一、引言

自2004年新《最低工资标准》全国施行以来，最低工资制度见证了中国经济的腾飞和转型两个时期，也先后经历了各地方标准竞相上涨和稳步攀升两个阶段。这项劳动保护的主要手段不仅完善了劳动力市场制度，更带动了中国劳动力成本的攀升，尤其在早期，地方攀比式上调对国内企业和劳动者的经济决策都产生了显著影响（杨灿等，2016）。学界研究最低工资的经济影响通常聚焦于企业层面的影响，如雇佣、工资、培训、物质资本投资、企业盈利、出口以及退出等方面，也有文献探讨了宏观层面的影响，如劳动供给和收入分配。有关劳动者的研究则更多关注家庭层面的收入和健康，略有涉及家庭创业。由于显著的区域差异和时间趋势，最低工资毫无疑问会影响到对城市环境十分敏感的流动人口（冯建喜等，2016）尤其是个人的经济决策。但尚无文献从流动人口角度研究最低工资如何影响微观个体的经济行为。

受2008年全球经济危机影响，全球就业选择趋向弹性就业和创业。目前我国经济步入新常态，面临着中等收入陷阱和城市化进程的挑战，创业成为当前中国不平衡发展困境的出路。2015年我国政府工作报告将“推动大众创业、万众创新”定为扩大就业、提高收入、促进代际流动和公平正义的重要国家战略。对于流动人口而言，在迁入地创业已成为至少33%的流动人口的就业选择，这不仅有利于进一步提高流动人口收入，还能给迁入地带来更多就业机会，进而推动当地经济发展，缓解地方在公共品支出上的财政压力。以农民工为主的流动人口创业更是吸收农村过剩劳动力、实现劳动资源高效配置、加速推动新型城市化进程的有效解决方法。然而，经济转型时期，政府目标多重性和政策时滞性使得在不同时期制定的政策工具与政策目标之间产生冲突。在我国各地政府推出诸多创业政策的同时，关乎企业用人的劳动力市场政策如最低工资制度依旧在按原规划不断推动之中。最低工资的频繁上涨是否有悖于当前经济形势和创业目标，成为政界和学界关注的新问题（韩兆洲和林仲源，2017）。

与传统节日等相关的一些社会文化负载词采用了直译，或者直译加附图的方法。这部分的词多属于文化重叠词或者是文化相似词，译文读者能够获得相应的语境，期盼与作者的意图基本一致。西方国家对中国龙的意象并不陌生，很多电影和国际活动都有中国龙，舞龙舞狮的身影。所以这里直译，译文读者也能获得相应的文化背景和语境。例11介绍了广州花市的习俗。花市在中西方文化中属于文化相似的词，但除夕夜年夜饭后逛花市是广州人一直沿袭下来的习俗，这一点是语境中的文化缺省，没有适当的补偿，西方的译文读者估计很难在flower market这个语境中得到相同的期盼。

创业的驱动因素多变复杂。目前国内研究创业的文献主要围绕政府干预、基础设施、营商环境、普惠金融、社会保障等社会背景以及社会信任、人力资本、宗教信仰、风险偏好、社会资本等个体因素，而对最低工资政策的重要性研究较少。最低工资制度代表了劳动力市场制度，关系到企业用工成本、劳动者福利与就业，无论从机会型创业还是生存型创业角度看，都不能忽视最低工资发挥的干预作用。图1为2011-2016年流动人口动态监测数据中的创业比率（%）和前一年区县层面最低工资（千元／月）的关系图。可以看出，无论是在哪一年，最低工资水平与创业比率都呈现负相关，即最低工资水平越高的地区，流动人口创业比率越小。截至目前，国内已有周广肃（2017），吴群锋、蒋为（2016）研究了最低工资对家庭创业的影响，但数据不同，结论相悖，所检验的作用机制也截然不同。目前还没有文献重点关注流动人口个体层面，缺乏就最低工资如何影响流动人口的个体创业选择的研究。

鉴于以上情况，本文通过识别不同区县的最低工资差异，利用2011-2016年全国流动人口动态监测数据和相应区县层面的月最低工资标准数据，使用probit和logit模型实证检验最低工资标准变动对流动人口创业抉择的影响，并验证了相应作用机制。结论发现，最低月工资具有显著的创业抑制作用。通过进一步分析生存型和机会型两种类型的创业，发现最低工资规制对这两类创业都具有显著抑制，最低工资标准每提升1 000元，流动人口开展生存型创业的概率显著减少了43.0%，机会型创业的概率减少了33.4%。我们使用2004年各地最初的最低工资以及当年所在省份其他区县的平均最低工资作为工具变量，发现上述结果在控制内生性后更加显著；从不同收入阶段来看，发现收入最高的25%流动人口受负向影响最小，而其他收入阶段流动人口的创业行为都受最低工资显著抑制。接下来，本文进一步对最低工资影响流动人口创业的潜在机制进行了探讨，发现除了提高收入以外，最低工资能够通过促进流动人口就业来抑制当地创业，通过改变社会认同来提高创业难度，通过推进社会保障来降低创业必要性。此外，子样本的异质性分析发现，最低工资会促进在市区工作、中部地区的流动个体创业，显著抑制市区以外工作地点、大学以下学历、无房产、西部地区的流动个体创业，在东部地区、有房的流动个体进行机会型创业时不显著，女性比男性受到最低工资更强烈的创业抑制效应。

2.1 两组血清CXCL12、IL-33水平比较 观察组受试者血清CXCL12、IL-33水平均明显高于健康组，组间比较，差异均有统计学意义(P<0.05)。见表1。

比较表5和表4，可以发现使用IVprobit控制政策内生性以后，“一般型创业”、“机会型创业”与“生存型创业”的发生比均有所下降。这意味着，如果控制创业对最低工资政策的影响，最低工资对流动人口创业的负面影响实际上更加严重，最低工资每上涨1 000元，流动人口选择机会型创业的可能性便会下降84.5%，选择生存型创业的概率下降87.0%。

二、文献综述：创业决策中最低工资重要吗？

（一）最低工资的制定执行

最低工资，即在法定的或劳动合同依法签订的工作时间内，劳动者履行工作职责的前提下，用人单位需支付的最低劳动报酬。该制度旨在保障劳动者的基本生活需要，为劳动工资设置了底线。最低工资最早于1894年出现在新西兰和澳大利亚，如今已经在全球大多数发达国家和发展中国家以不同形式出现。一般情况下，最低工资标准由一国或地区政府通过立法制定，但也可能由一国或地区的行业组织或协会经过劳资双方协议自行制定。依据是既要维持劳动者本人和家人的日常基本开支，也要考虑一般劳动者用于提升技能、储备知识的必要花费。

其一，折腰句，即“三三”式。“遮不尽、梨花丑”(琴操)、“人都道、为君绿”(魏了翁)、“人不见、空肠断”(李太古)、“道绿遍、池塘草”(无名氏)、“又别是、愁情味”(杜安世)等六字句。

当前的最低工资制度具有推行时间短、行业标准统一、区域差别突出、政策目标过多的特征，仍然需要不断完善。中国的最低工资推动了过去十年的劳动力成本上升，尤其是农民工工资，形成了工资增长的制度性路径依赖（孙中伟、舒玢玢，2011）。部分地区在原有月最低工资标准的基础上推出了小时最低工资标准，来克服原有最低工资的软约束和执行不力的情况。由于我国官员晋升机制是与政策导向挂钩的，各地最低工资最初调整次数和频率远超法规要求，形成竞相上涨的态势，对企业经营和个人就业产生了明显的冲击（叶静怡、杨洋，2015）。2015年11月公布的《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十三个五年规划的建议》明确指出，要合理确定标准、完善最低工资增长机制。这意味着最低工资的上调决策已经得到党和中央以及广大劳动者的重点关注。各级政府的最低工资增长策略趋于审慎。最新研究也指出，早期最低工资的竞争十分明显，并且这种竞争与地理距离无关，经济相似的省份最低工资也会很相近（马双等，2017）。最低工资竞争是与经济发展状况紧密相关的，地方政府容易受较发达地区标准影响（杨灿等，2016）。在新的时期，最低工资标准的调整如何适应当前经济形势、如何科学地促进经济复苏成为新的重点议题。

（二）最低工资和创业

创业影响因素众多。从个人层面看，宗教信仰会给创业带来更多社会资本（阮荣平等，2014），金融知识能加大正规信贷的使用和可获得性，并改变家庭风险偏好来减少金融约束，进而促进家庭创业（尹志超等，2015）。从家庭层面出发，家庭成员在金融组织工作时，个体创业几率会上涨4% （Paulson & Townsend，2004）；家庭成员有公务员背景时，配偶创业的概率显著增加，当女性成员为公务员时，由于具备寻租渠道，男性配偶创业概率甚至上涨10.3%（李雪莲等，2015）。所以在探讨家庭因素对个人创业的影响时，需要关注其他家庭成员是否支持创业，且能提供多少资源。

从宏观层面看，创业决策是人们在和外界不断互动反馈后得到的结果，有利的制度环境可以促进创业，如小政府、自由经济、健全的财政政策和成熟的融资系统；从政府干预和市场准入门槛角度看，一个地方的国企占比高会显著遏制当地创业活动，该抑制效应在服务业尤其消费领域更加突出，在国企改革后的“新国企比重”高的城市也更加强烈（倪鹏途、陆铭，2016）。计划生育政策引致的独生子女缺乏真正有效社会网络，进而导致创业企业家精神不足（孙文凯等，2016）。周广肃等（2015）、魏下海等（2016）分别通过构建微观或宏观的信任指标发现社会信任程度通过分摊风险、传递信息、扩展社会网络来促进创业。Georgellis & Wall（2000），利用地区层面的自我雇用率衡量企业家精神，发现在英国，城市平均教育水平愈高，创业活力愈发受到抑制。

综上文献，最低工资会通过以下机制影响流动人口创业。

然而，流动人口的创业选择有别于家庭层面的创业决策机制，其影响因素更加复杂（宁光杰，2012）。流动人口创业根据创业地点可以分为“迁入地创业”和“返乡创业”。“返乡创业”自进入新世纪以来便得到了重点关注，主要研究的是农民工返乡创业的影响因素，流动务工经历能通过提升农民工融资能力和人力资本存量来促进创业，但外出打工也会削弱在家乡的社会关系（周广肃等，2017）。国内关于流动人口在迁入地创业的研究到近几年才开始丰富起来，且研究早期以农民工为研究主体，数据主要使用北京、上海和河北等六省市的流动人口流入样本，2008年农村城市移民调查（RUMIC）（宁光杰，2012）。

术前常规使用0.5%左氧氟沙星滴眼液每日4次，连用3 d，术后使用0.3%妥布霉素地塞米松滴眼液和0.1%玻璃酸钠滴眼液每日4次，1周后停用妥布霉素地塞米松滴眼液，0.1%玻璃酸钠滴眼液连续使用1个月。

4.2 阴茎外板皮肤“不足”时的策略 隐匿阴茎矫形时必需消除狭窄环，包括纵向切开和完整切除两种方式。部分隐匿阴茎患者包皮外板皮肤短缺，无法覆盖显露的阴茎体，多见于重度隐匿阴茎以及部分中度隐匿阴茎，往往这类患者内板皮肤比较充足。通过脱套、松解，显露出阴茎体后，外板皮肤无法完整覆盖，需要外板之外的皮肤进行“弥补”，包括包皮内板和阴囊皮肤。采用包皮内板弥补时，可以通过将阴茎腹侧皮肤纵向切开的方式有效解除狭窄环，腹侧形成的菱形皮肤缺乏区，可通过背侧包皮内板弥补，如带蒂背侧包皮内板皮瓣翻转法(图9)，其中包括侧方扭转方法、Nesbit法。

首先，在中国特有制度环境下，流动人口创业行为和户籍、计划生育政策等制度息息相关，户籍会通过影响金融约束、风险承受能力、创业持续性预期、公共服务、国有企业门槛、就业歧视来双向影响流动创业（宁光杰、段乐乐，2017；隋艳颖等，2010）流动人口所在城市人口总规模以及农村流动人口规模会抑制农村流动人口创业；若控制住城市规模，农村流动人口在户口价值越高的地区创业的可能性越低（冯建喜等，2016）。具体来看，本省或本市户籍、地区进行户籍改革以及户籍隐含的公共服务政策都显著促进了流动人口自雇创业（宁光杰、段乐乐等，2017）。此外，方言技能等人口学个人特质（魏下海等，2016）也会影响流动人口创业。

关于最低工资和创业这一议题，国内为数不多的研究集中在家庭创业层面，且结论相悖。吴群锋、蒋为（2016）利用2011年中国家庭金融调查数据，发现最低工资标准所致上涨的劳动力成本会显著抑制创业倾向和创业规模，这是由于最低工资导致用工成本和机会成本的上升，以至于创业所需的才能门槛也水涨船高。周广肃（2017）基于2010、2012、2014年CFPS数据，采用了IV-Probit和面板双向固定效应模型，发现最低工资水平上涨主要通过就业效应挤出了低技能劳动者的就业来迫使其被动创业，同时通过工资效应提高了创业的前期资本积累从而增加了主动创业。

第一，最低工资规制影响流动人口创业的最直接的作用机制应该是劳动成本和机会成本。按照新古典经济学的劳动经济学理论模型，最低工资最直观的影响便是提升低技能劳动者和弱势群体的收入，国内外对这一结论鲜有争议。最低工资对流动人口的收入增长有积极促进作用，尤其对于农民工而言，他们的工资增长高度依赖于最低工资的上调（孙中伟、舒玢玢，2011；马双等，2012）。问题在于，最低工资引致的收入上涨是否促进了流动人口创业。从企业家的角度考虑，劳动者收入提高，企业用工成本上涨，那么对企业的管理技能和盈利能力的要求便会提高，给企业利润带来了下行压力，甚至会迫使低生产率的企业退出市场，加大了创业风险和创业企业家的才能门槛（Mayneris et al.，2016；吴群锋、蒋为，2016）。从尚未创业的劳动者角度考虑，其工作收入提高提升了离职创业的机会成本，进而会拉高创业门槛，降低其创业意愿（吴群锋、蒋为，2016）。当然，收入对创业的影响也具有两面性，收入提高也可能充实个人资产，加大未来创业的可能性（周广肃等，2017）。由于不同收入阶段对创业的影响存在差异，所以最低工资对不同收入阶段人群的创业影响可能是存在差异的。

第二，流动人口的创业倾向可能因为最低工资上涨改变了人力资本积累而发生变化。然而最低工资是抑制还是促进企业在职劳动者培训，依然没有定论。一方面，员工本可以用收入缩减换取培训机会，而最低工资强制带来的员工收入上涨压缩了企业的培训支出；另一方面，考虑到人力资本投资租金的存在，企业有动机通过培训来提高员工效率以抵消用工成本的上升（马双等，2012）。最低工资对不同类型的员工培训和员工就业的影响是存在差异的，由于人力资本增长与创业倾向正相关，如果最低工资提高了针对流动人口的企业培训，那便对创业产生推动作用，反之则会抑制流动人口创业。

第三，最低工资可能通过影响流动人口就业可能性，来改变自雇创业倾向。面对最低工资攀升，如果流动人口的就业被抑制（杨娟、李实，2016），失业人群是否迫于生计选择自雇型创业，即失业是否会促进创业，仍然不得而知，目前学界对此关系显著与否分别界定为难民创业效应假说和纯粹难民效应假说。不过基于1991-2007年广东省21个区县的宏观数据发现，失业率的变化并不一定导致生存型创业变化（董志强等，2012）。如果流动人口的就业并没有被抑制，那么流动个体无需为了实现就业而开展自雇创业，加上收入提升，所以流动人口受雇意愿上升，而创业可能性会下降。

高位推动，依法科学有序治砂，江西采砂管理工作迈上了新台阶，乱采滥挖砂石现象日趋减少，河道砂石有序开采，保障了河势稳定，保护了河道生态环境，维护了社会稳定。

第五，最低工资标准的推行力度往往与一个地区的劳动力市场保护程度、社会保障制度完善程度紧密相关，能够反映当地的制度环境和政策目标（宁光杰、段乐乐，2011）。最低工资上涨幅度较大和执行力度较强的地方，往往也具备着较成熟的社会保障制度，二者是相互促进相互完善相辅相成的。由于公共服务和福利增加可能会抑制创业意愿，所以最低工资可能通过推进当地劳动力保护制度改革进程，使得流动人口的创业必要性减弱（宁光杰、段乐乐，2017）。

三、数据与模型设定

（一）数据来源

本文使用数据来源主要包括2011-2016年全国流动人口动态监测调查数据、2010-2015年中国区县层面月最低工资数据① 各县区最低工资标准数据由北京师范大学邢春冰教授以及Bucknell University Carl Lin团队提供，感谢他们的无私帮助。与“2011-2016年城市统计年鉴数据”。其中，全国流动人口动态监测调查数据由北京师范大学与国家人口和计生委员会联合调研，采用多阶段、分层次、等规模比例的PPS抽样方法对全国31个省区县和新疆生产建设兵团的流动人口集中迁入地进行非跟踪调查，调查对象主要包括迁入当地居住1月及以上、非本区（县、市）户籍、15-59周岁的流动人口。

数据匹配过程如下：1.根据区县代码逐年匹配2011-2016年的流动人口数据与2010-2015年最低工资数据② 由于2011年、2015年与2016年流动人口数据没有区县代码，本文先按照处理过后的区县名称匹配当年的区县代码，再根据区县代码匹配相应年份的最低工资数据；鉴于可能存在流动人口数据无法匹配到区县代码的情况，对于没有匹配到区县代码与根据区县代码没有匹配到最低工资的流动人口数据，继续使用市级名称和区县名称直接进行匹配。；2.分别从2011-2016年匹配后数据中筛选出需要用到的流动人口相关变量与最低工资变量，统一变量名、分类变量取值范围与分类变量值标签后纵向合并为混合截面数据；3.逐年汇总整理2011-2016年城市统计年鉴数据，筛选需要用到的宏观经济变量，统一变量名后纵向合并为混合截面数据；4.根据地级市名称和年份匹配2011-2016年流动人口与最低工资混合截面数据和2011-2016年城市统计年鉴混合截面数据；5.根据区县代码匹配2004年最低工资数据。数据匹配情况见表1。

2.括号中显示的是匹配过程中损失的样本数

学习数学的目的是为了应用数学．在完成教材中简单的例题教学之后,教师可进行变式和拓展,提出更为深刻的问题．如：函数y=lnx+2x-6存在几个零点？

在匹配数据的基础上本文选取年龄介于16-65岁之间的流动人口作为样本，共筛选出样本观测值873 024个，对应地级市313个，区县1 350个。在未经匹配样本中2011年样本观测值10 5240个，对应地级市252个，区县685个；2012年样本观测值133 749个，对应地级市262个，区县741个；2013年样本观测值163 845个，对应地级市266个，区县862个；2014年样本观测值168 871个，对应地级市271个，区县877个；2015年样本观测值167 194个，对应地级市267个，区县848个；2016年样本观测值134 125个，对应地级市256个，区县757个。

中国最低工资制度因1993年11月劳动部公布《企业最低工资标准》而奠定了基础，因2004年1月全国通行新《最低工资规定》而正式确立。传统文献指出，最低工资标准的制定应当是依据各地实际经济状况在多项政治目标中权衡得来，计算方法包括比重法以及恩格尔系数法，前者用（一定比例的）贫困户人均生活支出乘以赡养系数，后者用最低食物支出标准与恩格尔系数的比值乘以赡养系数。此外，根据《最低工资规定》，影响政府修正标准的众多因素包含城镇登记失业率、经济发展水平、个人缴纳的社会保险费、住房公积金、在岗劳动力的赡养系数、在岗员工平均工资、劳动生产率（马双等，2012）。此外，部分文献在实证上指出就业负面效应、出口效应、企业生存状况、企业实际执行状况都应该纳入政府权衡的决策机制（马双等，2012；叶林祥等，2015）。但实际上，最低工资理论测算方法难以量化，迫使各级政府采用“跟涨制”，紧跟国家政策方向、舆论媒体趋势以及周边省市的上调步伐，区域经济发展水平相近的省份间攀比尤其明显（杨灿等，2016）。

（二）模型设定与变量选取

本文在模型设定上借鉴周广肃等（2017）、宁光杰、段乐乐（2017）、吴群锋（2016）关于最低工资以及流动人口创业的研究，选取“是否创业”虚拟变量作为被解释变量，采用Probit模型进行回归分析。基本模型设定如下：

上式中，下标i、j、t分别代表个人i、流入区域j与观测年份t。为个体i在t年j地创业与否的虚拟变量，具体包括“一般型创业”、“机会型创业”和“生存型创业”三个创业衡量指标，均通过流动人口数据中的“就业身份（1为雇员；2为雇主；3为自营劳动者；4为家庭帮工或其他）”变量生成。其中“一般型创业”将“雇主”和“自营劳动者”视为正在一般性创业（取值为1），将“雇员”和“家庭帮工或其他”视为没有创业（取值为0）。“机会型创业”和“生存型创业”是对“一般型创业”的进一步细分：“机会型创业”认为创业的动机在于追求商业机会，将“雇主”视为正在机会型创业（取值为1），将“雇员”和“家庭帮工或其他”视为没有进行机会型创业（取值为0）；“生存型创业”认为创业的动机在于实现个人就业，可以刻画一个地区的创业活力（Georgellis & Wall，2000），将“自营劳动者”视为正在生存型创业（取值为1），将“雇员”和“家庭帮工或其他”视为没有进行生存型创业（取值为0）。

NMWjt是流动人口所在区县的月最低工资。本文选取区县“月最低工资（千元）”作为解释变量，为尽可能减少遗漏变量导致的估计偏误，本文同时加入了年份虚拟变量ωt来控制影响个人创业决策的年份效应，并考虑了一系列地区、家庭和个人层面的控制变量来增强结果可靠性。按照文献推断，流入地最低工资标准越高，流动人口创业积极性越低。回归如果显示回归系数β的取值，则预期系数β显著为负。如果显示发生比，则预期发生比取值比1小的正数③ 发生比odds ratio一般表示倍数关系，大于1的时候是正相关，小于1大于0的时候表示负相关。。

Xijt是个人以及家庭层面控制变量。个人层面的控制变量包括：（一）问卷户主的性别（0为男性；1为女性）。女性机会型创业概率低于男性，往往是因为风险厌恶程度高，社会资本回报率偏低，以及缺乏家庭财富支配权；女性生存型创业概率高于男性，是因为技能水平低、社会资本少，加上能够获得社会鼓励和家人支持（刘鹏程，2014）。（二）年龄（单位为10年）。（三）流动时间（年）。（四）家庭人口规模。（五）受教育水平（0为高中以下；1为高中及以上）。受教育程度作为人力资本的直观度量与创业有关，提高受教育程度能显著提高创业绩效，但对是否创业的总体影响不显著，分工作类型看其异质性发现：工人受教育程度越高，其创业概率越小；农民受教育程度越高，其非农创业概率越大。提高受教育程度还会抑制生存型创业，促进机会型创业（Van et al.，2008；Unger et al.，2011）。（六）婚姻状况（0为不在婚；1为在婚）。（七）户口状态（0为农业；1为非农业）。（八）民族（0为汉族；1为少数民族）等虚拟变量；家庭层面的控制变量包括家庭每月总收入、个人月收入（以上非比值的连续正数均取对数）等。为了控制家乡最低工资对流动人口的影响，我们还加入户籍地的虚拟变量。

同时，本文还控制了地区层面特征“Cityjt”，主要包括人均GDP、人均土地面积、第二产业占比、第三产业占比、人均固定资产、人均财政支出。由于上述地区经济变量可能会对流动人口决定异地创业产生影响，为避免反向因果，相关宏观变量均选用前一年的取值。上述变量都是在创业文献中常用的流动人口个体特征与城市特征控制变量，具体参考周广肃等（2017）、宁光杰、段乐乐（2017）、吴群锋、蒋为（2016）、魏下海等（2016）。各变量的取值情况如表2所示。

四、回归结果及解释

（一）基础回归

最低工资作为劳动保护的主要措施，是衡量当地劳动力保护程度的重要标准，一个地方最低工资越高，应该越有可能拥有更大程度的社保福利，给流动劳动力提供更完备的公共服务。由于公共服务如社会保障更偏向于工资就业者，这使得流动人口选择受雇就业的收益预期更高。作为另一种形态的收入，社会保障、公共服务的提升将进一步加大流动人口选择创业的机会成本，使得创业的必要性降低（宁光杰、段乐乐，2017）。为了验证社会保障制度的中间作用，本文基于2011、2013、2014、2016年流动人口动态监测数据，选取流动人口是否在本地参与至少一项“五险”（城镇职工医疗保险、养老保险、失业险、生育险、工伤险）的相关问题来刻画参保状态，以研究最低工资如何影响流动人口的社会保障状况。

从个人层面控制变量的回归结果看，男性、未婚、少数民族、非农业户籍的流动人口创业意愿较低，随着家庭规模扩大、年龄增长，以及流动时间延长，流动人口创业的可能性会增加；家庭月收入和个人月收入的增加都能够促进创业发生。值得注意的是，受教育水平增加，并不一定推动创业，相比于小学及以下的文化水平，初中文化的流动人口更有创业积极性，而从高中开始，受教育水平越高，创业积极性就越低于小学文化人群。从区县层面的控制变量看，人均固定资产对数和流动人口创业选择正相关，人均GDP、人均财政支出、人均土地面积反而和流动人口创业负相关。

创业可以进一步细分为“机会型创业”与“生存型创业”，前者是在个人优势禀赋基础上把握商业机会，通过雇佣他人并合理调动资本来不断进行资本积累的一种创业行为；后者适用于仅为满足生活开支所需、制造就业机会的自雇型创业。表4为最低工资对机会型和生存型两类创业的差异化影响结果。其中模型1为仅控制时间效应的月最低工资回归结果；模型2在模型1的基础上进一步加入流动人口个体特征与家庭特征作为控制变量；模型3在模型2的基础上进一步加入流入地宏观经济特征作为控制变量。

从表4可知，最低工资规制对流动人口“机会型创业”与“生存型创业”倾向都存在显著的负向影响，进一步印证了基准回归的结论。但是最低工资对两类创业的抑制效应存在差异，在控制不同变量的三个模型中，最低工资对生存型创业倾向的抑制作用均明显比机会型创业强烈，这可能是因为生存型创业对于机会成本的上升更加敏感。个人月收入增加更有助于开展机会型创业；人均土地面积数越大，人口密度越小，机会型创业倾向就越小，这可能是因为机会型创业更依靠人才集聚的外部性。

（二）稳健性检验

首先，上述估计结果可能依然受到内生性问题的干扰。一方面，最低工资上涨会影响流动人口的创业倾向；另一方面，流动人口创业会反过来推动流入地的经济发展，进而影响当地最低工资标准的决策调整。即使存在跟涨现象，政府仍然有可能根据本地流动人口的创业比来调整最低工资标准，从而产生反向因果问题，使上述最低工资的估计结果存在偏误。为消减反向因果导致的内生性，本文参照吴群锋、蒋为等（2016）和周光肃等（2017），使用2004年最低工资最初推行的标准以及“同一省内除本区县外其他区县的当年平均最低工资标准”作为2010-2015年最低月工资的工具变量。

和现有研究相比，我们的创新之处在于：一、匹配了2011-2016年的流动人口动态监测数据，样本量达到877 596，对全国流动人口总体更具代表性；二、不同于前人关注家庭层面创业，本文研究最低工资对个体层面创业的影响，而且选用流动人口作为研究对象，丰富了流动人口创业、农民工异地创业的文献；三、周广肃（2017）的结论是最低工资促进了创业，机制是抑制就业倒逼创业，而本文结论是最低工资抑制了流动个体创业，其中一条机制是促进就业，降低创业必要性；此外，本文引入了改变社会认同、推进社会保障这两条机制，补充了吴群锋、蒋为（2016）在机制上的不足；四、从不同收入阶段看，处于50%-75%收入水平的群体，创业倾向受最低工资政策抑制最严重，处于最高25%的人群受影响最小；五、本文的异质性检验还发现，基于不同工作地点、不同城市区位、不同性别、不同教育程度以及有无房产的样本，可以发现最低工资变动带来的冲击对个体创业存在异质性影响。

其次，考虑到最低工资通过直接提高工资水平的方式影响低收入人群，通过工资挤压等其他方式影响相对高收入人群，预计最低工资对政策覆盖的低收入人群影响较大，对相对高收入人群影响较小。因此，本文将个人收入水平按个人收入分位数进行四等分，探讨最低工资对不同收入阶段的流动人口创业意愿的影响。设置收入水平处于最低25%的样本作为参照组，在控制其他变量不变的基础上进一步加入收入分组变量以及收入分组变量与月最低工资变量的交互项，分别使用LPM、Logit、Probit模型进行“一般型创业”的全样本回归；使用Probit模型进行“机会型创业”与“生存型创业”的子样本回归，所得估计结果如表7所示。

可以看出估计结果符合预期⑤ 按收入四分位分组回归，研究参照组以外分组所受影响需要在参照组基础上分析其他分组，如果使用β系数，便可以直接观察两组系数之和，比发生比更直观，所以表6采用β系数。。最低工资标准上调使工资收入最高25%的流动人口创业意愿降幅最小。最低工资每上涨1 000元，收入最高25%的流动人口创业意愿减少38.1个百分点，同时，收入处于最低25%的流动人口并不是受影响最严重的，最低工资上涨1 000元仅导致其创业意愿减少53个百分点，仅仅比收入最高25%的群体影响剧烈一些。收入介于50%－75%分位数的个体创业倾向受抑制程度最大，达69.7个百分点。四个分组的机会型创业和生存型创业相比一般型创业结论大体不变，只是收入在50%-75%的和最低25%的两组流动人口，选择机会型创业所受的抑制效应没有显著差异。从经济地位来看，收入在最高25%的流动人口的创业初衷往往不为最低工资左右。

主回归结果以及以上稳健性检验都证实，最低工资会抑制流动人口在迁入地的创业行为，其影响机制可能如下：一、劳动力价格因为最低工资标准上调也水涨船高，给创业企业家们带来了更大生存压力，提高了进入门槛，同时，普通员工收入增加意味着员工的创业机会成本上升，其创业意愿也相应减弱；二、最低工资上涨会迫使企业减少员工培训，人力资本下降会抑制创业倾向；三、最低工资上涨促进了流动人口就业，由于劳动力市场没有挤出流动人口，也就不需要选择自雇来实现就业，即不存在难民创业效应；四、最低工资上涨加剧了本地人和外地人的工作竞争，恶化了彼此的社会认同，加剧了本地人对外地人的歧视，给流动人口在当地创业制造了障碍；五、最低工资上涨推动了社会保障改革，使得流动人口受雇就业的福利增加，自雇创业的必要性下降。以下便对后三条机制进行检验，前两条机制限于数据原因，只在文献部分探讨。

五、作用机制及扩展

此部分，本文尝试从增加受雇就业、减少社会认同以及推动社会保障三个角度来验证最低工资的影响路径。

（一）增加受雇就业

根据2011-2016年流动人口监测数据，近26.8%的流动人口会选择生存型创业，远高过选择机会型创业的比例（6%），这可能是由于流动人口人力资本较低、户籍约束和本地社会资本有限，使其无法找到如意的岗位而不得不选择自雇创业（宁光杰，2012）。所以最低工资如何影响受雇概率关系到流动人口的创业必要性。但高水平的最低工资如何影响就业在国外文献里一直存在争议，多数国内实证则表明最低工资会对就业产生轻微挤出效应，只是在不同区位存在异质性结论（马双等，2012；Wang & Gunderson，2010），甚至有观点认为最低工资存在就业促进效应，有益于增加劳动力供给（罗燕、韩冰，2013）。考虑到中国独特的劳动力市场二元结构，总就业的影响虽然时常不显著，但不同类别的劳动力有可能得到差异化结果。流动人口就业有别于常规人口，流动人口具有更强的工作迁移能力，最低工资上调吸引农村剩余劳动力往城镇流动，但流动人口大多数属于低技能、低教育水平劳动者，所以流动人口的就业效应是否显著负向仍是未知。

通过检验最低工资规制如何影响流动人口就业，可以探讨最低工资借助就业影响创业的机制。本文依据2011、2012年问卷中“就业状况”以及2013、2014和2015年问卷中“五一调查前一周是否从事一小时以上的工作”这两个问题，将户主是否为受雇视为被解释变量，其中受雇为 1，否则为 0。考虑到创业是另一种就业方式，回归中剔除了创业样本。我们可以通过观察最低工资对是否受雇的 Probit 模型的估计结果来判定最低工资是否会挤出就业，其控制变量的选择与主回归一致，如表7中A部分所示。结果发现就业挤出效应不存在，最低工资标准上调反而显著提高了流动人口的受雇概率，最低工资每上涨 1 000元，受雇的概率便增加19.9%，用Ivprobit控制内生性后，正向影响同样显著，而且更加强烈。这意味着最低工资上调带动了流动人口的受雇行为，增强了劳动吸引力，这可能是因为最低工资收入效应强化了流动人口受雇意愿，进而降低创业倾向。

空巢家庭已逐渐成为老年人主要的家庭模式之一。如何关爱空巢老人，提升其心理健康水平，已成社会的关注焦点[13]。以往研究多集中在生理、心理及社会等层面的因素，对其心理健康所产生的单独效应，难以形成影响因素的系统分析。未来的研究，有望将多个影响空巢老人心理健康的心理学变量，同时纳入心理学模型，分析多变量之间的交互关系，探讨各因素发挥影响作用途径的整体研究，为提高空巢老人的心理健康水平提供理论支持。此外，国内对此研究大多采用问卷法，但由于老年人文化程度差异，会影响研究结果精确性，因此，研究者还应基于我国空巢老人的实情，采取多种方法并举的方式，进行本土化研究，科学化促进空巢老人心理健康水平有效提升。

（二）减少社会认同，加剧歧视

社会认同能促进风险分摊，增加人际信任，降低创业形成的交易成本，是影响创业的重要因素（周广肃等，2015；魏下海等，2016）。从收入角度看，最低工资可能通过提升劳动待遇来增强流动人口的城市认同感，减弱迁入地的歧视不公，进而降低流动人口创业难度，提高其创业概率。但从竞争角度看，最低工资导致流动人口就业增加，扩大了流动人口受雇人群，进而加剧本地人和外地人的竞争态势，使双方的矛盾加深，让流动人口在当地创业的难度加大。

为了验证社会认同的中间作用，本文基于 2011年和2012年调查问卷选取“我很愿意融入本地人当中，成为其中一员”这一问题来表示融入意愿，取值越大意味着对该城市的归属感越强烈；使用“感到本地人愿意接受我”来表示接纳程度，数值越大代表感觉本地人越愿意接受自己；本文采用问题“感觉本地人看不起我”的回答来度量歧视，数值越大代表感觉本地人越瞧不起自己。

忠于真实，可以让你不必患得患失。说假话，要看场合、看时间，而时空容易发生变化，假话就得跟着颠三倒四，互相矛盾。回归到真实，就没这种顾虑和担忧。真实可以让你以不变应万变。心底坦然，何累之有？老实人不吃亏，从长远来说，的确如此。

表7中B部分为最低工资与融入意愿、接纳程度和迁入地歧视的回归结果。最低工资每上涨1 000元，会导致当地流动人口融入意愿减少近一半，人们更少得到本地人的接纳承认，更多地感受到本地人的排斥。最低工资显著降低了流动人口的社会认同，负向抑制作用在控制内生性后依然显著。这表明在其他因素不变的前提下，无论是融入本地的意愿，还是本地人的接纳程度，都因为最低工资上涨而显著减少，本地人对外地人的歧视也因为最低工资上调而明显激化。这提升了创业的交易成本，拉高了流动人口创业门槛，进而抑制在流入地的创业行为。

（三）推动地区社会保障发展

本文采用逐步回归方法，分别使用LPM（Linear Probit Model）、LOGIT、PROBIT模型分析月最低工资水平对流动人口个人创业的影响，模型估计结果如表3所示。其中模型1为控制时间效应、流动人口个体特征与家庭特征的回归结果，模型2在模型1的基础上进一步加入地级市宏观经济变量作为控制变量。比较各模型的回归系数发现，解释变量“月最低工资”的影响系数在各模型中均显著为负，最低工资会降低流动人口的创业概率。这个结论与吴群锋、蒋为（2016）利用2011年中国家庭金融调查数据分析月最低工资对家庭层面创业决策影响得到的结果一致，但与周广肃（2017）利用CFPS得到的家庭层面影响系数相反。④如果我们使用小时工资作为解释变量，会发现样本量只有原先的10%，估计结果变成了小时最低工资正向促进流动人口创业。由于样本量缩减太多，我们就没有采用小时最低工资。 发生比odds ratio一般表示倍数关系，大于1的时候是正相关，小于1大于0的时候表示负相关。

第四，最低工资的上涨可能改变人们的观念和关系，进而影响流动人口的创业。最低工资可能造成本地人和外地人的工作竞争，进而恶化了本地人和流动人口彼此的社会认同，激化了本地人对外地人的歧视，因此加大了交易成本，给流动人口在当地创业制造了障碍（周广肃等，2015）反过来看，最低工资也可能通过提升劳动者待遇来增强流动人口的城市认同感，减弱迁入地的歧视不公，进而降低流动人口创业难度，提高其创业概率。

表7中C部分为最低工资与社会保障覆盖情况的回归结果，分别从个人是否参保、地区参保率两个维度分析。第一个维度采用Probit和Ivprobit模型，被解释变量是流动人口个体在流入地是否参加社会保险，解释变量与主回归相同；第二个维度使用OLS和2SLS模型，被解释变量是当年各区域的流动人口参保率，是由参加本地至少一项 “五险”的流动人口数除以该数与没有参加本地任何一项“五险”的流动人口数之和计算得出，解释变量只采用上述回归中的区域层面特征变量以及最低工资，为了避免反向因果，所有区域层面解释变量均采用滞后一期。回归结果显示，最低工资提高了流动个体在本地参保的概率，控制内生性后参保倾向增幅更强烈；从区域层面来看，最低工资显著增加了区域层面的流动人口社会保障覆盖率，即最低工资的确推动了针对流动人口的社会保障的发展。因此，流动人口可能会为了获取社会保障而倾向于受雇就业，因此更少有人选择风险更大的创业。

信度分析显示，校园尺度和城市尺度地方感总量表的α系数均大于0.8，各个分量表的 α系数处于0.731～0.841，说明问卷的信度比较好，具有一定的可靠性。

六、异质性分析

（一）在不同流入地的影响

首先，表8中A部分依据流动人口进入的工作地区分成了市区、城乡接合部与县城、乡镇与农村这三类子样本，选用包含流动人口工作地点的2014年数据进行回归，以探讨最低工资对对于不同工作地的流动人口个人创业的具体影响差异。从回归结果看，在市区里工作时，最低工资上涨会显著促进创业，其中机会型创业概率的增幅更大；在市区以外的地方，最低工资上涨会显著抑制创业，其中机会型创业倾向所受的抑制效应弱于生存型创业，而且在乡镇与农村，最低工资对创业的抑制效应最强，超过在经济较发达一些的城乡接合部与县城。这一发现符合市区作为企业总部和人才中心的定位，可能是因为市区具备的集聚效应和低成本效应抵消了最低工资上涨的冲击，而面对最低工资上涨，市区以外的企业的风险承受能力较弱，容易被挤出市场（Mayneris et al.，2016），进而降低了创业意愿；再加上市区以外工资基数低，同样的最低工资增幅会给个人的就业选择带来更明显的影响。

总之，在高中语文课堂教学中，教师要善于合理、科学地运用信息技术，帮助学生深刻理解课堂知识，拓宽语文知识面，构建高效语文课堂。

（二）对不同性别的影响

其次，为了进一步分析最低工资冲击对企业家精神影响的性别差异，我们划分了两性子样本。由于男性和女性的人力资本、社会待遇、家庭财富支配权以及风险偏好程度各有不同，因此企业家精神存在性别差异（刘鹏程等，2013）。上文基础回归中，我们也发现女性流动人口的创业概率要弱于男性，此外，最低工资上涨给男性和女性带来的就业冲击有所差异，意见尚未统一，或发现女性承受的负面影响比男性更大（杨娟、李实，2016），或指出妇女就业概率反而上涨（马双等，2017）。因此，可以预期，在最低工资上涨冲击下，不同性别的创业决策会发生差异化变动。表8的B部分回归结果显示，在最低工资上涨背景下，最低工资给两性的生存型创业带来的冲击尤其强烈，但无论是开展机会型创业还是生存型创业，最低工资上涨给男性带来的抑制作用都显著弱于女性。女性生存型创业意愿承受的抑制相比机会型创业意愿更严重⑥ 考虑到篇幅，没有显示控制变量回归结果。两性的个体特征对创业可能性的影响都是显著且相似的，唯有家庭月收入和个人月收入差异较大，家庭月收入对男性创业的促进作用相对女性创业更强，但对两性参与哪种类型的创业没有显著差异；个人月收入上涨能提升个人机会型创业，对女性创业的促进作用尤其强烈，个人月收入上涨依然会促进女性投身生存型创业，但抑制男性开展生存型创业。由此可见，家庭经济的支持对女性帮助更小，这可能是因为女性从家庭中获取的经济资助相对有限。女性若要创业，主要依靠自身的收入和财富积累。。

（三）在东中西部的影响

从不同地域来看流动人口创业行为，最低工资的区域梯度可能使其对流动人口创业决策产生区域化差异影响。由于最低工资制定需要参照当地平均工资标准和经济状况，所以在不同地域的最低工资制定标准和执行强度都存在差异。国内研究指出，最低工资在东部地区对就业起抑制作用,在西部地区则没有作用（Fang & Lin, 2013; Ni et al., 2011）。类似地，不同地区的创业环境、成本和禀赋优势也各有差异⑦ 东部12省及直辖市面积小，但大多经济发达，贸易开放程度大，工农业实力雄厚，流入劳动力素质高。中部9省及自治区粮产及矿产丰富，重工业较好，承接东西便于人口流动。西部9省及自治区占过半国土，经济技术最落后，但矿藏丰饶，受政策支援较多。，最低工资影响员工收入，关系到企业选址和流动人口的就业选择，可能带来随区域变化的创业效应。我们依据国家统计局2003年对东中西部的分类标准，划分了三个区位子样本。从表8中C部分可知，最低工资上涨会显著增加流动人口在中部城市的机会型创业和生存型创业，其中机会型创业倾向增幅尤其大，达到了58.5个百分点；而西部城市的两类创业都被最低工资制度抑制，只是对机会型创业影响不显著；相比之下，随最低工资上调，东部城市生存型创业会下降，机会型创业会增加，但该促进效应在10%的统计水平上不显著。由此可见，东部地区就业环境和创业氛围都优于其他区域，具备低成本优势和集聚效应，机会型创业可能受益于最低工资制度完善而上升，而生存型创业可能因最低工资上涨、机会成本上升而下降。但在西部地区，经济技术水平都落后于其他区域，继续上调最低工资标准可能过度干预劳动力市场，不利于企业西迁，会和当地创业政策产生冲突。唯有在中部城市上调最低工资恰好能够促进流动人口在当地创业。

（四）对不同教育程度流动人口的影响

按流动人口的受教育程度来看，上调最低工资对大学以下学历（含小学及以下、初中、高中、专科）会产生显著的创业抑制效应，但对大学及以上学历流动人口的影响在10%的统计水平上不显著。根据表8中D部分，小学及以下学历的流动人口开展两类创业对最低工资上调是最敏感的，随着学历上升，最低工资的创业抑制作用会逐渐削减，直到大学及以上学历变得不显著受其影响，甚至可能因此促进机会型创业。最低工资每上涨1 000元，小学及以下学历的流动人口会收缩57.8%的机会型创业意愿和50.4%的生存型创业意愿。相比之下，大学及以上学历创业意愿会因最低工资上而上涨15.5个百分点，但是影响不显著。

（五）对有无房产的流动人口的影响

房产在抵御创业风险、资产保值、提供生活保障上具有不可替代的作用，因此可以预期，是否在流入地具有房产会显著影响最低工资和创业的关联。由表8中E部分可知，没有房产的流动人口会受到最低工资显著的创业抑制效应影响，最低工资每上涨1 000元，没有房产的流动人口会减少43.4个百分点的机会型创业意愿以及48.3个百分点的生存型创业意愿。相反，有房产的流动人口进行生存型创业的意愿只减少了19.5%，进行机会型创业的意愿甚至增加了0.2%，而且影响不显著。可能的解释是房产增加了创业的筹码以及决心，提升了流动人口创业的融资能力，即使遭遇最低工资的负面冲击，依然能够依靠较为稳固的现金流来应对；另外，拥有房产往往能够延长人们的居住时间，进而提高了创业持续性的预期（宁光杰、段乐乐，2017）。

因此为了做好转基因食品的安全把控，行业人员要不断加大对转基因食品分析检测技术的研究，努力研发出系列技术。本文现结合具体情况对转基因食品分析检测技术进行研究。

七、结论

本文依据2011-2016年流动人口动态监测数据和区县层面的最低工资标准数据，运用probit和Ivprobit方法研究了最低工资标准上调和流动人口创业倾向变化的关联。实证结果发现：首先，最低工资上涨会对流动人口的创业产生负面影响，其中机会型创业与生存型创业都显著受抑制。具体来看，控制其他条件不变，最低工资标准每上调1 000元，将导致流动人口生存型创业下降43.0%，机会型创业下降33.4%，抑制效应在生存型创业中更加明显。使用2004年最低工资最初推行的标准以及“同一省内除本区县外的其他区县的当年平均最低工资标准” 作为2010-2015年最低月工资的工具变量，我们发现控制内生性后，结果变得更稳健，影响更强烈；从不同收入看最低工资对创业的影响，收入处于最高25%的个体受影响最小，而其他收入阶段都受到了明显，处于50%－75%的人群受抑制尤其明显。其次，最低工资上涨除了通过提高收入来影响流动人口创业的潜在机制以外，还能够通过促进流动人口就业来抑制当地创业，通过恶化社会认同来提高创业难度，通过推动社会保障来降低创业必要性。此外，异质性分析发现，最低工资会促进在市区工作、中部地区的流动个体创业，显著抑制市区以外工作地点、大学以下学历、无房产、西部地区的个体创业，在大学及以上学历、东部地区和有房产的流动人口进行机会创业型中时常不显著，女性比男性受到最低工资更强烈的创业抑制效应影响。

整体来看，最低工资过高的增幅会显著抑制流动人口的创业意愿，这告诉我们，政府在制定新的最低工资标准时，需要考虑流动人口的创业状况。与其用政策倒逼人们创业，不如因地制宜，针对当地企业经营和个人发展状况，合理调节最低工资增速，解决好政策冲突的问题。只有提供适宜的劳动力市场环境，减少创业政策的执行成本，才能更好地孵化出优秀的公司和企业家。

我国是农业大国，水资源和土地资源的时空分布不均。灌溉对我国的粮食生产和粮食安全具有重要的作用，灌溉农田的粮食产量一般可占粮食总生产量的70%左右[1-2]。北方灌区农作物需水期降水量偏少，需要引水灌溉，因此确定合理的灌溉水量对于灌区的水资源管理和灌区建设具有重要的作用[3-4]。尤其是在全球气候变化背景下，灌区内的降水和蒸发会发生一定的变化，从而改变灌区的水文循环过程和水量平衡，进而引起灌区内水资源管理的改变[5-6]。

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