社會關系、家庭負債與家庭創業選擇

劉祖祎

本文基于2015年和2017年中國家庭金融調查報告（CHFS）的兩期面板數據，通過構建家庭效用函數二期模型，從微觀層面對社會關系、家庭負債和家庭創業的關系進行數理推導，并構建Probit模型進行實證分析。研究發現，社會關系和家庭負債都會對家庭的創業意愿產生正向的促進作用，社會關系越多，家庭負債越多的家庭往往有著更高的創業意愿。同時通過逐步回歸法可以看出家庭負債在社會關系對家庭創業的作用中存在著中介效應，社會關系對家庭負債存在正向的促進作用，因此社會關系會通過影響家庭負債進而促進家庭創業，提高家庭創業概率。

無論是在發達國家還是發展中國家，創業活動都對經濟增長有著重要的作用，我國政府對此也非常重視，自2014年以來多次提出“大眾創業、萬眾創新”，為創業活動發展提供了充分的政策支持。根據西南財經大學公布的中國家庭金融調查（CHFS）數據顯示，當前中國并不缺乏創業精神?？傮w上看，有14.1%的家庭從事工商業活動，高于美國7%左右的比重。同時我國家庭創業總體盈利情況較好：77.8%的工商業項目能夠盈利，僅6.5%的工商業項目虧損。由此可以看出，在“大眾創業萬眾創新”的背景下，家庭的創業活動非?；钴S，越來越多的家庭選擇從事創業活動而非就業，并且大多數家庭都能獲得盈利，因此鼓勵家庭創業有利于緩解社會所面臨的就業壓力，維護社會的安穩。

自此，創業活動再度成為學術界熱點關注的問題，如何促進創業活動發展對刺激經濟增長具有重要理論和現實意義。從已有文獻來看，分析創業行為影響因素的研究主要包括以下兩個方面：

一是金融約束對家庭創業的影響研究。張龍耀（2013）分析了信貸約束對家庭創業的影響，發現家庭創業受到自有財富水平的限制，財富水平越高的家庭其創業意愿越強烈，同時信貸約束對欠發達地區或者低收入家庭的抑制作用更明顯。翁辰和張兵（2015）分析了信貸約束對農村地區家庭創業選擇的影響，認為信貸約束對家庭創業具有顯著的約束作用，而對財富水平較高的家庭影響更明顯。劉艷等（2015）研究了信貸約束對創業意愿的影響，發現民間借貸可以有效的緩解家庭的流動性約束，提高家庭創業積極性。

二是社會關系對家庭創業的影響研究。胡金焱、張博（2014）認為，社會網絡對于城鎮和農村家庭創業行為都產生了顯著的促進作用，并且對農村家庭的作用更大。柴時軍（2017）發現，社會關系的積累會促使家庭更多的參與創業活動，并且對創業的收入有著顯著的正向影響。胡浩等（2018）認為社會互動會通過信息獲取和社會性學習機制對家庭創業決策產生積極影響。趙朋飛和王宏健（2020）基于2018年貧困地區調查數據發現示范效應和社會網絡會顯著影響家庭創業活動，示范效應對貧困家庭創業選擇的影響更大，而社會關系對于非貧困家庭創業選擇的影響更大。

現有的研究成果對本文有重要的參考和啟發，但本文認為，現有文獻主要側重于研究融資約束對家庭創業的影響，但本文認為融資所獲得的資金量對個人的創業有著更為重要的作用，而融資約束更多體現為創業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業所籌集到的資金總量，因此相比于融資約束，家庭的負債規模更能體現家庭對外融資的結果，對創業活動的影響更具有現實意義。因此，本文在現有文獻的基礎之上進行了總結并加以改進，選擇家庭負債作為中介變量，將社會關系、家庭負債與家庭創業納入統一的分析框架內，考察是否存在“社會關系——家庭負債——家庭創業”這一影響路徑并分析每一影響路徑中的內在影響機制。

由2-14可以看出，在其他參數給定的情況下，家庭負債D和社會關系N之間存在因果關系，N前的系數為正，因此家庭負債D會隨著社會關系N的增加而增加，即擁有社會關系越多的家庭，可以獲得更多的負債，從而為其創業活動籌集資金。

根據2-6與2-14所得結果，本文提出如下有待實證的假設：

假設1：社會關系會對家庭創業選擇產生正向的促進作用：社會關系越廣的家庭越容易籌集創業資金，因此擁有更高的創業積極性，更愿意從事創業活動，創業的概率越大。

假設2：社會關系會通過影響家庭負債來間接影響家庭創業：在社會關系的作用之下，家庭的負債水平會進一步提高，從而為家庭創業提供充足的資金支持，提高家庭的創業概率以及創業績效，因此家庭負債在社會關系對家庭創業的影響中存在中介效應。

數據來源及處理

本文使用的數據全部來源于2015年和2017年西南財經大學中國家庭金融調查研究中心在全國范圍內展開的中國家庭金融調查報告（China Household Finance Survey，CHFS）的兩期面板數據，調查樣本覆蓋全國29個?。ㄗ灾螀^、直轄市），355個縣（區、縣級市），1428個村（居）委會，其中2015年樣本規模為37289戶家庭，到2017年擴展至40011戶家庭。調查包括家庭的資產、負債、收入、支出、社會保險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，內容全面，具有全國代表性，為本文研究社會關系、家庭負債對家庭創業影響的一般情形提供了良好的數據支持。

本文在數據處理方面，首先剔除了各變量中存在的缺失樣本；其次對變量進行了上下1%的縮尾處理，消除極端值對結果的影響；接著對數據進行對數化處理，防止因樣本數據差異過大導致的異方差問題。最后為了盡量減少缺失值對樣本總量造成的損失，本文對部分數值進行了插值處理，最終匹配合成了2015年和2017年兩期非平衡面板數據，其中符合要求的樣本包括了15290戶家庭，總計30580個樣本數據。

變量選取

1.家庭創業。CHFS數據庫詳細調查了家庭的創業情況，根據以往文獻的研究，本文在參考胡金焱等（2014）指標選取的基礎上，選擇采用問卷中“家庭是否從事工商業生產經營項目”的回答所得到的二值虛擬變量作為主要被解釋變量，判斷家庭創業與否。選擇“是”的家庭為創業家庭，變量為1，選擇“否”的家庭為非創業家庭，變量為0。

2.社會關系。本文在參考現有文獻的基礎之上，選取調查中“家庭在春節、中秋節等節假日以及參加紅白喜事方面產生的現金或非現金收人和支出的總和”作為衡量家庭社會關系的代理變量。此外，考慮到家庭的社會關系往往和對外參與社會交流存在關聯性，因此參考魏昭（2018）的做法，選取家庭“去年平均每月通訊費和網費”作為衡量家庭社會關系的替代變量，進行穩定性檢驗。

3.家庭負債。本文考慮社會關系會通過影響家庭負債來間接影響家庭創業，因此選取家庭負債作為本文的中介變量，考察是否存在中介效應。本文選取調查中“家庭所有負債的總和”即家庭的總負債規模作為衡量家庭負債可得性的代理變量，考察社會關系是否會影響家庭的負債可得性進而影響家庭的創業活動。

4.控制變量。根據以往文獻的研究，本文在控制變量中選取了反映戶主和家庭主要特征的變量，在戶主特征方面包括了戶主年齡、性別、受教育年限、政治面貌、婚姻狀況、風險偏好、信任程度等。家庭特征的控制變量包括家庭總資產和總收入，但為了防止與家庭創業存在互為因果的內生性問題，本文選擇剔除創業資產和創業收入后的總資產和總收入作為家庭特征的控制變量。

描述統計

表1報告了變量的描述統計，結果如下：

在本文所研究的樣本中，用于衡量社會關系的禮金收支總和平均值為6012元，說明每年家庭用于維持社會關系的費用將近6000元。而樣本的標準差高達8103，說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，說明樣本存在明顯的差異。因此將收支總和作自然對數處理后，得到的結果均值為8.022，標準差為1.239，從而避免數據差值過大導致的異方差問題。樣本中家庭負債規模的均值為42372，標準差為121481，可見不同家庭的負債規模也存在明顯的差異，有的家庭沒有負債，而負債最多的家庭規模達到81萬，因此也將負債規模進行自然對數處理，處理后的樣本均值為3.548，標準差為5.139，數據整體相對平穩，可用于回歸分析。

為了驗證社會關系，家庭負債和家庭創業三者之間的關系是否和理論分析的預期一致，本文試圖構建Probit模型，考察社會關系，家庭負債是否會影響家庭的創業選擇。同時通過逐步回歸法，考察家庭負債在社會關系對家庭創業的影響中是否存在中介作用。

基準模型分析

1.基準模型設定

首先考察社會關系和家庭負債對家庭是否創業的影響，本文設定如下方程：

2.模型結果分析

表2第（1）列報告了社會關系對家庭創業選擇的基準回歸結果，在其他條件不變的情況下，社會關系對家庭創業概率的影響系數為0.1071，由于使用的是Probit模型估計，影響系數并不代表變量的邊際效應，因此社會關系對家庭創業選擇在平均水平上的邊際效應為0.0171，在1%的顯著性水平上顯著，說明家庭用于維護社會關系的支出每增加1%，會使得其創業的概率會增加1.71%。表2第（2）列報告了家庭負債單獨對家庭創業選擇的影響結果，可以看出家庭負債對創業選擇的影響系數為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，意味著家庭負債規模每增加1%，會導致家庭創業概率上升0.26%。表2第（3）列報告了社會關系和家庭負債共同對家庭創業的影響結果，結果顯示社會關系和家庭負債對家庭創業選擇的影響系數分別為0.1046和0.0154，在平均水平上的邊際效應分別為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論，社會關系與家庭負債與家庭創業選擇存在正相關關系，社會關系和家庭負債會對家庭是否創業產生顯著的正向促進作用。

3.內生性問題分析

雖然通過（1）（2）（3）的回歸結果可以看出，社會關系、家庭負債會對家庭創業產生正向的促進作用，但家庭負債和家庭創業之間也可能出現互為因果的內生性問題而導致基準回歸結果出現偏誤，原因在于家庭負債雖然可以緩解資金約束和流動性約束而對創業產生促進作用，但家庭也可能為了創業而主動進行負債行為，因此創業可能會對家庭負債規模產生影響從而帶來內生性問題。

因此為了解決內生性問題導致的結果偏誤，本文參考張浩棟（2016）的做法，采取工具變量的方法解決內生性的問題。通過選擇居住在同一地區的除自身外其他家庭的平均負債規模作為自身家庭負債的工具變量。因為住在同一地區，相互之間的聯絡較多，其他家庭的負債規模會對自身家庭的負債規模產生參考作用，從而影響到家庭的負債，并且其他家庭的負債規模不在受訪戶主的控制范圍內，相對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）列報告了將其他家庭負債規模作為工具變量后Ivprobit模型估計的結果?？梢钥闯觯尤牍ぞ咦兞亢?，模型通過了Wald內生性檢驗，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，可以認定該工具變量滿足外生性。同時過度識別檢驗結果顯示p值為0.000，小于0.05，說明不存在過度識別的問題，工具變量均是外生的。此外，弱工具變量檢驗結果顯示：AR檢驗和Wald檢驗的p值均為0.000，說明不存在弱工具變量的問題，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，家庭負債對家庭創業的邊際效應為0.0178，在1%的顯著性水平下顯著，與預期的回歸結果一致。由此可以驗證社會關系和家庭負債都會對家庭創業選擇產生正向的促進作用。故此，假設1成立。

中介效應分析

表3報告了社會關系、家庭負債對家庭創業選擇影響的中介效應，結果如表3所示。

表3第（1）列是社會關系單獨對家庭創業選擇的影響，社會關系單獨對家庭創業概率的影響系數為0.1071，在平均水平上的邊際效應為0.017，在1%的顯著性水平下顯著，說明家庭用于維持社會關系的支出每增加1%，其創業概率將增加1.7%。第（2）列是社會關系在引入家庭負債這一中介變量后，對家庭創業選擇的影響結果?？梢钥闯鲈谝爰彝ヘ搨兞亢?，社會關系對家庭創業的顯著性有所下降，說明社會關系對家庭創業的作用會受到家庭負債的影響，初步驗證了三變量之間可能存在中介效應。并且社會關系對家庭創業選擇的影響系數為0.1046，在平均水平上的邊際效應為0.0166，家庭負債對家庭創業選擇的影響系數為0.0154，邊際效應為0.0024，二者都在1%的顯著性水平下顯著，該結果與上文分析是一致的。第（3）列是社會關系對家庭負債的影響，根據該結果可以看出，社會關系對家庭負債的影響系數為0.1209，在1%的顯著性水平下顯著，說明家庭用于維持社會關系的支出每增加1%，在融資過程中所獲得的負債規模會相應增加0.1209%。由此可以證明社會關系越多的家庭可以擁有更多的家庭負債用于家庭的創業活動，該結果證實了社會關系、家庭負債和家庭創業之間存在中介效應，社會關系和家庭負債除了自身會對家庭的創業概率產生正向的影響，社會關系還可以通過影響家庭負債間接影響家庭創業。與上文的理論分析結果一致，假設2成立。

為了驗證上述模型的穩健性，本文通過變更替代變量的方法對其進行穩定性檢驗。參考魏昭（2018）的做法，選取“去年平均每月通訊費和網費”作為衡量社會關系的另一替代變量，進一步驗證結果的穩健性。

所得結果如表4所示，在替換社會關系的代理變量以后，所得處的結果仍然與預期是一致的，并且中介效應也存在。由此可以證明上文的分析結果是穩健的。

綜上所述，社會關系、家庭負債和家庭創業選擇之間的實證結果與理論分析的預期假設是一致的。首先，社會關系會對家庭創業選擇存在顯著的正向促進作用，社會關系越多的家庭越容易創業，其創業的概率也就越高。其次，家庭負債在社會關系對家庭創業的影響中存在中介效應，社會關系會通過促進家庭負債進而提高家庭的創業意愿。此外本文還進行了穩定性檢驗，所得結論證明結果是可靠的。

針對上述結論，本文給出如下建議：首先，政府應當為創業者提供一個信息交流平臺，方便創業者交流與合作促成生意合作，減少創業過程中的信息成本和交易成本。其次，政府應當為創業者解決啟動資金的問題，應當鼓勵金融機構為創業者提供創業貸款，并為創業者提供優質的管理經驗，幫助其快速發展。最后，政府可以適當鼓勵小額信貸機構和網絡貸款公司等非銀行家金融機構為創業者提供更長期限的貸款服務，適當放寬借款期限，為創業者提供期限上的便利。

（南京師范大學 商學院）

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