琚 瓊

(東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧 大連 116025)

《2018中國(guó)家庭財(cái)富健康報(bào)告》顯示，中國(guó)城市家庭戶(hù)均資產(chǎn)規(guī)模從2011年的97萬(wàn)元，增長(zhǎng)到2017年的150萬(wàn)元，預(yù)計(jì)2018年將達(dá)到161.70萬(wàn)元左右。目前在中國(guó)城市家庭戶(hù)均資產(chǎn)中住房資產(chǎn)占比約為77.70%，金融資產(chǎn)配置占比約為11.80%。馮大威[1]指出，家庭財(cái)富與創(chuàng)業(yè)決策正相關(guān)，家庭財(cái)富能幫助有潛力創(chuàng)業(yè)者實(shí)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)，為成功創(chuàng)業(yè)者實(shí)現(xiàn)最優(yōu)規(guī)模。改革開(kāi)放四十多年來(lái)，城鄉(xiāng)居民生活水平逐步提高，家庭財(cái)富規(guī)模的增加是否會(huì)促進(jìn)更多人創(chuàng)業(yè)？家庭金融市場(chǎng)參與是否會(huì)影響創(chuàng)業(yè)決策？面對(duì)金融約束，正規(guī)融資和非正規(guī)融資如何影響家庭創(chuàng)業(yè)決策？以上問(wèn)題是本文研究的重點(diǎn)內(nèi)容。本文將以家庭財(cái)富為視角研究金融約束下創(chuàng)業(yè)決策的影響因素，試圖為政府制定相關(guān)創(chuàng)業(yè)扶持政策提供有效依據(jù)。

一、文獻(xiàn)評(píng)述

(一)關(guān)于創(chuàng)業(yè)決策的研究

創(chuàng)業(yè)不僅能提高社會(huì)的收入流動(dòng)性，而且有助于促進(jìn)創(chuàng)新型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[2-3]。國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)于創(chuàng)業(yè)決策影響因素的研究主要分為以下幾個(gè)層面：

1.個(gè)體層面

對(duì)于創(chuàng)業(yè)者個(gè)體特征的研究大多集中在認(rèn)知能力和非認(rèn)知能力方面。李濤等[4]研究發(fā)現(xiàn)，在管制水平較低的行業(yè)中認(rèn)知能力顯著增加了創(chuàng)業(yè)可能性，數(shù)學(xué)能力對(duì)創(chuàng)業(yè)決策影響顯著。周洋和劉雪瑾[5]用微觀數(shù)據(jù)檢驗(yàn)個(gè)體認(rèn)知能力對(duì)創(chuàng)業(yè)和收入的影響，發(fā)現(xiàn)認(rèn)知能力的提高能夠促進(jìn)家庭創(chuàng)業(yè)意愿、增加創(chuàng)業(yè)收入。王詢(xún)等[6]指出，個(gè)體非認(rèn)知能力中的條理性、審慎性對(duì)創(chuàng)業(yè)具有顯著促進(jìn)作用，熱情性顯著抑制創(chuàng)業(yè)。

2.家庭、社會(huì)層面

周廣肅等[7]考察了社會(huì)信任對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響，研究發(fā)現(xiàn)，信任通過(guò)加強(qiáng)風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)、信息傳遞、形成社會(huì)網(wǎng)絡(luò)等方式促進(jìn)創(chuàng)業(yè)。胡金焱和張博[8]檢驗(yàn)了社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、非正規(guī)融資行為對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響，并指出社會(huì)網(wǎng)絡(luò)能夠幫助農(nóng)村家庭緩解金融約束，獲得創(chuàng)業(yè)活動(dòng)相關(guān)的資金支持，提高家庭創(chuàng)業(yè)的概率。尹志超等[9]研究發(fā)現(xiàn)，金融知識(shí)通過(guò)改善家庭借款渠道偏好、提高家庭正規(guī)融資需求等方式提高家庭創(chuàng)業(yè)意愿。

3.政策和環(huán)境層面

陳剛[3]認(rèn)為，政府管制顯著降低了個(gè)人的創(chuàng)業(yè)概率，由于創(chuàng)業(yè)成本的提高自雇者創(chuàng)業(yè)概率顯著下降。周廣肅和樊綱[10]發(fā)現(xiàn)，使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭創(chuàng)業(yè)的概率比不使用互聯(lián)網(wǎng)的家庭高 3個(gè)百分點(diǎn)。

(二) 關(guān)于家庭財(cái)富的研究

隨著收入分配格局的變化和金融市場(chǎng)的不斷發(fā)展, 國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)于家庭財(cái)富的研究近年來(lái)快速增長(zhǎng)，且大多集中在家庭資產(chǎn)配置及融資行為的研究方面。家庭資產(chǎn)配置主要涵蓋金融市場(chǎng)參與決策、投資組合決策及家庭資產(chǎn)選擇等方面[11-12]。李鳳等[11]認(rèn)為，中國(guó)家庭資產(chǎn)分布具有極度不均、增長(zhǎng)明顯等特征，出現(xiàn)了中等資產(chǎn)家庭聚集的趨勢(shì)，盡管金融資產(chǎn)的配置比例逐年上升，住房資產(chǎn)仍是中國(guó)家庭資產(chǎn)的主要構(gòu)成部分。史代敏和宋艷[13]指出，家庭資產(chǎn)選擇的差異來(lái)自偏好的不同，不同資產(chǎn)的風(fēng)險(xiǎn)水平不同，投資者根據(jù)其風(fēng)險(xiǎn)的承受能力進(jìn)行資產(chǎn)配置。陳訓(xùn)波和周偉[14]的研究表明，家庭財(cái)富對(duì)居民消費(fèi)有顯著的影響，并且金融資產(chǎn)的邊際消費(fèi)傾向高于住房資產(chǎn)，非自住房產(chǎn)的邊際消費(fèi)傾向高于自住房產(chǎn)。陳斌開(kāi)和李濤[15]的研究發(fā)現(xiàn)，戶(hù)主年齡較小、教育水平較低和健康狀況較差以及人口規(guī)模較大的家庭更容易受到金融市場(chǎng)不利沖擊的影響，從而形成家庭負(fù)債。吳衛(wèi)星等[16]指出，金融素養(yǎng)低的家庭容易出現(xiàn)過(guò)度借貸的情況，提高金融素養(yǎng)有助于減少過(guò)度負(fù)債。

(三)關(guān)于家庭財(cái)富對(duì)創(chuàng)業(yè)決策影響的研究

關(guān)于家庭財(cái)富對(duì)創(chuàng)業(yè)決策的研究，學(xué)者們大多集中在家庭財(cái)富水平、儲(chǔ)蓄率、住房?jī)r(jià)格和金融參與、金融約束等方面。蔡棟梁等[17]的實(shí)證研究得出家庭財(cái)富水平每增加1%，會(huì)促使創(chuàng)業(yè)的概率增加0.016個(gè)百分點(diǎn)；財(cái)富水平較高的家庭更傾向于創(chuàng)業(yè)，然而儲(chǔ)蓄并不是影響家庭創(chuàng)業(yè)決策的主要因素。楊懷佳和張波[12]印證了蔡棟梁等[17]的結(jié)論，即儲(chǔ)蓄率對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)呈顯著負(fù)效應(yīng)，但當(dāng)加入家庭財(cái)富變化后儲(chǔ)蓄率對(duì)創(chuàng)業(yè)影響不顯著，家庭財(cái)富對(duì)創(chuàng)業(yè)決策具有顯著影響。吳曉瑜等[18]構(gòu)建的職業(yè)選擇模型顯示，房?jī)r(jià)上漲對(duì)已經(jīng)擁有住房人群創(chuàng)業(yè)決策帶來(lái)正的“財(cái)富效應(yīng)”和“信貸效應(yīng)”，對(duì)于無(wú)住房人群來(lái)說(shuō)更傾向于用資金投資住房資產(chǎn)，而不是用來(lái)創(chuàng)業(yè)。Fairlie和Krashinsky[19]使用1993—2004年美國(guó)“當(dāng)前人口調(diào)查”數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，財(cái)富提高選擇創(chuàng)業(yè)的概率，同時(shí)他們發(fā)現(xiàn)住房資產(chǎn)升值也會(huì)提高創(chuàng)業(yè)可能性。張龍耀和張海寧[20]的研究發(fā)現(xiàn)，家庭財(cái)富水平與創(chuàng)業(yè)概率顯著正相關(guān)，其中金融約束是家庭創(chuàng)業(yè)選擇的關(guān)鍵決定因素。甘宇等[21]利用2012年的CLDS數(shù)據(jù)分析時(shí)發(fā)現(xiàn)，家庭財(cái)富水平與其創(chuàng)業(yè)概率顯著正相關(guān)，即家庭創(chuàng)業(yè)面臨著金融約束的限制，其中非正規(guī)融資對(duì)農(nóng)村家庭的創(chuàng)業(yè)選擇有顯著促進(jìn)作用。

已有文獻(xiàn)關(guān)于家庭財(cái)富對(duì)于創(chuàng)業(yè)決策的影響大都單獨(dú)討論家庭資產(chǎn)配置、融資行為，尚缺乏統(tǒng)一的框架對(duì)家庭財(cái)富的整體效應(yīng)進(jìn)行研究。本文將家庭財(cái)富進(jìn)行詳細(xì)劃分，從家庭資產(chǎn)配置、金融市場(chǎng)參與情況等角度對(duì)創(chuàng)業(yè)決策的影響進(jìn)行分析。本文通過(guò)二值Probit模型檢驗(yàn)金融約束下家庭財(cái)富對(duì)于創(chuàng)業(yè)決策的影響，并嘗試以正規(guī)融資、非正規(guī)融資等為視角，考察金融約束下創(chuàng)業(yè)決策的變化。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源、模型選擇與變量描述

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用2018年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)由北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心(ISSS)發(fā)布，涵蓋中國(guó)25個(gè)省、市、自治區(qū)16 000戶(hù)家庭的全部成員，分別在2010年、2012年、2014年、2016年和2018年進(jìn)行了5次統(tǒng)計(jì)，調(diào)查分為個(gè)體、家庭和社區(qū)三個(gè)層次，社區(qū)、家庭、成人和兒童四種主體問(wèn)卷。問(wèn)卷類(lèi)型主要包括長(zhǎng)問(wèn)卷、短問(wèn)卷、代答問(wèn)卷、電訪問(wèn)卷等，旨在反映中國(guó)社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、人口、教育和健康方面的變遷。本文主要研究家庭財(cái)富對(duì)創(chuàng)業(yè)決策的影響，其中，人口特征等數(shù)據(jù)來(lái)自成人問(wèn)卷，而家庭財(cái)富、家庭創(chuàng)業(yè)決策等數(shù)據(jù)來(lái)自家庭問(wèn)卷。再根據(jù)家庭代碼對(duì)成人問(wèn)卷和家庭問(wèn)卷數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配、剔除缺失值和無(wú)效樣本后，本文選取的微觀有效樣本數(shù)量為11 954個(gè)，其中創(chuàng)業(yè)者的樣本為 1 652個(gè)，非創(chuàng)業(yè)者的樣本為 10 302個(gè)。

(二)模型選擇

創(chuàng)業(yè)決策是一個(gè)二值選擇變量，本文參考王詢(xún)等[6]對(duì)于創(chuàng)業(yè)決策的研究，采用二值選擇模型來(lái)研究家庭財(cái)富對(duì)創(chuàng)業(yè)決策的影響。勞動(dòng)者對(duì)于創(chuàng)業(yè)的決策只有兩種選擇，即創(chuàng)業(yè)=1，非創(chuàng)業(yè)=0，事件發(fā)生的概率取決于一系列解釋變量，即Prob(Y=1)=f(X)， Y=1的概率是一個(gè)關(guān)于X的函數(shù)，其中f(X)服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。具體模型設(shè)計(jì)如下：

Prob(Y=1)=f(α0+α1X1+α2X2+μi)

(1)

其中，Y表示研究樣本的家庭創(chuàng)業(yè)決策；α0是常數(shù)項(xiàng)；X1表示創(chuàng)業(yè)者的家庭財(cái)富狀況；X2表示控制變量；α1和α2表示估計(jì)參數(shù)；μi表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

(三)變量描述

1.被解釋變量

本文的被解釋變量是創(chuàng)業(yè)決策，即是否創(chuàng)業(yè)。由于創(chuàng)業(yè)決策的協(xié)作性和風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)性，創(chuàng)業(yè)決策行為往往是家庭集體決策[10]，因此，本文以家庭創(chuàng)業(yè)為研究對(duì)象，參照周洋和劉雪瑾[5]的做法，本文將問(wèn)卷中的“過(guò)去 12個(gè)月，您家是否有家庭成員從事個(gè)體經(jīng)營(yíng)或開(kāi)辦私營(yíng)企業(yè)？”作為衡量是否存在家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的標(biāo)準(zhǔn)。回答“是”的樣本作為創(chuàng)業(yè)樣本，賦值為1，回答“否”的樣本作為非創(chuàng)業(yè)樣本，賦值為0。

2.解釋變量

本文的解釋變量是家庭財(cái)富，即家庭資產(chǎn)[22-23]。家庭財(cái)富具體包括現(xiàn)金、活期及定期存款、股票賬戶(hù)現(xiàn)金余額、股票、債券、基金、期貨、住房、車(chē)輛、耐用品和貴重物品等資產(chǎn)?？紤]到一般家庭不會(huì)把農(nóng)用機(jī)械、耐用消費(fèi)品等用于創(chuàng)業(yè)，因此，本文借鑒賀洋和臧旭恒[24]的做法，在家庭資產(chǎn)中不包含上述資產(chǎn)。本文進(jìn)一步考察了家庭財(cái)富中的金融資產(chǎn)和住房資產(chǎn)對(duì)創(chuàng)業(yè)決策的影響，其中金融資產(chǎn)用問(wèn)卷中“您家現(xiàn)金及存款總額”和“金融產(chǎn)品總價(jià)”之和表示；住房資產(chǎn)則用“房子當(dāng)前市價(jià)”和“其他房產(chǎn)市價(jià)”之和表示。

3.控制變量

(1)個(gè)體特征變量

樣本的個(gè)體特征主要包括受訪者的性別、年齡、戶(hù)籍、婚姻狀況和受教育年限。對(duì)于性別、年齡、戶(hù)籍、婚姻狀況，本文將男性、農(nóng)村戶(hù)籍和已婚個(gè)體分別賦值為 1，其他賦值為 0。對(duì)于受教育年限，將從未上過(guò)學(xué)/文盲/半文盲、小學(xué)、初中、高中/中專(zhuān)/技校/職高、大專(zhuān)、大學(xué)本科、碩士及以上分別賦值為0、6、9、12、15、16、19。

(2)家庭特征變量

樣本的家庭特征變量主要包括家庭年收入、家庭人口規(guī)模、家庭汽車(chē)擁有情況。對(duì)于擁有汽車(chē)的樣本賦值為1，其他賦值為 0。

(3)區(qū)域特征變量

為控制區(qū)域的影響，本文按照國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的劃分標(biāo)準(zhǔn)將樣本劃分為西部、中部、東部和東北四個(gè)區(qū)域，分別用0，1，2，3表示。其中，東部包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東和廣東；中部包括山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部包括廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西和甘肅；東北包括遼寧、吉林和黑龍江。

(四)描述性統(tǒng)計(jì)

變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。從表1可以看出，全樣本中創(chuàng)業(yè)者占比為13.80%，平均家庭財(cái)富為76.290萬(wàn)元，其中創(chuàng)業(yè)家庭的平均財(cái)富為106.377萬(wàn)元，是非創(chuàng)業(yè)家庭平均財(cái)富71.466萬(wàn)元的1.490倍。無(wú)論家庭是否創(chuàng)業(yè)，住房資產(chǎn)在家庭財(cái)富占比都比較高。受訪者平均年齡為35.810歲，平均受教育年限為8.804年，平均家庭規(guī)模為每家4.704人，其中創(chuàng)業(yè)者平均年齡為34.827歲略低于非創(chuàng)業(yè)者的35.967歲，從受教育年限來(lái)看，創(chuàng)業(yè)者接受了更多教育，并且創(chuàng)業(yè)者家庭規(guī)模略大于非創(chuàng)業(yè)者家庭。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

三、經(jīng)驗(yàn)分析

(一)家庭財(cái)富對(duì)創(chuàng)業(yè)決策的影響：Probit結(jié)果

本文首先檢驗(yàn)了家庭財(cái)富對(duì)創(chuàng)業(yè)決策的影響，并且考察了金融資產(chǎn)和住房資產(chǎn)對(duì)不同家庭創(chuàng)業(yè)決策的差異性結(jié)果。表 2報(bào)告了Probit模型的回歸結(jié)果。

表2 家庭財(cái)富對(duì)創(chuàng)業(yè)決策的影響：Probit結(jié)果

注：***、**和*分別表示在 1%、5%和 10%水平上顯著；括號(hào)中數(shù)值為t值；下同。

從表2可以看出，模型Ⅰ表示家庭財(cái)富的創(chuàng)業(yè)模型回歸結(jié)果，結(jié)果顯示，家庭財(cái)富與創(chuàng)業(yè)決策正相關(guān)，且在5%的水平上顯著，家庭財(cái)富越多創(chuàng)業(yè)的可能性越大，與馮大威[1]的估計(jì)結(jié)果一致。預(yù)期創(chuàng)業(yè)會(huì)對(duì)潛在創(chuàng)業(yè)者的家庭財(cái)富較為敏感，越富有的家庭就更有可能創(chuàng)業(yè)[20]。模型Ⅱ表示住房資產(chǎn)對(duì)創(chuàng)業(yè)決策的影響，結(jié)果顯示，住房資產(chǎn)對(duì)創(chuàng)業(yè)決策影響顯著，住房資產(chǎn)不僅具有“財(cái)富效應(yīng)”還具有“信貸效應(yīng)”。住房資產(chǎn)價(jià)值增加了產(chǎn)權(quán)所有者的家庭財(cái)富，除此之外，當(dāng)創(chuàng)業(yè)者面臨金融約束時(shí)可以將住房資產(chǎn)作為抵押物從而獲得融資。吳曉瑜等[18]認(rèn)為，房?jī)r(jià)上漲會(huì)對(duì)創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生“替代效應(yīng)”，Li和Wu[25]使用英國(guó)的創(chuàng)業(yè)市場(chǎng)數(shù)據(jù)和中國(guó)的相關(guān)調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行比較分析，得出房?jī)r(jià)上漲會(huì)抑制家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的發(fā)生。朱新蓉和熊禮慧[22]得出了不同的結(jié)論，房?jī)r(jià)造成城市家庭增加消費(fèi)減少創(chuàng)業(yè)，而對(duì)于農(nóng)村地區(qū)來(lái)說(shuō)房?jī)r(jià)上漲意味著家庭資產(chǎn)增加、金融約束的緩解，因此家庭創(chuàng)業(yè)增加。本文并未討論房?jī)r(jià)上漲對(duì)創(chuàng)業(yè)決策的影響，但是住房作為資產(chǎn)對(duì)于創(chuàng)業(yè)有顯著促進(jìn)作用。模型Ⅲ表示了金融資產(chǎn)對(duì)創(chuàng)業(yè)的顯著促進(jìn)作用。流動(dòng)性較高的金融資產(chǎn)為創(chuàng)業(yè)的原始資金提供了有效的幫助，家庭在配置家庭資產(chǎn)時(shí)面臨個(gè)人能力約束，金融知識(shí)水平?jīng)Q定了家庭財(cái)產(chǎn)配置，這與尹志超等[9]得出的金融知識(shí)水平越高創(chuàng)業(yè)的可能性越大的結(jié)論相一致。

從控制變量來(lái)看，受教育年限越高，其創(chuàng)業(yè)的動(dòng)機(jī)越強(qiáng)，創(chuàng)業(yè)的可能性越大?；橐鰻顩r對(duì)創(chuàng)業(yè)決策影響顯著，印證了“先成家后立業(yè)”的傳統(tǒng)思想。家庭規(guī)模越大，可能擁有的社會(huì)資源越多，因此家庭選擇創(chuàng)業(yè)概率越高，這與甘宇等[21]的結(jié)論一致。

(二)家庭財(cái)富對(duì)創(chuàng)業(yè)決策的影響：稀有事件回歸

從樣本的描述性統(tǒng)計(jì)可以看出，創(chuàng)業(yè)者樣本數(shù)為1 652個(gè)，非創(chuàng)業(yè)者樣本數(shù)為10 302個(gè)，創(chuàng)業(yè)發(fā)生的概率僅為13.80%。由于大部分勞動(dòng)者選擇受雇就業(yè)而非創(chuàng)業(yè)，意味著勞動(dòng)者選擇創(chuàng)業(yè)是小概率事件。為了避免二值Probit模型的估計(jì)偏差，也就是“稀有事件偏差”，本文使用“補(bǔ)對(duì)數(shù)—對(duì)數(shù)模型” 進(jìn)行修正偏誤，回歸結(jié)果如表3所示。

表3 家庭財(cái)富對(duì)創(chuàng)業(yè)決策的影響：稀有事件回歸

從表3可以看出，模型Ⅰ、模型Ⅱ和模型Ⅲ分別表示家庭財(cái)富、住房資產(chǎn)和金融資產(chǎn)對(duì)創(chuàng)業(yè)決策的回歸結(jié)果。擁有家庭財(cái)富和金融資產(chǎn)越多的家庭創(chuàng)業(yè)可能性越大，其結(jié)果在1%水平上顯著；住房資產(chǎn)對(duì)于創(chuàng)業(yè)決策的影響在5%水平上顯著。稀有事件回歸結(jié)果與表2一致，即家庭財(cái)富越多創(chuàng)業(yè)可能性越大，回歸結(jié)果依然穩(wěn)健，并且家庭財(cái)富對(duì)創(chuàng)業(yè)決策的影響程度更大。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

上文表2結(jié)果表明，家庭財(cái)富越多創(chuàng)業(yè)可能性越大，但是家庭財(cái)富與創(chuàng)業(yè)決策之間可能存在“自選擇”行為，即家庭財(cái)富的多少會(huì)影響家庭成員創(chuàng)業(yè)決策，而家庭成員也會(huì)根據(jù)家庭財(cái)富特征狀況作出是否創(chuàng)業(yè)的選擇。

家庭財(cái)富變化不完全外生，年收入水平較高的家庭可能擁有更多財(cái)富。將工資作為收入主要來(lái)源的家庭年收入越多，創(chuàng)業(yè)的機(jī)會(huì)成本越高，由此降低了勞動(dòng)者創(chuàng)業(yè)的動(dòng)機(jī)。本文在之前回歸的基礎(chǔ)上加入被調(diào)查者家庭年收入作為控制變量，通過(guò)表4可以看出，家庭財(cái)富、住房資產(chǎn)、金融資產(chǎn)系數(shù)的符號(hào)和顯著性沒(méi)有受到影響。家庭收入水平越高，擁有的金融資產(chǎn)和住房資產(chǎn)數(shù)量越多、質(zhì)量越好，對(duì)創(chuàng)業(yè)決策的影響越顯著?；貧w結(jié)果穩(wěn)健，說(shuō)明在其他條件不變的情況下，家庭財(cái)富越多勞動(dòng)者創(chuàng)業(yè)的可能性越大。

表4 家庭財(cái)富對(duì)創(chuàng)業(yè)決策的影響： 加入家庭收入

創(chuàng)業(yè)決策可能影響家庭財(cái)富并且導(dǎo)致因果聯(lián)立性問(wèn)題，創(chuàng)業(yè)增加家庭收入，家庭收入的增多加速財(cái)富累積。為了確保家庭財(cái)富對(duì)創(chuàng)業(yè)決策的影響具有穩(wěn)健性，本文使用傾向得分匹配法進(jìn)一步驗(yàn)證。為了比較擁有較多家庭財(cái)富與擁有較少家庭財(cái)富對(duì)創(chuàng)業(yè)決策影響的差異，最理想的狀況是能夠獲得同一勞動(dòng)者擁有較多家庭財(cái)富與擁有較少家庭財(cái)富情況下的創(chuàng)業(yè)決策情況，然而，這是不成立的“反事實(shí)”情況。同一勞動(dòng)者只能觀測(cè)到其中一種情況，即是多財(cái)富家庭或非多財(cái)富家庭。本文通過(guò)設(shè)置虛擬變量把樣本家庭分為兩組——實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組，即多財(cái)富家庭與非多財(cái)富家庭。傾向得分匹配法則可以構(gòu)建“反事實(shí)框架”來(lái)進(jìn)一步檢驗(yàn)家庭財(cái)富對(duì)創(chuàng)業(yè)決策影響結(jié)果的穩(wěn)健性，如表5所示。

表5顯示了運(yùn)用近鄰匹配、半徑匹配、核匹配的結(jié)果，即家庭財(cái)富對(duì)創(chuàng)業(yè)決策的影響。處理組平均處理效應(yīng)的結(jié)果顯示，在消除了多財(cái)富家庭與非多財(cái)富家庭之間的可觀測(cè)個(gè)體特征差異后，家庭財(cái)富對(duì)創(chuàng)業(yè)決策仍然存在顯著的正向影響，這與前文的檢驗(yàn)結(jié)果相一致，驗(yàn)證了前文結(jié)果的穩(wěn)健性。

表5 家庭財(cái)富對(duì)創(chuàng)業(yè)決策的影響： 傾向得分匹配結(jié)果

注：近鄰匹配中K=4；半徑匹配中半徑設(shè)定為 0.01。

(四)異質(zhì)性分析

1.不同家庭財(cái)富水平對(duì)創(chuàng)業(yè)決策的影響

為了討論不同家庭財(cái)富水平對(duì)于創(chuàng)業(yè)決策的差異，本文將家庭財(cái)富水平等量劃分成四組，即家庭財(cái)富水平處于0—25%位置、家庭財(cái)富水平處于25%—50%位置、家庭財(cái)富水平處于50%—75%位置以及家庭財(cái)富水平處于75%—100%位置的樣本，具體回歸結(jié)果如表6所示。

表6 家庭財(cái)富對(duì)創(chuàng)業(yè)決策的影響：分財(cái)富階層回歸

從整體上看，家庭財(cái)富對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響在家庭財(cái)富水平處于0—25%和家庭財(cái)富水平處于50%—75%位置的樣本有顯著促進(jìn)作用，家庭財(cái)富水平處于25%—50%的樣本對(duì)創(chuàng)業(yè)影響不顯著，而對(duì)家庭財(cái)富水平處于75%—100%位置的樣本創(chuàng)業(yè)決策在10%水平上有顯著抑制作用。一種可能的解釋是，中產(chǎn)家庭一般具有穩(wěn)定的工作和收入來(lái)源，所以，創(chuàng)業(yè)的偏好較弱，另一方面中產(chǎn)家庭所持有的資金可能并未達(dá)到機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)的資金門(mén)檻。財(cái)富水平較低的家庭，創(chuàng)業(yè)往往面臨著金融約束，持有的財(cái)富越多越有利于創(chuàng)業(yè)決策，一方面他們可能從事低成本的生存型創(chuàng)業(yè)，另一方面創(chuàng)業(yè)者可能會(huì)通過(guò)借貸等方式獲得啟動(dòng)資金。對(duì)于財(cái)富水平較高的家庭，家庭財(cái)富對(duì)創(chuàng)業(yè)決策的作用隨著財(cái)富的增加而減弱，處于財(cái)富水平75%—100%的家庭的作用顯著為負(fù)，對(duì)于高凈值人群而言，投資機(jī)會(huì)較多，與創(chuàng)業(yè)相比他們具有更好的收入渠道。

2.不同區(qū)域家庭財(cái)富對(duì)創(chuàng)業(yè)決策的影響

表7的回歸結(jié)果顯示，家庭財(cái)富對(duì)于農(nóng)村家庭的創(chuàng)業(yè)影響更為顯著，而對(duì)于城市家庭的影響則不顯著。這是由于地區(qū)金融發(fā)展水平的差異，農(nóng)村地區(qū)受到金融約束獲得融資難度較高，家庭財(cái)富水平?jīng)Q定了可以獲得外部融資的規(guī)模，由此家庭財(cái)富作為創(chuàng)業(yè)的原始資金顯得格外重要。家庭財(cái)富對(duì)于中部、西部、東北地區(qū)的樣本創(chuàng)業(yè)決策影響顯著，對(duì)東部地區(qū)影響則不顯著。中國(guó)東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，金融市場(chǎng)開(kāi)放程度大，因此創(chuàng)業(yè)者可能更容易從多種渠道獲得創(chuàng)業(yè)融資，由此，家庭財(cái)富對(duì)于創(chuàng)業(yè)的影響不顯著。家庭創(chuàng)業(yè)行為存在顯著的城鄉(xiāng)差異和區(qū)域差異，農(nóng)村和欠發(fā)達(dá)地區(qū)家庭創(chuàng)業(yè)是受到金融約束的影響更大，由于金融約束的存在使得家庭創(chuàng)業(yè)決策與家庭財(cái)富水平顯著正相關(guān)[23]。

表7 家庭財(cái)富對(duì)創(chuàng)業(yè)決策的影響：分區(qū)域回歸

(五)進(jìn)一步討論

創(chuàng)業(yè)融資門(mén)檻與地區(qū)金融發(fā)展水平有關(guān)，金融發(fā)展水平越高創(chuàng)業(yè)融資門(mén)檻越低[20]。本文進(jìn)一步探討金融市場(chǎng)參與情況、正規(guī)融資和非正規(guī)融資對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響，具體回歸結(jié)果如表8所示。

表8 金融市場(chǎng)參與、正規(guī)融資和非正規(guī)融資對(duì)創(chuàng)業(yè)決策的影響

為了考察家庭金融市場(chǎng)參與情況對(duì)創(chuàng)業(yè)決策的影響，借鑒息晨[26]的做法，本文將問(wèn)卷中“您家現(xiàn)在是否持有金融產(chǎn)品，如股票、基金、國(guó)債、信托產(chǎn)品、外匯產(chǎn)品等？”回答為“是”的樣本看作是金融市場(chǎng)參與者，賦值為1，反之為非金融市場(chǎng)參與者，賦值為0。表8的模型I顯示，金融市場(chǎng)參與在1%水平上顯著抑制了家庭創(chuàng)業(yè)決策，這與李云娥和文博[27]得出的結(jié)論類(lèi)似。表8的模型Ⅱ、模型Ⅲ和模型Ⅳ分別表示是否有銀行貸款、親友借貸和民間借貸。從回歸結(jié)果來(lái)看，銀行貸款、親友借貸和民間借貸都對(duì)創(chuàng)業(yè)決策有促進(jìn)作用，皆在10%水平上顯著，也就是說(shuō)參與正規(guī)融資和非正規(guī)融資的家庭更有可能選擇創(chuàng)業(yè)。通常正規(guī)融資是以借款者的財(cái)富、資產(chǎn)和抵押品作為還款能力的衡量標(biāo)準(zhǔn)，而非正規(guī)融資則是以社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、關(guān)系和信譽(yù)為擔(dān)保。在正規(guī)融資發(fā)展緩慢的地區(qū)，非正規(guī)融資作為補(bǔ)充性金融支持促進(jìn)了地區(qū)創(chuàng)業(yè)水平的提高[21]。

四、結(jié)論與政策建議

通過(guò)理論分析和經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)，本文主要得出以下結(jié)論：

第一，家庭財(cái)富與創(chuàng)業(yè)決策顯著正相關(guān)，即家庭財(cái)富越多創(chuàng)業(yè)可能性越大。其中，家庭持有的金融資產(chǎn)，如現(xiàn)金、銀行存款等可以為創(chuàng)業(yè)提供現(xiàn)金流，因此，持有金融資產(chǎn)可以增加創(chuàng)業(yè)的可能性。住房資產(chǎn)在中國(guó)家庭財(cái)富中占有較大比重，其流動(dòng)性雖然低于金融資產(chǎn)，但是可以成為獲取融資時(shí)的抵押物，在一定程度上對(duì)創(chuàng)業(yè)具有促進(jìn)作用。

第二，在考察不同家庭財(cái)富分布水平下的樣本時(shí)可以發(fā)現(xiàn)，家庭財(cái)富對(duì)創(chuàng)業(yè)決策的影響有所差異。家庭財(cái)富對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響在家庭財(cái)富水平處于0—25%和家庭財(cái)富水平處于50%—75%位置的樣本有顯著促進(jìn)作用，而對(duì)家庭財(cái)富水平處于75%—100%位置的樣本創(chuàng)業(yè)決策存在顯著抑制作用，這是因?yàn)榧彝ヘ?cái)富多的個(gè)體保留工資更高，他們更傾向于投資于收益更高的項(xiàng)目。

第三，勞動(dòng)者購(gòu)買(mǎi)股票、債券等金融產(chǎn)品對(duì)于創(chuàng)業(yè)決策具有替代作用，即金融市場(chǎng)參與降低了創(chuàng)業(yè)的可能性。銀行貸款、親友借貸和民間借貸從一定程度上滿(mǎn)足創(chuàng)業(yè)者對(duì)創(chuàng)業(yè)資金的需求，從而起到對(duì)創(chuàng)業(yè)決策的促進(jìn)作用。

基于以上結(jié)論，本文提出如下政策建議：

第一，金融約束的存在使得創(chuàng)業(yè)者往往面臨啟動(dòng)資金壓力，唯有降低創(chuàng)業(yè)門(mén)檻、增加創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)，才能實(shí)現(xiàn)以創(chuàng)業(yè)帶動(dòng)就業(yè)。一方面，政府應(yīng)當(dāng)搭建創(chuàng)業(yè)服務(wù)平臺(tái)，加強(qiáng)資源整合、拓展信息發(fā)布渠道，使創(chuàng)業(yè)者節(jié)約信息獲取成本，另一方面，加大開(kāi)展創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)、職業(yè)技能培訓(xùn)等活動(dòng)的力度，為創(chuàng)業(yè)企業(yè)增加人力資本，從而緩解創(chuàng)業(yè)者由于缺乏家庭財(cái)富而帶來(lái)的創(chuàng)業(yè)資金阻礙。

第二，落實(shí)扶持創(chuàng)業(yè)企業(yè)發(fā)展的各項(xiàng)優(yōu)惠政策。為符合要求的創(chuàng)業(yè)企業(yè)提供研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除、固定資產(chǎn)加速折舊等稅收優(yōu)惠政策；推廣企業(yè)轉(zhuǎn)增股本分期繳納個(gè)人所得稅、股權(quán)獎(jiǎng)勵(lì)分期繳納個(gè)人所得稅等試點(diǎn)政策；發(fā)揮政府采購(gòu)職能，支持創(chuàng)業(yè)發(fā)展，加大創(chuàng)新產(chǎn)品和服務(wù)的采購(gòu)力度。通過(guò)優(yōu)化財(cái)稅政策，強(qiáng)化創(chuàng)業(yè)扶持，為“大眾創(chuàng)業(yè)，萬(wàn)眾創(chuàng)新”提供基本保障。

第三，發(fā)揮金融主管部門(mén)的信貸引導(dǎo)作用，提高銀行金融服務(wù)專(zhuān)業(yè)化水平，對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)給予股權(quán)和債權(quán)融資支持。支持互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展，鼓勵(lì)創(chuàng)業(yè)融資新模式。規(guī)范親友借貸、民間借貸等非正規(guī)融資方式，合理宣傳金融產(chǎn)品，避免傳播不正確金融知識(shí)，為創(chuàng)業(yè)者營(yíng)造綠色健康的金融環(huán)境。

第四，加強(qiáng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)，推動(dòng)知識(shí)產(chǎn)權(quán)質(zhì)押融資等知識(shí)產(chǎn)權(quán)金融發(fā)展。為創(chuàng)業(yè)提供擔(dān)保貸款，完善知識(shí)產(chǎn)權(quán)估值、質(zhì)押和流轉(zhuǎn)體系的構(gòu)建，可能會(huì)成為緩解金融約束和家庭財(cái)富限制對(duì)于創(chuàng)業(yè)阻礙作用的有效方式。