琴瑟和鳴抑或相互掣肘？旅游業(yè)中家庭配偶的就業(yè)與創(chuàng)業(yè)
——基于CGSS 2010—2015 數(shù)據(jù)的實證研究

郭 為 曹蘇婉

（青島大學(xué)旅游與地理科學(xué)學(xué)院 山東青島 266071）

一、問題的背景

社會經(jīng)濟發(fā)展的目的是提高居民的生活水平和質(zhì)量，提高生活水平和質(zhì)量的前提是充分就業(yè)。然而，當今國際和國內(nèi)的就業(yè)形式都比較嚴峻。2017 年國際勞工組織（International Labor Organization，ILO）預(yù)測，全球失業(yè)率會從5.7%增長到5.8%，約新增340 萬失業(yè)人口。在被雇傭人口中，約有14 億人是家庭雇員或自雇工作者（脆弱就業(yè)），占總數(shù)的42%以上。2015 年以來，我國經(jīng)濟下行壓力逐漸增大，隨著供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的推進，結(jié)構(gòu)性失業(yè)開始出現(xiàn)。2018 年3 月城鎮(zhèn)調(diào)查失業(yè)率達到5.1%，高于其他年份。2018 年全國各類大學(xué)畢業(yè)生的總數(shù)約820 萬，待就業(yè)群體規(guī)模巨大。

要解決如此巨大的就業(yè)問題，單純依靠存量企業(yè)的增量雇傭很難，必須通過個體創(chuàng)業(yè)（增量企業(yè)）來吸納過剩的勞動力。2013 年10 月國務(wù)院常務(wù)會議強調(diào)“調(diào)動社會資本力量，促進小微企業(yè)特別是創(chuàng)新型企業(yè)成長，帶動就業(yè)”。2014 年9 月夏季達沃斯論壇開幕式上，李克強總理首次提出“大眾創(chuàng)業(yè)”，力圖通過創(chuàng)業(yè)來解決國內(nèi)存在的就業(yè)問題。2018 年2 月習(xí)近平主席在《人民日報》上發(fā)文號召全國人民“艱苦奮斗再創(chuàng)業(yè)”。

隨著服務(wù)業(yè)就業(yè)在總量就業(yè)中的占比不斷提高，如何通過服務(wù)業(yè)就業(yè)來吸納就業(yè)，解決經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整中帶來的結(jié)構(gòu)性失業(yè)問題吸引了越來越多的學(xué)者關(guān)注，尤其是隨著人工智能技術(shù)的逐步推廣和應(yīng)用，服務(wù)業(yè)將成為解決就業(yè)問題最有潛力的產(chǎn)業(yè)。旅游業(yè)作為服務(wù)業(yè)的重要組成部分，順應(yīng)了現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的發(fā)展趨勢，旅游中的“食、住、行、游、購、娛”六個要素，幾乎關(guān)聯(lián)了全部服務(wù)行業(yè)。因此，發(fā)揮旅游業(yè)以點帶面的作用，是解決整體就業(yè)壓力的一個良好途徑。

旅游業(yè)帶動整體就業(yè)的具體方式之一是現(xiàn)有旅游企業(yè)的存量擴張，但傳統(tǒng)企業(yè)的存量擴張已經(jīng)進入邊際遞減的路徑，吸納就業(yè)的容量有限，不具有可持續(xù)性（肖興志、張偉廣、朝鏞，2019）；另一個重要方式是新生旅游企業(yè)的增量擴張。新生企業(yè)意味著旅游投資和創(chuàng)業(yè)，2015 年，我國旅游業(yè)的投資額達 10 072 億元。其中，在線旅游投資超過770 億元，同比增長42%。2015 年8月，國務(wù)院出臺了《關(guān)于進一步促進旅游投資和消費的若干意見》，第一次提出了旅游投資促進計劃。隨后的三年，我國旅游直接投資超過3 萬億元，帶動15 萬億元以上的綜合投資。2017 年，全球旅游科技創(chuàng)業(yè)融資超200 億美元，旅游總投資達到8 396 億美元。2018 年，旅游創(chuàng)業(yè)投資總額達190 億美元。除了上述因為投資產(chǎn)生的新企業(yè)或企業(yè)擴張之外，在旅游市場中還存在大量的旅游小微企業(yè)或“夫妻店”（梁振民，2018）。旅游小微企業(yè)的出現(xiàn)主要是因為面向游客的基本服務(wù)技術(shù)門檻低、投資小，進入和退出方便，這些小微企業(yè)也吸納了大量的失業(yè)人員?；谶@些原因，本文利用中國綜合社會調(diào)查（Chinese General Social Survey，CGSS）2010 年至2015 年的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，提取了旅游業(yè)中的家庭個體創(chuàng)業(yè)數(shù)據(jù)，試圖通過對該數(shù)據(jù)的分析，了解旅游業(yè)中家庭配偶的就業(yè)對彼此創(chuàng)業(yè)的影響（見表1）。

表1 旅游業(yè)中不同類型婚姻個體的創(chuàng)業(yè)Tab. 1 The entrepreneurship in various types of families

二、文獻述評

1. 創(chuàng)業(yè)要素理論及其進展

創(chuàng)業(yè)者特質(zhì)論在創(chuàng)業(yè)研究領(lǐng)域占據(jù)主導(dǎo)地位，它著重關(guān)注什么樣的人能夠成為創(chuàng)業(yè)者，即創(chuàng)業(yè)者具有一些什么樣的特質(zhì)（蘇曉華、鄭晨、李新春，2012）。由于個體特質(zhì)差異普遍存在，因此，關(guān)于特質(zhì)與創(chuàng)業(yè)的研究具有很大的發(fā)散性。例如，有的學(xué)者發(fā)現(xiàn)掌握方言技能有利于流動人口在遷入地搭建良好的社會網(wǎng)絡(luò)從而降低創(chuàng)業(yè)“壁壘”（魏下海、陳思宇、黎嘉輝，2016）；非農(nóng)戶籍和外出務(wù)工經(jīng)歷會顯著提高流動人口選擇創(chuàng)業(yè)的概率（寧光杰、段樂樂，2017；周廣肅、譚華清、李力行，2017）；在管制水平較高的行業(yè)中，越是“聰明”的人其創(chuàng)業(yè)意愿越低，而在管制水平較低的行業(yè)中卻完全相反（李濤、朱俊兵、伏霖，2017）。關(guān)于特質(zhì)的研究還涉及教育、婚姻、健康等方面，這類研究存在明顯的缺陷，即似乎所有的“特質(zhì)”在某種條件下都可能影響創(chuàng)業(yè)。按照此邏輯，創(chuàng)業(yè)的規(guī)律將無法被發(fā)現(xiàn)。

考慮到上述問題，Gartner（1988）把創(chuàng)業(yè)研究的視角從關(guān)注單一的個體特質(zhì)轉(zhuǎn)向了關(guān)注多要素的創(chuàng)業(yè)過程，提出了均衡四要素模型。利用這個模型，有的學(xué)者認為生存型創(chuàng)業(yè)主要受益于城市多樣化外部性，機會型創(chuàng)業(yè)則主要受益于城市多樣化積聚性（張萃，2018）；有的學(xué)者認為法律對投資者保護越完善，政府對腐敗監(jiān)察力度越高，越有利于激發(fā)企業(yè)的創(chuàng)業(yè)行為（賴敏、余泳澤、劉大勇等，2018）；還有學(xué)者認為國家對創(chuàng)業(yè)的政策支持不同也會導(dǎo)致對創(chuàng)業(yè)的激勵出現(xiàn)差異（李政、羅暉、李正風等，2018）。

Wickham（2001）對Gartner 的四要素模型進行了修正，把創(chuàng)業(yè)者置于所有要素的主導(dǎo)者位置，提出了創(chuàng)業(yè)者主導(dǎo)四要素理論?；诖死碚摚袑W(xué)者發(fā)現(xiàn)初始資源稟賦會驅(qū)動新企業(yè)進行社會網(wǎng)絡(luò)型資源整合，從而推動創(chuàng)業(yè)者的機會識別行為（王玲、蔡莉、彭秀青等，2017）。還有學(xué)者在創(chuàng)業(yè)者主導(dǎo)四要素理論中引入學(xué)習(xí)概念，認為學(xué)習(xí)對創(chuàng)業(yè)成敗具有重要的意義（陳文沛，2016）。

Sahlman（1996）構(gòu)建了以環(huán)境為中心的四要素理論?；诖死碚?，王金杰和李啟航（2017）發(fā)現(xiàn)電子商務(wù)使得農(nóng)村居民的創(chuàng)業(yè)選擇對于學(xué)歷教育的依賴性降低；鄭馨、周先波、張麟（2017）研究發(fā)現(xiàn)社會規(guī)范促進了潛在的創(chuàng)業(yè)者感知機會、承擔風險、提高技能和拓展網(wǎng)絡(luò)等4 個方面的中介傳導(dǎo)機制的完善。2003 年，Timmons 在參考其他學(xué)者成果的基礎(chǔ)上，提出了均衡三要素理論。根據(jù)該理論，劉剛和王澤宇（2016a）發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)團隊的文化多樣性能夠有效提高企業(yè)的融資。團隊成員之間的溝通、信任及其維持機制能夠有效提高企業(yè)的創(chuàng)業(yè)成功率（鄭鴻、徐勇，2017）。

隨著創(chuàng)業(yè)研究的深入，許多學(xué)者發(fā)現(xiàn)四要素和三要素理論逐漸偏離了創(chuàng)業(yè)的根本，對創(chuàng)業(yè)的研究變得越來越像是關(guān)注一個正常企業(yè)，而不是關(guān)注創(chuàng)業(yè)者對市場機會的把握和對企業(yè)家精神的強調(diào)。在這種感知的引導(dǎo)下，Shane 和Venkataraman（2000）部分回歸了特質(zhì)論，把創(chuàng)業(yè)定義為“是誰，通過什么樣的手段來識別、評價和利用創(chuàng)業(yè)機會并創(chuàng)造商品和提供服務(wù)”；劉剛和王澤宇（2016b）發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)者的社會網(wǎng)絡(luò)特性能夠有效提高互聯(lián)網(wǎng)創(chuàng)業(yè)成功的概率；馬光榮和楊恩艷（2011）發(fā)現(xiàn)社會網(wǎng)絡(luò)和非正規(guī)金融的結(jié)合能夠促使更多農(nóng)民成為個體工商戶。

但機會識別理論仍然存在缺陷。Shane（2000）發(fā)現(xiàn)機會通常情況下不是創(chuàng)業(yè)者主動搜尋的結(jié)果，而是依靠預(yù)感和直覺，這就回到了“創(chuàng)業(yè)的原點”：規(guī)律無法被發(fā)現(xiàn)。這種觀點同樣遭到不少學(xué)者的反對。他們認為僅僅把機會作為創(chuàng)業(yè)的核心問題過于狹隘（Klein，2008），而且機會的市場分布不可捉摸（Dimov，2011）?；谶@種想法，Sarasvathy（2001）提出了效果邏輯理論，他認為機會不可捉摸，不應(yīng)該關(guān)注機會，而應(yīng)該關(guān)注創(chuàng)業(yè)者。

2. 家庭對個體創(chuàng)業(yè)的影響

關(guān)于創(chuàng)業(yè)要素的研究積累了豐富的文獻（翟慶華、蘇靖、葉明海等，2013）。這些理論主要由西方學(xué)者提出，旨在綜合各種因素尋找創(chuàng)業(yè)的規(guī)律，但是這些理論都忽略了家庭在個體創(chuàng)業(yè)中所起到的作用。國內(nèi)一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村精英家庭顯著提高了家庭成員創(chuàng)業(yè)活動的概率，而人力殘缺家庭將顯著降低其選擇創(chuàng)業(yè)活動的概率。精英家庭通常屬于機會型創(chuàng)業(yè)，而人力殘缺家庭通常屬于生存型創(chuàng)業(yè)（楊嬋、賀小剛、李征宇，2017）。具有公務(wù)員背景的家庭創(chuàng)業(yè)成功的概率會顯著提高（李雪蓮、馬雙、鄧翔，2015）。還有學(xué)者發(fā)現(xiàn)許多因素如信貸約束和社會網(wǎng)絡(luò)也會影響家庭成員的創(chuàng)業(yè)行為（張龍耀、楊軍、張海寧，2013；張龍耀、張海寧，2013；翁辰、張兵，2015；李祎雯、張兵，2016）。他們站在家庭整體的角度闡述了家庭的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)、金融資本的可獲得性等因素對家庭創(chuàng)業(yè)的影響。而家庭成員之間的互動、身份、工作以及相關(guān)的社會網(wǎng)絡(luò)也會對創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)行為產(chǎn)生影響。Bruce（1999）發(fā)現(xiàn)男性創(chuàng)業(yè)的家庭中其配偶也參與創(chuàng)業(yè)的概率是其他家庭中男性沒有創(chuàng)業(yè)情況下配偶創(chuàng)業(yè)概率的兩倍。?zcan（2011）進一步發(fā)現(xiàn)家庭創(chuàng)業(yè)中夫妻雙方互相影響，但丈夫?qū)ζ拮拥挠绊戯@著。Parker（2008）卻發(fā)現(xiàn)妻子的創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷會影響丈夫。夫妻任何一方的某些特質(zhì)也可能會影響另一方的創(chuàng)業(yè)行為。如鄭筱婷和李美棠（2018）發(fā)現(xiàn)女性獲得家庭外部收入的能力對其配偶的創(chuàng)業(yè)行為具有影響。

三、本土情境與理論邏輯

前述理論及研究成果極大地豐富了我們對創(chuàng)業(yè)規(guī)律以及家庭與個體創(chuàng)業(yè)關(guān)系的認知，但是，這些理論產(chǎn)生的政治制度、文化習(xí)俗和哲學(xué)背景與我國當下環(huán)境存在較大差異。雖然，我國傳統(tǒng)文化中成家立業(yè)的說法主要針對男性，但是隨著社會進步，女性的勞動參與率越來越高。2010 年我國女性勞動參與率為70%，遠高于歐美發(fā)達國家和其他發(fā)展中國家。經(jīng)濟上的獨立，使女性在思想意識、社會角色和家庭作用上越來越擁有與男性趨于平等的地位。因此，仍然站在西方社會學(xué)的角度或以輔助的角色看待我國女性，是不恰當?shù)?，也是不符合我國當下情境的?/p>

組建家庭后，夫妻會彼此影響對方的創(chuàng)業(yè)行為，影響因素主要有：第一，配偶就業(yè)的單位類型。主要分為體制內(nèi)就業(yè)和體制外就業(yè)。體制內(nèi)的就業(yè)有助于個體形成官方社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，而體制外的就業(yè)有助于形成民間關(guān)系網(wǎng)絡(luò)。第二，配偶就業(yè)單位或公司的所有制性質(zhì)。不同性質(zhì)的企業(yè)或單位給予配偶不同的工作經(jīng)歷與經(jīng)驗，這些能夠被創(chuàng)業(yè)者分享。第三，配偶當前的就業(yè)狀態(tài)。就業(yè)狀態(tài)主要是機會型創(chuàng)業(yè)、生存型創(chuàng)業(yè)、受雇就業(yè)和非正規(guī)就業(yè)4 類，這些不同的就業(yè)形態(tài)對應(yīng)著不同的收入和風險，能夠直接對配偶的創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生影響。第四，配偶是否全職就業(yè)。配偶全職就業(yè)通過收入分擔個體創(chuàng)業(yè)失敗的風險，能夠維持配偶創(chuàng)業(yè)失敗后家庭生活的基本支出，兼職則可以解除配偶創(chuàng)業(yè)時家庭中出現(xiàn)的干擾如照顧老人或小孩等。

因此，家庭配偶的就業(yè)似乎把國家公共服務(wù)中的一部分社會保障功能通過“婚姻”實現(xiàn)了內(nèi)在化，這種社會保障功能的實現(xiàn)主要體現(xiàn)在配偶就業(yè)（包括他/她帶來的收入）可以為家庭創(chuàng)業(yè)降低金融約束、分散風險、節(jié)省社會交易費用以及照顧孩子等家政服務(wù)方面。

四、數(shù)據(jù)來源與說明

1. 數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自CGSS，該項目對全國125 個縣（區(qū)）500 個街道（鄉(xiāng)、鎮(zhèn)）1 000 個居（村）民委員會的10 000 戶家庭中的個人進行調(diào)查。該調(diào)查始于2003 年，是我國較早的全國性、綜合性、連續(xù)性學(xué)術(shù)調(diào)查項目，涵蓋社會、社區(qū)、家庭、個人多個層次的數(shù)據(jù)，具有代表性和可靠性。

該數(shù)據(jù)設(shè)計了專門的社會人口屬性模塊和勞動力市場模塊，內(nèi)容包括受訪者性別、婚姻等各類人口統(tǒng)計學(xué)特征，受訪者的工作經(jīng)歷及其狀況，工作單位的所有制性質(zhì)等問項。為了確保研究結(jié)論的可靠性，本研究合并了CGSS 2010年至2015 年的數(shù)據(jù)，合并后的樣本點共有51 574 個。由于需要研究受訪對象的配偶特質(zhì)和工作情形對受訪對象的影響，本文依據(jù)兩個條件進行樣本選?。旱谝?，根據(jù)數(shù)據(jù)中的變量a59disco88 所提供的《國際標準職業(yè)分類（ISCO-08）》和《國家旅游及相關(guān)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計分類（2018）》，選取了與旅游相關(guān)的樣本點；第二，選取了16 歲以上60 歲以下的已婚男性樣本和16 歲以上55 歲以下的已婚女性樣本。本項研究最終共選取3 580 個樣本觀察值，其中來自2010、2011、2012、2013 和2015 年的樣本分別為684、377、865、849、805 個。

2. 變量的解釋

（1）被解釋變量

受訪個體是否屬于創(chuàng)業(yè)者是本文的被解釋變量，如果屬于創(chuàng)業(yè)者賦值為1，不屬于賦值為0。是否屬于創(chuàng)業(yè)者，主要依據(jù)CGSS 問卷量表中的問項“下列各種情形，哪種更符合工作的狀況：1.自己是老板（或者合伙人）；2.個體工商戶；3.受雇于他人（有固定雇主）；4.勞務(wù)工/勞務(wù)派遣人員；5.零工、散工（無固定雇主的受雇者）；6.在自己家的生意/企業(yè)中工作/幫忙，領(lǐng)工資；7.在自己家的生意/企業(yè)中工作/幫忙，不領(lǐng)工資；8.自由職業(yè)者；9.其他”。如果受訪者選擇了1 和2 就把其歸類為創(chuàng)業(yè)，其他就歸類為非創(chuàng)業(yè)，其中，把選1 的歸為機會型創(chuàng)業(yè)，選2 的歸為生存型創(chuàng)業(yè)。

（2）核心解釋變量

配偶特質(zhì)屬于核心解釋變量，包括2 個。一是配偶收入。主要依據(jù)問項是“您配偶或同居伴侶去年（調(diào)查的前一年）全年的職業(yè)/勞動收入是多少？”在分析時，對該項數(shù)值取對數(shù)。二是工作類型。主要依據(jù)問項是“您配偶或同居伴侶目前工作的單位或公司的單位類型，包括黨政機關(guān)、企業(yè)、事業(yè)單位、社會團體、居/村委會、無單位/自雇（包括個體戶）、軍隊和其他”。在分析時，將黨政機關(guān)、事業(yè)單位、社會團體、居/村委會和軍隊合并為體制內(nèi)就業(yè)，其他則為體制外就業(yè)。

（3）控制變量

控制變量包括個體特征變量、家庭特征變量和地區(qū)特征變量。個體特征變量包括受教育程度、工作經(jīng)驗、政治面貌和收入水平。家庭特征變量包括家庭規(guī)模和家庭收入等。地區(qū)特征變量包括省份等。上述變量都能夠在CGSS 問卷量表中找到相應(yīng)的問項（見表2）。

表2 變量名稱及其解釋Tab. 2 The names of variables and their explanations

3. 變量的描述性統(tǒng)計

表3 對主要變量進行了描述性統(tǒng)計。被解釋變量中，根據(jù)各個變量計算得出的數(shù)據(jù)，在整個樣本中，參與創(chuàng)業(yè)（涵蓋機會型創(chuàng)業(yè)和生存型創(chuàng)業(yè)）的人數(shù)占比達60%，其中，機會型創(chuàng)業(yè)為5.2%，生存型創(chuàng)業(yè)為54.6%。

核心解釋變量中，配偶就業(yè)形式分為機會型創(chuàng)業(yè)、生存型創(chuàng)業(yè)、受雇就業(yè)和非正規(guī)就業(yè)，均值為2.71，各自占比分別為3%、39.83%、39.63%和17.48%。配偶就業(yè)類型主要分為體制內(nèi)或體制外工作，其中，體制內(nèi)工作人數(shù)占比為10%。就業(yè)單位所有制性質(zhì)包括4 類，均值為2.75，其中民企和私企占比最多，為69.19%，集體或集體控股最少，為4.7%。在整個樣本中，全職就業(yè)者占90.74%，非全職為9.36%。配偶全年職業(yè)勞動收入取對數(shù)后，均值為8.79。

個體特征變量中，男性占比為55.61%，略高于女性；樣本中個體工作經(jīng)驗的均值為26.44 年；擁有黨員身份的占比為26.18%；農(nóng)業(yè)戶籍占比為50.3%；受教育程度轉(zhuǎn)化為年限后均值為10.30 年，說明大部分個體學(xué)歷教育集中在高中階段。

家庭特征變量主要選用了家庭規(guī)模和家庭收入。其中家庭規(guī)模的均值為3.3人，家庭收入取對數(shù)后的均值為11.15 元。

表3 變量的描述性統(tǒng)計Tab. 3 The descriptions of variables

五、計量模型的設(shè)定及說明

1973 年，MacFadden 提出了logit 模型，采用logistic 概率分布函數(shù)來描述作為分類變量的被解釋變量。由于logistic 概率分布函數(shù)具有很好的統(tǒng)計特性，隨后得到快速發(fā)展（Bishop，F(xiàn)ienberg & Holland，1975；Christensen，1997；Collett，2003）。進入21 世紀，logistic 模型在經(jīng)濟學(xué)、醫(yī)學(xué)等領(lǐng)域得到廣泛應(yīng)用，尤其在對因變量為兩分類變量的影響因素的研究中，效果良好。國內(nèi)等諸多學(xué)者在不同領(lǐng)域的研究中都使用了logistic 回歸模型（錢爭鳴、李海波、于艷萍，2010；王曉峰、田步偉、武洋，2014；陶樹果、高向東、余運江，2015；馮健、杜瑀，2016）。在logistic 模型之后，出現(xiàn)了多分類的logistic 模型，也被稱為Multinomial logit 模型。借鑒他們的做法，本文設(shè)定了如下模型形式：

教學(xué)反思是概率統(tǒng)計思維型課堂教學(xué)模式中不可少的一個環(huán)節(jié)。教師通過反思教學(xué)過程可以總結(jié)經(jīng)驗教訓(xùn)，為學(xué)生知識建構(gòu)與思維發(fā)展尋找更快更好的途徑；學(xué)生通過反思課堂學(xué)習(xí)的過程，可以更好地總結(jié)本節(jié)課所學(xué)到的知識方法，理清知識架構(gòu)。思考過程中將新學(xué)的知識融入到舊的知識體系當中，回顧思維的過程，總結(jié)新的思維方法。

在模型中，

α

、

β

、

γ

是需要估計的參數(shù)；

ρ

表示個體在旅游業(yè)中創(chuàng)業(yè)（機會型創(chuàng)業(yè)、生存型創(chuàng)業(yè)）的概率；

ρ

指個體不創(chuàng)業(yè)的概率；

entre

、

jobcat

、

fulltime

、

ownership

、

income

表示關(guān)鍵解釋變量（見表2），從不同側(cè)面衡量配偶就業(yè)狀況；

X

表示所有其他的控制變量，包括個體特征和家庭特征等；

γ

代表這些控制變量的系數(shù)。

除關(guān)鍵解釋變量外，很多其他因素也會對個體創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生影響，如宏觀經(jīng)濟的變化和稅收政策等（翁辰、張兵，2015；賴敏、余泳澤、劉大勇等，2018）。在微觀層面，受訪個體的個人特征會影響個體的創(chuàng)業(yè)，受教育程度就是一個對創(chuàng)業(yè)具有不確定性影響的變量，有研究發(fā)現(xiàn)受教育程度高的個體更傾向創(chuàng)業(yè)，有的研究結(jié)論則相反（楊軼清，2009），因此，受教育程度被納入了控制變量。工作經(jīng)驗是影響創(chuàng)業(yè)非常重要的因素，大量研究發(fā)現(xiàn)，工作經(jīng)驗對創(chuàng)業(yè)過程起著重要的促進作用（買憶媛、辜雪娜，2011；王戴黎，2014；楊俊、韓煒、張玉利，2014），因此，將工作經(jīng)驗納入控制變量。政治面貌是一個具有中國特色的變量，對創(chuàng)業(yè)活動具有重要影響（陳怡安，2017），因此，將政治面貌納入控制變量。戶籍也是需要考慮的一個因素，因為不同的戶籍對應(yīng)著個體對資源索取的不同權(quán)限，曲兆鵬和郭四維（2017）利用2008 年CGSS 數(shù)據(jù)，詳細探究了戶籍對城鄉(xiāng)居民創(chuàng)業(yè)行為的影響，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村戶籍顯著提高了居民創(chuàng)業(yè)的概率，而農(nóng)村戶籍的創(chuàng)業(yè)者成為企業(yè)家的概率不到城市戶籍的30%，戶籍同時還影響了流動人口的創(chuàng)業(yè)（寧光杰、段樂樂，2017），因此，戶籍被納入了控制變量。

家庭特征顯然會影響個體創(chuàng)業(yè)。擁有可抵押的完全產(chǎn)權(quán)住房相比于無房家庭與擁有不完全產(chǎn)權(quán)住房的家庭，顯著提高了家庭參與創(chuàng)業(yè)的可能性，而且房價上升更快的地方更顯著（李江一、李涵，2016），因此，將家庭房產(chǎn)數(shù)作為家庭資產(chǎn)的替代變量納入控制變量。家庭的人口結(jié)構(gòu)也可能影響個體的創(chuàng)業(yè)，男孩比重越高的流動人口家庭，其創(chuàng)業(yè)的可能性越大，而家庭中男孩的比重對流動人口家庭創(chuàng)業(yè)的影響會因家庭規(guī)模、城鄉(xiāng)差異、創(chuàng)業(yè)方式以及子女是否與父母同住等有差異（鐘粵俊、董志強、林文煉，2018），考慮到樣本選擇的差異，將家庭中18 歲以下未成年子女數(shù)納入控制變量。

六、計量結(jié)果說明

1. 基本模型回歸結(jié)果解釋

基本模型回歸結(jié)果見表4。首先從配偶就業(yè)狀態(tài)來看，以機會型創(chuàng)業(yè)為參照組，配偶生存型創(chuàng)業(yè)降低了創(chuàng)業(yè)者機會型創(chuàng)業(yè)的概率，OR 值是0.048［exp （—3.02）］，在1%水平上顯著；配偶生存型創(chuàng)業(yè)提高了創(chuàng)業(yè)者生存型創(chuàng)業(yè)的概率，OR 值是3.56［exp（1.25）］，在1%水平上顯著。配偶為受雇就業(yè)的顯著降低了創(chuàng)業(yè)者機會型和生存型創(chuàng)業(yè)的概率，在1%水平上統(tǒng)計顯著，OR 值分別是0.012［exp（—4.39）］和0.203［exp（—1.59）］。配偶為非正規(guī)就業(yè)的既降低了創(chuàng)業(yè)者的機會型創(chuàng)業(yè)概率，在1%水平上統(tǒng)計顯著，OR 值是0.02［exp（—3.89）］，也降低了創(chuàng)業(yè)者生存型創(chuàng)業(yè)的概率，在10%水平統(tǒng)計顯著，OR 值是0.40［exp（—0.90）］。筆者分析認為配偶的就業(yè)狀態(tài)對創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)的影響主要側(cè)重于經(jīng)驗分享上，因為生存型創(chuàng)業(yè)的經(jīng)驗對另一個人的生存型創(chuàng)業(yè)可以有借鑒作用，但很難為機會型創(chuàng)業(yè)（公司合伙制）的個體提供經(jīng)驗，甚至這種“野路子”會對公司規(guī)范的操作形成阻礙，因此導(dǎo)致影響系數(shù)顯著為負。同樣的道理也適用于配偶為受雇就業(yè)和非正規(guī)就業(yè)對個體創(chuàng)業(yè)的影響。這一結(jié)論與周敏慧等的研究具有異曲同工之妙（周敏慧、Arcand、陶然，2017），但他們是從代際傳承的角度分析問題。

從就業(yè)類型來看，配偶的體制內(nèi)就業(yè)顯著降低了創(chuàng)業(yè)者生存型創(chuàng)業(yè)和機會型創(chuàng)業(yè)的概率，分別在10%和1%水平上統(tǒng)計顯著，其OR 值分別為0.40［exp（—0.90）］和0.50［exp（—0.68）］。這一結(jié)論與李雪蓮等的研究發(fā)現(xiàn)不同（李雪蓮、馬雙、鄧翔，2015），按照其觀點，體制內(nèi)就業(yè)的人員方便從官方網(wǎng)絡(luò)中獲取資源，從而方便子女創(chuàng)業(yè)，但是，本文的研究對象是配偶，站在人情世故角度，父母利用“關(guān)系”為子女謀取一定的福利能夠相容于文化傳統(tǒng)，但是為丈夫或妻子謀取創(chuàng)業(yè)資源容易違背社會規(guī)制。另外，創(chuàng)業(yè)主要是與企業(yè)相關(guān)的一種市場行為，而非市場體制內(nèi)的社會網(wǎng)絡(luò)相比于市場網(wǎng)絡(luò)，很難具有更好的促進作用。

從配偶工作單位/企業(yè)的所有制性質(zhì)來看，以國有/國有控股作為參照組，在民營/私有企業(yè)和港澳臺/外資企業(yè)的工作經(jīng)歷明顯提高了創(chuàng)業(yè)者生存型創(chuàng)業(yè)的概率，分別在10%和1%水平上顯著，對機會型創(chuàng)業(yè)則沒有影響。這一結(jié)論不同于王戴黎（2014）的研究，他發(fā)現(xiàn)外資企業(yè)在勞動力市場提供了較國內(nèi)私有企業(yè)更高的工資報酬，從而抑制了創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)活動。最后，從配偶就業(yè)的性質(zhì)來看，全職和兼職對家庭個體創(chuàng)業(yè)沒有影響。

表4 基本模型回歸結(jié)果Tab. 4 The regression results on the basic model

從家庭個體控制變量角度看，在核心變量為配偶就業(yè)狀態(tài)的模型中，受教育程度對機會型創(chuàng)業(yè)沒有影響，但隨著受教育程度的提高，個體生存型創(chuàng)業(yè)的概率會降低，在5%水平上統(tǒng)計顯著，這說明學(xué)歷更高的人更傾向受雇就業(yè)。個體的政治面貌會顯著影響不同類型的創(chuàng)業(yè)，中國共產(chǎn)黨黨員身份提高了配偶機會型創(chuàng)業(yè)的概率，降低了生存型創(chuàng)業(yè)的概率，都在5%水平上顯著。家庭資產(chǎn)分別在5%和1%水平上影響機會型創(chuàng)業(yè)和生存型創(chuàng)業(yè)，這說明更多的家庭資產(chǎn)能夠有效緩解個體創(chuàng)業(yè)初期的金融約束。家庭中未成年孩子的數(shù)量顯著提高了個體生存型創(chuàng)業(yè)的概率，對機會型創(chuàng)業(yè)則沒有影響。這一結(jié)論類似于鐘粵俊等人的研究結(jié)果（鐘粵俊、董志強、林文煉，2018），其研究發(fā)現(xiàn)，孩子的出現(xiàn)或數(shù)量的增加提高了家庭個體撫養(yǎng)孩子的壓力，在文化上意味著責任，促進了被動型的生存型創(chuàng)業(yè)。家庭年總收入的增長提高了個體生存型創(chuàng)業(yè)的概率，對機會型創(chuàng)業(yè)沒有影響，這可能是因為家庭年總收入具有一定程度的不確定性。戶籍和性別不影響個體的創(chuàng)業(yè)行為。

在核心變量為配偶就業(yè)類型的模型中，受教育程度對機會型創(chuàng)業(yè)沒有影響，但降低了生存型創(chuàng)業(yè)的概率，在1%水平上統(tǒng)計顯著。中國共產(chǎn)黨黨員身份提高了機會型創(chuàng)業(yè)的概率，降低了生存型創(chuàng)業(yè)的概率，分別在1%和5%水平上顯著。家庭資產(chǎn)分別在5%水平上提高了機會型創(chuàng)業(yè)和生存型創(chuàng)業(yè)的概率。家庭中18 歲以下未成年孩子的數(shù)量顯著提高了個體生存型創(chuàng)業(yè)的概率，對機會型創(chuàng)業(yè)沒有影響。與前一個模型不同的是，家庭年總收入的增長提高了個體機會型創(chuàng)業(yè)的概率，對生存型創(chuàng)業(yè)沒有影響。

在核心變量為配偶就業(yè)性質(zhì)和配偶就業(yè)單位所有制性質(zhì)的模型中，受教育程度、政治面貌、家庭資產(chǎn)和未成年孩子的數(shù)量對家庭個體創(chuàng)業(yè)的影響與前兩個模型一致。家庭收入增長和戶籍在不同類型模型中對創(chuàng)業(yè)的影響出現(xiàn)了不同，但基本上可以得到合理的解釋。

2. 模型的內(nèi)生性控制

雖然前文已經(jīng)確認了配偶就業(yè)對家庭創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)存在影響，但是配偶就業(yè)對創(chuàng)業(yè)的影響不是隨機的（Posadas & Vidal-Fernandez，2013），可能存在反向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，即不是因為配偶就業(yè)影響創(chuàng)業(yè)，而是因為創(chuàng)業(yè)導(dǎo)致了配偶就業(yè)的不同選擇。借鑒Arellano 和Bover（1995）的做法，本文采用配偶的受教育程度作為工具變量來解決內(nèi)生性的問題。把配偶的受教育程度作為工具變量，既滿足與關(guān)鍵解釋變量的相關(guān)性，又滿足與被解釋變量的排他性。

表5 為控制內(nèi)生性后的回歸結(jié)果。在控制內(nèi)生性的線性概率模型中，將3個類別的被解釋變量分解成了兩個獨立的被解釋變量。與原來的multinomial logit 模型相比，通過工具變量控制反向因果關(guān)系后，配偶就業(yè)對創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生的影響更加明顯。以非正規(guī)就業(yè)為參照，配偶機會型創(chuàng)業(yè)顯著提高了創(chuàng)業(yè)者機會型創(chuàng)業(yè)的概率，配偶生存型創(chuàng)業(yè)顯著降低了創(chuàng)業(yè)者機會型創(chuàng)業(yè)的概率，配偶的受雇就業(yè)對創(chuàng)業(yè)的影響不顯著。同樣地，配偶機會型創(chuàng)業(yè)對創(chuàng)業(yè)者生存型創(chuàng)業(yè)的影響為負，配偶生存型創(chuàng)業(yè)顯著提高了創(chuàng)業(yè)者生存型創(chuàng)業(yè)的概率，配偶受雇就業(yè)顯著降低了創(chuàng)業(yè)者生存型創(chuàng)業(yè)的概率。在第一階段回歸分析中，工具變量配偶的受教育程度顯著影響了配偶的就業(yè)狀態(tài)。以沒有接受教育為參照，受教育程度為高中提高了創(chuàng)業(yè)者生存型創(chuàng)業(yè)的概率，大學(xué)則降低了生存型創(chuàng)業(yè)的概率，高中和大學(xué)同時提高了個體受雇就業(yè)的概率。在第一階段的回歸中，Kleibergen-Paap rk Wald F 統(tǒng)計量的值為13.213，大于10，說明不存在弱工具變量的問題（Stock & Yogo，2005）。至此，可以看出通過工具變量控制內(nèi)生性后，配偶就業(yè)狀態(tài)對家庭創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)的影響與基本模型反映的結(jié)果一致。

表5 控制內(nèi)生性Tab. 5 Controlling the endogeneity

3. 穩(wěn)健性檢驗

在控制個體的人口統(tǒng)計學(xué)特征變量和有可能影響個體創(chuàng)業(yè)的家庭變量后，本文發(fā)現(xiàn)配偶就業(yè)與家庭創(chuàng)業(yè)者之間的創(chuàng)業(yè)存在一些明顯的規(guī)律，但是這些規(guī)律的出現(xiàn)可能是不穩(wěn)健的，具有一定的偶然性。發(fā)生這種情況的根源可能在于受訪者對問題回答的不誠實（Duncombe，Robbins & Stonecash，2003；Lewis & Pattinasarany，2009），也可能來自模型本身的結(jié)構(gòu)問題（Overall & Tonidandel，2004）。為了驗證上述猜測，本文僅對個體的核心人口統(tǒng)計學(xué)特征如工作經(jīng)歷、受教育程度、政治面貌和戶籍進行控制，重新估測了關(guān)鍵解釋變量對被解釋變量的影響。結(jié)果顯示（見表6），關(guān)鍵解釋變量對配偶的創(chuàng)業(yè)行為的影響是穩(wěn)健的，也是可信的。

表6 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果Tab. 6 The robust test of regression

結(jié)論與建議

家庭是社會的基本單位，家庭中夫妻雙方的就業(yè)對彼此的創(chuàng)業(yè)行為都會產(chǎn)生影響。本文研究結(jié)果顯示：第一，配偶生存型創(chuàng)業(yè)降低了家庭創(chuàng)業(yè)者機會型創(chuàng)業(yè)的概率，提高了生存型創(chuàng)業(yè)的概率。第二，受雇就業(yè)和非正規(guī)就業(yè)既降低了配偶機會型創(chuàng)業(yè)的概率，也降低了生存型創(chuàng)業(yè)的概率。第三，體制內(nèi)就業(yè)同時降低了兩種類型的創(chuàng)業(yè)概率。第四，在港澳臺資企業(yè)、外資企業(yè)和私營/民營企業(yè)的就業(yè)提高了家庭配偶生存型創(chuàng)業(yè)的概率，但對機會型創(chuàng)業(yè)沒有影響。

根據(jù)這些研究結(jié)論，本文提出如下相關(guān)政策建議：第一，針對不同類型的家庭結(jié)構(gòu)，政府可以實行差別化的激勵政策，進一步釋放家庭個體的創(chuàng)業(yè)潛力；第二，對于失業(yè)人員，通過社會保障等手段，支持其從事生存型創(chuàng)業(yè)；第三，允許甚至鼓勵失業(yè)人員在城鎮(zhèn)不影響交通的地方從事流動攤販的工作，以創(chuàng)造更多生存型創(chuàng)業(yè)機會；第四，鼓勵通過平臺經(jīng)濟進行自我就業(yè)（自由職業(yè)者），政府可以通過稅收優(yōu)惠等政策進行鼓勵；第五，國家需要反思公務(wù)員招考制度，因為體制內(nèi)就業(yè)降低了家庭個體創(chuàng)業(yè)的概率；第六，各級地方政府要重視小微創(chuàng)業(yè)尤其是個體工商戶的創(chuàng)業(yè)（生存型創(chuàng)業(yè)），這是解決經(jīng)濟下行時期就業(yè)問題的良好途徑。

本文仍然存在一些不足之處：第一，選用配偶的受教育程度作為工具變量來控制內(nèi)生性，這雖然在邏輯上成立，但與被解釋變量可能仍然存在比較強的相關(guān)性，因為受教育程度高的配偶更有可能支持丈夫/妻子創(chuàng)業(yè)；第二，本文只做了變量調(diào)整的比較簡單的穩(wěn)健性檢驗，并沒有考慮更多遺漏變量的問題，也沒有通過調(diào)整被解釋變量或者模型的結(jié)構(gòu)來進行穩(wěn)健性檢驗，這可能使研究結(jié)論具有潛在的風險；第三，本文通過職業(yè)變量選取樣本觀測點，但《國家旅游及相關(guān)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計分類（2018）》對職業(yè)概念界定比較寬泛，與國際職業(yè)標準分類進行匹配時可能出現(xiàn)因人而異的情況。總之，旅游市場規(guī)模越來越大，人們就業(yè)和創(chuàng)業(yè)的方式也在發(fā)生改變，本文的研究旨在引起更多學(xué)者對這一領(lǐng)域的關(guān)注。