于明超,吳淑媛

(南京師范大學(xué) 商學(xué)院，南京 210023)

一、引言

創(chuàng)業(yè)既是技術(shù)創(chuàng)新的助推器，也是我國經(jīng)濟增長的重要動力源泉。改革開放40余年來，我國經(jīng)濟發(fā)展取得了輝煌成就，這一成就的取得離不開市場化條件下的企業(yè)家精神。當(dāng)前我國為適應(yīng)經(jīng)濟“新常態(tài)”發(fā)展、推動經(jīng)濟增長、解決就業(yè)困難，鼓勵“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”已成為我國重要的任務(wù)之一。2019年李克強在政府工作報告中指出“進(jìn)一步把大眾創(chuàng)業(yè)萬眾創(chuàng)新引向深入，鼓勵更多社會主體創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)”。因此，如何激發(fā)企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)熱情，提高總體創(chuàng)業(yè)活躍程度是我國亟需解決的重要問題之一。

目前，已有許多文獻(xiàn)對創(chuàng)業(yè)及其影響因素進(jìn)行了研究，主要集中于個體、家庭和社會三個層面(Djankov et al.，2006；王菁和張銳，2017；Jia 和 Lan，2013)[1～3]。然而，鮮有研究注意到我國經(jīng)濟發(fā)展進(jìn)程中存在的獨特現(xiàn)象：我國市場化程度雖在不斷地提高，但我國要素市場扭曲問題廣泛存在，要素市場與產(chǎn)品市場相比市場化進(jìn)程較為緩慢(張杰等，2011)[4]，而且我國不同地區(qū)間要素市場的市場化進(jìn)程也各不相同(趙自芳和史晉川，2006)[5]。就要素市場來說，無論是資本要素還是勞動力要素對家庭創(chuàng)業(yè)來說都是必不可少的創(chuàng)業(yè)資源。而創(chuàng)業(yè)資本以及勞動力要素的流動和配置都是在要素市場上進(jìn)行的，要素市場扭曲導(dǎo)致資本和勞動力要素?zé)o法按照市場機制進(jìn)行合理有效的配置，這可能會對家庭創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生一定的影響。那么，要素市場扭曲對家庭創(chuàng)業(yè)有何影響？其影響機制是什么？

從理論上來看，要素市場扭曲對家庭創(chuàng)業(yè)的影響機理主要有兩個方面。一方面，資本要素市場扭曲通過增加“信貸約束效應(yīng)”以及非生產(chǎn)性尋租行為，對創(chuàng)業(yè)活動產(chǎn)生負(fù)向影響。在我國金融自由化進(jìn)程起步較晚的情況下，地方政府為了追求GDP的增長，通常傾向于那些風(fēng)險低、經(jīng)濟效益高以及稅收較多的生產(chǎn)性建設(shè)項目(白俊紅和卞元超，2016)[6]，并且會通過干預(yù)金融部門的信貸決策為這些項目提供資金幫扶，這種干預(yù)行為可能導(dǎo)致金融機構(gòu)資金配置的無效率，從而造成資本要素市場的扭曲。資本要素市場扭曲使得融資渠道較為貧乏且又面臨較大風(fēng)險的潛在創(chuàng)業(yè)者難以從銀行獲得創(chuàng)業(yè)所需貸款，最終導(dǎo)致創(chuàng)業(yè)活動由于資本不足而受到借貸約束難以進(jìn)行(Hurst和Lusardi，2004)[7]。此外， Baumol(1990)[8]認(rèn)為企業(yè)家才能配置包括“生產(chǎn)性”行為和“非生產(chǎn)性”行為。其中“生產(chǎn)性”行為是指通過創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)來實現(xiàn)收益。“非生產(chǎn)性”活動是指潛在企業(yè)家在生產(chǎn)行為之外通過尋租等投機活動獲得尋租收益來追求財富。企業(yè)家會通過衡量兩種選擇所帶來的預(yù)期收益來分配自己的企業(yè)家才能。在資本要素市場扭曲的情況下，政府能夠?qū)σ嘏渲眠M(jìn)行干預(yù)和控制，可用權(quán)力配置資源,這種權(quán)力就可能成為個人謀取私利的工具，容易誘發(fā)尋租活動的產(chǎn)生。在這種情況下根據(jù)Baumol的理論，與高風(fēng)險的創(chuàng)業(yè)相比，潛在企業(yè)家可能會更傾向于選擇非生產(chǎn)性的尋租活動獲得尋租收益。另一方面，勞動力要素市場扭曲限制了技術(shù)人才的自由流動，導(dǎo)致技術(shù)人才無法按照市場機制進(jìn)行合理有效配置。對創(chuàng)業(yè)而言，技術(shù)人才是必不可少的生產(chǎn)要素。勞動力要素市場扭曲導(dǎo)致企業(yè)家雇傭不到創(chuàng)業(yè)所需要的技術(shù)人才，創(chuàng)業(yè)活動得不到技術(shù)的支持最終難以開展。此外，一些地方政府為促進(jìn)本地GDP的增長，通常會采取壓低勞動力價格等方式進(jìn)行招商引資。而過低的工資水平滿足不了職工的薪資要求，打擊職員工作的積極性，進(jìn)而引起職工對當(dāng)前工作的不滿，導(dǎo)致職工辭職去創(chuàng)業(yè)。Moore 和Mueller(2002)[9]研究也表明自主創(chuàng)業(yè)本身是一種獨特的自我雇傭行為，而促使創(chuàng)業(yè)的主要原因之一是創(chuàng)業(yè)者由于工資收入較低或者失業(yè)而被動選擇自我雇傭。因此，勞動力要素市場扭曲對家庭創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生的影響是不確定的，既有正向的“動機效應(yīng)”，也有負(fù)向的“流動約束效應(yīng)”。

基于上述理論分析，本文利用中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)，結(jié)合省級層面數(shù)據(jù)實證研究要素市場扭曲對家庭創(chuàng)業(yè)活動產(chǎn)生的影響。與現(xiàn)有研究相比本文的的貢獻(xiàn)可能在于：研究了要素市場扭曲對家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響，一定程度上完善了創(chuàng)業(yè)相關(guān)理論，彌補了現(xiàn)有文獻(xiàn)的不足。同時為政府鼓勵大眾創(chuàng)業(yè)提供了思路，有助于政府出臺更加有效的創(chuàng)業(yè)幫扶政策，提高我國家庭創(chuàng)業(yè)的可能性。

本文接下來的安排為:第二部分對創(chuàng)業(yè)和要素市場扭曲進(jìn)行相關(guān)文獻(xiàn)回顧；第三部分介紹所使用的數(shù)據(jù)和變量；第四部分進(jìn)行實證分析；最后是主要結(jié)論及相關(guān)政策建議。

二、文獻(xiàn)回顧

本文的研究主要與兩方面的文獻(xiàn)相關(guān)，一是關(guān)于家庭創(chuàng)業(yè)的文獻(xiàn)，二是關(guān)于要素市場扭曲的文獻(xiàn)。

(一)創(chuàng)業(yè)的有關(guān)研究

對創(chuàng)業(yè)影響因素的研究有很多，主要集中于個體、家庭和社會三個層面。

首先，創(chuàng)業(yè)活動受個體特征的影響。有研究表明,高認(rèn)知能力者、已婚人士、風(fēng)險偏好者有較高的創(chuàng)業(yè)概率(周洋和劉雪瑾，2017； Frijters et al，2011)[10～11]。劉鵬程等(2013)[12]的研究表明就生存型創(chuàng)業(yè)而言，女性創(chuàng)業(yè)的可能性比男性高，而就機會型創(chuàng)業(yè)來說，男性創(chuàng)業(yè)的概率更大。阮榮平等(2014)[13]的研究發(fā)現(xiàn)宗教信仰通過改變信仰者的創(chuàng)業(yè)偏好和放松信仰者的資本約束，使得有宗教信仰的人創(chuàng)業(yè)的可能性更高。其次，家庭特征會對家庭創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生影響。家庭社會網(wǎng)絡(luò)在一定程度上可以減少信息不對稱帶來的負(fù)面影響，有利于民間借貸的發(fā)展，為創(chuàng)業(yè)者提供了更多的融資渠道，減輕創(chuàng)業(yè)者的信貸約束(Davidsson和 Honig,2003 ；馬光榮和楊恩艷，2011)[14～15]。王菁和張銳(2017)[2]研究表明家庭子女人數(shù)越多的家庭創(chuàng)業(yè)動機越強，家庭創(chuàng)業(yè)的可能性越大。李雪蓮等(2015)[16]研究了家庭公務(wù)員背景與家庭創(chuàng)業(yè)決策之間的關(guān)系，結(jié)果表明有職位的公務(wù)員家庭創(chuàng)業(yè)意愿明顯增強。此外，家庭創(chuàng)業(yè)活動也會受社會制度環(huán)境的影響。陳剛(2015)[17]利用CGSS數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，較為嚴(yán)厲的政府管制造成市場信號扭曲，而且為潛在企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)活動增添了額外成本，顯著降低了個人的創(chuàng)業(yè)概率。張龍鵬等(2016)[18]研究了行政審批對創(chuàng)業(yè)的影響，研究結(jié)果表明行政審批強度與本地居民創(chuàng)業(yè)意愿之間呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，而且對創(chuàng)業(yè)規(guī)模也有負(fù)向影響。

已有文獻(xiàn)側(cè)重于研究個人特征、家庭情況以及社會制度環(huán)境對創(chuàng)業(yè)活動產(chǎn)生的影響，鮮有學(xué)者探究要素市場扭曲對家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響。

(二)要素市場扭曲的有關(guān)研究

目前已有許多學(xué)者對要素市場扭曲進(jìn)行了分析研究，可以分為以下兩方面。

一方面是要素市場扭曲水平的研究。如王寧和史晉川(2015)[19]研究表明我國無論是勞動力要素價格還是資本要素價格都存在負(fù)向扭曲，而且資本要素價格的扭曲相對嚴(yán)重。柏培文(2012)[20]的研究表明我國勞動力配置扭曲程度整體上呈現(xiàn)波浪式下降的趨勢，而城市內(nèi)勞動力扭曲程度則表現(xiàn)為階段性加深的走向。陳平和殷明明 (2017)[21]研究發(fā)現(xiàn)我國勞動力和資本價格的扭曲程度各行業(yè)間存在差異，各行業(yè)中二者的扭曲程度雖有所改善，但是扭曲現(xiàn)象依舊廣泛存在。另一方面是研究要素市場扭曲所帶來的影響。要素市場扭曲導(dǎo)致資源無法按照市場機制進(jìn)行有效配置，抑制了企業(yè)生產(chǎn)率的提高，造成嚴(yán)重的效率損失(Hsieh 和 Klenow，2009)[22]。蓋慶恩等(2015)[23]研究發(fā)現(xiàn)要素市場扭曲通過影響企業(yè)的資源配置效率以及改變企業(yè)的進(jìn)入和退出行為，從而導(dǎo)致全要素生產(chǎn)率下降。李建和盤宇章(2018)[24]研究表明要素市場扭曲對創(chuàng)新活動有顯著的負(fù)向影響，而且資本要素市場扭曲對創(chuàng)新的負(fù)向影響明顯大于勞動力要素市場扭曲所產(chǎn)生的影響。葛立宇(2018)[25]研究發(fā)現(xiàn)要素市場扭曲通過影響地區(qū)人才配置進(jìn)而對地區(qū)的創(chuàng)新強度產(chǎn)生負(fù)向影響。馬天明和吳昌南(2017)[26]研究發(fā)現(xiàn)要素價格扭曲對企業(yè)家創(chuàng)業(yè)精神有顯著的消極影響，嚴(yán)重打擊了個體開展創(chuàng)業(yè)的積極性。

綜上所述，一方面，我們發(fā)現(xiàn)已有研究創(chuàng)業(yè)影響因素的文獻(xiàn)主要集中于個體、家庭和社會制度環(huán)境三個層面，鮮有文獻(xiàn)注意到要素市場扭曲這一影響因素。另一方面，雖然有文獻(xiàn)研究了要素市場扭曲對企業(yè)家精神的影響，但鮮有文獻(xiàn)對要素市場扭曲與家庭創(chuàng)業(yè)決策的關(guān)系做進(jìn)一步探討。基于此，本文將使用“中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)”微觀數(shù)據(jù)，結(jié)合地區(qū)層面數(shù)據(jù)研究要素市場扭曲對家庭創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生的影響。

三、變量選取與數(shù)據(jù)說明

(一)數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)主要來自中國家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies，CFPS)2012年、 2014年和2016年這3年的數(shù)據(jù)。 該數(shù)據(jù)庫調(diào)查了我國25個省份(1)CFPS 沒有覆蓋西藏、青海、新疆、寧夏、內(nèi)蒙古、海南、香港、澳門和臺灣。，一共調(diào)查了16000個家庭，調(diào)查對象是家庭中的所有成員。CFPS調(diào)查問卷包含了各地區(qū)個人、家庭以及社區(qū)三個方面的信息，為我國研究中國家庭提供了可靠的數(shù)據(jù)來源。由于 CFPS數(shù)據(jù)來自2012年、2014年和2016年三輪訪問分別調(diào)查的受訪問家庭2011年、 2013年和 2015年的家庭創(chuàng)業(yè)情況，為了避免家庭創(chuàng)業(yè)對要素市場扭曲程度產(chǎn)生反向影響，本文使用各地區(qū)滯后一年的要素扭曲數(shù)據(jù)與CFPS數(shù)據(jù)庫中數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配。有關(guān)要素市場扭曲變量測算的原始數(shù)據(jù)來自《中國分省份市場化指數(shù)報告(2016)》和歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。

(二)變量選取

1.被解釋變量

為了研究要素市場扭曲對家庭創(chuàng)業(yè)行為的影響，本文將家庭是否創(chuàng)業(yè)(self)作為被解釋變量。在CFPS家庭問卷中，通過問題 “過去一年中，家中是否有人進(jìn)行個體經(jīng)營或者開辦私企行為？”來判斷家庭是否開展創(chuàng)業(yè)。基于這一問題，本文構(gòu)造家庭是否創(chuàng)業(yè)這一虛擬變量來表示家庭的創(chuàng)業(yè)行為。如果家中有人參與私營企業(yè)或從事個體經(jīng)營，那么該變量賦值為1，否則為0。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量為要素市場扭曲、資本要素市場扭曲和勞動力要素市場扭曲。

要素市場扭曲?？紤]到我國要素市場與產(chǎn)品市場相比市場化進(jìn)程較為緩慢，而且我國各個地區(qū)要素市場的市場化進(jìn)程也各不相同。為了能夠展現(xiàn)不同地區(qū)要素市場扭曲程度的相對差異，同時又能表現(xiàn)地區(qū)要素市場自身隨時間的變化。本文參照林伯強和杜克銳(2013)[27]的做法，使用各省份要素市場發(fā)育程度(2)王小魯?shù)鹊摹吨袊质》菔袌龌笖?shù)報告(2016)》中只提供了省級層面數(shù)據(jù)，沒有提供城市層面的相關(guān)數(shù)據(jù)?；跀?shù)據(jù)的限制，本文選取省級層面數(shù)據(jù)與家庭數(shù)據(jù)相匹配。與樣本中要素市場發(fā)育程度最大值之間的相對差距來表示要素市場扭曲程度，即:facit=(maxfactorit-factorit)/maxfactorit。式中factorit為各省份要素市場發(fā)育程度指數(shù)，maxfactorit是各地區(qū)要素市場發(fā)育程度最高值。

圖1刻畫了我國平均要素市場發(fā)育指數(shù)和平均產(chǎn)品市場發(fā)育指數(shù)的走勢，通過比較可以發(fā)現(xiàn)我國要素市場發(fā)育程度一直落后于產(chǎn)品市場發(fā)育程度。圖2繪制了我國平均要素市場扭曲程度的走向，2008年前后兩個時期(3)圖1和圖2兩幅圖中，2008年的數(shù)據(jù)都呈現(xiàn)較大幅度的變化，是因為樊綱、王小魯報告中指標(biāo)的設(shè)計發(fā)生了變化，因此2008年前后兩個時期指數(shù)不能直接作比較和同時使用。本文使用的是2010年、2012年、2014年的數(shù)據(jù)，不受上述變化的影響。我國要素市場扭曲程度整體呈現(xiàn)逐漸下降的趨勢。兩幅圖反映了我國總體要素市場扭曲程度在逐漸降低，但要素市場發(fā)育程度落后于產(chǎn)品市場的問題依舊存在。

資本要素市場扭曲。參照林伯強總體要素市場扭曲的定義方法，本文采用各地區(qū)金融業(yè)市場化程度與樣本中金融業(yè)市場化程度最大值之間的相對差距來表示資本要素市場扭曲程度，即distkit=(maxfinit-finit)/maxfinit。其中finit為各地區(qū)金融業(yè)市場化指數(shù)，maxfinit是樣本中金融業(yè)市場化指數(shù)的最高值。

勞動力要素市場扭曲。王小魯?shù)劝讶肆Y源供應(yīng)條件指數(shù)作為衡量勞動力市場發(fā)育程度的重要指標(biāo)。本文依舊參照上述思想采用各地區(qū)人力資源供應(yīng)條件指數(shù)與樣本中人力資源供應(yīng)條件指數(shù)最大值之間的相對差距來表示勞動力要素市場扭曲程度，即distlit=(maxhrit-hrit)/maxhrit。其中hrit為各地區(qū)人力資源供應(yīng)條件指數(shù)，maxhrit是樣本中人力資源供應(yīng)條件指數(shù)的最大值。上述相關(guān)發(fā)育程度指數(shù)均來自于《中國分省份市場化指數(shù)報告(2016)》。

3.控制變量

參照已有文獻(xiàn)，本文加入個體、家庭及地區(qū)層面的特征變量作為控制變量(李雪蓮等， 2015；劉鵬程等， 2013)。個體層面的控制變量包括個體性別、年齡、受教育水平和婚姻狀況等。性別(gender)設(shè)為虛擬變量，戶主是男性取值為1，否則為0；年齡(age)是戶主在接受調(diào)查時的周歲年齡；教育水平(educ)為接受調(diào)查時的最高學(xué)歷，初中及以下學(xué)歷(ps.educ)賦值為1，高中和大專學(xué)歷(hs.educ)賦值為2，本科以上學(xué)歷(coll.educ)賦值為3；婚姻狀況用marriage來表示，戶主已婚賦值為1，否則為0。戶口所在地(urban)為虛擬變量，城鎮(zhèn)賦值為1，鄉(xiāng)村賦值為0。家庭層面的控制變量包括家庭人情禮金支出和家庭規(guī)模。人情禮金支出(lnsocial)采用過去一年家庭人情禮金支出金額的自然對數(shù)值來表示。家庭規(guī)模(scale)用家里人口總數(shù)來反映。此外，地區(qū)層面的控制變量為地區(qū)商業(yè)氛圍(private)，用私營企業(yè)和個體就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人數(shù)的百分比來衡量。表1為主要變量的統(tǒng)計性描述。

表1 變量的統(tǒng)計性描述

四、實證分析

(一)總體要素市場扭曲對創(chuàng)業(yè)的影響

本文首先分析了總體要素市場扭曲對家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響。由于被解釋變量是二值離散的分布，采用logit模型進(jìn)行回歸。在回歸方程中，除要素市場扭曲之外，控制變量包括性別、年齡、受教育水平、婚姻狀況、家庭人情禮金支出、家庭規(guī)模以及地區(qū)商業(yè)氛圍。表2模型分別報告了總體要素市場扭曲對全樣本、城鎮(zhèn)和農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)決策的檢驗結(jié)果。由于logit模型為非線性回歸，表中匯報的是平均邊際效應(yīng)而不是回歸系數(shù)。表2模型(1)的結(jié)果表明，要素市場扭曲與家庭創(chuàng)業(yè)決策之間呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，即要素市場扭曲對家庭創(chuàng)業(yè)行為有顯著的阻礙作用，且該結(jié)果在模型(3)中依然穩(wěn)健。在模型(2)中的結(jié)果表明要素市場扭曲對城鎮(zhèn)家庭創(chuàng)業(yè)行為的影響并不顯著。對此可能的解釋是我國城市和農(nóng)村的經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境存在較大差距，導(dǎo)致相同影響因素在城鄉(xiāng)之間可能帶來不同的結(jié)果。城鎮(zhèn)金融市場更加健全，融資渠道相對較多。且與農(nóng)村相比，城鎮(zhèn)對人才更具有吸引力，高素質(zhì)人才的流動約束也比較小，從而要素市場扭曲對城鎮(zhèn)家庭創(chuàng)業(yè)行為的影響不顯著。

就控制變量估計結(jié)果來看，戶主年齡與家庭創(chuàng)業(yè)決策之間呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，且戶主為男性的家庭創(chuàng)業(yè)的可能性更大。已婚人士有更高的創(chuàng)業(yè)意愿，主要因為婚后家庭創(chuàng)業(yè)的融資約束有所放松且家庭創(chuàng)業(yè)的風(fēng)險承受能力增強，進(jìn)而提高了家庭創(chuàng)業(yè)的概率。整體來看受教育水平與家庭創(chuàng)業(yè)決策之間呈現(xiàn)出“倒 U ”型關(guān)系，即表明隨著受教育水平的增加，創(chuàng)業(yè)意愿呈先上升后下降的趨勢。受教育水平在大專及以下時，一定的受教育水平有助于個人綜合能力的提高，對創(chuàng)業(yè)決策有正向促進(jìn)作用。當(dāng)受教育水平在本科及以上時，自身學(xué)歷能幫助其獲得比較滿意的工作。家庭人情禮金支出對家庭創(chuàng)業(yè)決策有顯著的正向影響作用。人情禮金支出越多，說明家庭有著較為廣泛的社會網(wǎng)絡(luò)，幫助其獲得更多的創(chuàng)業(yè)信息和創(chuàng)業(yè)所需資源。家庭人口規(guī)模越大，家庭創(chuàng)業(yè)的可能性越大?？赡芤驗榧彝コ蓡T數(shù)量越多，家庭接觸到的社會資源越是廣泛，廣泛的社會資源有助于家庭創(chuàng)業(yè)活動的開展。所在地區(qū)商業(yè)氛圍越濃厚家庭的創(chuàng)業(yè)意愿越低，可能的解釋是地區(qū)商業(yè)氛圍較好的地區(qū)，能夠為當(dāng)?shù)鼐用裉峁└酀M意的就業(yè)崗位，從而降低了家庭創(chuàng)業(yè)的動機。

表2 要素市場扭曲對家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響

注：表中匯總的是平均邊際效應(yīng)而非回歸系數(shù)，括號內(nèi)為邊際效應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)差。***、**和*分別表示在 1%、5%和 10%的置信水平顯著。

(二)資本和勞動力要素市場扭曲對創(chuàng)業(yè)的影響

上面分析了總體要素市場扭曲對家庭創(chuàng)業(yè)的影響。為了進(jìn)一步研究不同要素市場扭曲對家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響，本文對要素市場進(jìn)行劃分。由于資本和勞動力要素是家庭是否參與創(chuàng)業(yè)決策的關(guān)鍵影響因素，本文主要探討資本要素市場扭曲和勞動力要素市場扭曲對家庭創(chuàng)業(yè)決策有何影響。表3分別報告了資本和勞動力要素市場扭曲對全樣本、城鎮(zhèn)和農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)決策的實證檢驗結(jié)果。

表3模型(1)的結(jié)果表明，資本要素市場扭曲與家庭創(chuàng)業(yè)決策之間呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，相同的結(jié)果也出現(xiàn)在模型(2)和模型(3)中，說明資本要素市場扭曲顯著降低了家庭創(chuàng)業(yè)的概率。資本要素市場存在扭曲時，政府對金融部門的信貸配置進(jìn)行外在干預(yù)，更傾向把資金貸給那些能繳納更多稅收以及風(fēng)險較少的項目，增加了家庭的信貸約束，致使容易滋生腐敗，導(dǎo)致發(fā)生尋租行為對家庭創(chuàng)業(yè)選擇產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，降低了家庭創(chuàng)業(yè)的概率。表3模型(1)、(3)結(jié)果表明勞動力要素市場扭曲對全樣本和農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)行為有顯著的抑制作用，對此可能的解釋是我國城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)問題依舊凸顯，勞動力市場分割與分離問題并未完全解決，勞動力要素的自由流動受到限制，導(dǎo)致技術(shù)人才無法進(jìn)行合理有效的配置，創(chuàng)業(yè)活動得不到技術(shù)的支持難以進(jìn)行。且技術(shù)人才“流動約束效應(yīng)”帶來的負(fù)向影響大于 “動機效應(yīng)”帶來的正向影響，整體上抑制家庭的創(chuàng)業(yè)行為。模型(2)的結(jié)果表明勞動力要素市場扭曲對城鎮(zhèn)居民創(chuàng)業(yè)沒有顯著的影響?？赡艿慕忉屖桥c農(nóng)村相比城鎮(zhèn)對人才有更大的吸引力，受到的流動性約束相對較小，“流動約束效應(yīng)”和“動機效應(yīng)”二者影響幅度類似，進(jìn)而表現(xiàn)為對家庭創(chuàng)業(yè)影響不顯著。

表3 資本和勞動力要素市場扭曲對家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響

注：表中匯總的是平均邊際效應(yīng)而非回歸系數(shù)，括號內(nèi)為邊際效應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)差。***、**和*分別表示在 1%、5%和10%的置信水平顯著。

(三)內(nèi)生性檢驗

我們使用工具變量法來進(jìn)行內(nèi)生性分析，該方法中對distk和distl的外生性原假設(shè)的檢驗與H0：ρ=0是等價的。表4匯總了全樣本、城鎮(zhèn)和農(nóng)村家庭工具變量模型第二階段的回歸結(jié)果。在第一階段回歸結(jié)果中，distk_iv和distl_iv的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著，表明工具變量有很強的相關(guān)性。在模型(1)和(3)中，聯(lián)合顯著檢驗中Wald 檢驗通過了 1% 的顯著性檢驗，表明檢驗拒絕了資本和勞動力要素市場扭曲是外生的原假設(shè)，從而表明進(jìn)行工具變量回歸是有效的。表中第二階段回歸結(jié)果表明，在考慮了內(nèi)生性以后，資本要素市場扭曲對家庭創(chuàng)業(yè)選擇仍有顯著的負(fù)向影響；勞動力要素市場扭曲對全樣本和農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)活動有顯著負(fù)向影響，對城鎮(zhèn)家庭創(chuàng)業(yè)的影響不顯著。我們的主要結(jié)論未受影響。

表4 內(nèi)生性檢驗估計結(jié)果

注：表中匯總的是平均邊際效應(yīng)而非回歸系數(shù)，括號內(nèi)為邊際效應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)差。***、**和*分別表示在 1%、5%和10%的置信水平顯著。χ2(2)為第二階段回歸的卡方統(tǒng)計量，χ2(2)下方括號內(nèi)為Wald 檢驗的p值。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為了論證上述結(jié)果的穩(wěn)健性，本文借鑒白俊紅和卞元超(2016)對資本和勞動力要素市場扭曲的定義方法[6]，使用中國各地區(qū)相應(yīng)年份的數(shù)據(jù)，采用超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)法來計算資本和勞動力要素市場扭曲程度，以此來作為各要素市場扭曲程度的替代變量。具體計算公式如下：

lnYit=β0+β1lnLit+β2lnKit+1/2β3ln2Lit+1/2β4ln2Kit+β5lnKitlnLit+εit

(1)

公式(1)中Y是以2003年為基期計算的地區(qū)實際生產(chǎn)總值，K是將各地區(qū)以2003年為基期的不變價固定資產(chǎn)投資額通過永續(xù)盤存法(張軍等，2004)[29]核算的資本存量，L為各地區(qū)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員年末人數(shù)。β0為常數(shù)項，β1、β2、β3、β4、β5分別是各個變量的回歸系數(shù)。εit表示隨機擾動項。由公式(1)分別對資本和勞動力求偏導(dǎo)，可計算出邊際產(chǎn)出MPK和MPL：

MPK=(β2+β4lnK+β5lnL)Y/K

(2)

MPL=(β1+β3lnL+β5lnK)Y/L

(3)

不同的生產(chǎn)要素市場扭曲可定義為其要素的邊際產(chǎn)出除以自身的價格：

dk=mpk/r

(4)

dl=(mpl)/w

(5)

其中：r表示資本價格也就是利率水平， 使用年度貸款基準(zhǔn)利率的均值來表示，原始數(shù)據(jù)來自于中國人民銀行網(wǎng)站。w表示勞動力價格即實際工資水平，dk和dl即是資本和勞動力要素市場扭曲程度的替代變量。

具體的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果如表5所示。由表5模型(1)、(3)可以看出資本和勞動力要素市場扭曲對全樣本和農(nóng)村家庭的創(chuàng)業(yè)決策有顯著的負(fù)向影響作用，說明資本和勞動力要素市場扭曲顯著降低了家庭創(chuàng)業(yè)的概率。模型(2)中二者對城鎮(zhèn)家庭的創(chuàng)業(yè)決策的影響并不顯著，與表3的回歸結(jié)果相比基本一致。因此，本文的主要結(jié)論是穩(wěn)健的。

表5 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

注：表中匯總的是平均邊際效應(yīng)而非回歸系數(shù)，括號內(nèi)為邊際效應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)差。***、**和*分別表示在 1%、5%和10%的置信水平顯著。

五、結(jié)論與政策啟示

本文使用中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)，結(jié)合地區(qū)層面數(shù)據(jù)，在理論分析的基礎(chǔ)上實證研究了要素市場扭曲對家庭創(chuàng)業(yè)行為的影響。實證結(jié)果表明，總體要素市場扭曲對城鎮(zhèn)家庭是否創(chuàng)業(yè)沒有顯著影響，對農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)決策有顯著的負(fù)向影響。進(jìn)一步研究了資本要素市場扭曲和勞動力要素市場扭曲對家庭創(chuàng)業(yè)的影響，發(fā)現(xiàn)資本要素市場扭曲對家庭創(chuàng)業(yè)有顯著的負(fù)向影響，即顯著降低了家庭創(chuàng)業(yè)的概率。通過城鄉(xiāng)分樣本研究發(fā)現(xiàn)，勞動力要素市場扭曲對家庭創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生的影響因城鄉(xiāng)差異而不同，對于城鎮(zhèn)家庭來說，勞動力要素市場扭曲對其是否創(chuàng)業(yè)不存在顯著影響；對于農(nóng)村家庭而言，勞動力要素市場扭曲顯著抑制了家庭創(chuàng)業(yè)行為的開展。

在上述分析研究的基礎(chǔ)上，本文得出以下政策啟示。第一，政府應(yīng)全面加快推進(jìn)要素市場的市場化改革進(jìn)程，完善地區(qū)制度環(huán)境，減少政府對要素市場的過度干預(yù)行為，努力建設(shè)市場在資源配置中起決定性作用和更好發(fā)揮政府作用的經(jīng)濟體系。第二，進(jìn)一步完善金融體制，減輕家庭創(chuàng)業(yè)的信貸約束。我國融資困難一直以來都是企業(yè)家面臨的重大難題，資金不足導(dǎo)致創(chuàng)業(yè)活動無法進(jìn)行時有發(fā)生。因此，應(yīng)進(jìn)一步推進(jìn)我國利率市場化進(jìn)程，由金融機構(gòu)根據(jù)價格信號、供求關(guān)系以及競爭機制等方式?jīng)Q定其資源的配置與使用，提高資源的分配效率，減少家庭的融資約束。第三，推動我國戶籍制度改革，對人才進(jìn)行合理分配。我國城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)問題凸顯, 導(dǎo)致勞動力市場處于分離與分割狀態(tài)，勞動力要素?zé)o法實現(xiàn)自由流動，進(jìn)而影響了地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動的展開。因此，要進(jìn)一步推進(jìn)戶籍制度改革，盡快破解城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)發(fā)展體制，使勞動力能夠根據(jù)市場需求自由流動，更好地發(fā)揮其自身才能及優(yōu)勢。