金融知識(shí)促進(jìn)了“以房創(chuàng)業(yè)”嗎

毛豐付 徐暢 韓愛娟

摘 要：運(yùn)用2015年中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，重點(diǎn)研究金融知識(shí)對(duì)利用自有房產(chǎn)進(jìn)行生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的影響。研究發(fā)現(xiàn)：金融知識(shí)會(huì)顯著促進(jìn)家庭利用自有房產(chǎn)進(jìn)行創(chuàng)業(yè)。通貨膨脹知識(shí)和投資風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知知識(shí)會(huì)顯著促進(jìn)家庭的自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)參與，而利率知識(shí)卻對(duì)其有負(fù)向影響，但這一影響不顯著。金融知識(shí)對(duì)農(nóng)村地區(qū)、低學(xué)歷水平和低財(cái)富水平家庭的促進(jìn)作用更大。東部地區(qū)利用自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)的概率顯著低于中部地區(qū)，西部地區(qū)也低于中部但系數(shù)不顯著。進(jìn)一步機(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，金融知識(shí)會(huì)促進(jìn)家庭財(cái)富積累而緩解流動(dòng)性約束對(duì)創(chuàng)業(yè)的抑制。金融知識(shí)水平提高可以增強(qiáng)家庭的風(fēng)險(xiǎn)偏好，從而降低傳統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避意識(shí)對(duì)創(chuàng)業(yè)的抑制作用。在中小企業(yè)普遍面臨“融資難”困境的現(xiàn)狀下，金融知識(shí)所帶來的人力資本的提升會(huì)大大提高家庭從正規(guī)金融機(jī)構(gòu)獲得貸款的可能性，從而降低信貸約束對(duì)企業(yè)家才能的實(shí)現(xiàn)。

關(guān)鍵詞：金融知識(shí);自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)決策;家庭資產(chǎn)配置;心理賬戶

文章編號(hào)：2095-5960（2021）01-0063-13;中圖分類號(hào)：F832;文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

就業(yè)壓力一直是成熟市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體面臨的重要社會(huì)問題[1，2]，自主創(chuàng)業(yè)是應(yīng)對(duì)失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)、容納社會(huì)就業(yè)的重要渠道。伴隨城鎮(zhèn)化進(jìn)程的推進(jìn)和高校畢業(yè)生數(shù)量的攀升，中國(guó)的就業(yè)形勢(shì)也面臨挑戰(zhàn)。據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，近年來中國(guó)城鎮(zhèn)人口調(diào)查失業(yè)率一直在5%左右居高不下，大學(xué)生群體的失業(yè)率有時(shí)高達(dá)10%以上。[3]進(jìn)入21世紀(jì)以來中國(guó)持續(xù)推出各項(xiàng)鼓勵(lì)創(chuàng)業(yè)的扶持政策，實(shí)施以促進(jìn)創(chuàng)業(yè)帶動(dòng)就業(yè)的戰(zhàn)略部署。十八大以來，各地均將“大眾創(chuàng)業(yè)、萬(wàn)眾創(chuàng)新”作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的新引擎，以家庭為單位的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)取得了顯著成效，截至2019年11月底，全國(guó)個(gè)體工商戶達(dá)8162萬(wàn)戶，私營(yíng)企業(yè)達(dá)3468萬(wàn)戶，個(gè)體和私營(yíng)經(jīng)濟(jì)占市場(chǎng)主體總數(shù)的94.9%，吸收從業(yè)人員4.04億人。[4]創(chuàng)業(yè)是一個(gè)復(fù)雜的過程，包括創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)的發(fā)掘、創(chuàng)業(yè)資源的整合、企業(yè)的具體創(chuàng)立經(jīng)營(yíng)等環(huán)節(jié)，既需要一定的初始資本，也需要相應(yīng)的金融知識(shí)。據(jù)清華大學(xué)創(chuàng)業(yè)研究中心公布的《全球創(chuàng)業(yè)觀察2017/2018中國(guó)報(bào)告》，中國(guó)的創(chuàng)業(yè)者中只有28%的人認(rèn)為自己具備創(chuàng)辦企業(yè)的能力和經(jīng)驗(yàn)，金融知識(shí)、創(chuàng)業(yè)相關(guān)技能的缺乏極大限制了企業(yè)家個(gè)人才能的實(shí)現(xiàn)。已有眾多文獻(xiàn)研究表明，金融知識(shí)在創(chuàng)業(yè)活動(dòng)中起到極其重要的作用。[5-7]

大部分私營(yíng)個(gè)體企業(yè)的創(chuàng)立是以家庭自有財(cái)富作為初始投資資本，中國(guó)城鎮(zhèn)居民財(cái)富的90%來自住房，房產(chǎn)是中國(guó)家庭創(chuàng)業(yè)決策和資產(chǎn)配置行為中首要考量的金融資產(chǎn)。[8]然而以往有關(guān)金融知識(shí)和家庭創(chuàng)業(yè)決策關(guān)系的研究大多把房產(chǎn)作為家庭財(cái)富的代表以研究其對(duì)創(chuàng)業(yè)的間接作用，這實(shí)際上是屬于流動(dòng)性約束和創(chuàng)業(yè)決策關(guān)系的范疇，但是在自主創(chuàng)業(yè)中，自有房產(chǎn)往往作為創(chuàng)業(yè)場(chǎng)地而發(fā)揮直接的投入要素作用這一點(diǎn)卻未能引起足夠的重視。從金融資產(chǎn)認(rèn)知的角度看，房產(chǎn)對(duì)創(chuàng)業(yè)的這兩種作用既處于不同的心理賬戶，又在創(chuàng)業(yè)活動(dòng)中處于不同的環(huán)節(jié)，顯然是有著本質(zhì)區(qū)別的。

本文在家庭創(chuàng)業(yè)決策研究的框架下重新定義了家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響因素，將房產(chǎn)納入家庭創(chuàng)業(yè)決策制定過程，聚焦于利用自有住房或者自有商鋪進(jìn)行生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，重點(diǎn)研究金融知識(shí)對(duì)這一特殊創(chuàng)業(yè)類型決策的影響。在理論分析的基礎(chǔ)上，以中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）中心2015年的調(diào)查數(shù)據(jù)為支撐，運(yùn)用Probit回歸模型實(shí)證分析了利率計(jì)算、通貨膨脹理解和投資風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知三個(gè)層面的金融知識(shí)對(duì)家庭自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)決策的作用。此外，本文還考慮了戶主特征、家庭特征、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)及區(qū)位特征等因素可能存在的影響。在研究金融知識(shí)對(duì)家庭自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)決策的作用渠道中，本文進(jìn)一步從家庭財(cái)富水平、正規(guī)信貸可得性以及個(gè)體風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度三個(gè)角度分析了金融知識(shí)作用于家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的機(jī)制，以期對(duì)創(chuàng)業(yè)決策風(fēng)險(xiǎn)理論的發(fā)展、銀行及其他非銀行金融機(jī)構(gòu)制定投融資政策，以及創(chuàng)業(yè)者開拓新的可行的融資渠道提供一定的參考。

一、文獻(xiàn)綜述

房產(chǎn)無疑是家庭最重要的一項(xiàng)資產(chǎn)，特別是Li和Wu發(fā)現(xiàn)中國(guó)城鎮(zhèn)居民財(cái)富的90%來自住房，遠(yuǎn)高于其他國(guó)家[7]，因而房產(chǎn)勢(shì)必會(huì)對(duì)家庭其他資產(chǎn)配置行為產(chǎn)生影響。周京奎和黃征學(xué)論證了“住房制度改革”帶來的公共住房自有化可以降低職工面臨的流動(dòng)性約束，從而提高其創(chuàng)業(yè)概率。[9]蔡棟梁等基于CHFS2011數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)住房所有權(quán)、房屋價(jià)值和房?jī)r(jià)預(yù)期都會(huì)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生影響，自有住房和房屋價(jià)值增值通過“財(cái)富效應(yīng)”增加家庭創(chuàng)業(yè)，而房?jī)r(jià)預(yù)期通過“擠出效應(yīng)”和“替代效應(yīng)”減少家庭創(chuàng)業(yè)。[10]也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)擁有房屋和房?jī)r(jià)上漲對(duì)創(chuàng)業(yè)的“替代作用”占主導(dǎo)作用，但擁有住房會(huì)減弱高房?jī)r(jià)對(duì)創(chuàng)業(yè)的抑制作用。[11]

在現(xiàn)有研究中，學(xué)者們多把住房和創(chuàng)業(yè)看作兩項(xiàng)不同的家庭資產(chǎn)配置途徑，探究住房所有權(quán)、住房?jī)r(jià)值及房?jī)r(jià)波動(dòng)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)可能存在的“財(cái)富效應(yīng)”“擠出效應(yīng)”乃至“替代效應(yīng)”，鮮有文獻(xiàn)將房產(chǎn)和創(chuàng)業(yè)統(tǒng)一起來進(jìn)行考量。對(duì)于創(chuàng)業(yè)者來說，場(chǎng)地費(fèi)用無疑是一筆很大的支出，而自有房產(chǎn)可以為家庭的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)提供經(jīng)營(yíng)場(chǎng)所，從這個(gè)角度來看，房產(chǎn)對(duì)于創(chuàng)業(yè)者節(jié)約成本具有不可忽視的作用。房產(chǎn)通過為創(chuàng)業(yè)者提供場(chǎng)地直接作用于創(chuàng)業(yè)決策和房產(chǎn)通過“財(cái)富效應(yīng)”“擠出效應(yīng)”及“緩解信貸約束”間接作用于創(chuàng)業(yè)決策具有本質(zhì)區(qū)別，二者既處于不同的心理賬戶，又在創(chuàng)業(yè)活動(dòng)中處于不同的環(huán)節(jié)。

金融知識(shí)的概念最早由Noctor等提出，他們認(rèn)為金融知識(shí)是指?jìng)€(gè)體在使用和管理資金上所具有的能夠做出明智判斷和有效決策的能力，后續(xù)不同機(jī)構(gòu)及學(xué)者根據(jù)研究需要在這一定義基礎(chǔ)上進(jìn)行了不斷地補(bǔ)充完善。[12]Hung等認(rèn)為僅從個(gè)體使用知識(shí)和技能方面來理解金融知識(shí)是不全面的，我們對(duì)金融知識(shí)的理解應(yīng)該包括知識(shí)、技能、行為三要素，即個(gè)體掌握基本經(jīng)濟(jì)知識(shí)和金融理念，然后運(yùn)用這些知識(shí)和技能去有效配置金融資產(chǎn)以實(shí)現(xiàn)終身財(cái)務(wù)保障的能力。[13]相比于國(guó)外，國(guó)內(nèi)對(duì)于金融知識(shí)的關(guān)注和研究相對(duì)較晚，且對(duì)金融知識(shí)的定義多側(cè)重于金融知識(shí)的理解能力，如尹志超等、黃宇虹和黃霖都從金融知識(shí)理解角度定義金融知識(shí)。[14，15]

在家庭創(chuàng)業(yè)決策的研究方面，國(guó)內(nèi)外學(xué)者已從流動(dòng)性約束、信貸約束、創(chuàng)業(yè)者及所在家庭基本特征、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)資源等多個(gè)角度深入探究了家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響因素[16-21]，但在人力資本與家庭創(chuàng)業(yè)決策研究方面，受教育程度、干中學(xué)、健康狀況及認(rèn)知能力是普遍被采用的人力資本代理變量，而金融知識(shí)作為一種專業(yè)的人力資本近年來才逐漸受到關(guān)注，已有金融知識(shí)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策作用及具體作用機(jī)制的探究還需要進(jìn)一步拓展。Busenitz指出，創(chuàng)業(yè)決策是一個(gè)包含創(chuàng)業(yè)資源收集、篩選、分配及利用的復(fù)雜過程，因此，創(chuàng)業(yè)者需要具備一定的金融知識(shí)才能保證創(chuàng)業(yè)資源的合理分配和創(chuàng)業(yè)決策的理性制定。[22]Hastings & Ashton研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)經(jīng)濟(jì)金融知識(shí)關(guān)鍵概念的不理解和基本財(cái)務(wù)計(jì)算能力的缺失會(huì)致使投資者做出次優(yōu)的投資決策甚至是不參與任何投資活動(dòng)，這勢(shì)必會(huì)影響創(chuàng)業(yè)行為。 [5]Oseifuah通過對(duì)南非范貝地區(qū)調(diào)查數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)，該地區(qū)青年人的金融知識(shí)水平顯著高于地區(qū)平均水平，且該地區(qū)青少年的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)也更加活躍，基于此，他猜測(cè)金融知識(shí)可能與創(chuàng)業(yè)活動(dòng)有關(guān)系，但并沒有對(duì)這一結(jié)論進(jìn)行具體的實(shí)證分析檢驗(yàn)。[23]尹志超等開創(chuàng)了國(guó)內(nèi)在此領(lǐng)域研究的先河，他們利用CHFS2013數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，金融知識(shí)水平在1%顯著性水平上會(huì)促進(jìn)家庭進(jìn)行創(chuàng)業(yè)，且金融知識(shí)對(duì)農(nóng)村地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的促進(jìn)作用明顯大于城市地區(qū)。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，金融知識(shí)是通過改善家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度、增加正規(guī)信貸需求和提高正規(guī)信貸可得性進(jìn)而對(duì)創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生影響的。[6]孫光林等以2018年研究團(tuán)隊(duì)在江蘇省和山東省抽樣調(diào)查的失地農(nóng)戶為研究對(duì)象，結(jié)果表明失地農(nóng)戶的金融知識(shí)水平越高，越可能參與個(gè)體或者企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)。[7]進(jìn)一步的機(jī)制實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，金融知識(shí)能夠通過提高失地農(nóng)戶對(duì)信息渠道的重視、改善風(fēng)險(xiǎn)偏好和正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的信貸可得性而推動(dòng)其進(jìn)行創(chuàng)業(yè)。

本文將被解釋變量界定為“是否利用自有房產(chǎn)進(jìn)行創(chuàng)業(yè)”，研究金融知識(shí)對(duì)這類特殊創(chuàng)業(yè)類型的作用，這有利于擺脫住房投資即“炒房”或者出租的常識(shí)性誤區(qū)，豐富住房投資理論，也有助于家庭資產(chǎn)配置理論、家庭投資組合理論等傳統(tǒng)家庭金融理論的發(fā)展，推動(dòng)金融知識(shí)教育的普及。此外，家庭財(cái)富與創(chuàng)業(yè)關(guān)系之間的作用機(jī)制和效應(yīng)也未取得共識(shí)，蓋慶恩等的研究表明，農(nóng)戶家庭財(cái)富對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響并非簡(jiǎn)單的單調(diào)關(guān)系。[24]Paulson & Townsend研究發(fā)現(xiàn)信貸約束是阻礙家庭進(jìn)行創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的重要因素[25]，劉杰和鄭風(fēng)田進(jìn)一步論證了正規(guī)信貸可得性對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為具有顯著促進(jìn)作用[26]。陳波論證了風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)農(nóng)民工回鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)存在影響[27]，陳其進(jìn)發(fā)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)偏好可以顯著提高全體居民的創(chuàng)業(yè)概率，但在不同性別、不同學(xué)歷的群體之間存在異質(zhì)性[28]。因此，借鑒現(xiàn)有相關(guān)研究，本文分別從家庭財(cái)富積累、風(fēng)險(xiǎn)偏好和正規(guī)信貸可得性三個(gè)渠道探究了金融知識(shí)對(duì)家庭自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)決策影響的作用機(jī)制，這既能在某種程度上發(fā)展風(fēng)險(xiǎn)理論，又有助于推動(dòng)相關(guān)機(jī)構(gòu)投融資政策的制定和完善，為創(chuàng)業(yè)者開拓新的可行的融資渠道提供便利。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)處理

本文采用西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查中心2015年在全國(guó)范圍內(nèi)展開的第三輪中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)。該項(xiàng)目采用分層、三階段及與規(guī)模度量成比例的抽樣方法，保證了樣本的隨機(jī)性和代表性，而且通過訪前培訓(xùn)、訪問過程中錄音及訪后核查等措施確保數(shù)據(jù)質(zhì)量的可靠性[29，30]。2015年CHFS數(shù)據(jù)覆蓋全國(guó)除西藏、新疆、港澳臺(tái)地區(qū)外的29個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）、351個(gè)縣、1396個(gè)社區(qū)共37289個(gè)家庭樣本，133183個(gè)個(gè)體樣本。調(diào)查問卷包含家庭資產(chǎn)、負(fù)債、收入、各類支出、商業(yè)保險(xiǎn)購(gòu)買、社會(huì)保障情況和家庭人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征等多個(gè)方面的詳細(xì)信息，為本文的研究提供了數(shù)據(jù)支撐。在數(shù)據(jù)處理過程中，刪除相關(guān)變量存在缺失值的樣本，最后剩余有效樣本30383個(gè)。下面分別就家庭自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)、家庭金融知識(shí)水平和本文的其他控制變量進(jìn)行說明。

1.被解釋變量。本文所研究的被解釋變量為家庭是否利用自有房產(chǎn)進(jìn)行創(chuàng)業(yè)，具體包括兩部分：一為家庭自有住房是否用于生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)用途;二為家庭的自有商鋪是否用于進(jìn)行生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)。如果家庭滿足以上兩項(xiàng)中任何一項(xiàng)，則對(duì)“自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)決策”賦值為1，以上兩項(xiàng)均不滿足，則賦值為0。

2.解釋變量。本文最主要的解釋變量為家庭金融知識(shí)水平，因而構(gòu)建有代表性的金融知識(shí)指標(biāo)是極其重要的。CHFS2015問卷設(shè)計(jì)有存款利率計(jì)算、通貨膨脹理解及投資風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知三個(gè)與金融知識(shí)相關(guān)問題，依據(jù)受訪者對(duì)這三個(gè)問題的回答情況可評(píng)估其金融知識(shí)水平。表1和表2分別為這三個(gè)問題回答概況的描述性統(tǒng)計(jì)及分布情況。

由表1可知，中國(guó)居民這三個(gè)問題回答正確概率分別為 28.39%、16.10 %和51.67%，正確率低且差別大，而回答不知道或算不出來的均在40%以上，同期歐美國(guó)家類似問題回答正確比多在70%左右，這表明中國(guó)家庭普遍缺乏對(duì)金融知識(shí)和金融市場(chǎng)的了解。由表2可知，這三個(gè)問題全部回答正確的受訪者僅有6.72%，而全部回答錯(cuò)誤的卻有37.26%，所有受訪者平均回答正確的個(gè)數(shù)為0.97，小于沒有正面回答的平均數(shù)1.3742，這進(jìn)一步表明中國(guó)居民金融知識(shí)的匱乏。國(guó)內(nèi)利用其他問卷評(píng)估金融知識(shí)的相關(guān)研究也都支持了這一結(jié)論，如吳衛(wèi)星等[31]對(duì)清華大學(xué)中國(guó)金融研究中心（CCFR）“中國(guó)消費(fèi)金融現(xiàn)狀及投資者教育調(diào)查”的金融知識(shí)相關(guān)問題進(jìn)行統(tǒng)計(jì)后發(fā)現(xiàn)，中國(guó)居民對(duì)金融市場(chǎng)各類貸款產(chǎn)品比較了解的占比不超過13%，且多處于5%左右。所有問題全部回答正確的占比只有3%，小于均值的占比卻有55%之高。單德朋利用北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查執(zhí)行中心2014年的中國(guó)追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)分別分析了中國(guó)居民基本金融知識(shí)水平和高級(jí)金融知識(shí)水平[32]，統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示對(duì)兩類金融知識(shí)問題全部回答正確的僅占13.56%和1.08%，以答對(duì)60%為及格線的話，兩類問題不及格占比分別為42.85%和80%。

基于文獻(xiàn)綜述部分對(duì)現(xiàn)有度量方法的梳理和數(shù)據(jù)特征，本文沿用尹志超等的做法[6]，對(duì)上述三個(gè)金融知識(shí)問題分別設(shè)置是否回答正確和是否正面回答兩個(gè)啞變量，采用主成分因子分析法對(duì)這六個(gè)變量進(jìn)行因子分析。表3為這幾個(gè)變量的KMO檢驗(yàn)結(jié)果及提取的兩因子旋轉(zhuǎn)載荷結(jié)果，其中KMO值為0.6802，一般認(rèn)為KMO的值大于0.6就適合做因子分析，故樣本適合做因子分析。

具體因子分析結(jié)果見表4所示，根據(jù)特征值大于1的原則，最終選取前兩個(gè)因子，這兩個(gè)因子對(duì)原始變量的解釋能力為71.21%，能夠比較全面地反映數(shù)據(jù)信息。最后，以每個(gè)因子解釋百分比占因子解釋總百分比的比例為權(quán)數(shù)構(gòu)建綜合金融知識(shí)指標(biāo)。具體構(gòu)建公式為：

其中， fscore為綜合金融知識(shí)得分， f1為因子1得分， f2為因子2得分。

3.控制變量。參考以往文獻(xiàn)，本文從家庭特征、戶主特征、家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)及地區(qū)特征幾個(gè)方面選擇控制變量。在對(duì)變量進(jìn)行篩選整理后，最終選取的控制變量有家庭統(tǒng)計(jì)特征變量（家庭總?cè)藬?shù)、家庭勞動(dòng)力人數(shù)占比、少兒撫養(yǎng)比、老年贍養(yǎng)比、身體不好成員占比、家庭勞動(dòng)收入和擁有房屋套數(shù)）、戶主特征變量（年齡、性別、政治面貌、受教育年限和婚姻狀況）、家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)變量（家庭在春節(jié)、中秋節(jié)等節(jié)假日和紅白喜事方面的年度禮金支出）、地區(qū)特征變量（包括城鄉(xiāng)和東中西部?jī)蓚€(gè)變量）。

（二）模型設(shè)定

由于本文的因變量為家庭是否利用自有房產(chǎn)進(jìn)行創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，是一個(gè)二值變量，故選擇二元Probit模型來進(jìn)行回歸分析，設(shè)定的基準(zhǔn)模型如下：

為了探究金融知識(shí)對(duì)不同類型家庭創(chuàng)業(yè)決策的異質(zhì)性影響，本文在模型（2）基礎(chǔ)上分別加入金融知識(shí)與城鄉(xiāng)、戶主受教育水平和家庭財(cái)富分段虛擬變量的交互項(xiàng)。拓展模型設(shè)定如下：

其中，entrei代表家庭是否利用自有房產(chǎn)進(jìn)行創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，是賦值為1，否為0;financiali代表家庭金融知識(shí)水平，為主要解釋變量;Xi是本文選取的控制變量，具體如表5所示;Xj在不同異質(zhì)性研究中分別表示城鄉(xiāng)虛擬變量、受教育水平分段虛擬變量和家庭財(cái)富分段虛擬變量，具體設(shè)定見表5中相關(guān)變量說明。εi為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，α和β為待估計(jì)的系數(shù)。

在具體實(shí)證回歸中，金融知識(shí)可能存在內(nèi)生性。一方面，金融知識(shí)與創(chuàng)業(yè)活動(dòng)存在反向因果關(guān)系，創(chuàng)業(yè)者在生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的實(shí)踐過程中可以增加對(duì)經(jīng)濟(jì)金融知識(shí)的學(xué)習(xí)，這種反向因果會(huì)導(dǎo)致金融知識(shí)的影響被高估。另一方面，受訪者在回答金融知識(shí)相關(guān)問題的過程中，可能存在回答不精確或者以猜測(cè)作答的情況，金融知識(shí)指標(biāo)的衡量本身就存在一定的誤差，這會(huì)導(dǎo)致金融知識(shí)水平被高估，進(jìn)而低估金融知識(shí)的影響。此外，可能存在一些遺漏變量同時(shí)影響家庭自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)決策和金融知識(shí)水平，如歷史、文化、習(xí)俗等一些不能量化的因素。這些原因都會(huì)造成金融知識(shí)估計(jì)的內(nèi)生性問題。

為解決金融知識(shí)內(nèi)生性問題對(duì)估計(jì)結(jié)果造成的偏誤，本文將選取合適的工具變量進(jìn)行IV-probit模型估計(jì)。有效的工具變量選取應(yīng)該滿足兩個(gè)基本原則：工具變量與內(nèi)生解釋變量相關(guān)以及工具變量與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān)。尹志超等在研究金融知識(shí)與家庭投資、借貸及消費(fèi)等方面經(jīng)濟(jì)行為的關(guān)系時(shí)，均采用與受訪者住在同一社區(qū)（包括小區(qū)、鄉(xiāng)鎮(zhèn)）、同一收入水平其他受訪家庭的平均金融知識(shí)水平作為工具變量。[6][33]一方面，受訪者可以通過向社區(qū)內(nèi)的其他家庭學(xué)習(xí)以提升自己的金融知識(shí)水平，滿足相關(guān)性條件;另一方面，其他家庭的金融知識(shí)水平與受訪者本身的創(chuàng)業(yè)決策沒有直接關(guān)系，他們的實(shí)證驗(yàn)證表明這一工具變量的選擇是有效的?；诖?，本文借鑒該做法，把收入水平按四分位數(shù)等分為四個(gè)階層，以對(duì)應(yīng)每個(gè)階層內(nèi)同一社區(qū)其他家庭的平均金融知識(shí)水平作為工具變量進(jìn)行IV-probit模型估計(jì)，內(nèi)生性及工具變量有效性的具體檢驗(yàn)結(jié)果將在實(shí)證結(jié)果部分報(bào)告。

三、實(shí)證分析

（一）金融知識(shí)對(duì)自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)的影響分析

本部分首先對(duì)模型（2）和（3）進(jìn)行回歸，以檢驗(yàn)金融知識(shí)是否會(huì)對(duì)家庭利用自有房產(chǎn)進(jìn)行生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)產(chǎn)生影響。由于Probit和IV-probit的回歸系數(shù)與一般回歸模型不同，其回歸系數(shù)符號(hào)只能反映金融知識(shí)對(duì)家庭自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)決策概率的影響方向，系數(shù)大小并不能代表各自變量對(duì)因變量的影響程度，因而本部分在報(bào)告模型回歸系數(shù)的基礎(chǔ)上，同時(shí)報(bào)告了其對(duì)應(yīng)的邊際效應(yīng)值。

如表5所示，列（1）和列（2）分別是Probit模型回歸系數(shù)及邊際效應(yīng)，列（3）和列（4）是以同社區(qū)內(nèi)同收入水平其他家庭金融知識(shí)水平為工具變量后的IV-Probit回歸系數(shù)及對(duì)應(yīng)的邊際效應(yīng)。表5末尾報(bào)告了原始Probit模型的內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果及工具變量有效性的檢驗(yàn)結(jié)果。其中，Wald內(nèi)生性檢驗(yàn)值為26.63，對(duì)應(yīng)P值為0.000，故在1%水平上認(rèn)為金融知識(shí)是內(nèi)生變量，工具變量估計(jì)結(jié)果較基礎(chǔ)模型結(jié)果將更加可信。在兩階段工具變量估計(jì)①?①兩階段估計(jì)過程中，由于第一步的誤差被帶入第二步中，故兩階段不如MLE估計(jì)更有效率。因此本文報(bào)告的IV-Probit估計(jì)結(jié)果均為MLE法估計(jì)的結(jié)果，表5末尾報(bào)告的兩階段估計(jì)中一階段F值及t值只是為了做工具變量有效性檢驗(yàn)之用。結(jié)果中，一階段估計(jì)的F值和工具變量的t值說明不存在弱工具變量，我們認(rèn)為選取的工具變量是合理的。由金融知識(shí)變量對(duì)家庭自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)決策影響的回歸結(jié)果可知，兩個(gè)模型的回歸系數(shù)都在1%顯著水平上為正，這表明居民的金融知識(shí)水平越高，其利用自有房產(chǎn)進(jìn)行生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的概率也越大。Probit模型和IV-Probit模型的邊際影響系數(shù)分別為0.010和0.079，考慮內(nèi)生性問題后金融知識(shí)對(duì)自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用變大了。這表明，利用自有房產(chǎn)進(jìn)行創(chuàng)業(yè)的家庭面臨著金融知識(shí)方面的人力資本約束，金融知識(shí)是影響家庭自有住房創(chuàng)業(yè)決策的重要因素。對(duì)廣大家庭而言，一方面，金融知識(shí)的增加能夠使其更合理地制定投資理財(cái)計(jì)劃，進(jìn)而促進(jìn)財(cái)富的有效積累，從而緩解了創(chuàng)業(yè)所面臨的流動(dòng)性約束，有助于其參與創(chuàng)業(yè)活動(dòng);另一方面，金融知識(shí)水平的提升使得家庭能更全面地認(rèn)識(shí)風(fēng)險(xiǎn)，提升抗風(fēng)險(xiǎn)能力，風(fēng)險(xiǎn)偏好度也相應(yīng)增加，從而降低風(fēng)險(xiǎn)厭惡對(duì)創(chuàng)業(yè)的抑制作用[6]。此外，金融知識(shí)水平的提升還有助于家庭理解信貸政策、成本、流程等相關(guān)信息并降低認(rèn)知偏差，從而提升家庭正規(guī)信貸可得性，進(jìn)一步減輕資金約束，促進(jìn)家庭進(jìn)行創(chuàng)業(yè)。尤其是對(duì)利用自有房產(chǎn)進(jìn)行的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)而言，創(chuàng)業(yè)場(chǎng)地這一投入要素已得到有效解決，創(chuàng)業(yè)所面臨的資金門檻得到了有效降低，金融知識(shí)增加所帶來的金融約束和流動(dòng)性約束緩解以及風(fēng)險(xiǎn)偏好提升對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的開展具有更明顯的促進(jìn)作用。

關(guān)于控制變量，從家庭統(tǒng)計(jì)特征看，家庭規(guī)模和勞動(dòng)力人數(shù)占比、家庭勞動(dòng)收入均對(duì)自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)決策有顯著促進(jìn)作用，與之相呼應(yīng)，身體不好成員占比越高，家庭創(chuàng)業(yè)的概率越低。同時(shí)，隨著家庭勞動(dòng)力貨幣工資的增長(zhǎng)，對(duì)家庭自有住房創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用先升后降。從戶主特征看，戶主年齡和受教育年限的一次項(xiàng)與自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)決策顯著正相關(guān)，而二次項(xiàng)與創(chuàng)業(yè)決策顯著呈負(fù)相關(guān)，呈現(xiàn)先上升后下降的“倒U形”趨勢(shì)。此外，戶主為男性也會(huì)提升家庭創(chuàng)業(yè)概率。從家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)看，家庭節(jié)假日和紅白喜事方面的禮金支出對(duì)創(chuàng)業(yè)有促進(jìn)作用。這是因?yàn)槎Y金支出多的家庭擁有更豐富的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)資源，能為創(chuàng)業(yè)者提供資金、技術(shù)等物質(zhì)資源和信息、交易機(jī)會(huì)等隱性資源。[21]值得關(guān)注的是，禮金支出在IV-Probit模型中系數(shù)不再顯著，這可能是遺漏如風(fēng)俗一類隱性變量產(chǎn)生的影響。從社區(qū)商業(yè)看，家庭所在社區(qū)商業(yè)氛圍越濃厚，創(chuàng)業(yè)的可能性也越高，社區(qū)商業(yè)氛圍提升，會(huì)提高家庭利用自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)的概率，且該影響遠(yuǎn)大于其他變量對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響。這是因?yàn)樵诟呓?jīng)濟(jì)活力的商業(yè)環(huán)境中，創(chuàng)業(yè)者可以較低的成本獲得更多、更方便的商業(yè)服務(wù)。[18]從地區(qū)特征看，農(nóng)村地區(qū)較城市地區(qū)利用自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)的概率更高，中部地區(qū)自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)概率顯著高于東部，也高于西部但不顯著。這與已有家庭創(chuàng)業(yè)決策相關(guān)研究的結(jié)論不符，這是因?yàn)楸疚膶⒁蜃兞靠蚨槔米杂蟹慨a(chǎn)進(jìn)行創(chuàng)業(yè)，相對(duì)而言，城鎮(zhèn)地區(qū)和東部地區(qū)面臨更嚴(yán)重的住房緊張和高房?jī)r(jià)問題，導(dǎo)致高房?jī)r(jià)對(duì)自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)的這一抑制作用已遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于這些地區(qū)較活躍的創(chuàng)業(yè)氛圍對(duì)創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用。

（二）金融知識(shí)對(duì)家庭自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)的異質(zhì)性影響

上文分析了金融知識(shí)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策的整體影響，然而金融知識(shí)對(duì)不同類型家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響可能是異質(zhì)的。下面將從城鄉(xiāng)、受教育水平和家庭財(cái)富水平三方面分析金融知識(shí)對(duì)家庭自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)選擇的異質(zhì)性影響。

1.金融知識(shí)對(duì)城鄉(xiāng)自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)決策的異質(zhì)性影響

由于中國(guó)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)及金融發(fā)展水平存在明顯差異，為了消除城鄉(xiāng)間差異對(duì)自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)的交叉影響，參考以往相關(guān)研究[17，34]，本部分也將對(duì)城市和農(nóng)村樣本進(jìn)行分樣本回歸以研究金融知識(shí)對(duì)城鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)概率的異質(zhì)性影響。具體回歸結(jié)果如表6所示：

表6中第（1）列為加入金融知識(shí)與農(nóng)村地區(qū)虛擬變量交叉項(xiàng)的模型，結(jié)果顯示，金融知識(shí)與農(nóng)村地區(qū)交叉項(xiàng)的系數(shù)在1%水平上顯著為正，這證明了金融知識(shí)對(duì)農(nóng)村地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的促進(jìn)作用更大。這是因?yàn)檗r(nóng)村家庭金融知識(shí)水平普遍低于城市地區(qū)，在金融知識(shí)相對(duì)匱乏的狀態(tài)下，其邊際效應(yīng)更高。列（2）和列（3）分別為農(nóng)村和城市樣本的回歸結(jié)果，可知：金融知識(shí)對(duì)農(nóng)村地區(qū)自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)決策的邊際影響為0.0167，且在1%水平上顯著;對(duì)城市地區(qū)家庭自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)決策的邊際影響為0.0055，在5%水平上顯著。這說明，金融知識(shí)對(duì)城鄉(xiāng)地區(qū)自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)決策均有顯著的促進(jìn)作用，但對(duì)農(nóng)村地區(qū)的促進(jìn)作用要明顯大于城鎮(zhèn)地區(qū)。從其他控制變量來看，戶主性別對(duì)自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)的影響存在城鄉(xiāng)異質(zhì)性，這可能與城鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)類型差異有關(guān)，城鎮(zhèn)地區(qū)多為高信息密度類型的復(fù)雜創(chuàng)業(yè)，男性相對(duì)更有優(yōu)勢(shì)，農(nóng)村地區(qū)多是一些勞動(dòng)密集型的基礎(chǔ)服務(wù)行業(yè)，更適合女性從事。

2.金融知識(shí)對(duì)不同受教育水平和財(cái)富水平家庭創(chuàng)業(yè)決策的異質(zhì)性影響

由表5可知受教育水平對(duì)自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)決策的影響呈“倒U形”，為了探究不同受教育水平對(duì)創(chuàng)業(yè)決策的影響以及金融知識(shí)對(duì)不同受教育水平群體創(chuàng)業(yè)的異質(zhì)性影響，本文參照蔡棟梁等[17]對(duì)戶主受教育水平的劃分方法，將受教育程度按沒上過學(xué)或只接受過小學(xué)教育、初中、高中和大專及以上學(xué)歷分別設(shè)置四個(gè)虛擬變量，以進(jìn)行相關(guān)實(shí)證研究。以初中以下受教育水平為參照組的實(shí)證結(jié)果如表7列（1）和列（2）所示。由列（1）可知，與戶主只接受過初中以下教育的家庭相比，戶主學(xué)歷為初中的家庭利用自有房產(chǎn)進(jìn)行創(chuàng)業(yè)的可能性顯著提高，戶主高中學(xué)歷的沒有顯著變化，大專及以上學(xué)歷戶主創(chuàng)業(yè)的可能性卻顯著降低了。這與表5得出的受教育水平與家庭創(chuàng)業(yè)呈“倒U形”關(guān)系的結(jié)論相一致，而且可以大致確定受教育水平對(duì)創(chuàng)業(yè)決策影響方向變化的臨界點(diǎn)處于高中階段。第（2）列為加入金融知識(shí)與受教育水平虛擬變量交互項(xiàng)的回歸結(jié)果，其中，初中及高中學(xué)歷交互項(xiàng)的系數(shù)均不顯著，但系數(shù)由正變?yōu)樨?fù)，大專及以上學(xué)歷交互項(xiàng)系數(shù)在10%水平上顯著為負(fù)，這說明金融知識(shí)對(duì)受教育水平較低家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的促進(jìn)作用更大。

家庭財(cái)富與創(chuàng)業(yè)決策的關(guān)系是本文研究金融知識(shí)對(duì)創(chuàng)業(yè)決策財(cái)富機(jī)制和信貸可得性機(jī)制的基礎(chǔ)，在這一部分，我們先將家庭財(cái)富分段以識(shí)別其與創(chuàng)業(yè)決策的異質(zhì)性關(guān)系。具體而言，將工商業(yè)、住房和商鋪外的家庭總資產(chǎn)按25%、50%、75%這三個(gè)分位數(shù)分成4組，并依此定義四個(gè)虛擬變量，以財(cái)富水平最低25%的家庭為參照組，研究金融知識(shí)對(duì)不同財(cái)富水平群體創(chuàng)業(yè)的異質(zhì)性影響，回歸結(jié)果見表7列（3）和列（4）。由列（3）可知，相對(duì)于財(cái)富水平最低25%的家庭而言，財(cái)富水平在25%～50%、50%～75%和75%～100%的家庭的創(chuàng)業(yè)概率均有顯著增加，從系數(shù)大小上來看，增加幅度呈上升趨勢(shì)。這表明創(chuàng)業(yè)者面臨嚴(yán)重的資本約束，只有財(cái)富水平比較高的家庭才會(huì)進(jìn)行創(chuàng)業(yè)，這與已有相關(guān)研究的結(jié)論是相一致的。由列（4）可知，金融知識(shí)與各分段財(cái)富水平交互項(xiàng)系數(shù)均顯著為負(fù)，這說明金融知識(shí)對(duì)低財(cái)富水平家庭創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用更大，也就是說，在家庭創(chuàng)業(yè)方面，金融知識(shí)對(duì)家庭財(cái)富有一定的替代作用，這可能是因?yàn)榻鹑谥R(shí)水平高的家庭更可能從外部獲得貸款以供其進(jìn)行創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)上述結(jié)果的穩(wěn)健性，接下來將從金融知識(shí)其他度量方法角度及不同樣本角度進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本文將借用Lusardi & Mitchell的衡量方法[35]，對(duì)存款利率、通貨膨脹及投資風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知三個(gè)金融知識(shí)問題分別設(shè)置回答正確與否虛擬變量，考察不同層面金融知識(shí)帶來的影響，進(jìn)而重新對(duì)模型進(jìn)行回歸。另外，我們還借用Agnew & Szykman及宋全云等的做法[36，30]，用受訪者正確回答個(gè)數(shù)加總法衡量金融知識(shí)以進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

基于不同樣本的穩(wěn)健性檢驗(yàn)角度，由于本文使用的CHFS2015樣本中有一部分樣本是對(duì)CHFS2013進(jìn)行的追蹤回訪，追訪率達(dá)58.4%，且問卷中與金融知識(shí)相關(guān)的問題是一致的，這可能導(dǎo)致追蹤樣本金融知識(shí)水平虛高的現(xiàn)象。因而，在這一部分將刪除追蹤樣本進(jìn)行穩(wěn)健性回歸檢驗(yàn)。此外，戶主或者戶主配偶從事金融行業(yè)相關(guān)工作的家庭對(duì)金融機(jī)構(gòu)業(yè)務(wù)及產(chǎn)品更加熟悉，這會(huì)導(dǎo)致他們的金融知識(shí)水平明顯高于其他家庭，因而本部分還采用刪除戶主或戶主配偶從事金融業(yè)后的樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。各種穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果見表8。

表8列（1）為不同層面金融知識(shí)穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果，其中，通貨膨脹知識(shí)和投資風(fēng)險(xiǎn)知識(shí)分別在1%和5%顯著性水平上對(duì)家庭自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)決策有正向影響，而利率知識(shí)的系數(shù)不顯著。這說明金融知識(shí)水平的提高可以促進(jìn)家庭創(chuàng)業(yè)，但不同層面金融知識(shí)的影響是不一樣的，其中，通貨膨脹的影響程度最大。同時(shí)，由于本文將房產(chǎn)作為創(chuàng)業(yè)場(chǎng)地，視為直接的投入要素，而不是作為家庭財(cái)富的代表，視為一種資本，因此利率知識(shí)的多少并不會(huì)對(duì)其產(chǎn)生明顯影響，這也與實(shí)證結(jié)果相一致。列（2）為采用正確回答個(gè)數(shù)加總法衡量金融知識(shí)的回歸結(jié)果，金融知識(shí)系數(shù)為0.005，且在1%水平上顯著，這說明金融知識(shí)水平的提升有助于家庭利用自有房產(chǎn)進(jìn)行創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，與上文結(jié)論相一致。列（3）和列（4）分別為剔除追訪樣本和剔除戶主或戶主配偶從事金融業(yè)樣本后的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，剔除后金融知識(shí)的邊際影響仍顯著為正，這與前文的結(jié)果是一致的。表8不同的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表明，本文的結(jié)果是穩(wěn)健的。

四、進(jìn)一步分析

（一）變量與模型

為了研究金融知識(shí)對(duì)家庭自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)決策的作用機(jī)制，本文將采用中介效應(yīng)模型從家庭財(cái)富、風(fēng)險(xiǎn)偏好及正規(guī)信貸可得性三個(gè)渠道實(shí)證驗(yàn)證影響機(jī)制。

與已有文獻(xiàn)相同，本文用家庭資產(chǎn)來衡量家庭財(cái)富水平，根據(jù)CHFS2015的問卷設(shè)計(jì)，家庭資產(chǎn)包括金融資產(chǎn)及非金融資產(chǎn)。由于本文的被解釋變量為自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)，用家庭總資產(chǎn)衡量家庭財(cái)富水平可能會(huì)導(dǎo)致逆向內(nèi)生性問題，故本文用家庭總資產(chǎn)減去生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)資產(chǎn)、住房和商鋪資產(chǎn)后的剩余資產(chǎn)來衡量家庭財(cái)富水平。在實(shí)證過程中對(duì)其進(jìn)行截尾①?①總資產(chǎn)減去生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)資產(chǎn)和住房資產(chǎn)后有少數(shù)樣本的剩余資產(chǎn)小于0，本文將小于0的統(tǒng)一賦值為0。及取對(duì)數(shù)處理。

風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度是指?jìng)€(gè)體對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的偏好程度，現(xiàn)有相關(guān)研究多把風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度分為風(fēng)險(xiǎn)厭惡、風(fēng)險(xiǎn)中立和風(fēng)險(xiǎn)偏好三類。本文根據(jù)受訪者對(duì)投資項(xiàng)目的選擇情況來構(gòu)造風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度指標(biāo)，CHFS中具體問題為：“如果您有一筆資金用于投資，您最愿意選擇哪種投資項(xiàng)目？”（1）高風(fēng)險(xiǎn)、高回報(bào)的項(xiàng)目;（2）略高風(fēng)險(xiǎn)、略高回報(bào)的項(xiàng)目;（3）平均風(fēng)險(xiǎn)、平均回報(bào)的項(xiàng)目;（4）略低風(fēng)險(xiǎn)、略低回報(bào)的項(xiàng)目;（5）不愿意承擔(dān)任何風(fēng)險(xiǎn);（6）不知道。本文認(rèn)為選擇不知道的比正面回答的更厭惡風(fēng)險(xiǎn)，對(duì)上述選項(xiàng)1～6依次賦值為6～1代表家庭的風(fēng)險(xiǎn)偏好程度，數(shù)值越大，表明其越偏好風(fēng)險(xiǎn)。

家庭信貸行為是以有借貸需求為前提的，因而研究正規(guī)信貸可得性機(jī)制，需要先識(shí)別家庭的借貸需求。根據(jù)問卷相關(guān)問題，我們將有下列情況之一的定義為家庭有借貸需求：一是家庭由于生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)、購(gòu)房、買車、教育、醫(yī)療、投資、消費(fèi)等原因有借貸款;二是沒有銀行貸款但沒有的原因是“需要，但沒有申請(qǐng)過”“需要，申請(qǐng)過被拒絕”和“需要，正在申請(qǐng)”;三是受訪者認(rèn)為目前因?yàn)橘I房、買車、投資、教育等原因需要借錢。本部分以有借貸需求的樣本為研究對(duì)象，把有銀行貸款的賦值為1②?②因?yàn)榛卮稹靶枰?，正在申?qǐng)”的樣本很少，本文一致將其合并為獲得銀行貸款中。，其他的賦值為0。

依據(jù) Baron & Kenny提出的“中介效應(yīng)”檢驗(yàn)原理[37]，本文構(gòu)建如下的中介效應(yīng)結(jié)構(gòu)方程來檢驗(yàn)金融知識(shí)影響家庭創(chuàng)業(yè)的機(jī)制：

檢驗(yàn)的第一步要對(duì)模型（4）進(jìn)行回歸，以檢驗(yàn)金融知識(shí)對(duì)家庭自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)決策的影響，這與上面對(duì)應(yīng)的模型（2）一致，由前文已知金融知識(shí)會(huì)顯著促進(jìn)家庭利用自有房產(chǎn)進(jìn)行創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。第二步對(duì)模型（5）進(jìn)行回歸，其中，Intermi為中介變量，在本文中為家庭財(cái)富、信貸可得性或者受訪者風(fēng)險(xiǎn)偏好。如果回歸結(jié)果顯示η1顯著的話，則表明金融知識(shí)對(duì)中介變量有顯著影響。第三步對(duì)模型（6）進(jìn)行回歸，即把金融知識(shí)和中介變量同時(shí)置入模型中，在α1和η1都顯著的情況下，如果模型（6）的回歸結(jié)果中λ1和λ2兩個(gè)系數(shù)都顯著，符號(hào)方向與預(yù)期一致，且金融知識(shí)的系數(shù)λ1小于模型（4）中的系數(shù)α1，則表明中介變量媒介對(duì)金融知識(shí)存在部分中介效應(yīng)，即金融知識(shí)通過家庭財(cái)富、正規(guī)信貸可得性和風(fēng)險(xiǎn)偏好影響家庭創(chuàng)業(yè)這一機(jī)制成立。如果λ1不顯著，但系數(shù)λ2仍然顯著，則說明中介變量發(fā)生了完全的中介作用。表9反映了將家庭金融知識(shí)水平按照25%、50%、75%這三個(gè)分位數(shù)分成4組后，不同金融知識(shí)水平家庭工商業(yè)、住房和商鋪外資產(chǎn)、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度以及正規(guī)信貸可得性的情況。總體來看，隨著金融知識(shí)水平的提升，家庭財(cái)富、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度和正規(guī)信貸可得性都出現(xiàn)了相應(yīng)增加。

（二）中介效應(yīng)分析

1.家庭財(cái)富渠道。金融知識(shí)的財(cái)富中介效應(yīng)是指金融知識(shí)可以促進(jìn)家庭財(cái)富積累，進(jìn)而促進(jìn)家庭進(jìn)行創(chuàng)業(yè)。由理論綜述部分和家庭財(cái)富分段對(duì)創(chuàng)業(yè)異質(zhì)性的分析可知，家庭財(cái)富對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)至關(guān)重要。在金融知識(shí)對(duì)家庭財(cái)富積累方面，相關(guān)研究一致認(rèn)為：金融知識(shí)可以通過優(yōu)化家庭資產(chǎn)組合來促進(jìn)家庭財(cái)富積累，具體表現(xiàn)為金融知識(shí)水平高的家庭會(huì)將更多的資產(chǎn)配置到股票、企業(yè)債券、基金、房屋及生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)等風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)上，由此獲得更多的風(fēng)險(xiǎn)回報(bào)。[33，38]本文用去除生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)資產(chǎn)、住房和商鋪價(jià)值后的剩余資產(chǎn)代表家庭財(cái)富水平，這可在很大程度上排除金融知識(shí)本身對(duì)家庭資產(chǎn)中房產(chǎn)和創(chuàng)業(yè)資產(chǎn)的影響及逆向內(nèi)生性問題。家庭財(cái)富的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果見表10所示。

由表10列（2）可知，金融知識(shí)確實(shí)可顯著促進(jìn)家庭財(cái)富積累。列（3）回歸結(jié)果顯示，金融知識(shí)和家庭資產(chǎn)的系數(shù)均在1%顯著性水平上為正，且與列（1）相比，列（3）中金融知識(shí)的系數(shù)下降約40%，這表明家庭財(cái)富在金融知識(shí)影響自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)決策的過程中確實(shí)發(fā)揮了部分中介作用。高金融知識(shí)水平所帶來的財(cái)富效應(yīng)會(huì)促使家庭跨越創(chuàng)業(yè)資本門檻，這會(huì)形成家庭資產(chǎn)配置的良性循環(huán)。

2.風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度渠道。家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)是一種高風(fēng)險(xiǎn)投資決策，因而家庭的主觀風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度與其創(chuàng)業(yè)決策存在著必然的聯(lián)系。金融知識(shí)的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度中介效應(yīng)是指金融知識(shí)可以增強(qiáng)決策者的風(fēng)險(xiǎn)偏好，進(jìn)而促進(jìn)家庭進(jìn)行創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，表11報(bào)告了風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。

表11列（2）顯示，金融知識(shí)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的影響在1%顯著水平上為正，這說明金融知識(shí)會(huì)促使家庭更偏好風(fēng)險(xiǎn)，這與尹志超等的結(jié)論相一致[5]。列（3）回歸結(jié)果顯示，金融知識(shí)和風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的回歸系數(shù)分別在1%和5%顯著水平上顯著為正，與列（1）相比，金融知識(shí)的系數(shù)略有下降，這表明風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度在金融知識(shí)影響自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)決策的過程中確實(shí)發(fā)揮了部分中介作用。中國(guó)家庭整體風(fēng)險(xiǎn)偏好較低，本文研究樣本顯示風(fēng)險(xiǎn)厭惡家庭約占全樣本的74%，因而通過提高金融知識(shí)水平改善居民風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度，對(duì)提升創(chuàng)業(yè)活力具有較為可觀的作用。

3.正規(guī)信貸可得性渠道。創(chuàng)業(yè)存在一個(gè)最低的資金門檻，當(dāng)自有財(cái)富水平有限時(shí)，能夠提供資金融通的金融市場(chǎng)就顯得尤其重要。然而，中國(guó)金融市場(chǎng)發(fā)展不完善，居民普遍面臨嚴(yán)重的借貸約束，這會(huì)使?jié)撛趧?chuàng)業(yè)者困于資金不足而放棄創(chuàng)業(yè)。金融知識(shí)的正規(guī)借貸可得性效應(yīng)是指金融知識(shí)可以提升家庭獲得正規(guī)金融機(jī)構(gòu)貸款的概率，減輕家庭面臨的資金約束，進(jìn)而促進(jìn)家庭進(jìn)行創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。正規(guī)借貸可得性的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果如表12所示：

表12列（2）的回歸結(jié)果顯示，金融知識(shí)顯著提高了家庭從正規(guī)金融機(jī)構(gòu)獲得貸款的概率。這與宋全云等的結(jié)論相一致。[30]由列（3）可知加入正規(guī)信貸可得性變量后，金融知識(shí)的系數(shù)較列（1）有所減小，且正規(guī)信貸可得性的系數(shù)在5%水平上顯著為正，這說明正規(guī)信貸可得性是金融知識(shí)作用于家庭創(chuàng)業(yè)的中介變量。

五、結(jié)論

本文將家庭房產(chǎn)納入創(chuàng)業(yè)決策的定義中，從自有房產(chǎn)作為創(chuàng)業(yè)決策中資產(chǎn)認(rèn)知的不同心理賬戶和創(chuàng)業(yè)作用的不同環(huán)節(jié)出發(fā)，研究其對(duì)家庭是否利用自有房產(chǎn)進(jìn)行創(chuàng)業(yè)的影響及具體作用機(jī)制，基于CHFS2015的數(shù)據(jù)，從家庭和戶主基本特征、地區(qū)、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)等角度選定相關(guān)控制變量，通過實(shí)證分析，得到如下基本結(jié)論：

第一，金融知識(shí)會(huì)顯著促進(jìn)家庭利用自有房產(chǎn)進(jìn)行創(chuàng)業(yè)?？紤]到金融知識(shí)的內(nèi)生性問題，本文選取居住在同一社區(qū)同一收入水平其他家庭的平均金融知識(shí)水平作為工具變量進(jìn)行MLE估計(jì)后，仍得到顯著促進(jìn)的結(jié)果。在穩(wěn)健性分析部分，本文還發(fā)現(xiàn)不同層面金融知識(shí)對(duì)家庭自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)決策的影響具有異質(zhì)性，通貨膨脹知識(shí)和投資風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知知識(shí)會(huì)顯著促進(jìn)家庭的自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)參與，而利率知識(shí)對(duì)其影響并不顯著。從基于城鄉(xiāng)、不同受教育水平和四分位財(cái)富水平的異質(zhì)性研究來看，金融知識(shí)對(duì)農(nóng)村地區(qū)、低學(xué)歷水平和低財(cái)富水平家庭的促進(jìn)作用更大。這說明金融知識(shí)可以在一定程度上緩解客觀條件落后、先天教育不足和流動(dòng)性約束對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的抑制作用。

第二，本文基于城鄉(xiāng)和東中西地區(qū)差異得到的結(jié)論總體上與以往研究并不一致，東部地區(qū)利用自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)的概率顯著低于中部地區(qū)，西部地區(qū)也低于中部但系數(shù)不顯著，這可能是由將自有房產(chǎn)納入創(chuàng)業(yè)決策的定義中導(dǎo)致，城鎮(zhèn)和東部地區(qū)往往面臨高房?jī)r(jià)和住房緊張問題。同時(shí)，由異質(zhì)性分析可知，金融知識(shí)對(duì)家庭自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)選擇存在基于城鄉(xiāng)及不同受教育水平和家庭財(cái)富水平的異質(zhì)性影響。

第三，進(jìn)一步的機(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，金融知識(shí)影響家庭自有房產(chǎn)創(chuàng)業(yè)決策依賴于財(cái)富積累、風(fēng)險(xiǎn)偏好和正規(guī)信貸可得性。具體來說，首先，金融知識(shí)會(huì)促進(jìn)家庭財(cái)富積累而緩解流動(dòng)性約束對(duì)創(chuàng)業(yè)的抑制。其次，金融知識(shí)水平提高可以增強(qiáng)家庭的風(fēng)險(xiǎn)偏好，從而降低傳統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避意識(shí)對(duì)創(chuàng)業(yè)的抑制作用，在中國(guó)超過70%的家庭厭惡風(fēng)險(xiǎn)的現(xiàn)狀下，通過改變風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度進(jìn)而促進(jìn)創(chuàng)業(yè)是一種較可行的方式。最后，在中小企業(yè)普遍面臨“融資難”困境的現(xiàn)狀下，金融知識(shí)所帶來的人力資本的提升會(huì)大大提高家庭從正規(guī)金融機(jī)構(gòu)獲得貸款的可能性，從而降低信貸約束對(duì)企業(yè)家才能的實(shí)現(xiàn)。

基于上述的研究結(jié)論，本文提出以下政策建議：第一，建立全面又有針對(duì)性的金融知識(shí)普及教育，多渠道、分層次加強(qiáng)居民金融素養(yǎng);第二，在本文的研究中，房產(chǎn)是作為創(chuàng)業(yè)場(chǎng)地而實(shí)際參與到家庭的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)中，政府要充分利用房產(chǎn)和創(chuàng)業(yè)的這一獨(dú)特鏈接方式，這既有利于房地產(chǎn)市場(chǎng)的穩(wěn)健發(fā)展，又有利于創(chuàng)業(yè)活力的提升;第三，金融部門應(yīng)該進(jìn)一步完善經(jīng)濟(jì)金融體系，構(gòu)建多元化的普惠金融體系，提高創(chuàng)業(yè)融資的信貸可得性，減弱金融約束對(duì)創(chuàng)業(yè)的抑制作用。

參考文獻(xiàn)：

[1]Harris J R， Todaro M P. Migration， Unemployment and Development： A Two-Sector Analysis[J]. American Economic Review， 1970， 60（1）： 126～142.

[2]Acemoglu D， Autor D， Dorn D， Hanson G H， Price B. Import Competition and the Great US Employment Sag of the 2000s[J]. Journal of Labor Economics， 2016， 34（S1）： S141～S198.

[3]馬雙， 趙朋飛. 金融知識(shí)、家庭創(chuàng)業(yè)與信貸約束[J]. 投資研究， 2015， 34（1）： 25～38.

[4]個(gè)體私營(yíng)經(jīng)濟(jì)有了更大舞臺(tái)[N].人民日?qǐng)?bào)，2019-12-26.

[5]Hastings J S， Tejeda-Ashton L. Financial Literacy， Information， and Demand Elasticity： Survey and Experimental Evidence from Mexico[R]. NBER Working Papers， 2008.

[6]尹志超， 宋全云， 吳雨，等. 金融知識(shí)、創(chuàng)業(yè)決策和創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)[J]. 管理世界， 2015（1）： 87～98.

[7]孫光林， 李慶海， 楊玉梅. 金融知識(shí)對(duì)被動(dòng)失地農(nóng)民創(chuàng)業(yè)行為的影響——基于IV-Heckman模型的實(shí)證[J]. 中國(guó)農(nóng)村觀察， 2019（3）： 124～144.

[8]Li L， Wu X. The Consequences of Having a Son on Family Wealth in Urban China[J]. Review of Income and Wealth， 2017， 63（2）： 378～393.

[9]周京奎， 黃征學(xué). 住房制度改革、流動(dòng)性約束與“下?！眲?chuàng)業(yè)選擇——理論與中國(guó)的經(jīng)驗(yàn)研究[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2014， 49（3）： 158～170.

[10]蔡棟梁， 何翠香， 方行明. 住房及房?jī)r(jià)預(yù)期對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)的影響[J]. 財(cái)經(jīng)科學(xué)， 2015（6）： 108～118.

[11]吳曉瑜， 王敏， 李力行. 中國(guó)的高房?jī)r(jià)是否阻礙了創(chuàng)業(yè)？[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2014， 49（9）： 121～134.

[12]Noctor M， Stoney S， Stradling R. Financial Literacy： A Discussion of Concepts and Competences of Financial Literacy and Opportunities for Its Introduction into Young Peoples Learning[R]. Report Prepared for the National Westminster Bank， National Foundation for Education Research， 1992.

[13]Hung A， Parker A M， Yoong J. Defining and Measuring Financial Literacy[R]. Rand Labor and Population Working Paper Series， 2009.

[14]尹志超， 宋全云， 吳雨. 金融知識(shí)、投資經(jīng)驗(yàn)與家庭資產(chǎn)選擇[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2014， 49（4）： 62～75.

[15]黃宇虹， 黃霖. 金融知識(shí)與小微企業(yè)創(chuàng)新意識(shí)、創(chuàng)新活力——基于中國(guó)小微企業(yè)調(diào)查（CMES）的實(shí)證研究[J]. 金融研究， 2019（4）： 149～167.

[16]Hurst E， Lusardi A. Liquidity Constraints， Household Wealth， and Entrepreneurship[J]. Journal of Political Economy， 2004， 112（2）： 319～347.

[17]蔡棟梁， 邱黎源， 孟曉雨， 等. 流動(dòng)性約束、社會(huì)資本與家庭創(chuàng)業(yè)選擇——基于CHFS數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J]. 管理世界， 2018， 34（9）： 79～94.

[18]張龍耀， 張海寧. 金融約束與家庭創(chuàng)業(yè)——中國(guó)的城鄉(xiāng)差異[J]. 金融研究， 2013（9）： 123～135.

[19]翁辰， 張兵. 信貸約束對(duì)中國(guó)農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響——基于CHFS調(diào)查數(shù)據(jù)[J]. 經(jīng)濟(jì)科學(xué)， 2015（6）： 92～102.

[20]Davidsson P， Honig B. The Role of Social and Human Capital among Nascent Entrepreneurs[J]. Journal of Business Venturing， 2003， 18（3）： 301～331.

[21]馬光榮， 楊恩艷. 社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、非正規(guī)金融與創(chuàng)業(yè)[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2011， 46（3）： 83～94.

[22]Busenitz L W. Research on Entrepreneurial Alertness[J]. Journal of Small Business Management， 1996， 34（4）： 35.

[23]Oseifuah E K. Financial Literacy and Youth Entrepreneurship in South Africa[J]. African Journal of Economic and Management Studies， 2010， 1（2）： 164～182.

[24]蓋慶恩，朱喜，史清華.財(cái)富對(duì)創(chuàng)業(yè)的異質(zhì)性影響——基于三省農(nóng)戶的實(shí)證分析[J]. 財(cái)經(jīng)研究，2013（5）：134～144.

[25]Paulson A L， Townsend R. Entrepreneurship and Financial Constraints in Thailand[J]. Journal of Corporate Finance， 2004， 10（2）： 229～262.

[26]劉杰， 鄭風(fēng)田. 流動(dòng)性約束對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)選擇行為的影響——基于晉、甘、浙三省894戶農(nóng)民家庭的調(diào)查[J]. 財(cái)貿(mào)研究， 2011， 22（3）： 28-35;60.

[27]陳波. 風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)回鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)行為影響的實(shí)證研究[J]. 管理世界， 2009（3）： 84～91.

[28]陳其進(jìn). 風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)創(chuàng)業(yè)選擇的異質(zhì)性影響——基于RUMIC 2009數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J]. 人口與經(jīng)濟(jì)， 2015（2）： 78～86.

[29]李鳳， 羅建東， 路曉蒙， 等. 中國(guó)家庭資產(chǎn)狀況、變動(dòng)趨勢(shì)及其影響因素[J]. 管理世界， 2016（2）： 45-56;187.

[30]宋全云， 吳雨， 尹志超. 金融知識(shí)視角下的家庭信貸行為研究[J]. 金融研究， 2017（6）： 95～110.

[31]吳衛(wèi)星， 吳錕， 王琎. 金融素養(yǎng)與家庭負(fù)債——基于中國(guó)居民家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的分析[J]. 經(jīng)濟(jì)研究， 2018， 53（1）： 97～109.

[32]單德朋. 金融素養(yǎng)與城市貧困[J]. 中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)， 2019（4）： 136～154.

[33]尹志超， 張?zhí)枟? 金融知識(shí)和中國(guó)家庭財(cái)富差距——來自CHFS數(shù)據(jù)的證據(jù)[J]. 國(guó)際金融研究， 2017（10）： 76～86.

[34]胡金焱， 張博. 社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、民間融資與家庭創(chuàng)業(yè)——基于中國(guó)城鄉(xiāng)差異的實(shí)證分析[J]. 金融研究， 2014（10）： 148～163.

[35]Lusardi A， Mitchell O S. Financial Literacy and Planning： Implications for Retirement Wellbeing[R]. NBER Working Papers， 2011.

[36]Agnew J R， Szykman L R. Asset Allocation and Information Overload： The Influence of Information Display， Asset Choice， and Investor Experience[J]. Journal of Behavioral Finance， 2005， 6（2）： 57～70.

[37]Baron R M， Kenny D A. The Moderator-Mediator Variable Distinction in Social Psychological Research： Conceptual， Strategic， and Statistical Considerations.[J]. Journal of Personality and Social Psychology， 1986， 51（6）： 1173.

[38]吳雨， 宋全云， 尹志超. 農(nóng)戶正規(guī)信貸獲得和信貸渠道偏好分析——基于金融知識(shí)水平和受教育水平視角的解釋[J]. 中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)， 2016（5）： 43～55.

責(zé)任編輯：蕭敏娜