金融知识促进了“以房创业”吗

毛丰付 徐畅 韩爱娟

摘 要：运用2015年中国家庭金融调查（CHFS）数据，重点研究金融知识对利用自有房产进行生产经营的家庭创业活动的影响。研究发现：金融知识会显著促进家庭利用自有房产进行创业。通货膨胀知识和投资风险认知知识会显著促进家庭的自有房产创业参与，而利率知识却对其有负向影响，但这一影响不显著。金融知识对农村地区、低学历水平和低财富水平家庭的促进作用更大。东部地区利用自有房产创业的概率显著低于中部地区，西部地区也低于中部但系数不显著。进一步机制检验发现，金融知识会促进家庭财富积累而缓解流動性约束对创业的抑制。金融知识水平提高可以增强家庭的风险偏好，从而降低传统风险规避意识对创业的抑制作用。在中小企业普遍面临“融资难”困境的现状下，金融知识所带来的人力资本的提升会大大提高家庭从正规金融机构获得贷款的可能性，从而降低信贷约束对企业家才能的实现。

关键词：金融知识;自有房产创业决策;家庭资产配置;心理账户

文章编号：2095-5960（2021）01-0063-13;中图分类号：F832;文献标识码：A

就业压力一直是成熟市场经济体面临的重要社会问题[1，2]，自主创业是应对失业风险、容纳社会就业的重要渠道。伴随城镇化进程的推进和高校毕业生数量的攀升，中国的就业形势也面临挑战。据国家统计局数据显示，近年来中国城镇人口调查失业率一直在5%左右居高不下，大学生群体的失业率有时高达10%以上。[3]进入21世纪以来中国持续推出各项鼓励创业的扶持政策，实施以促进创业带动就业的战略部署。十八大以来，各地均将“大众创业、万众创新”作为经济增长的新引擎，以家庭为单位的创业活动取得了显著成效，截至2019年11月底，全国个体工商户达8162万户，私营企业达3468万户，个体和私营经济占市场主体总数的94.9%，吸收从业人员4.04亿人。[4]创业是一个复杂的过程，包括创业机会的发掘、创业资源的整合、企业的具体创立经营等环节，既需要一定的初始资本，也需要相应的金融知识。据清华大学创业研究中心公布的《全球创业观察2017/2018中国报告》，中国的创业者中只有28%的人认为自己具备创办企业的能力和经验，金融知识、创业相关技能的缺乏极大限制了企业家个人才能的实现。已有众多文献研究表明，金融知识在创业活动中起到极其重要的作用。[5-7]

大部分私营个体企业的创立是以家庭自有财富作为初始投资资本，中国城镇居民财富的90%来自住房，房产是中国家庭创业决策和资产配置行为中首要考量的金融资产。[8]然而以往有关金融知识和家庭创业决策关系的研究大多把房产作为家庭财富的代表以研究其对创业的间接作用，这实际上是属于流动性约束和创业决策关系的范畴，但是在自主创业中，自有房产往往作为创业场地而发挥直接的投入要素作用这一点却未能引起足够的重视。从金融资产认知的角度看，房产对创业的这两种作用既处于不同的心理账户，又在创业活动中处于不同的环节，显然是有着本质区别的。

本文在家庭创业决策研究的框架下重新定义了家庭创业决策的影响因素，将房产纳入家庭创业决策制定过程，聚焦于利用自有住房或者自有商铺进行生产经营的家庭创业活动，重点研究金融知识对这一特殊创业类型决策的影响。在理论分析的基础上，以中国家庭金融调查（CHFS）中心2015年的调查数据为支撑，运用Probit回归模型实证分析了利率计算、通货膨胀理解和投资风险认知三个层面的金融知识对家庭自有房产创业决策的作用。此外，本文还考虑了户主特征、家庭特征、社会网络及区位特征等因素可能存在的影响。在研究金融知识对家庭自有房产创业决策的作用渠道中，本文进一步从家庭财富水平、正规信贷可得性以及个体风险态度三个角度分析了金融知识作用于家庭创业活动的机制，以期对创业决策风险理论的发展、银行及其他非银行金融机构制定投融资政策，以及创业者开拓新的可行的融资渠道提供一定的参考。

一、文献综述

房产无疑是家庭最重要的一项资产，特别是Li和Wu发现中国城镇居民财富的90%来自住房，远高于其他国家[7]，因而房产势必会对家庭其他资产配置行为产生影响。周京奎和黄征学论证了“住房制度改革”带来的公共住房自有化可以降低职工面临的流动性约束，从而提高其创业概率。[9]蔡栋梁等基于CHFS2011数据发现住房所有权、房屋价值和房价预期都会对家庭创业产生影响，自有住房和房屋价值增值通过“财富效应”增加家庭创业，而房价预期通过“挤出效应”和“替代效应”减少家庭创业。[10]也有学者发现拥有房屋和房价上涨对创业的“替代作用”占主导作用，但拥有住房会减弱高房价对创业的抑制作用。[11]

在现有研究中，学者们多把住房和创业看作两项不同的家庭资产配置途径，探究住房所有权、住房价值及房价波动对家庭创业可能存在的“财富效应”“挤出效应”乃至“替代效应”，鲜有文献将房产和创业统一起来进行考量。对于创业者来说，场地费用无疑是一笔很大的支出，而自有房产可以为家庭的创业活动提供经营场所，从这个角度来看，房产对于创业者节约成本具有不可忽视的作用。房产通过为创业者提供场地直接作用于创业决策和房产通过“财富效应”“挤出效应”及“缓解信贷约束”间接作用于创业决策具有本质区别，二者既处于不同的心理账户，又在创业活动中处于不同的环节。

金融知识的概念最早由Noctor等提出，他们认为金融知识是指个体在使用和管理资金上所具有的能够做出明智判断和有效决策的能力，后续不同机构及学者根据研究需要在这一定义基础上进行了不断地补充完善。[12]Hung等认为仅从个体使用知识和技能方面来理解金融知识是不全面的，我们对金融知识的理解应该包括知识、技能、行为三要素，即个体掌握基本经济知识和金融理念，然后运用这些知识和技能去有效配置金融资产以实现终身财务保障的能力。[13]相比于国外，国内对于金融知识的关注和研究相对较晚，且对金融知识的定义多侧重于金融知识的理解能力，如尹志超等、黄宇虹和黄霖都从金融知识理解角度定义金融知识。[14，15]

在家庭创业决策的研究方面，国内外学者已从流动性约束、信贷约束、创业者及所在家庭基本特征、社会网络资源等多个角度深入探究了家庭创业决策的影响因素[16-21]，但在人力资本与家庭创业决策研究方面，受教育程度、干中学、健康状况及认知能力是普遍被采用的人力资本代理变量，而金融知识作为一种专业的人力资本近年来才逐渐受到关注，已有金融知识对家庭创业决策作用及具体作用机制的探究还需要进一步拓展。Busenitz指出，创业决策是一个包含创业资源收集、筛选、分配及利用的复杂过程，因此，创業者需要具备一定的金融知识才能保证创业资源的合理分配和创业决策的理性制定。[22]Hastings & Ashton研究发现，对经济金融知识关键概念的不理解和基本财务计算能力的缺失会致使投资者做出次优的投资决策甚至是不参与任何投资活动，这势必会影响创业行为。 [5]Oseifuah通过对南非范贝地区调查数据的分析发现，该地区青年人的金融知识水平显著高于地区平均水平，且该地区青少年的创业活动也更加活跃，基于此，他猜测金融知识可能与创业活动有关系，但并没有对这一结论进行具体的实证分析检验。[23]尹志超等开创了国内在此领域研究的先河，他们利用CHFS2013数据的研究发现，金融知识水平在1%显著性水平上会促进家庭进行创业，且金融知识对农村地区创业活动的促进作用明显大于城市地区。进一步分析发现，金融知识是通过改善家庭风险态度、增加正规信贷需求和提高正规信贷可得性进而对创业产生影响的。[6]孙光林等以2018年研究团队在江苏省和山东省抽样调查的失地农户为研究对象，结果表明失地农户的金融知识水平越高，越可能参与个体或者企业经营活动。[7]进一步的机制实证检验发现，金融知识能够通过提高失地农户对信息渠道的重视、改善风险偏好和正规金融机构的信贷可得性而推动其进行创业。

本文将被解释变量界定为“是否利用自有房产进行创业”，研究金融知识对这类特殊创业类型的作用，这有利于摆脱住房投资即“炒房”或者出租的常识性误区，丰富住房投资理论，也有助于家庭资产配置理论、家庭投资组合理论等传统家庭金融理论的发展，推动金融知识教育的普及。此外，家庭财富与创业关系之间的作用机制和效应也未取得共识，盖庆恩等的研究表明，农户家庭财富对创业的影响并非简单的单调关系。[24]Paulson & Townsend研究发现信贷约束是阻碍家庭进行创业活动的重要因素[25]，刘杰和郑风田进一步论证了正规信贷可得性对农户创业行为具有显著促进作用[26]。陈波论证了风险偏好对农民工回乡创业存在影响[27]，陈其进发现风险偏好可以显著提高全体居民的创业概率，但在不同性别、不同学历的群体之间存在异质性[28]。因此，借鉴现有相关研究，本文分别从家庭财富积累、风险偏好和正规信贷可得性三个渠道探究了金融知识对家庭自有房产创业决策影响的作用机制，这既能在某种程度上发展风险理论，又有助于推动相关机构投融资政策的制定和完善，为创业者开拓新的可行的融资渠道提供便利。

二、研究设计

（一）数据处理

本文采用西南财经大学中国家庭金融调查中心2015年在全国范围内展开的第三轮中国家庭金融调查（CHFS）数据。该项目采用分层、三阶段及与规模度量成比例的抽样方法，保证了样本的随机性和代表性，而且通过访前培训、访问过程中录音及访后核查等措施确保数据质量的可靠性[29，30]。2015年CHFS数据覆盖全国除西藏、新疆、港澳台地区外的29个省（自治区、直辖市）、351个县、1396个社区共37289个家庭样本，133183个个体样本。调查问卷包含家庭资产、负债、收入、各类支出、商业保险购买、社会保障情况和家庭人口统计学特征等多个方面的详细信息，为本文的研究提供了数据支撑。在数据处理过程中，删除相关变量存在缺失值的样本，最后剩余有效样本30383个。下面分别就家庭自有房产创业、家庭金融知识水平和本文的其他控制变量进行说明。

1.被解释变量。本文所研究的被解释变量为家庭是否利用自有房产进行创业，具体包括两部分：一为家庭自有住房是否用于生产经营用途;二为家庭的自有商铺是否用于进行生产经营活动。如果家庭满足以上两项中任何一项，则对“自有房产创业决策”赋值为1，以上两项均不满足，则赋值为0。

2.解释变量。本文最主要的解释变量为家庭金融知识水平，因而构建有代表性的金融知识指标是极其重要的。CHFS2015问卷设计有存款利率计算、通货膨胀理解及投资风险认知三个与金融知识相关问题，依据受访者对这三个问题的回答情况可评估其金融知识水平。表1和表2分别为这三个问题回答概况的描述性统计及分布情况。

由表1可知，中国居民这三个问题回答正确概率分别为 28.39%、16.10 %和51.67%，正确率低且差别大，而回答不知道或算不出来的均在40%以上，同期欧美国家类似问题回答正确比多在70%左右，这表明中国家庭普遍缺乏对金融知识和金融市场的了解。由表2可知，这三个问题全部回答正确的受访者仅有6.72%，而全部回答错误的却有37.26%，所有受访者平均回答正确的个数为0.97，小于没有正面回答的平均数1.3742，这进一步表明中国居民金融知识的匮乏。国内利用其他问卷评估金融知识的相关研究也都支持了这一结论，如吴卫星等[31]对清华大学中国金融研究中心（CCFR）“中国消费金融现状及投资者教育调查”的金融知识相关问题进行统计后发现，中国居民对金融市场各类贷款产品比较了解的占比不超过13%，且多处于5%左右。所有问题全部回答正确的占比只有3%，小于均值的占比却有55%之高。单德朋利用北京大学中国社会科学调查执行中心2014年的中国追踪调查（CFPS）数据分别分析了中国居民基本金融知识水平和高级金融知识水平[32]，统计结果显示对两类金融知识问题全部回答正确的仅占13.56%和1.08%，以答对60%为及格线的话，两类问题不及格占比分别为42.85%和80%。

基于文献综述部分对现有度量方法的梳理和数据特征，本文沿用尹志超等的做法[6]，对上述三个金融知识问题分别设置是否回答正确和是否正面回答两个哑变量，采用主成分因子分析法对这六个变量进行因子分析。表3为这几个变量的KMO检验结果及提取的两因子旋转载荷结果，其中KMO值为0.6802，一般认为KMO的值大于0.6就适合做因子分析，故样本适合做因子分析。

具体因子分析结果见表4所示，根据特征值大于1的原则，最终选取前两个因子，这两个因子对原始变量的解释能力为71.21%，能够比较全面地反映数据信息。最后，以每个因子解释百分比占因子解释总百分比的比例为权数构建综合金融知识指标。具体构建公式为：

其中， fscore为综合金融知识得分， f1为因子1得分， f2为因子2得分。

3.控制变量。参考以往文献，本文从家庭特征、户主特征、家庭社会网络及地区特征几个方面选择控制变量。在对变量进行筛选整理后，最终选取的控制变量有家庭统计特征变量（家庭总人数、家庭劳动力人数占比、少儿抚养比、老年赡养比、身体不好成员占比、家庭劳动收入和拥有房屋套数）、户主特征变量（年龄、性别、政治面貌、受教育年限和婚姻状况）、家庭社会网络变量（家庭在春节、中秋节等节假日和红白喜事方面的年度礼金支出）、地区特征变量（包括城乡和东中西部两个变量）。

（二）模型设定

由于本文的因变量为家庭是否利用自有房产进行创业活动，是一个二值变量，故选择二元Probit模型来进行回归分析，设定的基准模型如下：

为了探究金融知识对不同类型家庭创业决策的异质性影响，本文在模型（2）基础上分别加入金融知识与城乡、户主受教育水平和家庭财富分段虚拟变量的交互项。拓展模型设定如下：

其中，entrei代表家庭是否利用自有房产进行创业活动，是赋值为1，否为0;financiali代表家庭金融知识水平，为主要解释变量;Xi是本文选取的控制变量，具体如表5所示;Xj在不同异质性研究中分别表示城乡虚拟变量、受教育水平分段虚拟变量和家庭财富分段虚拟变量，具体设定见表5中相关变量说明。εi为随机扰动项，α和β为待估计的系数。

在具体实证回归中，金融知识可能存在内生性。一方面，金融知识与创业活动存在反向因果关系，创业者在生产经营的实践过程中可以增加对经济金融知识的学习，这种反向因果会导致金融知识的影响被高估。另一方面，受访者在回答金融知识相关问题的过程中，可能存在回答不精确或者以猜测作答的情况，金融知识指标的衡量本身就存在一定的误差，这会导致金融知识水平被高估，进而低估金融知识的影响。此外，可能存在一些遗漏变量同时影响家庭自有房产创业决策和金融知识水平，如历史、文化、习俗等一些不能量化的因素。这些原因都会造成金融知识估计的内生性问题。

为解决金融知识内生性问题对估计结果造成的偏误，本文将选取合适的工具变量进行IV-probit模型估计。有效的工具变量选取应该满足两个基本原则：工具变量与内生解释变量相关以及工具变量与随机扰动项不相关。尹志超等在研究金融知识与家庭投资、借贷及消费等方面经济行为的关系时，均采用与受访者住在同一社区（包括小区、乡镇）、同一收入水平其他受访家庭的平均金融知识水平作为工具变量。[6][33]一方面，受访者可以通过向社区内的其他家庭学习以提升自己的金融知识水平，满足相关性条件;另一方面，其他家庭的金融知识水平与受访者本身的创业决策没有直接关系，他们的实证验证表明这一工具变量的选择是有效的。基于此，本文借鉴该做法，把收入水平按四分位数等分为四个阶层，以对应每个阶层内同一社区其他家庭的平均金融知识水平作为工具变量进行IV-probit模型估计，内生性及工具变量有效性的具体检验结果将在实证结果部分报告。

三、实证分析

（一）金融知识对自有房产创业的影响分析

本部分首先对模型（2）和（3）进行回归，以检验金融知识是否会对家庭利用自有房产进行生产经营活动产生影响。由于Probit和IV-probit的回归系数与一般回归模型不同，其回归系数符号只能反映金融知识对家庭自有房产创业决策概率的影响方向，系数大小并不能代表各自变量对因变量的影响程度，因而本部分在报告模型回归系数的基础上，同时报告了其对应的边际效应值。

如表5所示，列（1）和列（2）分别是Probit模型回归系数及边际效应，列（3）和列（4）是以同社区内同收入水平其他家庭金融知识水平为工具变量后的IV-Probit回归系数及对应的边际效应。表5末尾报告了原始Probit模型的内生性检验结果及工具变量有效性的检验结果。其中，Wald内生性检验值为26.63，对应P值为0.000，故在1%水平上认为金融知识是内生变量，工具变量估计结果较基础模型结果将更加可信。在两阶段工具变量估计① ①两阶段估计过程中，由于第一步的误差被带入第二步中，故两阶段不如MLE估计更有效率。因此本文报告的IV-Probit估计结果均为MLE法估计的结果，表5末尾报告的两阶段估计中一阶段F值及t值只是为了做工具变量有效性检验之用。结果中，一阶段估计的F值和工具变量的t值说明不存在弱工具变量，我们认为选取的工具变量是合理的。由金融知识变量对家庭自有房产创业决策影响的回归结果可知，两个模型的回归系数都在1%显著水平上为正，这表明居民的金融知识水平越高，其利用自有房产进行生产经营活动的概率也越大。Probit模型和IV-Probit模型的边际影响系数分别为0.010和0.079，考虑内生性问题后金融知识对自有房产创业的促进作用变大了。这表明，利用自有房产进行创业的家庭面临着金融知识方面的人力资本约束，金融知识是影响家庭自有住房创业决策的重要因素。对广大家庭而言，一方面，金融知识的增加能够使其更合理地制定投资理财计划，进而促进财富的有效积累，从而缓解了创业所面临的流动性约束，有助于其参与创业活动;另一方面，金融知识水平的提升使得家庭能更全面地认识风险，提升抗风险能力，风险偏好度也相应增加，从而降低风险厌恶对创业的抑制作用[6]。此外，金融知識水平的提升还有助于家庭理解信贷政策、成本、流程等相关信息并降低认知偏差，从而提升家庭正规信贷可得性，进一步减轻资金约束，促进家庭进行创业。尤其是对利用自有房产进行的创业活动而言，创业场地这一投入要素已得到有效解决，创业所面临的资金门槛得到了有效降低，金融知识增加所带来的金融约束和流动性约束缓解以及风险偏好提升对创业活动的开展具有更明显的促进作用。

关于控制变量，从家庭统计特征看，家庭规模和劳动力人数占比、家庭劳动收入均对自有房产创业决策有显著促进作用，与之相呼应，身体不好成员占比越高，家庭创业的概率越低。同时，随着家庭劳动力货币工资的增长，对家庭自有住房创业的促进作用先升后降。从户主特征看，户主年龄和受教育年限的一次项与自有房产创业决策显著正相关，而二次项与创业决策显著呈负相关，呈现先上升后下降的“倒U形”趋势。此外，户主为男性也会提升家庭创业概率。从家庭社会网络看，家庭节假日和红白喜事方面的礼金支出对创业有促进作用。这是因为礼金支出多的家庭拥有更丰富的社会网络资源，能为创业者提供资金、技术等物质资源和信息、交易机会等隐性资源。[21]值得关注的是，礼金支出在IV-Probit模型中系数不再显著，这可能是遗漏如风俗一类隐性变量产生的影响。从社区商业看，家庭所在社区商业氛围越浓厚，创业的可能性也越高，社区商业氛围提升，会提高家庭利用自有房产创业的概率，且该影响远大于其他变量对创业的影响。这是因为在更具经济活力的商业环境中，创业者可以较低的成本获得更多、更方便的商业服务。[18]从地区特征看，农村地区较城市地区利用自有房产创业的概率更高，中部地区自有房产创业概率显著高于东部，也高于西部但不显著。这与已有家庭创业决策相关研究的结论不符，这是因为本文将因变量框定为利用自有房产进行创业，相对而言，城镇地区和东部地区面临更严重的住房紧张和高房价问题，导致高房价对自有房产创业的这一抑制作用已远远大于这些地区较活跃的创业氛围对创业的促进作用。

（二）金融知识对家庭自有房产创业的异质性影响

上文分析了金融知识对家庭创业决策的整体影响，然而金融知识对不同类型家庭创业决策的影响可能是异质的。下面将从城乡、受教育水平和家庭财富水平三方面分析金融知识对家庭自有房产创业选择的异质性影响。

1.金融知识对城乡自有房产创业决策的异质性影响

由于中国城乡经济结构及金融发展水平存在明显差异，为了消除城乡间差异对自有房产创业的交叉影响，参考以往相关研究[17，34]，本部分也将对城市和农村样本进行分样本回归以研究金融知识对城乡创业概率的异质性影响。具体回归结果如表6所示：

表6中第（1）列为加入金融知识与农村地区虚拟变量交叉项的模型，结果显示，金融知识与农村地区交叉项的系数在1%水平上显著为正，这证明了金融知识对农村地区创业活动的促进作用更大。这是因为农村家庭金融知识水平普遍低于城市地区，在金融知识相对匮乏的状态下，其边际效应更高。列（2）和列（3）分别为农村和城市样本的回归结果，可知：金融知识对农村地区自有房产创业决策的边际影响为0.0167，且在1%水平上显著;对城市地区家庭自有房产创业决策的边际影响为0.0055，在5%水平上显著。这说明，金融知识对城乡地区自有房产创业决策均有显著的促进作用，但对农村地区的促进作用要明显大于城镇地区。从其他控制变量来看，户主性别对自有房产创业的影响存在城乡异质性，这可能与城乡创业类型差异有关，城镇地区多为高信息密度类型的复杂创业，男性相对更有优势，农村地区多是一些劳动密集型的基础服务行业，更适合女性从事。

2.金融知识对不同受教育水平和财富水平家庭创业决策的异质性影响

由表5可知受教育水平对自有房产创业决策的影响呈“倒U形”，为了探究不同受教育水平对创业决策的影响以及金融知识对不同受教育水平群体创业的异质性影响，本文参照蔡栋梁等[17]对户主受教育水平的划分方法，将受教育程度按没上过学或只接受过小学教育、初中、高中和大专及以上学历分别设置四个虚拟变量，以进行相关实证研究。以初中以下受教育水平为参照组的实证结果如表7列（1）和列（2）所示。由列（1）可知，与户主只接受过初中以下教育的家庭相比，户主学历为初中的家庭利用自有房产进行创业的可能性显著提高，户主高中学历的没有显著变化，大专及以上学历户主创业的可能性却显著降低了。这与表5得出的受教育水平与家庭创业呈“倒U形”关系的结论相一致，而且可以大致确定受教育水平对创业决策影响方向变化的临界点处于高中阶段。第（2）列为加入金融知识与受教育水平虚拟变量交互项的回归结果，其中，初中及高中学历交互项的系数均不显著，但系数由正变为负，大专及以上学历交互项系数在10%水平上显著为负，这说明金融知识对受教育水平较低家庭创业活动的促进作用更大。

家庭财富与创业决策的关系是本文研究金融知识对创业决策财富机制和信贷可得性机制的基础，在这一部分，我们先将家庭财富分段以识别其与创业决策的异质性关系。具体而言，将工商业、住房和商铺外的家庭总资产按25%、50%、75%这三个分位数分成4组，并依此定义四个虚拟变量，以财富水平最低25%的家庭为参照组，研究金融知识对不同财富水平群体创业的异质性影响，回归结果见表7列（3）和列（4）。由列（3）可知，相对于财富水平最低25%的家庭而言，财富水平在25%～50%、50%～75%和75%～100%的家庭的创业概率均有显著增加，从系数大小上来看，增加幅度呈上升趋势。这表明创业者面临严重的资本约束，只有财富水平比较高的家庭才会进行创业，这与已有相关研究的结论是相一致的。由列（4）可知，金融知识与各分段财富水平交互项系数均显著为负，这说明金融知识对低财富水平家庭创业的促进作用更大，也就是说，在家庭创业方面，金融知识对家庭财富有一定的替代作用，这可能是因为金融知识水平高的家庭更可能从外部获得贷款以供其进行创业活动。

（三）稳健性检验

为了检验上述结果的稳健性，接下来将从金融知识其他度量方法角度及不同样本角度进行稳健性检验。本文将借用Lusardi & Mitchell的衡量方法[35]，對存款利率、通货膨胀及投资风险认知三个金融知识问题分别设置回答正确与否虚拟变量，考察不同层面金融知识带来的影响，进而重新对模型进行回归。另外，我们还借用Agnew & Szykman及宋全云等的做法[36，30]，用受访者正确回答个数加总法衡量金融知识以进行稳健性检验。

基于不同样本的稳健性检验角度，由于本文使用的CHFS2015样本中有一部分样本是对CHFS2013进行的追踪回访，追访率达58.4%，且问卷中与金融知识相关的问题是一致的，这可能导致追踪样本金融知识水平虚高的现象。因而，在这一部分将删除追踪样本进行稳健性回归检验。此外，户主或者户主配偶从事金融行业相关工作的家庭对金融机构业务及产品更加熟悉，这会导致他们的金融知识水平明显高于其他家庭，因而本部分还采用删除户主或户主配偶从事金融业后的样本进行稳健性检验。各种稳健性检验结果见表8。

表8列（1）为不同层面金融知识稳健性检验的回归结果，其中，通货膨胀知识和投资风险知识分别在1%和5%显著性水平上对家庭自有房产创业决策有正向影响，而利率知识的系数不显著。这说明金融知识水平的提高可以促进家庭创业，但不同层面金融知识的影响是不一样的，其中，通货膨胀的影响程度最大。同时，由于本文将房产作为创业场地，视为直接的投入要素，而不是作为家庭财富的代表，视为一种资本，因此利率知识的多少并不会对其产生明显影响，这也与实证结果相一致。列（2）为采用正确回答个数加总法衡量金融知识的回归结果，金融知识系数为0.005，且在1%水平上显著，这说明金融知识水平的提升有助于家庭利用自有房产进行创业活动，与上文结论相一致。列（3）和列（4）分别为剔除追访样本和剔除户主或户主配偶从事金融业样本后的回归结果，可以发现，剔除后金融知识的边际影响仍显著为正，这与前文的结果是一致的。表8不同的稳健性检验结果表明，本文的结果是稳健的。

四、进一步分析

（一）变量与模型

为了研究金融知识对家庭自有房产创业决策的作用机制，本文将采用中介效应模型从家庭财富、风险偏好及正规信贷可得性三个渠道实证验证影响机制。

與已有文献相同，本文用家庭资产来衡量家庭财富水平，根据CHFS2015的问卷设计，家庭资产包括金融资产及非金融资产。由于本文的被解释变量为自有房产创业，用家庭总资产衡量家庭财富水平可能会导致逆向内生性问题，故本文用家庭总资产减去生产经营活动资产、住房和商铺资产后的剩余资产来衡量家庭财富水平。在实证过程中对其进行截尾① ①总资产减去生产经营资产和住房资产后有少数样本的剩余资产小于0，本文将小于0的统一赋值为0。及取对数处理。

风险态度是指个体对风险的偏好程度，现有相关研究多把风险态度分为风险厌恶、风险中立和风险偏好三类。本文根据受访者对投资项目的选择情况来构造风险态度指标，CHFS中具体问题为：“如果您有一笔资金用于投资，您最愿意选择哪种投资项目？”（1）高风险、高回报的项目;（2）略高风险、略高回报的项目;（3）平均风险、平均回报的项目;（4）略低风险、略低回报的项目;（5）不愿意承担任何风险;（6）不知道。本文认为选择不知道的比正面回答的更厌恶风险，对上述选项1～6依次赋值为6～1代表家庭的风险偏好程度，数值越大，表明其越偏好风险。

家庭信贷行为是以有借贷需求为前提的，因而研究正规信贷可得性机制，需要先识别家庭的借贷需求。根据问卷相关问题，我们将有下列情况之一的定义为家庭有借贷需求：一是家庭由于生产经营活动、购房、买车、教育、医疗、投资、消费等原因有借贷款;二是没有银行贷款但没有的原因是“需要，但没有申请过”“需要，申请过被拒绝”和“需要，正在申请”;三是受访者认为目前因为买房、买车、投资、教育等原因需要借钱。本部分以有借贷需求的样本为研究对象，把有银行贷款的赋值为1② ②因为回答“需要，正在申请”的样本很少，本文一致将其合并为获得银行贷款中。，其他的赋值为0。

依据 Baron & Kenny提出的“中介效应”检验原理[37]，本文构建如下的中介效应结构方程来检验金融知识影响家庭创业的机制：

检验的第一步要对模型（4）进行回归，以检验金融知识对家庭自有房产创业决策的影响，这与上面对应的模型（2）一致，由前文已知金融知识会显著促进家庭利用自有房产进行创业活动。第二步对模型（5）进行回归，其中，Intermi为中介变量，在本文中为家庭财富、信贷可得性或者受访者风险偏好。如果回归结果显示η1显著的话，则表明金融知识对中介变量有显著影响。第三步对模型（6）进行回归，即把金融知识和中介变量同时置入模型中，在α1和η1都显著的情况下，如果模型（6）的回归结果中λ1和λ2两个系数都显著，符号方向与预期一致，且金融知识的系数λ1小于模型（4）中的系数α1，则表明中介变量媒介对金融知识存在部分中介效应，即金融知识通过家庭财富、正规信贷可得性和风险偏好影响家庭创业这一机制成立。如果λ1不显著，但系数λ2仍然显著，则说明中介变量发生了完全的中介作用。表9反映了将家庭金融知识水平按照25%、50%、75%这三个分位数分成4组后，不同金融知识水平家庭工商业、住房和商铺外资产、风险态度以及正规信贷可得性的情况。总体来看，随着金融知识水平的提升，家庭财富、风险态度和正规信贷可得性都出现了相应增加。

（二）中介效应分析

1.家庭财富渠道。金融知识的财富中介效应是指金融知识可以促进家庭财富积累，进而促进家庭进行创业。由理论综述部分和家庭财富分段对创业异质性的分析可知，家庭财富对创业活动至关重要。在金融知识对家庭财富积累方面，相关研究一致认为：金融知识可以通过优化家庭资产组合来促进家庭财富积累，具体表现为金融知识水平高的家庭会将更多的资产配置到股票、企业债券、基金、房屋及生产经营等风险资产上，由此获得更多的风险回报。[33，38]本文用去除生产经营资产、住房和商铺价值后的剩余资产代表家庭财富水平，这可在很大程度上排除金融知识本身对家庭资产中房产和创业资产的影响及逆向内生性问题。家庭财富的中介效应检验结果见表10所示。

由表10列（2）可知，金融知识确实可显著促进家庭财富积累。列（3）回归结果显示，金融知识和家庭资产的系数均在1%显著性水平上为正，且与列（1）相比，列（3）中金融知识的系数下降约40%，这表明家庭财富在金融知识影响自有房产创业决策的过程中确实发挥了部分中介作用。高金融知识水平所带来的财富效应会促使家庭跨越创业资本门槛，这会形成家庭资产配置的良性循环。

2.风险态度渠道。家庭创业活动是一种高风险投资决策，因而家庭的主观风险态度与其创业决策存在着必然的联系。金融知识的风险态度中介效应是指金融知识可以增强决策者的风险偏好，进而促进家庭进行创业活动，表11报告了风险态度的中介效应检验结果。

表11列（2）显示，金融知识对风险态度的影响在1%显著水平上为正，这说明金融知识会促使家庭更偏好风险，这与尹志超等的结论相一致[5]。列（3）回归结果显示，金融知识和风险态度的回归系数分别在1%和5%显著水平上显著为正，与列（1）相比，金融知识的系数略有下降，这表明风险态度在金融知识影响自有房产创业决策的过程中确实发挥了部分中介作用。中国家庭整体风险偏好较低，本文研究样本显示风险厌恶家庭约占全样本的74%，因而通过提高金融知识水平改善居民风险态度，对提升创业活力具有较为可观的作用。

3.正规信贷可得性渠道。创业存在一个最低的资金门槛，当自有财富水平有限时，能够提供资金融通的金融市场就显得尤其重要。然而，中国金融市场发展不完善，居民普遍面临严重的借贷约束，这会使潜在创业者困于资金不足而放弃创业。金融知识的正规借贷可得性效应是指金融知识可以提升家庭获得正规金融机构贷款的概率，减轻家庭面临的资金约束，进而促进家庭进行创业活动。正规借贷可得性的中介效应检验结果如表12所示：

表12列（2）的回归结果显示，金融知识显著提高了家庭从正规金融机构获得贷款的概率。这与宋全云等的结论相一致。[30]由列（3）可知加入正规信贷可得性变量后，金融知识的系数较列（1）有所减小，且正规信贷可得性的系数在5%水平上显著为正，这说明正规信贷可得性是金融知识作用于家庭创业的中介变量。

五、结论

本文将家庭房产纳入创业决策的定义中，从自有房产作为创业决策中资产认知的不同心理账户和创业作用的不同环节出发，研究其对家庭是否利用自有房产进行创业的影响及具体作用机制，基于CHFS2015的数据，从家庭和户主基本特征、地区、社会网络等角度选定相关控制变量，通过实证分析，得到如下基本结论：

第一，金融知识会显著促进家庭利用自有房产进行创业。考虑到金融知识的内生性问题，本文选取居住在同一社区同一收入水平其他家庭的平均金融知识水平作为工具变量进行MLE估计后，仍得到显著促进的结果。在稳健性分析部分，本文还发现不同层面金融知识对家庭自有房产创业决策的影响具有异质性，通货膨胀知识和投资风险认知知识会显著促进家庭的自有房产创业参与，而利率知识对其影响并不显著。从基于城乡、不同受教育水平和四分位财富水平的异质性研究来看，金融知识对农村地区、低学历水平和低财富水平家庭的促进作用更大。这说明金融知识可以在一定程度上缓解客观条件落后、先天教育不足和流动性约束对家庭创业活动的抑制作用。

第二，本文基于城乡和东中西地区差异得到的结论总体上与以往研究并不一致，东部地区利用自有房产创业的概率显著低于中部地区，西部地区也低于中部但系数不显著，这可能是由将自有房产纳入创业决策的定义中导致，城镇和东部地区往往面临高房价和住房紧张问题。同时，由异质性分析可知，金融知识对家庭自有房产创业选择存在基于城乡及不同受教育水平和家庭财富水平的异质性影响。

第三，进一步的机制检验发现，金融知识影响家庭自有房产创业决策依赖于财富积累、风险偏好和正规信贷可得性。具体来说，首先，金融知识会促进家庭财富积累而缓解流动性约束对创业的抑制。其次，金融知识水平提高可以增强家庭的风险偏好，从而降低传统风险规避意识对创业的抑制作用，在中国超过70%的家庭厌恶风险的现状下，通过改变风险态度进而促进创业是一种较可行的方式。最后，在中小企业普遍面临“融资难”困境的现状下，金融知识所带来的人力资本的提升会大大提高家庭从正规金融机构获得贷款的可能性，从而降低信贷约束对企业家才能的实现。

基于上述的研究结论，本文提出以下政策建議：第一，建立全面又有针对性的金融知识普及教育，多渠道、分层次加强居民金融素养;第二，在本文的研究中，房产是作为创业场地而实际参与到家庭的创业活动中，政府要充分利用房产和创业的这一独特链接方式，这既有利于房地产市场的稳健发展，又有利于创业活力的提升;第三，金融部门应该进一步完善经济金融体系，构建多元化的普惠金融体系，提高创业融资的信贷可得性，减弱金融约束对创业的抑制作用。

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责任编辑：萧敏娜