呂靜 郭沛 程健

摘 要：家庭創(chuàng)業(yè)是實現(xiàn)自主就業(yè)的關(guān)鍵一環(huán)，創(chuàng)業(yè)行為取決于創(chuàng)業(yè)環(huán)境，社會關(guān)系是創(chuàng)業(yè)環(huán)境的重要組成部分。本文以社會關(guān)系為邏輯起點，研究風(fēng)險偏好與家庭創(chuàng)業(yè)的關(guān)系。實證研究發(fā)現(xiàn)：（1）風(fēng)險偏好具有異質(zhì)性，強社會關(guān)系中家庭更偏好風(fēng)險、弱社會關(guān)系中家庭風(fēng)險偏好較弱；（2）社會關(guān)系、風(fēng)險偏好對家庭創(chuàng)業(yè)活動具有顯著的促進(jìn)作用；（3）在強社會關(guān)系中風(fēng)險偏好對家庭創(chuàng)業(yè)活動的促進(jìn)作用顯著大于弱社會關(guān)系中風(fēng)險偏好的促進(jìn)作用。政策制定者應(yīng)該充分關(guān)注創(chuàng)業(yè)者家庭具備的社會關(guān)系和風(fēng)險偏好等特征，充分發(fā)揮社會關(guān)系在家庭創(chuàng)業(yè)決策中的作用。

關(guān)鍵詞：社會關(guān)系；風(fēng)險偏好；家庭創(chuàng)業(yè)；自主就業(yè)

中圖分類號：F830 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1674-2265（2018）10-0022-07

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2018.10.003

一、引言

城鎮(zhèn)家庭的創(chuàng)業(yè)活動，不僅有助于解決就業(yè)問題，而且是城鎮(zhèn)化進(jìn)程的重要引擎，有助于化解經(jīng)濟(jì)下行帶來的城市就業(yè)壓力以及農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化過程中農(nóng)村人口的流出問題，對國家全局發(fā)展具有承上啟下的重要作用。2015年《國務(wù)院關(guān)于進(jìn)一步做好新形勢下就業(yè)創(chuàng)業(yè)工作的意見》中明確指出，當(dāng)年實現(xiàn)城鎮(zhèn)新增就業(yè)人口1000萬以上，實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)和就業(yè)的結(jié)合，以創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新帶動就業(yè)，催生經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展新動力。根據(jù)國家統(tǒng)計局最新數(shù)據(jù)，2016年末全國就業(yè)人員77603萬人，城鎮(zhèn)就業(yè)人員41428萬人，占全國就業(yè)人數(shù)的53.4%，全年城鎮(zhèn)新增就業(yè)1314萬人，占城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)的3.2%，年末城鎮(zhèn)登記失業(yè)率為4.02%。家庭創(chuàng)業(yè)作為城鎮(zhèn)化的重要實現(xiàn)方式，對城鎮(zhèn)化進(jìn)程具有重要的決定作用，對國家戰(zhàn)略布局具有重要的歷史意義。

從已有研究來看，分析創(chuàng)業(yè)行為影響因素的研究主要包括兩大方面：（1）社會資本。社會資本作為創(chuàng)業(yè)環(huán)境的一部分，能夠有效緩解創(chuàng)業(yè)過程中面臨的約束，在我國“關(guān)系社會”的特殊文化背景下，其所處的社會資本環(huán)境與創(chuàng)業(yè)行為間的互動關(guān)系，構(gòu)成了家庭整體的創(chuàng)業(yè)氛圍，對家庭創(chuàng)業(yè)活動具有重要影響（史達(dá)，2011；張成剛等，2015）。目前，國外不少學(xué)者針對個人社會關(guān)系對創(chuàng)業(yè)意向的影響進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)成功者的榜樣作用對創(chuàng)業(yè)意愿具有重要影響（Diankov等，2006；Van等，2006），關(guān)于創(chuàng)業(yè)意愿的研究多是基于個體特征角度（鐘王黎等，2010；石智雷等，2010；朱紅根等，2010；汪三貴等，2010），針對社會關(guān)系對創(chuàng)業(yè)行為的研究相對較少。（2）風(fēng)險偏好。國外現(xiàn)有研究表明，個人風(fēng)險厭惡程度越低，從事創(chuàng)業(yè)的可能性越高，反之則更傾向于選擇就業(yè)。與之相反，另一種觀點認(rèn)為個人越偏好風(fēng)險創(chuàng)業(yè)積極性越低。Hans K等（2014）通過對風(fēng)險偏好程度的劃分，分析了風(fēng)險偏好與創(chuàng)業(yè)行為之間表現(xiàn)出的異質(zhì)性。但是，現(xiàn)有研究的大多數(shù)觀點認(rèn)為風(fēng)險偏好對創(chuàng)業(yè)行為具有促進(jìn)作用，風(fēng)險偏好者更有可能成為創(chuàng)業(yè)者（Gramer，2002；Frijters等，2011）。對風(fēng)險偏好對創(chuàng)業(yè)活動的影響尚未形成一致認(rèn)識。

現(xiàn)有研究成果對本文有重要的啟示作用，但還存在一些改進(jìn)空間：（1）已有文獻(xiàn)主要從社會資本角度對創(chuàng)業(yè)行為進(jìn)行研究，但對社會關(guān)系中“強關(guān)系”和“弱關(guān)系”的關(guān)注還不夠；（2）現(xiàn)有研究有關(guān)風(fēng)險偏好與創(chuàng)業(yè)行為的關(guān)系尚且存在爭議；（3）現(xiàn)有的研究對象多為個人創(chuàng)業(yè)，從城鎮(zhèn)家庭層面的研究還較少。基于上述考慮，本文利用中國家庭金融數(shù)據(jù)庫（CHFS）2011年調(diào)查的數(shù)據(jù)，分別從社會關(guān)系、風(fēng)險偏好對城鎮(zhèn)家庭創(chuàng)業(yè)活動的影響因素進(jìn)行分析，為實現(xiàn)城鎮(zhèn)自主就業(yè)、大眾創(chuàng)業(yè)提供一定的經(jīng)驗參考。

二、研究機(jī)理

在Granovetter（1983）提出的“弱關(guān)系”假說、LIN NAN（1992）和Yanjie Bian（1997）的“強帶修正”理論中，對強弱社會關(guān)系進(jìn)行了統(tǒng)一的概念界定，并對強社會關(guān)系和弱社會關(guān)系作用機(jī)理進(jìn)行了系統(tǒng)分析，認(rèn)為“強社會關(guān)系”是指基于“血緣”與“地緣”關(guān)系的親屬朋友之間的高交集、高密度的社會關(guān)系，“弱社會關(guān)系”則是指基于“業(yè)緣”關(guān)系的熟人之間的低交集、低密度的社會關(guān)系。以此為研究基礎(chǔ)，本文探究了社會關(guān)系強弱作用下，風(fēng)險偏好特征及其對創(chuàng)業(yè)的作用機(jī)理。

（一）社會關(guān)系對家庭創(chuàng)業(yè)活動的促進(jìn)作用

社會關(guān)系對家庭創(chuàng)業(yè)活動的影響機(jī)制主要表現(xiàn)在社會關(guān)系中的示范效應(yīng)、“信息橋”作用以及交易成本優(yōu)勢等方面，緩解了家庭創(chuàng)業(yè)面臨的信息約束，提高了家庭創(chuàng)業(yè)的積極性。

1. 示范效應(yīng)是指感知的強社會關(guān)系支持形成的示范效應(yīng)有利于促進(jìn)家庭的創(chuàng)業(yè)活動。社會關(guān)系作為社會資本的一部分，包括社會結(jié)構(gòu)中的行為規(guī)范等特征，有助于社會網(wǎng)絡(luò)中的群體完成共同的任務(wù)、促進(jìn)集體行動的規(guī)范和信任網(wǎng)絡(luò)，形成良好的示范效應(yīng)（張克中，2010；Coleman，1988）。具體表現(xiàn)為：社會網(wǎng)絡(luò)中的強社會關(guān)系特別是家人的態(tài)度會影響個人對創(chuàng)業(yè)態(tài)度的評價，來自家人、朋友的情感支持及幫助對于創(chuàng)業(yè)者克服資源約束具有重要作用（蔣劍勇等，2012；Lex等，2008）。

2.“信息橋”作用是指社會關(guān)系的網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)具有信息收集和資源獲取的功能，使得潛在企業(yè)家具有識別創(chuàng)業(yè)機(jī)會、獲取創(chuàng)業(yè)所需資源和創(chuàng)業(yè)相關(guān)的隱性知識等優(yōu)勢（Stuart等，2005；鄭山水，2017）。Granovetter（1985）將社會網(wǎng)絡(luò)定義為企業(yè)間為了共享信息和解決問題而建立起的相互信任、緊密聯(lián)系的嵌入性互動關(guān)系，基于社會網(wǎng)絡(luò)“信息橋”建立起來的信任、機(jī)會識別等有效降低了創(chuàng)業(yè)過程中面臨的信息約束和交易成本等制約（Uzzi等，1996）。通過社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)中的“信息橋”使得家庭具備獲取創(chuàng)業(yè)需要的人力資本、金融資本和社會資本等優(yōu)勢，增加了獲取各種創(chuàng)業(yè)機(jī)會和知識的可能性（林南，2004；Slotte，2010）。

3.交易成本優(yōu)勢。Putnam（1993）認(rèn)為，社會資本的人際網(wǎng)絡(luò)、規(guī)范和信任等特征，更有利于人們?yōu)榱藢崿F(xiàn)共同利益達(dá)成一致協(xié)議，通過社會互動的協(xié)調(diào)降低交易成本，提高社會效率。Lin（2010）指出社會資本是通過社會關(guān)系獲取的資源，通過關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，行動者之間不僅能互通信息，也可以彼此交換資源，從而降低行為目標(biāo)實現(xiàn)過程中的交易成本。因此，社會關(guān)系作為社會資本的一種表現(xiàn)形式，其交易成本優(yōu)勢提升了家庭選擇創(chuàng)業(yè)的動機(jī)。

（二）強弱社會關(guān)系中風(fēng)險偏好異質(zhì)性

強社會關(guān)系和弱社會關(guān)系中風(fēng)險偏好表現(xiàn)出的異質(zhì)性（Diankov等，2006），具體解釋為性格和認(rèn)知能力。近年來，國外很多學(xué)者開始研究人的性格和認(rèn)知能力等心理要素對人的經(jīng)濟(jì)行為產(chǎn)生的影響，建立以效用論為基礎(chǔ)、心理要素為參數(shù)的性格和認(rèn)知能力的模型（Lex等，2008）。在農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的研究中表明，人際交往頻率低的個體，社會關(guān)系更弱，性格更加保守并且缺乏創(chuàng)業(yè)主動性；反之，強社會關(guān)系下，參與創(chuàng)業(yè)的個體具有更強烈的冒險精神，參與創(chuàng)業(yè)的積極性更高（陳波，2009）。此外，Hans K等（2014）通過對風(fēng)險偏好程度進(jìn)行劃分，分析了過度自信導(dǎo)致的風(fēng)險偏好的異質(zhì)與創(chuàng)業(yè)行為之間的差異 。

[社會關(guān)系][風(fēng)險偏好][強弱社會關(guān)系][風(fēng)險偏好異質(zhì)性][家庭創(chuàng)業(yè)活動的差異][家庭創(chuàng)業(yè)活動][交易成本][信息橋][示范效應(yīng)][示范效應(yīng)][信息橋][交易成本][穩(wěn)定的性格和認(rèn)知]

圖1：對比強弱社會關(guān)系對家庭創(chuàng)業(yè)活動的作用機(jī)理

綜上，盡管較強的社會關(guān)系能夠更好地發(fā)揮“示范效應(yīng)”和“信息橋”作用，同時家庭擁有的“交易成本優(yōu)勢”可能會對家庭創(chuàng)業(yè)活動產(chǎn)生積極影響（如圖1左圖），但是強社會關(guān)系和弱社會關(guān)系中家庭創(chuàng)業(yè)活動具有明顯的差異，本文將這一現(xiàn)象的產(chǎn)生歸結(jié)為：“強弱社會關(guān)系中群體相對穩(wěn)定的 ‘性格和認(rèn)知使得其風(fēng)險偏好是異質(zhì)的”，而家庭風(fēng)險偏好的異質(zhì)進(jìn)一步導(dǎo)致了家庭創(chuàng)業(yè)活動的差異（如圖1右圖）。

三、 模型設(shè)定與變量說明

本文采用西南財經(jīng)大學(xué)2011年開展的中國家庭金融調(diào)查的微觀數(shù)據(jù)，該調(diào)查涵蓋了全國25個省（市、自治區(qū)）、80個縣、320個社區(qū)共8438個樣本，包括了家庭人口統(tǒng)計特征、資產(chǎn)與負(fù)債等方面的微觀信息，全面反映了家庭金融的基本信息。在剔除樣本數(shù)據(jù)缺失值①后，剩余樣本6035戶，有效樣本比例71.5%。

（一）模型設(shè)定

現(xiàn)有研究大多采用工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營衡量家庭創(chuàng)業(yè)活動（郝朝艷等，2012；張玲玲，2017）。本文參考現(xiàn)有研究使用家庭是否從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營衡量家庭創(chuàng)業(yè)活動，作為家庭創(chuàng)業(yè)活動的衡量指標(biāo)。根據(jù)CHFS2011問卷相關(guān)問題設(shè)計，本文將家庭創(chuàng)業(yè)活動設(shè)置為虛擬變量，記作家庭從事創(chuàng)業(yè)活動=1，其他=0。當(dāng)被解釋變量為0—1變量時，可利用Logit模型、Probit模型或線性概率模型（LPM）進(jìn)行回歸分析。其中，線性概率模型得到的預(yù)測值可能出現(xiàn)大于1或小于0的情況，Probit模型要求樣本服從正態(tài)分布，與Logit模型一般可互換，而Logit模型在分析0—1受限因變量中更具有普遍性。

因此，本文采取Logit模型估計社會關(guān)系、風(fēng)險偏好對家庭創(chuàng)業(yè)活動的影響，并使用LPM和Probit模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，其基準(zhǔn)模型設(shè)定如下：

[probCP=1=β0+β1snk+β2risk+βxX+ε] （1）

其中，CP表示家庭是否從事創(chuàng)業(yè)活動，snk、risk分別衡量家庭的社會關(guān)系和風(fēng)險偏好，X表示控制變量，[ε]為誤差項，[β0]為常數(shù)項，[β1、β2、βx]為對應(yīng)因素的系數(shù)。

為了進(jìn)一步分析在不同社會關(guān)系的作用下，風(fēng)險偏好對家庭創(chuàng)業(yè)活動的影響，本文分析社會關(guān)系與風(fēng)險偏好的交互作用，得出如下替代模型：

[probCP=1=β0+β1snk+β2risk+δsnk×risk+βxX+ε]

（2）

其中，[δ]為社會關(guān)系和風(fēng)險偏好的交互項對家庭創(chuàng)業(yè)活動影響分析的系數(shù)。

（二）變量說明

1. 社會關(guān)系。在社會關(guān)系測度方面，許承明（2012）使用了人際交往中禮金收支衡量社會關(guān)系中的親疏遠(yuǎn)近，并將其作為社會關(guān)系的測度標(biāo)準(zhǔn)。此外，現(xiàn)有研究以中位數(shù)作為劃分社會關(guān)系強弱的標(biāo)準(zhǔn)，將禮金收支高于中位數(shù)的個人歸為“高社會網(wǎng)絡(luò)組”，其余歸為“低社會網(wǎng)絡(luò)組”（陳怡安等，2015）。本文按照社會關(guān)系強度對家庭的社會關(guān)系進(jìn)行劃分，記作虛擬變量snk，強社會關(guān)系=1，弱社會關(guān)系=0。其中，選擇家庭禮金收支衡量家庭社會關(guān)系，經(jīng)計算得出家庭禮金收支中位數(shù)為2500元，當(dāng)家庭禮金收支金額大于2500元時，記為強社會關(guān)系組；當(dāng)家庭禮金收支金額不大于2500元時，記為弱社會關(guān)系組。

2. 風(fēng)險偏好。陳波（2009）認(rèn)為，成人在早期形成的認(rèn)知觀念決定了其后期的風(fēng)險態(tài)度，基本處于穩(wěn)定狀態(tài)中。換言之，不同社會關(guān)系中認(rèn)知觀念具有的同質(zhì)性，促使家庭形成了穩(wěn)定性的風(fēng)險偏好，但這種風(fēng)險偏好在不同強度的社會關(guān)系中表現(xiàn)出一定的異質(zhì)性。在此基礎(chǔ)上，本文重點研究家庭所處的社會環(huán)境中風(fēng)險偏好的異質(zhì)性，利用家庭風(fēng)險態(tài)度衡量家庭風(fēng)險偏好，CHFS2011問卷用1—5之間的離散變量表示家庭風(fēng)險態(tài)度，具體表現(xiàn)為風(fēng)險態(tài)度值越大，風(fēng)險厭惡程度越高、風(fēng)險偏好程度越低。其中，1表示高風(fēng)險、高回報項目，2表示略高風(fēng)險、略高回報項目，3表示平均風(fēng)險、平均回報項目，4表示略低風(fēng)險、略低回報項目，5表示不愿承擔(dān)任何風(fēng)險，記作有限連續(xù)變量risk。

3. 其他控制變量。參考現(xiàn)有研究，本文選取家庭收入水平②、家庭規(guī)模、戶主受教育水平、戶主是否為黨員、戶主婚姻狀況、戶主年齡和區(qū)域等為控制變量。為了減少誤差，本文對收入做了對數(shù)處理，得到收入平方的對數(shù)值 [Y=ln1+y2]，其中[y]為家庭平均收入。由于家庭年平均收入存在非正數(shù)，說明家庭收入在一定程度上表現(xiàn)為負(fù)債，為了剔除通脹及負(fù)債等因素的影響，本文選取家庭收入平方的對數(shù)值衡量家庭收入情況。描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。

通過對社會關(guān)系強度進(jìn)行分類，分為強社會關(guān)系組和弱社會關(guān)系組，如表2所示可得：在強社會關(guān)系群體中，家庭創(chuàng)業(yè)比例為18.38%，高于城鎮(zhèn)家庭創(chuàng)業(yè)活動平均水平3.78%；反之，在弱社會關(guān)系中家庭創(chuàng)業(yè)比例為11.38%，低于平均水平3.22%，低于強社會關(guān)系家庭創(chuàng)業(yè)活動平均水平7個百分點，說明社會關(guān)系對家庭創(chuàng)業(yè)活動具有促進(jìn)作用。此外，家庭風(fēng)險態(tài)度平均水平為3.1554，強社會關(guān)系和弱社會關(guān)系中平均水平分別為2.9666、3.4032，說明強社會關(guān)系中家庭風(fēng)險厭惡水平更低、更偏好風(fēng)險，弱社會關(guān)系中家庭風(fēng)險厭惡水平相比較高、風(fēng)險偏好較弱。在此基礎(chǔ)上，本文第四部分對社會關(guān)系對家庭創(chuàng)業(yè)活動的促進(jìn)作用進(jìn)行了實證分析和穩(wěn)健性檢驗。

四、實證結(jié)果

（一）社會關(guān)系、風(fēng)險偏好對家庭創(chuàng)業(yè)活動的影響

基于式（1）的估計結(jié)果表3顯示，社會關(guān)系對家庭創(chuàng)業(yè)活動有顯著的正向作用，即家庭的社會關(guān)系越強，家庭從事創(chuàng)業(yè)活動意愿越高。本文認(rèn)為，在社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系中戶主與群體間進(jìn)行互動，一方面“信息橋”能夠有效緩解家庭創(chuàng)業(yè)面臨的信息約束，促進(jìn)了家庭創(chuàng)業(yè)活動；另一方面，網(wǎng)絡(luò)支持下的示范作用提升了家庭創(chuàng)業(yè)活動的意愿。此外，社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)群體內(nèi)進(jìn)行互動的過程中具有交易成本優(yōu)勢，進(jìn)一步降低了家庭創(chuàng)業(yè)的機(jī)會成本。在模型的穩(wěn)健性檢驗方面，LPM和Probit模型的參數(shù)估計在1%的置信水平上顯著為正，與Logit模型參數(shù)估計結(jié)果一致。

如表3所示，Logit模型中風(fēng)險偏好參數(shù)估計在1%的置信水平上顯著為負(fù)，說明隨著風(fēng)險偏好程度的不斷下降，家庭從事創(chuàng)業(yè)活動意愿不斷降低。也就是說，家庭越偏好風(fēng)險，越愿意從事創(chuàng)業(yè)活動，表現(xiàn)為風(fēng)險偏好對家庭從事創(chuàng)業(yè)活動的促進(jìn)作用。同時，LPM和Probit模型中風(fēng)險偏好參數(shù)估計在1%的置信水平上顯著為負(fù)，進(jìn)一步驗證了Logit模型參數(shù)估計的穩(wěn)健性。

戶主教育水平對家庭創(chuàng)業(yè)活動具有抑制作用，具體解釋為：人力資本理論認(rèn)為，教育促進(jìn)了受教育者工資性就業(yè)或者降低了失業(yè)風(fēng)險概率的原因在于，教育提高了他們的勞動生產(chǎn)率和邊際生產(chǎn)力，能夠給企業(yè)帶來更多的收入，因此企業(yè)更愿意雇傭擁有更多人力資本的人。舒爾茨（1961）則把人的能力分為學(xué)習(xí)能力、有效工作能力、比賽能力、創(chuàng)造能力和配置能力等五種形式，認(rèn)為配置能力是使資源得到優(yōu)化配置從而實現(xiàn)價值增值的能力，而配置能力的提升是教育的主要益處之一，因此教育水平高的人更易受雇成功，且能夠獲得持久的較高回報（Schultz，1975）。因此，本文認(rèn)為戶主受教育水平越高，面臨的人力資本約束越小，越有利于獲得就業(yè)機(jī)會，即就業(yè)機(jī)會上的優(yōu)勢導(dǎo)致了受教育水平越高的戶主越傾向于選擇就業(yè)，其家庭從事創(chuàng)業(yè)活動的動機(jī)越小。

根據(jù)表3所示可得，家庭收入水平、家庭規(guī)模分別在1%的置信水平上對家庭創(chuàng)業(yè)活動具有促進(jìn)作用，戶主政治身份和戶主年齡對家庭進(jìn)行創(chuàng)業(yè)活動具有顯著的抑制作用。家庭的創(chuàng)業(yè)活動表現(xiàn)出了一定的區(qū)域差異，相對于西部地區(qū)，在1%的顯著水平下東部地區(qū)家庭創(chuàng)業(yè)活動的積極性更低，中部地區(qū)家庭創(chuàng)業(yè)活動不顯著。具體解釋如下：（1）由于采用家庭是否從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營衡量家庭創(chuàng)業(yè)活動，東部地區(qū)在市場環(huán)境、政策支持和地理區(qū)位等方面具有明顯優(yōu)勢，其創(chuàng)業(yè)活動多表現(xiàn)為創(chuàng)辦企業(yè)等。因此，在1%的顯著水平下西部地區(qū)的家庭創(chuàng)業(yè)活動顯著高于東部地區(qū)。（2）由于國家對中部糧食主產(chǎn)區(qū)的定位，集中發(fā)展農(nóng)業(yè)、承擔(dān)糧食安全等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動，在政策方面存在嚴(yán)重的創(chuàng)業(yè)環(huán)境約束；同時，中部地區(qū)作為傳統(tǒng)文化發(fā)源地，其家庭生產(chǎn)行為更加傳統(tǒng)，缺乏冒險精神和創(chuàng)業(yè)精神。因此，在創(chuàng)業(yè)政策和環(huán)境的約束下區(qū)位對中部地區(qū)的家庭創(chuàng)業(yè)活動的作用無法得到體現(xiàn)，表現(xiàn)為中部地區(qū)家庭創(chuàng)業(yè)活動相對于西部地區(qū)不顯著。

（二） 社會關(guān)系對家庭創(chuàng)業(yè)活動的影響——基于社會關(guān)系對風(fēng)險偏好的增強作用

根據(jù)模型（2）得出表4的分析結(jié)果，社會關(guān)系強度能夠緩解風(fēng)險厭惡對創(chuàng)業(yè)的抑制作用。換言之，社會關(guān)系強度通過增強家庭的風(fēng)險偏好，進(jìn)而促進(jìn)家庭創(chuàng)業(yè)活動。如表4所示，在1%的置信水平上Logit模型對風(fēng)險偏好、社會關(guān)系與風(fēng)險偏好交互項的參數(shù)估計分別為-0.2025和0.0876，說明了風(fēng)險厭惡對家庭創(chuàng)業(yè)的抑制作用，等價于風(fēng)險偏好對家庭從事創(chuàng)業(yè)活動具有促進(jìn)作用。同時，社會關(guān)系的強度能夠在一定程度上增強風(fēng)險偏好對家庭創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用。其中，LPM和Probit模型相應(yīng)的參數(shù)估計在1%置信水平顯著，驗證了Logit模型參數(shù)估計的穩(wěn)健性。

（三）擴(kuò)展模型——強弱社會關(guān)系中風(fēng)險偏好異質(zhì)性

表5中Logit模型分析結(jié)果表明，強社會關(guān)系和弱社會關(guān)系中家庭的風(fēng)險偏好對家庭從事創(chuàng)業(yè)活動具有促進(jìn)作用。其中，強社會關(guān)系中風(fēng)險偏好與家庭創(chuàng)業(yè)活動在1%的置信水平上顯著負(fù)相關(guān)，弱社會關(guān)系中風(fēng)險偏好與創(chuàng)業(yè)活動在5%的置信水平上顯著負(fù)相關(guān)。說明風(fēng)險偏好水平越低其從事創(chuàng)業(yè)活動積極性越低，與社會關(guān)系強度無關(guān)。因此，風(fēng)險偏好對家庭創(chuàng)業(yè)活動具有穩(wěn)定的促進(jìn)作用。

在強社會關(guān)系和弱社會關(guān)系中，風(fēng)險偏好對家庭創(chuàng)業(yè)活動具有不同程度的促進(jìn)作用。根據(jù)表5中Logit模型的邊際效應(yīng)，強社會關(guān)系中風(fēng)險偏好對家庭從事創(chuàng)業(yè)活動邊際效應(yīng)在1%的置信水平上為-0.0279。也就是說在強社會關(guān)系中，風(fēng)險偏好程度每提升1個百分點，家庭從事創(chuàng)業(yè)活動意愿增強近3個百分點。同樣，在弱社會關(guān)系中家庭從事創(chuàng)業(yè)活動的邊際效應(yīng)在5%的置信水平上為-0.0091，風(fēng)險偏好對提升家庭創(chuàng)業(yè)參與性的作用低于1%。上述分析表明，強社會關(guān)系和弱社會關(guān)系中風(fēng)險偏好的異質(zhì)性表現(xiàn)為：不同社會關(guān)系中，風(fēng)險偏好對家庭創(chuàng)業(yè)活動有不同程度上的促進(jìn)作用。其中，強社會關(guān)系中風(fēng)險偏好平均水平為3.61，低于風(fēng)險偏好的平均水平3.77；弱社會關(guān)系中風(fēng)險偏好平均水平為3.91，高于風(fēng)險偏好平均水平3.77。因此，在強社會關(guān)系和弱社會關(guān)系中家庭風(fēng)險偏好具有一定的異質(zhì)性，表現(xiàn)為家庭從事創(chuàng)業(yè)活動的差異。

在強社會關(guān)系和弱社會關(guān)系中，家庭規(guī)模、戶主年齡和區(qū)域?qū)彝?chuàng)業(yè)活動未表現(xiàn)出明顯的異質(zhì)性。其中，相應(yīng)的家庭規(guī)模Logit模型估計的邊際效應(yīng)在1%的置信水平分別為0.0153和0.0222，戶主年齡Logit模型估計的邊際效應(yīng)在1%的置信水平分別為

-0.0047和-0.0021。區(qū)域變量對家庭創(chuàng)業(yè)活動影響與社會強度無關(guān)，在不同強度的社會關(guān)系下中部地區(qū)家庭創(chuàng)業(yè)活動相對于西部地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動不顯著、東部地區(qū)家庭創(chuàng)業(yè)活動邊際效應(yīng)相對于西部地區(qū)家庭創(chuàng)業(yè)活動非常接近③。

五、結(jié)論及啟示

本文主要得出以下兩個結(jié)論：一是社會關(guān)系對于家庭創(chuàng)業(yè)活動具有促進(jìn)作用，二是強社會關(guān)系和弱社會關(guān)系中風(fēng)險偏好呈現(xiàn)出異質(zhì)性及其對家庭創(chuàng)業(yè)活動表現(xiàn)出的增長效應(yīng)。具體來說，第一，社會關(guān)系對于家庭創(chuàng)業(yè)活動具有促進(jìn)作用。在社會關(guān)系下形成的示范效應(yīng)、“信息橋”作用和交易成本優(yōu)勢，有助于緩解家庭從事創(chuàng)業(yè)的機(jī)會、資本、信任和信息等約束，從而緩解了我國創(chuàng)業(yè)過程中面臨的信息不對稱和資源分配不公等制度約束。第二，不同強度的社會關(guān)系下，家庭風(fēng)險偏好呈現(xiàn)出一定程度的異質(zhì)性，并在不同程度影響了家庭創(chuàng)業(yè)的意愿。特別是，社會關(guān)系下形成的創(chuàng)業(yè)態(tài)度對創(chuàng)業(yè)意愿具有重要作用，尤其是感知的強社會關(guān)系對創(chuàng)業(yè)活動表現(xiàn)出促進(jìn)作用。

根據(jù)以上研究結(jié)論，可以得到如下啟示：第一，政府部門除了借助傳統(tǒng)的財政支持和政策支持外，通過培育農(nóng)村創(chuàng)業(yè)環(huán)境、營造更為積極的創(chuàng)業(yè)氛圍、增強家庭之間的互動，促使家庭創(chuàng)業(yè)意識和觀念的轉(zhuǎn)變，提升家庭創(chuàng)業(yè)意愿。第二，目前對于社會資本和創(chuàng)業(yè)的研究尚處于起步階段，學(xué)術(shù)界對于社會關(guān)系尚未形成一致的定義和衡量標(biāo)準(zhǔn)，不同領(lǐng)域的學(xué)者對社會關(guān)系的界定各異，此外社會關(guān)系究竟是如何對創(chuàng)業(yè)行為產(chǎn)生影響的，其作用機(jī)制和影響路徑仍處于探討階段，這也將成為未來研究的重點，對提升家庭創(chuàng)業(yè)意愿具有十分重要的意義。

注：

①為了盡可能保留樣本信息的完整性，本文只剔除樣本缺失值。根據(jù)樣本的統(tǒng)計特征（戶主年齡分布在90—98（包含90）樣本量37，80—90（包含80）樣本量269，合計（306）占比總樣本5%，家庭規(guī)模分布在10—18（包含10）有10戶）。因此，在大樣本的參數(shù)估計中，占比極低的極端值不會導(dǎo)致估計結(jié)果有偏。

② CHFS2011的家庭金融數(shù)據(jù)庫中家庭收入是指家庭凈收入，包含負(fù)債和收入，數(shù)據(jù)中含有非正數(shù)，合計177戶。剔除經(jīng)濟(jì)指標(biāo)中包含的價格變化引起的通脹，需要進(jìn)行對數(shù)處理。[Y=ln（（1+y）2）=2Ln|1+y|]，等價于擴(kuò)大2倍的對數(shù)值，保留了數(shù)據(jù)真實的信息，未對家庭收入在家庭創(chuàng)業(yè)活動的數(shù)據(jù)信息造成干擾。

③在強社會關(guān)系中，東部地區(qū)家庭創(chuàng)業(yè)活動在10%顯著水平下邊際效應(yīng)為-0.0372；在弱社會關(guān)系中，東部地區(qū)家庭創(chuàng)業(yè)活動在5%顯著水平下邊際效應(yīng)為-0.0361。因此，在強社會關(guān)系和弱社會關(guān)系中家庭創(chuàng)業(yè)活動不存在區(qū)域差異。

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