張龍耀 葛雷 劉正源

摘? ?要：本文基于房?jī)r(jià)持續(xù)增長(zhǎng)的現(xiàn)實(shí)背景，利用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，以家庭住房數(shù)量為核心檢驗(yàn)住房投資對(duì)城鎮(zhèn)家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響及作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)，相比無(wú)房家庭，自有住房家庭的創(chuàng)業(yè)概率并未顯著提高;當(dāng)家庭有多套住房時(shí)，才能顯著提高創(chuàng)業(yè)概率。同時(shí)，對(duì)僅有一套住房的家庭，住房?jī)r(jià)值對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)沒(méi)有顯著影響。但對(duì)有多套住房家庭而言，住房?jī)r(jià)值能顯著提高創(chuàng)業(yè)概率。本文發(fā)現(xiàn)住房投資盡管能夠通過(guò)緩解信貸約束、增加風(fēng)險(xiǎn)偏好等機(jī)制促進(jìn)創(chuàng)業(yè)，但也會(huì)對(duì)創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生顯著的擠出效應(yīng)。只有在政府堅(jiān)持住房去金融化和“房住不炒”的調(diào)控政策下，住房投資對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用才能逐步占據(jù)主導(dǎo)。

關(guān)鍵詞：住房數(shù)量;住房投資;家庭創(chuàng)業(yè);擠出效應(yīng)

中圖分類號(hào)：F830? ?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：B? 文章編號(hào)：1674-2265（2020）05-0016-10

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2020.05.003

一、引言

Schumpeter（1934）[1]指出，企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵，創(chuàng)業(yè)是對(duì)現(xiàn)存狀態(tài)的一種突破，包括新產(chǎn)品、新工藝、新市場(chǎng)、新組織等多種形式。創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的開(kāi)展不僅能夠?yàn)榻?jīng)濟(jì)發(fā)展提供新的動(dòng)力，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)以推動(dòng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展（胡金焱和張博，2014）[2]，而且還是解決就業(yè)問(wèn)題的重要渠道（Banerjee和Newman，1993;De Soto，2000）[3，4]。近10年來(lái)，我國(guó)城鎮(zhèn)地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)日趨活躍。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)，2007年，我國(guó)私營(yíng)企業(yè)有551.31萬(wàn)戶，個(gè)體工商戶數(shù)為2741.53萬(wàn)戶，城鎮(zhèn)私營(yíng)企業(yè)和個(gè)體工商戶吸納就業(yè)7871萬(wàn)人，占城鎮(zhèn)就業(yè)人員的25.43%。到2018年，私營(yíng)企業(yè)戶數(shù)增加到3143.26萬(wàn)戶，個(gè)體工商戶數(shù)為7328.58萬(wàn)戶，城鎮(zhèn)私營(yíng)企業(yè)和個(gè)體工商戶吸納就業(yè)人員達(dá)到2.44億人，占城鎮(zhèn)就業(yè)人員比例上升至56.18% 。

與此相伴的是10多年來(lái)我國(guó)房?jī)r(jià)的快速、持續(xù)上漲，這是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)特殊且重要的現(xiàn)象（周廣肅和王雅琦，2019）[5]。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示①，2006—2016 年，全國(guó)商品房名義價(jià)格年均復(fù)合增長(zhǎng)率達(dá)到8.70%。2006—2016 年，35個(gè)大中城市商品房實(shí)際價(jià)格年均復(fù)合增長(zhǎng)率為8.85%，一線城市商品房實(shí)際價(jià)格年均復(fù)合增長(zhǎng)11.6%。同時(shí)，經(jīng)過(guò)近30年的住房市場(chǎng)化改革，我國(guó)城鄉(xiāng)居民的居住條件得到極大改善，一個(gè)顯著的特征是家庭自有住房率不斷提高，并成為我國(guó)居民最主要的資產(chǎn)。根據(jù)2016年中國(guó)家庭金融調(diào)查報(bào)告， 城鎮(zhèn)家庭住房自有率為90.3%，遠(yuǎn)高于世界平均水平63%②，其中，擁有一套住房的家庭占比71.3%，19%的家庭擁有兩套以上住房。因此，房?jī)r(jià)上漲帶來(lái)的直接影響之一便是有房家庭擁有的住房?jī)r(jià)值和財(cái)富水平大幅增加。對(duì)比2012年和2016年中國(guó)家庭金融調(diào)查報(bào)告可以發(fā)現(xiàn)，中國(guó)城鎮(zhèn)家庭住房資產(chǎn)占總資產(chǎn)比重從2011年的37%上升到2015年的73%。

理論上，由于創(chuàng)業(yè)通常存在一個(gè)最低的資本門檻，因此，家庭資源稟賦和獲得金融資源的能力是家庭創(chuàng)業(yè)選擇的重要決定因素。大量實(shí)證文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，家庭財(cái)富水平和金融資源獲得對(duì)創(chuàng)業(yè)具有顯著正向影響（Evans和Jovanovic，1989;Blanchflower和Oswald，1998;Dunn和Holtz-Eakin，2000等）[6，7，8]。本文研究的問(wèn)題是，在金融市場(chǎng)存在固有缺陷和摩擦的情況下（Aghion和Bolton，1997）[9]，家庭財(cái)富對(duì)創(chuàng)業(yè)選擇的影響如何？由于住房資產(chǎn)是我國(guó)城鎮(zhèn)家庭資產(chǎn)的最主要構(gòu)成部分，上述問(wèn)題更為直接的表述是隨著住房資產(chǎn)在房?jī)r(jià)上漲的作用下迅速增加，中國(guó)城鎮(zhèn)家庭財(cái)富增加能否對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用？

由于住房自身兼具投資品的屬性，對(duì)于該問(wèn)題，學(xué)術(shù)界至今并未形成一致的結(jié)論。一部分研究認(rèn)為，住房能夠產(chǎn)生財(cái)富效應(yīng)和抵押效應(yīng)，擁有住房可以促進(jìn)家庭創(chuàng)業(yè)（Black等，1996;Harding和Rosenthal，2013;Adelino等，2015;Schmalz等，2017）[10，11，12，13]。另一些研究則認(rèn)為，擁有住房不一定能促進(jìn)家庭創(chuàng)業(yè)，只有擁有無(wú)房貸住房或通過(guò)繼承獲得住房才能促進(jìn)家庭創(chuàng)業(yè)（吳曉瑜等，2014;Bracke等，2012;Chen和Hu，2018）[14，15，16]。區(qū)別于以往研究，本文進(jìn)一步考慮近年來(lái)我國(guó)住房市場(chǎng)金融化的現(xiàn)實(shí)特征，將家庭住房投資因素納入分析框架中。中國(guó)住房市場(chǎng)金融化的現(xiàn)實(shí)依據(jù)是：一方面，從住戶層面來(lái)看，近年來(lái)，我國(guó)一些城鎮(zhèn)家庭杠桿率急速攀升，相當(dāng)大比例的居民家庭負(fù)債率達(dá)到難以持續(xù)的水平③。居民總體杠桿率從2007年的45%上升到2015年的90%（姜超等，2016）[17]，周廣肅和王雅琦（2019）[5]的研究顯示，房?jī)r(jià)每上漲1倍，家庭貸款數(shù)額將會(huì)增長(zhǎng)288.1%，家庭杠桿率將上升39.2%。另一方面，從金融部門來(lái)看，房地產(chǎn)行業(yè)存在過(guò)度融資的特征，中國(guó)人民銀行金融機(jī)構(gòu)貸款投向數(shù)據(jù)顯示，2018年末，金融機(jī)構(gòu)人民幣各項(xiàng)貸款余額136.3萬(wàn)億元，同比增長(zhǎng)13.5%，我國(guó)房地產(chǎn)貸款余額為38.7萬(wàn)億元人民幣，同比增長(zhǎng)20%，房地產(chǎn)貸款增量占同期各項(xiàng)貸款增量的39.6% 。

因此，本文在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步考慮到家庭住房投資行為，將家庭擁有住房數(shù)量納入模型，考察在房?jī)r(jià)快速上漲的環(huán)境下，家庭住房投資對(duì)于創(chuàng)業(yè)選擇的可能影響。其背后的邏輯是，當(dāng)住房投資具有較高的回報(bào)率時(shí)，若家庭僅擁有一套住房，該住房可以歸為必需型住房需求，變現(xiàn)或抵押住房選擇創(chuàng)業(yè)存在較大的風(fēng)險(xiǎn);若家庭擁有多套住房，其住房可視為投資型住房需求，此時(shí)對(duì)部分住房進(jìn)行變現(xiàn)或抵押用于投資創(chuàng)業(yè)活動(dòng)則不會(huì)沖擊其基本住房需要，但是此時(shí)家庭可能需要在投資住房和投資創(chuàng)業(yè)活動(dòng)之間進(jìn)行權(quán)衡。因此，住房數(shù)量可能會(huì)很大程度上影響家庭的創(chuàng)業(yè)選擇，而該因素在以往的研究中被忽略了。鑒于此，本文主要研究以下問(wèn)題：在我國(guó)城鎮(zhèn)房?jī)r(jià)一度快速上漲和城鎮(zhèn)家庭住房自有率高的現(xiàn)實(shí)背景下，有無(wú)住房是否會(huì)影響家庭創(chuàng)業(yè)選擇？家庭住房投資對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)選擇存在怎樣的影響？考慮到家庭擁有住房數(shù)量，家庭住房?jī)r(jià)值對(duì)創(chuàng)業(yè)選擇的影響存在怎樣的異質(zhì)性？是促進(jìn)還是擠出？考慮到我國(guó)房地產(chǎn)金融化傾向明顯，本文的研究有助于從微觀層面揭示房地產(chǎn)發(fā)展對(duì)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響。

二、文獻(xiàn)回顧

學(xué)術(shù)界關(guān)于住房投資對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)選擇影響的研究很多，但是至今仍未形成一致的研究結(jié)論?？偨Y(jié)來(lái)看，目前住房資產(chǎn)影響家庭創(chuàng)業(yè)選擇主要包括以下三類觀點(diǎn)：

首先，住房資產(chǎn)的增加可以通過(guò)財(cái)富效應(yīng)促進(jìn)家庭創(chuàng)業(yè)。作為家庭資產(chǎn)重要組成部分之一的住房資產(chǎn)，最為直接的是通過(guò)財(cái)富效應(yīng)對(duì)創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生正向影響（楊其靜和王宇鋒，2010;蓋慶恩等，2013）[18，19]。同時(shí)，因?yàn)閯?chuàng)業(yè)活動(dòng)有較大的不確定性，當(dāng)家庭有較高的財(cái)富水平時(shí)，可以增強(qiáng)家庭抵御創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的能力（普蓂喆和鄭風(fēng)田，2016）[20]。此外，住房資產(chǎn)的增加還通過(guò)財(cái)富效應(yīng)增強(qiáng)居民風(fēng)險(xiǎn)偏好（張光利，2018）[21]，增加風(fēng)險(xiǎn)偏好會(huì)促進(jìn)居民選擇創(chuàng)業(yè)（Djankov等，2005;Hu，2014;Ahunov，2017）[22，23，24]。

其次，住房資產(chǎn)的增加能夠通過(guò)抵押效應(yīng)促進(jìn)家庭創(chuàng)業(yè)。由于金融約束被認(rèn)為是創(chuàng)業(yè)選擇的最主要障礙之一（Evans和Jovanovic，1989）[6]，來(lái)自繼承遺產(chǎn)等財(cái)富的外生沖擊被發(fā)現(xiàn)有助于通過(guò)放松金融約束，提高家庭創(chuàng)業(yè)概率（Klappe等，2006;Bianchi，2010）[25，26]。由于房?jī)r(jià)上漲帶來(lái)的家庭住房資產(chǎn)增加被一些學(xué)者視為財(cái)富的外生沖擊，Schmalz等（2017）[13]使用類似雙重差分策略，對(duì)比有房家庭和租房家庭的創(chuàng)業(yè)選擇，發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)上漲帶來(lái)的房產(chǎn)抵押價(jià)值提高是促進(jìn)創(chuàng)業(yè)的重要因素，也顯著提高創(chuàng)業(yè)規(guī)模。類似的研究還有Black等（1996）[10]和Adelino等（2015）[12]，前者利用英國(guó)數(shù)據(jù)研究了抵押品價(jià)值對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響并發(fā)現(xiàn)房屋價(jià)值每增加10%，企業(yè)登記數(shù)量增加約5%，后者發(fā)現(xiàn)房?jī)r(jià)上漲給有房家庭帶來(lái)的抵押品價(jià)值增加顯著促進(jìn)家庭自我雇傭行為，特別在創(chuàng)業(yè)資本門檻較低的行業(yè)，住房資產(chǎn)增值的抵押效應(yīng)更顯著。國(guó)內(nèi)一些學(xué)者同樣發(fā)現(xiàn)住房資產(chǎn)影響創(chuàng)業(yè)選擇的抵押效應(yīng)（蔡棟梁等，2015;李江一和李涵，2016）[27，28]。

最后，一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)家庭住房對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)行為具有不確定性甚至負(fù)向影響。Chen和Hu（2018）[16]基于中國(guó)城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，擁有住房家庭的創(chuàng)業(yè)可能性并未高于租房家庭，其中住房來(lái)源為住房私有化、購(gòu)買商品房的家庭創(chuàng)業(yè)可能性顯著低于租房家庭，只有通過(guò)繼承獲得住房才能促進(jìn)家庭創(chuàng)業(yè)。吳曉瑜等（2014）[14]的研究顯示，擁有住房顯著降低了創(chuàng)業(yè)的概率，房?jī)r(jià)收入比高的地區(qū)居民創(chuàng)業(yè)的可能性較低，房?jī)r(jià)對(duì)創(chuàng)業(yè)的擠出效應(yīng)明顯，他們的解釋是制度（房產(chǎn)再抵押功能是否完善）和習(xí)俗（年輕人是否急于買房）差異，使得房產(chǎn)投資對(duì)創(chuàng)業(yè)形成替代。此外，Bracke等（2012）[15]利用英國(guó)家庭數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，擁有住房會(huì)降低創(chuàng)業(yè)可能性，主要原因是家庭負(fù)擔(dān)房貸后更愿意規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，房貸比例越高，創(chuàng)業(yè)發(fā)生率越低。

綜上所述，住房資產(chǎn)對(duì)于家庭創(chuàng)業(yè)選擇可能帶來(lái)正的“財(cái)富效應(yīng)”和“抵押效應(yīng)”，同時(shí)也可能產(chǎn)生負(fù)的“替代效應(yīng)”，因此，住房資產(chǎn)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響具有不確定性。本文考慮到中國(guó)房地產(chǎn)金融化背景下的家庭住房投資行為，將家庭住房數(shù)量納入分析框架，重新審視住房資產(chǎn)影響家庭創(chuàng)業(yè)的潛在作用機(jī)制。當(dāng)家庭只擁有一套住房時(shí)，這一套住房往往是剛需住房，不論是變現(xiàn)還是抵押貸款來(lái)從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)都面臨較大風(fēng)險(xiǎn)，對(duì)于這類家庭，房?jī)r(jià)上漲帶來(lái)住房的財(cái)富效應(yīng)和抵押效應(yīng)較為微弱。此時(shí)，出于“要結(jié)婚先買房”等習(xí)俗方面的考慮，高房?jī)r(jià)會(huì)鼓勵(lì)年輕人及其父母為買房而儲(chǔ)蓄，從而抑制高風(fēng)險(xiǎn)的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，因此，對(duì)于只擁有一套住房的家庭而言，住房投資可能會(huì)對(duì)創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生較為明顯的抑制作用。當(dāng)家庭擁有多套住房時(shí)，房?jī)r(jià)上漲帶來(lái)住房資產(chǎn)增加，這類家庭風(fēng)險(xiǎn)承受能力更強(qiáng)，即使對(duì)部分住房進(jìn)行變現(xiàn)或抵押并不影響其對(duì)住房的剛性需求，因此會(huì)帶來(lái)顯著的財(cái)富效應(yīng)和抵押效應(yīng)。但與此同時(shí)，房?jī)r(jià)持續(xù)上漲使得住房成為具有較高收益率的投資品，這增加了居民對(duì)于住房投資的偏好，進(jìn)而將大量資金投入住房資產(chǎn)，此時(shí)住房投資的擠出效應(yīng)也可能會(huì)比較強(qiáng)，因此，對(duì)于擁有多套住房的家庭而言，住房投資對(duì)創(chuàng)業(yè)選擇的正向促進(jìn)和負(fù)向擠出可能都比較強(qiáng)，總的影響則是不確定的，其凈影響則變成一個(gè)實(shí)證問(wèn)題。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文研究使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于北京大學(xué)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心2012、2014、2016 年開(kāi)展的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）。CFPS是一項(xiàng)全國(guó)性的跟蹤調(diào)查，旨在通過(guò)跟蹤調(diào)查個(gè)體、家庭、社區(qū)三個(gè)層次的樣本，反映中國(guó)社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、人口、教育和健康的變遷。區(qū)別于以往研究主要使用截面數(shù)據(jù)，難以反映家庭創(chuàng)業(yè)選擇的動(dòng)態(tài)變化，本文使用2010、2012、2014和2016年四期面板數(shù)據(jù)來(lái)匹配樣本的創(chuàng)業(yè)進(jìn)入情況，反映家庭創(chuàng)業(yè)選擇的動(dòng)態(tài)變化④。此外，我們僅保留戶主年齡在18—65歲的家庭樣本，最終得到覆蓋25個(gè)?。ㄊ?、自治區(qū)）⑤的3587個(gè)家庭面板數(shù)據(jù)。

（二）變量選取

1. 被解釋變量。本文“家庭創(chuàng)業(yè)”的定義采取兩種方式：一是是否創(chuàng)業(yè)，即家庭在當(dāng)期是否有人從事私人或個(gè)體經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，主要考察的是創(chuàng)業(yè)存量;二是創(chuàng)業(yè)進(jìn)入，主要考察新增創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)業(yè)的動(dòng)態(tài)變化，即家庭在上一期沒(méi)有從事私人或個(gè)體經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，但在本期從事了私人或個(gè)體經(jīng)營(yíng)活動(dòng)。通過(guò) CFPS2012與CFPS2010⑥兩期數(shù)據(jù)的比較得到2012年的家庭創(chuàng)業(yè)進(jìn)入變量，比較CFPS2014與CFPS2012兩期數(shù)據(jù)得到2014年創(chuàng)業(yè)進(jìn)入變量，比較CFPS2016與CFPS2014兩期數(shù)據(jù)得到2016年創(chuàng)業(yè)進(jìn)入變量。

2. 核心解釋變量。自有住房虛擬變量，若家庭住房為家庭成員所有，則取值為1，否則為0。自有多套住房虛擬變量是指家庭自有住房數(shù)量大于等于2，則取值為1，否則為0。唯一住房虛擬變量，若家庭僅有一套住房，則取值為1，否則為0。住房?jī)糁抵讣彝碛腥糠慨a(chǎn)價(jià)值之和減去待償還房貸。

3. 控制變量。主要包括戶主層面、家庭層面和省級(jí)層面特征變量。戶主層面的特征變量包括戶主性別、年齡、婚姻、受教育程度⑦和戶主父親受教育程度，由于CFPS調(diào)研問(wèn)卷中并沒(méi)有明確的“戶主”，因此本文根據(jù)CFPS2012調(diào)研問(wèn)卷中家庭重大事件決策人，CFPS2014、CFPS2016調(diào)研問(wèn)卷最適合回答人來(lái)確定各期家庭“戶主”。家庭層面特征變量包括家庭規(guī)模、家中未婚男性占比、工資性收入、金融資產(chǎn)、待償銀行貸款（不包括房貸）、待償私人借款、信貸約束、風(fēng)險(xiǎn)偏好等。省級(jí)層面特征變量選取第三產(chǎn)業(yè)占比、人均GDP、私企和個(gè)體就業(yè)人數(shù)占比和過(guò)去五年房?jī)r(jià)平均增長(zhǎng)率。

（三）變量描述性統(tǒng)計(jì)

表1匯報(bào)的是主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。2012年城鎮(zhèn)家庭從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的概率為13.2%，創(chuàng)業(yè)進(jìn)入概率為7.39%，85.1%的家庭擁有自己的住房，16.2%的家庭自有多套住房，自有住房?jī)r(jià)值平均為55.98萬(wàn)元。2014年、2016年城鎮(zhèn)家庭從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的概率大致不變，但創(chuàng)業(yè)進(jìn)入概率較2012期有所下降。此外，表1顯示，2012—2016年間，在房?jī)r(jià)不斷上漲的作用下，我國(guó)城鎮(zhèn)家庭住房自有率、多套房擁有率和住房?jī)r(jià)值均穩(wěn)步提高。

（四）計(jì)量模型

本文擬采用的基準(zhǔn)模型為Probit模型：

其中，[Entrepreneuri，1]是當(dāng)期家庭是否創(chuàng)業(yè)虛擬變量，當(dāng)家庭i在t期從事個(gè)體創(chuàng)業(yè)活動(dòng)則為1，否則為0。[Entrepreneuri，2]是本期較上期生成的創(chuàng)業(yè)進(jìn)入虛擬變量，當(dāng)家庭i在t-1期沒(méi)有創(chuàng)業(yè)，而在t期進(jìn)行創(chuàng)業(yè)，則為1，否則為0。[owneri]指家庭i在t期自有住房的虛擬變量。[Zi]包含表1中展示的控制變量，包括戶主性別、年齡、婚姻、受教育程度、戶主父親受教育程度、家庭規(guī)模、家中未婚男性占比、工資性收入、金融資產(chǎn)、待償銀行貸款（不包括房貸）、待償私人借款以及省級(jí)層面特征變量第三產(chǎn)業(yè)占比、人均GDP、私企和個(gè)體就業(yè)人數(shù)占比和省級(jí)過(guò)去五年房?jī)r(jià)平均增長(zhǎng)率。

為進(jìn)一步考察擁有多套住房對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響，本文設(shè)置以下模型：

其中，[twohousei]是家庭i在t期擁有多套住房虛擬變量，若擁有住房數(shù)量大于1則為1，否則為0。其余變量與式（1）保持一致。當(dāng)考察住房?jī)r(jià)值對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)選擇的異質(zhì)性影響時(shí)，核心解釋變量更換為[housevaluei]。

然而，住房投資和家庭創(chuàng)業(yè)選擇之間可能存在遺漏變量、反向因果等內(nèi)生性問(wèn)題。遺漏變量的內(nèi)生性表現(xiàn)在，家庭的資源稟賦既能決定家庭住房投資能力，也可能決定個(gè)體創(chuàng)業(yè)的概率。反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性，即創(chuàng)業(yè)家庭具有更強(qiáng)的住房投資能力。這兩種原因產(chǎn)生的內(nèi)生性可能導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果存在偏誤。對(duì)于遺漏變量帶來(lái)的內(nèi)生性，本文將使用家庭是否有未成年男性作為家庭住房數(shù)量的工具變量。根據(jù)易成棟等（2018）[29]的研究，有未成年男性的家庭比無(wú)未成年男性的家庭更有可能有多套住房。由于子女的性別通常是隨機(jī)決定的，并且考慮到我國(guó)2016年才實(shí)施全面兩孩政策，本文使用數(shù)據(jù)截至2016年，可以很大程度上避免多胎家庭的干擾，同時(shí)使得該變量相對(duì)于家庭創(chuàng)業(yè)行為具有較強(qiáng)的外生性。使用是否有未成年子女作為自有住房的工具變量，是則取值1，否則取值0，因?yàn)橛凶优募彝ジ赡軗碛凶》?。為解決反向因果問(wèn)題，生成創(chuàng)業(yè)進(jìn)入變量，即在上一期沒(méi)有創(chuàng)業(yè)活動(dòng)但在當(dāng)期有創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的家庭，新創(chuàng)業(yè)家庭很難在當(dāng)年快速收回成本并獲得收益來(lái)購(gòu)買住房資產(chǎn)，這樣就降低了創(chuàng)業(yè)引起當(dāng)期住房增加的可能性。同時(shí)，參考路曉蒙等（2019）[30]的研究剔除存在反向因果的樣本家庭，減弱內(nèi)生性的影響，即剔除上一期自有一套住房但在本期自有多套住房家庭的樣本，由此盡量避免因?yàn)閯?chuàng)業(yè)獲得收益導(dǎo)致當(dāng)期住房資產(chǎn)增加的可能性。

在考察住房?jī)r(jià)值對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)選擇的異質(zhì)性影響時(shí)，借鑒吳曉瑜等（2014）[14]的做法，使用由于房?jī)r(jià)上升帶來(lái)的住房增值作為住房?jī)r(jià)值的工具變量。住房增值會(huì)提高家庭現(xiàn)有住房?jī)r(jià)值，但相對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)是外生的，不受家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的影響。由于CFPS2012年數(shù)據(jù)未統(tǒng)計(jì)現(xiàn)居住住房的購(gòu)建買成本，無(wú)法計(jì)算住房增值情況，因此，在使用該工具變量時(shí)僅使用CPFS2014、2016兩期數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸。

四、實(shí)證結(jié)果

（一）住房投資對(duì)城鎮(zhèn)家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響

表2匯報(bào)了自有住房、自有多套住房虛擬變量對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)影響的估計(jì)結(jié)果，第（1）列結(jié)果顯示，與無(wú)房家庭相比，擁有住房家庭的創(chuàng)業(yè)概率并未顯著較高，這與以往研究是一致的（Bracke等，2012;吳曉瑜等，2014;Chen和Hu，2018）[15，14，16]。根據(jù)理論分析，對(duì)于擁有多套住房的家庭而言，住房投資對(duì)創(chuàng)業(yè)選擇的正向促進(jìn)和負(fù)向擠出可能都比較強(qiáng)，其凈影響難以確定，第（2）列估計(jì)結(jié)果顯示，自有多套住房的家庭選擇創(chuàng)業(yè)概率顯著較高，意味著投資多套住房帶來(lái)的財(cái)富效應(yīng)和抵押效應(yīng)大于擠出效應(yīng)。進(jìn)一步檢驗(yàn)家庭自有住房數(shù)量對(duì)創(chuàng)業(yè)概率的影響，第（3）列估計(jì)結(jié)果顯示，家庭自有住房數(shù)量越多，家庭選擇創(chuàng)業(yè)的概率越高，進(jìn)一步佐證投資多套住房能夠帶來(lái)顯著的財(cái)富效應(yīng)和抵押效應(yīng)的結(jié)論。為克服遺漏變量和反向因果產(chǎn)生的內(nèi)生性，（4）—（6）列匯報(bào)了使用工具變量后的估計(jì)結(jié)果。第（4）列使用未成年子女作為自有住房的工具變量，自有住房沒(méi)有對(duì)創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生顯著影響。第（5）列使用男性未成年人作為自有多套住房的工具變量，弱工具變量檢驗(yàn)顯示在1%水平上拒絕弱工具變量的原假設(shè)，發(fā)現(xiàn)Wald檢驗(yàn)在1%水平上拒絕自有多套住房不存在內(nèi)生性問(wèn)題的原假設(shè)。自有多套住房顯著提升了家庭創(chuàng)業(yè)的可能性。第（6）列使用男性未成年人作為自有住房數(shù)量的工具變量，弱工具變量檢驗(yàn)顯示在10%水平上拒絕弱工具變量的原假設(shè)，發(fā)現(xiàn)Wald檢驗(yàn)在1%水平上拒絕了自有多套住房不存在內(nèi)生性問(wèn)題的原假設(shè)。自有住房數(shù)量顯著提升了家庭創(chuàng)業(yè)的可能性。

為了進(jìn)一步緩解反向因果問(wèn)題，表3匯報(bào)了自有住房、自有多套住房對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)進(jìn)入的影響。剔除上一期只有一套住房，但在本期擁有多套住房家庭的樣本，這樣也就盡量避免了因?yàn)樵谏弦黄趧?chuàng)業(yè)獲得收益導(dǎo)致當(dāng)期住房數(shù)量增加的可能性。（1）—（3）列未加入工具變量，估計(jì)結(jié)果與表2基本一致。（4）—（6）列報(bào)告了使用工具變量檢驗(yàn)住房投資對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)進(jìn)入的影響。工具變量通過(guò)了弱工具變量檢驗(yàn)，Wald檢驗(yàn)在1%水平上拒絕不存在內(nèi)生性問(wèn)題的原假設(shè)，發(fā)現(xiàn)自有多套住房和自有住房數(shù)量都對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)進(jìn)入有顯著的正向影響。意味著在樣本期內(nèi)，自有多套住房的家庭新增創(chuàng)業(yè)的概率也顯著較高，進(jìn)一步驗(yàn)證了住房投資帶來(lái)的財(cái)富效應(yīng)和抵押效應(yīng)大于擠出效應(yīng)。

（二）住房?jī)r(jià)值對(duì)城鎮(zhèn)家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響

本文進(jìn)一步考慮住房?jī)r(jià)值對(duì)城鎮(zhèn)家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響及其可能存在的異質(zhì)性，這里的住房?jī)r(jià)值指自有住房?jī)糁?，估?jì)結(jié)果如表4所示。第（1）列估計(jì)結(jié)果顯示，家庭住房資產(chǎn)凈值越高，家庭選擇創(chuàng)業(yè)的概率顯著較高，表明住房?jī)r(jià)值對(duì)創(chuàng)業(yè)選擇的顯著促進(jìn)作用，顯示出顯著的財(cái)富效應(yīng)和抵押效應(yīng)。但是，促進(jìn)作用存在一定的異質(zhì)性，第（2）列估計(jì)結(jié)果顯示，對(duì)于僅擁有一套住房的家庭而言，由于房產(chǎn)變現(xiàn)或抵押存在較大的風(fēng)險(xiǎn)，住房?jī)r(jià)值的財(cái)富效應(yīng)和抵押貸款效應(yīng)較弱，相比之下，擁有多套住房的家庭變現(xiàn)或者抵押部分住房投資于創(chuàng)業(yè)則不會(huì)沖擊其基本住房需求，第（3）列估計(jì)結(jié)果顯示，該類家庭的住房?jī)糁祵?duì)于創(chuàng)業(yè)選擇具有顯著的促進(jìn)作用。（4）—（6）列使用住房的增值作為ln（住房?jī)糁担┑墓ぞ咦兞?，估?jì)結(jié)果與未加入工具變量時(shí)一致。這意味著，住房?jī)r(jià)值的促進(jìn)作用主要存在于投資多套住房的家庭。

表5匯報(bào)了自有住房?jī)糁祵?duì)樣本期內(nèi)家庭新增創(chuàng)業(yè)影響的估計(jì)結(jié)果，同樣排除上一期只有一套住房，但在本期擁有多套住房家庭的樣本。第（1）列顯示全樣本下家庭住房?jī)糁祵?duì)創(chuàng)業(yè)進(jìn)入具有正向促進(jìn)作用，我們進(jìn)一步通過(guò)分樣本回歸檢驗(yàn)異質(zhì)性，第（2）列樣本為僅擁有唯一住房家庭樣本，第（3）列樣本為擁有多套住房家庭樣本，對(duì)比估計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，對(duì)于擁有唯一住房家庭來(lái)說(shuō)，住房?jī)糁祵?duì)創(chuàng)業(yè)進(jìn)入沒(méi)有顯著影響，但對(duì)于擁有多套住房的家庭來(lái)說(shuō)，住房?jī)糁碉@著促進(jìn)了家庭創(chuàng)業(yè)進(jìn)入。使用住房的增值作為ln（住房?jī)糁担┑墓ぞ咦兞?，估?jì)結(jié)果與未加入工具變量時(shí)一致。

（三）住房投資影響城鎮(zhèn)家庭創(chuàng)業(yè)選擇的作用機(jī)制檢驗(yàn)

上述分析結(jié)果表明，當(dāng)城鎮(zhèn)家庭僅自有住房時(shí)，其創(chuàng)業(yè)概率與無(wú)房家庭無(wú)顯著差異，家庭住房投資對(duì)創(chuàng)業(yè)選擇和創(chuàng)業(yè)進(jìn)入的影響主要存在于投資于多套住房的家庭，不同住房投資類型家庭最直觀的差異是財(cái)富水平的差異。那么，除此之外，住房投資還會(huì)通過(guò)哪些作用機(jī)制影響城鎮(zhèn)家庭的創(chuàng)業(yè)決策？本部分從信貸約束緩解效應(yīng)、風(fēng)險(xiǎn)偏好效應(yīng)和擠出效應(yīng)三個(gè)角度分別進(jìn)行討論。

1. 信貸約束緩解效應(yīng)。缺乏啟動(dòng)資金被認(rèn)為是抑制潛在創(chuàng)業(yè)者成為企業(yè)家的一個(gè)重要因素（Evans和Jovanovic，1989）[6]，即信貸約束是影響家庭創(chuàng)業(yè)選擇的重要決定因素（張龍耀和張海寧，2013）[31]。因此，如果家庭住房資產(chǎn)能有效緩解家庭面臨的信貸約束，則可能有助于家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的發(fā)生。本文根據(jù)CFPS2014和CFPS2016兩期問(wèn)卷中家庭“是否存在借貸被拒經(jīng)歷”來(lái)定義家庭是否面臨信貸約束，這里的信貸指銀行信貸。

表6匯報(bào)了CFPS2014和2016兩期數(shù)據(jù)的估計(jì)結(jié)果，結(jié)果表明，第（1）列中沒(méi)有發(fā)現(xiàn)自有住房對(duì)正規(guī)信貸有顯著影響，第（2）列估計(jì)結(jié)果顯示只有那些擁有多套住房的家庭，能使正規(guī)信貸約束顯著降低。這意味著，自有唯一住房家庭住房投資的抵押效應(yīng)不顯著，住房投資對(duì)緩解信貸約束的影響有限，而擁有多套住房的家庭受到信貸約束的概率顯著降低，表明住房投資具有顯著的信貸約束緩解效應(yīng)，是促進(jìn)家庭創(chuàng)業(yè)的重要機(jī)制之一。

2.風(fēng)險(xiǎn)偏好效應(yīng)。創(chuàng)業(yè)活動(dòng)具有較大的不確定性，根據(jù)2015年《福布斯》發(fā)布的數(shù)據(jù)顯示，9成創(chuàng)業(yè)企業(yè)以失敗告終，2013年原國(guó)家工商總局發(fā)布的《全國(guó)內(nèi)資企業(yè)生存時(shí)間分析報(bào)告》顯示，60%的企業(yè)會(huì)在5年內(nèi)退出，只有少部分人能創(chuàng)業(yè)成功并獲得較高的投資回報(bào)率。正是由于創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的不確定性和高風(fēng)險(xiǎn)性，使得居民的風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)選擇具有重要的影響。因此，本文利用CFPS2014數(shù)據(jù)中關(guān)于風(fēng)險(xiǎn)偏好的問(wèn)題來(lái)檢驗(yàn)家庭住房資產(chǎn)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)偏好的影響⑧。表7匯報(bào)了家庭住房資產(chǎn)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)偏好影響的估計(jì)結(jié)果。（1）和（4）列結(jié)果顯示，自有住房會(huì)增加風(fēng)險(xiǎn)偏好。（2）、（5）列結(jié)果顯示，自有多套住房會(huì)增強(qiáng)風(fēng)險(xiǎn)偏好。（3）、（6）列結(jié)果顯示，家庭自有住房數(shù)量越多，風(fēng)險(xiǎn)偏好越強(qiáng)。以上結(jié)果表明，家庭住房資產(chǎn)能增強(qiáng)家庭的風(fēng)險(xiǎn)偏好，也是促進(jìn)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)發(fā)生的重要機(jī)制，該結(jié)論與現(xiàn)有研究結(jié)論也是一致的（Djankov等，2005;Hu，2014;Ahunov，2017）[22，23，24]。

3.擠出效應(yīng)。本文理論分析部分的一個(gè)重要結(jié)論是，住房投資不僅會(huì)產(chǎn)生財(cái)富效應(yīng)和抵押效應(yīng)，還可能對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)產(chǎn)生擠出效應(yīng)。由于房?jī)r(jià)持續(xù)上漲使得住房成為具有較高收益率的投資品，這增加了居民對(duì)于住房投資的偏好并將資金用于住房投資，進(jìn)而產(chǎn)生擠出效應(yīng)。表8檢驗(yàn)房?jī)r(jià)對(duì)創(chuàng)業(yè)和住房投資的影響，其中，（1）、（2）列中使用滯后一期的房?jī)r(jià)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，房?jī)r(jià)越高的地區(qū)，家庭創(chuàng)業(yè)選擇和創(chuàng)業(yè)進(jìn)入均顯著較低，這意味著，高房?jī)r(jià)會(huì)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)產(chǎn)生擠出效應(yīng)。（3）—（6）列將樣本分為無(wú)房及自有唯一住房家庭和自有多套住房家庭，檢驗(yàn)住房?jī)r(jià)格對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的影響，第（3）、（4）列結(jié)果表明，高房?jī)r(jià)會(huì)顯著降低無(wú)房及自有唯一住房家庭創(chuàng)業(yè)的可能性。第（5）、（6）列結(jié)果表明，高房?jī)r(jià)對(duì)自有多套住房家庭創(chuàng)業(yè)、創(chuàng)業(yè)進(jìn)入并沒(méi)有顯著影響。以上結(jié)果表明，高房?jī)r(jià)確實(shí)會(huì)擠出家庭在創(chuàng)業(yè)活動(dòng)上的投資，尤其是對(duì)無(wú)房及自有唯一住房家庭。我們還要看到自有唯一住房和無(wú)房家庭在樣本中的比例超過(guò)80%，所以高房?jī)r(jià)對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)有較大的擠出效應(yīng)。

五、結(jié)論與政策啟示

本文基于2010年以來(lái)中國(guó)城鎮(zhèn)房?jī)r(jià)持續(xù)增長(zhǎng)和城鎮(zhèn)家庭住房自有率高的現(xiàn)實(shí)背景，利用CFPS的 25個(gè)省（市、自治區(qū)）城鎮(zhèn)家庭3期面板數(shù)據(jù)，研究住房投資對(duì)城鎮(zhèn)家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響及其作用機(jī)制。研究結(jié)果表明，家庭自有住房不能促進(jìn)創(chuàng)業(yè)，只有那些投資多套住房的家庭才有更高的創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)業(yè)進(jìn)入概率，其主要原因是若家庭僅有一套住房，作為必需型住房，無(wú)論是變現(xiàn)還是抵押貸款用于創(chuàng)業(yè)都面臨較大的風(fēng)險(xiǎn)，同時(shí)此類家庭風(fēng)險(xiǎn)偏好水平較低，進(jìn)而削弱住房的財(cái)富效應(yīng)和抵押效應(yīng)。但是，若家庭投資于多套住房，不僅會(huì)緩解家庭信貸約束，同時(shí)由于對(duì)部分住房進(jìn)行變現(xiàn)、抵押不影響對(duì)住房的剛性需求，使得家庭風(fēng)險(xiǎn)偏好水平較高，因此住房投資的財(cái)富效應(yīng)和抵押效應(yīng)可能更強(qiáng)。房?jī)r(jià)持續(xù)上漲使得住房成為具有較高收益率的投資品，住房投資也可能會(huì)擠出創(chuàng)業(yè)投資，實(shí)證結(jié)果顯示，對(duì)于擁有多套住房的家庭，財(cái)富效應(yīng)和抵押效應(yīng)的正向影響要大于擠出效應(yīng)。

此外，我們還發(fā)現(xiàn)自有住房?jī)r(jià)值對(duì)擁有不同數(shù)量住房的家庭創(chuàng)業(yè)選擇會(huì)產(chǎn)生異質(zhì)性影響。對(duì)于擁有唯一住房的家庭來(lái)說(shuō)，住房?jī)r(jià)值對(duì)創(chuàng)業(yè)的可能性并沒(méi)有顯著影響。因?yàn)檫@類家庭更愿意選擇風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避，同時(shí)由于我國(guó)沒(méi)有住房再抵押政策，住房升值部分不能進(jìn)行二次抵押，難以將住房資產(chǎn)轉(zhuǎn)為流動(dòng)性資產(chǎn)，因此財(cái)富效應(yīng)和抵押貸款效應(yīng)較弱。但是，對(duì)于擁有多套住房的家庭而言，對(duì)部分住房進(jìn)行變現(xiàn)或抵押用于投資創(chuàng)業(yè)則不會(huì)沖擊其基本住房需要，家庭住房?jī)r(jià)值的財(cái)富效應(yīng)與抵押貸款效應(yīng)之和要大于住房投資的擠出效應(yīng)，因此會(huì)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)選擇和創(chuàng)業(yè)進(jìn)入產(chǎn)生促進(jìn)作用。本文進(jìn)一步探討住房投資對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)選擇影響作用機(jī)制，發(fā)現(xiàn)住房投資盡管能夠通過(guò)緩解金融約束、增加風(fēng)險(xiǎn)偏好等機(jī)制促進(jìn)創(chuàng)業(yè)，但也會(huì)產(chǎn)生對(duì)創(chuàng)業(yè)的擠出效應(yīng)。我們也要看到80%的家庭沒(méi)有兩套及以上住房，所以住房投資對(duì)創(chuàng)業(yè)的正向影響也是有限的，擠出效應(yīng)在整個(gè)作用機(jī)制中占有重要地位。

本文的研究有助于從家庭住房投資的角度提出挖掘家庭創(chuàng)業(yè)潛力和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)的政策選擇。首先，政府要高度重視房?jī)r(jià)過(guò)快增長(zhǎng)和房地產(chǎn)投資過(guò)熱對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的沖擊，堅(jiān)持住房去金融化，避免住房?jī)r(jià)格過(guò)高而對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)產(chǎn)生擠出效應(yīng)。在堅(jiān)持住房去金融化和“房住不炒”的調(diào)控政策下，住房投資對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用將逐步占據(jù)主導(dǎo)。其次，政府應(yīng)為創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)營(yíng)造良好的社會(huì)環(huán)境，通過(guò)簡(jiǎn)化審批程序、強(qiáng)化市場(chǎng)公平競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境激發(fā)潛在創(chuàng)業(yè)者的企業(yè)家精神。最后，應(yīng)當(dāng)通過(guò)金融創(chuàng)新增強(qiáng)我國(guó)住房資產(chǎn)的流動(dòng)性，縮短住房財(cái)富變現(xiàn)周期，以此來(lái)增加住房抵押價(jià)值。本文認(rèn)為未來(lái)可借鑒一些國(guó)家的住房再抵押政策，對(duì)于負(fù)擔(dān)房貸或者住房數(shù)量較少的家庭，其住房升值部分可以進(jìn)行再抵押貸款，有助于緩解創(chuàng)業(yè)者面臨的融資困境。

①實(shí)際價(jià)格年均復(fù)合增長(zhǎng)率為名義價(jià)格年均復(fù)合增長(zhǎng)率扣除通貨膨脹，由作者計(jì)算。

②數(shù)據(jù)來(lái)源：世界銀行（2010）。

③中國(guó)銀保監(jiān)會(huì)主席郭樹(shù)清在2019年第十一屆陸家嘴論壇上指出，相當(dāng)大比例居民家庭負(fù)債率達(dá)到難以持續(xù)的水平，必須正視一些地方房地產(chǎn)金融化問(wèn)題。

④由于2010年是CFPS數(shù)據(jù)庫(kù)基期大范圍調(diào)查，沒(méi)有前一期的數(shù)據(jù)匹配創(chuàng)業(yè)的動(dòng)態(tài)進(jìn)入情況，因此本文僅使用CFPS2010年數(shù)據(jù)構(gòu)造創(chuàng)業(yè)進(jìn)入變量。

⑤2010年CFPS樣本覆蓋25個(gè)省/市/自治區(qū)，2010年該數(shù)據(jù)并沒(méi)有覆蓋全國(guó)所有省份，只有25個(gè)。后期2012、2014、2016數(shù)據(jù)中相繼加入了新疆（20）、內(nèi)蒙古（7）、寧夏（4）、西藏（2）、青海（3）、海南（7），這些省份數(shù)據(jù)量極少，括號(hào)中是以2016年數(shù)據(jù)為例的樣本數(shù)量，所以在清理中被刪去。

⑥2010年數(shù)據(jù)只用來(lái)匹配創(chuàng)業(yè)的新進(jìn)入情況，并沒(méi)有使用2010年的其他變量。

⑦受教育程度變量設(shè)置為：未上過(guò)學(xué)=1;小學(xué)=2;初中=3;中專/高中=4;大專=5;本科=6;研究生及以上=7。

⑧問(wèn)卷中對(duì)于受訪者風(fēng)險(xiǎn)偏好問(wèn)題答案選項(xiàng)有四個(gè)：1表示高風(fēng)險(xiǎn)、高收益;2表示適中風(fēng)險(xiǎn)、穩(wěn)健收益;3表示低風(fēng)險(xiǎn)、低收益;4表示不愿意承擔(dān)任何投資風(fēng)險(xiǎn)。

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