胡 浩，王海燕，張沛瑩

（上海大學 經(jīng)濟學院，上海 200444）

一、引 言

關于家庭創(chuàng)業(yè)決策因素的文獻已比較成熟，主要從兩方面展開：一是社會環(huán)境，包括基礎設施、政府管制、制度環(huán)境、金融可得性、經(jīng)濟狀況和互聯(lián)網(wǎng)普及程度等；二是個人和家庭特征，如個人的風險偏好、受教育程度、個人信仰、家庭初始財富水平及家庭背景等因素（Black和Strahan，2002；Cumming 和 Johan，2010；史晉川和王維維，2017；周洋和華語音，2017）。近期研究發(fā)現(xiàn)，社會網(wǎng)絡也會對家庭創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生顯著性影響，這主要是基于社會網(wǎng)絡在緩解不對稱信息和承擔信譽隱性擔保等方面所發(fā)揮的作用（馬光榮和楊恩艷，2011；胡金焱和張博，2014；張博等，2015）。但是，這些解釋并沒有考慮到隱藏在家庭創(chuàng)業(yè)行為背后更為深層次的因素，即社會學角度的社會互動。即便人們面對相同的初始財富和制度環(huán)境，具有相同的非標準偏好，持有相同的信念，但假如他們的社會互動水平不同，其家庭創(chuàng)業(yè)行為可能也會有差異。

家庭創(chuàng)業(yè)不僅僅是一種家庭經(jīng)濟現(xiàn)象，也是一種社會互動行為。在經(jīng)濟學領域，社會互動一般指在互動過程中，決策主體的預算約束、期望和偏好均受其他決策主體的影響（Manski，2000）。Manski（2000）把社會互動劃分為三類：內(nèi)生互動、情景互動和相關效應。由于社會互動是一個復雜的現(xiàn)象，經(jīng)濟學文獻普遍關注的是內(nèi)生互動（本文亦是如此）。內(nèi)生互動對家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響體現(xiàn)在口頭獲取信息、交流感受和社會規(guī)范三個方面。第一，個體能夠通過與參考群體成員的直接交流和討論或對參考群體成員的行為進行觀察，獲取創(chuàng)業(yè)項目的有關信息（無論對錯）。這種內(nèi)生互動的信息獲取方式被稱為觀察性學習或社會性學習（Bikhchandani等，1992；李濤，2006）。第二，個體可與群體成員談論共同創(chuàng)業(yè)項目，共同的創(chuàng)業(yè)項目帶來的經(jīng)驗交流和體會時的愉悅能使創(chuàng)業(yè)者的偏好發(fā)生改變，從孤立決策時內(nèi)生互動不起作用，到公共決策時內(nèi)生互動產(chǎn)生積極影響（Mailath和Postlewaite，2003）。第三，參與社會互動的家庭希望與同群家庭有類似的消費行為、共同的討論話題和同樣的生活興趣，這被稱為“社會規(guī)范”。社會規(guī)范形成的原因可能是服從性、外部習慣或局部資源的稀缺性及自己在社區(qū)中的相對財富等（De Marzo等，2004；周銘山等，2011；劉宏和馬文瀚，2017）。

近年來，從社會互動視角研究經(jīng)濟行為的文獻越來越多，這些研究主要集中在家庭股市參與、勞動力流動和購買養(yǎng)老保險等方面。如李濤（2006a，2006b）、Brown等（2008）、周銘山等（2011）、潘靜和陳廣漢（2014）、郭士祺和梁平漢（2014）、霍鵬等（2016）以及劉宏和馬文瀚（2017）等。此外，根據(jù)我們的了解，目前文獻中還沒有分析社會互動對家庭創(chuàng)業(yè)行為的影響，以中國為例的研究更是缺乏。為此，我們從社會互動視角出發(fā)，研究其對家庭創(chuàng)業(yè)的影響。不但豐富了家庭創(chuàng)業(yè)影響因素的相關理論，也擴展了社會互動在經(jīng)濟學領域的應用，架起了連通社會學的社會互動與經(jīng)濟學的家庭創(chuàng)業(yè)這兩大領域的橋梁。在此基礎上，文章實證檢驗了社會互動影響家庭創(chuàng)業(yè)行為的具體作用渠道，并對其作用機制進行了初探。

在中國這樣典型的“關系型”社會，研究社會互動與家庭創(chuàng)業(yè)間關系具有更直接的實踐意義。對于家庭創(chuàng)業(yè)者而言，社會互動可以為其提供技術經(jīng)驗、物質(zhì)資本、重要信息以及情感支持（王文彬和趙延東，2012；胡金焱和張博，2014）。社會互動是社會資本的一種類型（Durlauf和Fafchamps，2005），尤其是居民間面對面的互動，表現(xiàn)為親朋好友聚會、逢年過節(jié)間禮尚往來及紅白喜事送禮等形式。因互動引致的家庭創(chuàng)業(yè)對提高家庭收入、縮小城鄉(xiāng)收入差距起著重要作用。

本文旨在通過使用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）最新的2016年微觀數(shù)據(jù)研究社會互動對家庭創(chuàng)業(yè)的影響及影響機制。我們的研究表明，社會互動顯著提高了家庭創(chuàng)業(yè)意愿。在考慮了潛在的內(nèi)生性問題后，所得結論依然成立。社會互動通過信息獲取和社會性學習、相對財富關注及在緩解創(chuàng)業(yè)融資約束等途徑對家庭創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生影響。進一步擴展研究發(fā)現(xiàn)，隨著互聯(lián)網(wǎng)的飛速發(fā)展，網(wǎng)絡信息會對社會互動產(chǎn)生一定的替代，但替代效應并不顯著。本文的主要貢獻在于完善了創(chuàng)業(yè)影響因素方面的相關理論，豐富了社會互動與家庭創(chuàng)業(yè)之間的傳導機制研究。本文在全面把握我國整體家庭創(chuàng)業(yè)行為的同時，也考慮到了社會互動和網(wǎng)絡信息可能的交互影響。

二、研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源。本文使用了2016年北京大學中國社會科學調(diào)查中心的中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）微觀數(shù)據(jù)。CFPS樣本覆蓋25個省、市和自治區(qū)（除港澳臺地區(qū)、新疆、西藏、青海、內(nèi)蒙古、寧夏、海南），其問卷類型共有四種：社區(qū)卷、家庭卷、成人卷和少兒卷。本文主要使用的是家庭卷和成人卷，由于兩者屬于不同層次的數(shù)據(jù)，我們用stata13進行了數(shù)據(jù)合并。在CFPS2016家庭數(shù)據(jù)庫中，初始樣本規(guī)模14 033戶，基于研究需要，將研究樣本限定于年齡在16?65歲之間的家庭創(chuàng)業(yè)者，并假定家庭創(chuàng)業(yè)者為戶主，剔除關鍵變量缺失值后，剩余有效樣本量12 988戶，剔除率為7.4%。為避免潛在的內(nèi)生性（主要為反向因果關系），本文嘗試用2010年的社會互動數(shù)據(jù)對2016年的家庭創(chuàng)業(yè)決策進行分析，依據(jù)家庭編碼對2016年和2010年的數(shù)據(jù)進行一對一匹配，使2016年的數(shù)據(jù)中包含2010年的社會互動數(shù)據(jù)，匹配后的數(shù)據(jù)樣本共有8 628戶。

（二）變量選取與統(tǒng)計性描述。

1. 被解釋變量：家庭創(chuàng)業(yè)決策。本文把創(chuàng)業(yè)者定義為從事個體私營的個人。CFPS2016 年家庭問卷用了“家庭是否有人從事個體私營？”這一問題衡量居民家庭是否有家庭成員參與了創(chuàng)業(yè)活動。本文構建二值變量來衡量家庭的創(chuàng)業(yè)行為，若家庭成員有人從事個體私營，那么該變量取值為 1，否則為 0。在全樣本中，創(chuàng)業(yè)家庭為 1 455 戶，占比達到 10.4%，其中，城鎮(zhèn)家庭 867戶，農(nóng)村家庭 588 戶。

2. 核心解釋變量：社會互動。目前社會互動的測度尚未形成統(tǒng)一的標準，現(xiàn)有研究主要從社會互動的行為上進行測度，選取的指標主要集中在與親朋好友禮品往來金額、與親朋好友見面聚餐的頻率和通訊支出三個方面。首先，在中國這樣的“關系型”社會，家庭間社會互動主要是以親緣、血緣和地緣為基礎的親友關系網(wǎng)絡，而親友之間交往和維系感情的重要手段之一便是在春節(jié)等節(jié)假日和婚喪嫁娶等紅白喜事時互贈禮品，即禮金支出。很多已有研究將其作為家庭社會互動的測度（馬光榮和楊恩艷，2011；胡金焱和張博，2014；郭士祺和梁平漢，2014）。其次，“人情社會”決定了“飯局”是親友之間交流溝通和分享信息的重要途徑之一。與親朋好友見面聚餐頻率越高意味著親友之間交流互動、互通信息的機會越多，越有可能獲取有價值的信息。所以，與親朋好友見面聚餐的頻率在某種程度上也具備社會互動的屬性。最后，通訊支出在一定程度上反映了家庭的社會交往情況。本文主要關注社會互動的信息傳遞渠道，所以通訊支出較好地測度了家庭信息交流的特征。本文借鑒郭士祺和梁平漢（2014）的研究，構造通訊支出①通訊支出包含手機和網(wǎng)絡費。這一變量作為社會互動的代理變量。至此，本文構造了社會互動的三個代理變量，分別是人情禮金支出、非家庭成員間聚餐支出和通訊支出。在實證中，以三者分別得到的結果互相驗證。

3. 控制變量。為盡可能減少遺漏變量，文章還控制了其他影響家庭創(chuàng)業(yè)決策的變量，具體包括區(qū)縣、社區(qū)、家庭和戶主特征變量。社區(qū)特征變量包括社區(qū)公共設施狀況、社區(qū)周邊環(huán)境狀況、社區(qū)周邊治安狀況以及社區(qū)鄰里關系；家庭特征變量包括是否收到政府補助、家庭是否自有房屋、是否持有金融產(chǎn)品及家庭人均收入。此外，為了衡量家庭風險偏好，本文加入了一個衡量家庭風險偏好的代理變量，即過去12個月商業(yè)型保險支出額。一般說來，商業(yè)保險支出額越大，對風險越是厭惡，屬于風險厭惡者。反之，屬于風險愛好者。家庭創(chuàng)業(yè)是否受到融資約束的度量，我們依據(jù)不同的融資渠道，加入了是否進行銀行貸款及貸款額度、是否有親友和民間借款及借款額度變量。初始財富水平也是影響家庭創(chuàng)業(yè)決策的重要因素，初始財富水平越高，越有機會進行創(chuàng)業(yè)。因此，本文加入了一個衡量家庭初始財富水平的變量，即您家現(xiàn)金及存款總額；個人特征包括戶主年齡、年齡平方項、性別、政治面貌、婚姻狀態(tài)、是否信仰宗教、對人的信任狀況以及體現(xiàn)戶主態(tài)度和心理的相關變量，即我覺得做任何事都很費勁和對自己未來的信心程度。

此外，為了獲得社會互動對家庭創(chuàng)業(yè)決策影響的無偏估計量，本文還控制了互聯(lián)網(wǎng)線上互動。因為基于個體的某些特征（如性格和偏好），有較多線下社會互動的人也可能進行互聯(lián)網(wǎng)線上互動，從互聯(lián)網(wǎng)上獲取相關創(chuàng)業(yè)信息，已有文獻也證實了互聯(lián)網(wǎng)的運用能顯著提高家庭創(chuàng)業(yè)意愿（史晉川和王維維，2017；周洋和劉雪瑾，2017；劉宏和馬文瀚，2017）。若不控制該變量，會導致對社會互動影響的高估?；诖耍疚倪x取了是否電腦上網(wǎng)和使用互聯(lián)網(wǎng)社交的頻率來衡量互聯(lián)網(wǎng)線上互動情況。具體變量定義及說明見表1。

表1 變量定義及說明

續(xù)表 1 變量定義及說明

三、社會互動影響家庭創(chuàng)業(yè)決策的實證分析

（一）主要變量間的相關性分析。表2給出了主要變量的相關系數(shù)。首先，社會互動的三個代理變量之間具有相關性，人情禮金支出與通訊支出的相關系數(shù)為0.2887，而人情禮金支出與非家庭間聚餐支出、通訊支出與非家庭間聚餐支出的相關系數(shù)相對較小，分別為0.1726和0.1556。其次，社會互動代理變量與家庭創(chuàng)業(yè)決策正相關，分別為0.0842、0.0914和0.1002，這與后文的估計結果相吻合。另外，值得注意的是，通訊支出與是否電腦上網(wǎng)兩者之間的相關系數(shù)僅為0.0058，盡管通訊支出變量包含電腦上網(wǎng)費用，并與我們衡量的是否電腦上網(wǎng)有重合，但數(shù)據(jù)表明兩者之間的相關性并不大。因為從信息渠道角度考慮的“是否電腦上網(wǎng)”衡量了網(wǎng)絡信息這種渠道是否存在，而電腦上網(wǎng)費用衡量的是居民對網(wǎng)絡信息渠道使用的強度大小。在擴展性討論中，我們探究了社會互動與網(wǎng)絡信息之間是否存在替代關系，對于網(wǎng)絡信息變量，我們以家庭問卷中“是否電腦上網(wǎng)”這一問題進行量化。由于本文重點關注的是網(wǎng)絡信息渠道的出現(xiàn)與傳統(tǒng)信息渠道作用之間的關系，因此我們更加關注“網(wǎng)絡信息”的信息渠道作用，它衡量了網(wǎng)絡信息渠道是否存在，而非對網(wǎng)絡信息渠道的使用強度（郭士祺和梁平漢，2014）。最后，家庭人均收入、是否進行銀行貸款、對他人的信任狀況與家庭創(chuàng)業(yè)決策正相關，而年齡與家庭創(chuàng)業(yè)決策負相關。

表2 主要變量的相關系數(shù)表

（二）基準模型的估計結果。本文研究的是社會互動對家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響，被解釋變量為家庭創(chuàng)業(yè)決策。由于家庭創(chuàng)業(yè)決策具有二元特征，因此，使用Probit模型來估計社會互動對家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響。同時也使用OLS模型進行回歸，以檢驗不同估計模型得到結果的穩(wěn)健性。具體的Probit模型設定如下：

其中，yiv表示戶主的家庭創(chuàng)業(yè)選擇，取值為1表示家庭從事個體私營活動，否則為0；Interactioniv表示社會互動，包括人情禮金支出（Human_gift）、通訊支出（Communication）和非家庭成員間聚餐支出（Dinner）三個變量；Xiv為控制變量，包括個人特征變量（Individual）、家庭特征變量（Household）、社區(qū)特征變量（Community）和互聯(lián)網(wǎng)線上互動變量（Internet）；α1、β′為待估系數(shù)，其中，α1為本文重點關注的系數(shù)，表示社會互動對家庭創(chuàng)業(yè)的影響傾向，顯著為正說明社會互動促進了家庭創(chuàng)業(yè)傾向，反之則抑制了家庭創(chuàng)業(yè)傾向；β′為向量形式；λv為區(qū)縣虛擬變量；εiv為隨機擾動項。

表3給出了社會互動對家庭創(chuàng)業(yè)決策的估計結果。其中（1）?（3）為使用Probit模型的估計結果，在非線性Probit模型中，使用平均邊際效應通常更有實際意義。因此，本文報告了Probit模型的平均邊際效應。（4）?（6）為使用OLS模型的估計結果。回歸結果顯示，三者均在1%的顯著性水平上對家庭創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生了積極影響，即社會互動顯著提高了家庭的創(chuàng)業(yè)意愿。具體而言，在其他變量既定的情況下，人情禮金支出、通訊支出和非家庭成員間聚餐支出每提高一個單位，將促使家庭創(chuàng)業(yè)的幾率分別增加1.7%、3.7%和3.5%。

在控制變量方面，相對于無政府補助的家庭，有政府補助的家庭創(chuàng)業(yè)意愿更高。商業(yè)保險支出額對家庭創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生了正向影響，反映了居民在有風險擔保的情況下，創(chuàng)業(yè)愿意會更高。家庭初始財富水平、銀行貸款和親友貸款額增加及較高的家庭人均收入水平均會提高家庭創(chuàng)業(yè)的概率。有趣的是年齡的一次項系數(shù)顯著為負而平方項顯著為正，說明了戶主年齡與家庭創(chuàng)業(yè)意愿之間呈現(xiàn)出先抑制后促進的u形關系。即年輕階段的創(chuàng)業(yè)意愿較小，伴隨著年齡的增大，戶主創(chuàng)業(yè)的概率也會變大。此外，男性比女性的創(chuàng)業(yè)意愿更高；有宗教信仰的人比沒有宗教信仰的人創(chuàng)業(yè)意愿更大。

表3 社會互動對家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響（2016年數(shù)據(jù)）

從上述估計結果中還可以發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)線上互動對家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響并不顯著，且符號為負。因為隨著互聯(lián)網(wǎng)的迅速發(fā)展，人們獲取信息的渠道不斷增多，信息量更大，面對信息大爆炸的網(wǎng)絡時代，網(wǎng)絡信息魚龍混雜。人們在互聯(lián)網(wǎng)中篩選出高質(zhì)量信息的難度不斷加大，如若得到誤導家庭創(chuàng)業(yè)的信息，則會對家庭創(chuàng)業(yè)者帶來損失，社會間的互動將把這一效應放大，對家庭創(chuàng)業(yè)決策不產(chǎn)生影響或產(chǎn)生抑制作用。

（三）內(nèi)生性問題。上述基準回歸模型中社會互動對家庭創(chuàng)業(yè)決策影響的回歸結果可能存在著潛在的內(nèi)生性問題。回歸分析中已引入大量的控制變量，這種內(nèi)生性問題主要源于反向因果關系，即社會互動不但影響家庭的創(chuàng)業(yè)決策，作為家庭重要的經(jīng)濟行為，家庭創(chuàng)業(yè)決策也可能對社會互動產(chǎn)生一定的影響。為了消除這種可能的反向因果關系造成的內(nèi)生性問題，我們參考李濤和張文韜（2015）的做法，選擇受訪者在2010年CFPS調(diào)查中的社會互動數(shù)據(jù)對內(nèi)生性問題進行糾正。保持基于2016年數(shù)據(jù)的被解釋變量和除社會互動外的解釋變量不變，用基于2010年的社會互動變量替換2016年的對應變量，即通過分析2010年的社會互動對2016年家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響來克服之前同時使用2016年數(shù)據(jù)所可能帶來的反向因果關系。①此處感謝審稿人的有益建議。

此外，需要說明的是，使用2010年的社會互動可能存在以下兩種情況：第一，在2010年和2016年兩個觀測時點上都處于創(chuàng)業(yè)狀態(tài)的家庭；第二，在2010年未創(chuàng)業(yè)，但在2016年處于創(chuàng)業(yè)狀態(tài)的家庭。由于本文的基本論點為：社會互動行為影響家庭創(chuàng)業(yè)決策。因此，考察2010年未創(chuàng)業(yè)家庭的社會互動支出與2016年家庭是否處于創(chuàng)業(yè)狀態(tài)之間的關系，更契合本文的研究問題。在2016年和2010年數(shù)據(jù)匹配的基礎之上，本文依據(jù)2010年家庭是否進行創(chuàng)業(yè)對上述研究樣本進行了篩選，僅考察2010年未創(chuàng)業(yè)家庭的社會互動支出與2016年家庭是否處于創(chuàng)業(yè)狀態(tài)這兩者之間的關系。表4給出了回歸結果，第（1）、（2）、（3）列分別匯報了社會互動三個代理變量的 Probit回歸結果，第（4）、（5）、（6）列分別匯報了 OLS 的回歸結果。

表4 內(nèi)生性檢驗：社會互動對家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響（2010年子樣本數(shù)據(jù)）

從上述回歸結果中發(fā)現(xiàn)，與表3相比，表4中社會互動代理變量的顯著性水平并沒有發(fā)生任何改變，都在1%的顯著性水平上顯著且為正。因此，我們可以肯定的是，積極進行社會互動可以顯著提高家庭的創(chuàng)業(yè)意愿，而這一結果并不受反向因果關系的干擾。綜上，不難發(fā)現(xiàn)，社會互動對家庭創(chuàng)業(yè)決策正向影響的結果始終是顯著且穩(wěn)健的。

四、社會互動影響家庭創(chuàng)業(yè)行為的機制討論

（一）社會互動的信息獲取和社會性學習機制。該機制表明，若個體家庭是通過與其他創(chuàng)業(yè)家庭的社會互動而產(chǎn)生創(chuàng)業(yè)需求，那么在創(chuàng)業(yè)參與比例較高的地區(qū)，擴大的網(wǎng)絡效應將導致更大范圍的信息獲取和交流樂趣，創(chuàng)業(yè)的話題也更容易被家庭間的社會互動所討論，此時創(chuàng)業(yè)信息的傳遞與獲得成本會更低，社會互動的影響將會更加明顯（Hong等，2004；劉宏和馬文瀚，2017）。為了檢驗這一作用機制，我們以家庭所在區(qū)縣的平均創(chuàng)業(yè)參與率為分界線，將樣本劃分為區(qū)縣創(chuàng)業(yè)率較高地區(qū)和創(chuàng)業(yè)率較低地區(qū)，并分別對其進行估計，結果如表5所示。

表5 社會互動的信息獲得和社會性學習機制檢驗結果

從上述回歸結果來看，在區(qū)縣創(chuàng)業(yè)參與率較高地區(qū)，無論是人情禮金支出、通訊支出還是非家庭成員間聚餐支出，均對家庭創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生了積極影響。在區(qū)縣創(chuàng)業(yè)參與率較低地區(qū)，除人情禮金支出外，通訊支出和非家庭成員間聚餐費用也對創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生了積極影響。但從系數(shù)來看，區(qū)縣創(chuàng)業(yè)參與率較高地區(qū)的社會互動系數(shù)遠大于區(qū)縣創(chuàng)業(yè)參與率較低地區(qū)的社會互動系數(shù)，這說明區(qū)縣高創(chuàng)業(yè)參與率地區(qū)的社會互動效應大于區(qū)縣低創(chuàng)業(yè)參與率地區(qū)的社會互動效應，即區(qū)縣創(chuàng)業(yè)參與率較高地區(qū)社會互動的影響更加明顯。這與上述信息獲取和社會性學習機制的理論分析相一致。

（二）對他人財富水平的關注機制。根據(jù)Demarzo等（2004）和周銘山等（2011）的研究，如果社會互動通過相對財富關注機制對家庭創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生影響，那么在收入差距較小的地區(qū)，社會互動推動家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響更為顯著。這是因為家庭偏好本身是未知的，我們只能根據(jù)家庭選擇的差異來反映其預算約束的差異，在有同樣支付能力的前提下，大多數(shù)人會選擇更好的消費組合，家庭收入水平越接近，消費水平差異越小，對局部資源的競爭程度越大（局部品的價格受社區(qū)其他人財富的影響）①Demarzo等（2004）從最優(yōu)化的模型中內(nèi)生得出了以下結論：在市場不完全的情形下，局部品的競爭使得決策主體關注其他決策主體的財富，決策主體受其他決策主體的影響，存在相對財富關注效應。。因此我們使用收入基尼系數(shù)來衡量家庭之間相對財富關注程度的一個代理變量。以個體家庭所在區(qū)縣的收入基尼系數(shù)作為收入分布差距的衡量指標進行分組回歸。之所以選用區(qū)縣基尼系數(shù)，是基于以下兩點：（1）若計算社區(qū)層面的基尼系數(shù)，其樣本量過少，不能很好地衡量居民的收入分配狀況；（2）若計算省級層面的基尼系數(shù)，其樣本量雖大，但在估計的過程中又會摻雜著較多不可控因素，影響最終的回歸結果（周廣肅等，2015）。因此，我們計算了區(qū)縣層面的基尼系數(shù)，在算出所有區(qū)縣基尼系數(shù)之后，以區(qū)縣基尼系數(shù)均值為界，大于均值的為收入基尼系數(shù)較高地區(qū)，小于均值的為收入基尼系數(shù)較低地區(qū)。

表6給出了社會互動的相對財富關注機制檢驗結果。我們發(fā)現(xiàn)，在收入基尼系數(shù)較低的地區(qū)，社會互動的三個代理變量均在1%的顯著性水平上對家庭創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生了正向影響。而在收入基尼系數(shù)較高的地區(qū)，除人情禮金支出的系數(shù)在10%的顯著性水平上對家庭創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生正向影響之外，其余兩個代理變量的系數(shù)均不顯著。這表明社會互動的相對財富關注機制是成立的，即在收入差距越小的地區(qū)，社會互動對家庭創(chuàng)業(yè)參與的促進效應越明顯。

表6 社會互動的相對財富關注機制檢驗結果

（三）融資機制。根據(jù)社會互動的經(jīng)濟學解釋，決策主體在其互動的過程中，預算約束、期望和偏好等均受其他決策主體的影響。由于家庭創(chuàng)業(yè)活動一般存在最低的資金門檻，當自有資金不足以滿足其創(chuàng)業(yè)所需資金時，家庭是否進行創(chuàng)業(yè)很大程度上取決于能否從正規(guī)金融和非正規(guī)渠道（民間融資）等外部金融市場獲取借款，從而為家庭創(chuàng)業(yè)活動提供足夠的資金支持。社會互動能否通過正規(guī)金融機構及民間融資來緩解家庭創(chuàng)業(yè)的融資約束從而促進家庭創(chuàng)業(yè)呢？為檢驗這一機制，我們首先使用（2）式考察社會互動對家庭借貸渠道的影響，在使用2016年社會互動數(shù)據(jù)作為核心解釋變量的同時，與前文處理內(nèi)生性問題的方法一致，我們還使用了2010年子樣本的社會互動數(shù)據(jù)作為核心解釋變量進行檢驗。然后使用（3）式驗證不同渠道借貸行為提高家庭創(chuàng)業(yè)概率的可能性。具體計量模型設定如（2）式和（3）式：

其中，yiv為是否有正規(guī)金融機構借款和民間融資，借款為1，否則為0；對于正規(guī)金融機構借款，我們以家庭問卷中“您家是否進行銀行貸款”這一問題進行替代；對于非正規(guī)渠道借款，以家庭問卷中“您家是否有待償親友及民間借款”這一問題進行替代；其他自變量的含義同（1）式。

在正規(guī)金融機構借款方面，僅有通訊支出對正規(guī)金融機構借款產(chǎn)生了積極影響，而人情禮金支出和非家庭成員間聚餐支出的影響均不顯著。在非正規(guī)渠道借款方面，三者均對非正規(guī)渠道借款產(chǎn)生了積極影響，只是顯著性水平不同?；?010年子樣本數(shù)據(jù)的回歸結果①限于篇幅，檢驗結果未予報告。發(fā)現(xiàn)，與表7相比，2010年子樣本數(shù)據(jù)的回歸結果并未出現(xiàn)較大偏差。綜合來看，非正規(guī)渠道借款更有可能成為家庭為緩解創(chuàng)業(yè)融資約束而進行借貸的途徑。因為正規(guī)的銀行借款放貸條件極其嚴格，再加上居民家庭一般無可用于放貸的抵押物，因此很難獲得銀行貸款。而居民間的非正規(guī)渠道借款借貸方便、靈活，易于借貸后監(jiān)督，也不需要任何抵押物。

表7 社會互動與家庭取得借款的可能性：正規(guī)與非正規(guī)渠道

上述實證結果表明，民間融資更有可能成為家庭為緩解創(chuàng)業(yè)融資約束而進行借貸的途徑，為了驗證民間融資行為提高家庭創(chuàng)業(yè)概率的可能性，我們構建（3）式：

其中，yiv表示戶主的家庭創(chuàng)業(yè)選擇，取值為1表示家庭從事個體私營活動，否則為0；Informaliv包括是否進行親友及民間借款（informal）和待償親友及民間借款總額（inforsize）兩個變量；其余變量與（1）式相同。表8的估計結果顯示，無論是否進行親友及民間借款還是借款額度變量均在1%的水平上顯著且為正，即民間融資行為能夠顯著地提高家庭創(chuàng)業(yè)的概率。

表8 民間融資對家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響

五、擴展性討論

互聯(lián)網(wǎng)的普及拓寬了人們獲取信息的渠道。一般而言，家庭創(chuàng)業(yè)者獲取信息的渠道主要有兩種：一是通過微信公眾號、微博、互聯(lián)網(wǎng)和電視等渠道獲取相關創(chuàng)業(yè)信息；二是通過和周邊人群的社會互動獲取相關創(chuàng)業(yè)信息，如公司同事、街坊鄰里及親朋好友之間的口耳相傳（Hong等，2004；郭士祺和梁平漢，2014）。為探究社會互動與網(wǎng)絡信息兩者對家庭創(chuàng)業(yè)意愿的影響，及兩者之間是否存在的替代關系，本文構建如下模型：

其中，yiv為家庭是否有人從事個體私營，從事個體私營為1，否則為0；Internetiv為網(wǎng)絡信息，以家庭問卷中“是否電腦上網(wǎng)”這一問題進行量化；β1、β3分別體現(xiàn)了兩種信息渠道對居民創(chuàng)業(yè)的影響，預期符號為正；由于家庭的關注力有限，這使得社會互動與網(wǎng)絡信息在促進家庭創(chuàng)業(yè)上可能會具有替代關系，預期β2的系數(shù)為負；其他變量的含義同（1）式。

在非線性Probit模型中，變量間交互作用的大小并不等于模型結果中交叉項的邊際影響（Ai和Chen，2003；郭士祺和梁平漢，2014）?；诖耍覀冇镁€性模型的估計結果做數(shù)值上的近似分析，其系數(shù)符號與顯著性水平并不會發(fā)生變化。表9同時給出了Probit和OLS模型的估計結果。與前文類似，我們也使用了2010年子樣本的社會互動與互聯(lián)網(wǎng)數(shù)據(jù)作為核心解釋變量進行回歸以克服潛在的內(nèi)生性問題。①限于篇幅，檢驗結果未予報告。

表9 社會互動與網(wǎng)絡信息間替代關系檢驗（2016年數(shù)據(jù)）

根據(jù)上述回歸結果，在控制個人、家庭、社區(qū)及區(qū)縣變量后，OLS和Probit模型得到的結果較為一致。首先，我們考察社會互動、社會互動與網(wǎng)絡信息交叉項及網(wǎng)絡信息的系數(shù)，以檢驗不同信息渠道對于家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響。由于人情禮金支出與非家庭成員間聚餐支出在系數(shù)符號、大小和經(jīng)濟意義上的解釋一致，我們就以非家庭成員間聚餐支出的估計結果為例進行說明。發(fā)現(xiàn)，社會互動在1%的顯著性水平上對家庭創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生了積極影響，這與在基準模型中所得到的估計結果一致。網(wǎng)絡信息對家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響并不顯著，但系數(shù)符號為正，說明網(wǎng)絡信息在某種程度上會對家庭創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生影響。社會互動與網(wǎng)絡信息交叉項的系數(shù)也不顯著，且為負，說明社會互動與網(wǎng)絡信息之間存在著某種程度的替代關系，只是這種替代關系的影響并不顯著。具體而言，對于社會互動水平高的家庭來說，網(wǎng)絡信息提高家庭參與創(chuàng)業(yè)的可能性只有4.5%，兩者之差為?0.7%。說明網(wǎng)絡信息對家庭創(chuàng)業(yè)參與率的邊際促進作用隨著居民社會互動水平的提高而降低。對于社會互動水平低的家庭來說，可獲得網(wǎng)絡信息的家庭參與創(chuàng)業(yè)的可能性比無法獲得的家庭高出5.2%。需要說明的是，這種替代關系只是部分替代，社會互動仍是影響家庭創(chuàng)業(yè)決策的關鍵因素。

就通訊支出而言，社會互動、網(wǎng)絡信息與兩者的交叉項均在1%的顯著性水平上對家庭創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生影響。兩者交叉項的系數(shù)為負，說明社會互動與網(wǎng)絡信息之間存在著相互替代關系。不同于人情禮金支出和非家庭成員間聚餐支出，網(wǎng)絡信息與兩者的交叉項都在1%的顯著性水平上顯著。因為獲取通訊信息時需要負擔一定的成本，如話費與信息費。隨著互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展，從互聯(lián)網(wǎng)獲取信息的成本幾乎為0，使一部分人使用互聯(lián)網(wǎng)取代傳統(tǒng)的通訊設備，特別是互聯(lián)網(wǎng)普及率較高的地區(qū)，替代率的數(shù)值會更大。

六、結 論

本文利用最新的2016年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）微觀數(shù)據(jù)，采用離散選擇模型和OLS模型，分析了社會互動對家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響，并對其機制進行初步探討。結果表明：第一，社會互動的三個代理變量，即人情禮金支出、通訊支出和非家庭成員間聚餐支出均在1%的顯著性水平上對家庭創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生了積極影響。在考慮了潛在的內(nèi)生性問題之后這個結論依然成立。第二，在創(chuàng)業(yè)參與比例較高的地區(qū)，創(chuàng)業(yè)的話題更容易被家庭間的社會互動所討論，此時創(chuàng)業(yè)信息的傳遞與獲得成本會更低，因此社會互動的影響將會更加明顯。在收入差距較小的地區(qū)，由于家庭收入水平較為接近，消費水平差異也較小，對局部資源的競爭程度會越高，創(chuàng)業(yè)者會更加關注其他創(chuàng)業(yè)者的財富變化，因此社會互動對家庭創(chuàng)業(yè)參與的促進效應也越明顯。社會互動能通過非正規(guī)借貸渠道緩解家庭創(chuàng)業(yè)的融資約束，從而能有效地提高家庭創(chuàng)業(yè)的概率。第三，社會互動和網(wǎng)絡信息同樣是家庭創(chuàng)業(yè)者獲取相關信息的渠道，兩者在某種程度上存在相互替代關系。我們利用兩者交叉項系數(shù)符號來衡量這種替代關系，結果表明社會互動和網(wǎng)絡信息交叉項的系數(shù)為負，雖然統(tǒng)計意義上并不顯著，但經(jīng)濟意義說明了這種替代關系的存在。

自2014年9月國務院提出“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”的政策以來，社會上掀起了全民創(chuàng)業(yè)的浪潮，其中，大學生、留學生及返鄉(xiāng)民工群體尤為突出。激發(fā)“雙創(chuàng)”活力也成為各級政府重要的施政目標之一，而尋求激發(fā)創(chuàng)業(yè)活力的有效路徑是決策者和理論界關心的熱點話題。本文的結論顯示，積極進行社會互動會顯著增強家庭創(chuàng)業(yè)意愿，這為激發(fā)“雙創(chuàng)”活力提供了一個新的政策視角，相關部門在制定涉及個體家庭創(chuàng)業(yè)的政策時，應充分考慮社會互動的作用。傳統(tǒng)的政策或是主張政府職能轉變，或是強調(diào)市場機制完善，或是突出法律制度健全等，當然這些政策很重要。而本文認為在制定創(chuàng)業(yè)政策時要有大系統(tǒng)觀，不只局限于經(jīng)濟和法律等視角。個體的家庭創(chuàng)業(yè)參與是一個復雜的社會現(xiàn)象，他們的社會特征也會影響家庭創(chuàng)業(yè)決策的形成。如何鼓勵家庭之間積極互動（尤其是農(nóng)村創(chuàng)業(yè)群體），如何使城鄉(xiāng)之間形成良好的互動機制，這些都是政府政策所應考慮的。隨著互聯(lián)網(wǎng)的普及與發(fā)展，根據(jù)回歸結果，網(wǎng)絡信息會對社會互動產(chǎn)生一定的替代，這種替代效應可能會越來越大。因此，也要注重網(wǎng)絡渠道在獲取創(chuàng)業(yè)信息等方面的重要作用?？傊彝?chuàng)業(yè)決策的形成不僅依靠由家庭社會互動建立的軟渠道，也離不開從網(wǎng)絡渠道中獲取創(chuàng)業(yè)項目信息的硬件渠道。