人力資本、社會網(wǎng)絡(luò)與家庭創(chuàng)業(yè)

晏 冰，何翠香

（云南民族大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，云南 昆明 650500）

當(dāng)前，我國經(jīng)濟下行壓力持續(xù)加大，就業(yè)形勢愈加復(fù)雜和嚴峻。在這種情況下，加大創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)，不僅可以有效緩解就業(yè)壓力，也可以為經(jīng)濟發(fā)展增添新引擎。雖然我國創(chuàng)業(yè)人數(shù)不多，創(chuàng)業(yè)人口比例較少，但是發(fā)展空間巨大。本文基于2011年中國家庭金融調(diào)查微觀數(shù)據(jù)（簡稱CHFS2011），力求更加全面研究以家庭平均受教育年限、教育培訓(xùn)費用和戶主健康狀況衡量的人力資本與以家庭禮金收支總額、外出就餐費用和家庭成員數(shù)衡量的社會網(wǎng)絡(luò)對家庭創(chuàng)業(yè)影響。

一、文獻綜述

從已有文獻來看，國外學(xué)者對以創(chuàng)業(yè)為主題的研究由來已久，內(nèi)容也比較豐富，如Evans和Jovanovic(1989)用美國的數(shù)據(jù)研究了美國個人財富對創(chuàng)業(yè)選擇有顯著影響[1]。但是對于人力資本和社會網(wǎng)絡(luò)與家庭創(chuàng)業(yè)的研究相對較少。關(guān)于人力資本對創(chuàng)業(yè)的影響，Colombo et al.（2004）通過實證分析，發(fā)現(xiàn)特定專業(yè)知識、管理才能與創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷等人力資本對創(chuàng)業(yè)者所創(chuàng)企業(yè)規(guī)模具有正面影響[2]。尹志超等（2015）發(fā)現(xiàn)金融知識水平的提高可顯著推動家庭參與創(chuàng)業(yè)活動，并顯著促進家庭主動創(chuàng)業(yè)。趙朋飛等（2015）認為人力資本對創(chuàng)業(yè)的影響在城鄉(xiāng)家庭間存在一定差異，農(nóng)村家庭受訪者的教育年限越高，其家庭進行創(chuàng)業(yè)的概率增加值越大，而城鎮(zhèn)家庭卻非如此。關(guān)于社會網(wǎng)絡(luò)對創(chuàng)業(yè)影響，研究較早[3]。Allen(2000)利用美國微觀數(shù)據(jù)提供了社會網(wǎng)絡(luò)促進創(chuàng)業(yè)的直接經(jīng)驗證據(jù)[4]。Zhang和Zhao(2011)利用工具變量法分析農(nóng)民工數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)社會網(wǎng)絡(luò)對自主創(chuàng)業(yè)有顯著促進作用[5]。郭云南等(2013)的研究表明宗族網(wǎng)絡(luò)強度有助于提高家庭的民間融資額促進創(chuàng)業(yè)。張博等（2015）發(fā)現(xiàn)社會網(wǎng)絡(luò)對城鄉(xiāng)家庭創(chuàng)業(yè)收入具有顯著的正向影響，但對社會交往面較廣交往對象趨于多樣化的城鎮(zhèn)家庭的積極作用更大[6]?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)外學(xué)者從不同角度、選擇不同變量研究人力資本或者社會網(wǎng)絡(luò)對創(chuàng)業(yè)的影響，但是大部分研究都是集中個人創(chuàng)業(yè)角度，而對家庭創(chuàng)業(yè)分析近幾年才逐漸增加，目前沒有學(xué)者將兩者結(jié)合起來分析，本文嘗試從這一角度進行研究。

二、模型與數(shù)據(jù)

（一）模型設(shè)定

為了深入研究人力資本、社會網(wǎng)絡(luò)對家庭創(chuàng)業(yè)的影響，本文構(gòu)建以下Probit模型：

式中，Entrepreneurship是被解釋變量，表示家庭創(chuàng)業(yè)與否，X是解釋變量，F(xiàn)(·)是標準狀態(tài)分布函數(shù)。在具體解釋變量中，HR表示替代人力資本的三個解釋變量，SN表示替代社會網(wǎng)絡(luò)的三個解釋變量，Zk代表控制變量。αk、βk、γk、分別代表各解釋變量的系數(shù)。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文研究使用西南財經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查與研究中心2011年在全國25個省（自治區(qū)、直轄市）收集的微觀數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)涉及了人口統(tǒng)計特征、資產(chǎn)與負債、保險與保障、收入與支出、就業(yè)等方面內(nèi)容，全面客觀地反映了當(dāng)前我國家庭金融的基本狀況，使得數(shù)據(jù)具有很強的代表性和針對性。本文主要針對家庭創(chuàng)業(yè)，在分析中，相關(guān)變量涉及到家庭戶主特征，因此提取年齡超過18周歲的戶主數(shù)據(jù)才合理。與此同時，本文剔除了關(guān)鍵變量缺失和不符合邏輯的樣本。

（三）變量設(shè)計

1.家庭創(chuàng)業(yè)。

CHFS問卷詳細調(diào)查了樣本家庭就業(yè)情況以及每個家庭成員就業(yè)情況，在參考何翠香和晏冰（2015）[7]指標選取基礎(chǔ)上，使用家庭創(chuàng)業(yè)變量來自對“去年，您家是否從事工商業(yè)經(jīng)營項目”的回答，選擇“是表示為創(chuàng)業(yè)家庭，“否”表示該家庭未創(chuàng)業(yè)。

2.人力資本。

人力資本最主要是由教育資本構(gòu)成，大量的研究以教育水平來度量人力資本，甚至完全以教育資本來替代整個人力資本[8]。但培訓(xùn)也是其主要構(gòu)成部分，盧卡斯很早就提出教育和干中學(xué)是人力資本形成的主要來源，干中學(xué)也可以認為是培訓(xùn)的一種特殊形式。借鑒已有研究，結(jié)合數(shù)據(jù)特點，本文選擇家庭平均受教育年限作為人力資本主要代理變量，家庭上一年教育培訓(xùn)支出作為補充代理變量，為了處理方便和減少異方差影響，教育培訓(xùn)支出取對數(shù)形成?？紤]到人力資本不僅僅是知識資本，而且還有健康資本構(gòu)成，所以本文選擇戶主身體狀況來反映家庭健康人力資本用以盡量全面來考查家庭人力資本構(gòu)成情況。

3.社會網(wǎng)絡(luò)。

家庭社會網(wǎng)絡(luò)一直難以量化，國內(nèi)外學(xué)者采用不同的度量指標進行分析。文中參考張博（2015）指標選取，考慮到我國人情社會的特點，家庭社會網(wǎng)絡(luò)主要是以親緣和地緣為基礎(chǔ)的人情網(wǎng)絡(luò)，在生日、春節(jié)、中秋節(jié)等重要節(jié)假日和婚喪嫁娶互贈禮金是親朋好友聯(lián)系往來最重要的手段。因此，本文選擇家庭在春節(jié)等節(jié)假日和紅白喜事方面的現(xiàn)金或非現(xiàn)金收入和支出總和作為社會網(wǎng)絡(luò)的代理變量?？紤]到家庭可能為了擴大社會網(wǎng)絡(luò)，家庭禮金存在一定關(guān)系，家庭人口規(guī)模越多，家庭擁有的社會資源也就越多，因此選擇家庭成員人數(shù)補充反映家庭社會網(wǎng)絡(luò)。

4.控制變量。

為了確保分析準確，本文選取民族、性別、政治面貌等戶主信息作為主要控制變量，房屋數(shù)量、戶籍所在地、風(fēng)險偏好、主觀幸福感等家庭信息也是重要的控制變量。數(shù)據(jù)處理上，剔除不符合要求樣本，最后剩下3358個有效樣本。該樣本數(shù)量多，覆蓋廣，信息全，能夠為本文研究提供可靠的數(shù)據(jù)支撐。表1是變量的描述性統(tǒng)計。

表1 變量描性述統(tǒng)計

注：戶主學(xué)歷水平分為未上過學(xué)、小學(xué)、初中、高中、中專/職高、大專/高職、本科、碩士、博士，依次取值為 0、6、9、12、14、15、16、19 與 22。

表1顯示，樣本家庭創(chuàng)業(yè)比例為15.22%。樣本家庭平均受教育年限為9.68年，而戶主受教育年限為9.69年，兩者差別很小，表明戶主教育水平可以代表家庭教育狀況。樣本家庭禮金收支總額為7431.78元，而支出總額為4539.63元。樣本家庭中風(fēng)險偏好僅占14.83%，風(fēng)險厭惡比例為55.42%，統(tǒng)計結(jié)果表明我國家庭風(fēng)險偏好占比較少，家庭風(fēng)險投資較為謹慎，符合我國國情。隨著我國經(jīng)濟快速發(fā)展，居民的主觀幸福感也不斷提升，樣本家庭中，主觀幸福比例高達67.75%。

三、實證分析

（一）人力資本、社會網(wǎng)絡(luò)對家庭創(chuàng)業(yè)的影響分析

為了深入分析人力資本、社會網(wǎng)絡(luò)對家庭創(chuàng)業(yè)的影響，本文將逐一采用Probit模型進行回歸分析。表2中模型1、2是人力資本對家庭創(chuàng)業(yè)分析結(jié)果。模型1在沒有引入控制變量的情況下，反映人力資本的家庭平均教育年限、教育培訓(xùn)支出和戶主健康狀況等三個變量對家庭創(chuàng)業(yè)具有顯著正向影響。其中，家庭教育培訓(xùn)費用支出估計的邊際效應(yīng)為0.007，在1%水平上顯著；戶主健康估計邊際效應(yīng)為0.035，在5%水平顯著，表明戶主健康的家庭進行的創(chuàng)業(yè)概率增加3.5%。家庭平均受教育年限對創(chuàng)業(yè)有顯著正向影響，且在1%水平顯著，但是家庭平均受教育年限二次方系數(shù)顯著為負，表明家庭平均受教育年限對家庭創(chuàng)業(yè)的影響呈現(xiàn)出倒U型分布，即隨著家庭平均受教育年限的增加，家庭創(chuàng)業(yè)的概率呈現(xiàn)先增加后下降的趨勢。存在一個家庭平均受教育年限的臨界值，使得家庭進行創(chuàng)業(yè)的概率最高。模型2是引入戶主性別、民族、政治面貌、家庭持有房屋數(shù)量、風(fēng)險偏好和幸福感等控制變量的分析，結(jié)果顯示，反映家庭人力資本的三個變量具有正向影響。其中，家庭教育培訓(xùn)費用支出的估計邊際效應(yīng)為0.005，在1%水平上顯著；戶主健康對家庭創(chuàng)業(yè)的估計邊際效應(yīng)為0.018，但是并不顯著。反映家庭創(chuàng)業(yè)是一個集體行為，戶主的身體情況并不是主要決定性因素。家庭平均受教育年限對創(chuàng)業(yè)的影響跟模型1一致，說明兩者之間的關(guān)系并非線性，而是呈顯著的“倒U型”關(guān)系，即隨著家庭平均受教育年限的增加，家庭創(chuàng)業(yè)的影響逐漸放緩，存在一個家庭平均受教育年限臨界值，使家庭進行創(chuàng)業(yè)的概率最大。

在控制變量方面，家庭擁有房屋數(shù)量越多，家庭創(chuàng)業(yè)的概率越多，樣本結(jié)果顯示，其估計邊際效應(yīng)為0.076，在1%水平上顯著，即家庭多擁有一套房產(chǎn)，會使家庭創(chuàng)業(yè)的概率增加7.6%。房產(chǎn)在我國是主要家庭財富，蔡棟梁等（2015）認為，在存在正規(guī)信貸約束的情況下，自有住房使家庭創(chuàng)業(yè)的概率提高2%，房屋價值每升值1萬元使家庭創(chuàng)業(yè)的概率提高0.3%[9]。戶主為中共黨員會抑制創(chuàng)業(yè)，且在1%水平顯著，邊際效應(yīng)為-0.094，即戶主為中共黨員會使家庭創(chuàng)業(yè)減少9.4%。戶主為漢族男性對家庭創(chuàng)業(yè)有顯著正向影響。風(fēng)險喜好型家庭將顯著提高創(chuàng)業(yè)概率，創(chuàng)業(yè)過程本身就是不斷挑戰(zhàn)風(fēng)險的過程，敢于挑戰(zhàn)風(fēng)險也是中國成功創(chuàng)業(yè)者具備的核心素質(zhì)之一。其估計邊際效應(yīng)為0.05，在1%水平上顯著，即風(fēng)險喜好型家庭將使家庭創(chuàng)業(yè)概率提高5%。這與尹志超（2015）、趙朋飛（2015）研究結(jié)論一致。

表2中模型3、4分析了社會網(wǎng)絡(luò)對家庭創(chuàng)業(yè)的影響。在沒有引入控制變量的情況下，反映家庭社會網(wǎng)絡(luò)的三個變量均具有顯著的正向作用，且均在1%水平下顯著。家庭禮金收支總額對數(shù)的估計邊際效應(yīng)為0.03，家庭外出就餐費用對數(shù)的估計邊際效應(yīng)為0.01。家庭禮金收支總額和家庭外出就餐費用增加，均可以一定程度反映社會網(wǎng)絡(luò)拓寬，從而提高家庭創(chuàng)業(yè)概率。家庭成員人數(shù)對創(chuàng)業(yè)的估計邊際效應(yīng)為0.023，即家庭成員人數(shù)增加一人，使家庭進行創(chuàng)業(yè)的概率增加2.3%。家庭成員越多，家庭規(guī)模越大，擁有的社會資源越多，獲得創(chuàng)業(yè)信息、創(chuàng)業(yè)資金和產(chǎn)品銷售等方面的渠道也增多。在加入控制變量的情況下，社會網(wǎng)絡(luò)的三個代理變量仍然顯著為正，且在1%水平下顯著，進一步說明社會網(wǎng)絡(luò)對家庭創(chuàng)業(yè)的促進作用。控制變量方面，家庭主觀幸福感對家庭創(chuàng)業(yè)有影響，家庭主觀不幸福變量的估計邊際效應(yīng)為-0.075，且在5%水平下顯著，即家庭主觀不幸福將使家庭創(chuàng)業(yè)的概率降低7.5%。其他控制變量對家庭創(chuàng)業(yè)的影響與模型2完全一致。本文對家庭平均教育年限和禮金收支總額進行Durbin-Wu-Hausman檢驗，檢驗結(jié)果拒絕模型存在內(nèi)生性問題。

表2 人力資本、社會網(wǎng)絡(luò)對家庭創(chuàng)業(yè)的影響

注：***、**、*分別表示參數(shù)在 1%、5%、10%水平顯著，表中報告的是估計的邊際效應(yīng)，括號表示穩(wěn)健性標準誤差，下表同。

（二）穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗上文人力資本和社會網(wǎng)絡(luò)對家庭創(chuàng)業(yè)影響的穩(wěn)健性。本文選取戶主受教育年限來替代家庭平均受教育年限衡量人力資本，并且進行probit回歸，結(jié)果見表3中模型5、6，分析的結(jié)果與上文一致。與此同時，利用禮金支出總額代替禮金收支總額來衡量家庭社會網(wǎng)絡(luò)，結(jié)果見模型7、8，社會網(wǎng)絡(luò)的三個代理變量依舊具有顯著的正向作用。家庭禮金支出總額的估計邊際效應(yīng)為0.03，且在1%水平下顯著。因此可知，上文估計結(jié)果非常穩(wěn)健。

表3 人力資本、社會網(wǎng)絡(luò)對家庭創(chuàng)業(yè)的穩(wěn)健性檢驗

四、結(jié)論與政策啟示

本文基于中國家庭金融調(diào)查與研究中心（CHFS）2011年調(diào)查數(shù)據(jù)，運用probit模型實證分析了人力資本與社會網(wǎng)絡(luò)對家庭創(chuàng)業(yè)的影響。研究發(fā)現(xiàn)以教育培訓(xùn)費用支出和戶主身體狀況等變量來衡量的人力資本對家庭創(chuàng)業(yè)有顯著的正向作用，但是家庭平均受教育年限對家庭創(chuàng)業(yè)并非線性影響，而是呈顯著的“倒U型”關(guān)系，隨著家庭平均受教育年限增加，家庭創(chuàng)業(yè)的概率先升后降，存在一個臨界值，使得家庭創(chuàng)業(yè)的概率最高。而反映社會網(wǎng)絡(luò)的家庭禮金支出總額、家庭外出用餐費用和家庭成員人數(shù)對家庭進行創(chuàng)業(yè)也有顯著積極影響。本文研究也發(fā)現(xiàn)，家庭擁有房屋數(shù)量和風(fēng)險偏好對家庭創(chuàng)業(yè)有顯著正向作用，即家庭持有房屋數(shù)量越多、家庭越偏好風(fēng)險，家庭進行創(chuàng)業(yè)的可能性越大。而戶主民族、性別、政治面貌和戶籍所在地對家庭創(chuàng)業(yè)也有不同程度的顯著影響。

當(dāng)前，我國經(jīng)濟進入發(fā)展新常態(tài)，經(jīng)濟增長速度轉(zhuǎn)變?yōu)橹懈咚?，?dǎo)致就業(yè)形勢越來越嚴峻，就業(yè)壓力越來越大。家庭創(chuàng)業(yè)不僅可以對社會資源進行優(yōu)化配置，增加社會財富，而且也可以解決家庭就業(yè)問題，增加就業(yè)崗位，緩解就業(yè)壓力。鑒于以上分析，可以從以下三個方面來促進家庭創(chuàng)業(yè)：首先，繼續(xù)提升教育水平，教育是一個民族最根本的事業(yè)。提高義務(wù)教育和高中教育的質(zhì)量，完善本科教育和職業(yè)教育體系，開設(shè)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)課程，完善成人教育和培訓(xùn)教育，使整個國家教育體系更加合理，增加人力資本存量和質(zhì)量。其次，提升全民健康水平。繼續(xù)完善社會基本醫(yī)療保險體系，在老少邊窮地區(qū)，加強醫(yī)療基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，普及健康知識，增強全民健康意識。最后，繼續(xù)加大創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)支持力度，推動大眾創(chuàng)新萬眾創(chuàng)業(yè)新浪潮，為經(jīng)濟發(fā)展注入新活力。●