早期饥荒经验对个体自营职业选择的影响_队列研究论文

幼年饥荒经历对个人自雇选择的影响，本文主要内容关键词为：饥荒论文,幼年论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。

      JEL分类号：D12，D14，J24 文献标识码：A 文章编号：1002-7246(2015)05-0018-16

      自雇者在推动经济发展和技术进步中起到了巨大的作用，他们是创新和改革的源泉。熊彼特首次在其书中(Schumpeter，1942)阐述了企业家如何起到促进竞争和完善市场的作用。此后的研究也发现，企业家在推动创新和技术发展中起到了重要的作用(Acs and Audretsch，1988，Kortum and Lerner，2000)。然而对自雇群体的实证研究非常有限，我们尚未完全理解影响个人自雇选择的决定性因素(Poschke，2013)，尤其是自雇者的个体特征差异在其中扮演了什么角色。因此，本文试图回答的研究问题是：个人的幼年经历如何影响其成年后的自雇选择。

      已有文献将影响自雇的重要因素大致分为三类(Djankov et al.，2006)：第一类是经济、政治和法律机构对自雇活动的促进和限制作用；第二类是社会关系网络对自雇选择的影响；第三类研究自雇者个体特征的影响，如对待风险的态度、个人自信程度等等。

      现有针对国内自雇的研究主要集中于前两类。比如，Lu and Tao(2010)发现中国的制度环境(包括私有财产保护和协议执行)不利于私营企业的成立和发展。相应地，Yueh(2009)发现有一定社会关系的人会更倾向于自雇，因为这种社会关系可以在模糊的制度下帮助他们。吴晓刚(2006)研究1978年到1996年中国不同社会阶层面对市场转型过程中自雇机会的反应。Wang(2012)发现家庭信贷约束对自雇选择有很大影响，房产改革通过抵押信贷渠道推动国内自主经营的发展。与以往研究不同的是，本文试图填补第三类研究，从个体幼年经历的视角理解个人选择自雇活动的决定因素。

      为什么我们认为幼年经历会影响个体的自雇选择？幼年的经历可能会对个体此后的认知偏好产生很大的影响①。Becker(1992)曾有如下阐述：“每个人生下来也许并非白纸一张，而是带着幼儿时代有限经历的印记。这些经历将通过形成习惯、嗜好和传统来潜移默化地影响青少年和成年后的偏好和选择。”由于自主经营往往需要个人具备更多的风险承担意愿和风险承担能力，幼年经历会通过转变人们对待风险的态度和偏好，改变其选择自主经营的意愿和可能性。另一种可能是自主经营需要不同于其他职业的技能和健康水准，幼年经历恰好改变了人们这方面的人力资本积累，人们是否选择自雇的意愿进而发生变化。

      我国1959～1961年的大饥荒为实证检验本文的研究问题提供了一个合适的自然实验(Chen and Zhou，2007)。我们使用2010年中国家庭追踪调查(CFPS)横截面数据检验了幼年饥荒经历对个体自雇选择的影响。由于1959～1961年全国不同省份的饥荒严重程度存在很大差异且这种差异对个人而言是外生的，同时又由于不同出生队列经历饥荒的年龄不同，因此我们可以使用双重差分模型来估计个体的幼年饥荒经历对其未来是否选择自主经营的影响。实证结果表明，如果幼儿时期和青少年时期经历更为严重的饥荒，这类人就越不倾向于选择自主经营。诚然，一些因素可能挑战这一发现，比如不同出生队列面临的经济环境不同，也许经历饥荒的那队人刚好在就业时面临着较差的就业环境只好选择自雇，或者个人择业存在机会成本的差异。为此，我们在原有估计的基础上继续加入衡量经济发展、就业环境以及机会成本的指标，回归结果显示，即便在控制这些变量之后，我们的主要结果依然成立。当我们将观测样本换成为其他与饥荒无关的人群时，发现影响消失，说明经历饥荒的出生队列不愿选择自主经营的结果确实是由饥荒带来的，而非其它因素造成的。为了更好地理解可能的影响渠道，首先检验人力资本是否能够解释这一结果，在控制了与人力资本有关的变量后，结果依然显著，说明人力资本不是主要影响渠道。然后我们试图理解风险偏好的作用，然而风险偏好无法直接测度，我们从金融投资的角度考察幼年经历饥荒的人对金融风险的偏好，发现他们更不愿持有债券、股票和基金。这一证据反映出幼年的饥荒经历使这群人表现出较高的风险厌恶程度和较低的风险承担能力，这可能与他们在职业选择时的风险偏好是一致的。

      本文的贡献主要体现在三个方面。首先，本文从一个新的角度切入，丰富了国内关于自雇的影响因素的研究。其次，本文讨论了幼年经历对长期风险偏好的影响。国内研究个人早期经历如何影响风险偏好的形成这一话题的文献较少，程令国和张晔(2011)是个例外。他们研究发现早年经历饥荒的人具有高储蓄率的倾向，并将高储蓄率归因于两方面：一是早年形成的节俭消费习惯，二是非理性的预防性心理动机，这与本文所阐述的风险偏好假说是一致的。本文从个人职业风险选择的角度理解个人幼年饥荒经历的影响。最后，本文试图理解大饥荒经历对职业选择的影响，与以往大饥荒的研究侧重身体健康、人力资本及经济收入的层面(Currie and Vogl，2012)不同。

      本文余下部分安排如下：第二部分对本文的研究设计及主要假说进行阐释；第三部分介绍了数据来源和样本选择，并给出变量描述性统计；第四部分详细阐述了主要结果与稳健性检验，并讨论了影响渠道；最后总结全文。

      二、研究设计和理论假说

      幼年经历是否会影响个人的自雇选择在实证检验中存在着巨大的困难。这是因为个人幼年经历是内生的，与其成长的家庭、经济环境都有很大关联，而这些家庭、经济环境可能直接决定着其未来的选择，这意味着简单地估计幼年经历对其成人后工作选择的影响会存在估计偏误。而我国1959～1961年大饥荒则从极大程度上解决了幼年经历可能带来的内生性问题②。关于这一点，Chen and Zhou(2007)给出了充分的理由：首先，饥荒是一场突发且外生的自然冲击。虽然关于饥荒的主要原因有着很多的争论，但是不可否认的是1959～1961年我国粮食产量突然且急骤地下降是导致饥荒的直接原因。其次，自1949年以来我国经历一系列政治变动，如土地改革、农村集体化、大跃进运动、三大改造(农业社会主义改造、手工业社会主义改造和资本主义工商业社会主义改造)等，土地没有私有权，私营企业已过渡至全民所有制，各个公社、社区间几乎是同等平等的。另外，中国的户籍制度限制了人口的流动，使得人们不可能选择逃离灾区来避免这场突如其来的灾难。因此个体出生地与其成长的环境往往是相同的，不会在灾难面前存在内生性问题③。以上三点基本保证了大饥荒的经历对那代人而言是个外生冲击且不存在内生性问题④。

      本文的研究设计巧妙地运用大饥荒这一外生冲击来检验幼年经历对自雇选择的影响。我们认为个人幼年饥荒经历影响自雇选择的渠道有以下两个⑤：

      第一，幼年大饥荒经历深刻影响着人们的偏好和信念形成(Becker，1992)，从而改变他们未来选择的职业。我国1959～1961年的全国性大饥荒带来死亡率的急剧上升(1956～1958年全国平均死亡率只有1.1%，而在饥荒期间的1959，1960和1961年分别上升至1.4%、2.5%以及1.4%(Chen and Zhou，2007)，整整影响了现在55岁以上的一代成年人，幸存人群主要通过减少粮食消费来应付饥荒。童年粮食短缺的记忆使他们形成了节俭的消费习惯和预防性的高储蓄倾向(程令国和张晔，2011)。幼儿时期和青少年时期是偏好和性格的形成时期，幼年经历大饥荒的这代人过早地体验到生存的艰难，形成他们不愿承担过多风险的习惯。

      而理论和实证文献都证实自主经营与风险承担之间存在很强的联系。Kihlstrom and Laffont(1979)在一般均衡框架下证明风险厌恶度低的人会选择自主经营。Cramer et al.(2002)使用荷兰Brabant追踪调查数据通过实证检验发现风险厌恶与自主经营之间具有很强的负相关性。国内学者段锦云和王重鸣(2010)通过采样调查也发现创业倾向高的个体更倾向于冒险。因自主经营本身充满风险，选择自主经营的个人往往具有很高的风险承受能力。因此，对于自主经营这类高风险职业，幼年经历过饥荒的人往往害怕面对经营失败所带来的生活困境，从而不愿选择自主经营。

      第二，幼年饥荒经历严重影响那代人的人力资本积累，进而影响他们选择自主经营的可能性。Chen and Zhou(2007)发现若没有大饥荒，1959年出生的人平均身高能提升3.03厘米。Meng and Qian(2009)进一步证实了幼年经历饥荒对成年后的体重、体重身高比及教育有负面影响。自雇可能需要更高的人力资本，且Poschke(2013)发现教育水平与选择自雇存在着相关性，从而使得幼年经历饥荒的那代人由于人力资本较低的缘故而更不可能选择自雇。

      基于以上的分析，我们提出如下假说：

      假说一：个人幼年饥荒经历会降低自雇选择的概率。

      假说二：在控制人力资本变量的情况下，个人幼年饥荒经历对自雇选择的影响会显著下降。

      假说三：幼年的饥荒经历提高了个体的风险厌恶程度，降低了个体的风险承担能力，进而减少了其成年后选择自雇的可能性。

      三、数据来源、样本选择及变量描述性统计

      本文所使用的个体和家庭数据来自中国家庭追踪调查(CFPS)，该数据跟踪调查了全国25个省(市、自治区)14000多户家庭，2010年正式初访，2012年对这些家庭进行追访。调查内容涵盖家庭结构、人口特征和收入支出等各方面信息。

      本文主要采用2010年初访数据，原因有三：(1)初访与追访相隔仅两年，很多本文所关心的人口特征并未发生很大变化，如个人自雇选择；(2)追访数据(2012年)存在部分缺失，初访数据中家户信息更全面；(3)年幼经历饥荒的那批群体在2012年已接近退休年龄，会对个人自雇选择产生一定影响⑥。考虑到随着年龄增长个人风险偏好会随之改变，为保证样本的相对可比性，我们还将样本限制在42-65岁这个年龄段。另外，我们仅选择12岁前没有离开出生地的个体以避免个体迁徙导致幼年成长环境的变化⑦。最后，我们将研究样本集中在城镇地区⑧，且由于我们着重考察个人的职业选择，失业人群不在我们样本考虑范围内⑨。经过上述筛选，本文样本包括3133个城镇个体。

      本文所关心的被解释变量为个体是否选择非农自雇，定义为虚拟变量Selfemp：如果个体的主要(占用时间最多)工作性质为“自主经营”，则认为他是非农自雇，虚拟变量取1；如果为其他选项“在单位工作”，那么虚拟变量取0。

      为刻画不同年龄段的饥荒经历，我们根据个人出生年份定义五个不同的出生队列Cohort0-Cohort4。他们是出生于饥荒后四年以上(Cohort0：1965～1968)、出生于饥荒后三年(Cohort1：1962～1964)、出生于饥荒时(Cohort2：1959～1961)、出生于饥荒前三年(Cohort3：1956～1958)和出生于1955年前(Cohort4：1945～1955，图示见图1)⑩。Cohort2-Cohort4分别对应个人在大饥荒中所处的生命阶段：婴儿期(0～3岁)、幼儿期(3～6岁)和童年-青少年期(6～17岁)。

      

      图1 个人出生队列的划分

      大饥荒时不同省份的饥荒严重程度存在很大差异，我们参考Chen and Zhou(2007)采用各省的超额死亡率(EDR)作为衡量该省饥荒严重程度的指标(11)。各省的超额死亡率定义为该省饥荒三年(1959～1961年)的平均死亡率减去饥荒前五年(1954～1958年)的平均死亡率。图2给出了各省大饥荒时的超额死亡率，可以看出不同地域间的差异很大，受饥荒影响最严重的有重庆、四川、安徽、贵州，受影响最弱的是内蒙古、山西、浙江、上海。

      

      图2 全国各省超额死亡率(单位：百分比%)

      表1-1分别列出了城市样本中不同出生队列的变量均值(变量定义见表1-2)。可以发现，城市的非农自雇比例约为17%，随着个体年龄上升，非农自雇比例有所下降，而年龄较大的出生队列恰好是年幼时经历过大饥荒的那批人。虽然很自然想到这样显著的下降是否与其早年的饥荒经历有关，但描述性统计能提炼的信息有限，我们下面将对数据进行更严谨地分析以检验我们的假说是否正确。

      

      

      四、回归结果

      (一)主要模型设定与结果

      大饥荒作为一个外生冲击，为估计个人幼年饥荒经历对其自雇选择的因果效应提供了可能。我们借鉴Chen and Zhou(2007)的模型设定，使用跨省份和出生队列的变化构造双重差分模型(Difference-in-difference，DID)：

      

      其中，被解释变量

为虚拟变量，代表第i个个体是否为自主经营，如果是则虚拟变量取1，否则取0，该个体所属省份为p，出生队列为k。截距项α代表出生队列Cohort0的固定效应。Cohort0是基准出生队列，

是第k个出生队列(Cohortk)对应的虚拟变量，每个出生队列对应的出生年份详见图1。

指第p个省在饥荒期间的超额死亡率，衡量了该省的饥荒严重程度。

是出生队列k与饥荒严重程度

的交互项前的系数，代表出生队列k的个体受饥荒的长期影响。根据解垩(2012)中对自雇决定因素的分析，我们还控制了其它变量

，包括个体特征(性别、教育年限、婚姻状况)和家庭特征(家庭抚养比、家庭规模)，变量定义详见表1-2。

      根据本文的假说，个人幼儿和青少年时期所经历的饥荒经历应对其未来自雇选择有负向的影响，因此我们期望饥荒期间处于幼儿和青少年生命阶段的群体(Cohort3与Cohort4)与饥荒严重程度的交互项前的系数为负值。

      

      我们在表2中报告了主要模型的回归估计。三列回归仅控制变量不同，基本结果很接近。主要回归系数中仅Cohort4与饥荒严重程度的交叉项前的系数显著为负(在1%的水平下显著)，其他出生队列与饥荒严重程度的交叉项前的估计均不显著异于零。从经济意义的角度看，对6～17岁经历饥荒的群体来说，饥荒严重程度由其平均水平增加一个标准差，他们选择自主经营的可能性平均降低0.78%(12)。

      为考察幼儿时期和青少年时期经历大饥荒的两类人群是否更不愿选择自主经营，我们使用卡方检验检验Cohort3、Cohort4与饥荒严重程度的两个交叉项是否联合显著。表2中倒数第三行给出结果，该联合卡方检验都在5%～10%的显著性水平下显著，因此我们认为幼儿时期和青少年时期经历过大饥荒的个体选择自雇的可能性更低。

      (二)稳健性检验

      虽然主要回归结果得出了饥荒影响了自雇选择的结论，但这个估计潜在的问题是，可能有一些地区特征变量被遗漏，从而导致不同省份的个体在某些出生队列上出现显著的差异。首先可能遗漏的变量是自雇的外在机遇和条件。如果一个人在最有可能选择自雇的年龄遇到相对有利的经济环境，那么他更有可能选择自雇。根据Wang(2009)的测算，中国的自雇者最可能在离开学校后的第十年开始自主经营。由于每个个体完成学业的年龄包含很多内生性，本文选择28岁为最可能选择自雇的年龄代理(13)。为排除外在大环境所带来的自雇机遇这一可能性对我们结果的影响，在回归中加入“宏观经济环境”来控制每个个体在最可能选择自雇时所在地区的经济发展机遇。这个变量是每个个体在28岁时他所在省份的GDP增速，反映当时当地的经济发展情况，经济发展的越快的地区有更多的自雇机遇。

      考虑宏观经济环境后，回归结果如表3第一列所示。与我们的预测一致，经济发展速度对自雇的影响的符号是正的，虽然不显著。在考虑了个体潜在的外部机遇后，基本结果没有发生变化，Cohort4与饥荒严重程度的交叉项显著为负。联合检验Cohort3、Cohort4与饥荒严重程度的两个交叉项发现，该检验卡方值在5%的显著性水平下显著。

      其次，我们考虑外部就业机会对自雇行为的影响。如果个人在就业年龄遇到非常不利的外部就业条件，如就业岗位很少等，那么他也更有可能选择自主经营。因此，为排除我们所看到的显著性是由于个人就业当年所遇到的外部环境带来的，我们在回归中进一步加入“就业严峻程度”这一控制变量。就业严峻程度定义为，每个个体在28岁(14)时他所在省份的在职职工人数占该省总人口的比例，这个比例越低说明该省那年的就业越严峻。对每个个人而言，就业严峻程度是不随时间变化的，刻画了他当时初次择业时所面临的就业环境。

      加入就业严峻程度后，回归结果见表3第二列。就业严峻程度的影响是显著为负的，这很好理解，就业形势严峻时，个人能找到雇佣工作的可能性系统减小，为了生存他们不得不选择自雇活动，即自雇的概率会随着职工人数占人口比重的下降而上升。即使我们考虑了就业严峻程度，基本结果没有发生变化，Cohort4与饥荒严重程度的交叉项显著为负。交叉项的估计值与表2中的结果较接近。联合检验Cohort3、Cohort4与饥荒严重程度的两个交叉项也在5%的显著性水平下显著。若我们将就业严峻程度换成样本所对应的2010年的各省的失业率放入回归中，我们发现结果依然不变，如表3第三列所示。

      进一步地，我们还控制了两个从报酬角度衡量的自雇的机会成本。如果自雇个体选择被雇佣，那么他的薪水水平可以最好地反映其机会成本，但事实上我们不能观测到他的薪资，因此我们希望通过被雇佣的群体来预测自雇群体的工资和收入水平。预测的方法是，对被雇佣群体预测Mincer工资和收入决定方程(15)，然后根据该方程预测自雇个体如果选择被雇佣时的工资和收入，这是给定了该个体的人力资本输入项后估计出的工资和收入水平，是对其工资和收入水平的合理估计。控制了预测出的工资或收入后，结果在表3中第四列和第五列。从结果中我们可以看到，虽然预测的工资与自雇概率没有显著相关性，但预测的收入与自雇概率有着显著的正相关性，且在控制预测收入后我们关注的交叉项系数绝对值有所下降，说明机会成本确实可能对估计结果有所影响。但是，即便在控制这些机会成本衡量后，回归结果与前面两列基本一致。因此，我们可以认为某些地域或个体特征，如外在选择和机会成本，并不是解释我们结果的主要原因。

      

      此外，我们参考Chen and Zhou(2007)做另一个稳健性检验。其想法是，如果我们估计出的效应是由某个遗漏的系统性变量所引起的，且这个变量在饥荒前后都发挥作用，那么如果选取饥荒后的样本运用上述DID方法重新估计应发现与表2相似的结果。而如果不存在上述遗漏变量的问题，那么对于饥荒后出生的各个队列而言，饥荒严重程度应与其是否选择自雇无关。

      为检验这个假设，我们选择年龄在18～40岁且不在上学的人群，这一样本组中的人群均没有经历饥荒，且与原样本完全不重合。类似地，我们将他们以五岁为一组分为四个队列，把1970～1975年出生的群体作为基准组。基本回归结果见表4的第一列，其中队列1(1976～1980)与饥荒严重程度的交叉项显著，这与我们的假设不符。但对这代人而言，“富二代”现象严重，很多人选择自雇很大程度上受父辈自雇的影响。为排除这个可能，我们又控制了一个虚拟变量，父母是否自雇，即该个体的父亲或母亲如果自雇则取1。结果如表4第二列所示，父母自主经营对小孩选择自雇的影响非常大。在控制了这个变量后，我们发现原来显著的结果都消失了，所有出生队列与饥荒严重程度的交叉项均不显著，与我们的假设一致。

      一个自然的问题是，表2的基本结果是否也受遗漏“父母自雇”这一变量的影响。我们认为对1975年前出生的那辈人而言，这个影响是很小的。从建国到七十年代结束，我国都处于计划经济时代，人们的社会地位和财富都保持非常相似的水平。首先，那代人的父辈并没有太多自雇的机会；其次，他们父辈的财富水平很接近，并不存在财富效应，即父辈没有足够财富积累以帮助他们自主经营。另外，一个实际的问题是中国家庭追踪调查(CFPS)也没有提供他们父辈择业的数据，无法进行实证检验。

      我们的回归结果并不受遗漏变量问题的困扰。可以认为，幼儿和青少年时期经历大饥荒的个体更不愿选择自主经营这一结果是稳健的。

      

      (三)渠道分析

      如前文中所述，我们认为饥荒影响自雇选择有两个可能的渠道：人力资本与风险偏好。

      在这里，我们先来考虑人力资本的影响。以往研究饥荒对人力资本影响的文章Chen and Zhou(2007)发现若没有大饥荒，1959年出生的人平均身高能提升3.03厘米。Meng and Qian(2009)进一步证实了幼年经历饥荒对成年后的体重、体重身高比及教育有负面影响。因此，饥荒可能通过这些人力资本来影响自雇的选择：自雇是一项体力与脑力劳动都强度较大的工作，健康的人可能更有资本选择自雇；而Poschke(2013)发现教育水平与选择自雇也存在着相关性。

      如果这些人力资本因素是影响我们结果的主要渠道，那么在我们的回归中加入这些因素的衡量后，饥荒的影响就会显著地减小甚至消失。但是实证结果并非如此，仅考虑教育的影响因素后，我们的结果成立(见表2中第二和第三列的结果)。如再加入健康方面的因素，结果如表5所示。在表5中我们增加了控制变量身高、BMI(体重(kg)÷身高(m)^2)以及健康状况(问卷中自报的健康情况)作为个人健康状况的衡量。其结果显示我们所关心的交叉项(EDR*Cohort4)前的系数大小仅有微小下降，而且依然在5%的显著性水平下显著，说明健康状况并不是影响我们结果的主要途径。

      如果主要影响渠道不是人力资本，我们试图从风险偏好的角度理解个人幼年的经历对其自雇选择的影响。但风险偏好很难在实证中得到直接衡量，我们只能从侧面给出一些证据。考虑到风险偏好本身还有很多维度可以度量，尤其是金融风险承担(financial risk-taking)。如果风险偏好的假说是正确的，那么他们在金融风险决策中也会表现出风险规避的行为。因此我们进一步检验，幼年经历饥荒的个体是否更不愿进行金融风险投资(16)。回归结果如表6所示。

      表6的第一列展示了金融市场参与的Logistic回归结果，Cohort3～4与饥荒严重程度的交叉项都是在10%的显著性水平下显著为负，且它们的联合检验也显著。这说明幼年经历更严重饥荒的个体更不愿参与风险金融投资，进一步地支持了我们提出的风险偏好假说(17)。上述检验从另一个侧面佐证了风险偏好的假说，幼年经历更严重饥荒的个人更不愿承担风险，这与其自雇选择时的风险偏好一致。虽然所有实证检验都间接表明，风险偏好假说是成立的，但由于我们没法从CFPS中观察到直接度量人们风险程度的指标，我们并不想过度解读它是唯一解释本文结果的渠道。

      

      五、总结性评述

      本文使用中国家庭追踪调查的横截面数据，实证发现大饥荒这一幼年经历会降低个人选择自主经营的意愿。究其内在原因，我们认为更可能是，幼年是每个人性格形成的成长阶段，在这时经历饥荒，挨饿的记忆和风险回避的习惯塑造了他们成年后更倾向于风险厌恶，并在职业选择时表现出更低的风险偏好，即不愿选择自主经营。

      本文试图从个体特征的视角探索个体自雇选择的决定因素，我们认为个人的幼年经历可以通过其风险偏好来影响其自雇选择。不可否认，自雇是经济不可或缺的一部分，因为这一经济活动不仅解决了自雇者的就业问题，还会带来大量的劳动力需求。解垩(2012)显示中国在1989-2009这20年间非农自雇率在10%左右。且我们用CFPS数据计算出城镇居民自雇率随着出生队列变年轻也在不断攀升，到1965-1968这个出生队列时自雇率已高达21%。可见，在中国的经济发展中自雇群体扮演着越来越重要的角色。从而研究自雇选择的决定因素以及探究我国自雇行为的模式与发展趋势对理解中国经济的发展有着重要意义。以往已有学者从中国社会制度等多个宏观层面研究自雇选择的决定因素，而本文则着力于理解微观个体的特征如何影响个体的自雇选择。我们未来的研究方向将会结合个体微观特征和宏观因素来进一步探索中国的自雇行为。

       作者感谢北京大学中国社会科学调查中心(ISSS)提供的数据支持。

      ①Giuliano and Spilimberg(2014)发现18-25岁时经历经济衰退的人群的认知偏好与其他人不同，他们更愿意相信成功来自运气而非努力、更支持政府重新分配以及更可能投票给左翼政党。

      ②在中国当时的计划经济制度下，城镇居民的粮食由政府分配，来源为从农村征购的粮食和进口粮食，其中征购的粮食为主要来源。当中国农村粮食急骤减产时，城镇居民的粮食来源也受到了极大的影响。因此，饥荒不仅发生在中国农村地区，城镇地区也经历了严重的饥荒。只不过农村的人口流动性较城市更差，且饥荒程度较城市更严重。因此，目前对中国饥荒的研究多集中于农村地区。

      ③为确保成长地与出生地相同，我们在处理数据时将成长地发生变动的观测样本剔除，具体可见第三部分中对样本选择的详细解释。

      ④在中国城镇，虽然户籍制度使得人口流动比较困难限制了样本选择的可能性，但是饥荒年份政府对高级干部和著名知识分子实施了特需供应政策，而这一政策很可能会产生样本选择问题。比如那些有特需供应的高级干部家庭中的小孩更有条件在饥荒中生存下来。但是我们认为这个特需供应的政策并不会影响我们的结论，原因有二：一方面，如果是样本选择问题导致了我们的主要结果(经历饥荒的一代更不可能选择自主经营)，那么在没有这个政策的农村我们应该看不到这样的结果，然而数据显示在农村样本中这个结果依然稳健；另一方面，这种特需供应只是当时中央政府照顾高级干部和著名高级知识分子而颁布的政策，受惠面并不广泛，“一般百姓只知道其存在”(参考杨继绳(2012)的相关研究)。

      ⑤在此感谢匿名评审人给出的关于人力资本方面的建议，让我们关于饥荒影响自雇选择渠道的讨论更加完善。

      ⑥有部分青少年经历饥荒的人群在2012年已达到60岁以上，其中自主经营的个人很可能已选择退休。

      ⑦调查问卷询问了3岁和12岁是否未离开出生地，本文保留了都回答没有的个体，即本文选择的样本是整个童年都待在出生地的个体，而童年恰是性格形成的关键阶段。

      ⑧农村样本我们也做了相应的检验，结果与城镇样本相似。考虑到农村劳动力选择自雇作为主要职业的样本较小，且在自雇外工作的可选项很少，基本只有务农一种，这种自雇选择有点特殊，因此在本文中并没有太多的讨论农村地区的自雇。

      ⑨为防止潜在的样本选择问题，我们将正在找工作的人群也纳入样本中，结果依然稳健。

      ⑩根据杨继绳《大饥荒年代的城乡时滞》，城镇地区的饥荒其实比农村地区延迟了10个月左右，那么城镇地区的饥荒实际是发生在1960～1962年间。为消除饥荒延迟时间所带来的不确定性，我们直接把1963～1945年中每一年作为一个出生队列，重新做回归(因篇幅所限，没有报告具体结果，感兴趣的读者可向作者索取)，发现1962年出生的人并不受饥荒的影响，主要受饥荒影响的人群集中在1945～1955年出生的队列，因此我们结果并不受影响。考虑到现有文献中对饥荒年代的定义均用的是1959年-1961年，且即使延迟后也不影响结论，我们的研究就主要采用通用的饥荒年代定义。

      (11)1954～1961年各省死亡率数据摘自Lin and Yang(2000)中表3。

      (12)这里仅解释第一列结果。由于Logit函数是非线性的，为优势比(odds ratio)的对数值，因此直接解释交叉项前的系数不够直观。我们选择直接计算饥荒严重程度和出生队列Cohort4的边际效应(marginal effect)。

      (13)考虑到18岁为成年年龄，同时也是高中或技校毕业年龄，在此基础上加上10岁，即28岁为一个合理的进入自雇的年龄代理。

      (14)选择28岁的理由与前面一致，即进入自雇的年龄代理。

      (15)本文采用的Mincer工资和收入决定方程包含与人力资本有关的解释变量(教育年限、工作经验的一次项和二次项)、行业虚拟变量和省份虚拟变量。

      (16)为检验这一假设，我们使用金融市场参与率来衡量金融风险投资的意愿。这里我们构造四个虚拟变量：是否参与金融市场(FinPart)、是否购买债券(BondPart)、是否购买股票(StockPart)、是否购买基金(FundPart)，从不同角度衡量个人进行风险投资的倾向。其中，参与金融市场的定义为购买了债券、股票或基金中的任何一类金融风险资产。由于是否购买金融资产是CFPS家庭问卷中的内容，在每个家庭层面仅有一个观测，因此我们通过找出该家庭的主事人(即户主)，并将户主的个人信息与家庭层面的金融资产作匹配，最终获得1594个家庭样本。

      (17)表6的后三列根据购买资产的不同，分别对债券、股票和基金进行回归，发现交叉项的符号与我们所预期的一致。考虑到分开后各种金融资产的参与人数非常少，我们不就统计显著性做过多的解释。

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