社會(huì)互動(dòng)與家庭創(chuàng)業(yè)行為

胡 浩，王海燕，張沛瑩

（上海大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，上海 200444）

一、引 言

關(guān)于家庭創(chuàng)業(yè)決策因素的文獻(xiàn)已比較成熟，主要從兩方面展開：一是社會(huì)環(huán)境，包括基礎(chǔ)設(shè)施、政府管制、制度環(huán)境、金融可得性、經(jīng)濟(jì)狀況和互聯(lián)網(wǎng)普及程度等；二是個(gè)人和家庭特征，如個(gè)人的風(fēng)險(xiǎn)偏好、受教育程度、個(gè)人信仰、家庭初始財(cái)富水平及家庭背景等因素（Black和Strahan，2002；Cumming 和 Johan，2010；史晉川和王維維，2017；周洋和華語(yǔ)音，2017）。近期研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)也會(huì)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生顯著性影響，這主要是基于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)在緩解不對(duì)稱信息和承擔(dān)信譽(yù)隱性擔(dān)保等方面所發(fā)揮的作用（馬光榮和楊恩艷，2011；胡金焱和張博，2014；張博等，2015）。但是，這些解釋并沒(méi)有考慮到隱藏在家庭創(chuàng)業(yè)行為背后更為深層次的因素，即社會(huì)學(xué)角度的社會(huì)互動(dòng)。即便人們面對(duì)相同的初始財(cái)富和制度環(huán)境，具有相同的非標(biāo)準(zhǔn)偏好，持有相同的信念，但假如他們的社會(huì)互動(dòng)水平不同，其家庭創(chuàng)業(yè)行為可能也會(huì)有差異。

家庭創(chuàng)業(yè)不僅僅是一種家庭經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，也是一種社會(huì)互動(dòng)行為。在經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域，社會(huì)互動(dòng)一般指在互動(dòng)過(guò)程中，決策主體的預(yù)算約束、期望和偏好均受其他決策主體的影響（Manski，2000）。Manski（2000）把社會(huì)互動(dòng)劃分為三類：內(nèi)生互動(dòng)、情景互動(dòng)和相關(guān)效應(yīng)。由于社會(huì)互動(dòng)是一個(gè)復(fù)雜的現(xiàn)象，經(jīng)濟(jì)學(xué)文獻(xiàn)普遍關(guān)注的是內(nèi)生互動(dòng)（本文亦是如此）。內(nèi)生互動(dòng)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響體現(xiàn)在口頭獲取信息、交流感受和社會(huì)規(guī)范三個(gè)方面。第一，個(gè)體能夠通過(guò)與參考群體成員的直接交流和討論或?qū)⒖既后w成員的行為進(jìn)行觀察，獲取創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目的有關(guān)信息（無(wú)論對(duì)錯(cuò)）。這種內(nèi)生互動(dòng)的信息獲取方式被稱為觀察性學(xué)習(xí)或社會(huì)性學(xué)習(xí)（Bikhchandani等，1992；李濤，2006）。第二，個(gè)體可與群體成員談?wù)摴餐瑒?chuàng)業(yè)項(xiàng)目，共同的創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目帶來(lái)的經(jīng)驗(yàn)交流和體會(huì)時(shí)的愉悅能使創(chuàng)業(yè)者的偏好發(fā)生改變，從孤立決策時(shí)內(nèi)生互動(dòng)不起作用，到公共決策時(shí)內(nèi)生互動(dòng)產(chǎn)生積極影響（Mailath和Postlewaite，2003）。第三，參與社會(huì)互動(dòng)的家庭希望與同群家庭有類似的消費(fèi)行為、共同的討論話題和同樣的生活興趣，這被稱為“社會(huì)規(guī)范”。社會(huì)規(guī)范形成的原因可能是服從性、外部習(xí)慣或局部資源的稀缺性及自己在社區(qū)中的相對(duì)財(cái)富等（De Marzo等，2004；周銘山等，2011；劉宏和馬文瀚，2017）。

近年來(lái)，從社會(huì)互動(dòng)視角研究經(jīng)濟(jì)行為的文獻(xiàn)越來(lái)越多，這些研究主要集中在家庭股市參與、勞動(dòng)力流動(dòng)和購(gòu)買養(yǎng)老保險(xiǎn)等方面。如李濤（2006a，2006b）、Brown等（2008）、周銘山等（2011）、潘靜和陳廣漢（2014）、郭士祺和梁平漢（2014）、霍鵬等（2016）以及劉宏和馬文瀚（2017）等。此外，根據(jù)我們的了解，目前文獻(xiàn)中還沒(méi)有分析社會(huì)互動(dòng)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)行為的影響，以中國(guó)為例的研究更是缺乏。為此，我們從社會(huì)互動(dòng)視角出發(fā)，研究其對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)的影響。不但豐富了家庭創(chuàng)業(yè)影響因素的相關(guān)理論，也擴(kuò)展了社會(huì)互動(dòng)在經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域的應(yīng)用，架起了連通社會(huì)學(xué)的社會(huì)互動(dòng)與經(jīng)濟(jì)學(xué)的家庭創(chuàng)業(yè)這兩大領(lǐng)域的橋梁。在此基礎(chǔ)上，文章實(shí)證檢驗(yàn)了社會(huì)互動(dòng)影響家庭創(chuàng)業(yè)行為的具體作用渠道，并對(duì)其作用機(jī)制進(jìn)行了初探。

在中國(guó)這樣典型的“關(guān)系型”社會(huì)，研究社會(huì)互動(dòng)與家庭創(chuàng)業(yè)間關(guān)系具有更直接的實(shí)踐意義。對(duì)于家庭創(chuàng)業(yè)者而言，社會(huì)互動(dòng)可以為其提供技術(shù)經(jīng)驗(yàn)、物質(zhì)資本、重要信息以及情感支持（王文彬和趙延?xùn)|，2012；胡金焱和張博，2014）。社會(huì)互動(dòng)是社會(huì)資本的一種類型（Durlauf和Fafchamps，2005），尤其是居民間面對(duì)面的互動(dòng)，表現(xiàn)為親朋好友聚會(huì)、逢年過(guò)節(jié)間禮尚往來(lái)及紅白喜事送禮等形式。因互動(dòng)引致的家庭創(chuàng)業(yè)對(duì)提高家庭收入、縮小城鄉(xiāng)收入差距起著重要作用。

本文旨在通過(guò)使用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）最新的2016年微觀數(shù)據(jù)研究社會(huì)互動(dòng)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)的影響及影響機(jī)制。我們的研究表明，社會(huì)互動(dòng)顯著提高了家庭創(chuàng)業(yè)意愿。在考慮了潛在的內(nèi)生性問(wèn)題后，所得結(jié)論依然成立。社會(huì)互動(dòng)通過(guò)信息獲取和社會(huì)性學(xué)習(xí)、相對(duì)財(cái)富關(guān)注及在緩解創(chuàng)業(yè)融資約束等途徑對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生影響。進(jìn)一步擴(kuò)展研究發(fā)現(xiàn)，隨著互聯(lián)網(wǎng)的飛速發(fā)展，網(wǎng)絡(luò)信息會(huì)對(duì)社會(huì)互動(dòng)產(chǎn)生一定的替代，但替代效應(yīng)并不顯著。本文的主要貢獻(xiàn)在于完善了創(chuàng)業(yè)影響因素方面的相關(guān)理論，豐富了社會(huì)互動(dòng)與家庭創(chuàng)業(yè)之間的傳導(dǎo)機(jī)制研究。本文在全面把握我國(guó)整體家庭創(chuàng)業(yè)行為的同時(shí)，也考慮到了社會(huì)互動(dòng)和網(wǎng)絡(luò)信息可能的交互影響。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源。本文使用了2016年北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）微觀數(shù)據(jù)。CFPS樣本覆蓋25個(gè)省、市和自治區(qū)（除港澳臺(tái)地區(qū)、新疆、西藏、青海、內(nèi)蒙古、寧夏、海南），其問(wèn)卷類型共有四種：社區(qū)卷、家庭卷、成人卷和少兒卷。本文主要使用的是家庭卷和成人卷，由于兩者屬于不同層次的數(shù)據(jù)，我們用stata13進(jìn)行了數(shù)據(jù)合并。在CFPS2016家庭數(shù)據(jù)庫(kù)中，初始樣本規(guī)模14 033戶，基于研究需要，將研究樣本限定于年齡在16?65歲之間的家庭創(chuàng)業(yè)者，并假定家庭創(chuàng)業(yè)者為戶主，剔除關(guān)鍵變量缺失值后，剩余有效樣本量12 988戶，剔除率為7.4%。為避免潛在的內(nèi)生性（主要為反向因果關(guān)系），本文嘗試用2010年的社會(huì)互動(dòng)數(shù)據(jù)對(duì)2016年的家庭創(chuàng)業(yè)決策進(jìn)行分析，依據(jù)家庭編碼對(duì)2016年和2010年的數(shù)據(jù)進(jìn)行一對(duì)一匹配，使2016年的數(shù)據(jù)中包含2010年的社會(huì)互動(dòng)數(shù)據(jù)，匹配后的數(shù)據(jù)樣本共有8 628戶。

（二）變量選取與統(tǒng)計(jì)性描述。

1. 被解釋變量：家庭創(chuàng)業(yè)決策。本文把創(chuàng)業(yè)者定義為從事個(gè)體私營(yíng)的個(gè)人。CFPS2016 年家庭問(wèn)卷用了“家庭是否有人從事個(gè)體私營(yíng)？”這一問(wèn)題衡量居民家庭是否有家庭成員參與了創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。本文構(gòu)建二值變量來(lái)衡量家庭的創(chuàng)業(yè)行為，若家庭成員有人從事個(gè)體私營(yíng)，那么該變量取值為 1，否則為 0。在全樣本中，創(chuàng)業(yè)家庭為 1 455 戶，占比達(dá)到 10.4%，其中，城鎮(zhèn)家庭 867戶，農(nóng)村家庭 588 戶。

2. 核心解釋變量：社會(huì)互動(dòng)。目前社會(huì)互動(dòng)的測(cè)度尚未形成統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，現(xiàn)有研究主要從社會(huì)互動(dòng)的行為上進(jìn)行測(cè)度，選取的指標(biāo)主要集中在與親朋好友禮品往來(lái)金額、與親朋好友見面聚餐的頻率和通訊支出三個(gè)方面。首先，在中國(guó)這樣的“關(guān)系型”社會(huì)，家庭間社會(huì)互動(dòng)主要是以親緣、血緣和地緣為基礎(chǔ)的親友關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，而親友之間交往和維系感情的重要手段之一便是在春節(jié)等節(jié)假日和婚喪嫁娶等紅白喜事時(shí)互贈(zèng)禮品，即禮金支出。很多已有研究將其作為家庭社會(huì)互動(dòng)的測(cè)度（馬光榮和楊恩艷，2011；胡金焱和張博，2014；郭士祺和梁平漢，2014）。其次，“人情社會(huì)”決定了“飯局”是親友之間交流溝通和分享信息的重要途徑之一。與親朋好友見面聚餐頻率越高意味著親友之間交流互動(dòng)、互通信息的機(jī)會(huì)越多，越有可能獲取有價(jià)值的信息。所以，與親朋好友見面聚餐的頻率在某種程度上也具備社會(huì)互動(dòng)的屬性。最后，通訊支出在一定程度上反映了家庭的社會(huì)交往情況。本文主要關(guān)注社會(huì)互動(dòng)的信息傳遞渠道，所以通訊支出較好地測(cè)度了家庭信息交流的特征。本文借鑒郭士祺和梁平漢（2014）的研究，構(gòu)造通訊支出①通訊支出包含手機(jī)和網(wǎng)絡(luò)費(fèi)。這一變量作為社會(huì)互動(dòng)的代理變量。至此，本文構(gòu)造了社會(huì)互動(dòng)的三個(gè)代理變量，分別是人情禮金支出、非家庭成員間聚餐支出和通訊支出。在實(shí)證中，以三者分別得到的結(jié)果互相驗(yàn)證。

3. 控制變量。為盡可能減少遺漏變量，文章還控制了其他影響家庭創(chuàng)業(yè)決策的變量，具體包括區(qū)縣、社區(qū)、家庭和戶主特征變量。社區(qū)特征變量包括社區(qū)公共設(shè)施狀況、社區(qū)周邊環(huán)境狀況、社區(qū)周邊治安狀況以及社區(qū)鄰里關(guān)系；家庭特征變量包括是否收到政府補(bǔ)助、家庭是否自有房屋、是否持有金融產(chǎn)品及家庭人均收入。此外，為了衡量家庭風(fēng)險(xiǎn)偏好，本文加入了一個(gè)衡量家庭風(fēng)險(xiǎn)偏好的代理變量，即過(guò)去12個(gè)月商業(yè)型保險(xiǎn)支出額。一般說(shuō)來(lái)，商業(yè)保險(xiǎn)支出額越大，對(duì)風(fēng)險(xiǎn)越是厭惡，屬于風(fēng)險(xiǎn)厭惡者。反之，屬于風(fēng)險(xiǎn)愛(ài)好者。家庭創(chuàng)業(yè)是否受到融資約束的度量，我們依據(jù)不同的融資渠道，加入了是否進(jìn)行銀行貸款及貸款額度、是否有親友和民間借款及借款額度變量。初始財(cái)富水平也是影響家庭創(chuàng)業(yè)決策的重要因素，初始財(cái)富水平越高，越有機(jī)會(huì)進(jìn)行創(chuàng)業(yè)。因此，本文加入了一個(gè)衡量家庭初始財(cái)富水平的變量，即您家現(xiàn)金及存款總額；個(gè)人特征包括戶主年齡、年齡平方項(xiàng)、性別、政治面貌、婚姻狀態(tài)、是否信仰宗教、對(duì)人的信任狀況以及體現(xiàn)戶主態(tài)度和心理的相關(guān)變量，即我覺(jué)得做任何事都很費(fèi)勁和對(duì)自己未來(lái)的信心程度。

此外，為了獲得社會(huì)互動(dòng)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策影響的無(wú)偏估計(jì)量，本文還控制了互聯(lián)網(wǎng)線上互動(dòng)。因?yàn)榛趥€(gè)體的某些特征（如性格和偏好），有較多線下社會(huì)互動(dòng)的人也可能進(jìn)行互聯(lián)網(wǎng)線上互動(dòng)，從互聯(lián)網(wǎng)上獲取相關(guān)創(chuàng)業(yè)信息，已有文獻(xiàn)也證實(shí)了互聯(lián)網(wǎng)的運(yùn)用能顯著提高家庭創(chuàng)業(yè)意愿（史晉川和王維維，2017；周洋和劉雪瑾，2017；劉宏和馬文瀚，2017）。若不控制該變量，會(huì)導(dǎo)致對(duì)社會(huì)互動(dòng)影響的高估?；诖耍疚倪x取了是否電腦上網(wǎng)和使用互聯(lián)網(wǎng)社交的頻率來(lái)衡量互聯(lián)網(wǎng)線上互動(dòng)情況。具體變量定義及說(shuō)明見表1。

表1 變量定義及說(shuō)明

續(xù)表 1 變量定義及說(shuō)明

三、社會(huì)互動(dòng)影響家庭創(chuàng)業(yè)決策的實(shí)證分析

（一）主要變量間的相關(guān)性分析。表2給出了主要變量的相關(guān)系數(shù)。首先，社會(huì)互動(dòng)的三個(gè)代理變量之間具有相關(guān)性，人情禮金支出與通訊支出的相關(guān)系數(shù)為0.2887，而人情禮金支出與非家庭間聚餐支出、通訊支出與非家庭間聚餐支出的相關(guān)系數(shù)相對(duì)較小，分別為0.1726和0.1556。其次，社會(huì)互動(dòng)代理變量與家庭創(chuàng)業(yè)決策正相關(guān)，分別為0.0842、0.0914和0.1002，這與后文的估計(jì)結(jié)果相吻合。另外，值得注意的是，通訊支出與是否電腦上網(wǎng)兩者之間的相關(guān)系數(shù)僅為0.0058，盡管通訊支出變量包含電腦上網(wǎng)費(fèi)用，并與我們衡量的是否電腦上網(wǎng)有重合，但數(shù)據(jù)表明兩者之間的相關(guān)性并不大。因?yàn)閺男畔⑶澜嵌瓤紤]的“是否電腦上網(wǎng)”衡量了網(wǎng)絡(luò)信息這種渠道是否存在，而電腦上網(wǎng)費(fèi)用衡量的是居民對(duì)網(wǎng)絡(luò)信息渠道使用的強(qiáng)度大小。在擴(kuò)展性討論中，我們探究了社會(huì)互動(dòng)與網(wǎng)絡(luò)信息之間是否存在替代關(guān)系，對(duì)于網(wǎng)絡(luò)信息變量，我們以家庭問(wèn)卷中“是否電腦上網(wǎng)”這一問(wèn)題進(jìn)行量化。由于本文重點(diǎn)關(guān)注的是網(wǎng)絡(luò)信息渠道的出現(xiàn)與傳統(tǒng)信息渠道作用之間的關(guān)系，因此我們更加關(guān)注“網(wǎng)絡(luò)信息”的信息渠道作用，它衡量了網(wǎng)絡(luò)信息渠道是否存在，而非對(duì)網(wǎng)絡(luò)信息渠道的使用強(qiáng)度（郭士祺和梁平漢，2014）。最后，家庭人均收入、是否進(jìn)行銀行貸款、對(duì)他人的信任狀況與家庭創(chuàng)業(yè)決策正相關(guān)，而年齡與家庭創(chuàng)業(yè)決策負(fù)相關(guān)。

表2 主要變量的相關(guān)系數(shù)表

（二）基準(zhǔn)模型的估計(jì)結(jié)果。本文研究的是社會(huì)互動(dòng)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響，被解釋變量為家庭創(chuàng)業(yè)決策。由于家庭創(chuàng)業(yè)決策具有二元特征，因此，使用Probit模型來(lái)估計(jì)社會(huì)互動(dòng)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響。同時(shí)也使用OLS模型進(jìn)行回歸，以檢驗(yàn)不同估計(jì)模型得到結(jié)果的穩(wěn)健性。具體的Probit模型設(shè)定如下：

其中，yiv表示戶主的家庭創(chuàng)業(yè)選擇，取值為1表示家庭從事個(gè)體私營(yíng)活動(dòng)，否則為0；Interactioniv表示社會(huì)互動(dòng)，包括人情禮金支出（Human_gift）、通訊支出（Communication）和非家庭成員間聚餐支出（Dinner）三個(gè)變量；Xiv為控制變量，包括個(gè)人特征變量（Individual）、家庭特征變量（Household）、社區(qū)特征變量（Community）和互聯(lián)網(wǎng)線上互動(dòng)變量（Internet）；α1、β′為待估系數(shù)，其中，α1為本文重點(diǎn)關(guān)注的系數(shù)，表示社會(huì)互動(dòng)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)的影響傾向，顯著為正說(shuō)明社會(huì)互動(dòng)促進(jìn)了家庭創(chuàng)業(yè)傾向，反之則抑制了家庭創(chuàng)業(yè)傾向；β′為向量形式；λv為區(qū)縣虛擬變量；εiv為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

表3給出了社會(huì)互動(dòng)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策的估計(jì)結(jié)果。其中（1）?（3）為使用Probit模型的估計(jì)結(jié)果，在非線性Probit模型中，使用平均邊際效應(yīng)通常更有實(shí)際意義。因此，本文報(bào)告了Probit模型的平均邊際效應(yīng)。（4）?（6）為使用OLS模型的估計(jì)結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示，三者均在1%的顯著性水平上對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生了積極影響，即社會(huì)互動(dòng)顯著提高了家庭的創(chuàng)業(yè)意愿。具體而言，在其他變量既定的情況下，人情禮金支出、通訊支出和非家庭成員間聚餐支出每提高一個(gè)單位，將促使家庭創(chuàng)業(yè)的幾率分別增加1.7%、3.7%和3.5%。

在控制變量方面，相對(duì)于無(wú)政府補(bǔ)助的家庭，有政府補(bǔ)助的家庭創(chuàng)業(yè)意愿更高。商業(yè)保險(xiǎn)支出額對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生了正向影響，反映了居民在有風(fēng)險(xiǎn)擔(dān)保的情況下，創(chuàng)業(yè)愿意會(huì)更高。家庭初始財(cái)富水平、銀行貸款和親友貸款額增加及較高的家庭人均收入水平均會(huì)提高家庭創(chuàng)業(yè)的概率。有趣的是年齡的一次項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)而平方項(xiàng)顯著為正，說(shuō)明了戶主年齡與家庭創(chuàng)業(yè)意愿之間呈現(xiàn)出先抑制后促進(jìn)的u形關(guān)系。即年輕階段的創(chuàng)業(yè)意愿較小，伴隨著年齡的增大，戶主創(chuàng)業(yè)的概率也會(huì)變大。此外，男性比女性的創(chuàng)業(yè)意愿更高；有宗教信仰的人比沒(méi)有宗教信仰的人創(chuàng)業(yè)意愿更大。

表3 社會(huì)互動(dòng)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響（2016年數(shù)據(jù)）

從上述估計(jì)結(jié)果中還可以發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)線上互動(dòng)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響并不顯著，且符號(hào)為負(fù)。因?yàn)殡S著互聯(lián)網(wǎng)的迅速發(fā)展，人們獲取信息的渠道不斷增多，信息量更大，面對(duì)信息大爆炸的網(wǎng)絡(luò)時(shí)代，網(wǎng)絡(luò)信息魚龍混雜。人們?cè)诨ヂ?lián)網(wǎng)中篩選出高質(zhì)量信息的難度不斷加大，如若得到誤導(dǎo)家庭創(chuàng)業(yè)的信息，則會(huì)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)者帶來(lái)?yè)p失，社會(huì)間的互動(dòng)將把這一效應(yīng)放大，對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策不產(chǎn)生影響或產(chǎn)生抑制作用。

（三）內(nèi)生性問(wèn)題。上述基準(zhǔn)回歸模型中社會(huì)互動(dòng)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策影響的回歸結(jié)果可能存在著潛在的內(nèi)生性問(wèn)題?；貧w分析中已引入大量的控制變量，這種內(nèi)生性問(wèn)題主要源于反向因果關(guān)系，即社會(huì)互動(dòng)不但影響家庭的創(chuàng)業(yè)決策，作為家庭重要的經(jīng)濟(jì)行為，家庭創(chuàng)業(yè)決策也可能對(duì)社會(huì)互動(dòng)產(chǎn)生一定的影響。為了消除這種可能的反向因果關(guān)系造成的內(nèi)生性問(wèn)題，我們參考李濤和張文韜（2015）的做法，選擇受訪者在2010年CFPS調(diào)查中的社會(huì)互動(dòng)數(shù)據(jù)對(duì)內(nèi)生性問(wèn)題進(jìn)行糾正。保持基于2016年數(shù)據(jù)的被解釋變量和除社會(huì)互動(dòng)外的解釋變量不變，用基于2010年的社會(huì)互動(dòng)變量替換2016年的對(duì)應(yīng)變量，即通過(guò)分析2010年的社會(huì)互動(dòng)對(duì)2016年家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響來(lái)克服之前同時(shí)使用2016年數(shù)據(jù)所可能帶來(lái)的反向因果關(guān)系。①此處感謝審稿人的有益建議。

此外，需要說(shuō)明的是，使用2010年的社會(huì)互動(dòng)可能存在以下兩種情況：第一，在2010年和2016年兩個(gè)觀測(cè)時(shí)點(diǎn)上都處于創(chuàng)業(yè)狀態(tài)的家庭；第二，在2010年未創(chuàng)業(yè)，但在2016年處于創(chuàng)業(yè)狀態(tài)的家庭。由于本文的基本論點(diǎn)為：社會(huì)互動(dòng)行為影響家庭創(chuàng)業(yè)決策。因此，考察2010年未創(chuàng)業(yè)家庭的社會(huì)互動(dòng)支出與2016年家庭是否處于創(chuàng)業(yè)狀態(tài)之間的關(guān)系，更契合本文的研究問(wèn)題。在2016年和2010年數(shù)據(jù)匹配的基礎(chǔ)之上，本文依據(jù)2010年家庭是否進(jìn)行創(chuàng)業(yè)對(duì)上述研究樣本進(jìn)行了篩選，僅考察2010年未創(chuàng)業(yè)家庭的社會(huì)互動(dòng)支出與2016年家庭是否處于創(chuàng)業(yè)狀態(tài)這兩者之間的關(guān)系。表4給出了回歸結(jié)果，第（1）、（2）、（3）列分別匯報(bào)了社會(huì)互動(dòng)三個(gè)代理變量的 Probit回歸結(jié)果，第（4）、（5）、（6）列分別匯報(bào)了 OLS 的回歸結(jié)果。

表4 內(nèi)生性檢驗(yàn)：社會(huì)互動(dòng)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響（2010年子樣本數(shù)據(jù)）

從上述回歸結(jié)果中發(fā)現(xiàn)，與表3相比，表4中社會(huì)互動(dòng)代理變量的顯著性水平并沒(méi)有發(fā)生任何改變，都在1%的顯著性水平上顯著且為正。因此，我們可以肯定的是，積極進(jìn)行社會(huì)互動(dòng)可以顯著提高家庭的創(chuàng)業(yè)意愿，而這一結(jié)果并不受反向因果關(guān)系的干擾。綜上，不難發(fā)現(xiàn)，社會(huì)互動(dòng)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策正向影響的結(jié)果始終是顯著且穩(wěn)健的。

四、社會(huì)互動(dòng)影響家庭創(chuàng)業(yè)行為的機(jī)制討論

（一）社會(huì)互動(dòng)的信息獲取和社會(huì)性學(xué)習(xí)機(jī)制。該機(jī)制表明，若個(gè)體家庭是通過(guò)與其他創(chuàng)業(yè)家庭的社會(huì)互動(dòng)而產(chǎn)生創(chuàng)業(yè)需求，那么在創(chuàng)業(yè)參與比例較高的地區(qū)，擴(kuò)大的網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)將導(dǎo)致更大范圍的信息獲取和交流樂(lè)趣，創(chuàng)業(yè)的話題也更容易被家庭間的社會(huì)互動(dòng)所討論，此時(shí)創(chuàng)業(yè)信息的傳遞與獲得成本會(huì)更低，社會(huì)互動(dòng)的影響將會(huì)更加明顯（Hong等，2004；劉宏和馬文瀚，2017）。為了檢驗(yàn)這一作用機(jī)制，我們以家庭所在區(qū)縣的平均創(chuàng)業(yè)參與率為分界線，將樣本劃分為區(qū)縣創(chuàng)業(yè)率較高地區(qū)和創(chuàng)業(yè)率較低地區(qū)，并分別對(duì)其進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表5所示。

表5 社會(huì)互動(dòng)的信息獲得和社會(huì)性學(xué)習(xí)機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

從上述回歸結(jié)果來(lái)看，在區(qū)縣創(chuàng)業(yè)參與率較高地區(qū)，無(wú)論是人情禮金支出、通訊支出還是非家庭成員間聚餐支出，均對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生了積極影響。在區(qū)縣創(chuàng)業(yè)參與率較低地區(qū)，除人情禮金支出外，通訊支出和非家庭成員間聚餐費(fèi)用也對(duì)創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生了積極影響。但從系數(shù)來(lái)看，區(qū)縣創(chuàng)業(yè)參與率較高地區(qū)的社會(huì)互動(dòng)系數(shù)遠(yuǎn)大于區(qū)縣創(chuàng)業(yè)參與率較低地區(qū)的社會(huì)互動(dòng)系數(shù)，這說(shuō)明區(qū)縣高創(chuàng)業(yè)參與率地區(qū)的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)大于區(qū)縣低創(chuàng)業(yè)參與率地區(qū)的社會(huì)互動(dòng)效應(yīng)，即區(qū)縣創(chuàng)業(yè)參與率較高地區(qū)社會(huì)互動(dòng)的影響更加明顯。這與上述信息獲取和社會(huì)性學(xué)習(xí)機(jī)制的理論分析相一致。

（二）對(duì)他人財(cái)富水平的關(guān)注機(jī)制。根據(jù)Demarzo等（2004）和周銘山等（2011）的研究，如果社會(huì)互動(dòng)通過(guò)相對(duì)財(cái)富關(guān)注機(jī)制對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生影響，那么在收入差距較小的地區(qū)，社會(huì)互動(dòng)推動(dòng)家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響更為顯著。這是因?yàn)榧彝テ帽旧硎俏粗?，我們只能根?jù)家庭選擇的差異來(lái)反映其預(yù)算約束的差異，在有同樣支付能力的前提下，大多數(shù)人會(huì)選擇更好的消費(fèi)組合，家庭收入水平越接近，消費(fèi)水平差異越小，對(duì)局部資源的競(jìng)爭(zhēng)程度越大（局部品的價(jià)格受社區(qū)其他人財(cái)富的影響）①Demarzo等（2004）從最優(yōu)化的模型中內(nèi)生得出了以下結(jié)論：在市場(chǎng)不完全的情形下，局部品的競(jìng)爭(zhēng)使得決策主體關(guān)注其他決策主體的財(cái)富，決策主體受其他決策主體的影響，存在相對(duì)財(cái)富關(guān)注效應(yīng)。。因此我們使用收入基尼系數(shù)來(lái)衡量家庭之間相對(duì)財(cái)富關(guān)注程度的一個(gè)代理變量。以個(gè)體家庭所在區(qū)縣的收入基尼系數(shù)作為收入分布差距的衡量指標(biāo)進(jìn)行分組回歸。之所以選用區(qū)縣基尼系數(shù)，是基于以下兩點(diǎn)：（1）若計(jì)算社區(qū)層面的基尼系數(shù)，其樣本量過(guò)少，不能很好地衡量居民的收入分配狀況；（2）若計(jì)算省級(jí)層面的基尼系數(shù)，其樣本量雖大，但在估計(jì)的過(guò)程中又會(huì)摻雜著較多不可控因素，影響最終的回歸結(jié)果（周廣肅等，2015）。因此，我們計(jì)算了區(qū)縣層面的基尼系數(shù)，在算出所有區(qū)縣基尼系數(shù)之后，以區(qū)縣基尼系數(shù)均值為界，大于均值的為收入基尼系數(shù)較高地區(qū)，小于均值的為收入基尼系數(shù)較低地區(qū)。

表6給出了社會(huì)互動(dòng)的相對(duì)財(cái)富關(guān)注機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)，在收入基尼系數(shù)較低的地區(qū)，社會(huì)互動(dòng)的三個(gè)代理變量均在1%的顯著性水平上對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生了正向影響。而在收入基尼系數(shù)較高的地區(qū)，除人情禮金支出的系數(shù)在10%的顯著性水平上對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生正向影響之外，其余兩個(gè)代理變量的系數(shù)均不顯著。這表明社會(huì)互動(dòng)的相對(duì)財(cái)富關(guān)注機(jī)制是成立的，即在收入差距越小的地區(qū)，社會(huì)互動(dòng)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)參與的促進(jìn)效應(yīng)越明顯。

表6 社會(huì)互動(dòng)的相對(duì)財(cái)富關(guān)注機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

（三）融資機(jī)制。根據(jù)社會(huì)互動(dòng)的經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋，決策主體在其互動(dòng)的過(guò)程中，預(yù)算約束、期望和偏好等均受其他決策主體的影響。由于家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)一般存在最低的資金門檻，當(dāng)自有資金不足以滿足其創(chuàng)業(yè)所需資金時(shí)，家庭是否進(jìn)行創(chuàng)業(yè)很大程度上取決于能否從正規(guī)金融和非正規(guī)渠道（民間融資）等外部金融市場(chǎng)獲取借款，從而為家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)提供足夠的資金支持。社會(huì)互動(dòng)能否通過(guò)正規(guī)金融機(jī)構(gòu)及民間融資來(lái)緩解家庭創(chuàng)業(yè)的融資約束從而促進(jìn)家庭創(chuàng)業(yè)呢？為檢驗(yàn)這一機(jī)制，我們首先使用（2）式考察社會(huì)互動(dòng)對(duì)家庭借貸渠道的影響，在使用2016年社會(huì)互動(dòng)數(shù)據(jù)作為核心解釋變量的同時(shí)，與前文處理內(nèi)生性問(wèn)題的方法一致，我們還使用了2010年子樣本的社會(huì)互動(dòng)數(shù)據(jù)作為核心解釋變量進(jìn)行檢驗(yàn)。然后使用（3）式驗(yàn)證不同渠道借貸行為提高家庭創(chuàng)業(yè)概率的可能性。具體計(jì)量模型設(shè)定如（2）式和（3）式：

其中，yiv為是否有正規(guī)金融機(jī)構(gòu)借款和民間融資，借款為1，否則為0；對(duì)于正規(guī)金融機(jī)構(gòu)借款，我們以家庭問(wèn)卷中“您家是否進(jìn)行銀行貸款”這一問(wèn)題進(jìn)行替代；對(duì)于非正規(guī)渠道借款，以家庭問(wèn)卷中“您家是否有待償親友及民間借款”這一問(wèn)題進(jìn)行替代；其他自變量的含義同（1）式。

在正規(guī)金融機(jī)構(gòu)借款方面，僅有通訊支出對(duì)正規(guī)金融機(jī)構(gòu)借款產(chǎn)生了積極影響，而人情禮金支出和非家庭成員間聚餐支出的影響均不顯著。在非正規(guī)渠道借款方面，三者均對(duì)非正規(guī)渠道借款產(chǎn)生了積極影響，只是顯著性水平不同?；?010年子樣本數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果①限于篇幅，檢驗(yàn)結(jié)果未予報(bào)告。發(fā)現(xiàn)，與表7相比，2010年子樣本數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果并未出現(xiàn)較大偏差。綜合來(lái)看，非正規(guī)渠道借款更有可能成為家庭為緩解創(chuàng)業(yè)融資約束而進(jìn)行借貸的途徑。因?yàn)檎?guī)的銀行借款放貸條件極其嚴(yán)格，再加上居民家庭一般無(wú)可用于放貸的抵押物，因此很難獲得銀行貸款。而居民間的非正規(guī)渠道借款借貸方便、靈活，易于借貸后監(jiān)督，也不需要任何抵押物。

表7 社會(huì)互動(dòng)與家庭取得借款的可能性：正規(guī)與非正規(guī)渠道

上述實(shí)證結(jié)果表明，民間融資更有可能成為家庭為緩解創(chuàng)業(yè)融資約束而進(jìn)行借貸的途徑，為了驗(yàn)證民間融資行為提高家庭創(chuàng)業(yè)概率的可能性，我們構(gòu)建（3）式：

其中，yiv表示戶主的家庭創(chuàng)業(yè)選擇，取值為1表示家庭從事個(gè)體私營(yíng)活動(dòng)，否則為0；Informaliv包括是否進(jìn)行親友及民間借款（informal）和待償親友及民間借款總額（inforsize）兩個(gè)變量；其余變量與（1）式相同。表8的估計(jì)結(jié)果顯示，無(wú)論是否進(jìn)行親友及民間借款還是借款額度變量均在1%的水平上顯著且為正，即民間融資行為能夠顯著地提高家庭創(chuàng)業(yè)的概率。

表8 民間融資對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響

五、擴(kuò)展性討論

互聯(lián)網(wǎng)的普及拓寬了人們獲取信息的渠道。一般而言，家庭創(chuàng)業(yè)者獲取信息的渠道主要有兩種：一是通過(guò)微信公眾號(hào)、微博、互聯(lián)網(wǎng)和電視等渠道獲取相關(guān)創(chuàng)業(yè)信息；二是通過(guò)和周邊人群的社會(huì)互動(dòng)獲取相關(guān)創(chuàng)業(yè)信息，如公司同事、街坊鄰里及親朋好友之間的口耳相傳（Hong等，2004；郭士祺和梁平漢，2014）。為探究社會(huì)互動(dòng)與網(wǎng)絡(luò)信息兩者對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)意愿的影響，及兩者之間是否存在的替代關(guān)系，本文構(gòu)建如下模型：

其中，yiv為家庭是否有人從事個(gè)體私營(yíng)，從事個(gè)體私營(yíng)為1，否則為0；Internetiv為網(wǎng)絡(luò)信息，以家庭問(wèn)卷中“是否電腦上網(wǎng)”這一問(wèn)題進(jìn)行量化；β1、β3分別體現(xiàn)了兩種信息渠道對(duì)居民創(chuàng)業(yè)的影響，預(yù)期符號(hào)為正；由于家庭的關(guān)注力有限，這使得社會(huì)互動(dòng)與網(wǎng)絡(luò)信息在促進(jìn)家庭創(chuàng)業(yè)上可能會(huì)具有替代關(guān)系，預(yù)期β2的系數(shù)為負(fù)；其他變量的含義同（1）式。

在非線性Probit模型中，變量間交互作用的大小并不等于模型結(jié)果中交叉項(xiàng)的邊際影響（Ai和Chen，2003；郭士祺和梁平漢，2014）?；诖耍覀冇镁€性模型的估計(jì)結(jié)果做數(shù)值上的近似分析，其系數(shù)符號(hào)與顯著性水平并不會(huì)發(fā)生變化。表9同時(shí)給出了Probit和OLS模型的估計(jì)結(jié)果。與前文類似，我們也使用了2010年子樣本的社會(huì)互動(dòng)與互聯(lián)網(wǎng)數(shù)據(jù)作為核心解釋變量進(jìn)行回歸以克服潛在的內(nèi)生性問(wèn)題。①限于篇幅，檢驗(yàn)結(jié)果未予報(bào)告。

表9 社會(huì)互動(dòng)與網(wǎng)絡(luò)信息間替代關(guān)系檢驗(yàn)（2016年數(shù)據(jù)）

根據(jù)上述回歸結(jié)果，在控制個(gè)人、家庭、社區(qū)及區(qū)縣變量后，OLS和Probit模型得到的結(jié)果較為一致。首先，我們考察社會(huì)互動(dòng)、社會(huì)互動(dòng)與網(wǎng)絡(luò)信息交叉項(xiàng)及網(wǎng)絡(luò)信息的系數(shù)，以檢驗(yàn)不同信息渠道對(duì)于家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響。由于人情禮金支出與非家庭成員間聚餐支出在系數(shù)符號(hào)、大小和經(jīng)濟(jì)意義上的解釋一致，我們就以非家庭成員間聚餐支出的估計(jì)結(jié)果為例進(jìn)行說(shuō)明。發(fā)現(xiàn)，社會(huì)互動(dòng)在1%的顯著性水平上對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生了積極影響，這與在基準(zhǔn)模型中所得到的估計(jì)結(jié)果一致。網(wǎng)絡(luò)信息對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響并不顯著，但系數(shù)符號(hào)為正，說(shuō)明網(wǎng)絡(luò)信息在某種程度上會(huì)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生影響。社會(huì)互動(dòng)與網(wǎng)絡(luò)信息交叉項(xiàng)的系數(shù)也不顯著，且為負(fù)，說(shuō)明社會(huì)互動(dòng)與網(wǎng)絡(luò)信息之間存在著某種程度的替代關(guān)系，只是這種替代關(guān)系的影響并不顯著。具體而言，對(duì)于社會(huì)互動(dòng)水平高的家庭來(lái)說(shuō)，網(wǎng)絡(luò)信息提高家庭參與創(chuàng)業(yè)的可能性只有4.5%，兩者之差為?0.7%。說(shuō)明網(wǎng)絡(luò)信息對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)參與率的邊際促進(jìn)作用隨著居民社會(huì)互動(dòng)水平的提高而降低。對(duì)于社會(huì)互動(dòng)水平低的家庭來(lái)說(shuō)，可獲得網(wǎng)絡(luò)信息的家庭參與創(chuàng)業(yè)的可能性比無(wú)法獲得的家庭高出5.2%。需要說(shuō)明的是，這種替代關(guān)系只是部分替代，社會(huì)互動(dòng)仍是影響家庭創(chuàng)業(yè)決策的關(guān)鍵因素。

就通訊支出而言，社會(huì)互動(dòng)、網(wǎng)絡(luò)信息與兩者的交叉項(xiàng)均在1%的顯著性水平上對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生影響。兩者交叉項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明社會(huì)互動(dòng)與網(wǎng)絡(luò)信息之間存在著相互替代關(guān)系。不同于人情禮金支出和非家庭成員間聚餐支出，網(wǎng)絡(luò)信息與兩者的交叉項(xiàng)都在1%的顯著性水平上顯著。因?yàn)楂@取通訊信息時(shí)需要負(fù)擔(dān)一定的成本，如話費(fèi)與信息費(fèi)。隨著互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展，從互聯(lián)網(wǎng)獲取信息的成本幾乎為0，使一部分人使用互聯(lián)網(wǎng)取代傳統(tǒng)的通訊設(shè)備，特別是互聯(lián)網(wǎng)普及率較高的地區(qū)，替代率的數(shù)值會(huì)更大。

六、結(jié) 論

本文利用最新的2016年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）微觀數(shù)據(jù)，采用離散選擇模型和OLS模型，分析了社會(huì)互動(dòng)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響，并對(duì)其機(jī)制進(jìn)行初步探討。結(jié)果表明：第一，社會(huì)互動(dòng)的三個(gè)代理變量，即人情禮金支出、通訊支出和非家庭成員間聚餐支出均在1%的顯著性水平上對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生了積極影響。在考慮了潛在的內(nèi)生性問(wèn)題之后這個(gè)結(jié)論依然成立。第二，在創(chuàng)業(yè)參與比例較高的地區(qū)，創(chuàng)業(yè)的話題更容易被家庭間的社會(huì)互動(dòng)所討論，此時(shí)創(chuàng)業(yè)信息的傳遞與獲得成本會(huì)更低，因此社會(huì)互動(dòng)的影響將會(huì)更加明顯。在收入差距較小的地區(qū)，由于家庭收入水平較為接近，消費(fèi)水平差異也較小，對(duì)局部資源的競(jìng)爭(zhēng)程度會(huì)越高，創(chuàng)業(yè)者會(huì)更加關(guān)注其他創(chuàng)業(yè)者的財(cái)富變化，因此社會(huì)互動(dòng)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)參與的促進(jìn)效應(yīng)也越明顯。社會(huì)互動(dòng)能通過(guò)非正規(guī)借貸渠道緩解家庭創(chuàng)業(yè)的融資約束，從而能有效地提高家庭創(chuàng)業(yè)的概率。第三，社會(huì)互動(dòng)和網(wǎng)絡(luò)信息同樣是家庭創(chuàng)業(yè)者獲取相關(guān)信息的渠道，兩者在某種程度上存在相互替代關(guān)系。我們利用兩者交叉項(xiàng)系數(shù)符號(hào)來(lái)衡量這種替代關(guān)系，結(jié)果表明社會(huì)互動(dòng)和網(wǎng)絡(luò)信息交叉項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，雖然統(tǒng)計(jì)意義上并不顯著，但經(jīng)濟(jì)意義說(shuō)明了這種替代關(guān)系的存在。

自2014年9月國(guó)務(wù)院提出“大眾創(chuàng)業(yè)、萬(wàn)眾創(chuàng)新”的政策以來(lái)，社會(huì)上掀起了全民創(chuàng)業(yè)的浪潮，其中，大學(xué)生、留學(xué)生及返鄉(xiāng)民工群體尤為突出。激發(fā)“雙創(chuàng)”活力也成為各級(jí)政府重要的施政目標(biāo)之一，而尋求激發(fā)創(chuàng)業(yè)活力的有效路徑是決策者和理論界關(guān)心的熱點(diǎn)話題。本文的結(jié)論顯示，積極進(jìn)行社會(huì)互動(dòng)會(huì)顯著增強(qiáng)家庭創(chuàng)業(yè)意愿，這為激發(fā)“雙創(chuàng)”活力提供了一個(gè)新的政策視角，相關(guān)部門在制定涉及個(gè)體家庭創(chuàng)業(yè)的政策時(shí)，應(yīng)充分考慮社會(huì)互動(dòng)的作用。傳統(tǒng)的政策或是主張政府職能轉(zhuǎn)變，或是強(qiáng)調(diào)市場(chǎng)機(jī)制完善，或是突出法律制度健全等，當(dāng)然這些政策很重要。而本文認(rèn)為在制定創(chuàng)業(yè)政策時(shí)要有大系統(tǒng)觀，不只局限于經(jīng)濟(jì)和法律等視角。個(gè)體的家庭創(chuàng)業(yè)參與是一個(gè)復(fù)雜的社會(huì)現(xiàn)象，他們的社會(huì)特征也會(huì)影響家庭創(chuàng)業(yè)決策的形成。如何鼓勵(lì)家庭之間積極互動(dòng)（尤其是農(nóng)村創(chuàng)業(yè)群體），如何使城鄉(xiāng)之間形成良好的互動(dòng)機(jī)制，這些都是政府政策所應(yīng)考慮的。隨著互聯(lián)網(wǎng)的普及與發(fā)展，根據(jù)回歸結(jié)果，網(wǎng)絡(luò)信息會(huì)對(duì)社會(huì)互動(dòng)產(chǎn)生一定的替代，這種替代效應(yīng)可能會(huì)越來(lái)越大。因此，也要注重網(wǎng)絡(luò)渠道在獲取創(chuàng)業(yè)信息等方面的重要作用?？傊?，家庭創(chuàng)業(yè)決策的形成不僅依靠由家庭社會(huì)互動(dòng)建立的軟渠道，也離不開從網(wǎng)絡(luò)渠道中獲取創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目信息的硬件渠道。