家庭创业对京津冀地区家庭财富积累的影响研究

李晓艳

（1.中国中车股份有限公司 博士后科研工作站，北京 100071；2.华北电力大学 经济与管理学院，北京 102206）

一、引言

企业家的创业和创新精神在中国经济增长与发展中有举足轻重的作用[1]。大众创业、万众创新是富民之道、强国之举。厉以宁（2015）指出中国经济的增长主要靠广大人民的创新精神和创业活动[2]。随着我国经济与金融的快速发展，越来越多的家庭参与到家庭创业的活动中来。国内外学者们也开始关注家庭创业问题。

近年来国家颁布出台了多项政策鼓励创业、改善创业政策制度环境。尽管很多家庭的创业已经从生存型创业向机会型创业过渡①清华大学创业研究中心2014年发布的《全球创业观察报告》中将找不到其他工作而被迫进行的创业定义为生存型创业，将个体由于偏好主动进行的创业定义为机会型创业。，但是我国整体的创业氛围不够浓厚，创业动机不足，创业人数占整个社会的比例比较低。当今中国正处在经济转型时期，城乡二元结构较长一段时间内还将存在，中国金融资源分布相对不平衡，在普惠金融发展的背景下研究家庭创业如何影响财富增长具有重要意义。家庭创业在一段时间内能够增加创业的收入，改善家庭环境，如果创业成功并在一段时间内持续经营，既能增加社会就业的岗位，又有助于家庭和社会的财富积累。

当前已经有大量学者研究企业家精神、企业家创业与经济增长、财富增长的关系，主要从宏观和微观两个层次来分析创业对家庭财富积累的影响。在宏观上，有学者认为财富创造是创业研究的核心内容，是创业的最终目的，创业资源在这个过程中作用非常关键，创业战略为创业的未来发展指明了方向。在微观上主要依据微观数据用计量方法分析研究创业的行为和动机，创业对收入的影响及创业的经济和社会意义。但是学术界对家庭创业缺乏一个权威公认的定义，借鉴杨文兵（2011）[3]、郭军盈（2006）[4]对农民创业活动的观点，本文界定家庭创业活动是以家庭为单位，通过一定生产资本的投入，从事一系列生产和创业活动，以实现家庭财富增加和积累。从定义中可以看出，家庭创业是家庭成员组成创业团队共同完成的活动，因此，本文设定只要家庭成员中有创业的行为就可以认为这个家庭存在创业活动。

本文的结构安排：第二部分为文献回顾与综述；第三部分是数据来源、相关变量描述及计量模型选择介绍；第四部分是计量估计结果分析和稳健性检验；最后为本文的研究结论和政策建议。

二、文献回顾与综述

关于家庭创业和财富增长的关系，大量学者从宏观角度研究企业家创业与经济增长、财富增长的关系。国外学者熊彼特最先提出的创新理论，强调了没有“创新”就没有经济增长和经济发展。King等（1993）在熊彼特的基础上通过引入内生增长模型，将创新理论向前推进了一步，认为金融发展和经济增长靠企业家精神作为纽带联结，一个健全健康的金融市场能为企业家的创新活动提供各种金融支持和金融服务[5]。Zingales等（2003）认为金融发展水平较高的市场使得创业者的发展不再受金融发展水平的限制，而主要依赖自己的知识和能力以及创新能力来创造创业财富。一个平稳健康的金融市场能给创业者提供资金帮助，并且帮助人们更好地把握市场机会进行个人创业，甚至帮助人们在更小的年龄就开始创业[6]。Guiso等（2004）指出意大利金融不发达地区的创业者的平均年龄比发达地区的年龄要高5.5岁[7]。国内学者梳理了创业和财富的关系，论证了创业在财富创造和经济发展中的关键作用[8-9]。

也有文献从微观角度基于某个国家和地区实证分析检验了家庭财富积累对家庭创业的影响。国外学者Quadrini（2000）分析了一般均衡的环境下如何有机会成为一名企业家从而影响财富分配[10]。国内大多文献分析了影响家庭创业的因素，包括：金融知识[11]、社区金融资源和信贷约束[12-14]、社会网络[15]、住房[16]等。也有文献分析了创业对家庭收入的影响，如张龙耀等（2013）[13]、石智雷等（2010）[17]利用计量经济学方法分析研究了返乡农民工家庭收入结构及创业意愿，结果显示文化程度较高及交际能力较强的青壮年农民工返乡后多数正在从事自我经营，收入结构因此而发生较大的变化。

目前研究创业对家庭收入的影响主要来自于农村的家庭微观数据，但城市创业人数也在逐渐增加，创业对收入的影响最直接也最显著，忽视了城市创业对家庭收入影响的研究显然不合理。因此，本文以农村家庭和城市家庭创业为总样本来分析家庭创业对家庭财富的影响，有利于政府制定合理政策扶持和帮助家庭创业活动，对缩小京津冀地区城市和农村地区之间贫富差距具有十分重要的作用。

综上所述，本文以西南财经大学中国家庭金融调查的数据为基础，以京津冀地区城市和农村的家庭为总样本，从微观角度考察京津冀地区家庭创业对家庭财富的影响机制。在分析中加入城市家庭创业的样本，弥补了当前仅以农村家庭创业为样本进行分析的不足，有利于政府针对家庭创业活动制定合理的政策，现实意义较强。

三、数据来源、相关变量与模型选择

（一）数据来源

本文使用中国家庭金融调查（CHFS）2013年的调查数据进行分析。该调查采用三阶段、分层、与人口比例规模成比例（PPS）的抽样方法收集中国家庭金融的相关信息。CHFS样本覆盖了全国29个省份、262个县（区、县级市）、1048个社区（村），合计28143户家庭的资产与负债、收入与支出、保险与保障、家庭人口特征及就业等各方面详细的微观数据，这为本文研究京津冀地区家庭财富积累问题提供了数据支持。

在数据整理过程中，本文剔除了家庭创业和其他变量可能存在的缺失和离群值，最后得到样本实际观测值为2982个家庭。其中京津冀地区家庭创业的样本共有290户，占全部样本的9.73%，没有创业的样本家庭2692户，占全部样本的90.27%。表1是北京、天津、河北的具体家庭创业情况。其中北京有家庭创业的样本为64户，占北京样本的5.39%，没有创业的家庭为1124户，占北京样本的94.61%；天津有家庭创业的样本为91户，占天津样本的9.83%，没有家庭创业的样本为835户，占天津样本家庭的90.17%；河北有家庭创业的样本为135户，占河北样本的15.55%，没有创业的家庭为733户，占河北样本的84.45%。通过数据对比发现，北京地区家庭创业的样本占比最低，天津居中，河北最高。

表1 京津冀地区家庭创业的基本状况

接下来，表2显示了城市与农村之间是否存在家庭创业的差异。从中可以看到城市2565户家庭有253户家庭创业，占城市样本的9.86%，没有创业的城市家庭为2312户，占城市样本的90.14%；农村地区的417户家庭有380户未创业，占农村总样本的91.13%，创业的家庭有37户，占全部农村家庭的8.87%。可见城市中创业的家庭占比比农村高。

表2 京津冀地区农村与城市家庭创业的基本状况

（二）变量

1.被解释变量

本文选取的被解释变量是京津冀地区的居民财富，即居民持有的财产总额。按照国际惯例，家庭净财富值就是家庭金融调查数据中净资产值，即总资产减去总负债之后的净值。在CHFS2013的调查数据中，资产包括金融资产和非金融资产。其中金融资产包括现金、活期存款、定期存款、股票、债券、基金、衍生品、非人民币资产、黄金和借出款等资产。非金融资产包括农业或工商业、房产与土地、车辆、耐用品等资产。本文将资产分为总资产、净资产、金融净资产、非金融净资产、风险金融资产和无风险金融净资产六个大类，为了消除变量的非正态分布对回归估计结果的影响，分别对这六类资产取对数，把各类资产的对数值作为被解释变量。

2.解释变量

本文将京津冀地区家庭非农领域内的自我雇佣、成立新企业或有企业经营的行为定义为家庭创业，因此根据中国家庭金融调查2013年的调查数据，以“【b2001】家庭是否从事自营工商业生产经营”作为家庭是否创业参照题目，以家庭为单位分析了家庭是否创业的影响因素。另外以“【a3003】家庭成员的工作性质”为参照题目考察家庭成员是否创业，将题目选项中“2、经营个体或私营企业的；自主创业”表示为家庭有创业，并赋值为1，其他选项赋值为0。

这里需要说明的是，因为受到家庭金融调查数据限制，本文仅仅将问卷中“家庭是否从事自营工商业生产经营”定义为家庭创业，有可能忽视了其他可能的创业样本，因此有可能存在家庭创业被低估的现象。

3.控制变量

根据以往的参考文献，本文选取了家庭特征变量、个人特征变量和社会关系等控制变量来分析其对财富的影响，主要包括：家庭成员数量、户主的年龄、性别、民族、受教育程度、婚姻状况、风险偏好、是否有党员、城市/农村。同时也选取了城市哑变量来分析家庭创业对家庭财富的影响。

中国是一个传统的关系型社会，社会关系在人们的社会经济活动中有着非常重要的作用[18-19]。信贷员如果为拥有社会关系的家庭提供贷款，可能会获得潜在的经济利益。现有文献中主要采用两种指标来衡量家庭的社会关系。一是家庭成员中是否有特殊地位的成员，如村干部、党员以及政府单位的负责人[20]；二是社会关系主要来自于家庭的亲友关系，因此也有文献用亲友数量的多少作为社会关系的代理变量[21-22]。本文用家庭中是否有成员是村干部、家庭成员是否有党员分别作为衡量社会关系的控制变量。表3显示了本文中所有变量的描述统计。

（三）计量模型设定

影响家庭创业的因素较多，家庭特征变量、户主特征变量和地区特征变量等都可能对信贷产生一定影响，但这些因素对家庭创业的影响是否显著需要建立模型进行深入分析。

首先，用Probit模型对家庭是否创业进行估计，令Entrepre为因变量，Entrepre=1表示有家庭创业行为，Entrepre=0表示家庭没有创业行为，建立模型为：

表3 所有变量描述统计

式（1）中，μ～N（0，σ2），X 表示影响家庭创业的因素，α表示影响家庭创业因素的待估计回归系数，μ表示扰动项。

其次，家庭财富是连续变量，我们采用多元线性回归模型来刻画京津冀地区居民家庭创业对家庭财富的影响，具体计量模型设定如下：

其中，Wealth表示家庭财富，本文用家庭的净财富值来衡量；Entrepre是主要解释变量，表示家庭创业；X作为控制变量，包括家庭特征变量、户主特征变量和地区特征变量等；ε是残差项；β是各解释变量对财富影响待估计的系数，表示解释变量家庭创业对家庭财富可能的影响程度。

四、计量结果分析

（一）京津冀地区家庭创业的影响因素

本文基于CHFS2013数据库中“【b2003】家庭是否从事自营工商业生产经营”作为家庭是否创业参照题目。在进行家庭创业对京津冀地区家庭财富影响分析之前，首先对京津冀地区的家庭是否创业的影响因素进行估计，即利用式（1）Probit模型对家庭创业影响因素进行分析。文中分析了不同变量对家庭创业的影响，估计结果见表4。其中家庭创业Ⅱ是在家庭创业Ⅰ的基础上控制了风险偏好变量，家庭创业Ⅲ是在家庭创业Ⅱ的基础上控制了金融知识和信贷约束变量，家庭创业Ⅳ是在家庭创业Ⅲ基础上控制了家庭规模和社会关系变量，包括家庭成员是否是村干部和具有血缘关系的亲属数量。

表4中第（1）列表示在没有加入风险偏好、金融知识和信贷约束的前提下，其他条件不变时影响因素每变化一个百分点，家庭创业概率提高或降低的百分点。可以看出：受教育年限对家庭创业的影响系数为-0.064，且在1%的水平上显著负向影响，这表明受教育水平每增加1%，创业就有可能减少6.4%，这与已有研究[23-24]结论相反。而汉族和地处农村地区对家庭创业的影响系数分为别为：-0.553和-0.396，且在1%的水平上显著负向影响。在地区控制变量中，天津和河北两地居民对家庭创业的影响估计系数为0.388和0.592，在1%的水平上有正向促进作用，这充分说明了以北京为参照对象，这两个地区的居民对创业有很大的动机。

表4 家庭创业的影响因素估计

在第（2）列家庭创业动机的影响因素中，加入了风险偏好之后，受教育年限、汉族和地处农村地区对家庭创业动机的影响在1%的水平上负向显著，而且比家庭创业Ⅰ中的系数有了明显的提高。上文在风险偏好的定义中，数值最大表示风险厌恶，这说明越是风险厌恶的家庭创业的可能性就越低，而越是喜欢风险的家庭越会倾向于创业。另外，地区控制变量仍然对创业有明显的正向促进作用。

在第（3）列家庭创业的影响因素分析中，可以发现在家庭创业Ⅱ中加入了金融知识和信贷约束之后，受教育年限、汉族和地处农村地区变量仍然在1%的水平上显著负向促进，且影响的估计系数较家庭创业Ⅱ中的系数有所提高。金融知识对创业影响的估计系数为0.112，且在10%的水平上对家庭创业有正向促进作用，这说明越有知识的人倾向于选择创业的概率就越大。而信贷约束变量对创业机会的影响系数为0.278，并且在1%的水平上显著促进，这表明越是受到信贷约束的家庭，越可能倾向于选择创业来应对来自信贷资金方面的缺乏。

在第（4）列中，本文发现在上述创业选择的基础上控制了家庭规模变量和社会关系变量之后，家庭规模对创业选择的影响系数为0.117，在1%的水平上显著正向影响，这表明了成员多的家庭，每个家庭成员选择创业的机会多于家庭成员少的家庭。而在社会关系中家庭是否有村干部和具有血缘关系的亲属数量对创业选择的估计系数分别为0.533和0.07，且后者在5%的水平上对创业有正向显著促进作用，这与张博（2015）[15]的研究基本一致，表明具有血缘关系的亲属数量这个变量对创业有很大的影响。京津冀地区经济发展水平不平衡，城市和农村的二元经济结构在一段时间内仍然存在，许多家庭的创业计划、信息的获取与甄别以及创业资金等多方面都需要亲戚朋友来提供强大的支持与帮助，因而社会网络关系对创业有很重要的意义。

（二）家庭创业对京津冀地区家庭分项资产积累的影响

表5是家庭创业对家庭分项资产财富积累的影响。这里的分项资产包括总资产、净资产、非金融净资产、金融净资产、风险金融净资产和无风险金融净资产六项。

首先来看家庭成员创业变量。从表5中可以看出家庭创业对六项分项资产都有显著正向促进作用，只是对第（5）列风险金融净资产的影响估计系数为0.089，在10%的水平上显著正向影响，而对其他资产的影响都是在1%的水平上显著。这说明每增加1%的家庭创业可能，家庭财富的积累都会有一定程度的增加，这符合现有文献中关于创业选择与财富积累之间正相关的假说。另外，在这里的家庭创业是指家庭成员中创业的可能，一个家庭中创业的人数越多，那么这个家庭整体的财富积累就要高于其他家庭，所以在家庭规模这个变量中，可以看到家庭成员的数量对财富积累尤其是总资产和净资产以及非金融净资产的积累有正向促进作用，但是对金融风险净资产和无风险金融净资产的影响则不明显。这与上述描述并不矛盾，在一定程度上反映了当前家庭创业中的主要目标还是为了增加收入和满足当前的消费。

接下来分析其他控制变量对财富积累的影响效应。首先，受教育程度对家庭所有分项财产的影响均在1%的水平上正向显著，这充分说明了受教育水平体现了一个家庭的知识结构和经济决策的水平，是展现企业家创业才能的最合适的代理变量。年龄对家庭分项资产财富的积累均有正向促进作用，并且都在1%的水平显著。从影响的边际效应来看虽然差别不大，但是也会对不同资产有不同程度的影响，即年龄每增加1%，会引起净资产和非金融净资产4.6%的财富增长、总资产4%的增长、金融净资产3.5%的增长、风险金融资产3.3%的增长和无风险金融净资产2.7%的增长。但年龄的平方对财富积累呈现出负向的显著特征，这充分说明年龄对财富积累是非线性的倒U型，可以看出创业年龄对财富的影响是有分水岭的，即年龄越小的人选择创业的概率可能会越大，其对家庭财富的影响可能增加得相对较多，而年龄较大的人，可能出于规避风险和资产保值的考虑，很少会选择通过创业的方式去积累财富，这与张龙耀（2013）[13]的说法基本吻合。民族为汉族的家庭对家庭分项资产的财富积累也表现出了正向促进作用，由此，京津冀地区缩小贫富差距的渠道之一就是要积极地鼓励和引导少数民族家庭投入到创业中来，既能解决其就业问题还能提高其他收入和财富水平增长，可谓是一举两得。农村地区对六项分项资产积累的影响显著为负，且都是在1%的水平上显著，这说明农村地区家庭创业对财富的抑制程度较高。值得一说的是，农村地区家庭对总资产、净资产和非金融净资产的抑制最大，其影响系数分别是－0.707、－0.715 和－0.659，而对金融净资产、风险金融净资产和无风险金融净资产的抑制程度则较弱一些。由此可知，缓解城市和农村之间的贫富差距，引导农村地区家庭创业和减少其对农村家庭财富的抑制有助于增加农村家庭的财富积累。在家庭成员是否有党员这个变量中可以发现，有党员的家庭每增加1%的家庭创业就能显著正向促进其20%～30%的家庭分项资产财富的增加。这可以说明家庭成员是否是党员在一定程度上反映了这个家庭的社会地位和身份，能够给家庭创业中提供方便和帮助，如信贷资金获得等。

最后，我们来分析控制了地区哑变量之后对家庭财富的影响。这里的估计结果是以北京作为参照对象，可以发现天津和河北两地对财富的影响都是显著为负，也就是说财富积累都不同程度受到了抑制。以净资产为例，天津的影响系数是－0.918，而河北是－1.337，显然在同等条件下，京津冀三地的财富积累已经出现了较大的差距，河北地区家庭创业对财富积累的抑制程度要高于天津和北京地区。

综上所述，家庭创业及其他控制变量对京津冀地区家庭财富的积累具有非常重要的作用，引

导和促进家庭参与家庭创业对京津冀地区居民起到十分重要的作用。

表5 家庭创业对家庭分项资产积累的影响

（三）信贷约束、家庭创业对财富积累的影响

创业资金的来源是家庭创业的重要影响因素，本文引入了信贷约束控制变量用来反映金融普惠水平。表6显示了在信贷约束的条件下家庭创业对家庭收入、总资产和净资产的影响。

在表6中，第（1）至（3）列显示了受到信贷约束的家庭其家庭创业对财富积累的影响，第（4）至（6）列显示了未受到信贷约束的家庭其家庭创业对财富积累的影响。

首先，受到信贷约束的家庭，其家庭创业能够增加总资产、净资产的积累，但是其影响并不显著，而创业对收入的影响在1%的水平正向显著，这表明家庭创业每增加1%就可能直接增加78.9%的收入，影响程度非常高。也就是说创业是增加收入、提高生活水平不可忽视的因素，随着收入的不断增加，创业家庭企业经营规模逐渐扩大可能对资金的需求越来越多，已经积累的财富有可能成为获得信贷资金的抵押品，所以财富积累就没有收入那么显著。

在受约束的其他变量中，年龄的影响与上述一致，都是非线性。总的来说，年轻时候对财富积累显著正向影响，到了一定的年龄之后对财富影响变为显著负向。受教育年限和民族对财富积累和收入增加都是在1%的水平上正向显著，与上文的描述一致。家中有无党员对总资产和净资产的影响显著为正，但是对收入的影响不显著。受约束的家庭，控制了地区变量之后，以北京为参照，可以发现，是否创业对河北地区财富增长的抑制程度非常大，而对天津地区的影响不明显，同时创业也影响河北地区的收入，即每增加1%的创业机会就可以降低对收入22.2%的抑制。

其次，在未受到信贷约束的家庭中，可以看到家庭创业对总资产、净资产和收入有非常显著的正向影响，其财富积累的过程中不需要支付因信贷资金借贷而产生的额外费用，如利息和其他潜在的经营成本。从长期来看，家庭创业可以对财富积累起到积极的促进作用。

在其他控制变量中，可以看到男性在总资产和净资产的积累中起到了负向的抑制作用，这说明男性在投资决策中没有女性保守，可能决策不当造成财富积累的减少。在家庭规模和血缘关系这两个变量中，不受信贷约束的家庭，收入和财富的积累在一定程度上比受约束的家庭更平稳，亲戚朋友给家庭提供的建议和帮助对家庭财富收入积累的影响更为显著。

五、结论与建议

本文利用中国家庭金融调查2013年的数据分别构建了模型，分析了京津冀地区家庭创业情况及其对家庭财富积累的影响。本文将资产分为总资产、净资产、金融净资产、非金融净资产、风险金融净资产和无风险金融净资产六个大类，采用Probit模型分析家庭创业的影响因素，然后进一步分析在家庭创业控制不同约束的条件下其对家庭各项财富的影响。通过研究发现家庭创业对京津冀地区的家庭财富积累均有显著的正向影响，有创业的家庭，可能会获得更多的财富积累。家庭年龄对财富积累的影响是非线性的，呈先上升后下降的趋势。收入加入了地区控制变量之后，研究发现参照北京，河北、天津两地在财富积累上与北京差距加大。最后对比发现创业家庭比没有创业家庭在收入增加和财富积累上更有优势，如受教育水平、民族、社会关系中党员的数量等对家庭财富积累具有明显的正向影响。据此提出以下政策建议：

第一，积极引导和支持家庭创业。积极支持农村地区的创业活动，尤其是政府应该出台相关的政策向河北地区、农村地区、少数民族人群和受教育程度低的群体倾斜和覆盖，提高上述地区的收入水平，进一步缩小城乡收入差距增加财富积累，实现京津冀地区的协同发展。在大众创业、万众创新理念的指引下，京津冀地区的家庭也积极投入到创业活动中来。当前京津冀区域内，北京市具有得天独厚的创业机会，创业企业较多，但是真正把企业做大做强，实现社会资源优化，降低社会

资源的消耗和浪费是一个难题。万众创业的“下半场”就需要考虑如何提高创业效率和质量，于家庭而言，首先要找出一套适合自己的、适应市场的产品去做大做强创业企业，创业发展的过程中可以强强联合，加强与大企业之间的交流与沟通，降低自己单打独斗的风险。

表6 信贷约束、家庭创业对家庭资产积累的影响

第二，搭建创业孵化平台，提高创业成果转化能力。政府相关部门一方面要为创业家庭和企业提供良好的外部环境，从法律和监管的角度提高创业的成功率。另一方面要为创业企业提供良好的“生态环境”，无论是政府层面还是社会投资机构层面，不但要为创业企业提供创业诉求、资金帮助和政策扶持，还要搭建创业企业孵化器平台，将创业成果转换为生产力，实现最后一公里的飞跃，实现生产要素的全社会流动。

第三，提高全社会的受教育水平，能够帮助创业家庭正确筛选创业信息，进行创业决策和管理，实现更多财富积累。

本文在分析家庭创业的过程中受到样本数据的限制，家庭创业可能存在内生性问题，未来需要继续寻找更合适的工具变量来解释家庭创业对京津冀地区家庭财富的影响。

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