)模

根據(jù)投資是否超過(guò)其中位數(shù)（1萬(wàn)元）將創(chuàng)業(yè)活動(dòng)分為：（1）大初始投資的創(chuàng)業(yè)；（2）小初始投資的創(chuàng)業(yè)。⑦和表5類似，不管是小初始投資的創(chuàng)業(yè)（回歸（1）、（2））還是大初始投資的創(chuàng)業(yè)（回歸（3）、（4）），教育與創(chuàng)業(yè)行為的倒U型關(guān)系仍然顯著成立。同時(shí)，大初始投資的創(chuàng)業(yè)的教育閾值（13.91年）要大于小初始投資的創(chuàng)業(yè)（7.89年）。

表6 教育對(duì)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)行為的影響：初始投資的規(guī)模

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)：工具變量法

考慮到可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，我們采用工具變量法重新考察教育與農(nóng)民創(chuàng)業(yè)行為的關(guān)系。遵循文獻(xiàn)的做法（Kolstad、Wiig，2015），我們選取農(nóng)民所在村莊到附近初中的時(shí)間（time_middle）作為教育的工具變量。⑧第一階段最小二乘法的回歸表明，工具變量通過(guò)了5%的顯著性水平的t檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)，說(shuō)明不存在弱工具變量的問(wèn)題。⑨表7報(bào)告了兩階段最小二乘法（2SLS）的回歸結(jié)果。從表7可以看出，之前發(fā)現(xiàn)的倒U關(guān)系仍然顯著成立。

表7 教育對(duì)于農(nóng)民創(chuàng)業(yè)行為的影響：工具變量回歸（2SLS）

注：回歸（1）對(duì)全樣本的回歸，回歸（2）是對(duì)主動(dòng)創(chuàng)業(yè)的估計(jì)，回歸（3）和（4）是對(duì)創(chuàng)業(yè)雇傭規(guī)模的估計(jì)，回歸（5）和（6）是對(duì)創(chuàng)業(yè)初始投資規(guī)模的估計(jì)。

六、結(jié) 論

我們使用中國(guó)農(nóng)村住戶調(diào)查數(shù)據(jù)（CHIPS2007）考察了教育與農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的關(guān)系。實(shí)證分析告訴我們，教育與農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)可能存在倒U型關(guān)系。即，在一定教育的閾值以內(nèi)，教育程度的提高會(huì)提高農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的概率，一旦教育程度超過(guò)該閾值，教育程度的提高而農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的概率會(huì)越低。接著，我們根據(jù)創(chuàng)業(yè)的動(dòng)機(jī)，初始投資規(guī)模，雇傭人數(shù)規(guī)模對(duì)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)進(jìn)行了分類。不論是采用何種分類方法，這種倒U性關(guān)系仍然存在。最后我們還用村莊離初中的距離作為個(gè)人教育程度的工具變量，兩階段最小二乘法（2SLS）的回歸結(jié)果表明，之前發(fā)現(xiàn)的倒U型關(guān)系仍然成立。

在城鄉(xiāng)差距不斷拉大以及經(jīng)濟(jì)增速下降的現(xiàn)實(shí)下，促進(jìn)農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)是活躍農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，緩解城鄉(xiāng)收入不平等，應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增速下降的重要途徑之一。本文的實(shí)證發(fā)現(xiàn)，相對(duì)于農(nóng)民自身的教育而言，教育年限在11年左右,創(chuàng)業(yè)的達(dá)到最高點(diǎn)，這對(duì)應(yīng)于高中或者中專的教育程度。而樣本中農(nóng)民的平均教育程度只有7.71年。因此，加大農(nóng)村基礎(chǔ)教育，提高農(nóng)村地區(qū)的教育水平，對(duì)于促進(jìn)農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)，從而促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展是可行的。而且實(shí)證結(jié)果表明，對(duì)于雇傭規(guī)模越大，投資規(guī)模越大的創(chuàng)業(yè)，教育的閾值越高，也就是說(shuō)，加大農(nóng)村基礎(chǔ)教育，提高農(nóng)民的創(chuàng)業(yè)積極性的同時(shí)，還會(huì)提高農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的規(guī)模，從而增加農(nóng)村地區(qū)的就業(yè)。

1. 郭金云、江偉娜：《促進(jìn)失地農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的對(duì)策研究》[J]，《農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》2010年第2期。

2. 郭云南、張琳弋、姚洋：《宗族網(wǎng)絡(luò)、融資和農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)》[J],《金融研究》2013年第9期。

3. 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年第3期。

4. 張暉、溫作民、李豐：《失地農(nóng)民雇傭就業(yè)，自主創(chuàng)業(yè)的影響因素分析——基于蘇州市高新區(qū)東渚鎮(zhèn)的調(diào)查》[J]，《南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)》2012年第12卷第1期。

5. 趙耀輝：中國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)及教育在其中的作用[J]，《經(jīng)濟(jì)研究》1997年第2期。

6. De Wit, G., 1993, “Models of Self-employment in a Competitive Market”[J],, 7, PP367-397.

7. De Wit, G. and Van Winden, F. A. A. M., 1989, “An Empirical Analysis of Self-Employment” [J],, 1, PP263-272.

8.Hausmann, R. and Rodrik, D., 2003, “Economic Development as Self-discovery”[J],, 72（2）, PP603-33.

9. Justin Van Der Sluis, Mirjam Van Praag, and WimVijverberg., 2008, “Education and Entrepreneurship Selection and Performance: A Review of The Empirical Literature”[J],, 22（5）, PP 795–841.

10. Kolstad, I. and Wiig, A., 2015, “Education and Entrepreneurial Success” [J],, 44（4）, PP783-796.

11. Le, A., 1999, “Empirical Studies of Self-employment”[J],, 13（4）, PP381–416.

12. Lucas, R., 1978, “On the Size Distribution of Business Firms”[J],, 9（2）, PP508–523.

13. Mincer, J., 1958, “Investment in Human Capital and Personal Income Distribution”[J],, 66 （4）, PP281–302.

14. Nafziger, E. Wayne., 1970, “The Relationship between Education and Entrepreneurship in Nigeria “[J],, 4（3）, PP349-360.

（CH）

*作者感謝趙波、周羿、黃煒等在本文寫作過(guò)程中提出的寶貴意見(jiàn)。作者也十分感謝匿名審稿人，他們的意見(jiàn)和建議讓本文改進(jìn)很多。文責(zé)自負(fù)。