劉祖祎

本文基于2015年和2017年中國(guó)家庭金融調(diào)查報(bào)告（CHFS）的兩期面板數(shù)據(jù)，通過(guò)構(gòu)建家庭效用函數(shù)二期模型，從微觀層面對(duì)社會(huì)關(guān)系、家庭負(fù)債和家庭創(chuàng)業(yè)的關(guān)系進(jìn)行數(shù)理推導(dǎo)，并構(gòu)建Probit模型進(jìn)行實(shí)證分析。研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)關(guān)系和家庭負(fù)債都會(huì)對(duì)家庭的創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生正向的促進(jìn)作用，社會(huì)關(guān)系越多，家庭負(fù)債越多的家庭往往有著更高的創(chuàng)業(yè)意愿。同時(shí)通過(guò)逐步回歸法可以看出家庭負(fù)債在社會(huì)關(guān)系對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)的作用中存在著中介效應(yīng)，社會(huì)關(guān)系對(duì)家庭負(fù)債存在正向的促進(jìn)作用，因此社會(huì)關(guān)系會(huì)通過(guò)影響家庭負(fù)債進(jìn)而促進(jìn)家庭創(chuàng)業(yè)，提高家庭創(chuàng)業(yè)概率。

無(wú)論是在發(fā)達(dá)國(guó)家還是發(fā)展中國(guó)家，創(chuàng)業(yè)活動(dòng)都對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著重要的作用，我國(guó)政府對(duì)此也非常重視，自2014年以來(lái)多次提出“大眾創(chuàng)業(yè)、萬(wàn)眾創(chuàng)新”，為創(chuàng)業(yè)活動(dòng)發(fā)展提供了充分的政策支持。根據(jù)西南財(cái)經(jīng)大學(xué)公布的中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)顯示，當(dāng)前中國(guó)并不缺乏創(chuàng)業(yè)精神?？傮w上看，有14.1%的家庭從事工商業(yè)活動(dòng)，高于美國(guó)7%左右的比重。同時(shí)我國(guó)家庭創(chuàng)業(yè)總體盈利情況較好：77.8%的工商業(yè)項(xiàng)目能夠盈利，僅6.5%的工商業(yè)項(xiàng)目虧損。由此可以看出，在“大眾創(chuàng)業(yè)萬(wàn)眾創(chuàng)新”的背景下，家庭的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)非?；钴S，越來(lái)越多的家庭選擇從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)而非就業(yè)，并且大多數(shù)家庭都能獲得盈利，因此鼓勵(lì)家庭創(chuàng)業(yè)有利于緩解社會(huì)所面臨的就業(yè)壓力，維護(hù)社會(huì)的安穩(wěn)。

自此，創(chuàng)業(yè)活動(dòng)再度成為學(xué)術(shù)界熱點(diǎn)關(guān)注的問(wèn)題，如何促進(jìn)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)發(fā)展對(duì)刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有重要理論和現(xiàn)實(shí)意義。從已有文獻(xiàn)來(lái)看，分析創(chuàng)業(yè)行為影響因素的研究主要包括以下兩個(gè)方面：

一是金融約束對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)的影響研究。張龍耀（2013）分析了信貸約束對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)的影響，發(fā)現(xiàn)家庭創(chuàng)業(yè)受到自有財(cái)富水平的限制，財(cái)富水平越高的家庭其創(chuàng)業(yè)意愿越強(qiáng)烈，同時(shí)信貸約束對(duì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)或者低收入家庭的抑制作用更明顯。翁辰和張兵（2015）分析了信貸約束對(duì)農(nóng)村地區(qū)家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響，認(rèn)為信貸約束對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)具有顯著的約束作用，而對(duì)財(cái)富水平較高的家庭影響更明顯。劉艷等（2015）研究了信貸約束對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿的影響，發(fā)現(xiàn)民間借貸可以有效的緩解家庭的流動(dòng)性約束，提高家庭創(chuàng)業(yè)積極性。

二是社會(huì)關(guān)系對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)的影響研究。胡金焱、張博（2014）認(rèn)為，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)于城鎮(zhèn)和農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)行為都產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)作用，并且對(duì)農(nóng)村家庭的作用更大。柴時(shí)軍（2017）發(fā)現(xiàn)，社會(huì)關(guān)系的積累會(huì)促使家庭更多的參與創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，并且對(duì)創(chuàng)業(yè)的收入有著顯著的正向影響。胡浩等（2018）認(rèn)為社會(huì)互動(dòng)會(huì)通過(guò)信息獲取和社會(huì)性學(xué)習(xí)機(jī)制對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生積極影響。趙朋飛和王宏?。?020）基于2018年貧困地區(qū)調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)示范效應(yīng)和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)會(huì)顯著影響家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，示范效應(yīng)對(duì)貧困家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響更大，而社會(huì)關(guān)系對(duì)于非貧困家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響更大。

現(xiàn)有的研究成果對(duì)本文有重要的參考和啟發(fā)，但本文認(rèn)為，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要側(cè)重于研究融資約束對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)的影響，但本文認(rèn)為融資所獲得的資金量對(duì)個(gè)人的創(chuàng)業(yè)有著更為重要的作用，而融資約束更多體現(xiàn)為創(chuàng)業(yè)者籌集資金的可能性及難易程度，并不能完全代表家庭為創(chuàng)業(yè)所籌集到的資金總量，因此相比于融資約束，家庭的負(fù)債規(guī)模更能體現(xiàn)家庭對(duì)外融資的結(jié)果，對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的影響更具有現(xiàn)實(shí)意義。因此，本文在現(xiàn)有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)之上進(jìn)行了總結(jié)并加以改進(jìn)，選擇家庭負(fù)債作為中介變量，將社會(huì)關(guān)系、家庭負(fù)債與家庭創(chuàng)業(yè)納入統(tǒng)一的分析框架內(nèi)，考察是否存在“社會(huì)關(guān)系——家庭負(fù)債——家庭創(chuàng)業(yè)”這一影響路徑并分析每一影響路徑中的內(nèi)在影響機(jī)制。

由2-14可以看出，在其他參數(shù)給定的情況下，家庭負(fù)債D和社會(huì)關(guān)系N之間存在因果關(guān)系，N前的系數(shù)為正，因此家庭負(fù)債D會(huì)隨著社會(huì)關(guān)系N的增加而增加，即擁有社會(huì)關(guān)系越多的家庭，可以獲得更多的負(fù)債，從而為其創(chuàng)業(yè)活動(dòng)籌集資金。

根據(jù)2-6與2-14所得結(jié)果，本文提出如下有待實(shí)證的假設(shè)：

假設(shè)1：社會(huì)關(guān)系會(huì)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)選擇產(chǎn)生正向的促進(jìn)作用：社會(huì)關(guān)系越廣的家庭越容易籌集創(chuàng)業(yè)資金，因此擁有更高的創(chuàng)業(yè)積極性，更愿意從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，創(chuàng)業(yè)的概率越大。

假設(shè)2：社會(huì)關(guān)系會(huì)通過(guò)影響家庭負(fù)債來(lái)間接影響家庭創(chuàng)業(yè)：在社會(huì)關(guān)系的作用之下，家庭的負(fù)債水平會(huì)進(jìn)一步提高，從而為家庭創(chuàng)業(yè)提供充足的資金支持，提高家庭的創(chuàng)業(yè)概率以及創(chuàng)業(yè)績(jī)效，因此家庭負(fù)債在社會(huì)關(guān)系對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)的影響中存在中介效應(yīng)。

數(shù)據(jù)來(lái)源及處理

本文使用的數(shù)據(jù)全部來(lái)源于2015年和2017年西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查研究中心在全國(guó)范圍內(nèi)展開(kāi)的中國(guó)家庭金融調(diào)查報(bào)告（China Household Finance Survey，CHFS）的兩期面板數(shù)據(jù)，調(diào)查樣本覆蓋全國(guó)29個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市），355個(gè)縣（區(qū)、縣級(jí)市），1428個(gè)村（居）委會(huì)，其中2015年樣本規(guī)模為37289戶(hù)家庭，到2017年擴(kuò)展至40011戶(hù)家庭。調(diào)查包括家庭的資產(chǎn)、負(fù)債、收入、支出、社會(huì)保險(xiǎn)與保障以及家庭成員的基本情況、工作收入等信息。涵蓋面廣，內(nèi)容全面，具有全國(guó)代表性，為本文研究社會(huì)關(guān)系、家庭負(fù)債對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)影響的一般情形提供了良好的數(shù)據(jù)支持。

本文在數(shù)據(jù)處理方面，首先剔除了各變量中存在的缺失樣本；其次對(duì)變量進(jìn)行了上下1%的縮尾處理，消除極端值對(duì)結(jié)果的影響；接著對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，防止因樣本數(shù)據(jù)差異過(guò)大導(dǎo)致的異方差問(wèn)題。最后為了盡量減少缺失值對(duì)樣本總量造成的損失，本文對(duì)部分?jǐn)?shù)值進(jìn)行了插值處理，最終匹配合成了2015年和2017年兩期非平衡面板數(shù)據(jù)，其中符合要求的樣本包括了15290戶(hù)家庭，總計(jì)30580個(gè)樣本數(shù)據(jù)。

變量選取

1.家庭創(chuàng)業(yè)。CHFS數(shù)據(jù)庫(kù)詳細(xì)調(diào)查了家庭的創(chuàng)業(yè)情況，根據(jù)以往文獻(xiàn)的研究，本文在參考胡金焱等（2014）指標(biāo)選取的基礎(chǔ)上，選擇采用問(wèn)卷中“家庭是否從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)項(xiàng)目”的回答所得到的二值虛擬變量作為主要被解釋變量，判斷家庭創(chuàng)業(yè)與否。選擇“是”的家庭為創(chuàng)業(yè)家庭，變量為1，選擇“否”的家庭為非創(chuàng)業(yè)家庭，變量為0。

2.社會(huì)關(guān)系。本文在參考現(xiàn)有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)之上，選取調(diào)查中“家庭在春節(jié)、中秋節(jié)等節(jié)假日以及參加紅白喜事方面產(chǎn)生的現(xiàn)金或非現(xiàn)金收人和支出的總和”作為衡量家庭社會(huì)關(guān)系的代理變量。此外，考慮到家庭的社會(huì)關(guān)系往往和對(duì)外參與社會(huì)交流存在關(guān)聯(lián)性，因此參考魏昭（2018）的做法，選取家庭“去年平均每月通訊費(fèi)和網(wǎng)費(fèi)”作為衡量家庭社會(huì)關(guān)系的替代變量，進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)。

3.家庭負(fù)債。本文考慮社會(huì)關(guān)系會(huì)通過(guò)影響家庭負(fù)債來(lái)間接影響家庭創(chuàng)業(yè)，因此選取家庭負(fù)債作為本文的中介變量，考察是否存在中介效應(yīng)。本文選取調(diào)查中“家庭所有負(fù)債的總和”即家庭的總負(fù)債規(guī)模作為衡量家庭負(fù)債可得性的代理變量，考察社會(huì)關(guān)系是否會(huì)影響家庭的負(fù)債可得性進(jìn)而影響家庭的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。

4.控制變量。根據(jù)以往文獻(xiàn)的研究，本文在控制變量中選取了反映戶(hù)主和家庭主要特征的變量，在戶(hù)主特征方面包括了戶(hù)主年齡、性別、受教育年限、政治面貌、婚姻狀況、風(fēng)險(xiǎn)偏好、信任程度等。家庭特征的控制變量包括家庭總資產(chǎn)和總收入，但為了防止與家庭創(chuàng)業(yè)存在互為因果的內(nèi)生性問(wèn)題，本文選擇剔除創(chuàng)業(yè)資產(chǎn)和創(chuàng)業(yè)收入后的總資產(chǎn)和總收入作為家庭特征的控制變量。

描述統(tǒng)計(jì)

表1報(bào)告了變量的描述統(tǒng)計(jì)，結(jié)果如下：

在本文所研究的樣本中，用于衡量社會(huì)關(guān)系的禮金收支總和平均值為6012元，說(shuō)明每年家庭用于維持社會(huì)關(guān)系的費(fèi)用將近6000元。而樣本的標(biāo)準(zhǔn)差高達(dá)8103，說(shuō)明樣本之間的差異性非常大，況且最小值為100，最大值為50000，兩者相差500倍，說(shuō)明樣本存在明顯的差異。因此將收支總和作自然對(duì)數(shù)處理后，得到的結(jié)果均值為8.022，標(biāo)準(zhǔn)差為1.239，從而避免數(shù)據(jù)差值過(guò)大導(dǎo)致的異方差問(wèn)題。樣本中家庭負(fù)債規(guī)模的均值為42372，標(biāo)準(zhǔn)差為121481，可見(jiàn)不同家庭的負(fù)債規(guī)模也存在明顯的差異，有的家庭沒(méi)有負(fù)債，而負(fù)債最多的家庭規(guī)模達(dá)到81萬(wàn)，因此也將負(fù)債規(guī)模進(jìn)行自然對(duì)數(shù)處理，處理后的樣本均值為3.548，標(biāo)準(zhǔn)差為5.139，數(shù)據(jù)整體相對(duì)平穩(wěn)，可用于回歸分析。

為了驗(yàn)證社會(huì)關(guān)系，家庭負(fù)債和家庭創(chuàng)業(yè)三者之間的關(guān)系是否和理論分析的預(yù)期一致，本文試圖構(gòu)建Probit模型，考察社會(huì)關(guān)系，家庭負(fù)債是否會(huì)影響家庭的創(chuàng)業(yè)選擇。同時(shí)通過(guò)逐步回歸法，考察家庭負(fù)債在社會(huì)關(guān)系對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)的影響中是否存在中介作用。

基準(zhǔn)模型分析

1.基準(zhǔn)模型設(shè)定

首先考察社會(huì)關(guān)系和家庭負(fù)債對(duì)家庭是否創(chuàng)業(yè)的影響，本文設(shè)定如下方程：

2.模型結(jié)果分析

表2第（1）列報(bào)告了社會(huì)關(guān)系對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)選擇的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，在其他條件不變的情況下，社會(huì)關(guān)系對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)概率的影響系數(shù)為0.1071，由于使用的是Probit模型估計(jì)，影響系數(shù)并不代表變量的邊際效應(yīng)，因此社會(huì)關(guān)系對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)選擇在平均水平上的邊際效應(yīng)為0.0171，在1%的顯著性水平上顯著，說(shuō)明家庭用于維護(hù)社會(huì)關(guān)系的支出每增加1%，會(huì)使得其創(chuàng)業(yè)的概率會(huì)增加1.71%。表2第（2）列報(bào)告了家庭負(fù)債單獨(dú)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響結(jié)果，可以看出家庭負(fù)債對(duì)創(chuàng)業(yè)選擇的影響系數(shù)為0.0162，其在平均水平的邊際效用為0.0026，在1%的顯著性水平上顯著，意味著家庭負(fù)債規(guī)模每增加1%，會(huì)導(dǎo)致家庭創(chuàng)業(yè)概率上升0.26%。表2第（3）列報(bào)告了社會(huì)關(guān)系和家庭負(fù)債共同對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)的影響結(jié)果，結(jié)果顯示社會(huì)關(guān)系和家庭負(fù)債對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響系數(shù)分別為0.1046和0.0154，在平均水平上的邊際效應(yīng)分別為0.0166和0.0024，在1%的顯著性水平上顯著，由此可以初步得出結(jié)論，社會(huì)關(guān)系與家庭負(fù)債與家庭創(chuàng)業(yè)選擇存在正相關(guān)關(guān)系，社會(huì)關(guān)系和家庭負(fù)債會(huì)對(duì)家庭是否創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生顯著的正向促進(jìn)作用。

3.內(nèi)生性問(wèn)題分析

雖然通過(guò)（1）（2）（3）的回歸結(jié)果可以看出，社會(huì)關(guān)系、家庭負(fù)債會(huì)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生正向的促進(jìn)作用，但家庭負(fù)債和家庭創(chuàng)業(yè)之間也可能出現(xiàn)互為因果的內(nèi)生性問(wèn)題而導(dǎo)致基準(zhǔn)回歸結(jié)果出現(xiàn)偏誤，原因在于家庭負(fù)債雖然可以緩解資金約束和流動(dòng)性約束而對(duì)創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生促進(jìn)作用，但家庭也可能為了創(chuàng)業(yè)而主動(dòng)進(jìn)行負(fù)債行為，因此創(chuàng)業(yè)可能會(huì)對(duì)家庭負(fù)債規(guī)模產(chǎn)生影響從而帶來(lái)內(nèi)生性問(wèn)題。

因此為了解決內(nèi)生性問(wèn)題導(dǎo)致的結(jié)果偏誤，本文參考張浩棟（2016）的做法，采取工具變量的方法解決內(nèi)生性的問(wèn)題。通過(guò)選擇居住在同一地區(qū)的除自身外其他家庭的平均負(fù)債規(guī)模作為自身家庭負(fù)債的工具變量。因?yàn)樽≡谕坏貐^(qū)，相互之間的聯(lián)絡(luò)較多，其他家庭的負(fù)債規(guī)模會(huì)對(duì)自身家庭的負(fù)債規(guī)模產(chǎn)生參考作用，從而影響到家庭的負(fù)債，并且其他家庭的負(fù)債規(guī)模不在受訪戶(hù)主的控制范圍內(nèi)，相對(duì)于自身而言符合外生性的條件，因此可以選擇將其作為工具變量。

表2第（5）列報(bào)告了將其他家庭負(fù)債規(guī)模作為工具變量后Ivprobit模型估計(jì)的結(jié)果。可以看出，加入工具變量后，模型通過(guò)了Wald內(nèi)生性檢驗(yàn)，chi2（1）=3.81，p值等于0.051，不能拒絕工具變量是外生的原假設(shè)，可以認(rèn)定該工具變量滿(mǎn)足外生性。同時(shí)過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)結(jié)果顯示p值為0.000，小于0.05，說(shuō)明不存在過(guò)度識(shí)別的問(wèn)題，工具變量均是外生的。此外，弱工具變量檢驗(yàn)結(jié)果顯示：AR檢驗(yàn)和Wald檢驗(yàn)的p值均為0.000，說(shuō)明不存在弱工具變量的問(wèn)題，因此該工具變量的選擇是合適的，并且在其他條件不變的情況下，家庭負(fù)債對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)的邊際效應(yīng)為0.0178，在1%的顯著性水平下顯著，與預(yù)期的回歸結(jié)果一致。由此可以驗(yàn)證社會(huì)關(guān)系和家庭負(fù)債都會(huì)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)選擇產(chǎn)生正向的促進(jìn)作用。故此，假設(shè)1成立。

中介效應(yīng)分析

表3報(bào)告了社會(huì)關(guān)系、家庭負(fù)債對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)選擇影響的中介效應(yīng)，結(jié)果如表3所示。

表3第（1）列是社會(huì)關(guān)系單獨(dú)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響，社會(huì)關(guān)系單獨(dú)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)概率的影響系數(shù)為0.1071，在平均水平上的邊際效應(yīng)為0.017，在1%的顯著性水平下顯著，說(shuō)明家庭用于維持社會(huì)關(guān)系的支出每增加1%，其創(chuàng)業(yè)概率將增加1.7%。第（2）列是社會(huì)關(guān)系在引入家庭負(fù)債這一中介變量后，對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響結(jié)果?？梢钥闯鲈谝爰彝ヘ?fù)債變量后，社會(huì)關(guān)系對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)的顯著性有所下降，說(shuō)明社會(huì)關(guān)系對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)的作用會(huì)受到家庭負(fù)債的影響，初步驗(yàn)證了三變量之間可能存在中介效應(yīng)。并且社會(huì)關(guān)系對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響系數(shù)為0.1046，在平均水平上的邊際效應(yīng)為0.0166，家庭負(fù)債對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響系數(shù)為0.0154，邊際效應(yīng)為0.0024，二者都在1%的顯著性水平下顯著，該結(jié)果與上文分析是一致的。第（3）列是社會(huì)關(guān)系對(duì)家庭負(fù)債的影響，根據(jù)該結(jié)果可以看出，社會(huì)關(guān)系對(duì)家庭負(fù)債的影響系數(shù)為0.1209，在1%的顯著性水平下顯著，說(shuō)明家庭用于維持社會(huì)關(guān)系的支出每增加1%，在融資過(guò)程中所獲得的負(fù)債規(guī)模會(huì)相應(yīng)增加0.1209%。由此可以證明社會(huì)關(guān)系越多的家庭可以擁有更多的家庭負(fù)債用于家庭的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，該結(jié)果證實(shí)了社會(huì)關(guān)系、家庭負(fù)債和家庭創(chuàng)業(yè)之間存在中介效應(yīng)，社會(huì)關(guān)系和家庭負(fù)債除了自身會(huì)對(duì)家庭的創(chuàng)業(yè)概率產(chǎn)生正向的影響，社會(huì)關(guān)系還可以通過(guò)影響家庭負(fù)債間接影響家庭創(chuàng)業(yè)。與上文的理論分析結(jié)果一致，假設(shè)2成立。

為了驗(yàn)證上述模型的穩(wěn)健性，本文通過(guò)變更替代變量的方法對(duì)其進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)。參考魏昭（2018）的做法，選取“去年平均每月通訊費(fèi)和網(wǎng)費(fèi)”作為衡量社會(huì)關(guān)系的另一替代變量，進(jìn)一步驗(yàn)證結(jié)果的穩(wěn)健性。

所得結(jié)果如表4所示，在替換社會(huì)關(guān)系的代理變量以后，所得處的結(jié)果仍然與預(yù)期是一致的，并且中介效應(yīng)也存在。由此可以證明上文的分析結(jié)果是穩(wěn)健的。

綜上所述，社會(huì)關(guān)系、家庭負(fù)債和家庭創(chuàng)業(yè)選擇之間的實(shí)證結(jié)果與理論分析的預(yù)期假設(shè)是一致的。首先，社會(huì)關(guān)系會(huì)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)選擇存在顯著的正向促進(jìn)作用，社會(huì)關(guān)系越多的家庭越容易創(chuàng)業(yè)，其創(chuàng)業(yè)的概率也就越高。其次，家庭負(fù)債在社會(huì)關(guān)系對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)的影響中存在中介效應(yīng)，社會(huì)關(guān)系會(huì)通過(guò)促進(jìn)家庭負(fù)債進(jìn)而提高家庭的創(chuàng)業(yè)意愿。此外本文還進(jìn)行了穩(wěn)定性檢驗(yàn)，所得結(jié)論證明結(jié)果是可靠的。

針對(duì)上述結(jié)論，本文給出如下建議：首先，政府應(yīng)當(dāng)為創(chuàng)業(yè)者提供一個(gè)信息交流平臺(tái)，方便創(chuàng)業(yè)者交流與合作促成生意合作，減少創(chuàng)業(yè)過(guò)程中的信息成本和交易成本。其次，政府應(yīng)當(dāng)為創(chuàng)業(yè)者解決啟動(dòng)資金的問(wèn)題，應(yīng)當(dāng)鼓勵(lì)金融機(jī)構(gòu)為創(chuàng)業(yè)者提供創(chuàng)業(yè)貸款，并為創(chuàng)業(yè)者提供優(yōu)質(zhì)的管理經(jīng)驗(yàn)，幫助其快速發(fā)展。最后，政府可以適當(dāng)鼓勵(lì)小額信貸機(jī)構(gòu)和網(wǎng)絡(luò)貸款公司等非銀行家金融機(jī)構(gòu)為創(chuàng)業(yè)者提供更長(zhǎng)期限的貸款服務(wù)，適當(dāng)放寬借款期限，為創(chuàng)業(yè)者提供期限上的便利。

（南京師范大學(xué) 商學(xué)院）

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