■強國令 劉月麗

一、引言

經(jīng)過三十余年的快速發(fā)展，我國資本市場已經(jīng)構(gòu)建起了富有活力和韌性的市場體系。參與資本市場進行投資逐漸成為居民家庭財富管理的重要選擇之一。李克強總理在2021年政府工作報告中提出：要進一步深化金融體制改革，拓展市場主體投融資渠道，充分挖掘市場潛力，多渠道增加居民收入，拓展投資空間?？梢姡龠M家庭參與風險金融資產(chǎn)投資具有重要意義。一方面，居民參與資本市場有助于提高市場活力，為實體企業(yè)注入大量資金；另一方面，居民也可以分享資本市場帶來的紅利，優(yōu)化家庭資產(chǎn)配置，實現(xiàn)財富的保值增值。近年來，我國居民參與風險性金融市場的比例持續(xù)加大，參與廣度和深度相較以往都有了巨大提升，但相較于發(fā)達國家還存在一定差距，且投資者結(jié)構(gòu)也有很大不同。雖然家庭日益成為重要的投資單位，但學術界普遍認為家庭風險投資存在“有限參與之謎”，并分別從不同角度對該問題的原因展開了豐富的探討。毋庸置疑，研究家庭參與風險金融資產(chǎn)投資具有重要價值。

2014年以來，創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)蓬勃發(fā)展，但由于創(chuàng)業(yè)面臨的不確定性極大，創(chuàng)業(yè)整體成功率并不高。從微觀創(chuàng)業(yè)者個體來看，不少創(chuàng)業(yè)者會因為外部環(huán)境變化、行業(yè)競爭、資金周轉(zhuǎn)等原因退出創(chuàng)業(yè)。創(chuàng)業(yè)活動和風險金融資產(chǎn)投資一樣，都具有不確定性大、風險高的特征。同時，特殊創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷也帶來了個體認知和偏好的差異。創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷是否會對個體后續(xù)的金融行為和金融參與水平產(chǎn)生影響？

一般而言，研究家庭風險金融資產(chǎn)投資需要更多地考慮投資者個體差異性的影響，而創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的烙印效應和資源效應又會對個體特質(zhì)產(chǎn)生重要作用。此外，創(chuàng)業(yè)者退出創(chuàng)業(yè)后仍要面對新的經(jīng)濟決策，還需要管理家庭日常收支，積累家庭財富，以實現(xiàn)財富增值。因此，二者之間可能存在一定關聯(lián)。從風險的角度來看，創(chuàng)業(yè)活動和風險投資都是具有極強不確定性、伴隨高風險與高收益的活動。另一方面，基于烙印理論，當行為主體脫離創(chuàng)業(yè)活動后，創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷可能會通過塑造個體認知模式及提升個體能力形成烙印，對個體后續(xù)決策產(chǎn)生持續(xù)性影響。此外，創(chuàng)業(yè)者在創(chuàng)業(yè)過程中既可能會改變其風險感知能力進而影響到風險偏好，也可能獲取到一定的金融知識，積累參與風險金融資產(chǎn)投資的優(yōu)勢資源，同沒有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的家庭在資產(chǎn)配置上存在異質(zhì)性。基于以上分析，本文嘗試結(jié)合烙印理論和資源視角，探討創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷與家庭風險金融資產(chǎn)投資之間的內(nèi)在機理。

目前鮮有文獻直接以創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷為視角探討家庭風險金融投資決策。關于創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的研究，大多數(shù)文獻圍繞企業(yè)和個體視角展開，尤其以研究創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷對新創(chuàng)企業(yè)績效和個體能力的提升作用居多。關于創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷意義的探討也局限在對創(chuàng)業(yè)者再次創(chuàng)業(yè)以及雇傭具有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷員工對企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的影響研究。從特殊經(jīng)歷對家庭風險金融投資決策的動因研究來看，江靜琳等[1]研究發(fā)現(xiàn)，個人過往所處環(huán)境和經(jīng)驗會通過影響其文化心理模型進而影響個體行為模式，尤其是金融行為。周廣肅等[2]認為，個人過往經(jīng)歷可能會對其風險偏好及認知產(chǎn)生影響，從而影響日后投資決策。上述研究均實證檢驗了特殊經(jīng)歷與家庭風險投資之間的關系，但尚未有學者關注到創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷對家庭風險投資的影響。

本文的貢獻主要有以下幾個方面：第一，國內(nèi)外對創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的研究更多聚焦于個人層面和企業(yè)層面，鮮有學者關注創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷對家庭金融資產(chǎn)配置的影響。本文是對創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷研究的進一步拓展。第二，以家庭特殊經(jīng)歷的異質(zhì)性為切入點研究家庭風險金融的投資決策是本文的創(chuàng)新點。本文以創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的視角，研究了家庭風險金融投資決策的影響因素，并且從金融知識和社會網(wǎng)絡兩條路徑揭示了創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷對家庭風險金融資產(chǎn)投資決策的影響，豐富了現(xiàn)有研究。

二、理論分析與研究假說

（一）創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的烙印效應

烙印理論為研究創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷提供了富有潛力的理論基礎。烙印理論是指當個體發(fā)生角色轉(zhuǎn)換時會經(jīng)歷一段敏感期，脫離該敏感期后還會受到這段時期的影響[3]。敏感期通過塑造個體的價值導向、認知和行為模式對個體產(chǎn)生持續(xù)且深刻的影響，具體可細分為認知烙印和能力烙印。創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷對個體價值觀、行為模式和認知能力的塑造具有重要的作用。（1）從認知烙印角度看，個體風險感知能力、思維方式和良好的情緒管理會影響有過創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的個體做出風險投資的決策。Amaral 等[4]認為，創(chuàng)業(yè)中的個體往往需要解決各種問題，通過“干中學”機制不斷提升自身技能和自信心，這能夠提高創(chuàng)業(yè)者應對不確定性的信心。此外，Politis[5]提出創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷會影響個體的風險態(tài)度。有過創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的個體對風險的認識更加深刻，這些豐富的經(jīng)歷有助于塑造個體廣闊的思維方式、開闊的視野以及決策的風險偏好[6]。（2）從能力烙印角度看，具有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的個體通常有較強的信息處理能力和機會識別能力。創(chuàng)業(yè)者需要應對行業(yè)的激烈競爭，在創(chuàng)業(yè)過程中需要面對多變的市場環(huán)境，面臨頻繁處理未知難題的挑戰(zhàn)，這能夠鍛煉持續(xù)抗壓能力。在邊干邊學中不斷提高動態(tài)信息處理能力，跨領域汲取知識[4]，從而可能具有更好的信息處理和判斷能力，對資本市場的變動規(guī)律有更深入的理解，決策更具準確性。另外，Mueller等[7]研究發(fā)現(xiàn)，失敗的創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷可以提高創(chuàng)業(yè)者識別機會的知識結(jié)構(gòu)，從而幫助個體發(fā)現(xiàn)機會，提高機會識別能力，找到合適的入場時機。投資者的創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷通過改變個體的認知能力和行為模式進而影響家庭風險金融資產(chǎn)投資。

（二）創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的資源效應

創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷具有資源效應，創(chuàng)業(yè)過程中所積累的各種資本將成為一項重要的人生財富，對其后續(xù)的經(jīng)濟決策產(chǎn)生重要影響。首先，從“干中學”機制來看，Campbell[8]發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)者通過邊干邊學的模式，顯著促進了自身知識、資金和能力的提升。多變的外部環(huán)境、豐富的經(jīng)歷、廣闊的視野有助于個體塑造更強的應變能力、跨界能力和勇于冒險的精神[6]，以及提升創(chuàng)業(yè)者在后續(xù)職業(yè)生涯中的議價能力從而獲得較高的薪酬，積累參與金融市場的初始資金。何曉斌等[9]認為，創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷有助于創(chuàng)業(yè)者積累多領域知識，面對高風險活動時能及時調(diào)節(jié)負面情緒，敢于冒險。其次，依據(jù)嵌入性理論，Agarwal等[10]研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)過程促使個體參與多方協(xié)作和管理，從而建立多節(jié)點、寬范圍的社會關系網(wǎng)絡。Granovetter[11]認為這有助于積累人脈并嵌入到社會關系網(wǎng)絡中形成社會資本。一方面，發(fā)達的社會關系網(wǎng)絡有利于信息的快速傳播，在交流過程中不但可以幫助投資者獲得多元信息，還能夠提高信息傳播速度，有利于緩解在風險投資中存在的信息不對稱問題。在參與金融市場的風險投資決策時，擁有豐富的信息有利于投資者做出正確的投資決策。另一方面，創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷會促使個體密切關注信息的變化，把握決策時機，適時進入資本市場，優(yōu)化金融資產(chǎn)配置。與投資者、銀行等資金提供方建立的良好關系使得有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的個體有條件進行更合理的投資決策。此外，創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷有利于個體積累優(yōu)質(zhì)資源，提高資源整合能力，汲取跨界知識尤其是經(jīng)濟領域相關知識，從而提高家庭參與金融市場的可能性。

基于以上分析，本文提出研究假設：

H1a：創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷對家庭風險金融資產(chǎn)投資有正向影響。

圖1 創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷對家庭風險金融資產(chǎn)投資的正向影響

（三）創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的其他復雜效應

創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷對家庭風險金融資產(chǎn)投資可能會產(chǎn)生負面影響。首先，創(chuàng)業(yè)者往往會有多次創(chuàng)業(yè)的經(jīng)歷。在連續(xù)創(chuàng)業(yè)的視角下，王華鋒等[12]發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)者在初次創(chuàng)業(yè)后，會積累一定的創(chuàng)業(yè)經(jīng)驗、創(chuàng)業(yè)知識，在創(chuàng)業(yè)警覺性和創(chuàng)業(yè)識別能力方面有所提升，并可能會選擇再次創(chuàng)業(yè)。《中國青年創(chuàng)業(yè)發(fā)展報告》研究發(fā)現(xiàn)，多次創(chuàng)業(yè)者占比高達43.9%。尹志超等[13]認為創(chuàng)業(yè)本身就會面對較大的風險，所以多數(shù)創(chuàng)業(yè)者并不會選擇同樣具有高風險的風險金融資產(chǎn)投資，而是選擇專注于自身事業(yè)的投資，二者之間具有明顯的擠出效應。其次，退出創(chuàng)業(yè)活動的個體尤其是經(jīng)歷了創(chuàng)業(yè)失敗的個體，對待風險的態(tài)度會受到影響。郝喜玲等[14]發(fā)現(xiàn)有過創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的個體再次面對高風險的投資活動時往往會變得更為謹慎。從心理角度來看，創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷會對個體產(chǎn)生負面影響[15]。進一步細分成功和失敗的創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷發(fā)現(xiàn)，失敗的創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷會給創(chuàng)業(yè)者帶來悲傷、無助、失望、自我否定等負面作用且對個體產(chǎn)生長期不良影響。從經(jīng)濟方面來看，有過創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的個體會出現(xiàn)短暫失業(yè)、收入減少的情況，甚至可能因為經(jīng)營虧損導致家庭負債，進而導致個體經(jīng)濟實力弱化、投資能力顯著下降。

圖2 創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷對家庭風險金融資產(chǎn)投資的負向影響

基于以上分析，提出本文假說的對立假說：

H1b：創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷對家庭風險金融資產(chǎn)投資有負向影響。

三、模型與變量

（一）模型設定

本文采用Probit模型估計創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷對家庭風險金融資產(chǎn)投資的影響。Probit模型設計如下：

式（1）中，riskhold是啞變量，若等于1則表示該家庭參與風險金融資產(chǎn)投資，若等于0 則表示該家庭未參與風險金融資產(chǎn)投資。startup_experience是創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷，X為控制變量，γ為地區(qū)固定效應，μ表示誤差項。此外，由于地區(qū)間金融發(fā)展水平差距較大，對家庭參與金融市場會產(chǎn)生重要影響，因此所有模型均控制地區(qū)間差異以保證結(jié)果的可靠性。進一步由于家庭風險性金融資產(chǎn)投資程度的取值介于[0-1]，故使用Tobit模型來估計創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷對家庭風險金融資產(chǎn)投資深度的影響。Tobit模型設計如下：

式（2）中，riskrate代表風險金融資產(chǎn)投資深度，用家庭風險金融資產(chǎn)占總金融資產(chǎn)的比重衡量。其余變量與式（1）一致。

（二）數(shù)據(jù)來源與變量

本文數(shù)據(jù)來源于2017年的中國家庭金融調(diào)查（CHFS）。該調(diào)查覆蓋了除新疆、西藏外29 個省的40000 多戶家庭，全面反映了家庭資產(chǎn)、負債、社會保障、支出收入和金融知識等方面。經(jīng)過數(shù)據(jù)處理，本文最終保留了38440戶家庭作為實證樣本。

1.被解釋變量。本文的被解釋變量有兩個：家庭是否參與風險金融資產(chǎn)投資和家庭風險金融資產(chǎn)投資深度。參考周廣肅等[2]的研究，本文用家庭是否持有風險性金融資產(chǎn)衡量前者，用家庭持有的風險金融資產(chǎn)占總金融資產(chǎn)比重衡量后者。

2.解釋變量。本文的解釋變量為創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷。根據(jù)CHFS調(diào)查問卷的兩個問題“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？”和“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”生成變量。將目前未從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營且創(chuàng)業(yè)次數(shù)大于等于1 的家庭視為有過創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷，定義為1；沒有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷，定義為0。

3.控制變量。從戶主層面、家庭層面、社會保障及地區(qū)因素四個方面控制影響家庭風險金融投資的因素。在數(shù)據(jù)處理上，由于年齡過大或過小對家庭金融風險資產(chǎn)投資決策的影響較小，本文剔除了年齡小于16歲和年齡大于80歲的樣本；為避免家庭財富極端值對結(jié)果的影響，按照家庭財富上下1%進行winsorize 縮尾處理后取對數(shù)。此外，刪除了部分控制變量的缺失值?？刂谱兞考罢f明詳見表1。

表1 變量說明

4.中介變量。參考已有文獻研究，中介變量為金融知識和社會網(wǎng)絡。金融知識追蹤合并2015年和2017年CHFS 問卷中戶主正確回答關于利率、通貨膨脹及投資風險問題的個數(shù)來衡量。對社會網(wǎng)絡的衡量借鑒盧樹立[22]的方法，采用CHFS問卷中家庭年度禮金支出、紅白喜事支出以及使用電話、手機等通信費用支出之和取對數(shù)。

5.工具變量。參考路曉蒙等[16]的研究，將社區(qū)內(nèi)其他家庭創(chuàng)業(yè)均值作為工具變量解決內(nèi)生性問題。社區(qū)內(nèi)其他家庭創(chuàng)業(yè)均值影響到有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的個體數(shù)目，但與家庭風險投資決策沒有直接關系，滿足作為工具變量的兩個基本條件。

（三）描述性統(tǒng)計

從表2 可知，樣本中參與風險金融資產(chǎn)投資的家庭比例為24.4%，所持有的風險金融資產(chǎn)占家庭全部金融資產(chǎn)的9.8%，投資廣度尚可，但投資深度不足。樣本中有過創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的家庭占比為7.9%，男性戶主占比為79.8%，年齡均值為54.113歲，受教育年限為9.478年，即戶主普遍處于初高中學歷水平，健康狀況居中，多數(shù)已婚，家庭規(guī)模均值為3.189 的小家庭結(jié)構(gòu)且至少擁有一套住房，戶主風險偏好水平為9.3%，96.3%的戶主有一定的社會保障，戶主以城市居多，戶主對金融知識方面掌握不多，社會交往支出取對數(shù)均值為7.881。

表2 描述性統(tǒng)計

（四）創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷對家庭風險金融資產(chǎn)投資決策影響的組間t檢驗

以是否有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷為標準，將家庭分為兩類。表3分別匯報了兩組的組間t檢驗結(jié)果。可以看出，有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的家庭比沒有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的家庭參與風險金融資產(chǎn)投資的可能性和比重更大。具體來說，有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的家庭參與風險金融資產(chǎn)投資的概率為40.2%，高出沒有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷家庭15.3%；有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的家庭風險金融資產(chǎn)平均投資深度為16.2%，高出沒有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷家庭6.3%。此外，有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的家庭在受教育年限、健康狀況、風險偏好、戶主是否是黨員、家庭財富、住房數(shù)量、金融知識和社會網(wǎng)絡方面顯著高于沒有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的家庭；戶主年齡顯著低于沒有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的群體，戶主來自城市占比相對較高；在戶主性別、婚姻狀況、家庭規(guī)模、社會保障、省人均GDP方面有無創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的家庭間差異不顯著。

表3 組間t檢驗

四、實證分析

（一）創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷對家庭參與風險金融資產(chǎn)投資影響的檢驗

表4匯報了創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷對參與家庭風險金融資產(chǎn)投資影響的估計結(jié)果。（1）列是在沒有考慮內(nèi)生性的情況下，利用Probit 模型估計創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷對風險金融投資的影響，結(jié)果顯示創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的邊際效應為0.100，在1%的水平上顯著，表明創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷對家庭參與風險性金融市場的概率有顯著正向影響?？紤]到內(nèi)生性問題，（2）列給出采用工具變量的估計結(jié)果。第一階段F=16.37，在1%的水平上顯著，說明不存在弱工具變量的原假設，同時在1%的水平上通過Wald內(nèi)生性檢驗，所以選擇社區(qū)內(nèi)其他家庭的平均創(chuàng)業(yè)情況作為工具變量是合適的。（2）列回歸結(jié)果表明，創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的邊際效應為3.276，在1%的水平上顯著，進一步說明創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷能顯著促進家庭參與風險金融資產(chǎn)投資。

表4 創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷與風險金融資產(chǎn)投資決策

表4（3）和（4）列反映創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷對家庭風險金融資產(chǎn)投資決策的參與程度的影響。（3）列利用Tobit模型估計創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷對家庭風險金融資產(chǎn)投資的參與程度的影響。結(jié)果表明，創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的邊際效應為0.178，在1%的水平上顯著，說明創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷能顯著提高家庭參與風險金融資產(chǎn)投資深度。（4）列給出工具變量兩階段估計結(jié)果。第一階段F=16.37，在1%的水平上顯著，說明不存在弱工具變量的問題，同時在1%的水平上通過Wald 內(nèi)生性檢驗，所以選擇社區(qū)內(nèi)其他家庭的平均創(chuàng)業(yè)情況作為工具變量是合適的。（4）列回歸結(jié)果表明，創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的邊際效應為3.399，在1%的水平上顯著，再次說明創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷對家庭持有風險金融資產(chǎn)比重具有顯著的正向影響。

進一步分析控制變量對家庭參與風險金融資產(chǎn)投資和參與程度的影響。戶主的受教育年限、健康狀況、風險偏好、家庭財富、住房數(shù)量等在1%的顯著水平上提高了家庭風險金融資產(chǎn)投資的參與概率和參與程度。戶主的家庭規(guī)模、來自農(nóng)村在部分回歸中降低了家庭風險金融資產(chǎn)投資參與概率和參與程度。戶主婚姻狀況、政治面貌以及省人均GDP對家庭參與金融資產(chǎn)投資和持有風險金融資產(chǎn)具有正向影響。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.替換被解釋變量。上文中的被解釋變量分別為家庭是否參與風險金融資產(chǎn)投資和參與深度，以此來衡量創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷對風險投資決策的影響。本節(jié)使用家庭持有風險資產(chǎn)種類（kinds）來衡量家庭風險金融投資決策廣度。表5報告說明，在1%的顯著性水平上，創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷對家庭持有風險金融資產(chǎn)多樣性具有顯著的正向影響，克服內(nèi)生性后該結(jié)果仍然顯著。說明前文的實證結(jié)果較穩(wěn)健。

表5 創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷與家庭風險金融資產(chǎn)投資廣度

2.替換解釋變量。上文通過問卷中是否從事工商企業(yè)經(jīng)營和創(chuàng)業(yè)次數(shù)大于1 定義是否有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷。本節(jié)使用創(chuàng)業(yè)次數(shù)來衡量創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的豐富程度。大部分創(chuàng)業(yè)者會在首次創(chuàng)業(yè)中止后選擇再次創(chuàng)業(yè)甚至是多次創(chuàng)業(yè)，每一輪次的創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷都將加深創(chuàng)業(yè)者的某些特質(zhì)，而這些特質(zhì)可能對家庭風險金融資產(chǎn)的投資決策產(chǎn)生一定的影響。從表6 的（1）和（3）列可以看出，在替換了解釋變量后，創(chuàng)業(yè)次數(shù)越多的家庭參與風險金融資產(chǎn)投資的可能性越高，持有的風險性金融資產(chǎn)占比越高。

表6 創(chuàng)業(yè)次數(shù)與家庭風險金融資產(chǎn)投資決策

3.剔除首次購買股票早于創(chuàng)業(yè)的樣本

由于存在家庭因為股市波動較大，有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的個體選擇投資實體進行再創(chuàng)業(yè)而不進入風險金融資產(chǎn)投資的可能，與本文研究問題存在逆向因果關系。所以本文剔除存在逆向因果的樣本家庭，以減弱內(nèi)生性的影響[16]，即剔除首次購買股票時間早于家庭創(chuàng)業(yè)時間的樣本。從表7 匯報結(jié)果分析，在剔除可能導致內(nèi)生性問題的樣本后，仍反映出創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷對家庭風險投資決策具有正向影響。

表7 剔除首次購買股票早于創(chuàng)業(yè)的樣本檢驗

五、機制研究

通過前文的分析論證，基本可以得出以下結(jié)論：創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷對家庭參與風險金融資產(chǎn)投資的可能性和家庭參與風險金融資產(chǎn)投資的深度具有正向影響。因此，本部分將主要探討創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷是通過哪些機制來影響家庭風險金融投資決策的。

目前，已有文獻證實了創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷通過“干中學”機制對個體人力資本產(chǎn)生了較大影響。肖作平等[17]研究發(fā)現(xiàn)，人力資本中的知識水平、性別和投資者情緒能顯著提高家庭金融市場的參與水平。尹志超等[13]研究發(fā)現(xiàn)，金融知識的增加會推動家庭參與金融市場，尤其是在股票資產(chǎn)上的配置。此外，金融知識對金融市場的參與和金融資產(chǎn)的配置均有顯著正向影響。因此，本文考慮將金融知識（finance_literacy）作為影響機制來研究，參考溫忠麟等[18]的逐步回歸方法，對金融知識進行中介效應檢驗。

表8報告了將金融知識作為中介變量的檢驗結(jié)果。（2）和（5）列的結(jié)果表明，在10%的顯著性水平上，創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷顯著提高了戶主的金融知識水平；（3）和（6）列的結(jié)果表明，在1%的顯著性水平上，金融知識可以顯著提高家庭參與風險金融資產(chǎn)投資的概率和持有風險金融資產(chǎn)的比重。逐步回歸結(jié)果顯示檢驗系數(shù)均為正且顯著，說明創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷會通過影響戶主的金融知識水平進而影響到家庭做出風險金融資產(chǎn)的投資決策。

表8 金融知識中介效應檢驗

此外，創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷有利于完善創(chuàng)業(yè)者社會關系網(wǎng)絡[10，19]。創(chuàng)業(yè)者在創(chuàng)業(yè)過程中建立了隨機、多樣和更為完整的社會關系網(wǎng)絡[10]，這有利于其關系網(wǎng)絡資本的進一步拓寬[20]。從社會網(wǎng)絡與家庭資產(chǎn)配置方面來看，賈艷等[21]研究了社會網(wǎng)絡對家庭資產(chǎn)配置影響，發(fā)現(xiàn)社會網(wǎng)絡對家庭金融資產(chǎn)配置有促進作用。據(jù)此，本文考慮將社會網(wǎng)絡作為第二個影響機制來探究創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷是否是通過完善和拓寬社會網(wǎng)絡以及提高社會互動加快信息傳播速度，從而影響家庭風險金融資產(chǎn)的選擇。

表9 報告了將社會網(wǎng)絡（society_net）作為中介變量的檢驗結(jié)果。其中，（2）和（5）列結(jié)果表明在1%的顯著性水平上，創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷顯著拓寬了戶主的社會網(wǎng)絡；（3）和（6）列結(jié)果表明在1%的顯著性水平上，社會網(wǎng)絡可以顯著提高家庭參與風險金融資產(chǎn)投資的概率和持有風險性金融資產(chǎn)的比重。逐步回歸結(jié)果顯示檢驗系數(shù)均為正且顯著，說明創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷會通過拓寬社會網(wǎng)絡進而影響到家庭做出風險性金融資產(chǎn)的投資決策。

表9 社會網(wǎng)絡中介效應檢驗

六、結(jié)論

本文利用2017年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)（CHFS），研究了創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷對家庭投資風險金融資產(chǎn)與持有風險金融資產(chǎn)占比的影響。研究發(fā)現(xiàn)相較于沒有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的群體，有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的群體參與金融市場的概率更高，持有的風險金融資產(chǎn)的比重更大；即創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷顯著提高了家庭做出風險金融投資決策的概率和持有風險金融資產(chǎn)比重。將被解釋變量創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷替換為創(chuàng)業(yè)次數(shù)來衡量、解釋變量替換為持有風險金融資產(chǎn)種類、剔除股票投資早于創(chuàng)業(yè)的樣本及使用工具變量解決內(nèi)生性問題后，結(jié)果依然穩(wěn)健。機制研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷是通過提高個體的金融知識及拓寬個體社會網(wǎng)絡這兩條路徑對家庭金融投資決策產(chǎn)生影響。

本文實證結(jié)果表明，創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷確實對家庭參與金融市場和持有風險金融資產(chǎn)比重產(chǎn)生了明顯的促進作用。據(jù)此，本文提出如下建議：第一，應在建立良好創(chuàng)業(yè)生態(tài)圈子、營造公平的營商環(huán)境基礎上，適時鼓勵有能力的個體參與創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動，以此提高社會平均人力資本水平和金融素養(yǎng)水平。第二，在創(chuàng)業(yè)政策方面要建立健全創(chuàng)業(yè)者退出機制，關注創(chuàng)業(yè)者身心健康，尤其要對失敗的創(chuàng)業(yè)者重建其自信心。第三，就金融機構(gòu)而言，在金融產(chǎn)品研發(fā)設計時，應有意識的結(jié)合投資者自身過往的創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷所帶來的投資異質(zhì)性，充分考慮創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的潛在影響，關注有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的群體的金融需求，為其提供精準、多樣化的金融產(chǎn)品和服務，從而有助于更好地推動居民參與金融市場，為家庭財富增值提供良好路徑。第四，就有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的群體而言，應積極地將創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷積累的金融知識和社會關系網(wǎng)絡轉(zhuǎn)化成合理配置家庭財富的優(yōu)勢，優(yōu)化金融資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)。■