■盛三化 李華

一、引言

創(chuàng)業(yè)是促進經(jīng)濟發(fā)展的重要驅(qū)動力量，是我國經(jīng)濟新常態(tài)下發(fā)展的新動能[1]。自2014年首次提出“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”，到十九大提出“讓更多社會主體投身于創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)之中”以來，創(chuàng)業(yè)已經(jīng)成為促進就業(yè)增長的重要源泉。2019年，我國新登記企業(yè)達到739.1 萬戶，創(chuàng)業(yè)公司在互聯(lián)網(wǎng)招聘人數(shù)達到263.64 萬人，新登記注冊青年創(chuàng)業(yè)者446.7 萬人，大學生創(chuàng)業(yè)者74.1萬人①。然而，盡管國家出臺的一系列扶持政策給予創(chuàng)業(yè)者與待創(chuàng)業(yè)者良好的環(huán)境，但由于創(chuàng)業(yè)活動本身具有的高風險性與高不確定性，使得潛在創(chuàng)業(yè)者中途放棄的情形屢見不鮮。

因此，研究創(chuàng)業(yè)選擇成為近年來國內(nèi)外學術界的焦點話題。學者們主要從外部環(huán)境（宏觀）和內(nèi)部特征（微觀）兩個層面探討了創(chuàng)業(yè)的影響因素：宏觀因素主要與創(chuàng)業(yè)者所處的經(jīng)濟社會環(huán)境相關，包括流動性約束[2]、金融約束[3]、政府管制[4]、社會規(guī)范[5，6]、房價[7，8]、外商直接投資[9]等；微觀因素主要與創(chuàng)業(yè)者個人及家庭特征相關，包括年齡結(jié)構(gòu)[10，11]、性別[12]、風險態(tài)度[13，14]、宗教信仰[15]、婚姻[16]、人力資本[17，18]等。

作為影響個體思考與決策的重要因素，微觀的心理特征由于難以準確測度而往往被擱置。隨著認知經(jīng)濟學和行為金融學的蓬勃發(fā)展，創(chuàng)業(yè)作為一項高風險與高不確定性交織的復雜活動，開始與認知能力相聯(lián)系[19，20]，但作為認知偏差特征之一的過度自信與家庭創(chuàng)業(yè)選擇之間的關系卻鮮有學者問津。同時，除了潛在創(chuàng)業(yè)者的個體心理特征，其所處的適宜創(chuàng)業(yè)環(huán)境也是他們做出創(chuàng)業(yè)決策的重要推動力，因此外部環(huán)境如金融約束是否會影響個體認知能力與創(chuàng)業(yè)決策之間的關系也亟待微觀數(shù)據(jù)的佐證。

基于此，本文構(gòu)建過度自信指標，利用中國家庭金融調(diào)查（CHFS2017）數(shù)據(jù)，實證探討了過度自信與家庭創(chuàng)業(yè)選擇之間的關系，并檢驗了金融環(huán)境對兩者關系的正向調(diào)節(jié)作用。通過研究居民心理特征、金融環(huán)境對創(chuàng)業(yè)的影響，不僅能從微觀視角厘清三者之間的關系，也能為我國創(chuàng)業(yè)政策、金融政策的制定與完善提供一定的參考。

二、理論分析與研究假設

（一）過度自信與創(chuàng)業(yè)選擇

“過度自信”一詞最早來自社會心理學，是指由于信仰、情感、偏見和直覺等主觀心理因素的影響，個體對自己能力產(chǎn)生過度自信的錯覺，如高估自己做事的成功率與獲取信息的準確性，也即賦予自己信息的權(quán)重遠高于事實上的權(quán)重[21]。隨著認知經(jīng)濟學和行為金融學的進一步發(fā)展，過度自信作為重要的人格特質(zhì)與個體的決策判斷、市場參與等行為的聯(lián)系愈加緊密[22—24]。創(chuàng)業(yè)者這一群體是在不確定環(huán)境下承擔風險并進行決策的個體集合，他們的創(chuàng)業(yè)行為往往伴隨著大量的非理性判斷與認知偏差，因此相比普通的管理人更容易產(chǎn)生過度自信[25]。一般而言，創(chuàng)業(yè)意味著選擇承擔失敗帶來的風險以及放棄作為被雇傭者的機會成本，經(jīng)濟體中“理性人”會由于不確定性帶來的高失敗率而止步，而非理性的、過度自信的個體往往樂觀且勇于面對挑戰(zhàn)，同時會高估自身的判斷力和創(chuàng)業(yè)才能，低估甚至忽略創(chuàng)業(yè)活動存在的風險，進而采取激進而冒險的行動。

國外研究中，F(xiàn)itzsimmons 等[26]論證了過度自信與創(chuàng)業(yè)意圖的關系，發(fā)現(xiàn)過度自信程度越高的個體創(chuàng)業(yè)意圖更加明確；Townsend 等[27]以316 位初創(chuàng)公司的企業(yè)家作為研究樣本，發(fā)現(xiàn)公司創(chuàng)建決策主要基于個人對自身能力的期望，對潛在成果有高度信心的潛在企業(yè)家很可能創(chuàng)辦新企業(yè)；Simon等[28]深入調(diào)查55 家小公司，指出在激烈的競爭環(huán)境中，企業(yè)家的過度自信是影響其創(chuàng)業(yè)行為的關鍵因素；Indy等[29]通過分析173 名學生和253 名中小企業(yè)主的調(diào)查問卷，發(fā)現(xiàn)過度自信與創(chuàng)業(yè)意圖顯著相關，但與創(chuàng)業(yè)導向的關系尚不明確。國內(nèi)關于過度自信與創(chuàng)業(yè)決策的文獻較少，一般是基于行為經(jīng)濟學與創(chuàng)業(yè)認知理論分析認知偏差對創(chuàng)業(yè)意愿形成的促進作用。趙文紅等[30]通過分析超過百名連續(xù)創(chuàng)業(yè)者的調(diào)查問卷，研究發(fā)現(xiàn)過度自信的特征會導致個體傾向于選擇連續(xù)創(chuàng)業(yè)；李敏等[31]通過303 份有效樣本驗證了過度自信能夠促進創(chuàng)業(yè)意愿的形成。

綜上，本文認為個體的過度自信特征能夠推動創(chuàng)業(yè)意愿的形成，促進創(chuàng)業(yè)決策的落地。

H1：過度自信正向影響創(chuàng)業(yè)選擇。

（二）過度自信、金融環(huán)境與創(chuàng)業(yè)選擇

除了創(chuàng)業(yè)者本身的認知特征，創(chuàng)業(yè)環(huán)境也是分析創(chuàng)業(yè)行為時需要考慮的重要因素，創(chuàng)業(yè)者會根據(jù)外部環(huán)境的變化做出不同的決策判斷[32]。Baron[33，34]認為，創(chuàng)業(yè)者的認知偏差之所以遠超常人，是因為他們所處的外部環(huán)境起到了放大作用；創(chuàng)業(yè)決策受個體、環(huán)境等因素的多重影響，其中外部環(huán)境的變化會導致相同的決策方式出現(xiàn)不同的決策結(jié)果。李濤等[20]研究發(fā)現(xiàn)制度環(huán)境的變化會調(diào)節(jié)認知能力對創(chuàng)業(yè)選擇的影響，在行業(yè)管制較低的環(huán)境下，認知能力高的人更愿意選擇創(chuàng)業(yè)。因此，在不同的外部環(huán)境下，過度自信的個體做出的創(chuàng)業(yè)決策很可能會存在一定程度的異質(zhì)性。

金融約束是制約居民是否選擇創(chuàng)業(yè)的重要因素之一，這是因為創(chuàng)業(yè)一般需要一筆不菲的啟動成本，使得信貸支持力度成為鼓勵更多人成為創(chuàng)業(yè)者的重要條件。張?zhí)K等[35]研究發(fā)現(xiàn)金融環(huán)境對大學生選擇創(chuàng)業(yè)起到了良好的激勵作用；朱紅根等[36]則在農(nóng)村樣本中發(fā)現(xiàn)，融資渠道、低息貸款、創(chuàng)業(yè)基金等衡量金融環(huán)境的指標與農(nóng)民的創(chuàng)業(yè)意愿顯著相關；梁青青[4]研究發(fā)現(xiàn)信貸約束及信貸可得性與機會型創(chuàng)業(yè)之間存在顯著關系，地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動在一定程度上依賴于地區(qū)金融環(huán)境的狀況。對于過度自信者來說，他們往往會高估事件的成功率，只要能獲得資金支持，他們便會有很高的創(chuàng)業(yè)傾向。

綜上，本文認為在不同的金融環(huán)境下，過度自信與創(chuàng)業(yè)選擇之間的相關程度不同，且金融環(huán)境越好，過度自信對家庭創(chuàng)業(yè)選擇的促進作用越大。

H2：金融環(huán)境在過度自信與創(chuàng)業(yè)選擇之間起到正向調(diào)節(jié)作用。

三、研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自西南財經(jīng)大學中國家庭金融調(diào)查與研究中心進行的2017年中國家庭金融調(diào)查（CHFS）。該調(diào)查數(shù)據(jù)樣本分布于全國29 個省、市、自治區(qū)，調(diào)查內(nèi)容涵蓋社區(qū)、家庭、個人三個層面，問卷內(nèi)容覆蓋了人口學特征、家庭財富、收入和資產(chǎn)以及主觀態(tài)度等[37]，為本文研究過度自信、金融環(huán)境與家庭創(chuàng)業(yè)選擇與回報的關系提供了良好的數(shù)據(jù)支持。同時，為保持樣本的有效性與多樣性，本文還合并了CHFS2015的部分變量數(shù)據(jù)②。

為提高研究結(jié)論的可信度，本文將對樣本做以下預處理：第一，剔除存在缺失或無效值的樣本，以確保樣本完整性和連續(xù)性；第二，將戶主年齡限定在18～65歲，以減少因戶主年齡所帶來的結(jié)果偏誤；第三，對各項經(jīng)濟指標進行縮尾處理，以緩解因樣本異常值所造成的偏誤。本文以家庭為單位，最終得到有效家庭樣本22551戶。

（二）變量說明與描述性統(tǒng)計

本文的被解釋變量為家庭是否創(chuàng)業(yè)（Entre）。借鑒尹志超等[38]定義家庭創(chuàng)業(yè)的方法，根據(jù)CHFS2017 調(diào)查問卷的問題“目前，您家是否從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營項目，包括個體戶、租賃、運輸、網(wǎng)店、經(jīng)營企業(yè)等？”，將回答“是”的家庭定義為創(chuàng)業(yè)家庭。

本文的核心解釋變量為過度自信（Over_confi）。借鑒高楠等[23]、弋代春等[24]定義過度自信指標的方法，根據(jù)CHFS2017 調(diào)查問卷獲取住戶所住房屋的面積與自我估值（estimated value），再根據(jù)同一社區(qū)內(nèi)其他住戶的房屋面積與估值計算得出社區(qū)單位房價估值，將社區(qū)單位房價估值與住戶所住房屋面積的乘積視為房屋實際價值（real value），自我估值與實際價值的偏離即為過度自信水平：

本文的調(diào)節(jié)變量為金融環(huán)境（Fin）。王燕等[39]以家庭擁有信用卡和活期存款賬戶的數(shù)量作為金融服務獲得性的代理變量；項質(zhì)略等[40]將家庭金融可得性指標定義為信貸存量總額。本文則根據(jù)家庭金融資產(chǎn)的持有量來度量家庭享受到的金融環(huán)境——家庭持有金融資產(chǎn)越多，該家庭所得到的金融供給就越多，所享受的金融環(huán)境越好。CHFS2017 所定義的家庭金融資產(chǎn)包括活期存款、定期存款、股票、基金、理財產(chǎn)品、債券、衍生品、非人民幣資產(chǎn)、黃金、現(xiàn)金、借出款和其他金融資產(chǎn)共12項。

與已有研究文獻相似，本文也控制了其他影響家庭創(chuàng)業(yè)行為的變量，主要分為戶主、家庭、地區(qū)三個層面。戶主特征選擇了年齡（Age）、性別（Gen?der）、婚姻狀況（Married）、受教育程度（Education）、身體狀況（Health）、政治面貌（Political）等變量；家庭特征選擇了家庭規(guī)模（Size）、家庭總資產(chǎn)（Asset）、家庭總收入（Income）、戶籍性質(zhì)（Rural）等變量；地區(qū)特征則控制了家庭所處區(qū)域（Region）。

各變量的定義及描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。數(shù)據(jù)顯示：22551戶家庭樣本中，創(chuàng)業(yè)家庭比例為17.1%，即有3852戶家庭當前有創(chuàng)業(yè)行為；過度自信指標的均值為0.289，表示樣本家庭普遍存在高估自有房產(chǎn)價值的心理，過度自信水平較高。表2進一步報告了分組的描述性統(tǒng)計，創(chuàng)業(yè)組與未創(chuàng)業(yè)組的數(shù)據(jù)對比顯示：創(chuàng)業(yè)家庭過度自信指標的均值顯著高于未創(chuàng)業(yè)家庭，初步顯示過度自信與創(chuàng)業(yè)選擇之間可能存在正相關性；創(chuàng)業(yè)組所獲得的金融供給更高，其家庭金融環(huán)境遠好于未創(chuàng)業(yè)組；選擇創(chuàng)業(yè)的家庭戶主更年輕，男性比例、已婚比例、受教育程度更高，健康水平、黨員比例更低；創(chuàng)業(yè)家庭的資產(chǎn)和收入顯著高于未創(chuàng)業(yè)組，戶籍性質(zhì)為城鎮(zhèn)的比例更高。

表1 變量定義與描述性統(tǒng)計

表2 分組描述性統(tǒng)計

（三）計量模型

首先，本文構(gòu)建Probit模型（1）來考察過度自信與家庭創(chuàng)業(yè)選擇之間的關系；進一步地，按照溫忠麟等[41]檢驗調(diào)節(jié)效應的方法，在模型（1）中加入交互項，構(gòu)建Probit模型（2）來檢驗金融環(huán)境在過度自信與創(chuàng)業(yè)選擇之間的調(diào)節(jié)作用。其中，Xi為涵蓋了戶主、家庭、地區(qū)三個層面的控制變量組，εi為隨機誤差項：

四、實證分析

（一）過度自信對家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響

本文首先基于22551戶家庭樣本實證分析了過度自信對家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響，表3報告了模型（1）的檢驗結(jié)果。其中（1）至（4）列分別為未加入控制變量、僅控制戶主特征、家庭特征和地區(qū)特征后的回歸結(jié)果；（5）列為控制上述所有變量后的回歸結(jié)果；（6）和（7）列為使用Logit 和OLS 估計方法后的回歸結(jié)果。從（1）至（5）列的Probit 模型回歸結(jié)果可知，無論選擇何種估計模型，過度自信與家庭創(chuàng)業(yè)的估計系數(shù)值始終為正且在5%的統(tǒng)計水平上顯著，表明過度自信水平正向促進了家庭創(chuàng)業(yè)選擇。H1 得到驗證。（6）和（7）列報告的Logit 和OLS 回歸結(jié)果也與Probit 回歸結(jié)果基本一致，進一步佐證了過度自信與家庭創(chuàng)業(yè)選擇之間存在顯著的正相關關系，表明過度自信水平是家庭是否選擇創(chuàng)業(yè)的重要影響因素之一。

表3 過度自信對家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響：基準回歸

戶主特征控制變量組估計結(jié)果顯示：戶主年齡估計系數(shù)為負，表明年齡越小越傾向于創(chuàng)業(yè)，這是因為年長者盡管擁有更多的經(jīng)驗與資本，但受限于精力、風險承擔能力不足等因素，其創(chuàng)業(yè)概率會大幅下滑[42]。戶主性別、婚姻狀況的估計系數(shù)為正，表明戶主為男性、已婚者的家庭創(chuàng)業(yè)概率更高。陳曉東[16]認為婚姻對男性存在“資源拓展機制”的作用，即婚姻有利于男性獲得更多的人脈、緩解資金約束，進而提升其創(chuàng)業(yè)概率。戶主受教育情況、健康水平和政治面貌的估計系數(shù)為負，表明戶主學歷越低、越健康、非黨員的家庭創(chuàng)業(yè)概率更高，這可能是因為高學歷群體的工作環(huán)境一般更優(yōu)渥，身體不健康的群體往往面臨更多的醫(yī)療費用，黨員則更可能在體制內(nèi)找到更好的工作，這三類群體創(chuàng)業(yè)的機會成本更高，使得他們更傾向于選擇穩(wěn)定的工作。

家庭特征控制變量組估計結(jié)果顯示：家庭規(guī)模、家庭總資產(chǎn)和家庭總收入的估計系數(shù)為正，表明家庭人口數(shù)越多、資產(chǎn)和收入越高的家庭越傾向于創(chuàng)業(yè)；家庭戶籍估計系數(shù)顯示，城鎮(zhèn)家庭的創(chuàng)業(yè)概率高于農(nóng)村家庭。這可能是因為隨著家庭人口數(shù)的增多，撫養(yǎng)下一代、照料上一代的壓力增大，推動家庭選擇創(chuàng)業(yè)以擴大收入[43]；由于創(chuàng)業(yè)選擇過程中存在流動性約束，家庭財富有利于潛在創(chuàng)業(yè)者達成創(chuàng)業(yè)的目標[44]；城鎮(zhèn)居民比農(nóng)村居民享有更好的創(chuàng)業(yè)環(huán)境與創(chuàng)業(yè)機會，即擁有更多創(chuàng)業(yè)的前置條件。

上述回歸結(jié)果表明，過度自信水平會顯著影響家庭選擇創(chuàng)業(yè)的概率，即過度自信水平越高，家庭越傾向于創(chuàng)業(yè)，那么過度自信是否會影響到家庭創(chuàng)業(yè)的表現(xiàn)呢？本文通過更換模型中的被解釋變量，進而探討過度自信與家庭創(chuàng)業(yè)次數(shù)、家庭創(chuàng)業(yè)績效之間的關系：

家庭創(chuàng)業(yè)次數(shù)（Entre_time）。本文根據(jù)CHFS2017 調(diào)查問卷的問題“截止到目前，您家一共經(jīng)歷過多少次創(chuàng)業(yè)，包括個體戶、租賃、運輸、網(wǎng)店、經(jīng)營企業(yè)等？”，將回答賦值為家庭創(chuàng)業(yè)次數(shù)④。

家庭創(chuàng)業(yè)是否盈利（Entre_profit）。本文根據(jù)CHFS2017調(diào)查問卷的問題“去年/今年上半年，該項目的盈利狀況是什么？”，將回答“盈利”的定義為創(chuàng)業(yè)盈利家庭，賦值為1，其他回答的賦值為0。

家庭創(chuàng)業(yè)收入（Entre_income）。本文根據(jù)CHFS2017調(diào)查問卷的問題“去年/今年上半年，該項目盈利/虧損多少錢？”，將回答賦值為家庭創(chuàng)業(yè)績效。

表4報告了過度自信與家庭創(chuàng)業(yè)表現(xiàn)的回歸結(jié)果。其中，（1）和（2）列分別使用有序Probit 模型（Oprobit）和OLS回歸方法檢驗了過度自信與家庭創(chuàng)業(yè)次數(shù)之間的關系，估計系數(shù)顯示過度自信水平顯著促進了家庭多次創(chuàng)業(yè)的概率。這可能是因為過度自信者在創(chuàng)業(yè)成功后會“趁勝追擊”，即便創(chuàng)業(yè)失敗也會“再接再厲”，因此更傾向于進行多次創(chuàng)業(yè)[30]。從（3）至（8）列的回歸結(jié)果來看，無論是使用Probit、Tobit 回歸方法，還是簡單的OLS 回歸方法，或是剔除解釋變量的極端值（過度自信測度指標小于-0.5與大于5的樣本），過度自信與家庭創(chuàng)業(yè)項目的盈虧以及績效并無顯著關系。這是因為過度自信的人格特質(zhì)對于創(chuàng)業(yè)者既是優(yōu)勢亦是劣勢，故難以簡單直觀地判斷其與創(chuàng)業(yè)績效的關系[45]。優(yōu)勢方面，過度自信的創(chuàng)業(yè)者面對復雜且不對稱的信息環(huán)境時，擁有“一錘定音”的魄力，從而能夠有效避免管理混亂、決策延遲，提升執(zhí)行力；此外，過度自信者本身的人格魅力容易獲取追隨者的認同，營造更和諧的工作環(huán)境。劣勢方面，首先，過度自信的創(chuàng)業(yè)者會高估個人的創(chuàng)業(yè)才能和信息掌握程度，提出不切實際的預期目標與發(fā)展途徑；其次，過度自信的個體作為管理者容易陷入“剛愎自用”的怪圈，自身判斷力的不足加上無法吸取旁人的經(jīng)驗教訓，極易導致在創(chuàng)業(yè)過程中出現(xiàn)戰(zhàn)略性失誤；最后，過度自信可能并不能提升創(chuàng)業(yè)者的經(jīng)營能力和經(jīng)營績效。基于以上分析，可以得知兩者之間并不存在簡單的線性關系。

表4 過度自信與家庭創(chuàng)業(yè)表現(xiàn)

（二）異質(zhì)性分析

由于資源稟賦的差異，不同區(qū)域之間過度自信水平對家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響存在一定的異質(zhì)性。本文以樣本戶籍性質(zhì)、所處區(qū)域為劃分依據(jù)，進一步探討城鄉(xiāng)之間、東中西部之間可能存在的異質(zhì)性情形。表5報告的回歸結(jié)果顯示：過度自信對于農(nóng)村家庭的創(chuàng)業(yè)影響較為顯著，對城鎮(zhèn)家庭的影響則不顯著；過度自信對東部家庭的創(chuàng)業(yè)影響十分顯著，但對中部和西部家庭的創(chuàng)業(yè)影響不顯著。導致城鄉(xiāng)之間出現(xiàn)異質(zhì)性的原因可能包括：第一，城鎮(zhèn)家庭創(chuàng)業(yè)的機會成本更大。城鎮(zhèn)居民一般有更為穩(wěn)定的工作和更高的生存壓力，放棄工資選擇創(chuàng)業(yè)的代價更大，即使個體過度自信的水平很高，迫于現(xiàn)實壓力也不會選擇創(chuàng)業(yè)，因此過度自信并不是影響家庭創(chuàng)業(yè)選擇的因素。第二，農(nóng)村家庭通過創(chuàng)業(yè)提升收入的需求更為迫切。農(nóng)村居民的收入更多來自農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，閑暇時間更多，同時由于教育文化的限制，過度自信帶來的“冒險動力”讓他們更傾向于通過創(chuàng)業(yè)來提升收入。導致區(qū)域之間異質(zhì)性的原因可能是：一方面，東部地區(qū)是我國經(jīng)濟最發(fā)達的區(qū)域，創(chuàng)業(yè)機會更多，政策鼓勵與支持具有冒險精神的潛在創(chuàng)業(yè)群體，因此過度自信對家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響更為顯著；另一方面，中部和西部地區(qū)創(chuàng)業(yè)資源較少，過度自信與家庭創(chuàng)業(yè)選擇之間的關系不再顯著。

表5 過度自信對家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響：分城鄉(xiāng)分區(qū)域回歸

（三）金融環(huán)境的調(diào)節(jié)效應

進一步地，本文基于Probit模型（2）檢驗金融環(huán)境在過度自信影響創(chuàng)業(yè)選擇的過程中是否起到了調(diào)節(jié)作用，表6報告了調(diào)節(jié)效應的回歸結(jié)果⑤。（1）列的回歸結(jié)果顯示，金融環(huán)境的估計系數(shù)在1%的水平下顯著為正，表明金融環(huán)境能夠提升家庭選擇創(chuàng)業(yè)的概率；（2）列的回歸結(jié)果顯示，金融環(huán)境與過度自信的交互項為正值且具有1%的顯著性水平，表明金融環(huán)境能夠加強或提升過度自信對于家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響程度。這是因為金融環(huán)境越好，家庭所面臨的金融約束越弱、金融門檻越低，因此家庭可以獲得創(chuàng)業(yè)活動所需要的更為充足的金融供給，這進而促進過度自信的潛在創(chuàng)業(yè)者選擇加入創(chuàng)業(yè)大潮，H2得到驗證。（3）和（4）列為使用Logit和OLS估計方法后的回歸結(jié)果。同樣地，金融環(huán)境與過度自信的交互項系數(shù)顯著為正，進一步佐證了金融環(huán)境的調(diào)節(jié)效應。

表6 過度自信對家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響：金融環(huán)境的調(diào)節(jié)效應

（四）穩(wěn)健性檢驗

前文使用Probit、Logit、OLS 等估計方法分析了過度自信水平對家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響，但仍可能存在以下幾點原因影響估計結(jié)果的穩(wěn)健性：第一，本文的樣本中創(chuàng)業(yè)家庭占比為17.1%，表明家庭選擇創(chuàng)業(yè)的概率較小，普通二值Probit 回歸會出現(xiàn)被解釋變量中1極少的情況，從而可能帶來估計偏差；本文將使用非對稱極值分布得到的“補對數(shù)-對數(shù)模型”（Cloglog），以及稀有事件修正的Logit模型（Relogit），對估計系數(shù)進行修正。第二，本文通過設置地區(qū)虛擬變量的方式來控制地區(qū)固定效應，但僅將地區(qū)分為東、中、西部可能并不能完全達到目的；本文將通過控制省份固定效應（i.Province）以避免估計誤差。第三，核心解釋變量過度自信水平的樣本中存在極端值，將其代入回歸方程可能造成估計偏差；本文將剔除過度自信測度指標小于-0.5 與大于10 的樣本以檢驗估計系數(shù)的穩(wěn)健性。第四，對于核心解釋變量過度自信需要一定的認知過程，且其與創(chuàng)業(yè)選擇可能存在雙向因果關系（創(chuàng)業(yè)可能影響認知能力）；本文通過將過度自信指標滯后一期以增強實證結(jié)果穩(wěn)健性。

表7報告了穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，無論是使用稀有事件回歸方法、換用省份固定效應，還是剔除核心解釋變量的極端值，抑或是將過度自信滯后一期，本文的核心解釋變量Over_confi 與交互項Over_confi×Fin 均顯著為正，與前文的估計結(jié)果一致，表明本文所得到的兩個結(jié)論“過度自信正向影響創(chuàng)業(yè)選擇”與“金融環(huán)境在過度自信與創(chuàng)業(yè)選擇之間起到正向調(diào)節(jié)作用”均具有較強的穩(wěn)健性。

表7 穩(wěn)健性檢驗

五、研究結(jié)論與政策啟示

（一）研究結(jié)論

本文利用CHFS2017 數(shù)據(jù)庫，基于個體對自有房屋價值的估值偏差構(gòu)建了過度自信指標，基于家庭金融資產(chǎn)的持有量構(gòu)建了金融環(huán)境指標，采用了包括Probit、Logit、Cloglog、Relogit、Oprobit、Tobit在內(nèi)的多種回歸方法，從微觀層面實證探討了過度自信、金融環(huán)境與家庭創(chuàng)業(yè)選擇之間的關系，研究得出以下結(jié)論：（1）家庭的創(chuàng)業(yè)選擇與個體過度自信的心理特征顯著相關：過度自信水平越高，家庭選擇創(chuàng)業(yè)的概率越大。（2）過度自信對家庭創(chuàng)業(yè)表現(xiàn)的影響并不完全顯著：過度自信顯著增加了家庭多次創(chuàng)業(yè)的概率，但與家庭創(chuàng)業(yè)項目的盈虧和回報并不相關。（3）過度自信與家庭創(chuàng)業(yè)選擇的關系呈現(xiàn)鮮明的城鄉(xiāng)異質(zhì)性與區(qū)域異質(zhì)性：過度自信對于農(nóng)村家庭與東部家庭的創(chuàng)業(yè)影響更為顯著。（4）金融環(huán)境在過度自信與家庭創(chuàng)業(yè)選擇之間起到了調(diào)節(jié)作用：金融環(huán)境越好，過度自信對家庭創(chuàng)業(yè)選擇的促進作用就越大。

（二）政策啟示

本文從個體心理特征這一微觀角度闡述了過度自信對家庭創(chuàng)業(yè)選擇行為的影響，并探索了金融環(huán)境對二者關系的影響機制，研究結(jié)論可為國家制定相關政策提供一定參考。本文的政策建議是：（1）成立創(chuàng)業(yè)心理服務中心，提升潛在創(chuàng)業(yè)者自信水平。在地方上成立創(chuàng)業(yè)相關心理機構(gòu)，尤其是在亟待提升收入的農(nóng)村地區(qū)和創(chuàng)業(yè)機會豐富的東部地區(qū)，這有助于鼓勵潛在創(chuàng)業(yè)者激發(fā)創(chuàng)業(yè)自信，進而提高其創(chuàng)業(yè)概率，促進“大眾創(chuàng)業(yè)”浪潮的形成。（2）加強創(chuàng)業(yè)相關培訓，提高創(chuàng)業(yè)者經(jīng)營能力。創(chuàng)業(yè)自信并不能直接帶來創(chuàng)業(yè)收入的提升，還需要培訓創(chuàng)業(yè)者尤其是初創(chuàng)者的經(jīng)營能力，以達到家庭創(chuàng)業(yè)概率與創(chuàng)業(yè)成功率的“雙提升”。（3）持續(xù)推進普惠金融服務落地，緩解創(chuàng)業(yè)的金融約束。具備一定自信水平的潛在創(chuàng)業(yè)者可能囿于金融約束的存在，得不到充足的創(chuàng)業(yè)啟動資金，進而放棄創(chuàng)業(yè)，而普惠金融政策能在一定程度上豐富金融供給，給予潛在創(chuàng)業(yè)者一定的金融支持?！?/p>

注 釋

①數(shù)據(jù)來源：《2019年中國大眾創(chuàng)業(yè)萬眾創(chuàng)新發(fā)展報告》。

②CHFS2017 問卷中部分問題僅訪問新受訪戶，為防止數(shù)據(jù)丟失需要合并上一期數(shù)據(jù)。

③以CHFS2017數(shù)據(jù)庫定義的區(qū)域為劃分依據(jù)。

④為避免極端值影響，本文將回答3 次及3 次以上的家庭創(chuàng)業(yè)次數(shù)賦值為3。

⑤由于本文金融環(huán)境指標的衡量方式為家庭金融資產(chǎn)，為避免與家庭總資產(chǎn)產(chǎn)生高度共線性，在調(diào)節(jié)效應的回歸中刪去了Asset變量。

⑥CHFS 數(shù)據(jù)庫不是逐年調(diào)查，過度自信滯后一期的數(shù)據(jù)來源于CHFS2015，過度自信指標的數(shù)據(jù)量相較于CHFS2017存在部分缺失。