子女?dāng)?shù)量與居民創(chuàng)業(yè)決策
——基于性別和城鄉(xiāng)差異視角

葉俊杰,許 堯,劉雪瑩,張國慶

(浙江農(nóng)林大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,浙江 臨安 311300)

面對低生育率和人口老齡化的影響，了解子女?dāng)?shù)量與居民創(chuàng)業(yè)決策之間的關(guān)系對公共政策制定和創(chuàng)業(yè)者決策都具有積極作用。中國家庭受獨(dú)生子女政策的影響逐漸趨向于規(guī)模小型化和結(jié)構(gòu)簡約化。其中，有無子女、子女?dāng)?shù)量、子女性別等家庭子女結(jié)構(gòu)特征會對居民創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生積極影響。創(chuàng)業(yè)雖然能夠促進(jìn)代際收入自上而下流動(dòng)[1]，但家庭父母的性別角色分工和所處地區(qū)的差異不同會在代際經(jīng)濟(jì)支持和心理支持上產(chǎn)生差異。因此，研究子女?dāng)?shù)量結(jié)構(gòu)變化對不同群體居民創(chuàng)業(yè)決策的影響機(jī)制，有助于深化對家庭資本代際轉(zhuǎn)移的理解。鑒于此，從群體差異視角探討子女?dāng)?shù)量與居民創(chuàng)業(yè)決策的關(guān)系，對深化居民創(chuàng)業(yè)理論認(rèn)知和相關(guān)政策制定都有一定的啟示意義。

一、文獻(xiàn)綜述與問題的提出

國外學(xué)界普遍認(rèn)為較高的生育率會促進(jìn)創(chuàng)業(yè)，并將研究側(cè)重點(diǎn)放在女性自雇創(chuàng)業(yè)上。女性自雇創(chuàng)業(yè)作為一種靈活的就業(yè)形式，有助于女性在產(chǎn)后更好地平衡工作和家庭生活之間的關(guān)系。如Ajefu基于人口健康調(diào)查的綜合橫斷面數(shù)據(jù)，實(shí)證分析生育率對尼日利亞婦女創(chuàng)業(yè)決策的影響，發(fā)現(xiàn)生育子女與女性創(chuàng)業(yè)決策呈正相關(guān)關(guān)系，且在每個(gè)子樣本中，女性年齡都有不同程度的影響[2]；Sauer等分析指出，美國兒童數(shù)量的增多會促進(jìn)自雇職業(yè)婦女?dāng)?shù)量的增長，這可能是由兒童保育費(fèi)用高昂和彈性工作不足造成的[3]；De Jong等基于撒哈拉以南非洲報(bào)告有雙胞胎生育史的25萬名婦女的數(shù)據(jù)，實(shí)證分析生育率對婦女就業(yè)的影響，發(fā)現(xiàn)低齡兒童數(shù)量對婦女在非農(nóng)業(yè)部門工作的能力有顯著的負(fù)面影響[4]；Van Lieshout等研究發(fā)現(xiàn)，有小孩的婦女比沒有小孩的婦女更有創(chuàng)業(yè)精神，婦女的創(chuàng)業(yè)率隨著家庭中孩子的增多而持續(xù)上升[5]。

國內(nèi)學(xué)者較多地從整體上討論家庭生育與創(chuàng)業(yè)的關(guān)系。如王菁等基于CGSS 2013數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)子女人數(shù)的增加會提高家庭創(chuàng)業(yè)概率[6]；鐘粵俊等基于2012—2014年廣東省流動(dòng)人口衛(wèi)生計(jì)生動(dòng)態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)家庭男孩數(shù)量越多，流動(dòng)人口的創(chuàng)業(yè)概率越大[7]；郭新華等基于CFPS 2016數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)育兒對已婚婦女的就業(yè)概率存在負(fù)面影響[8]；莫媛等基于2015年江蘇省1 376戶農(nóng)戶樣本，研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)民會傾向于選擇創(chuàng)業(yè)來平衡家庭因人口負(fù)擔(dān)加重而產(chǎn)生的消費(fèi)支出[9]；靳振忠等基于CHFS 2015數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)子女?dāng)?shù)量與家庭創(chuàng)業(yè)之間呈負(fù)相關(guān)[10]。

綜上，學(xué)界關(guān)于家庭生育與創(chuàng)業(yè)的關(guān)系已取得諸多研究成果，但仍存在一些不足，具體體現(xiàn)在：既有研究集中于代際流動(dòng)、人力資本等視角，較少研究年齡調(diào)節(jié)下子女?dāng)?shù)量與居民創(chuàng)業(yè)決策的關(guān)系，且鮮少對性別差異、城鄉(xiāng)差異視角下子女?dāng)?shù)量與居民創(chuàng)業(yè)決策的關(guān)系展開研究。鑒于此，本研究基于中國綜合社會調(diào)查2017年最新數(shù)據(jù)，從群體差異的角度實(shí)證分析子女?dāng)?shù)量與居民創(chuàng)業(yè)決策的關(guān)系，以及年齡對二者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，并進(jìn)一步探討子女?dāng)?shù)量對居民創(chuàng)業(yè)決策的影響機(jī)制。

二、理論基礎(chǔ)與研究假說

(一)子女?dāng)?shù)量與居民創(chuàng)業(yè)決策的關(guān)系

根據(jù)理性經(jīng)濟(jì)人理論，人作為經(jīng)濟(jì)決策的主體所追求的目標(biāo)都是使自己的利益最大化，在子女?dāng)?shù)量增多時(shí)，居民更有可能選擇高風(fēng)險(xiǎn)、高回報(bào)的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。本研究認(rèn)為，子女?dāng)?shù)量與居民創(chuàng)業(yè)決策呈正相關(guān)關(guān)系。原因如下：(1)計(jì)劃生育政策的實(shí)施推動(dòng)家庭將更多資源用于投資子女質(zhì)量[11]，在逐步放開生育政策后，引起子女撫養(yǎng)數(shù)量與質(zhì)量的抉擇，家庭生育水平的提升會加大子女教育的支出和居住空間的需求，從而會加大家庭的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，驅(qū)使父母尋求報(bào)酬更好的工作以獲得更多的經(jīng)濟(jì)來源；(2)受中國傳統(tǒng)習(xí)俗影響，父母會自動(dòng)承擔(dān)幫助子女成家的責(zé)任，很多家庭愿意為子女提前儲備成家費(fèi)用(如婚房、嫁妝等)，甚至在子女婚后也會給予新生家庭經(jīng)濟(jì)幫助；(3)創(chuàng)業(yè)能夠促進(jìn)代際收入流動(dòng)，父輩為了子輩更好地生存和發(fā)展將有較強(qiáng)的動(dòng)力開展創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。鑒于此，本研究提出假設(shè)H1——從子女?dāng)?shù)量角度來看，子女?dāng)?shù)量與居民創(chuàng)業(yè)決策呈正相關(guān)關(guān)系。

(二)子女?dāng)?shù)量與居民創(chuàng)業(yè)決策的性別差異

根據(jù)社會性別理論，男女在生理上存在差異，但女性的社會角色除了受其生理結(jié)構(gòu)影響外，也受社會文化規(guī)范影響。本研究認(rèn)為，子女?dāng)?shù)量對居民創(chuàng)業(yè)決策的影響存在性別差異。原因如下：(1)女性具有較強(qiáng)的目標(biāo)導(dǎo)向性、靈活性、寬容性、現(xiàn)實(shí)性、熱情和活力等特征，她們可以較好地兼顧工作和家庭，具有良好的協(xié)調(diào)能力；(2)新家庭經(jīng)濟(jì)學(xué)表明已婚女性更多地承擔(dān)了家庭責(zé)任，花費(fèi)更多的時(shí)間照料子女和進(jìn)行家務(wù)勞動(dòng)。鑒于此，本研究提出假設(shè)H2——從性別角度來看，子女?dāng)?shù)量越多，男性居民的創(chuàng)業(yè)概率越高。

(三)子女?dāng)?shù)量與居民創(chuàng)業(yè)決策的城鄉(xiāng)差異

我國城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的長期存在，導(dǎo)致城鄉(xiāng)資源分配不均和城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡。本研究認(rèn)為，子女?dāng)?shù)量對居民創(chuàng)業(yè)決策的影響會因地區(qū)不同而存在差異。原因如下：(1)農(nóng)村地區(qū)往往創(chuàng)業(yè)資源較為匱乏，金融體系較不完善，市場活躍度較低，使得農(nóng)村居民的創(chuàng)業(yè)環(huán)境較城鎮(zhèn)居民差；(2)城鎮(zhèn)更高的房價(jià)、消費(fèi)支出和教育支出等，會加大城鎮(zhèn)家庭的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，考慮到子女成年后的婚姻成本，男孩數(shù)量越多的家庭的婚姻成本越高，使得家庭創(chuàng)業(yè)概率得以提升[7]。鑒于此，本研究提出假設(shè)H3——從城鄉(xiāng)角度來看，子女?dāng)?shù)量越多，城鎮(zhèn)居民的創(chuàng)業(yè)概率越高。

(四)年齡在子女?dāng)?shù)量與居民創(chuàng)業(yè)決策關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用

根據(jù)家庭生命周期理論，在人口老齡化的背景下，因生育率上升引起家庭負(fù)擔(dān)率加重，又因新生兒成長為勞動(dòng)力后使得家庭負(fù)擔(dān)率下降[9]。本研究認(rèn)為，子女?dāng)?shù)量對居民創(chuàng)業(yè)決策的影響會因家庭生命周期階段不同而存在差異。原因如下：(1)子女年幼時(shí)，處于中青年階段的父母就要擔(dān)負(fù)起養(yǎng)幼養(yǎng)老的責(zé)任，隨著子女?dāng)?shù)量的增多，育兒成本、子女教育成本、住房成本等會帶來巨大壓力，促使父母必須更努力工作來應(yīng)對日益增加的家庭開支；(2)子女成年后，子女人力資本會隨著年齡增長而提升，在對父母創(chuàng)業(yè)提供助力和間接提高父母創(chuàng)業(yè)意愿的同時(shí)[12]，也會削弱父母在中老年階段從事高風(fēng)險(xiǎn)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)獲取收入的意愿；(3)根據(jù)老齡化遞減理論，個(gè)體的產(chǎn)能一般會隨著年齡的增長而下降，老年人可能無法保持足夠的精力來從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。鑒于此，本研究提出假設(shè)H4——從年齡角度來看，年齡在子女?dāng)?shù)量對居民創(chuàng)業(yè)決策的影響中發(fā)揮負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

三、實(shí)證分析

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來源于2017年中國綜合社會調(diào)查(Chinese General Social Survey, CGSS)。該調(diào)查是中國第一個(gè)全國性、綜合性、連續(xù)性的大型社會調(diào)查項(xiàng)目，采取隨機(jī)抽取的方法在全國各省(自治區(qū)、直轄市)抽取家庭戶，再按照一定規(guī)則隨機(jī)選取一名家庭成員作為被訪問者。CGSS 2017對外公開的數(shù)據(jù)，包含家庭生育情況，以及家庭成員的性別、年齡、社會經(jīng)濟(jì)地位和工作狀況等。CGSS 2017的有效樣本為12 582份，本研究剔除沒有回答、拒絕回答和回答不知道的無效樣本，并進(jìn)一步結(jié)合研究所需篩選和剔除子女?dāng)?shù)量、性別、年齡、戶口、婚姻狀況、受教育程度、社會網(wǎng)絡(luò)、家庭經(jīng)濟(jì)狀況等存在數(shù)據(jù)缺失的樣本，最后得到有效樣本4 705個(gè)。

(二)變量選取

根據(jù)研究目的將變量分為解釋變量、被解釋變量和控制變量。各變量的賦值和描述性統(tǒng)計(jì)詳見表1。

表1 各變量的賦值和描述性統(tǒng)計(jì)Table 1 Assignment and descriptive statistics of variables

1.解釋變量。解釋變量為子女?dāng)?shù)量，包括有無子女和兒子數(shù)量等2個(gè)層面。本研究根據(jù)CGSS 2017受訪者的回答，分別以有無子女作為0、1二值變量衡量有孩家庭與無孩家庭，以兒子數(shù)量作為解釋變量衡量有孩家庭兒子的個(gè)數(shù)。其中，子女?dāng)?shù)量的均值為1.183，表明多數(shù)家庭是一孩家庭；有無子女的均值為0.790，表明多數(shù)家庭是有孩家庭；兒子數(shù)量的均值為0.818，表明多數(shù)有孩家庭擁有1個(gè)男孩。

2.被解釋變量。被解釋變量為居民創(chuàng)業(yè)決策。關(guān)于工作狀況，CGSS 2017將受訪者分為9類，即自己是老板(或合伙人)、個(gè)體工商戶、受雇于他人(有固定雇主)、勞務(wù)工或勞務(wù)派遣人員、零工(無固定雇主)、在自己家企業(yè)工作(領(lǐng)工資)、在自己家企業(yè)工作(不領(lǐng)工資)、自由職業(yè)者、其它。本研究參考王菁等的做法[6]，將自己是老板(或合伙人)、個(gè)體工商戶和自由職業(yè)者都視為創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，賦值為1；其余職業(yè)則賦值為0。居民創(chuàng)業(yè)決策的均值為0.226，表明少數(shù)居民選擇創(chuàng)業(yè)。

3.控制變量?？刂谱兞堪▊€(gè)體特征、家庭特征和區(qū)域特征等3個(gè)層面。其中，性別的均值為0.559，表明被調(diào)查者中男性多于女性，但整體性別較為均衡；年齡的均值為40.750歲，表明被調(diào)查者實(shí)際年齡以40歲居多，整體年齡不大；戶口的均值為0.434，表明被調(diào)查者以城鎮(zhèn)戶口為主；婚姻狀況的均值為0.788，表明被調(diào)查者多數(shù)有配偶；受教育程度的均值為6.856，表明被調(diào)查者的受教育程度以普通高中或中專為主，整體受教育程度不高；健康狀況的均值為3.922，表明被調(diào)查者整體健康水平較好；政治面貌的均值為0.134，表明被調(diào)查者多數(shù)不是中共黨員；社會網(wǎng)絡(luò)的均值為3.881，表明被調(diào)查者的社會交往頻率接近1個(gè)月1次，整體社會交往頻率一般；家庭經(jīng)濟(jì)狀況的均值為2.695，表明多數(shù)被調(diào)查者的家庭經(jīng)濟(jì)狀況接近平均水平；父母創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的均值為0.102，表明多數(shù)被調(diào)查者父母無創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷；地區(qū)的均值為1.394，表明被調(diào)查者主要來自中部地區(qū)和東部地區(qū)。

(三)模型設(shè)定

由于居民創(chuàng)業(yè)決策為二值虛擬變量，居民的創(chuàng)業(yè)決策只有2種選擇，即創(chuàng)業(yè)為1，非創(chuàng)業(yè)為0。鑒于此，本研究構(gòu)建二值Probit模型分析子女?dāng)?shù)量對居民創(chuàng)業(yè)決策的影響。構(gòu)建的模型如下：

Ei=F(αCi+βxi+γi)

其中,Ei表示居民創(chuàng)業(yè)決策;Ci表示子女?dāng)?shù)量;xi表示控制變量;α和β表示待估系數(shù);γi表示誤差項(xiàng); F(·)表示正態(tài)分布的分布函數(shù)。

四、實(shí)證分析

(一)子女?dāng)?shù)量對居民創(chuàng)業(yè)決策影響的回歸分析

本研究基于CGSS 2017數(shù)據(jù)的4 705個(gè)樣本，構(gòu)建Probit模型，采用Stata 15.1軟件實(shí)證分析子女?dāng)?shù)量與居民創(chuàng)業(yè)決策的關(guān)系。在表2中，模型1是僅有控制變量的回歸分析結(jié)果，分析性別、年齡、戶口、婚姻狀況、受教育程度、健康狀況、政治面貌、社會網(wǎng)絡(luò)、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、父母創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷和地區(qū)等11個(gè)控制變量對居民創(chuàng)業(yè)決策的影響，模型2、模型3分別基于模型1分析子女?dāng)?shù)量、有無子女對居民創(chuàng)業(yè)決策的影響，模型4基于模型1分析有孩家庭的兒子數(shù)量對居民創(chuàng)業(yè)決策的影響，模型5基于模型1分析在一孩家庭與二孩家庭樣本中子女?dāng)?shù)量對居民創(chuàng)業(yè)決策的影響，模型6基于模型2分析年齡對子女?dāng)?shù)量與居民創(chuàng)業(yè)決策關(guān)系的影響。

表2 子女?dāng)?shù)量對居民創(chuàng)業(yè)決策影響的回歸分析結(jié)果Table 2 Regression analysis results of the impact of the number of children on residents′ entrepreneurial decision

1.子女?dāng)?shù)量與居民創(chuàng)業(yè)決策。由模型2的回歸分析結(jié)果可知，子女?dāng)?shù)量在1%的水平上顯著正向影響居民創(chuàng)業(yè)決策，表明子女?dāng)?shù)量每增加1個(gè)單位，居民創(chuàng)業(yè)決策提升3.5%。鑒于此，假設(shè)H1得到驗(yàn)證。由模型3的回歸分析結(jié)果可知，有無子女在5%的水平上顯著正向影響居民創(chuàng)業(yè)決策，表明有無子女每增加1個(gè)單位，居民創(chuàng)業(yè)決策提升6.1%。由模型4的回歸分析結(jié)果可知，兒子數(shù)量未通過顯著性檢驗(yàn)，但系數(shù)為正，表明兒子數(shù)量對居民創(chuàng)業(yè)決策影響不顯著。為了更符合從一孩政策到二孩政策的變化，本研究剔除無孩家庭及三孩以上家庭，只保留擁有1個(gè)和2個(gè)子女的家庭，進(jìn)一步研究子女?dāng)?shù)量對居民創(chuàng)業(yè)決策的影響。由模型5的回歸分析結(jié)果可知，子女?dāng)?shù)量在1%的水平上顯著正向影響居民創(chuàng)業(yè)決策，二孩家庭的居民創(chuàng)業(yè)決策概率比一孩家庭高7%。由模型6的回歸分析結(jié)果可知，子女?dāng)?shù)量與年齡的交互項(xiàng)在5%的水平上顯著負(fù)向影響居民創(chuàng)業(yè)決策，表明子女?dāng)?shù)量與年齡的交互項(xiàng)每增加1個(gè)單位，居民創(chuàng)業(yè)決策降低0.1%。鑒于此，假設(shè)H4得到驗(yàn)證。

2.控制變量與居民創(chuàng)業(yè)決策。由模型2的回歸分析結(jié)果可知：(1)個(gè)體特征方面。性別和婚姻狀況均在1%的水平上顯著正向影響居民創(chuàng)業(yè)決策，表明男性居民比女性居民更傾向于進(jìn)行創(chuàng)業(yè)，婚姻狀況的存續(xù)能提高居民創(chuàng)業(yè)決策的概率。這主要是緣于男性比女性更具有冒險(xiǎn)精神，且受“男主外，女主內(nèi)”傳統(tǒng)觀念影響，使得男性居民創(chuàng)業(yè)的可能性更高；同時(shí)，婚姻會提高男性對家庭的責(zé)任感，且可以獲得來自配偶的物質(zhì)支持和精神支持，使得男性居民創(chuàng)業(yè)的可能性更高。受教育程度和政治面貌均在1%的水平上顯著負(fù)向影響居民創(chuàng)業(yè)決策，表明較高的受教育程度和中共黨員的身份會抑制居民創(chuàng)業(yè)決策的可能性。這主要是緣于較高的受教育程度拓寬了居民的職業(yè)選擇范圍，且受教育程度越高的居民的風(fēng)險(xiǎn)意識往往也越高，使得高風(fēng)險(xiǎn)、高回報(bào)的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)較少受到高學(xué)歷人群的青睞；同時(shí)，中共黨員往往較多地選擇在體制內(nèi)就業(yè)，而體制內(nèi)單位對居民創(chuàng)業(yè)決策有一定的限制[13]，導(dǎo)致其創(chuàng)業(yè)的可能性較低。年齡、戶口和健康狀況對居民創(chuàng)業(yè)決策的影響不顯著。這可能是緣于居民的創(chuàng)業(yè)資本會隨著年齡的增長逐漸累積，而當(dāng)其年齡達(dá)到一定程度或退休后，其身體素質(zhì)和創(chuàng)業(yè)激情會逐步降低，導(dǎo)致年齡對居民創(chuàng)業(yè)決策的影響不顯著；城鎮(zhèn)化進(jìn)程的推進(jìn)和人口流動(dòng)頻率的提高，使得戶口對居民創(chuàng)業(yè)決策的影響逐步弱化；醫(yī)療條件的不斷進(jìn)步使得居民的健康狀況逐步提高，導(dǎo)致健康狀況對居民創(chuàng)業(yè)決策的影響不顯著。(2)家庭特征方面。社會網(wǎng)絡(luò)和家庭經(jīng)濟(jì)狀況均在1%的水平上顯著正向影響居民創(chuàng)業(yè)決策，表明社會網(wǎng)絡(luò)強(qiáng)度越高和家庭經(jīng)濟(jì)狀況越好，居民創(chuàng)業(yè)決策的可能性越大。這主要是緣于居民的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)越廣泛，越有利于獲取創(chuàng)業(yè)資源；同時(shí)，良好的家庭經(jīng)濟(jì)條件更易滿足其創(chuàng)業(yè)資金需求，從而有助于提高居民創(chuàng)業(yè)的可能性。父母創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷在5%的水平上顯著正向影響居民創(chuàng)業(yè)決策，表明父母擁有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的居民創(chuàng)業(yè)的可能性比父母沒有創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷的高。這主要是緣于居民容易受父母的創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷影響，從而提高創(chuàng)業(yè)的可能性。

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)。為了使回歸分析結(jié)果更具有穩(wěn)健性，本研究采用替換研究方法、篩選研究樣本來進(jìn)行檢驗(yàn)。具體步驟如下：(1)使用OLS模型和Probit模型進(jìn)行對照回歸分析。表2的模型2和模型5的Probit回歸分析結(jié)果與表3的模型1和模型2的OLS回歸分析結(jié)果較為一致，子女?dāng)?shù)量均在1%的水平上顯著正向影響居民創(chuàng)業(yè)決策，年齡在5%的水平上發(fā)揮顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用。(2)不考慮樣本包含“自由職業(yè)者”的情況，重新進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表3的模型3和模型4所示，子女?dāng)?shù)量均在1%的水平上顯著正向影響居民創(chuàng)業(yè)決策，年齡在1%的水平上發(fā)揮顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用。(3)考慮到樣本中絕大多數(shù)家庭的子女?dāng)?shù)量為0～3個(gè)，四孩及以上家庭僅有63個(gè)，因此剔除四孩及以上家庭，重新進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表3的模型5和模型6所示，子女?dāng)?shù)量分別在1%和10%的水平上顯著正向影響居民創(chuàng)業(yè)決策，年齡在10%的水平上發(fā)揮顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用。鑒于此，本研究的回歸分析結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果Table 3 Robustness test results

4.內(nèi)生性討論。居民創(chuàng)業(yè)決策可能影響子女?dāng)?shù)量并導(dǎo)致因果聯(lián)立性問題，多數(shù)學(xué)者使用第一胎子女性別作為子女?dāng)?shù)量的工具變量來解決內(nèi)生性問題。但在CGSS 2017數(shù)據(jù)庫中，關(guān)于第一胎性別的判定較為困難，僅1 460個(gè)樣本對相關(guān)家庭關(guān)系問題進(jìn)行回答，如果僅保留這些樣本將會缺失大量樣本。因此，為了減少估計(jì)偏誤，本研究嘗試使用傾向得分匹配法來緩解內(nèi)生性問題。傾向得分匹配法除了能夠部分解決遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題外，還能夠去除生育行為的非隨機(jī)性導(dǎo)致的選擇性偏誤和混雜偏誤[14]。本研究將多子女家庭設(shè)置為處理組，將非多子女家庭設(shè)置為對照組，通過構(gòu)建反事實(shí)框架來對結(jié)果的穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗(yàn)，4種傾向得分匹配法的結(jié)果具體如表4所示。由表4可知，通過4種匹配方法，子女?dāng)?shù)量均在1%的水平上顯著正向影響居民創(chuàng)業(yè)決策，這與前文的檢驗(yàn)結(jié)果一致，驗(yàn)證了前文檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性。

表4 傾向得分匹配結(jié)果Table 4 Propensity score matching results

(二)子女?dāng)?shù)量對居民創(chuàng)業(yè)決策影響的群體差異

考慮到子女?dāng)?shù)量對居民創(chuàng)業(yè)決策的影響會存在性別差異和城鄉(xiāng)差異，本研究進(jìn)一步從性別和城鄉(xiāng)的角度分析子女?dāng)?shù)量對居民創(chuàng)業(yè)決策影響的群體差異。

1.子女?dāng)?shù)量對居民創(chuàng)業(yè)決策影響的性別差異。在表5中，模型3和模型6分別基于模型1和模型4，剔除無孩家庭樣本，保留有孩家庭樣本，重新進(jìn)行回歸分析。在模型1和模型4中，子女?dāng)?shù)量分別在1%和5%的水平上顯著正向影響男性居民和女性居民的創(chuàng)業(yè)決策，且子女?dāng)?shù)量對男性居民創(chuàng)業(yè)決策的影響更為顯著。這可能是緣于男性往往肩負(fù)著家庭的經(jīng)濟(jì)重?fù)?dān)，在家庭經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)加重時(shí)，更會傾向于選擇高風(fēng)險(xiǎn)、高回報(bào)的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，使得其創(chuàng)業(yè)的可能性更大。鑒于此，假設(shè)H2得到驗(yàn)證。在模型2和模型5中，子女?dāng)?shù)量與年齡的交互項(xiàng)在5%的水平上顯著負(fù)向影響男性居民創(chuàng)業(yè)決策，而對女性居民創(chuàng)業(yè)決策則影響不顯著。這可能是緣于男性居民的身體機(jī)能和冒險(xiǎn)精神隨著年齡的增長逐步下降，而女性居民在家庭責(zé)任承擔(dān)上的年齡差異往往不顯著，使得年齡對女性居民創(chuàng)業(yè)決策的調(diào)節(jié)作用不顯著。在模型3和模型6中，兒子數(shù)量對男性居民和女性居民的創(chuàng)業(yè)決策均影響不顯著。這可能是緣于社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展使得“生男生女都一樣”的性別平等意識逐步深入人心，導(dǎo)致兒子數(shù)量對居民創(chuàng)業(yè)決策的影響不顯著。

表5 子女?dāng)?shù)量對居民創(chuàng)業(yè)決策影響的性別差異Table 5 Gender differences in the impact of the number of children on residents′ entrepreneurial decision

2.子女?dāng)?shù)量對居民創(chuàng)業(yè)決策影響的城鄉(xiāng)差異。在表6中，模型3和模型6分別基于模型1和模型4，剔除無孩家庭樣本，保留有孩家庭樣本，重新進(jìn)行回歸分析。在模型1和模型4中，子女?dāng)?shù)量在1%的水平上顯著正向影響城鎮(zhèn)居民創(chuàng)業(yè)決策，而對農(nóng)村居民創(chuàng)業(yè)決策則影響不顯著。這可能是緣于城鎮(zhèn)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和金融市場開放程度較高，使得城鎮(zhèn)居民更容易進(jìn)行創(chuàng)業(yè)融資，且其子女撫養(yǎng)成本相較于農(nóng)村居民更高，促使其選擇高風(fēng)險(xiǎn)、高回報(bào)的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)來獲得更高的收入以提升家庭經(jīng)濟(jì)水平，從而有助于提高其創(chuàng)業(yè)的可能性。鑒于此，假設(shè)H3得到驗(yàn)證。在模型2和模型5中，子女?dāng)?shù)量與年齡的交互項(xiàng)在10%的水平上顯著負(fù)向影響城鎮(zhèn)居民創(chuàng)業(yè)決策，而對農(nóng)村居民創(chuàng)業(yè)決策則影響不顯著。這可能是緣于農(nóng)村居民撫養(yǎng)子女的教育、生活、住房等成本相對較低，使得農(nóng)村居民整體創(chuàng)業(yè)意愿不高，從而導(dǎo)致年齡對農(nóng)村居民創(chuàng)業(yè)決策的調(diào)節(jié)作用不顯著。在模型3和模型6中，兒子數(shù)量在5%的水平上顯著正向影響城鎮(zhèn)居民創(chuàng)業(yè)決策，而對農(nóng)村居民創(chuàng)業(yè)決策則影響不顯著。這可能是緣于城鎮(zhèn)居民受較高的房價(jià)和兒子結(jié)婚成本影響，需要進(jìn)行家庭財(cái)富儲備，從而有助于提高其創(chuàng)業(yè)的可能性；而農(nóng)村居民的生活成本較低，對兒子的培養(yǎng)力度和未來投資相對較低，從而對農(nóng)村居民的創(chuàng)業(yè)決策未產(chǎn)生顯著影響。

表6 子女?dāng)?shù)量對居民創(chuàng)業(yè)決策影響的城鄉(xiāng)差異Table 6 Urban-rural differences in the impact of the number of children on residents′ entrepreneurial decision

(三)身心健康在子女?dāng)?shù)量對居民創(chuàng)業(yè)決策影響中的中介作用

根據(jù)家庭生命周期理論，處于不同年齡段的居民對創(chuàng)業(yè)決策的態(tài)度存在差異，且考慮到老年人的創(chuàng)業(yè)可能性受創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)性和自身身體素質(zhì)等因素影響會較低，因此本研究將樣本的年齡區(qū)間設(shè)定為18～≤65歲，保留的樣本數(shù)為4 595個(gè)。具體細(xì)分為18～<25、25～<35、35～<45、45～<55、55～≤65等5個(gè)年齡段，分別設(shè)置虛擬變量0～4，將18～<25的樣本作為對照組，進(jìn)一步討論子女?dāng)?shù)量在不同的家庭生命周期對居民創(chuàng)業(yè)決策的影響。由表7可知，相比于對照組，年齡分別在5%、10%、10%的水平上顯著正向影響25～<35、35～<45、45～<55等3個(gè)年齡段居民的創(chuàng)業(yè)決策，而對55～≤65年齡段居民的創(chuàng)業(yè)決策則影響不顯著。

表7 身心健康在子女?dāng)?shù)量對居民創(chuàng)業(yè)決策影響中的中介作用Table 7 The mediating role of physical and mental health in the impact of the number of children on residents′ entrepreneurial decision

前文理論分析表明，子女?dāng)?shù)量的增加會增加家庭成員的身體負(fù)擔(dān)，使得照料家人的需求上升，從而導(dǎo)致居民創(chuàng)業(yè)意愿下降；同時(shí)，幼兒期的育兒成本和子女成長的養(yǎng)育支出也會給家庭帶來巨大的經(jīng)濟(jì)壓力，從而影響居民的創(chuàng)業(yè)決策。因此，子女?dāng)?shù)量的增加可能會在身體和精神上對家庭創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生影響，后續(xù)將通過實(shí)證分析來檢驗(yàn)這種可能存在的中介作用。本研究從身體健康和精神健康等2個(gè)維度對居民健康狀況進(jìn)行分析。其中，關(guān)于身體健康的中介作用，在問卷中通過題項(xiàng)“在過去的4周中，由于健康問題影響到您的工作或其他日?；顒?dòng)的頻繁程度”進(jìn)行測量，具體將總是、經(jīng)常、有時(shí)、很少和從不分別賦值為1～5分，數(shù)值越高表示身體健康狀況越好。關(guān)于精神健康的中介作用，在問卷中通過題項(xiàng)“在過去的4周中，您感到心情抑郁或沮喪的頻繁程度”進(jìn)行測量，具體將總是、經(jīng)常、有時(shí)、很少和從不分別賦值為1～5分，數(shù)值越高表示精神健康狀況越好。由于身體健康和精神健康屬于類別變量，本研究采用Oprobit模型進(jìn)行回歸分析。

表7將身心健康的相關(guān)變量放入子女?dāng)?shù)量和居民創(chuàng)業(yè)決策組合的回歸方程中，對身心健康作為子女?dāng)?shù)量與居民創(chuàng)業(yè)決策中介變量的效果進(jìn)行檢驗(yàn)。其中，身體健康影響機(jī)制的分析步驟包括：第一步為不加入中介變量的回歸分析結(jié)果，子女?dāng)?shù)量在1%的水平上顯著正向影響居民創(chuàng)業(yè)決策；第二步為子女?dāng)?shù)量對身體健康的回歸分析結(jié)果，子女?dāng)?shù)量對身體健康影響不顯著；第三步為在第一步的基礎(chǔ)上加入身體健康變量的回歸分析結(jié)果，身體健康對居民創(chuàng)業(yè)決策的影響不顯著，表明身體健康在子女?dāng)?shù)量對居民創(chuàng)業(yè)決策的影響中未發(fā)揮中介作用。精神健康影響機(jī)制的分析步驟包括：第一步為不加入中介變量的回歸分析結(jié)果，子女?dāng)?shù)量在1%的水平上顯著正向影響居民創(chuàng)業(yè)決策；第二步為子女?dāng)?shù)量對精神健康的回歸分析結(jié)果，子女?dāng)?shù)量在1%的水平上顯著負(fù)向影響精神健康；第三步為在第一步的基礎(chǔ)上加入精神健康變量的回歸分析結(jié)果，精神健康在5%的水平上顯著負(fù)向影響居民創(chuàng)業(yè)決策，表明精神健康在子女?dāng)?shù)量對居民創(chuàng)業(yè)決策的影響中發(fā)揮部分中介作用。

五、結(jié)論與對策

(一)結(jié)論

基于CGSS 2017數(shù)據(jù)，采用Probit模型實(shí)證檢驗(yàn)子女?dāng)?shù)量對居民創(chuàng)業(yè)決策的影響及其群體差異，得出以下結(jié)論：

1.子女?dāng)?shù)量顯著正向影響居民創(chuàng)業(yè)決策。子女?dāng)?shù)量在1%的水平上顯著正向影響居民創(chuàng)業(yè)決策，有子女在5%的水平上顯著正向影響居民創(chuàng)業(yè)決策，兒子數(shù)量對居民創(chuàng)業(yè)決策影響不顯著，二孩家庭的居民創(chuàng)業(yè)決策概率比一孩家庭高7%。

2.年齡在子女?dāng)?shù)量對居民創(chuàng)業(yè)決策的影響中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。子女?dāng)?shù)量與年齡的交互項(xiàng)在5%的水平上顯著負(fù)向影響居民創(chuàng)業(yè)決策；年齡分別在5%、10%、10%的水平上顯著正向影響25～<35、35～<45、45～<55等3個(gè)年齡段居民的創(chuàng)業(yè)決策，而對55～≤65年齡段居民的創(chuàng)業(yè)決策則影響不顯著。

3.子女?dāng)?shù)量對居民創(chuàng)業(yè)決策的影響存在顯著的群體差異。子女?dāng)?shù)量對男性居民創(chuàng)業(yè)決策的影響較女性居民更為顯著；年齡對男性居民創(chuàng)業(yè)決策具有顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用，而對女性居民創(chuàng)業(yè)決策則不具有顯著的調(diào)節(jié)作用。子女?dāng)?shù)量對城鎮(zhèn)居民創(chuàng)業(yè)決策的影響較農(nóng)村居民更為顯著；年齡對城鎮(zhèn)居民創(chuàng)業(yè)決策具有顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用，而對農(nóng)村居民創(chuàng)業(yè)決策則不具有顯著的調(diào)節(jié)作用。

4.精神健康在子女?dāng)?shù)量對居民創(chuàng)業(yè)決策的影響中發(fā)揮部分中介作用。精神健康是子女?dāng)?shù)量影響居民創(chuàng)業(yè)決策的作用機(jī)制之一，子女?dāng)?shù)量的增加會在精神健康上對居民創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生影響，而身體健康在子女?dāng)?shù)量對居民創(chuàng)業(yè)決策的影響中未發(fā)揮中介作用。

(二)對策

隨著家庭生育率的提高，父母會更積極地從事具有高收入潛力的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，以培育和轉(zhuǎn)移財(cái)富，提高子女的社會競爭力。鑒于此，應(yīng)進(jìn)一步強(qiáng)化多子女家庭的創(chuàng)業(yè)保障和提升創(chuàng)業(yè)者的精神健康水平，以提高居民創(chuàng)業(yè)意愿，從而促進(jìn)居民創(chuàng)業(yè)。

1.強(qiáng)化多子女家庭的創(chuàng)業(yè)保障。多子女家庭往往面臨著更大的家庭經(jīng)濟(jì)壓力，應(yīng)進(jìn)一步強(qiáng)化多子女家庭的創(chuàng)業(yè)保障，給予正確引導(dǎo)和政策支持，以幫助他們成功創(chuàng)業(yè)。其中，政府部門應(yīng)設(shè)立多子女家庭創(chuàng)業(yè)扶持基金，對有困難的多子女家庭給予適當(dāng)補(bǔ)貼，緩解其創(chuàng)業(yè)資金壓力；金融機(jī)構(gòu)應(yīng)適當(dāng)放寬多子女家庭貸款門檻，提高貸款額度，降低貸款利率，簡化貸款程序，優(yōu)先為多子女家庭提供創(chuàng)業(yè)貸款支持；相關(guān)行業(yè)協(xié)會應(yīng)適當(dāng)增加創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)投入，優(yōu)化創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)課程體系，優(yōu)先為多子女家庭提供創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)服務(wù)。

2.提升創(chuàng)業(yè)者的精神健康水平。精神健康問題逐漸成為影響居民幸福感的重要因素，而創(chuàng)業(yè)者作為抑郁癥高發(fā)的特殊群體，亟需政府和社會各界的關(guān)注。為提升創(chuàng)業(yè)者的精神健康水平，應(yīng)鼓勵(lì)和支持心理咨詢業(yè)務(wù)的發(fā)展，聘請專業(yè)心理導(dǎo)師開設(shè)心理咨詢室，為創(chuàng)業(yè)者提供必要的心理咨詢服務(wù)，以提高創(chuàng)業(yè)者的心理抗壓能力；應(yīng)適當(dāng)提高創(chuàng)業(yè)者的社會保障(如醫(yī)保)水平，幫助其解決部分后顧之憂，從而增強(qiáng)創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)信心，以保障其更好地發(fā)揮創(chuàng)業(yè)潛能。

(三)不足與展望

本研究還存在一些不足，具體體現(xiàn)為：(1)考慮到農(nóng)村居民創(chuàng)業(yè)決策的特殊性，以自己是老板(或合伙人)、個(gè)體工商戶和自由職業(yè)者作為農(nóng)村居民創(chuàng)業(yè)決策的劃分標(biāo)準(zhǔn)，對創(chuàng)業(yè)內(nèi)涵的理解可能會存在一定的局限性，導(dǎo)致遺漏部分創(chuàng)業(yè)行為，如傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大或規(guī)?；屡d產(chǎn)業(yè)的發(fā)展等也應(yīng)該算作創(chuàng)業(yè)，但由于對農(nóng)村居民創(chuàng)業(yè)類型的判別較為困難，該創(chuàng)業(yè)類型的界定受到數(shù)據(jù)可得性的限制。因此，在以后的研究中可以選取調(diào)查內(nèi)容更為細(xì)致的數(shù)據(jù)展開研究，以使結(jié)論更具代表性。(2)由于對居民第一胎性別的判定較為困難，本研究并未徹底對內(nèi)生性問題進(jìn)行處理。因此，在以后的研究中可進(jìn)一步完善研究設(shè)計(jì)，找到合適的工具變量處理內(nèi)生性問題，以使回歸分析結(jié)果更為準(zhǔn)確。