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(huì)經(jīng)濟(jì)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(dāng)今國際和國內(nèi)的就業(yè)形式都比較嚴(yán)峻。2017 年國際勞工組織（International Labor Organization，ILO）預(yù)測，全球失業(yè)率會(huì)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(jì)下行壓力逐漸增大，隨著供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的推進(jìn)，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(dá)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(gè)體創(chuàng)業(yè)（增量企業(yè)）來吸納過剩的勞動(dòng)力。2013 年10 月國務(wù)院常務(wù)會(huì)議強(qiáng)調(diào)“調(diào)動(dòng)社會(huì)資本力量，促進(jìn)小微企業(yè)特別是創(chuàng)新型企業(yè)成長，帶動(dòng)就業(yè)”。2014 年9 月夏季達(dá)沃斯論壇開幕式上，李克強(qiáng)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(bào)》上發(fā)文號(hào)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(jì)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(gè)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(diǎn)帶面的作用，是解決整體就業(yè)壓力的一個(gè)良好途徑。

旅游業(yè)帶動(dòng)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(kuò)張，但傳統(tǒng)企業(yè)的存量擴(kuò)張已經(jīng)進(jìn)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(gè)重要方式是新生旅游企業(yè)的增量擴(kuò)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(dá) 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(tái)了《關(guān)于進(jìn)一步促進(jìn)旅游投資和消費(fèi)的若干意見》，第一次提出了旅游投資促進(jìn)計(jì)劃。隨后的三年，我國旅游直接投資超過3 萬億元，帶動(dòng)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(dá)到8 396 億美元。2018 年，旅游創(chuàng)業(yè)投資總額達(dá)190 億美元。除了上述因?yàn)橥顿Y產(chǎn)生的新企業(yè)或企業(yè)擴(kuò)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?yàn)槊嫦蛴慰偷幕痉?wù)技術(shù)門檻低、投資小，進(jìn)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。基于這些原因，本文利用中國綜合社會(huì)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(gè)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(gè)體的創(chuàng)業(yè)Tab. 1 The entrepreneurship in various types of families

二、文獻(xiàn)述評

1. 創(chuàng)業(yè)要素理論及其進(jìn)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(gè)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(dòng)人口在遷入地搭建良好的社會(huì)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(huì)顯著提高流動(dòng)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(gè)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(gè)模型，有的學(xué)者認(rèn)為生存型創(chuàng)業(yè)主要受益于城市多樣化外部性，機(jī)會(huì)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(rèn)為法律對投資者保護(hù)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(rèn)為國家對創(chuàng)業(yè)的政策支持不同也會(huì)導(dǎo)致對創(chuàng)業(yè)的激勵(lì)出現(xiàn)差異（李政、羅暉、李正風(fēng)等，2018）。

Wickham（2001）對Gartner 的四要素模型進(jìn)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。基于此理論，有學(xué)者發(fā)現(xiàn)初始資源稟賦會(huì)驅(qū)動(dòng)新企業(yè)進(jìn)行社會(huì)網(wǎng)絡(luò)型資源整合，從而推動(dòng)創(chuàng)業(yè)者的機(jī)會(huì)識(shí)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(rèn)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(huì)規(guī)范促進(jìn)了潛在的創(chuàng)業(yè)者感知機(jī)會(huì)、承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)、提高技能和拓展網(wǎng)絡(luò)等4 個(gè)方面的中介傳導(dǎo)機(jī)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(tuán)隊(duì)的文化多樣性能夠有效提高企業(yè)的融資。團(tuán)隊(duì)成員之間的溝通、信任及其維持機(jī)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(gè)正常企業(yè)，而不是關(guān)注創(chuàng)業(yè)者對市場機(jī)會(huì)的把握和對企業(yè)家精神的強(qiáng)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(shí)別、評價(jià)和利用創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)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(huì)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(huì)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(gè)體工商戶。

但機(jī)會(huì)識(shí)別理論仍然存在缺陷。Shane（2000）發(fā)現(xiàn)機(jī)會(huì)通常情況下不是創(chuàng)業(yè)者主動(dòng)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(diǎn)”：規(guī)律無法被發(fā)現(xiàn)。這種觀點(diǎn)同樣遭到不少學(xué)者的反對。他們認(rèn)為僅僅把機(jī)會(huì)作為創(chuàng)業(yè)的核心問題過于狹隘（Klein，2008），而且機(jī)會(huì)的市場分布不可捉摸（Dimov，2011）。基于這種想法，Sarasvathy（2001）提出了效果邏輯理論，他認(rèn)為機(jī)會(huì)不可捉摸，不應(yīng)該關(guān)注機(jī)會(huì)，而應(yīng)該關(guān)注創(chuàng)業(yè)者。

2. 家庭對個(gè)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(xiàn)（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(gè)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(dòng)的概率，而人力殘缺家庭將顯著降低其選擇創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的概率。精英家庭通常屬于機(jī)會(huì)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(huì)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(huì)網(wǎng)絡(luò)也會(huì)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(huì)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(dòng)、身份、工作以及相關(guān)的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)也會(huì)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(jìn)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(huì)影響丈夫。夫妻任何一方的某些特質(zhì)也可能會(huì)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(gè)體創(chuàng)業(yè)關(guān)系的認(rèn)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(dāng)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(huì)進(jìn)步，女性的勞動(dòng)參與率越來越高。2010 年我國女性勞動(dòng)參與率為70%，遠(yuǎn)高于歐美發(fā)達(dá)國家和其他發(fā)展中國家。經(jīng)濟(jì)上的獨(dú)立，使女性在思想意識(shí)、社會(huì)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(huì)學(xué)的角度或以輔助的角色看待我國女性，是不恰當(dāng)?shù)?，也是不符合我國?dāng)下情境的。

組建家庭后，夫妻會(huì)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(gè)體形成官方社會(huì)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(yàn)，這些能夠被創(chuàng)業(yè)者分享。第三，配偶當(dāng)前的就業(yè)狀態(tài)。就業(yè)狀態(tài)主要是機(jī)會(huì)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(fēng)險(xiǎn)，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(dān)個(gè)體創(chuàng)業(yè)失敗的風(fēng)險(xiǎn)，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(shí)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(huì)保障功能通過“婚姻”實(shí)現(xiàn)了內(nèi)在化，這種社會(huì)保障功能的實(shí)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(fēng)險(xiǎn)、節(jié)省社會(huì)交易費(fèi)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(xiàng)目對全國125 個(gè)縣（區(qū)）500 個(gè)街道（鄉(xiāng)、鎮(zhèn)）1 000 個(gè)居（村）民委員會(huì)的10 000 戶家庭中的個(gè)人進(jìn)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(xiàng)目，涵蓋社會(huì)、社區(qū)、家庭、個(gè)人多個(gè)層次的數(shù)據(jù)，具有代表性和可靠性。

該數(shù)據(jù)設(shè)計(jì)了專門的社會(huì)人口屬性模塊和勞動(dòng)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(jì)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(xiàng)。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(diǎn)共有51 574 個(gè)。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(gè)條件進(jìn)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(biāo)準(zhǔn)職業(yè)分類（ISCO-08）》和《國家旅游及相關(guān)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)分類（2018）》，選取了與旅游相關(guān)的樣本點(diǎn)；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(xiàng)研究最終共選取3 580 個(gè)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(gè)。

2. 變量的解釋

（1）被解釋變量

受訪個(gè)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(xiàng)“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(gè)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(jī)會(huì)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(gè)。一是配偶收入。主要依據(jù)問項(xiàng)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(dòng)收入是多少？”在分析時(shí)，對該項(xiàng)數(shù)值取對數(shù)。二是工作類型。主要依據(jù)問項(xiàng)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(jī)關(guān)、企業(yè)、事業(yè)單位、社會(huì)團(tuán)體、居/村委會(huì)、無單位/自雇（包括個(gè)體戶）、軍隊(duì)和其他”。在分析時(shí)，將黨政機(jī)關(guān)、事業(yè)單位、社會(huì)團(tuán)體、居/村委會(huì)和軍隊(duì)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(gè)體特征變量、家庭特征變量和地區(qū)特征變量。個(gè)體特征變量包括受教育程度、工作經(jīng)驗(yàn)、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(xiàng)（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(jì)

表3 對主要變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)。被解釋變量中，根據(jù)各個(gè)變量計(jì)算得出的數(shù)據(jù)，在整個(gè)樣本中，參與創(chuàng)業(yè)（涵蓋機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)和生存型創(chuàng)業(yè)）的人數(shù)占比達(dá)60%，其中，機(jī)會(huì)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(jī)會(huì)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(gè)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(dòng)收入取對數(shù)后，均值為8.79。

個(gè)體特征變量中，男性占比為55.61%，略高于女性；樣本中個(gè)體工作經(jīng)驗(yàn)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(gè)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(jì)Tab. 3 The descriptions of variables

五、計(jì)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(jì)特性，隨后得到快速發(fā)展（Bishop，F(xiàn)ienberg & Holland，1975；Christensen，1997；Collett，2003）。進(jìn)入21 世紀(jì)，logistic 模型在經(jīng)濟(jì)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(yùn)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(jì)思維型課堂教學(xué)模式中不可少的一個(gè)環(huán)節(jié)。教師通過反思教學(xué)過程可以總結(jié)經(jīng)驗(yàn)教訓(xùn)，為學(xué)生知識(shí)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(shí)方法，理清知識(shí)架構(gòu)。思考過程中將新學(xué)的知識(shí)融入到舊的知識(shí)體系當(dāng)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(jì)的參數(shù)；

ρ

表示個(gè)體在旅游業(yè)中創(chuàng)業(yè)（機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)、生存型創(chuàng)業(yè)）的概率；

ρ

指個(gè)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(gè)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(huì)對個(gè)體創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生影響，如宏觀經(jīng)濟(jì)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(gè)體的個(gè)人特征會(huì)影響個(gè)體的創(chuàng)業(yè)，受教育程度就是一個(gè)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(gè)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(yàn)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(yàn)對創(chuàng)業(yè)過程起著重要的促進(jìn)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(yàn)納入控制變量。政治面貌是一個(gè)具有中國特色的變量，對創(chuàng)業(yè)活動(dòng)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(gè)因素，因?yàn)椴煌膽艏畬?yīng)著個(gè)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(xì)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(shí)還影響了流動(dòng)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(huì)影響個(gè)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(jià)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(gè)體的創(chuàng)業(yè)，男孩比重越高的流動(dòng)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(dòng)人口家庭創(chuàng)業(yè)的影響會(huì)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(qiáng)、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?dāng)?shù)納入控制變量。

六、計(jì)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(jī)會(huì)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(jī)會(huì)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(jī)會(huì)型和生存型創(chuàng)業(yè)的概率，在1%水平上統(tǒng)計(jì)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(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)概率，在1%水平上統(tǒng)計(jì)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(jì)顯著，OR 值是0.40［exp（—0.90）］。筆者分析認(rèn)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(yàn)分享上，因?yàn)樯嫘蛣?chuàng)業(yè)的經(jīng)驗(yàn)對另一個(gè)人的生存型創(chuàng)業(yè)可以有借鑒作用，但很難為機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)（公司合伙制）的個(gè)體提供經(jīng)驗(yàn)，甚至這種“野路子”會(huì)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(fù)。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(gè)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(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)的概率，分別在10%和1%水平上統(tǒng)計(jì)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(diǎn)，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(huì)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(huì)網(wǎng)絡(luò)相比于市場網(wǎng)絡(luò)，很難具有更好的促進(jìn)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(tái)/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(jī)會(huì)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(dòng)力市場提供了較國內(nèi)私有企業(yè)更高的工資報(bào)酬，從而抑制了創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。最后，從配偶就業(yè)的性質(zhì)來看，全職和兼職對家庭個(gè)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(gè)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(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)沒有影響，但隨著受教育程度的提高，個(gè)體生存型創(chuàng)業(yè)的概率會(huì)降低，在5%水平上統(tǒng)計(jì)顯著，這說明學(xué)歷更高的人更傾向受雇就業(yè)。個(gè)體的政治面貌會(huì)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(jī)會(huì)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(jī)會(huì)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(gè)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(gè)體生存型創(chuàng)業(yè)的概率，對機(jī)會(huì)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(qiáng)、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(gè)體撫養(yǎng)孩子的壓力，在文化上意味著責(zé)任，促進(jìn)了被動(dòng)型的生存型創(chuàng)業(yè)。家庭年總收入的增長提高了個(gè)體生存型創(chuàng)業(yè)的概率，對機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)沒有影響，這可能是因?yàn)榧彝ツ昕偸杖刖哂幸欢ǔ潭鹊牟淮_定性。戶籍和性別不影響個(gè)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(jī)會(huì)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(jì)顯著。中國共產(chǎn)黨黨員身份提高了機(jī)會(huì)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(jī)會(huì)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(gè)體生存型創(chuàng)業(yè)的概率，對機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)沒有影響。與前一個(gè)模型不同的是，家庭年總收入的增長提高了個(gè)體機(jī)會(huì)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(gè)體創(chuàng)業(yè)的影響與前兩個(gè)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(rèn)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(jī)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?yàn)榕渑季蜆I(yè)影響創(chuàng)業(yè)，而是因?yàn)閯?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(gè)類別的被解釋變量分解成了兩個(gè)獨(dú)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(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)顯著提高了創(chuàng)業(yè)者機(jī)會(huì)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(jī)會(huì)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(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)對創(chuàng)業(yè)者生存型創(chuàng)業(yè)的影響為負(fù)，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(shí)提高了個(gè)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(jì)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(yàn)

在控制個(gè)體的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征變量和有可能影響個(gè)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(shí)（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(yàn)證上述猜測，本文僅對個(gè)體的核心人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征如工作經(jīng)歷、受教育程度、政治面貌和戶籍進(jìn)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(yàn)結(jié)果Tab. 6 The robust test of regression

結(jié)論與建議

家庭是社會(huì)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(huì)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(jī)會(huì)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(jī)會(huì)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(shí)降低了兩種類型的創(chuàng)業(yè)概率。第四，在港澳臺(tái)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(jī)會(huì)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(shí)行差別化的激勵(lì)政策，進(jìn)一步釋放家庭個(gè)體的創(chuàng)業(yè)潛力；第二，對于失業(yè)人員，通過社會(huì)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(lì)失業(yè)人員在城鎮(zhèn)不影響交通的地方從事流動(dòng)攤販的工作，以創(chuàng)造更多生存型創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)；第四，鼓勵(lì)通過平臺(tái)經(jīng)濟(jì)進(jìn)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(jìn)行鼓勵(lì)；第五，國家需要反思公務(wù)員招考制度，因?yàn)轶w制內(nèi)就業(yè)降低了家庭個(gè)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(gè)體工商戶的創(chuàng)業(yè)（生存型創(chuàng)業(yè)），這是解決經(jīng)濟(jì)下行時(shí)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(qiáng)的相關(guān)性，因?yàn)槭芙逃潭雀叩呐渑几锌赡苤С终煞?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(yàn)，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(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，這可能使研究結(jié)論具有潛在的風(fēng)險(xiǎn)；第三，本文通過職業(yè)變量選取樣本觀測點(diǎn)，但《國家旅游及相關(guān)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)分類（2018）》對職業(yè)概念界定比較寬泛，與國際職業(yè)標(biāo)準(zhǔn)分類進(jìn)行匹配時(shí)可能出現(xiàn)因人而異的情況?？傊糜问袌鲆?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。