社會(huì)關(guān)系、風(fēng)險(xiǎn)偏好異質(zhì)性與家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)

呂靜 郭沛 程健

摘 要：家庭創(chuàng)業(yè)是實(shí)現(xiàn)自主就業(yè)的關(guān)鍵一環(huán)，創(chuàng)業(yè)行為取決于創(chuàng)業(yè)環(huán)境，社會(huì)關(guān)系是創(chuàng)業(yè)環(huán)境的重要組成部分。本文以社會(huì)關(guān)系為邏輯起點(diǎn)，研究風(fēng)險(xiǎn)偏好與家庭創(chuàng)業(yè)的關(guān)系。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：（1）風(fēng)險(xiǎn)偏好具有異質(zhì)性，強(qiáng)社會(huì)關(guān)系中家庭更偏好風(fēng)險(xiǎn)、弱社會(huì)關(guān)系中家庭風(fēng)險(xiǎn)偏好較弱；（2）社會(huì)關(guān)系、風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)具有顯著的促進(jìn)作用；（3）在強(qiáng)社會(huì)關(guān)系中風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的促進(jìn)作用顯著大于弱社會(huì)關(guān)系中風(fēng)險(xiǎn)偏好的促進(jìn)作用。政策制定者應(yīng)該充分關(guān)注創(chuàng)業(yè)者家庭具備的社會(huì)關(guān)系和風(fēng)險(xiǎn)偏好等特征，充分發(fā)揮社會(huì)關(guān)系在家庭創(chuàng)業(yè)決策中的作用。

關(guān)鍵詞：社會(huì)關(guān)系；風(fēng)險(xiǎn)偏好；家庭創(chuàng)業(yè)；自主就業(yè)

中圖分類(lèi)號(hào)：F830 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1674-2265（2018）10-0022-07

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2018.10.003

一、引言

城鎮(zhèn)家庭的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，不僅有助于解決就業(yè)問(wèn)題，而且是城鎮(zhèn)化進(jìn)程的重要引擎，有助于化解經(jīng)濟(jì)下行帶來(lái)的城市就業(yè)壓力以及農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化過(guò)程中農(nóng)村人口的流出問(wèn)題，對(duì)國(guó)家全局發(fā)展具有承上啟下的重要作用。2015年《國(guó)務(wù)院關(guān)于進(jìn)一步做好新形勢(shì)下就業(yè)創(chuàng)業(yè)工作的意見(jiàn)》中明確指出，當(dāng)年實(shí)現(xiàn)城鎮(zhèn)新增就業(yè)人口1000萬(wàn)以上，實(shí)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)和就業(yè)的結(jié)合，以創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新帶動(dòng)就業(yè)，催生經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展新動(dòng)力。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局最新數(shù)據(jù)，2016年末全國(guó)就業(yè)人員77603萬(wàn)人，城鎮(zhèn)就業(yè)人員41428萬(wàn)人，占全國(guó)就業(yè)人數(shù)的53.4%，全年城鎮(zhèn)新增就業(yè)1314萬(wàn)人，占城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)的3.2%，年末城鎮(zhèn)登記失業(yè)率為4.02%。家庭創(chuàng)業(yè)作為城鎮(zhèn)化的重要實(shí)現(xiàn)方式，對(duì)城鎮(zhèn)化進(jìn)程具有重要的決定作用，對(duì)國(guó)家戰(zhàn)略布局具有重要的歷史意義。

從已有研究來(lái)看，分析創(chuàng)業(yè)行為影響因素的研究主要包括兩大方面：（1）社會(huì)資本。社會(huì)資本作為創(chuàng)業(yè)環(huán)境的一部分，能夠有效緩解創(chuàng)業(yè)過(guò)程中面臨的約束，在我國(guó)“關(guān)系社會(huì)”的特殊文化背景下，其所處的社會(huì)資本環(huán)境與創(chuàng)業(yè)行為間的互動(dòng)關(guān)系，構(gòu)成了家庭整體的創(chuàng)業(yè)氛圍，對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)具有重要影響（史達(dá)，2011；張成剛等，2015）。目前，國(guó)外不少學(xué)者針對(duì)個(gè)人社會(huì)關(guān)系對(duì)創(chuàng)業(yè)意向的影響進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)成功者的榜樣作用對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿具有重要影響（Diankov等，2006；Van等，2006），關(guān)于創(chuàng)業(yè)意愿的研究多是基于個(gè)體特征角度（鐘王黎等，2010；石智雷等，2010；朱紅根等，2010；汪三貴等，2010），針對(duì)社會(huì)關(guān)系對(duì)創(chuàng)業(yè)行為的研究相對(duì)較少。（2）風(fēng)險(xiǎn)偏好。國(guó)外現(xiàn)有研究表明，個(gè)人風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度越低，從事創(chuàng)業(yè)的可能性越高，反之則更傾向于選擇就業(yè)。與之相反，另一種觀點(diǎn)認(rèn)為個(gè)人越偏好風(fēng)險(xiǎn)創(chuàng)業(yè)積極性越低。Hans K等（2014）通過(guò)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)偏好程度的劃分，分析了風(fēng)險(xiǎn)偏好與創(chuàng)業(yè)行為之間表現(xiàn)出的異質(zhì)性。但是，現(xiàn)有研究的大多數(shù)觀點(diǎn)認(rèn)為風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)創(chuàng)業(yè)行為具有促進(jìn)作用，風(fēng)險(xiǎn)偏好者更有可能成為創(chuàng)業(yè)者（Gramer，2002；Frijters等，2011）。對(duì)風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的影響尚未形成一致認(rèn)識(shí)。

現(xiàn)有研究成果對(duì)本文有重要的啟示作用，但還存在一些改進(jìn)空間：（1）已有文獻(xiàn)主要從社會(huì)資本角度對(duì)創(chuàng)業(yè)行為進(jìn)行研究，但對(duì)社會(huì)關(guān)系中“強(qiáng)關(guān)系”和“弱關(guān)系”的關(guān)注還不夠；（2）現(xiàn)有研究有關(guān)風(fēng)險(xiǎn)偏好與創(chuàng)業(yè)行為的關(guān)系尚且存在爭(zhēng)議；（3）現(xiàn)有的研究對(duì)象多為個(gè)人創(chuàng)業(yè)，從城鎮(zhèn)家庭層面的研究還較少?；谏鲜隹紤]，本文利用中國(guó)家庭金融數(shù)據(jù)庫(kù)（CHFS）2011年調(diào)查的數(shù)據(jù)，分別從社會(huì)關(guān)系、風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)城鎮(zhèn)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的影響因素進(jìn)行分析，為實(shí)現(xiàn)城鎮(zhèn)自主就業(yè)、大眾創(chuàng)業(yè)提供一定的經(jīng)驗(yàn)參考。

二、研究機(jī)理

在Granovetter（1983）提出的“弱關(guān)系”假說(shuō)、LIN NAN（1992）和Yanjie Bian（1997）的“強(qiáng)帶修正”理論中，對(duì)強(qiáng)弱社會(huì)關(guān)系進(jìn)行了統(tǒng)一的概念界定，并對(duì)強(qiáng)社會(huì)關(guān)系和弱社會(huì)關(guān)系作用機(jī)理進(jìn)行了系統(tǒng)分析，認(rèn)為“強(qiáng)社會(huì)關(guān)系”是指基于“血緣”與“地緣”關(guān)系的親屬朋友之間的高交集、高密度的社會(huì)關(guān)系，“弱社會(huì)關(guān)系”則是指基于“業(yè)緣”關(guān)系的熟人之間的低交集、低密度的社會(huì)關(guān)系。以此為研究基礎(chǔ)，本文探究了社會(huì)關(guān)系強(qiáng)弱作用下，風(fēng)險(xiǎn)偏好特征及其對(duì)創(chuàng)業(yè)的作用機(jī)理。

（一）社會(huì)關(guān)系對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的促進(jìn)作用

社會(huì)關(guān)系對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的影響機(jī)制主要表現(xiàn)在社會(huì)關(guān)系中的示范效應(yīng)、“信息橋”作用以及交易成本優(yōu)勢(shì)等方面，緩解了家庭創(chuàng)業(yè)面臨的信息約束，提高了家庭創(chuàng)業(yè)的積極性。

1. 示范效應(yīng)是指感知的強(qiáng)社會(huì)關(guān)系支持形成的示范效應(yīng)有利于促進(jìn)家庭的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。社會(huì)關(guān)系作為社會(huì)資本的一部分，包括社會(huì)結(jié)構(gòu)中的行為規(guī)范等特征，有助于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中的群體完成共同的任務(wù)、促進(jìn)集體行動(dòng)的規(guī)范和信任網(wǎng)絡(luò)，形成良好的示范效應(yīng)（張克中，2010；Coleman，1988）。具體表現(xiàn)為：社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中的強(qiáng)社會(huì)關(guān)系特別是家人的態(tài)度會(huì)影響個(gè)人對(duì)創(chuàng)業(yè)態(tài)度的評(píng)價(jià)，來(lái)自家人、朋友的情感支持及幫助對(duì)于創(chuàng)業(yè)者克服資源約束具有重要作用（蔣劍勇等，2012；Lex等，2008）。

2.“信息橋”作用是指社會(huì)關(guān)系的網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)具有信息收集和資源獲取的功能，使得潛在企業(yè)家具有識(shí)別創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)、獲取創(chuàng)業(yè)所需資源和創(chuàng)業(yè)相關(guān)的隱性知識(shí)等優(yōu)勢(shì)（Stuart等，2005；鄭山水，2017）。Granovetter（1985）將社會(huì)網(wǎng)絡(luò)定義為企業(yè)間為了共享信息和解決問(wèn)題而建立起的相互信任、緊密聯(lián)系的嵌入性互動(dòng)關(guān)系，基于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)“信息橋”建立起來(lái)的信任、機(jī)會(huì)識(shí)別等有效降低了創(chuàng)業(yè)過(guò)程中面臨的信息約束和交易成本等制約（Uzzi等，1996）。通過(guò)社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)中的“信息橋”使得家庭具備獲取創(chuàng)業(yè)需要的人力資本、金融資本和社會(huì)資本等優(yōu)勢(shì)，增加了獲取各種創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)和知識(shí)的可能性（林南，2004；Slotte，2010）。

3.交易成本優(yōu)勢(shì)。Putnam（1993）認(rèn)為，社會(huì)資本的人際網(wǎng)絡(luò)、規(guī)范和信任等特征，更有利于人們?yōu)榱藢?shí)現(xiàn)共同利益達(dá)成一致協(xié)議，通過(guò)社會(huì)互動(dòng)的協(xié)調(diào)降低交易成本，提高社會(huì)效率。Lin（2010）指出社會(huì)資本是通過(guò)社會(huì)關(guān)系獲取的資源，通過(guò)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，行動(dòng)者之間不僅能互通信息，也可以彼此交換資源，從而降低行為目標(biāo)實(shí)現(xiàn)過(guò)程中的交易成本。因此，社會(huì)關(guān)系作為社會(huì)資本的一種表現(xiàn)形式，其交易成本優(yōu)勢(shì)提升了家庭選擇創(chuàng)業(yè)的動(dòng)機(jī)。

（二）強(qiáng)弱社會(huì)關(guān)系中風(fēng)險(xiǎn)偏好異質(zhì)性

強(qiáng)社會(huì)關(guān)系和弱社會(huì)關(guān)系中風(fēng)險(xiǎn)偏好表現(xiàn)出的異質(zhì)性（Diankov等，2006），具體解釋為性格和認(rèn)知能力。近年來(lái)，國(guó)外很多學(xué)者開(kāi)始研究人的性格和認(rèn)知能力等心理要素對(duì)人的經(jīng)濟(jì)行為產(chǎn)生的影響，建立以效用論為基礎(chǔ)、心理要素為參數(shù)的性格和認(rèn)知能力的模型（Lex等，2008）。在農(nóng)民工返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的研究中表明，人際交往頻率低的個(gè)體，社會(huì)關(guān)系更弱，性格更加保守并且缺乏創(chuàng)業(yè)主動(dòng)性；反之，強(qiáng)社會(huì)關(guān)系下，參與創(chuàng)業(yè)的個(gè)體具有更強(qiáng)烈的冒險(xiǎn)精神，參與創(chuàng)業(yè)的積極性更高（陳波，2009）。此外，Hans K等（2014）通過(guò)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)偏好程度進(jìn)行劃分，分析了過(guò)度自信導(dǎo)致的風(fēng)險(xiǎn)偏好的異質(zhì)與創(chuàng)業(yè)行為之間的差異 。

[社會(huì)關(guān)系][風(fēng)險(xiǎn)偏好][強(qiáng)弱社會(huì)關(guān)系][風(fēng)險(xiǎn)偏好異質(zhì)性][家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的差異][家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)][交易成本][信息橋][示范效應(yīng)][示范效應(yīng)][信息橋][交易成本][穩(wěn)定的性格和認(rèn)知]

圖1：對(duì)比強(qiáng)弱社會(huì)關(guān)系對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的作用機(jī)理

綜上，盡管較強(qiáng)的社會(huì)關(guān)系能夠更好地發(fā)揮“示范效應(yīng)”和“信息橋”作用，同時(shí)家庭擁有的“交易成本優(yōu)勢(shì)”可能會(huì)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)產(chǎn)生積極影響（如圖1左圖），但是強(qiáng)社會(huì)關(guān)系和弱社會(huì)關(guān)系中家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)具有明顯的差異，本文將這一現(xiàn)象的產(chǎn)生歸結(jié)為：“強(qiáng)弱社會(huì)關(guān)系中群體相對(duì)穩(wěn)定的 ‘性格和認(rèn)知使得其風(fēng)險(xiǎn)偏好是異質(zhì)的”，而家庭風(fēng)險(xiǎn)偏好的異質(zhì)進(jìn)一步導(dǎo)致了家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的差異（如圖1右圖）。

三、 模型設(shè)定與變量說(shuō)明

本文采用西南財(cái)經(jīng)大學(xué)2011年開(kāi)展的中國(guó)家庭金融調(diào)查的微觀數(shù)據(jù)，該調(diào)查涵蓋了全國(guó)25個(gè)?。ㄊ?、自治區(qū)）、80個(gè)縣、320個(gè)社區(qū)共8438個(gè)樣本，包括了家庭人口統(tǒng)計(jì)特征、資產(chǎn)與負(fù)債等方面的微觀信息，全面反映了家庭金融的基本信息。在剔除樣本數(shù)據(jù)缺失值①后，剩余樣本6035戶，有效樣本比例71.5%。

（一）模型設(shè)定

現(xiàn)有研究大多采用工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)衡量家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)（郝朝艷等，2012；張玲玲，2017）。本文參考現(xiàn)有研究使用家庭是否從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)衡量家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，作為家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的衡量指標(biāo)。根據(jù)CHFS2011問(wèn)卷相關(guān)問(wèn)題設(shè)計(jì)，本文將家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)設(shè)置為虛擬變量，記作家庭從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)=1，其他=0。當(dāng)被解釋變量為0—1變量時(shí)，可利用Logit模型、Probit模型或線性概率模型（LPM）進(jìn)行回歸分析。其中，線性概率模型得到的預(yù)測(cè)值可能出現(xiàn)大于1或小于0的情況，Probit模型要求樣本服從正態(tài)分布，與Logit模型一般可互換，而Logit模型在分析0—1受限因變量中更具有普遍性。

因此，本文采取Logit模型估計(jì)社會(huì)關(guān)系、風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的影響，并使用LPM和Probit模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，其基準(zhǔn)模型設(shè)定如下：

[probCP=1=β0+β1snk+β2risk+βxX+ε] （1）

其中，CP表示家庭是否從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，snk、risk分別衡量家庭的社會(huì)關(guān)系和風(fēng)險(xiǎn)偏好，X表示控制變量，[ε]為誤差項(xiàng)，[β0]為常數(shù)項(xiàng)，[β1、β2、βx]為對(duì)應(yīng)因素的系數(shù)。

為了進(jìn)一步分析在不同社會(huì)關(guān)系的作用下，風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的影響，本文分析社會(huì)關(guān)系與風(fēng)險(xiǎn)偏好的交互作用，得出如下替代模型：

[probCP=1=β0+β1snk+β2risk+δsnk×risk+βxX+ε]

（2）

其中，[δ]為社會(huì)關(guān)系和風(fēng)險(xiǎn)偏好的交互項(xiàng)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)影響分析的系數(shù)。

（二）變量說(shuō)明

1. 社會(huì)關(guān)系。在社會(huì)關(guān)系測(cè)度方面，許承明（2012）使用了人際交往中禮金收支衡量社會(huì)關(guān)系中的親疏遠(yuǎn)近，并將其作為社會(huì)關(guān)系的測(cè)度標(biāo)準(zhǔn)。此外，現(xiàn)有研究以中位數(shù)作為劃分社會(huì)關(guān)系強(qiáng)弱的標(biāo)準(zhǔn)，將禮金收支高于中位數(shù)的個(gè)人歸為“高社會(huì)網(wǎng)絡(luò)組”，其余歸為“低社會(huì)網(wǎng)絡(luò)組”（陳怡安等，2015）。本文按照社會(huì)關(guān)系強(qiáng)度對(duì)家庭的社會(huì)關(guān)系進(jìn)行劃分，記作虛擬變量snk，強(qiáng)社會(huì)關(guān)系=1，弱社會(huì)關(guān)系=0。其中，選擇家庭禮金收支衡量家庭社會(huì)關(guān)系，經(jīng)計(jì)算得出家庭禮金收支中位數(shù)為2500元，當(dāng)家庭禮金收支金額大于2500元時(shí)，記為強(qiáng)社會(huì)關(guān)系組；當(dāng)家庭禮金收支金額不大于2500元時(shí)，記為弱社會(huì)關(guān)系組。

2. 風(fēng)險(xiǎn)偏好。陳波（2009）認(rèn)為，成人在早期形成的認(rèn)知觀念決定了其后期的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度，基本處于穩(wěn)定狀態(tài)中。換言之，不同社會(huì)關(guān)系中認(rèn)知觀念具有的同質(zhì)性，促使家庭形成了穩(wěn)定性的風(fēng)險(xiǎn)偏好，但這種風(fēng)險(xiǎn)偏好在不同強(qiáng)度的社會(huì)關(guān)系中表現(xiàn)出一定的異質(zhì)性。在此基礎(chǔ)上，本文重點(diǎn)研究家庭所處的社會(huì)環(huán)境中風(fēng)險(xiǎn)偏好的異質(zhì)性，利用家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度衡量家庭風(fēng)險(xiǎn)偏好，CHFS2011問(wèn)卷用1—5之間的離散變量表示家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度，具體表現(xiàn)為風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度值越大，風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度越高、風(fēng)險(xiǎn)偏好程度越低。其中，1表示高風(fēng)險(xiǎn)、高回報(bào)項(xiàng)目，2表示略高風(fēng)險(xiǎn)、略高回報(bào)項(xiàng)目，3表示平均風(fēng)險(xiǎn)、平均回報(bào)項(xiàng)目，4表示略低風(fēng)險(xiǎn)、略低回報(bào)項(xiàng)目，5表示不愿承擔(dān)任何風(fēng)險(xiǎn)，記作有限連續(xù)變量risk。

3. 其他控制變量。參考現(xiàn)有研究，本文選取家庭收入水平②、家庭規(guī)模、戶主受教育水平、戶主是否為黨員、戶主婚姻狀況、戶主年齡和區(qū)域等為控制變量。為了減少誤差，本文對(duì)收入做了對(duì)數(shù)處理，得到收入平方的對(duì)數(shù)值 [Y=ln1+y2]，其中[y]為家庭平均收入。由于家庭年平均收入存在非正數(shù)，說(shuō)明家庭收入在一定程度上表現(xiàn)為負(fù)債，為了剔除通脹及負(fù)債等因素的影響，本文選取家庭收入平方的對(duì)數(shù)值衡量家庭收入情況。描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表1。

通過(guò)對(duì)社會(huì)關(guān)系強(qiáng)度進(jìn)行分類(lèi)，分為強(qiáng)社會(huì)關(guān)系組和弱社會(huì)關(guān)系組，如表2所示可得：在強(qiáng)社會(huì)關(guān)系群體中，家庭創(chuàng)業(yè)比例為18.38%，高于城鎮(zhèn)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)平均水平3.78%；反之，在弱社會(huì)關(guān)系中家庭創(chuàng)業(yè)比例為11.38%，低于平均水平3.22%，低于強(qiáng)社會(huì)關(guān)系家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)平均水平7個(gè)百分點(diǎn)，說(shuō)明社會(huì)關(guān)系對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)具有促進(jìn)作用。此外，家庭風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度平均水平為3.1554，強(qiáng)社會(huì)關(guān)系和弱社會(huì)關(guān)系中平均水平分別為2.9666、3.4032，說(shuō)明強(qiáng)社會(huì)關(guān)系中家庭風(fēng)險(xiǎn)厭惡水平更低、更偏好風(fēng)險(xiǎn)，弱社會(huì)關(guān)系中家庭風(fēng)險(xiǎn)厭惡水平相比較高、風(fēng)險(xiǎn)偏好較弱。在此基礎(chǔ)上，本文第四部分對(duì)社會(huì)關(guān)系對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的促進(jìn)作用進(jìn)行了實(shí)證分析和穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

四、實(shí)證結(jié)果

（一）社會(huì)關(guān)系、風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的影響

基于式（1）的估計(jì)結(jié)果表3顯示，社會(huì)關(guān)系對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)有顯著的正向作用，即家庭的社會(huì)關(guān)系越強(qiáng)，家庭從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)意愿越高。本文認(rèn)為，在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系中戶主與群體間進(jìn)行互動(dòng)，一方面“信息橋”能夠有效緩解家庭創(chuàng)業(yè)面臨的信息約束，促進(jìn)了家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)；另一方面，網(wǎng)絡(luò)支持下的示范作用提升了家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的意愿。此外，社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)群體內(nèi)進(jìn)行互動(dòng)的過(guò)程中具有交易成本優(yōu)勢(shì)，進(jìn)一步降低了家庭創(chuàng)業(yè)的機(jī)會(huì)成本。在模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)方面，LPM和Probit模型的參數(shù)估計(jì)在1%的置信水平上顯著為正，與Logit模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果一致。

如表3所示，Logit模型中風(fēng)險(xiǎn)偏好參數(shù)估計(jì)在1%的置信水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明隨著風(fēng)險(xiǎn)偏好程度的不斷下降，家庭從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)意愿不斷降低。也就是說(shuō)，家庭越偏好風(fēng)險(xiǎn)，越愿意從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，表現(xiàn)為風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)家庭從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的促進(jìn)作用。同時(shí)，LPM和Probit模型中風(fēng)險(xiǎn)偏好參數(shù)估計(jì)在1%的置信水平上顯著為負(fù)，進(jìn)一步驗(yàn)證了Logit模型參數(shù)估計(jì)的穩(wěn)健性。

戶主教育水平對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)具有抑制作用，具體解釋為：人力資本理論認(rèn)為，教育促進(jìn)了受教育者工資性就業(yè)或者降低了失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)概率的原因在于，教育提高了他們的勞動(dòng)生產(chǎn)率和邊際生產(chǎn)力，能夠給企業(yè)帶來(lái)更多的收入，因此企業(yè)更愿意雇傭擁有更多人力資本的人。舒爾茨（1961）則把人的能力分為學(xué)習(xí)能力、有效工作能力、比賽能力、創(chuàng)造能力和配置能力等五種形式，認(rèn)為配置能力是使資源得到優(yōu)化配置從而實(shí)現(xiàn)價(jià)值增值的能力，而配置能力的提升是教育的主要益處之一，因此教育水平高的人更易受雇成功，且能夠獲得持久的較高回報(bào)（Schultz，1975）。因此，本文認(rèn)為戶主受教育水平越高，面臨的人力資本約束越小，越有利于獲得就業(yè)機(jī)會(huì)，即就業(yè)機(jī)會(huì)上的優(yōu)勢(shì)導(dǎo)致了受教育水平越高的戶主越傾向于選擇就業(yè)，其家庭從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的動(dòng)機(jī)越小。

根據(jù)表3所示可得，家庭收入水平、家庭規(guī)模分別在1%的置信水平上對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)具有促進(jìn)作用，戶主政治身份和戶主年齡對(duì)家庭進(jìn)行創(chuàng)業(yè)活動(dòng)具有顯著的抑制作用。家庭的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)表現(xiàn)出了一定的區(qū)域差異，相對(duì)于西部地區(qū)，在1%的顯著水平下東部地區(qū)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的積極性更低，中部地區(qū)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)不顯著。具體解釋如下：（1）由于采用家庭是否從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)衡量家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，東部地區(qū)在市場(chǎng)環(huán)境、政策支持和地理區(qū)位等方面具有明顯優(yōu)勢(shì)，其創(chuàng)業(yè)活動(dòng)多表現(xiàn)為創(chuàng)辦企業(yè)等。因此，在1%的顯著水平下西部地區(qū)的家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)顯著高于東部地區(qū)。（2）由于國(guó)家對(duì)中部糧食主產(chǎn)區(qū)的定位，集中發(fā)展農(nóng)業(yè)、承擔(dān)糧食安全等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)，在政策方面存在嚴(yán)重的創(chuàng)業(yè)環(huán)境約束；同時(shí)，中部地區(qū)作為傳統(tǒng)文化發(fā)源地，其家庭生產(chǎn)行為更加傳統(tǒng)，缺乏冒險(xiǎn)精神和創(chuàng)業(yè)精神。因此，在創(chuàng)業(yè)政策和環(huán)境的約束下區(qū)位對(duì)中部地區(qū)的家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的作用無(wú)法得到體現(xiàn)，表現(xiàn)為中部地區(qū)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)相對(duì)于西部地區(qū)不顯著。

（二） 社會(huì)關(guān)系對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的影響——基于社會(huì)關(guān)系對(duì)風(fēng)險(xiǎn)偏好的增強(qiáng)作用

根據(jù)模型（2）得出表4的分析結(jié)果，社會(huì)關(guān)系強(qiáng)度能夠緩解風(fēng)險(xiǎn)厭惡對(duì)創(chuàng)業(yè)的抑制作用。換言之，社會(huì)關(guān)系強(qiáng)度通過(guò)增強(qiáng)家庭的風(fēng)險(xiǎn)偏好，進(jìn)而促進(jìn)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。如表4所示，在1%的置信水平上Logit模型對(duì)風(fēng)險(xiǎn)偏好、社會(huì)關(guān)系與風(fēng)險(xiǎn)偏好交互項(xiàng)的參數(shù)估計(jì)分別為-0.2025和0.0876，說(shuō)明了風(fēng)險(xiǎn)厭惡對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)的抑制作用，等價(jià)于風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)家庭從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)具有促進(jìn)作用。同時(shí)，社會(huì)關(guān)系的強(qiáng)度能夠在一定程度上增強(qiáng)風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用。其中，LPM和Probit模型相應(yīng)的參數(shù)估計(jì)在1%置信水平顯著，驗(yàn)證了Logit模型參數(shù)估計(jì)的穩(wěn)健性。

（三）擴(kuò)展模型——強(qiáng)弱社會(huì)關(guān)系中風(fēng)險(xiǎn)偏好異質(zhì)性

表5中Logit模型分析結(jié)果表明，強(qiáng)社會(huì)關(guān)系和弱社會(huì)關(guān)系中家庭的風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)家庭從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)具有促進(jìn)作用。其中，強(qiáng)社會(huì)關(guān)系中風(fēng)險(xiǎn)偏好與家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)在1%的置信水平上顯著負(fù)相關(guān)，弱社會(huì)關(guān)系中風(fēng)險(xiǎn)偏好與創(chuàng)業(yè)活動(dòng)在5%的置信水平上顯著負(fù)相關(guān)。說(shuō)明風(fēng)險(xiǎn)偏好水平越低其從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)積極性越低，與社會(huì)關(guān)系強(qiáng)度無(wú)關(guān)。因此，風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)具有穩(wěn)定的促進(jìn)作用。

在強(qiáng)社會(huì)關(guān)系和弱社會(huì)關(guān)系中，風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)具有不同程度的促進(jìn)作用。根據(jù)表5中Logit模型的邊際效應(yīng)，強(qiáng)社會(huì)關(guān)系中風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)家庭從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)邊際效應(yīng)在1%的置信水平上為-0.0279。也就是說(shuō)在強(qiáng)社會(huì)關(guān)系中，風(fēng)險(xiǎn)偏好程度每提升1個(gè)百分點(diǎn)，家庭從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)意愿增強(qiáng)近3個(gè)百分點(diǎn)。同樣，在弱社會(huì)關(guān)系中家庭從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的邊際效應(yīng)在5%的置信水平上為-0.0091，風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)提升家庭創(chuàng)業(yè)參與性的作用低于1%。上述分析表明，強(qiáng)社會(huì)關(guān)系和弱社會(huì)關(guān)系中風(fēng)險(xiǎn)偏好的異質(zhì)性表現(xiàn)為：不同社會(huì)關(guān)系中，風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)有不同程度上的促進(jìn)作用。其中，強(qiáng)社會(huì)關(guān)系中風(fēng)險(xiǎn)偏好平均水平為3.61，低于風(fēng)險(xiǎn)偏好的平均水平3.77；弱社會(huì)關(guān)系中風(fēng)險(xiǎn)偏好平均水平為3.91，高于風(fēng)險(xiǎn)偏好平均水平3.77。因此，在強(qiáng)社會(huì)關(guān)系和弱社會(huì)關(guān)系中家庭風(fēng)險(xiǎn)偏好具有一定的異質(zhì)性，表現(xiàn)為家庭從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的差異。

在強(qiáng)社會(huì)關(guān)系和弱社會(huì)關(guān)系中，家庭規(guī)模、戶主年齡和區(qū)域?qū)彝?chuàng)業(yè)活動(dòng)未表現(xiàn)出明顯的異質(zhì)性。其中，相應(yīng)的家庭規(guī)模Logit模型估計(jì)的邊際效應(yīng)在1%的置信水平分別為0.0153和0.0222，戶主年齡Logit模型估計(jì)的邊際效應(yīng)在1%的置信水平分別為

-0.0047和-0.0021。區(qū)域變量對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)影響與社會(huì)強(qiáng)度無(wú)關(guān)，在不同強(qiáng)度的社會(huì)關(guān)系下中部地區(qū)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)相對(duì)于西部地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)不顯著、東部地區(qū)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)邊際效應(yīng)相對(duì)于西部地區(qū)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)非常接近③。

五、結(jié)論及啟示

本文主要得出以下兩個(gè)結(jié)論：一是社會(huì)關(guān)系對(duì)于家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)具有促進(jìn)作用，二是強(qiáng)社會(huì)關(guān)系和弱社會(huì)關(guān)系中風(fēng)險(xiǎn)偏好呈現(xiàn)出異質(zhì)性及其對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)表現(xiàn)出的增長(zhǎng)效應(yīng)。具體來(lái)說(shuō)，第一，社會(huì)關(guān)系對(duì)于家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)具有促進(jìn)作用。在社會(huì)關(guān)系下形成的示范效應(yīng)、“信息橋”作用和交易成本優(yōu)勢(shì)，有助于緩解家庭從事創(chuàng)業(yè)的機(jī)會(huì)、資本、信任和信息等約束，從而緩解了我國(guó)創(chuàng)業(yè)過(guò)程中面臨的信息不對(duì)稱(chēng)和資源分配不公等制度約束。第二，不同強(qiáng)度的社會(huì)關(guān)系下，家庭風(fēng)險(xiǎn)偏好呈現(xiàn)出一定程度的異質(zhì)性，并在不同程度影響了家庭創(chuàng)業(yè)的意愿。特別是，社會(huì)關(guān)系下形成的創(chuàng)業(yè)態(tài)度對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿具有重要作用，尤其是感知的強(qiáng)社會(huì)關(guān)系對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)表現(xiàn)出促進(jìn)作用。

根據(jù)以上研究結(jié)論，可以得到如下啟示：第一，政府部門(mén)除了借助傳統(tǒng)的財(cái)政支持和政策支持外，通過(guò)培育農(nóng)村創(chuàng)業(yè)環(huán)境、營(yíng)造更為積極的創(chuàng)業(yè)氛圍、增強(qiáng)家庭之間的互動(dòng)，促使家庭創(chuàng)業(yè)意識(shí)和觀念的轉(zhuǎn)變，提升家庭創(chuàng)業(yè)意愿。第二，目前對(duì)于社會(huì)資本和創(chuàng)業(yè)的研究尚處于起步階段，學(xué)術(shù)界對(duì)于社會(huì)關(guān)系尚未形成一致的定義和衡量標(biāo)準(zhǔn)，不同領(lǐng)域的學(xué)者對(duì)社會(huì)關(guān)系的界定各異，此外社會(huì)關(guān)系究竟是如何對(duì)創(chuàng)業(yè)行為產(chǎn)生影響的，其作用機(jī)制和影響路徑仍處于探討階段，這也將成為未來(lái)研究的重點(diǎn)，對(duì)提升家庭創(chuàng)業(yè)意愿具有十分重要的意義。

注：

①為了盡可能保留樣本信息的完整性，本文只剔除樣本缺失值。根據(jù)樣本的統(tǒng)計(jì)特征（戶主年齡分布在90—98（包含90）樣本量37，80—90（包含80）樣本量269，合計(jì)（306）占比總樣本5%，家庭規(guī)模分布在10—18（包含10）有10戶）。因此，在大樣本的參數(shù)估計(jì)中，占比極低的極端值不會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏。

② CHFS2011的家庭金融數(shù)據(jù)庫(kù)中家庭收入是指家庭凈收入，包含負(fù)債和收入，數(shù)據(jù)中含有非正數(shù)，合計(jì)177戶。剔除經(jīng)濟(jì)指標(biāo)中包含的價(jià)格變化引起的通脹，需要進(jìn)行對(duì)數(shù)處理。[Y=ln（（1+y）2）=2Ln|1+y|]，等價(jià)于擴(kuò)大2倍的對(duì)數(shù)值，保留了數(shù)據(jù)真實(shí)的信息，未對(duì)家庭收入在家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的數(shù)據(jù)信息造成干擾。

③在強(qiáng)社會(huì)關(guān)系中，東部地區(qū)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)在10%顯著水平下邊際效應(yīng)為-0.0372；在弱社會(huì)關(guān)系中，東部地區(qū)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)在5%顯著水平下邊際效應(yīng)為-0.0361。因此，在強(qiáng)社會(huì)關(guān)系和弱社會(huì)關(guān)系中家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)不存在區(qū)域差異。

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