農村獨生子女會更傾向于創業嗎？

李后建 郭安達

一、引 言

創業在推動經濟增長、增加就業以及促進技術進步等方面發揮著至關重要的作用，因此創業已成為現代社會進步的重要驅動要素之一(Neneh，2019)。就農村地區而言，農民創業不僅能夠有效解決自身就業問題，還能為他人創造就業崗位，是促進農村勞動力就近轉移、增加農民收入和縮小城鄉發展差距的有效途徑之一，對于增強農村經濟發展內生動力、扎實推進鄉村振興戰略和有效解決“三農問題”意義重大(林嵩等，2016；李樹和于文超，2018)。

關于創業的文獻卷帙浩繁，但大多將農村居民和城鎮居民等同處理，忽略了歷史、文化、生態等對個體行為造成的影響(萬君寶等，2019)。農村居民與城鎮居民無論在自然、社會還是經濟環境等方面都存在本質差異(楊嬋等，2017)。與城鎮居民相比，農村居民一般處于社會階層底部，擁有的社會資源較少(王金杰等，2019)。此外，相較于城鎮獨生子女家庭，農村獨生子女家庭面臨著更嚴重的家庭經濟風險以及生活照料等非經濟養老風險(于長永，2009)。因此，在農村獨特的社會、經濟和文化背景下，探討獨生子女身份對其創業行為的影響是十分必要的。現有關于農民創業影響因素的文獻分別從微觀和宏觀等層面切入。微觀層面的因素主要包括個人財富水平(蓋慶恩等，2013)、風險偏好(陳其進，2015)、金融素養(蘇嵐嵐和孔榮，2019)、人格特質(羅明忠和陳明，2014)、人力資本(譚華清等，2015)、社會資本(郭云南等，2013)等。宏觀層面的因素涵蓋金融環境(朱紅根和康蘭媛，2013)、制度環境(張益豐和鄭秀芝，2014)、社會環境(Yu等，2013)等。鮮有文獻探究農民獨生子女身份與創業之間的關系。

實際上，20世紀80年代初實施的以獨生子女政策為核心內容的中國計劃生育政策造就了更多的獨生子女身份。計劃生育政策是一個不斷發展演變的政策，自新中國成立以來大體經歷了六個階段(秦雪征等，2018)：第一階段(1949—1961年)，提出了計劃生育概念，引發了社會的廣泛關注和爭論；第二階段(1962—1978年)，提出了計劃生育政策，并成立了計劃生育機構；第三階段(1979—1991年)，計劃生育政策成為基本國策，“一胎”數量收緊；第四階段(1992—2000年)，計劃生育體制逐步規范，組織結構更加健全；第五階段(2001—2012年)，為穩定低生育、統籌解決人口問題的階段；第六階段(2013年至今)，計劃生育政策進一步完善，“二孩”限制放松。總體來說，我國計劃生育政策經歷了“寬松-嚴格控制-寬松”的過程，第一與第二階段屬于我國計劃生育政策起步時期，第三與第四階段屬于計劃生育政策強硬實施時期，第五與第六階段屬于計劃生育政策成熟與放寬時期。計劃生育政策在不同地區、城鄉和民族之間存在著明顯的差異化安排。在嚴格執行計劃生育政策的情境下，大多數省份的城鎮家庭實行或基本實行“一孩”政策(秦雪征等，2018)；部分地區農村實行“一孩半”政策，即當家庭第一個孩子為女孩時，間隔4年可再生育第二個孩子；少數地區農村實行“二孩或多孩”政策(郭志剛，2003；陸萬軍等，2019)。20世紀70年代提出計劃生育政策后，“少生，優生”的號召在全國各地得到響應。自此，中國人口數量得到了有效控制，隨后獨生子女家庭便成為中國社會的主流家庭模式。國際知名投行巴黎百富勤的研究報告預測，1978年至20世紀80年代初出生的獨生子女已超過9000萬，1982—1998年出生的獨生子女約有3.2億。2015年以來，中國雖然已經取消了獨生子女政策，但受獨生子女政策的長期影響，涌現出了大量的獨生子女，成年的“獨生子女一代”已經成為當前勞動力市場的主力軍，并對中國社會經濟產生了深刻的影響。在這種社會背景下，獨生子女身份如何影響農民創業？不同農村地區之間是否存在差異？對這些問題的回答不僅有助于我們厘清中國農村經濟的可持續發展究竟取決于人力資本的數量還是質量，還有助于我們重新審視人力資本影響經濟可持續增長的邏輯，為推進實施鄉村“人才振興”戰略提供有益啟示。遺憾的是，現有文獻并未就這一問題做出科學嚴謹的評判。

事實上，相較于非獨生子女，由于缺乏與兄弟姐妹間的互動，獨生子女對他人的信任程度更低，同時還會表現出較高的風險厭惡程度(Cameron等，2013；陳剛，2019)。現有研究表明，信任(周廣肅等，2015)和風險偏好(陳其進，2015)會顯著影響個體的創業決策。創業是一種高風險行為，它不僅涉及高風險的項目投資，還涉及整個創業團隊的有效管理。在整個創業過程中，它不僅要求創業者具備較高的風險承受能力，還要求創業者能夠與團隊成員之間互惠、互助和互信。創業者必備的這些特質通常是獨生子女所缺失的。此外，根據資源稀釋理論可知，獨生子女會受到家庭更多的關注，能夠享用更多的資源(田豐和劉雨龍，2014)。在農村有限的資源條件下，獨生子女的教育可獲得性會普遍高于非獨生子女(郝克明和汪明，2009)。較高的教育水平通常能夠使其在勞動力市場上獲得更多更好的就業機會(肖富群，2011)，從而增加了農村獨生子女創業的機會成本，抑制了他們的創業行為。然而，資源稀釋理論表明，與非獨生子女相比，獨生子女可以從家庭中獲得更多的資源用于創業。更重要的是，教育水平較高的個體通常具備更強的信息搜集能力和資源整合能力，這使得他們通常更容易發現創業機會，并將其付諸實踐。從這個角度而言，與非獨生子女相比，獨生子女更有可能創業。從現有的理論出發，我們無法研判農村獨生子女對創業的影響及其作用機制。基于此，本文利用2013年中國家庭收入調查數據(CHIP2013)，從微觀角度檢驗農村獨生子女對創業的影響及其作用機制，與現有文獻相較，本文可能的貢獻主要有以下三點。

首先，豐富了有關農民創業影響因素的文獻。創業決定因素向來是學術界關注的熱門話題。正如前文所述，鮮有研究從獨生子女的角度探究人力資本的質量和數量對創業的影響，而本研究為豐富這一領域的研究做出了有益探索。本文的研究目的在于通過嚴謹的實證研究方法檢驗農村獨生子女與創業之間的因果關系，從而極大地完善了現有文獻的不足。為了克服遺漏變量、樣本選擇偏差等造成的內生性偏誤，本研究使用內生處理效應(endogenous treatment effects model，ETEM)模型來有效識別農村獨生子女身份與創業之間的因果關系。相比標準的工具變量回歸，內生處理效應方法的優勢體現在，它更多地考慮了關鍵解釋變量的二元屬性。相比線性模型，非線性模型能夠更好地擬合農村獨生子女這一選擇過程的條件期望函數，從而使得農村獨生子女對創業影響的估計更加精確。

其次，本文采用中介效應模型檢驗了農村獨生子女對創業影響的潛在機制，揭開了農村獨生子女與創業之間關系的黑箱。潛在機制的檢驗結果表明，農村獨生子女主要通過以下兩條路徑對創業產生抑制作用。第一條路徑是，農村獨生子女通常能夠獲得更高的教育水平，這使得他們能夠在勞動力市場上獲得更多更好的就業機會，從而增加了農村獨生子女創業的機會成本，抑制了他們的創業行為；第二條路徑是，農村獨生子女結婚的概率相對較低，從而縮小了他們分散創業風險和獲取創業資源的社會關系網絡，降低了他們創業的概率。

最后，本文還進一步考察了不同情境下，農村獨生子女身份對創業影響的異質性，研究結果表明，農村獨生子女創業會因家庭規模、外出務工經歷、性別的差異而呈現出明顯的異質性。上述研究結果為更加深入地理解人力資本結構與經濟的可持續發展之間的關系提供了重要的經驗證據，也為政府相關部門進一步完善促進農村經濟可持續發展的政策提供了有益的參考和借鑒。

二、理論和證據

計劃生育政策是國家為控制人口增長而提出的，在實施計劃生育政策的30多年間，中國獨生子女數量和比例大幅提升。現有的研究結果表明，獨生子女與非獨生子女在風險偏好、教育資源、社交能力等方面皆存在明顯差異(Cameron等，2013；田豐和劉雨龍，2014)。與現有研究不同的是，本文關注的是相較于非獨生子女而言，農村獨生子女是否有更強的創業意愿？其中潛在的作用機制是什么？現有研究尚未就這一系列問題給出答案。從理論上而言，獨生子女身份對創業行為既有消極影響也有積極影響。其中，消極影響體現在以下三個方面。

第一，創業是一項高風險的經濟活動，相較于非獨生子女，獨生子女表現出較為強烈的風險厭惡心理(Cameron等，2013)。一方面，根據資源稀釋理論可知，獨生子女通常能夠得到父母全身心的關愛與呵護，并由父母為他們做出最優選擇，這使得他們在成長過程中失去了諸多試錯和與社會互動的機會(樊林峰和俞國良，2019)。一帆風順的成長經歷和探索創新所面臨的復雜社交促使他們在面臨選擇時本能地規避風險。另一方面，獨生子女雖然能夠充分享有父母的關愛與家庭財富，但也背負了父母過高的期望(陳剛，2019)。尤其是當代剛參加工作的獨生子女，他們的父母曾經生活在物質匱乏的年代，這些父母對子女抱有“望子成龍”“望女成鳳”的期許，甚至部分父母將孩子視為實現自身理想的工具(樊林峰和俞國良，2019)。父母過高的期望給獨生子女帶來了較大的壓力，對他們良好性格特征的培養和發展產生了不利影響，使他們安于平穩，厭惡風險(陳剛，2019)，從而抑制了他們的創業行為。此外，獨生子女的唯一性弱化了其對父母養老風險的分散功能(徐俊和風笑天，2012)。在正式養老保險制度缺失的情境下，一旦他們失去贍養老人的能力，父母養老的唯一經濟來源將會斷送，父母的生活和養老將成難題。因此，對于那些承擔更多養老風險和家庭經濟風險的農村獨生子女而言，尋找一份安穩的工作是其更好的選擇(于長永，2009)。創業是一項復雜的經濟活動，它有著高風險、高投入的顯著特征，對風險厭惡型的個體而言，創業并非他們的最佳選擇。因此，相較于非獨生子女，獨生子女進行創業的可能性更低。

第二，相較于非獨生子女，獨生子女擁有較低的社會信任度和更狹窄的社會關系網絡，從而降低了他們進行創業的概率。一方面，由社會互動理論可知，獨生子女在幼齡時期缺少與兄弟姐妹的交往和互動，這會直接影響他們的社會信任感，從而限制他們的創業能力。現有的研究結論表明，缺乏社會互動的個體通常很難在社會交往中對他人產生信任感(Dunn，1988)。不可否認的是，社會信任作為社會資本運作的重要基礎，是決定創業行為的重要條件，能夠顯著提高個體創業的可能性(周廣肅等，2015)。因此，社會信任度相對較低的農村獨生子女進行創業的概率更低。另一方面，社會關系網絡是資源獲取的重要途徑。對于廣大農村地區而言，親朋好友的社會關系網絡能夠為農民提供創業初期所需的基礎資源(董靜等，2018)。農民創業嚴重依賴于嵌入在血緣和地緣上的社會關系網絡，豐富的社會關系網絡有助于緩解由創業資源匱乏導致的創業動力不足(董靜和趙策，2019)。相比非獨生子女，獨生子女的社會關系網絡相對狹窄。因此，獨生子女這種單一化的社會關系網絡既無法為其創業提供豐富的異質性資源，也無法有效地分散創業活動的高風險，嚴重制約了農村獨生子女的創業行為。

第三，根據資源稀釋理論可知，由于存在家庭資源約束，子女越多，每個孩子能夠享受的資源越少，從而降低了子女的教育質量。這意味著，教育存在“獨生優勢”，即獨生子女擁有更多來自父母的教育投資，從而獲得更高的教育水平(郝克明和汪明，2009)。根據信號理論可知，較高的教育水平有利于獨生子女在勞動力市場上尋找到更好的工作，最終增加了他們創業的機會成本，限制了創業行為。除此之外，婚姻狀況也會對創業行為產生顯著的影響。現有的文獻表明，已婚農民有更加強烈的自主創業意愿和行為(趙德昭，2016)。他們不僅可以獲取配偶在人力、物質資本上的支持，還能通過配偶的社會資本拓展自身的社會關系網絡，從而增加獲取創業資源的有效途徑。更重要的是，已婚農民擁有更強的抵抗市場、資金等風險的能力。他們在緩解融資約束、解決財務問題等方面更具優勢(趙德昭，2016)。不過，獨生子女通常會推遲初婚的年齡，結婚概率降低顯然不利于他們創業。一方面，根據社會交換理論以及Becker(1973)的婚配理論可知，同質性婚配是婚姻結合的最優方式，而獨生子女更傾向于選擇同類婚(丁仁船和吳瑞君，2011)。較高的教育水平使得獨生子女很難在婚姻市場上尋找到與自己類似的最佳匹配對象，這可能會推遲他們初婚的年齡，甚至降低他們婚配的概率。另一方面，漫長的教育年限也推遲了他們的婚育年齡。由此可知，相比非獨生子女，獨生子女的初婚年齡會更晚、未婚的比例會更高(Huang等，2017)。這會縮小獨生子女分散創業風險和獲取創業資源的社會關系網絡，從而妨礙了他們的創業行為。

然而，獨生子女身份對農民創業也有一定的促進作用。一方面，創業資源作為重要的環境因素，對創業具有重要的積極作用。豐富的創業資源不僅會增加個體對創業認知的渴望，產生創業傾向，還對創業認知的可行性產生積極影響(孫紅霞等，2013)。由資源稀釋理論可知，獨生子女沒有兄弟姐妹來稀釋家庭財富等資源，與非獨生子女相比，獨生子女可以從家中獲得更多的資源用于創業。另一方面，獨生子女擁有更多來自父母的教育投資，從而擁有更高的教育水平(郝克明和汪明，2009)，教育水平較高的個體通常具備更強的信息搜集能力和資源整合能力。因此，教育水平更高的農村獨生子女通常更容易發現創業機會，并將其付諸實踐。而且，教育水平越高，管理能力越強，這同樣會提高創業的概率(Lucas，1978)。現有文獻表明，教育水平能夠顯著促進個體創業行為(倪鵬途和陸銘，2016)。由此推之，與非獨生子女相比，獨生子女更有可能進行創業。因此，基于現有理論，我們很難就獨生子女身份與農民創業之間的關系做出明確的評判。通過實證檢驗獨生子女身份對農民創業的影響將有助于我們進一步明確兩者之間的關系，并為促進農民創業制定更加科學的政策提供有效的經驗證據。

三、研究設計

（一）數據來源與樣本分布

本文的研究數據主要來源于2014年執行的中國家庭收入調查數據(CHIP2013)。該調查問卷由住戶成員個人情況、住戶家庭金融情況以及其他情況等三個部分構成。涵蓋了住戶成員基本情況、外出經歷情況、戶主和配偶父母的基本情況、家庭借貸情況等諸多方面的調查。樣本主要的收集方式為入戶走訪，由于部分變量存在一定的缺失值，本研究刪除了存在“缺失值”的樣本，得到有效樣本12114份，其中獨生子女占9.3%。本文使用的樣本均勻地分布在全國14個省份①分別為山西、遼寧、江蘇、安徽、山東、河南、湖北、湖南、廣東、四川、云南、甘肅12個省和北京、重慶2個直轄市。，具有良好的代表性。

（二）指標選取

1. 被解釋變量

本文的被解釋變量為農民創業行為(entre)，其中1表示創業，0表示未創業。我們使用了問卷的第三部分“2013年，最主要的工資性工作及非農生產經營”中的問題：“您從事這份工作的就業身份是(1)雇主；(2)雇員；(3)自營勞動者；(4)家庭幫工”。根據倪鵬途和陸銘(2016)對廣義創業的定義，我們將選項“雇主”和“自營勞動者”定義為創業，將“雇員”和“家庭幫工”定義為未創業。

2. 解釋變量

本文的解釋變量為農民是否為獨生子女(onlychild)。我們采用問卷第一部分“住戶成員基本情況”中的問題：“您有幾個兄弟姐妹(不包括自己；獨生子女，填0)？”。

3. 控制變量

本文的控制變量包括農民個體層面、家庭層面變量和省份固定效應，控制變量的選取基于現有文獻的研究基礎(楊嬋等，2017；李濤等，2017)。其中，個體層面的控制變量包括：(1)性別(gender)，男性賦值為1，女性賦值為0；(2)年齡(age)，定義為家庭成員平均年齡，由于出生在1980年以后的人受到政策的影響，更可能成為獨生子女，考慮到多重共線性，本文使用的年齡為家庭成員的平均年齡②由于同時將年齡和年齡平方加入方程可能產生的共線性，本文將年齡進行了中心化處理，即實證分析過程中age及其平方age2為年齡減去年齡均值(35.95)及其平方。；(3)婚姻狀況(marriage)，已婚賦值為1，包括初婚和再婚，未婚賦值為0；(4)民族(minority)：少數民族賦值為1，漢族賦值為0；(5)教育水平(education)，表示受訪者接受正規教育的年數；(6)健康狀況(health)，1代表非常不好，2代表不好，3代表一般，4代表好，5代表非常好；(7)父母創業身份(occupation)，1代表父母至少有一人創業，0代表父母皆未創業。

家庭層面的控制變量包括：(1)家庭規模(family size)；(2)家庭中有外出務工經歷的人口占比(migrant workers)；(3)家庭是否參與過退耕還林項目(grain for green)，參與過賦值為1，未參與過賦值為0；(4)家庭是否有過征地經歷(acquisition)，1表示農戶家庭有過被征地的經歷，0表示沒有；(5)家庭可支配收入(income)，定義為2012年家庭可支配收入，并取自然對數。

4. 工具變量

1980年9月，黨中央發表《關于控制中國人口增長問題致全體共產黨員、共青團員的公開信》，提倡一對夫婦只生育一個孩子。因此1980年10月及以后的出生群體由于受到政策的影響，更可能成為獨生子女。大量研究將是否出生在獨生子女政策之后作為獨生子女的工具變量(Cameron等，2013；陳剛，2019)。另外，已有學者研究得出獨生子女(第一胎)的性別對其父母二胎生育意愿具有顯著影響(馬良等，2016)，并有學者將第一胎性別作為生育水平的工具變量(穆崢和謝宇，2014)。而是否出生在1980年10月及以后和獨生子女(第一胎)的性別對農民創業選擇并沒有直接影響。此外，張海峰和梁若冰等(2019)將政策強度與第一胎性別的交互項作為子女數量的工具變量。為此，本文借鑒張海峰等人的做法，將是否出生在政策之后與第一胎的性別的交互項作為獨生子女這一關鍵解釋變量的工具變量。

（三）模型構建和研究方法

為了考察獨生子女身份與農民創業之間的關系，本文構建了如式(1)所示的計量模型：

然而農民是否為獨生子女這一變量不能被視為是外生的，使用簡單的OLS估計可能無法得到一致的估計量。為此，我們通過控制方程法(control function methods，CFM)來緩解遺漏變量等導致的內生性問題。控制方程法的估計主要分兩步來進行：第一步為農村獨生子女的決策方程，這一步需要納入一個或多個工具變量進行回歸，然后獲得廣義殘差。第二步，將廣義殘差作為協變量納入模型(1)的回歸中。若殘差項顯著，則意味著農村獨生子女是外生的原假設被拒絕，加入殘差項的回歸結果能夠糾正由內生性問題造成的估計偏誤。

實際上，每個樣本是否成為獨生子女并非隨機的，出生在計劃生育政策實施期間的個體更有可能是獨生子女，這意味著模型存在樣本選擇偏差。此外，可能存在不可觀測的因素同時影響農村獨生子女身份和創業行為，從而造成系數估計偏誤。考慮到可觀測因素與不可觀測因素造成的選擇偏差，我們使用了內生處理效應模型進行估計，選擇方程如下：

四、實證結果分析

（一）基準回歸分析

由于本文的被解釋變量農民創業為二元變量，因此，本文采用Probit模型對基準模型(1)進行估計。表1中第(1)列報告了獨生子女身份對農民創業影響的估計結果，第(2)列是估計結果的平均邊際效應，第(3)列則使用了控制方程法進行估計，第(4)列是控制方程法估計值的平均邊際效應。由第(1)列可知，在控制了農民個體特征、家庭特征以及省份固定效應的基礎上，獨生子女身份會顯著抑制農民創業。由第(2)列提供的平均邊際效應估計值可知，相較于非獨生子女，獨生子女創業的概率要明顯低2.70%。考慮到獨生子女身份這一變量并非外生，因此我們采用控制方程法對該結果進行驗證。第(3)列的結果顯示，殘差項(residual)在1%的水平上具有統計顯著性，這意味著獨生子女是外生的原假設被拒絕，結果表明，在1%的水平上，獨生子女身份對農民創業行為具有顯著的抑制作用。由第(4)列提供的平均邊際效應估計值可知，相較于非獨生子女，獨生子女創業的概率要明顯低11.3%。對此，可能的解釋是，一方面，相比非獨生子女，獨生子女可以獲得更多來自父母的教育投資，這也導致獨生子女具有更高的教育水平(郝克明和汪明，2009)，而教育水平越高，農民創業的概率越低(陳剛，2015)。另一方面，獨生子女一般初婚年齡更晚、未婚比例更高(Huang等，2017)，而婚姻狀況對創業具有促進作用，已婚的居民創業概率更高(趙德昭，2016)。

表1 農村獨生子女對創業的影響結果

由于控制方程法能夠糾正內生性偏誤，使得估計結果更加精準。因此，本文著重討論控制方程法的回歸結果，由表1中的第(3)列和第(4)列可知，控制變量的回歸系數與理論預期和經濟學直覺基本一致。第一，男性農民對創業具有促進作用，且在5%的水平上顯著。與女性相比，男性農民更偏好風險。由于創業屬于高風險活動，男性可能會表現出更高的投資偏好。因此，相對于女性農民而言，男性農民可能會更傾向于進行風險較大的創業活動，該結論與現有研究結論是一致的(Ekanem，2015)。第二，在1%的水平上，已婚農民對創業具有顯著的促進作用。可能的原因是已婚農民不僅能通過配偶獲取更多人力、物質資本上的支持，還能利用配偶的社會關系網絡獲得更多的創業資源。除此之外，已婚農民在解決創業過程中資金鏈短缺、市場信息不足等問題上更有優勢，這與趙德昭(2016)的研究結論是一致的。第三，家庭平均年齡對農民創業呈現“U型”關系。第四，在1%的水平上，教育水平對農民創業行為具有顯著的抑制作用。可能的原因是，教育水平更高的群體通常有更高的概率在勞動力市場上獲得更好的就業機會，這顯然增加了他們創業的機會成本，消極影響了他們的創業行為。第五，與現有研究得出的結論一致(李濤等，2017)，本文發現受訪者父母的創業身份能夠顯著促進其進行創業。第六，在1%的水平上，家庭規模對農民創業行為具有顯著的抑制作用。第七，在1%的水平上，有外出務工經歷的家庭成員占比對創業行為具有顯著的抑制作用。可能的原因在于有外出務工經歷的農民占比越高，家庭中越多成員具有更豐富的工作經驗，就越有能力獲取穩定高薪的工作，從而提高了農民創業的機會成本。第八，在1%的水平上，2012年家庭可支配收入對創業行為具有顯著促進作用。這與已有研究認為收入能夠促進創業的結論一致(陳剛，2015)。

（二）內生處理效應

前文中，我們使用控制方程法控制了由遺漏變量導致的內生性問題，然而，每個樣本是否成為獨生子女并非隨機，如出生在計劃生育政策實施期間的個體更有可能是獨生子女。除此之外，第一胎的性別、家庭經濟狀況和父母偏好等因素都會影響個體是否成為獨生子女(馬良等，2016)。這意味著獨生子女與非獨生子女之間存在著較大的系統性差異。基于此，本文使用內生處理效應模型同時控制可觀測因素與不可觀測因素造成的樣本選擇偏差問題①限于篇幅，未列出內生處理效應估計結果，如有需要可聯系作者獲取。。內生性檢驗(test of endogeneity)結果表明，在1%的顯著性水平上，獨生子女在創業決策方程中存在顯著的內生性，使用內生處理效應模型能夠更加準確地估計獨生子女對創業行為的影響效應。非獨生子女和獨生子女創業行為的結果方程中，父母創業身份和2012年家庭可支配收入對農村非獨生子女創業與農村獨生子女創業均具有顯著的促進作用，有外出務工經歷的家庭成員占比對農村非獨生子女創業與農村獨生子女創業均呈現顯著消極的影響。教育水平和家庭規模對農村非獨生子女創業具有顯著的抑制作用，而婚姻顯著促進了農村非獨生子女創業；年齡對農村獨生子女創業具有顯著抑制作用，而男性獨生子女更傾向于創業。內生處理效應模型的結果與基準回歸結果基本一致，說明前文的結果是比較穩健的。為了直觀地反映消除選擇偏差后獨生子女對創業行為的處理效應，本文計算出了獨生子女身份對農民創業行為影響的平均處理效應，其中處理組的平均處理效應(ATT)為-0.1392，總樣本的平均處理效應(ATE)為-0.1151，且二者均具有統計學意義。獨生子女對創業行為的平均處理效應顯著為負，這表明相對于非獨生子女，獨生子女進行創業的概率更低。

表2 農村獨生子女對創業的影響的平均處理效應

（三）擴展的Probit回歸

現有關于處理解釋變量內生性的實證研究大多使用傳統的工具變量法，該方法第一階段估計使用的是OLS回歸，當內生解釋變量為二元虛擬變量時，傳統的工具變量回歸無法得到一致且有效的回歸系數。因此，本文通過使用完全信息極大似然法的擴展Probit模型(extended probit model，EPM)估計出更加有效的估計結果。該模型既可以解決解釋變量或控制變量的內生性問題，允許內生解釋變量為二元變量，又可以解決處理效應中政策變量的非隨機分配性以及內生性的樣本選擇問題。更為重要的是，擴展的Probit回歸可以估計出解釋變量與控制變量的交互項對創業的影響，以尋找一些特殊的機制關系。回歸結果見表3，其中表3中第(1)列為IV-Probit估計結果，第(2)列為使用完全信息極大似然法(FIML)的擴展Probit回歸結果。擴展Probit回歸結果的第一階段與第二階段回歸均采用非線性的Probit模型。從IV-Probit與擴展Probit的第一階段估計結果發現，工具變量以及部分控制變量對獨生子女具有統計學意義。第(1)列中內生性檢驗拒絕了解釋變量不存在內生性的原假設，表明獨生子女存在內生性問題。第(2)列最下方的Wald值表明擴展Probit模型擬合效果良好。第(1)列和第(2)列均顯示，獨生子女對其創業概率具有顯著消極的影響，但我們認為第(2)列的結果更加有效。這是因為IV-Probit第一階段回歸采用的是OLS，顯然相對于非線性Probit模型，第一階段采用OLS的預測的精度更差，因為OLS并沒有完全利用所有信息。值得一提的是，IV-Probit與擴展Probit估計的獨生子女方程與創業結果方程的誤差項之間相關性系數均顯著為正，表明不可觀測因素會抑制創業。

表3 農村獨生子女與創業：完全信息極大似然估計結果

進一步，我們還探討了解釋變量與所有控制變量的交互項對創業的影響，并發現了一些存在的機制關系①限于篇幅，回歸結果以及平均處理效應未列出，如有需要可聯系作者獲取。，此處我們匯報了家庭規模、外出務工經歷、性別的調節效應(圖1)。圖中每個點表示不同條件下，獨生子女對農村創業行為影響的平均處理效應。結果表明，當家庭人口數為1時，農村獨生子女對創業的負向影響最大，隨著家庭人口數的增加，負向影響逐漸變弱，但當家庭人口數大于或等于8時，置信區間包含0，表明不具有統計學意義；同樣的，隨著家庭外出務工人數占比的增加，農村獨生子女對創業的負向影響逐漸變弱，男性農村獨生子女對創業的負向影響要小于女性，且都具有統計學意義。

圖1 調節效應分布圖

（四）中介機制檢驗

一般而言，獨生子女將享受更多的家庭資源，父母的關注與經濟支持都會提升子女的教育水平，較高的教育水平能夠讓他們擁有更多可供選擇的就業機會和更高的工資，從而增加了獨生子女創業所面臨的機會成本，阻礙了獨生子女的創業行為。此外，已婚的獨生子女不僅可以獲取配偶在人力、物質資本上的支持，還能通過配偶的社會資本擴展自身的社會關系網絡，從而增加獲取創業資源的有效途徑。而且他們的風險承擔及緩解融資約束能力也較強(趙德昭，2016)，這無疑增加了他們進行創業的概率。基于此，我們從教育水平和是否已婚的中介效應切入，探究這兩個變量在農村獨生子女身份與農民創業行為之間的作用方式和效果。結果如表4所示，我們發現，教育水平在農村獨生子女對創業行為的影響中所起到的中介效應是-0.0379，中介效應的置信區間不包含0，這意味著教育水平的中介效應具有顯著的統計學意義。同樣的，是否已婚在農村獨生子女對創業行為的影響中起到的中介效應是-0.0964，中介效應的置信區間不包含0，是否已婚起到的中介效應具有顯著的統計學意義。可以看出，在農村獨生子女對創業行為產生影響的過程中，教育水平和是否已婚均起到顯著的負向中介效應。進一步，我們探討農村獨生子女身份如何影響教育水平和婚姻狀況，進而影響其創業行為，這兩條作用路徑如圖2所示。我們發現，其中一條路徑是，農村獨生子女能夠獲得更高的教育水平，而教育水平會對其創業行為產生顯著的負向影響；而另一條作用路徑是，農村獨生子女身份會降低其婚配的概率，而婚配卻能夠顯著提高其創業的概率。

圖2 中介效應

表4 農村獨生子女對創業影響的中介效應檢驗結果

（五）穩健性檢驗①限于篇幅，穩健性檢驗結果未列出，如有需要可聯系作者獲取。

1. 剔除直轄市

在本文樣本所覆蓋的14個省份中，由于北京和重慶屬于直轄市，它們的政治和經濟等外部環境與其他城市內樣本有著明顯的差異性，極有可能會影響個體創業決策，在估計的過程中，外部環境的差異性可能會導致估計的偏誤。為此，我們剔除了北京和重慶兩個城市的樣本，然后分別使用Probit、控制方程法、IV-Probit和擴展的Probit進行估計。控制方程法結果顯示，殘差項(residual)顯著，即獨生子女身份這一變量具有顯著的內生性，控制方程法、IV-Probit和擴展的Probit均控制了獨生子女的內生性，且結果表明，剔除直轄市后，在1%的水平上，農村獨生子女更不傾向于創業。與未剔除直轄市樣本的回歸結果相比，剔除之后的回歸結果的系數絕對值變化不大，系數方向和顯著性仍保持不變。由此可見，本文的研究結果具有較強的穩健性。

此外，就業身份為家庭幫工的樣本和其他樣本在做就業決策時會受到不同因素的影響，本文剔除了就業身份對家庭幫工的樣本以及同時剔除直轄市和家庭幫工的樣本重新進行回歸，結果與剔除直轄市的結果是一致的。

2. 不同類型的創業

為進一步檢驗本文研究結果的穩健性， 蓂喆本文參考普 和鄭風田(2016)的文章，將創業進一步分為“自雇型”創業和“老板型”創業，若沒有雇用家庭以外的人則為自雇型，否則為老板型。從擴展Probit回歸結果可以發現，獨生子女方程與創業結果方程的誤差項之間相關性系數均顯著為正，表明不可觀測因素會抑制創業。Wald值表明擴展Probit模型擬合效果良好。擴展Probit回歸結果還表明，無論是“自雇型”創業，還是“老板型”創業，獨生子女均對農民創業具有顯著的消極影響。

3. 分地區回歸

在中國，不同區域間政治、經濟、文化存在較大差異，外部環境的差異可能會對估計結果產生影響。考慮到本文14個省份的樣本中廣東和云南農村地區實行“二孩”政策，我們剔除掉該地區的樣本，將剩下的樣本分為“一孩”政策地區樣本(包括北京、重慶、四川和江蘇4個省份)、“一孩半”政策地區樣本(包括山西、遼寧、甘肅、安徽、山東、河南、湖北和湖南8個省份)和“一孩與一孩半”政策地區樣本(12個省份)，并利用內生處理效應模型重新估計了獨生子女身份對不同地區農民創業影響的平均處理效應。結果顯示，“一孩”政策地區獨生子女的ATT和ATE均為負，ATT在5%的水平上顯著，ATE在1%的水平上顯著；“一孩半”政策地區的ATT和ATE均在10%的水平上為負。“一孩與一孩半”政策地區的ATT和ATE均在1%的水平上為負。剔除掉“二孩或多孩”政策地區后，“一孩”政策地區、“一孩半”政策地區以及“一孩與一孩半”政策地區農村獨生子女更不傾向創業。本文的結果具有較強的穩健性。

五、結論與建議

受獨生子女政策30多年影響的中國，獨生子女家庭已經成為當前家庭結構的主流模式，而對獨生子女相關問題的研究也受到學術界的廣泛關注。特別是近年來，面臨經濟增長速度放緩、就業壓力倍增的現實，政策制定者及各界學者重點關注如何促進大眾創業，尤其是農村勞動力的創業行為。在這種經濟背景下，獨生子女身份會對農民創業行為產生怎樣的影響，其中的作用機制是什么？對這一系列問題的回答不僅關乎到計劃生育政策影響中國農村經濟長期發展的科學評價，而且還關乎到政府有關部門如何制定出科學有效的政策來促進農村經濟的長期發展。有鑒于此，本研究利用2014年執行的中國家庭收入調查(CHIP2013)數據，系統地考察了農村獨生子女身份對創業行為的影響及其作用機制。

實證分析的結果表明，獨生子女身份對農民創業行為具有顯著的抑制作用，不過，這種抑制作用會由于某些家庭特征和個體特征的差異而呈現出明顯的異質性。具體而言，家庭規模、外出務工經歷、男性性別會顯著弱化獨生子女身份對農民創業行為的抑制作用。進一步研究發現，農村獨生子女身份主要通過兩條路徑來抑制農民的創業行為。其一是，農村獨生子女能夠獲得更高的教育水平，較高的教育水平有助于他們在勞動力市場上找到工作，從而增加了他們創業的機會成本，抑制了他們的創業行為；其二是，農村獨生子女會推遲結婚年齡，未婚比例更高，這縮小了他們分散創業風險的社會關系網絡，抑制了他們的創業行為。在這兩條路徑中，教育水平和婚配在農村獨生子女與農民創業行為之間起到顯著的負向中介效應。最后，本文使用多種方法進行穩健性檢驗，表明結果具有較強穩健性。

本文的研究結論也為政策制定者和執行者提供了一定的經驗證據。其一，盡管政府制定計劃生育政策的目的在于提高人力資本的質量，然而，本文的研究結論表明，獨生子女身份對農民創業具有顯著的抑制作用。為此，政府部門應該認真思考如何緩解或消除獨生子女身份對創業的抑制效應。值得慶幸的是，中國于2016年全面放開了“二孩政策”，積極鼓勵農民響應國家政策，生育二孩。根據本文的研究結論可知，這一政策的實施將有可能從根源上抑制獨生子女身份對創業的消極影響。不過，盡管“二孩政策”已經全面放開，但它仍然只能在短期內緩解生育率下降的趨勢，其長期的生育紅利效應仍需拭目以待。在當前社會變遷的現實背景下，生養成本以及社會保障的普及等因素已經成為影響農村生育率的關鍵因素。為了避免落入“低生育陷阱”，從根源上切斷獨生子女身份對中國農村經濟的長期影響，政府部門應該基于中國的實際情況，鼓勵農民生育要從建立鼓勵生育的制度政策體系出發，采取各種有效的措施切實地降低農民生養子女的成本。其二，采取相應的對策切斷農村獨生子女身份消極影響創業的潛在路徑。本文的研究結論表明，農村獨生子女身份會通過提高教育水平對創業產生消極影響。事實上，這條路徑的作用可以理解為教育水平的提高會增加創業的機會成本，從而抑制創業。為此，政府部門應該著力降低農村受教育程度高的獨生子女參與創業的機會成本，例如降低市場準入門檻、簡化行政審批手續、營造良好的創業環境、提供創業貸款擔保和貼息等。此外，本文的研究結論還表明，農村獨生子女結婚的概率降低會對創業產生消極影響。為此，政府部門應該采取各種有效的措施為農村單身的獨生子女搭建“戀愛”平臺，幫助他們擴大社交半徑，獲取更多的婚戀資源，從而提高農村獨生子女結婚的概率。與此同時，政府還需要進一步糾正扭曲的農村婚姻市場，引導農村獨生子女建立正確的婚戀道德觀和行為模式，從而建立和諧穩定的婚姻家庭關系。