社会关系、家庭负债与家庭创业选择

刘祖祎

本文基于2015年和2017年中国家庭金融调查报告（CHFS）的两期面板数据，通过构建家庭效用函数二期模型，从微观层面对社会关系、家庭负债和家庭创业的关系进行数理推导，并构建Probit模型进行实证分析。研究发现，社会关系和家庭负债都会对家庭的创业意愿产生正向的促进作用，社会关系越多，家庭负债越多的家庭往往有着更高的创业意愿。同时通过逐步回归法可以看出家庭负债在社会关系对家庭创业的作用中存在着中介效应，社会关系对家庭负债存在正向的促进作用，因此社会关系会通过影响家庭负债进而促进家庭创业，提高家庭创业概率。

无论是在发达国家还是发展中国家，创业活动都对经济增长有着重要的作用，我国政府对此也非常重视，自2014年以来多次提出“大众创业、万众创新”，为创业活动发展提供了充分的政策支持。根据西南财经大学公布的中国家庭金融调查（CHFS）数据显示，当前中国并不缺乏创业精神。总体上看，有14.1%的家庭从事工商业活动，高于美国7%左右的比重。同时我国家庭创业总体盈利情况较好：77.8%的工商业项目能够盈利，仅6.5%的工商业项目亏损。由此可以看出，在“大众创业万众创新”的背景下，家庭的创业活动非常活跃，越来越多的家庭选择从事创业活动而非就业，并且大多数家庭都能获得盈利，因此鼓励家庭创业有利于缓解社会所面临的就业压力，维护社会的安稳。

自此，创业活动再度成为学术界热点关注的问题，如何促进创业活动发展对刺激经济增长具有重要理论和现实意义。从已有文献来看，分析创业行为影响因素的研究主要包括以下两个方面：

一是金融约束对家庭创业的影响研究。张龙耀（2013）分析了信贷约束对家庭创业的影响，发现家庭创业受到自有财富水平的限制，财富水平越高的家庭其创业意愿越强烈，同时信贷约束对欠发达地区或者低收入家庭的抑制作用更明显。翁辰和张兵（2015）分析了信贷约束对农村地区家庭创业选择的影响，认为信贷约束对家庭创业具有显著的约束作用，而对财富水平较高的家庭影响更明显。刘艳等（2015）研究了信贷约束对创业意愿的影响，发现民间借贷可以有效的缓解家庭的流动性约束，提高家庭创业积极性。

二是社会关系对家庭创业的影响研究。胡金焱、张博（2014）认为，社会网络对于城镇和农村家庭创业行为都产生了显著的促进作用，并且对农村家庭的作用更大。柴时军（2017）发现，社会关系的积累会促使家庭更多的参与创业活动，并且对创业的收入有着显著的正向影响。胡浩等（2018）认为社会互动会通过信息获取和社会性学习机制对家庭创业决策产生积极影响。赵朋飞和王宏健（2020）基于2018年贫困地区调查数据发现示范效应和社会网络会显著影响家庭创业活动，示范效应对贫困家庭创业选择的影响更大，而社会关系对于非贫困家庭创业选择的影响更大。

现有的研究成果对本文有重要的参考和启发，但本文认为，现有文献主要侧重于研究融资约束对家庭创业的影响，但本文认为融资所获得的资金量对个人的创业有着更为重要的作用，而融资约束更多体现为创业者筹集资金的可能性及难易程度，并不能完全代表家庭为创业所筹集到的资金总量，因此相比于融资约束，家庭的负债规模更能体现家庭对外融资的结果，对创业活动的影响更具有现实意义。因此，本文在现有文献的基础之上进行了总结并加以改进，选择家庭负债作为中介变量，将社会关系、家庭负债与家庭创业纳入统一的分析框架内，考察是否存在“社会关系——家庭负债——家庭创业”这一影响路径并分析每一影响路径中的内在影响机制。

由2-14可以看出，在其他参数给定的情况下，家庭负债D和社会关系N之间存在因果关系，N前的系数为正，因此家庭负债D会随着社会关系N的增加而增加，即拥有社会关系越多的家庭，可以獲得更多的负债，从而为其创业活动筹集资金。

根据2-6与2-14所得结果，本文提出如下有待实证的假设：

假设1：社会关系会对家庭创业选择产生正向的促进作用：社会关系越广的家庭越容易筹集创业资金，因此拥有更高的创业积极性，更愿意从事创业活动，创业的概率越大。

假设2：社会关系会通过影响家庭负债来间接影响家庭创业：在社会关系的作用之下，家庭的负债水平会进一步提高，从而为家庭创业提供充足的资金支持，提高家庭的创业概率以及创业绩效，因此家庭负债在社会关系对家庭创业的影响中存在中介效应。

数据来源及处理

本文使用的数据全部来源于2015年和2017年西南财经大学中国家庭金融调查研究中心在全国范围内展开的中国家庭金融调查报告（China Household Finance Survey，CHFS）的两期面板数据，调查样本覆盖全国29个省（自治区、直辖市），355个县（区、县级市），1428个村（居）委会，其中2015年样本规模为37289户家庭，到2017年扩展至40011户家庭。调查包括家庭的资产、负债、收入、支出、社会保险与保障以及家庭成员的基本情况、工作收入等信息。涵盖面广，内容全面，具有全国代表性，为本文研究社会关系、家庭负债对家庭创业影响的一般情形提供了良好的数据支持。

本文在数据处理方面，首先剔除了各变量中存在的缺失样本；其次对变量进行了上下1%的缩尾处理，消除极端值对结果的影响；接着对数据进行对数化处理，防止因样本数据差异过大导致的异方差问题。最后为了尽量减少缺失值对样本总量造成的损失，本文对部分数值进行了插值处理，最终匹配合成了2015年和2017年两期非平衡面板数据，其中符合要求的样本包括了15290户家庭，总计30580个样本数据。

变量选取

1.家庭创业。CHFS数据库详细调查了家庭的创业情况，根据以往文献的研究，本文在参考胡金焱等（2014）指标选取的基础上，选择采用问卷中“家庭是否从事工商业生产经营项目”的回答所得到的二值虚拟变量作为主要被解释变量，判断家庭创业与否。选择“是”的家庭为创业家庭，变量为1，选择“否”的家庭为非创业家庭，变量为0。

2.社会关系。本文在参考现有文献的基础之上，选取调查中“家庭在春节、中秋节等节假日以及参加红白喜事方面产生的现金或非现金收人和支出的总和”作为衡量家庭社会关系的代理变量。此外，考虑到家庭的社会关系往往和对外参与社会交流存在关联性，因此参考魏昭（2018）的做法，选取家庭“去年平均每月通讯费和网费”作为衡量家庭社会关系的替代变量，进行稳定性检验。

3.家庭负债。本文考虑社会关系会通过影响家庭负债来间接影响家庭创业，因此选取家庭负债作为本文的中介变量，考察是否存在中介效应。本文选取调查中“家庭所有负债的总和”即家庭的总负债规模作为衡量家庭负债可得性的代理变量，考察社会关系是否会影响家庭的负债可得性进而影响家庭的创业活动。

4.控制变量。根据以往文献的研究，本文在控制变量中选取了反映户主和家庭主要特征的变量，在户主特征方面包括了户主年龄、性别、受教育年限、政治面貌、婚姻状况、风险偏好、信任程度等。家庭特征的控制变量包括家庭总资产和总收入，但为了防止与家庭创业存在互为因果的内生性问题，本文选择剔除创业资产和创业收入后的总资产和总收入作为家庭特征的控制变量。

描述统计

表1报告了变量的描述统计，结果如下：

在本文所研究的样本中，用于衡量社會关系的礼金收支总和平均值为6012元，说明每年家庭用于维持社会关系的费用将近6000元。而样本的标准差高达8103，说明样本之间的差异性非常大，况且最小值为100，最大值为50000，两者相差500倍，说明样本存在明显的差异。因此将收支总和作自然对数处理后，得到的结果均值为8.022，标准差为1.239，从而避免数据差值过大导致的异方差问题。样本中家庭负债规模的均值为42372，标准差为121481，可见不同家庭的负债规模也存在明显的差异，有的家庭没有负债，而负债最多的家庭规模达到81万，因此也将负债规模进行自然对数处理，处理后的样本均值为3.548，标准差为5.139，数据整体相对平稳，可用于回归分析。

为了验证社会关系，家庭负债和家庭创业三者之间的关系是否和理论分析的预期一致，本文试图构建Probit模型，考察社会关系，家庭负债是否会影响家庭的创业选择。同时通过逐步回归法，考察家庭负债在社会关系对家庭创业的影响中是否存在中介作用。

基准模型分析

1.基准模型设定

首先考察社会关系和家庭负债对家庭是否创业的影响，本文设定如下方程：

2.模型结果分析

表2第（1）列报告了社会关系对家庭创业选择的基准回归结果，在其他条件不变的情况下，社会关系对家庭创业概率的影响系数为0.1071，由于使用的是Probit模型估计，影响系数并不代表变量的边际效应，因此社会关系对家庭创业选择在平均水平上的边际效应为0.0171，在1%的显著性水平上显著，说明家庭用于维护社会关系的支出每增加1%，会使得其创业的概率会增加1.71%。表2第（2）列报告了家庭负债单独对家庭创业选择的影响结果，可以看出家庭负债对创业选择的影响系数为0.0162，其在平均水平的边际效用为0.0026，在1%的显著性水平上显著，意味着家庭负债规模每增加1%，会导致家庭创业概率上升0.26%。表2第（3）列报告了社会关系和家庭负债共同对家庭创业的影响结果，结果显示社会关系和家庭负债对家庭创业选择的影响系数分别为0.1046和0.0154，在平均水平上的边际效应分别为0.0166和0.0024，在1%的显著性水平上显著，由此可以初步得出结论，社会关系与家庭负债与家庭创业选择存在正相关关系，社会关系和家庭负债会对家庭是否创业产生显著的正向促进作用。

3.内生性问题分析

虽然通过（1）（2）（3）的回归结果可以看出，社会关系、家庭负债会对家庭创业产生正向的促进作用，但家庭负债和家庭创业之间也可能出现互为因果的内生性问题而导致基准回归结果出现偏误，原因在于家庭负债虽然可以缓解资金约束和流动性约束而对创业产生促进作用，但家庭也可能为了创业而主动进行负债行为，因此创业可能会对家庭负债规模产生影响从而带来内生性问题。

因此为了解决内生性问题导致的结果偏误，本文参考张浩栋（2016）的做法，采取工具变量的方法解决内生性的问题。通过选择居住在同一地区的除自身外其他家庭的平均负债规模作为自身家庭负债的工具变量。因为住在同一地区，相互之间的联络较多，其他家庭的负债规模会对自身家庭的负债规模产生参考作用，从而影响到家庭的负债，并且其他家庭的负债规模不在受访户主的控制范围内，相对于自身而言符合外生性的条件，因此可以选择将其作为工具变量。

表2第（5）列报告了将其他家庭负债规模作为工具变量后Ivprobit模型估计的结果。可以看出，加入工具变量后，模型通过了Wald内生性检验，chi2（1）=3.81，p值等于0.051，不能拒绝工具变量是外生的原假设，可以认定该工具变量满足外生性。同时过度识别检验结果显示p值为0.000，小于0.05，说明不存在过度识别的问题，工具变量均是外生的。此外，弱工具变量检验结果显示：AR检验和Wald检验的p值均为0.000，说明不存在弱工具变量的问题，因此该工具变量的选择是合适的，并且在其他条件不变的情况下，家庭负债对家庭创业的边际效应为0.0178，在1%的显著性水平下显著，与预期的回归结果一致。由此可以验证社会关系和家庭负债都会对家庭创业选择产生正向的促进作用。故此，假设1成立。

中介效应分析

表3報告了社会关系、家庭负债对家庭创业选择影响的中介效应，结果如表3所示。

表3第（1）列是社会关系单独对家庭创业选择的影响，社会关系单独对家庭创业概率的影响系数为0.1071，在平均水平上的边际效应为0.017，在1%的显著性水平下显著，说明家庭用于维持社会关系的支出每增加1%，其创业概率将增加1.7%。第（2）列是社会关系在引入家庭负债这一中介变量后，对家庭创业选择的影响结果。可以看出在引入家庭负债变量后，社会关系对家庭创业的显著性有所下降，说明社会关系对家庭创业的作用会受到家庭负债的影响，初步验证了三变量之间可能存在中介效应。并且社会关系对家庭创业选择的影响系数为0.1046，在平均水平上的边际效应为0.0166，家庭负债对家庭创业选择的影响系数为0.0154，边际效应为0.0024，二者都在1%的显著性水平下显著，该结果与上文分析是一致的。第（3）列是社会关系对家庭负债的影响，根据该结果可以看出，社会关系对家庭负债的影响系数为0.1209，在1%的显著性水平下显著，说明家庭用于维持社会关系的支出每增加1%，在融资过程中所获得的负债规模会相应增加0.1209%。由此可以证明社会关系越多的家庭可以拥有更多的家庭负债用于家庭的创业活动，该结果证实了社会关系、家庭负债和家庭创业之间存在中介效应，社会关系和家庭负债除了自身会对家庭的创业概率产生正向的影响，社会关系还可以通过影响家庭负债间接影响家庭创业。与上文的理论分析结果一致，假设2成立。

为了验证上述模型的稳健性，本文通过变更替代变量的方法对其进行稳定性检验。参考魏昭（2018）的做法，选取“去年平均每月通讯费和网费”作为衡量社会关系的另一替代变量，进一步验证结果的稳健性。

所得结果如表4所示，在替换社会关系的代理变量以后，所得处的结果仍然与预期是一致的，并且中介效应也存在。由此可以证明上文的分析结果是稳健的。

综上所述，社会关系、家庭负债和家庭创业选择之间的实证结果与理论分析的预期假设是一致的。首先，社会关系会对家庭创业选择存在显著的正向促进作用，社会关系越多的家庭越容易创业，其创业的概率也就越高。其次，家庭负债在社会关系对家庭创业的影响中存在中介效应，社会关系会通过促进家庭负债进而提高家庭的创业意愿。此外本文还进行了稳定性检验，所得结论证明结果是可靠的。

针对上述结论，本文给出如下建议：首先，政府应当为创业者提供一个信息交流平台，方便创业者交流与合作促成生意合作，减少创业过程中的信息成本和交易成本。其次，政府应当为创业者解决启动资金的问题，应当鼓励金融机构为创业者提供创业贷款，并为创业者提供优质的管理经验，帮助其快速发展。最后，政府可以适当鼓励小额信贷机构和网络贷款公司等非银行家金融机构为创业者提供更长期限的贷款服务，适当放宽借款期限，为创业者提供期限上的便利。

（南京师范大学 商学院）

参考文献：

[1]甘犁，尹志超，谭继军.中国家庭金融调查报告.2014[M]. 成都：西南财经大学出版社， 2015.

[2]张龙耀， 张海宁. 金融约束与家庭创业——中国的城乡差异[J]. 金融研究， 2013（9）：123-135.

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[4]刘艳. 基于CHFS的家庭创业与信贷约束实证研究[J]. 四川师范大学学报（社会科学版）， 2015（42）：83-89.

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