要素市场扭曲与家庭创业——基于中国家庭追踪调查(CFPS)数据的实证分析

于明超,吴淑媛

(南京师范大学 商学院，南京 210023)

一、引言

创业既是技术创新的助推器，也是我国经济增长的重要动力源泉。改革开放40余年来，我国经济发展取得了辉煌成就，这一成就的取得离不开市场化条件下的企业家精神。当前我国为适应经济“新常态”发展、推动经济增长、解决就业困难，鼓励“大众创业、万众创新”已成为我国重要的任务之一。2019年李克强在政府工作报告中指出“进一步把大众创业万众创新引向深入，鼓励更多社会主体创新创业”。因此，如何激发企业家的创业热情，提高总体创业活跃程度是我国亟需解决的重要问题之一。

目前，已有许多文献对创业及其影响因素进行了研究，主要集中于个体、家庭和社会三个层面(Djankov et al.，2006；王菁和张锐，2017；Jia 和 Lan，2013)[1～3]。然而，鲜有研究注意到我国经济发展进程中存在的独特现象：我国市场化程度虽在不断地提高，但我国要素市场扭曲问题广泛存在，要素市场与产品市场相比市场化进程较为缓慢(张杰等，2011)[4]，而且我国不同地区间要素市场的市场化进程也各不相同(赵自芳和史晋川，2006)[5]。就要素市场来说，无论是资本要素还是劳动力要素对家庭创业来说都是必不可少的创业资源。而创业资本以及劳动力要素的流动和配置都是在要素市场上进行的，要素市场扭曲导致资本和劳动力要素无法按照市场机制进行合理有效的配置，这可能会对家庭创业产生一定的影响。那么，要素市场扭曲对家庭创业有何影响？其影响机制是什么？

从理论上来看，要素市场扭曲对家庭创业的影响机理主要有两个方面。一方面，资本要素市场扭曲通过增加“信贷约束效应”以及非生产性寻租行为，对创业活动产生负向影响。在我国金融自由化进程起步较晚的情况下，地方政府为了追求GDP的增长，通常倾向于那些风险低、经济效益高以及税收较多的生产性建设项目(白俊红和卞元超，2016)[6]，并且会通过干预金融部门的信贷决策为这些项目提供资金帮扶，这种干预行为可能导致金融机构资金配置的无效率，从而造成资本要素市场的扭曲。资本要素市场扭曲使得融资渠道较为贫乏且又面临较大风险的潜在创业者难以从银行获得创业所需贷款，最终导致创业活动由于资本不足而受到借贷约束难以进行(Hurst和Lusardi，2004)[7]。此外， Baumol(1990)[8]认为企业家才能配置包括“生产性”行为和“非生产性”行为。其中“生产性”行为是指通过创新创业来实现收益。“非生产性”活动是指潜在企业家在生产行为之外通过寻租等投机活动获得寻租收益来追求财富。企业家会通过衡量两种选择所带来的预期收益来分配自己的企业家才能。在资本要素市场扭曲的情况下，政府能够对要素配置进行干预和控制，可用权力配置资源,这种权力就可能成为个人谋取私利的工具，容易诱发寻租活动的产生。在这种情况下根据Baumol的理论，与高风险的创业相比，潜在企业家可能会更倾向于选择非生产性的寻租活动获得寻租收益。另一方面，劳动力要素市场扭曲限制了技术人才的自由流动，导致技术人才无法按照市场机制进行合理有效配置。对创业而言，技术人才是必不可少的生产要素。劳动力要素市场扭曲导致企业家雇佣不到创业所需要的技术人才，创业活动得不到技术的支持最终难以开展。此外，一些地方政府为促进本地GDP的增长，通常会采取压低劳动力价格等方式进行招商引资。而过低的工资水平满足不了职工的薪资要求，打击职员工作的积极性，进而引起职工对当前工作的不满，导致职工辞职去创业。Moore 和Mueller(2002)[9]研究也表明自主创业本身是一种独特的自我雇佣行为，而促使创业的主要原因之一是创业者由于工资收入较低或者失业而被动选择自我雇佣。因此，劳动力要素市场扭曲对家庭创业产生的影响是不确定的，既有正向的“动机效应”，也有负向的“流动约束效应”。

基于上述理论分析，本文利用中国家庭追踪调查(CFPS)数据，结合省级层面数据实证研究要素市场扭曲对家庭创业活动产生的影响。与现有研究相比本文的的贡献可能在于：研究了要素市场扭曲对家庭创业选择的影响，一定程度上完善了创业相关理论，弥补了现有文献的不足。同时为政府鼓励大众创业提供了思路，有助于政府出台更加有效的创业帮扶政策，提高我国家庭创业的可能性。

本文接下来的安排为:第二部分对创业和要素市场扭曲进行相关文献回顾；第三部分介绍所使用的数据和变量；第四部分进行实证分析；最后是主要结论及相关政策建议。

二、文献回顾

本文的研究主要与两方面的文献相关，一是关于家庭创业的文献，二是关于要素市场扭曲的文献。

(一)创业的有关研究

对创业影响因素的研究有很多，主要集中于个体、家庭和社会三个层面。

首先，创业活动受个体特征的影响。有研究表明,高认知能力者、已婚人士、风险偏好者有较高的创业概率(周洋和刘雪瑾，2017； Frijters et al，2011)[10～11]。刘鹏程等(2013)[12]的研究表明就生存型创业而言，女性创业的可能性比男性高，而就机会型创业来说，男性创业的概率更大。阮荣平等(2014)[13]的研究发现宗教信仰通过改变信仰者的创业偏好和放松信仰者的资本约束，使得有宗教信仰的人创业的可能性更高。其次，家庭特征会对家庭创业决策产生影响。家庭社会网络在一定程度上可以减少信息不对称带来的负面影响，有利于民间借贷的发展，为创业者提供了更多的融资渠道，减轻创业者的信贷约束(Davidsson和 Honig,2003 ；马光荣和杨恩艳，2011)[14～15]。王菁和张锐(2017)[2]研究表明家庭子女人数越多的家庭创业动机越强，家庭创业的可能性越大。李雪莲等(2015)[16]研究了家庭公务员背景与家庭创业决策之间的关系，结果表明有职位的公务员家庭创业意愿明显增强。此外，家庭创业活动也会受社会制度环境的影响。陈刚(2015)[17]利用CGSS数据研究发现，较为严厉的政府管制造成市场信号扭曲，而且为潜在企业家的创业活动增添了额外成本，显著降低了个人的创业概率。张龙鹏等(2016)[18]研究了行政审批对创业的影响，研究结果表明行政审批强度与本地居民创业意愿之间呈显著负相关关系，而且对创业规模也有负向影响。

已有文献侧重于研究个人特征、家庭情况以及社会制度环境对创业活动产生的影响，鲜有学者探究要素市场扭曲对家庭创业决策的影响。

(二)要素市场扭曲的有关研究

目前已有许多学者对要素市场扭曲进行了分析研究，可以分为以下两方面。

一方面是要素市场扭曲水平的研究。如王宁和史晋川(2015)[19]研究表明我国无论是劳动力要素价格还是资本要素价格都存在负向扭曲，而且资本要素价格的扭曲相对严重。柏培文(2012)[20]的研究表明我国劳动力配置扭曲程度整体上呈现波浪式下降的趋势，而城市内劳动力扭曲程度则表现为阶段性加深的走向。陈平和殷明明 (2017)[21]研究发现我国劳动力和资本价格的扭曲程度各行业间存在差异，各行业中二者的扭曲程度虽有所改善，但是扭曲现象依旧广泛存在。另一方面是研究要素市场扭曲所带来的影响。要素市场扭曲导致资源无法按照市场机制进行有效配置，抑制了企业生产率的提高，造成严重的效率损失(Hsieh 和 Klenow，2009)[22]。盖庆恩等(2015)[23]研究发现要素市场扭曲通过影响企业的资源配置效率以及改变企业的进入和退出行为，从而导致全要素生产率下降。李建和盘宇章(2018)[24]研究表明要素市场扭曲对创新活动有显著的负向影响，而且资本要素市场扭曲对创新的负向影响明显大于劳动力要素市场扭曲所产生的影响。葛立宇(2018)[25]研究发现要素市场扭曲通过影响地区人才配置进而对地区的创新强度产生负向影响。马天明和吴昌南(2017)[26]研究发现要素价格扭曲对企业家创业精神有显著的消极影响，严重打击了个体开展创业的积极性。

综上所述，一方面，我们发现已有研究创业影响因素的文献主要集中于个体、家庭和社会制度环境三个层面，鲜有文献注意到要素市场扭曲这一影响因素。另一方面，虽然有文献研究了要素市场扭曲对企业家精神的影响，但鲜有文献对要素市场扭曲与家庭创业决策的关系做进一步探讨。基于此，本文将使用“中国家庭追踪调查(CFPS)”微观数据，结合地区层面数据研究要素市场扭曲对家庭创业产生的影响。

三、变量选取与数据说明

(一)数据来源

本文的数据主要来自中国家庭追踪调查(China Family Panel Studies，CFPS)2012年、 2014年和2016年这3年的数据。 该数据库调查了我国25个省份(1)CFPS 没有覆盖西藏、青海、新疆、宁夏、内蒙古、海南、香港、澳门和台湾。，一共调查了16000个家庭，调查对象是家庭中的所有成员。CFPS调查问卷包含了各地区个人、家庭以及社区三个方面的信息，为我国研究中国家庭提供了可靠的数据来源。由于 CFPS数据来自2012年、2014年和2016年三轮访问分别调查的受访问家庭2011年、 2013年和 2015年的家庭创业情况，为了避免家庭创业对要素市场扭曲程度产生反向影响，本文使用各地区滞后一年的要素扭曲数据与CFPS数据库中数据进行匹配。有关要素市场扭曲变量测算的原始数据来自《中国分省份市场化指数报告(2016)》和历年《中国统计年鉴》。

(二)变量选取

1.被解释变量

为了研究要素市场扭曲对家庭创业行为的影响，本文将家庭是否创业(self)作为被解释变量。在CFPS家庭问卷中，通过问题 “过去一年中，家中是否有人进行个体经营或者开办私企行为？”来判断家庭是否开展创业。基于这一问题，本文构造家庭是否创业这一虚拟变量来表示家庭的创业行为。如果家中有人参与私营企业或从事个体经营，那么该变量赋值为1，否则为0。

2.核心解释变量

本文的核心解释变量为要素市场扭曲、资本要素市场扭曲和劳动力要素市场扭曲。

要素市场扭曲。考虑到我国要素市场与产品市场相比市场化进程较为缓慢，而且我国各个地区要素市场的市场化进程也各不相同。为了能够展现不同地区要素市场扭曲程度的相对差异，同时又能表现地区要素市场自身随时间的变化。本文参照林伯强和杜克锐(2013)[27]的做法，使用各省份要素市场发育程度(2)王小鲁等的《中国分省份市场化指数报告(2016)》中只提供了省级层面数据，没有提供城市层面的相关数据。基于数据的限制，本文选取省级层面数据与家庭数据相匹配。与样本中要素市场发育程度最大值之间的相对差距来表示要素市场扭曲程度，即:facit=(maxfactorit-factorit)/maxfactorit。式中factorit为各省份要素市场发育程度指数，maxfactorit是各地区要素市场发育程度最高值。

图1刻画了我国平均要素市场发育指数和平均产品市场发育指数的走势，通过比较可以发现我国要素市场发育程度一直落后于产品市场发育程度。图2绘制了我国平均要素市场扭曲程度的走向，2008年前后两个时期(3)图1和图2两幅图中，2008年的数据都呈现较大幅度的变化，是因为樊纲、王小鲁报告中指标的设计发生了变化，因此2008年前后两个时期指数不能直接作比较和同时使用。本文使用的是2010年、2012年、2014年的数据，不受上述变化的影响。我国要素市场扭曲程度整体呈现逐渐下降的趋势。两幅图反映了我国总体要素市场扭曲程度在逐渐降低，但要素市场发育程度落后于产品市场的问题依旧存在。

资本要素市场扭曲。参照林伯强总体要素市场扭曲的定义方法，本文采用各地区金融业市场化程度与样本中金融业市场化程度最大值之间的相对差距来表示资本要素市场扭曲程度，即distkit=(maxfinit-finit)/maxfinit。其中finit为各地区金融业市场化指数，maxfinit是样本中金融业市场化指数的最高值。

劳动力要素市场扭曲。王小鲁等把人力资源供应条件指数作为衡量劳动力市场发育程度的重要指标。本文依旧参照上述思想采用各地区人力资源供应条件指数与样本中人力资源供应条件指数最大值之间的相对差距来表示劳动力要素市场扭曲程度，即distlit=(maxhrit-hrit)/maxhrit。其中hrit为各地区人力资源供应条件指数，maxhrit是样本中人力资源供应条件指数的最大值。上述相关发育程度指数均来自于《中国分省份市场化指数报告(2016)》。

3.控制变量

参照已有文献，本文加入个体、家庭及地区层面的特征变量作为控制变量(李雪莲等， 2015；刘鹏程等， 2013)。个体层面的控制变量包括个体性别、年龄、受教育水平和婚姻状况等。性别(gender)设为虚拟变量，户主是男性取值为1，否则为0；年龄(age)是户主在接受调查时的周岁年龄；教育水平(educ)为接受调查时的最高学历，初中及以下学历(ps.educ)赋值为1，高中和大专学历(hs.educ)赋值为2，本科以上学历(coll.educ)赋值为3；婚姻状况用marriage来表示，户主已婚赋值为1，否则为0。户口所在地(urban)为虚拟变量，城镇赋值为1，乡村赋值为0。家庭层面的控制变量包括家庭人情礼金支出和家庭规模。人情礼金支出(lnsocial)采用过去一年家庭人情礼金支出金额的自然对数值来表示。家庭规模(scale)用家里人口总数来反映。此外，地区层面的控制变量为地区商业氛围(private)，用私营企业和个体就业人数占总就业人数的百分比来衡量。表1为主要变量的统计性描述。

表1 变量的统计性描述

四、实证分析

(一)总体要素市场扭曲对创业的影响

本文首先分析了总体要素市场扭曲对家庭创业决策的影响。由于被解释变量是二值离散的分布，采用logit模型进行回归。在回归方程中，除要素市场扭曲之外，控制变量包括性别、年龄、受教育水平、婚姻状况、家庭人情礼金支出、家庭规模以及地区商业氛围。表2模型分别报告了总体要素市场扭曲对全样本、城镇和农村家庭创业决策的检验结果。由于logit模型为非线性回归，表中汇报的是平均边际效应而不是回归系数。表2模型(1)的结果表明，要素市场扭曲与家庭创业决策之间呈显著负相关关系，即要素市场扭曲对家庭创业行为有显著的阻碍作用，且该结果在模型(3)中依然稳健。在模型(2)中的结果表明要素市场扭曲对城镇家庭创业行为的影响并不显著。对此可能的解释是我国城市和农村的经济发展环境存在较大差距，导致相同影响因素在城乡之间可能带来不同的结果。城镇金融市场更加健全，融资渠道相对较多。且与农村相比，城镇对人才更具有吸引力，高素质人才的流动约束也比较小，从而要素市场扭曲对城镇家庭创业行为的影响不显著。

就控制变量估计结果来看，户主年龄与家庭创业决策之间呈显著负相关关系，且户主为男性的家庭创业的可能性更大。已婚人士有更高的创业意愿，主要因为婚后家庭创业的融资约束有所放松且家庭创业的风险承受能力增强，进而提高了家庭创业的概率。整体来看受教育水平与家庭创业决策之间呈现出“倒 U ”型关系，即表明随着受教育水平的增加，创业意愿呈先上升后下降的趋势。受教育水平在大专及以下时，一定的受教育水平有助于个人综合能力的提高，对创业决策有正向促进作用。当受教育水平在本科及以上时，自身学历能帮助其获得比较满意的工作。家庭人情礼金支出对家庭创业决策有显著的正向影响作用。人情礼金支出越多，说明家庭有着较为广泛的社会网络，帮助其获得更多的创业信息和创业所需资源。家庭人口规模越大，家庭创业的可能性越大。可能因为家庭成员数量越多，家庭接触到的社会资源越是广泛，广泛的社会资源有助于家庭创业活动的开展。所在地区商业氛围越浓厚家庭的创业意愿越低，可能的解释是地区商业氛围较好的地区，能够为当地居民提供更多满意的就业岗位，从而降低了家庭创业的动机。

表2 要素市场扭曲对家庭创业决策的影响

注：表中汇总的是平均边际效应而非回归系数，括号内为边际效应的标准差。***、**和*分别表示在 1%、5%和 10%的置信水平显著。

(二)资本和劳动力要素市场扭曲对创业的影响

上面分析了总体要素市场扭曲对家庭创业的影响。为了进一步研究不同要素市场扭曲对家庭创业决策的影响，本文对要素市场进行划分。由于资本和劳动力要素是家庭是否参与创业决策的关键影响因素，本文主要探讨资本要素市场扭曲和劳动力要素市场扭曲对家庭创业决策有何影响。表3分别报告了资本和劳动力要素市场扭曲对全样本、城镇和农村家庭创业决策的实证检验结果。

表3模型(1)的结果表明，资本要素市场扭曲与家庭创业决策之间呈显著的负相关关系，相同的结果也出现在模型(2)和模型(3)中，说明资本要素市场扭曲显著降低了家庭创业的概率。资本要素市场存在扭曲时，政府对金融部门的信贷配置进行外在干预，更倾向把资金贷给那些能缴纳更多税收以及风险较少的项目，增加了家庭的信贷约束，致使容易滋生腐败，导致发生寻租行为对家庭创业选择产生“挤出效应”，降低了家庭创业的概率。表3模型(1)、(3)结果表明劳动力要素市场扭曲对全样本和农村家庭创业行为有显著的抑制作用，对此可能的解释是我国城乡二元结构问题依旧凸显，劳动力市场分割与分离问题并未完全解决，劳动力要素的自由流动受到限制，导致技术人才无法进行合理有效的配置，创业活动得不到技术的支持难以进行。且技术人才“流动约束效应”带来的负向影响大于 “动机效应”带来的正向影响，整体上抑制家庭的创业行为。模型(2)的结果表明劳动力要素市场扭曲对城镇居民创业没有显著的影响。可能的解释是与农村相比城镇对人才有更大的吸引力，受到的流动性约束相对较小，“流动约束效应”和“动机效应”二者影响幅度类似，进而表现为对家庭创业影响不显著。

表3 资本和劳动力要素市场扭曲对家庭创业决策的影响

注：表中汇总的是平均边际效应而非回归系数，括号内为边际效应的标准差。***、**和*分别表示在 1%、5%和10%的置信水平显著。

(三)内生性检验

我们使用工具变量法来进行内生性分析，该方法中对distk和distl的外生性原假设的检验与H0：ρ=0是等价的。表4汇总了全样本、城镇和农村家庭工具变量模型第二阶段的回归结果。在第一阶段回归结果中，distk_iv和distl_iv的回归系数均在1%水平上显著，表明工具变量有很强的相关性。在模型(1)和(3)中，联合显著检验中Wald 检验通过了 1% 的显著性检验，表明检验拒绝了资本和劳动力要素市场扭曲是外生的原假设，从而表明进行工具变量回归是有效的。表中第二阶段回归结果表明，在考虑了内生性以后，资本要素市场扭曲对家庭创业选择仍有显著的负向影响；劳动力要素市场扭曲对全样本和农村家庭创业活动有显著负向影响，对城镇家庭创业的影响不显著。我们的主要结论未受影响。

表4 内生性检验估计结果

注：表中汇总的是平均边际效应而非回归系数，括号内为边际效应的标准差。***、**和*分别表示在 1%、5%和10%的置信水平显著。χ2(2)为第二阶段回归的卡方统计量，χ2(2)下方括号内为Wald 检验的p值。

(四)稳健性检验

为了论证上述结果的稳健性，本文借鉴白俊红和卞元超(2016)对资本和劳动力要素市场扭曲的定义方法[6]，使用中国各地区相应年份的数据，采用超越对数生产函数法来计算资本和劳动力要素市场扭曲程度，以此来作为各要素市场扭曲程度的替代变量。具体计算公式如下：

lnYit=β0+β1lnLit+β2lnKit+1/2β3ln2Lit+1/2β4ln2Kit+β5lnKitlnLit+εit

(1)

公式(1)中Y是以2003年为基期计算的地区实际生产总值，K是将各地区以2003年为基期的不变价固定资产投资额通过永续盘存法(张军等，2004)[29]核算的资本存量，L为各地区城镇单位就业人员年末人数。β0为常数项，β1、β2、β3、β4、β5分别是各个变量的回归系数。εit表示随机扰动项。由公式(1)分别对资本和劳动力求偏导，可计算出边际产出MPK和MPL：

MPK=(β2+β4lnK+β5lnL)Y/K

(2)

MPL=(β1+β3lnL+β5lnK)Y/L

(3)

不同的生产要素市场扭曲可定义为其要素的边际产出除以自身的价格：

dk=mpk/r

(4)

dl=(mpl)/w

(5)

其中：r表示资本价格也就是利率水平， 使用年度贷款基准利率的均值来表示，原始数据来自于中国人民银行网站。w表示劳动力价格即实际工资水平，dk和dl即是资本和劳动力要素市场扭曲程度的替代变量。

具体的稳健性检验结果如表5所示。由表5模型(1)、(3)可以看出资本和劳动力要素市场扭曲对全样本和农村家庭的创业决策有显著的负向影响作用，说明资本和劳动力要素市场扭曲显著降低了家庭创业的概率。模型(2)中二者对城镇家庭的创业决策的影响并不显著，与表3的回归结果相比基本一致。因此，本文的主要结论是稳健的。

表5 稳健性检验结果

注：表中汇总的是平均边际效应而非回归系数，括号内为边际效应的标准差。***、**和*分别表示在 1%、5%和10%的置信水平显著。

五、结论与政策启示

本文使用中国家庭追踪调查(CFPS)数据，结合地区层面数据，在理论分析的基础上实证研究了要素市场扭曲对家庭创业行为的影响。实证结果表明，总体要素市场扭曲对城镇家庭是否创业没有显著影响，对农村家庭创业决策有显著的负向影响。进一步研究了资本要素市场扭曲和劳动力要素市场扭曲对家庭创业的影响，发现资本要素市场扭曲对家庭创业有显著的负向影响，即显著降低了家庭创业的概率。通过城乡分样本研究发现，劳动力要素市场扭曲对家庭创业决策产生的影响因城乡差异而不同，对于城镇家庭来说，劳动力要素市场扭曲对其是否创业不存在显著影响；对于农村家庭而言，劳动力要素市场扭曲显著抑制了家庭创业行为的开展。

在上述分析研究的基础上，本文得出以下政策启示。第一，政府应全面加快推进要素市场的市场化改革进程，完善地区制度环境，减少政府对要素市场的过度干预行为，努力建设市场在资源配置中起决定性作用和更好发挥政府作用的经济体系。第二，进一步完善金融体制，减轻家庭创业的信贷约束。我国融资困难一直以来都是企业家面临的重大难题，资金不足导致创业活动无法进行时有发生。因此，应进一步推进我国利率市场化进程，由金融机构根据价格信号、供求关系以及竞争机制等方式决定其资源的配置与使用，提高资源的分配效率，减少家庭的融资约束。第三，推动我国户籍制度改革，对人才进行合理分配。我国城乡二元结构问题凸显, 导致劳动力市场处于分离与分割状态，劳动力要素无法实现自由流动，进而影响了地区创业活动的展开。因此，要进一步推进户籍制度改革，尽快破解城乡二元结构发展体制，使劳动力能够根据市场需求自由流动，更好地发挥其自身才能及优势。