琚 瓊

(東北財經大學 經濟學院，遼寧 大連 116025)

《2018中國家庭財富健康報告》顯示，中國城市家庭戶均資產規(guī)模從2011年的97萬元，增長到2017年的150萬元，預計2018年將達到161.70萬元左右。目前在中國城市家庭戶均資產中住房資產占比約為77.70%，金融資產配置占比約為11.80%。馮大威[1]指出，家庭財富與創(chuàng)業(yè)決策正相關，家庭財富能幫助有潛力創(chuàng)業(yè)者實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)，為成功創(chuàng)業(yè)者實現(xiàn)最優(yōu)規(guī)模。改革開放四十多年來，城鄉(xiāng)居民生活水平逐步提高，家庭財富規(guī)模的增加是否會促進更多人創(chuàng)業(yè)？家庭金融市場參與是否會影響創(chuàng)業(yè)決策？面對金融約束，正規(guī)融資和非正規(guī)融資如何影響家庭創(chuàng)業(yè)決策？以上問題是本文研究的重點內容。本文將以家庭財富為視角研究金融約束下創(chuàng)業(yè)決策的影響因素，試圖為政府制定相關創(chuàng)業(yè)扶持政策提供有效依據。

一、文獻評述

(一)關于創(chuàng)業(yè)決策的研究

創(chuàng)業(yè)不僅能提高社會的收入流動性，而且有助于促進創(chuàng)新型經濟增長[2-3]。國內外學者對于創(chuàng)業(yè)決策影響因素的研究主要分為以下幾個層面：

1.個體層面

對于創(chuàng)業(yè)者個體特征的研究大多集中在認知能力和非認知能力方面。李濤等[4]研究發(fā)現(xiàn)，在管制水平較低的行業(yè)中認知能力顯著增加了創(chuàng)業(yè)可能性，數(shù)學能力對創(chuàng)業(yè)決策影響顯著。周洋和劉雪瑾[5]用微觀數(shù)據檢驗個體認知能力對創(chuàng)業(yè)和收入的影響，發(fā)現(xiàn)認知能力的提高能夠促進家庭創(chuàng)業(yè)意愿、增加創(chuàng)業(yè)收入。王詢等[6]指出，個體非認知能力中的條理性、審慎性對創(chuàng)業(yè)具有顯著促進作用，熱情性顯著抑制創(chuàng)業(yè)。

2.家庭、社會層面

周廣肅等[7]考察了社會信任對家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響，研究發(fā)現(xiàn)，信任通過加強風險分擔、信息傳遞、形成社會網絡等方式促進創(chuàng)業(yè)。胡金焱和張博[8]檢驗了社會網絡、非正規(guī)融資行為對家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響，并指出社會網絡能夠幫助農村家庭緩解金融約束，獲得創(chuàng)業(yè)活動相關的資金支持，提高家庭創(chuàng)業(yè)的概率。尹志超等[9]研究發(fā)現(xiàn)，金融知識通過改善家庭借款渠道偏好、提高家庭正規(guī)融資需求等方式提高家庭創(chuàng)業(yè)意愿。

3.政策和環(huán)境層面

陳剛[3]認為，政府管制顯著降低了個人的創(chuàng)業(yè)概率，由于創(chuàng)業(yè)成本的提高自雇者創(chuàng)業(yè)概率顯著下降。周廣肅和樊綱[10]發(fā)現(xiàn)，使用互聯(lián)網的家庭創(chuàng)業(yè)的概率比不使用互聯(lián)網的家庭高 3個百分點。

(二) 關于家庭財富的研究

隨著收入分配格局的變化和金融市場的不斷發(fā)展, 國內外學者對于家庭財富的研究近年來快速增長，且大多集中在家庭資產配置及融資行為的研究方面。家庭資產配置主要涵蓋金融市場參與決策、投資組合決策及家庭資產選擇等方面[11-12]。李鳳等[11]認為，中國家庭資產分布具有極度不均、增長明顯等特征，出現(xiàn)了中等資產家庭聚集的趨勢，盡管金融資產的配置比例逐年上升，住房資產仍是中國家庭資產的主要構成部分。史代敏和宋艷[13]指出，家庭資產選擇的差異來自偏好的不同，不同資產的風險水平不同，投資者根據其風險的承受能力進行資產配置。陳訓波和周偉[14]的研究表明，家庭財富對居民消費有顯著的影響，并且金融資產的邊際消費傾向高于住房資產，非自住房產的邊際消費傾向高于自住房產。陳斌開和李濤[15]的研究發(fā)現(xiàn)，戶主年齡較小、教育水平較低和健康狀況較差以及人口規(guī)模較大的家庭更容易受到金融市場不利沖擊的影響，從而形成家庭負債。吳衛(wèi)星等[16]指出，金融素養(yǎng)低的家庭容易出現(xiàn)過度借貸的情況，提高金融素養(yǎng)有助于減少過度負債。

(三)關于家庭財富對創(chuàng)業(yè)決策影響的研究

關于家庭財富對創(chuàng)業(yè)決策的研究，學者們大多集中在家庭財富水平、儲蓄率、住房價格和金融參與、金融約束等方面。蔡棟梁等[17]的實證研究得出家庭財富水平每增加1%，會促使創(chuàng)業(yè)的概率增加0.016個百分點；財富水平較高的家庭更傾向于創(chuàng)業(yè)，然而儲蓄并不是影響家庭創(chuàng)業(yè)決策的主要因素。楊懷佳和張波[12]印證了蔡棟梁等[17]的結論，即儲蓄率對家庭創(chuàng)業(yè)呈顯著負效應，但當加入家庭財富變化后儲蓄率對創(chuàng)業(yè)影響不顯著，家庭財富對創(chuàng)業(yè)決策具有顯著影響。吳曉瑜等[18]構建的職業(yè)選擇模型顯示，房價上漲對已經擁有住房人群創(chuàng)業(yè)決策帶來正的“財富效應”和“信貸效應”，對于無住房人群來說更傾向于用資金投資住房資產，而不是用來創(chuàng)業(yè)。Fairlie和Krashinsky[19]使用1993—2004年美國“當前人口調查”數(shù)據研究發(fā)現(xiàn)，財富提高選擇創(chuàng)業(yè)的概率，同時他們發(fā)現(xiàn)住房資產升值也會提高創(chuàng)業(yè)可能性。張龍耀和張海寧[20]的研究發(fā)現(xiàn)，家庭財富水平與創(chuàng)業(yè)概率顯著正相關，其中金融約束是家庭創(chuàng)業(yè)選擇的關鍵決定因素。甘宇等[21]利用2012年的CLDS數(shù)據分析時發(fā)現(xiàn)，家庭財富水平與其創(chuàng)業(yè)概率顯著正相關，即家庭創(chuàng)業(yè)面臨著金融約束的限制，其中非正規(guī)融資對農村家庭的創(chuàng)業(yè)選擇有顯著促進作用。

已有文獻關于家庭財富對于創(chuàng)業(yè)決策的影響大都單獨討論家庭資產配置、融資行為，尚缺乏統(tǒng)一的框架對家庭財富的整體效應進行研究。本文將家庭財富進行詳細劃分，從家庭資產配置、金融市場參與情況等角度對創(chuàng)業(yè)決策的影響進行分析。本文通過二值Probit模型檢驗金融約束下家庭財富對于創(chuàng)業(yè)決策的影響，并嘗試以正規(guī)融資、非正規(guī)融資等為視角，考察金融約束下創(chuàng)業(yè)決策的變化。

二、數(shù)據來源、模型選擇與變量描述

(一)數(shù)據來源

本文使用2018年中國家庭追蹤調查(CFPS)數(shù)據，該數(shù)據由北京大學中國社會科學調查中心(ISSS)發(fā)布，涵蓋中國25個省、市、自治區(qū)16 000戶家庭的全部成員，分別在2010年、2012年、2014年、2016年和2018年進行了5次統(tǒng)計，調查分為個體、家庭和社區(qū)三個層次，社區(qū)、家庭、成人和兒童四種主體問卷。問卷類型主要包括長問卷、短問卷、代答問卷、電訪問卷等，旨在反映中國社會、經濟、人口、教育和健康方面的變遷。本文主要研究家庭財富對創(chuàng)業(yè)決策的影響，其中，人口特征等數(shù)據來自成人問卷，而家庭財富、家庭創(chuàng)業(yè)決策等數(shù)據來自家庭問卷。再根據家庭代碼對成人問卷和家庭問卷數(shù)據進行匹配、剔除缺失值和無效樣本后，本文選取的微觀有效樣本數(shù)量為11 954個，其中創(chuàng)業(yè)者的樣本為 1 652個，非創(chuàng)業(yè)者的樣本為 10 302個。

(二)模型選擇

創(chuàng)業(yè)決策是一個二值選擇變量，本文參考王詢等[6]對于創(chuàng)業(yè)決策的研究，采用二值選擇模型來研究家庭財富對創(chuàng)業(yè)決策的影響。勞動者對于創(chuàng)業(yè)的決策只有兩種選擇，即創(chuàng)業(yè)=1，非創(chuàng)業(yè)=0，事件發(fā)生的概率取決于一系列解釋變量，即Prob(Y=1)=f(X)， Y=1的概率是一個關于X的函數(shù)，其中f(X)服從標準正態(tài)分布。具體模型設計如下：

Prob(Y=1)=f(α0+α1X1+α2X2+μi)

(1)

其中，Y表示研究樣本的家庭創(chuàng)業(yè)決策；α0是常數(shù)項；X1表示創(chuàng)業(yè)者的家庭財富狀況；X2表示控制變量；α1和α2表示估計參數(shù)；μi表示隨機誤差項。

(三)變量描述

1.被解釋變量

本文的被解釋變量是創(chuàng)業(yè)決策，即是否創(chuàng)業(yè)。由于創(chuàng)業(yè)決策的協(xié)作性和風險共擔性，創(chuàng)業(yè)決策行為往往是家庭集體決策[10]，因此，本文以家庭創(chuàng)業(yè)為研究對象，參照周洋和劉雪瑾[5]的做法，本文將問卷中的“過去 12個月，您家是否有家庭成員從事個體經營或開辦私營企業(yè)？”作為衡量是否存在家庭創(chuàng)業(yè)活動的標準?；卮稹笆恰钡臉颖咀鳛閯?chuàng)業(yè)樣本，賦值為1，回答“否”的樣本作為非創(chuàng)業(yè)樣本，賦值為0。

2.解釋變量

本文的解釋變量是家庭財富，即家庭資產[22-23]。家庭財富具體包括現(xiàn)金、活期及定期存款、股票賬戶現(xiàn)金余額、股票、債券、基金、期貨、住房、車輛、耐用品和貴重物品等資產?？紤]到一般家庭不會把農用機械、耐用消費品等用于創(chuàng)業(yè)，因此，本文借鑒賀洋和臧旭恒[24]的做法，在家庭資產中不包含上述資產。本文進一步考察了家庭財富中的金融資產和住房資產對創(chuàng)業(yè)決策的影響，其中金融資產用問卷中“您家現(xiàn)金及存款總額”和“金融產品總價”之和表示；住房資產則用“房子當前市價”和“其他房產市價”之和表示。

3.控制變量

(1)個體特征變量

樣本的個體特征主要包括受訪者的性別、年齡、戶籍、婚姻狀況和受教育年限。對于性別、年齡、戶籍、婚姻狀況，本文將男性、農村戶籍和已婚個體分別賦值為 1，其他賦值為 0。對于受教育年限，將從未上過學/文盲/半文盲、小學、初中、高中/中專/技校/職高、大專、大學本科、碩士及以上分別賦值為0、6、9、12、15、16、19。

(2)家庭特征變量

樣本的家庭特征變量主要包括家庭年收入、家庭人口規(guī)模、家庭汽車擁有情況。對于擁有汽車的樣本賦值為1，其他賦值為 0。

(3)區(qū)域特征變量

為控制區(qū)域的影響，本文按照國家統(tǒng)計局的劃分標準將樣本劃分為西部、中部、東部和東北四個區(qū)域，分別用0，1，2，3表示。其中，東部包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東和廣東；中部包括山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部包括廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西和甘肅；東北包括遼寧、吉林和黑龍江。

(四)描述性統(tǒng)計

變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。從表1可以看出，全樣本中創(chuàng)業(yè)者占比為13.80%，平均家庭財富為76.290萬元，其中創(chuàng)業(yè)家庭的平均財富為106.377萬元，是非創(chuàng)業(yè)家庭平均財富71.466萬元的1.490倍。無論家庭是否創(chuàng)業(yè)，住房資產在家庭財富占比都比較高。受訪者平均年齡為35.810歲，平均受教育年限為8.804年，平均家庭規(guī)模為每家4.704人，其中創(chuàng)業(yè)者平均年齡為34.827歲略低于非創(chuàng)業(yè)者的35.967歲，從受教育年限來看，創(chuàng)業(yè)者接受了更多教育，并且創(chuàng)業(yè)者家庭規(guī)模略大于非創(chuàng)業(yè)者家庭。

表1 變量描述性統(tǒng)計

三、經驗分析

(一)家庭財富對創(chuàng)業(yè)決策的影響：Probit結果

本文首先檢驗了家庭財富對創(chuàng)業(yè)決策的影響，并且考察了金融資產和住房資產對不同家庭創(chuàng)業(yè)決策的差異性結果。表 2報告了Probit模型的回歸結果。

表2 家庭財富對創(chuàng)業(yè)決策的影響：Probit結果

注：***、**和*分別表示在 1%、5%和 10%水平上顯著；括號中數(shù)值為t值；下同。

從表2可以看出，模型Ⅰ表示家庭財富的創(chuàng)業(yè)模型回歸結果，結果顯示，家庭財富與創(chuàng)業(yè)決策正相關，且在5%的水平上顯著，家庭財富越多創(chuàng)業(yè)的可能性越大，與馮大威[1]的估計結果一致。預期創(chuàng)業(yè)會對潛在創(chuàng)業(yè)者的家庭財富較為敏感，越富有的家庭就更有可能創(chuàng)業(yè)[20]。模型Ⅱ表示住房資產對創(chuàng)業(yè)決策的影響，結果顯示，住房資產對創(chuàng)業(yè)決策影響顯著，住房資產不僅具有“財富效應”還具有“信貸效應”。住房資產價值增加了產權所有者的家庭財富，除此之外，當創(chuàng)業(yè)者面臨金融約束時可以將住房資產作為抵押物從而獲得融資。吳曉瑜等[18]認為，房價上漲會對創(chuàng)業(yè)產生“替代效應”，Li和Wu[25]使用英國的創(chuàng)業(yè)市場數(shù)據和中國的相關調查數(shù)據進行比較分析，得出房價上漲會抑制家庭創(chuàng)業(yè)活動的發(fā)生。朱新蓉和熊禮慧[22]得出了不同的結論，房價造成城市家庭增加消費減少創(chuàng)業(yè)，而對于農村地區(qū)來說房價上漲意味著家庭資產增加、金融約束的緩解，因此家庭創(chuàng)業(yè)增加。本文并未討論房價上漲對創(chuàng)業(yè)決策的影響，但是住房作為資產對于創(chuàng)業(yè)有顯著促進作用。模型Ⅲ表示了金融資產對創(chuàng)業(yè)的顯著促進作用。流動性較高的金融資產為創(chuàng)業(yè)的原始資金提供了有效的幫助，家庭在配置家庭資產時面臨個人能力約束，金融知識水平決定了家庭財產配置，這與尹志超等[9]得出的金融知識水平越高創(chuàng)業(yè)的可能性越大的結論相一致。

從控制變量來看，受教育年限越高，其創(chuàng)業(yè)的動機越強，創(chuàng)業(yè)的可能性越大?；橐鰻顩r對創(chuàng)業(yè)決策影響顯著，印證了“先成家后立業(yè)”的傳統(tǒng)思想。家庭規(guī)模越大，可能擁有的社會資源越多，因此家庭選擇創(chuàng)業(yè)概率越高，這與甘宇等[21]的結論一致。

(二)家庭財富對創(chuàng)業(yè)決策的影響：稀有事件回歸

從樣本的描述性統(tǒng)計可以看出，創(chuàng)業(yè)者樣本數(shù)為1 652個，非創(chuàng)業(yè)者樣本數(shù)為10 302個，創(chuàng)業(yè)發(fā)生的概率僅為13.80%。由于大部分勞動者選擇受雇就業(yè)而非創(chuàng)業(yè)，意味著勞動者選擇創(chuàng)業(yè)是小概率事件。為了避免二值Probit模型的估計偏差，也就是“稀有事件偏差”，本文使用“補對數(shù)—對數(shù)模型” 進行修正偏誤，回歸結果如表3所示。

表3 家庭財富對創(chuàng)業(yè)決策的影響：稀有事件回歸

從表3可以看出，模型Ⅰ、模型Ⅱ和模型Ⅲ分別表示家庭財富、住房資產和金融資產對創(chuàng)業(yè)決策的回歸結果。擁有家庭財富和金融資產越多的家庭創(chuàng)業(yè)可能性越大，其結果在1%水平上顯著；住房資產對于創(chuàng)業(yè)決策的影響在5%水平上顯著。稀有事件回歸結果與表2一致，即家庭財富越多創(chuàng)業(yè)可能性越大，回歸結果依然穩(wěn)健，并且家庭財富對創(chuàng)業(yè)決策的影響程度更大。

(三)穩(wěn)健性檢驗

上文表2結果表明，家庭財富越多創(chuàng)業(yè)可能性越大，但是家庭財富與創(chuàng)業(yè)決策之間可能存在“自選擇”行為，即家庭財富的多少會影響家庭成員創(chuàng)業(yè)決策，而家庭成員也會根據家庭財富特征狀況作出是否創(chuàng)業(yè)的選擇。

家庭財富變化不完全外生，年收入水平較高的家庭可能擁有更多財富。將工資作為收入主要來源的家庭年收入越多，創(chuàng)業(yè)的機會成本越高，由此降低了勞動者創(chuàng)業(yè)的動機。本文在之前回歸的基礎上加入被調查者家庭年收入作為控制變量，通過表4可以看出，家庭財富、住房資產、金融資產系數(shù)的符號和顯著性沒有受到影響。家庭收入水平越高，擁有的金融資產和住房資產數(shù)量越多、質量越好，對創(chuàng)業(yè)決策的影響越顯著。回歸結果穩(wěn)健，說明在其他條件不變的情況下，家庭財富越多勞動者創(chuàng)業(yè)的可能性越大。

表4 家庭財富對創(chuàng)業(yè)決策的影響： 加入家庭收入

創(chuàng)業(yè)決策可能影響家庭財富并且導致因果聯(lián)立性問題，創(chuàng)業(yè)增加家庭收入，家庭收入的增多加速財富累積。為了確保家庭財富對創(chuàng)業(yè)決策的影響具有穩(wěn)健性，本文使用傾向得分匹配法進一步驗證。為了比較擁有較多家庭財富與擁有較少家庭財富對創(chuàng)業(yè)決策影響的差異，最理想的狀況是能夠獲得同一勞動者擁有較多家庭財富與擁有較少家庭財富情況下的創(chuàng)業(yè)決策情況，然而，這是不成立的“反事實”情況。同一勞動者只能觀測到其中一種情況，即是多財富家庭或非多財富家庭。本文通過設置虛擬變量把樣本家庭分為兩組——實驗組和對照組，即多財富家庭與非多財富家庭。傾向得分匹配法則可以構建“反事實框架”來進一步檢驗家庭財富對創(chuàng)業(yè)決策影響結果的穩(wěn)健性，如表5所示。

表5顯示了運用近鄰匹配、半徑匹配、核匹配的結果，即家庭財富對創(chuàng)業(yè)決策的影響。處理組平均處理效應的結果顯示，在消除了多財富家庭與非多財富家庭之間的可觀測個體特征差異后，家庭財富對創(chuàng)業(yè)決策仍然存在顯著的正向影響，這與前文的檢驗結果相一致，驗證了前文結果的穩(wěn)健性。

表5 家庭財富對創(chuàng)業(yè)決策的影響： 傾向得分匹配結果

注：近鄰匹配中K=4；半徑匹配中半徑設定為 0.01。

(四)異質性分析

1.不同家庭財富水平對創(chuàng)業(yè)決策的影響

為了討論不同家庭財富水平對于創(chuàng)業(yè)決策的差異，本文將家庭財富水平等量劃分成四組，即家庭財富水平處于0—25%位置、家庭財富水平處于25%—50%位置、家庭財富水平處于50%—75%位置以及家庭財富水平處于75%—100%位置的樣本，具體回歸結果如表6所示。

表6 家庭財富對創(chuàng)業(yè)決策的影響：分財富階層回歸

從整體上看，家庭財富對創(chuàng)業(yè)的影響在家庭財富水平處于0—25%和家庭財富水平處于50%—75%位置的樣本有顯著促進作用，家庭財富水平處于25%—50%的樣本對創(chuàng)業(yè)影響不顯著，而對家庭財富水平處于75%—100%位置的樣本創(chuàng)業(yè)決策在10%水平上有顯著抑制作用。一種可能的解釋是，中產家庭一般具有穩(wěn)定的工作和收入來源，所以，創(chuàng)業(yè)的偏好較弱，另一方面中產家庭所持有的資金可能并未達到機會型創(chuàng)業(yè)的資金門檻。財富水平較低的家庭，創(chuàng)業(yè)往往面臨著金融約束，持有的財富越多越有利于創(chuàng)業(yè)決策，一方面他們可能從事低成本的生存型創(chuàng)業(yè)，另一方面創(chuàng)業(yè)者可能會通過借貸等方式獲得啟動資金。對于財富水平較高的家庭，家庭財富對創(chuàng)業(yè)決策的作用隨著財富的增加而減弱，處于財富水平75%—100%的家庭的作用顯著為負，對于高凈值人群而言，投資機會較多，與創(chuàng)業(yè)相比他們具有更好的收入渠道。

2.不同區(qū)域家庭財富對創(chuàng)業(yè)決策的影響

表7的回歸結果顯示，家庭財富對于農村家庭的創(chuàng)業(yè)影響更為顯著，而對于城市家庭的影響則不顯著。這是由于地區(qū)金融發(fā)展水平的差異，農村地區(qū)受到金融約束獲得融資難度較高，家庭財富水平決定了可以獲得外部融資的規(guī)模，由此家庭財富作為創(chuàng)業(yè)的原始資金顯得格外重要。家庭財富對于中部、西部、東北地區(qū)的樣本創(chuàng)業(yè)決策影響顯著，對東部地區(qū)影響則不顯著。中國東部地區(qū)經濟發(fā)展水平較高，金融市場開放程度大，因此創(chuàng)業(yè)者可能更容易從多種渠道獲得創(chuàng)業(yè)融資，由此，家庭財富對于創(chuàng)業(yè)的影響不顯著。家庭創(chuàng)業(yè)行為存在顯著的城鄉(xiāng)差異和區(qū)域差異，農村和欠發(fā)達地區(qū)家庭創(chuàng)業(yè)是受到金融約束的影響更大，由于金融約束的存在使得家庭創(chuàng)業(yè)決策與家庭財富水平顯著正相關[23]。

表7 家庭財富對創(chuàng)業(yè)決策的影響：分區(qū)域回歸

(五)進一步討論

創(chuàng)業(yè)融資門檻與地區(qū)金融發(fā)展水平有關，金融發(fā)展水平越高創(chuàng)業(yè)融資門檻越低[20]。本文進一步探討金融市場參與情況、正規(guī)融資和非正規(guī)融資對家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響，具體回歸結果如表8所示。

表8 金融市場參與、正規(guī)融資和非正規(guī)融資對創(chuàng)業(yè)決策的影響

為了考察家庭金融市場參與情況對創(chuàng)業(yè)決策的影響，借鑒息晨[26]的做法，本文將問卷中“您家現(xiàn)在是否持有金融產品，如股票、基金、國債、信托產品、外匯產品等？”回答為“是”的樣本看作是金融市場參與者，賦值為1，反之為非金融市場參與者，賦值為0。表8的模型I顯示，金融市場參與在1%水平上顯著抑制了家庭創(chuàng)業(yè)決策，這與李云娥和文博[27]得出的結論類似。表8的模型Ⅱ、模型Ⅲ和模型Ⅳ分別表示是否有銀行貸款、親友借貸和民間借貸。從回歸結果來看，銀行貸款、親友借貸和民間借貸都對創(chuàng)業(yè)決策有促進作用，皆在10%水平上顯著，也就是說參與正規(guī)融資和非正規(guī)融資的家庭更有可能選擇創(chuàng)業(yè)。通常正規(guī)融資是以借款者的財富、資產和抵押品作為還款能力的衡量標準，而非正規(guī)融資則是以社會網絡、關系和信譽為擔保。在正規(guī)融資發(fā)展緩慢的地區(qū)，非正規(guī)融資作為補充性金融支持促進了地區(qū)創(chuàng)業(yè)水平的提高[21]。

四、結論與政策建議

通過理論分析和經驗檢驗，本文主要得出以下結論：

第一，家庭財富與創(chuàng)業(yè)決策顯著正相關，即家庭財富越多創(chuàng)業(yè)可能性越大。其中，家庭持有的金融資產，如現(xiàn)金、銀行存款等可以為創(chuàng)業(yè)提供現(xiàn)金流，因此，持有金融資產可以增加創(chuàng)業(yè)的可能性。住房資產在中國家庭財富中占有較大比重，其流動性雖然低于金融資產，但是可以成為獲取融資時的抵押物，在一定程度上對創(chuàng)業(yè)具有促進作用。

第二，在考察不同家庭財富分布水平下的樣本時可以發(fā)現(xiàn)，家庭財富對創(chuàng)業(yè)決策的影響有所差異。家庭財富對創(chuàng)業(yè)的影響在家庭財富水平處于0—25%和家庭財富水平處于50%—75%位置的樣本有顯著促進作用，而對家庭財富水平處于75%—100%位置的樣本創(chuàng)業(yè)決策存在顯著抑制作用，這是因為家庭財富多的個體保留工資更高，他們更傾向于投資于收益更高的項目。

第三，勞動者購買股票、債券等金融產品對于創(chuàng)業(yè)決策具有替代作用，即金融市場參與降低了創(chuàng)業(yè)的可能性。銀行貸款、親友借貸和民間借貸從一定程度上滿足創(chuàng)業(yè)者對創(chuàng)業(yè)資金的需求，從而起到對創(chuàng)業(yè)決策的促進作用。

基于以上結論，本文提出如下政策建議：

第一，金融約束的存在使得創(chuàng)業(yè)者往往面臨啟動資金壓力，唯有降低創(chuàng)業(yè)門檻、增加創(chuàng)業(yè)機會，才能實現(xiàn)以創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)。一方面，政府應當搭建創(chuàng)業(yè)服務平臺，加強資源整合、拓展信息發(fā)布渠道，使創(chuàng)業(yè)者節(jié)約信息獲取成本，另一方面，加大開展創(chuàng)業(yè)培訓、職業(yè)技能培訓等活動的力度，為創(chuàng)業(yè)企業(yè)增加人力資本，從而緩解創(chuàng)業(yè)者由于缺乏家庭財富而帶來的創(chuàng)業(yè)資金阻礙。

第二，落實扶持創(chuàng)業(yè)企業(yè)發(fā)展的各項優(yōu)惠政策。為符合要求的創(chuàng)業(yè)企業(yè)提供研發(fā)費用加計扣除、固定資產加速折舊等稅收優(yōu)惠政策；推廣企業(yè)轉增股本分期繳納個人所得稅、股權獎勵分期繳納個人所得稅等試點政策；發(fā)揮政府采購職能，支持創(chuàng)業(yè)發(fā)展，加大創(chuàng)新產品和服務的采購力度。通過優(yōu)化財稅政策，強化創(chuàng)業(yè)扶持，為“大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新”提供基本保障。

第三，發(fā)揮金融主管部門的信貸引導作用，提高銀行金融服務專業(yè)化水平，對創(chuàng)業(yè)活動給予股權和債權融資支持。支持互聯(lián)網金融發(fā)展，鼓勵創(chuàng)業(yè)融資新模式。規(guī)范親友借貸、民間借貸等非正規(guī)融資方式，合理宣傳金融產品，避免傳播不正確金融知識，為創(chuàng)業(yè)者營造綠色健康的金融環(huán)境。

第四，加強知識產權保護，推動知識產權質押融資等知識產權金融發(fā)展。為創(chuàng)業(yè)提供擔保貸款，完善知識產權估值、質押和流轉體系的構建，可能會成為緩解金融約束和家庭財富限制對于創(chuàng)業(yè)阻礙作用的有效方式。