□ 胡元瑞 田成志 呂 萍

(1.中國人民大學(xué) 公共管理學(xué)院, 北京 100872;2.西南財經(jīng)大學(xué) 中國西部經(jīng)濟研究中心, 四川 成都 611130)

已有關(guān)于居住方式的研究主要集中在兩個方面:一是探討不同居住方式的形成原因。這些學(xué)者主要從文化倫理[1]、經(jīng)濟資源[2]、家庭結(jié)構(gòu)[3]、個人生活觀念[4]探討各類居住方式的影響因素及形成機制;二是研究不同的居住方式對家庭成員個體產(chǎn)生的影響。主要研究不同居住方式對老年人群的身心健康[5]、幸福感[6]、物質(zhì)生活水平[7]等指標(biāo)帶來的影響。少數(shù)學(xué)者還關(guān)注到不同居住方式對年輕子女收入水平[8]、勞動參與率[9]等方面的影響。但目前關(guān)于居住方式對居住者狀況及行為的影響研究,欠缺對青年群體的關(guān)注,而系統(tǒng)解釋居住方式對青年個體創(chuàng)業(yè)行為影響的研究則更是亟待加強?；诖?本文運用社會互動理論,探討“獨立性居住”和“大家庭居住”兩種居住方式對青年創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生的影響及作用渠道,期望為政府激發(fā)青年創(chuàng)業(yè)活力提供理論支持與實踐幫助。

一、理論分析與研究假設(shè)

古德[10]將各類家庭劃分為核心家庭和傳統(tǒng)家庭,并對應(yīng)形成“獨立性居住”和“大家庭居住”兩種居住方式?！蔼毩⑿跃幼　敝饕敢苑蚱逓楹诵牡囊鼍壭跃幼?、以朋友或租客為主的合作性居住及以個人為中心的獨居。而“大家庭居住”則主要指個體或夫妻與父母、岳父母等長輩親屬同住的居住方式。由此,本文可基于這兩種家庭居住方式的劃分,通過社會互動理論,探討其對青年創(chuàng)業(yè)意愿的影響及作用機制。

社會互動中的個體就是作為決策者的行為主體,行為主體通過他們選擇的行動進行互動;一個行為主體所選擇的行動會通過影響其他行為主體的行為偏好、預(yù)算約束及未來預(yù)期這三種渠道來影響其他行為主體的行動決策。不同的居住方式代表著與青年個體日常相處的共居者群體差異,作為同一居住環(huán)境內(nèi)的行為主體,共居者會與青年個體形成緊密的社會互動,其思想觀念、個人行為通過對青年個體的風(fēng)險偏好、預(yù)算約束和壓力預(yù)期產(chǎn)生影響,進而導(dǎo)致青年個體創(chuàng)業(yè)意愿上的差異。

首先,居住方式影響青年的風(fēng)險偏好。當(dāng)青年個體與父母同住時,舊有就業(yè)觀和擇業(yè)觀會頻繁而深刻地影響青年個體,使青年個體的風(fēng)險偏好下降,而風(fēng)險中性或風(fēng)險厭惡的人則往往不愿意創(chuàng)業(yè)[11]。因此,風(fēng)險偏好的下降會引致青年個體創(chuàng)業(yè)意愿的降低。

其次,居住方式影響青年的支出自由度。與父母等長輩同住,青年個體消費的物品類型和數(shù)量總在他長輩的監(jiān)視之下[12],其支出行為就很容易受到來自父母長輩的諸多約束,其支出自由度較低,創(chuàng)業(yè)意愿也隨之得到抑制。而獨立性居住會讓青年個體在空間上與父母等長輩保持適度距離,父母等長輩難以用自身的傳統(tǒng)財富觀和消費觀去過度影響和約束青年的支出預(yù)算,青年個體的支出自由度會較高,其創(chuàng)業(yè)意愿得以提升。

最后,居住方式影響青年的壓力預(yù)期。當(dāng)與父母等長輩同住時,青年個體將都會直接或間接地投入更多的時間及精力來給予長輩親屬照料支持和精神支持,其自身就業(yè)及勞動收入會受到這種居住方式所帶來的“懲罰作用”[13],即勞動參與率、工作時間及勞動收入的降低。另外,與父母同住雖具有一定資源共享優(yōu)勢,但其代價可能是隱私的喪失、家庭關(guān)系的束縛和復(fù)雜化,以及家庭糾紛和管理成本的增加[14]。這些代價可從多方面消耗青年個體本就不多的資源及精力,使青年有較大壓力預(yù)期,削弱其創(chuàng)業(yè)意愿。

綜上,居住方式通過以上三個指標(biāo)產(chǎn)生的社會互動最終作用于青年個體的創(chuàng)業(yè)意愿(如表1所示)。由此,提出本文的假設(shè)1:

表1 兩種居住方式下的創(chuàng)業(yè)社會互動及青年創(chuàng)業(yè)意愿

相較于獨立性居住方式,當(dāng)青年個體處于大家庭居住方式時,其創(chuàng)業(yè)意愿較低。

從性別差異來看,男性青年作為社會期許的家庭收入主力,父母對兒子反哺家庭的責(zé)任要求會顯著高于女兒[15]。這些觀念逐漸內(nèi)化為男性青年對自身的身份認同并影響其心理行為[16]。當(dāng)與父母等長輩同住時,男性青年對父母及長輩會產(chǎn)生更多的照料任務(wù)和經(jīng)濟反哺,加劇男性青年的壓力預(yù)期;反之,男性青年的各項壓力會有較大縮減。這使得男性青年對不同的居住方式有著更敏感的反應(yīng),其創(chuàng)業(yè)意愿會因此有較大差異。而根據(jù)當(dāng)前社會對女性的角色期待,多數(shù)女性青年無論是在原生家庭還是嫁入家庭,都不會面臨壓力性家庭責(zé)任。因此,女性青年對因居住方式帶來的壓力的敏感度較低,其創(chuàng)業(yè)意愿受居住方式的影響程度相對較小。由此提出假設(shè)2:

大家庭居住方式對男性青年創(chuàng)業(yè)意愿的負向影響大于女性青年,而獨立性居住方式對男性青年創(chuàng)業(yè)意愿的正向影響亦大于女性青年。

從城鄉(xiāng)差異來看,農(nóng)村社會中,個體行為決策更受“家文化”的影響,有更強的大家庭居住觀念[17]。同時由于家庭性農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動的存在,使得多數(shù)農(nóng)村青年即使分戶分居,也依然會頻繁回父母長輩家一起吃飯生活,形成一種“分而不離”、“分居共爨”(1)即青年農(nóng)民分戶后雖與父母分開居住,但主要的活動時間卻依然與其父母家庭連結(jié),經(jīng)常共同吃飯、溝通、生產(chǎn)的生活模式。的生活模式[18]。這就意味著,諸多農(nóng)村青年即使表面上是獨立性居住,但實際上卻依然屬于大家庭居住,父母及長輩對農(nóng)村青年的思想意識和行為選擇的影響程度總體較大。在此情況下,居住方式對農(nóng)村青年個體的創(chuàng)業(yè)意愿影響可能并不及城鎮(zhèn)青年那樣顯著。由此提出假設(shè)3:

獨立性居住方式對農(nóng)村青年創(chuàng)業(yè)意愿的提升較小,而主要對城鎮(zhèn)青年創(chuàng)業(yè)意愿有著較大的正向作用。

二、數(shù)據(jù)來源、變量設(shè)計與模型構(gòu)建

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自西南財經(jīng)大學(xué)“大城市流動人口住房獲得與社會融合”課題組于2018年進行的“城鄉(xiāng)常住居民居住狀況與社會融合”調(diào)查,涵蓋北京、廣州、上海、鄭州、武漢、成都、西安7個城市及其所轄農(nóng)村地區(qū),調(diào)查對象當(dāng)?shù)爻Ｗ【用袢后w,主要涉及就業(yè)創(chuàng)業(yè)、居住狀況、社會保障等內(nèi)容,共獲得有效問卷204 8份,為避免獨立性居住并非青年自主選擇,名義上獨立居住但仍受到原生家庭控制的情況,剔除當(dāng)前居住房屋由父母償還貸款的樣本,得到18～35歲的青年群體問卷132 2份。

(二)變量設(shè)計

1.因變量定義

本文使用創(chuàng)業(yè)意愿作為因變量,針對實際還未從事創(chuàng)業(yè)經(jīng)營的樣本,為衡量其創(chuàng)業(yè)意愿,本文對“未來打算開展個體戶、企業(yè)、網(wǎng)店等經(jīng)營項目”的樣本取值為1,反之則取值為0。

2.解釋變量定義

居住方式為本文的核心解釋變量,若目前青年個體與父母、岳父母等長輩同住,則歸為“大家庭居住”并取值為0;反之則歸為“獨立性居住”并取值為1,衡量不同居住方式對青年創(chuàng)業(yè)意愿的影響。另外,本文為進一步具有保守就業(yè)觀的父母可能會更抑制青年創(chuàng)業(yè)意愿,在此引入居住方式與父母狀況的交互項,父母狀況包括:父母工作單位性質(zhì)、父母政治身份、父母職務(wù)級別,作為判別父母保守觀是否更重的變量。青年個體的風(fēng)險偏好、支出自由度和壓力預(yù)期則作為主要的中介變量來衡量其易受居住方式影響的創(chuàng)業(yè)主客觀條件。

3.控制變量定義

本文選取人口社會學(xué)特征、人力資本狀況、經(jīng)濟條件3類變量作為青年個體的控制變量,其中,人口社會學(xué)特征控制變量包括年齡、婚姻狀況、政治面貌;人力資源控制變量包括受教育程度、身體健康狀況;經(jīng)濟條件包括房產(chǎn)狀況、收入狀況(表2)。

表2 變量定義及描述統(tǒng)計

(三)模型構(gòu)建

本文采用二元logistics模型,并引入居住方式與父母狀況的交互項,驗證不同家庭居住方式對青年創(chuàng)業(yè)意愿的影響,模型形式如下:

∑βjXi+ε1

(1)

β2FamilyLivingStyle*Parents+∑βjXi+ε1

(2)

式(1)為居住方式對青年個體創(chuàng)業(yè)意愿影響的總效應(yīng),其中,因變量為是否愿意創(chuàng)業(yè)的二分變量,使用二元Logistic模型進行估計,Y為青年個體創(chuàng)業(yè)意愿,P為青年個體愿意創(chuàng)業(yè)的概率,當(dāng)P=0時,青年個體不打算創(chuàng)業(yè),當(dāng)P=1時,青年個體打算創(chuàng)業(yè)。FamilyLivingStyle為核心解釋變量家庭居住方式,即居住方式為大家庭居住方式還是獨立性居住方式,X為控制變量,β0為截距項,β1、βj為待估參數(shù),ε為隨機干擾項。式(2)中Parents為父母狀況,包括父母工作單位性質(zhì)、父母政治身份、父母職務(wù)級別、父母住房產(chǎn)權(quán)4個虛擬變量。

三、實證結(jié)果分析

(一)基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果分析

表3為居住方式對青年創(chuàng)業(yè)意愿的綜合影響回歸結(jié)果。在回歸(1)中,居住方式在1%的顯著性水平上對青年創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生影響,計算得到邊際值為1.201,即處于獨立性居住的青年個體創(chuàng)業(yè)意愿比傳統(tǒng)家庭居住方式高20.1%。表明處于獨立性居住的青年創(chuàng)業(yè)意愿明顯高于處于大家庭居住的青年,大家庭居住方式則起到了相對的抑制作用。進一步再看回歸(2),居住方式與父母工作單位性質(zhì)的交互項在10%的水平上負向顯著,計算得到邊際值為0.924,即當(dāng)青年個體處于大家庭居住且同住的父母還屬于體制內(nèi)工作人員時,青年個體的創(chuàng)業(yè)意愿會進一步降低7.6%;回歸(4)中,居住方式與父母職務(wù)級別交互項在5%的水平上負向顯著,計算得到的邊際值為0.942,表明父母擔(dān)任領(lǐng)導(dǎo)干部會使大家庭居住方式下的青年創(chuàng)業(yè)意愿概率進一步降低5.8%;回歸(5)中,居住方式與父母住房產(chǎn)權(quán)交互項在5%的水平上負向顯著,計算得到邊際值為0.983,表明若與父母同住且該房產(chǎn)權(quán)歸屬父母所有時,青年創(chuàng)業(yè)意愿概率進一步降低1.7%;回歸(3)中,居住方式與父母政治身份交互項對青年個體創(chuàng)業(yè)意愿影響不顯著,這可能是因為單是黨員身份并不能為父母帶來實質(zhì)性的福利提升,父母保守的就業(yè)觀并沒有加強傳導(dǎo)至青年個體。

表3 居住方式對青年創(chuàng)業(yè)意愿的影響

(二)異質(zhì)性分析

使用性別和城鄉(xiāng)對樣本進行異質(zhì)性分類,得到的回歸結(jié)果如表4所示,居住方式均在1%的顯著水平上對創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生顯著影響,這說明本文的基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果穩(wěn)健,模型設(shè)定合理。在區(qū)分性別樣本的回歸中,可計算得到男性樣本邊際值為1.257,即當(dāng)男性青年處于獨立性居住時,其愿意創(chuàng)業(yè)的概率將提高25.7%,而女性樣本邊際值為1.062,表明當(dāng)女性處于獨立性居住時,其愿意創(chuàng)業(yè)的概率僅提高6.2%。這說明,大家庭居住方式對男性青年創(chuàng)業(yè)意愿的抑制程度明顯大于女性青年。

表4 居住方式對青年創(chuàng)業(yè)意愿影響的異質(zhì)性分析

區(qū)分城鄉(xiāng)樣本,可計算得到城鎮(zhèn)樣本邊際值為1.362,即當(dāng)城鎮(zhèn)青年處于獨立性居住方式時,其創(chuàng)業(yè)意愿較大家庭居住方式提高36.2%。而農(nóng)村地區(qū)樣本邊際值為1.073,表明當(dāng)農(nóng)村青年處于獨立性居住方式時,其創(chuàng)業(yè)意愿較大家庭居住方式僅提高7.3%。由此證實,居住方式的轉(zhuǎn)變對農(nóng)村青年創(chuàng)業(yè)意愿的影響便似乎并沒有對城鎮(zhèn)青年那樣顯著。

(三)基于中介效應(yīng)的影響機制檢驗

上一節(jié)的實證研究驗證了居住方式對青年個體的創(chuàng)業(yè)意愿存在顯著影響,且存在性別和地區(qū)的異質(zhì)性。但居住方式影響青年創(chuàng)業(yè)意愿的中間機制和傳導(dǎo)過程是什么?理論分析推論出居住方式主要是通過影響青年的風(fēng)險偏好、支出自由度和壓力預(yù)期,形成三條傳導(dǎo)途徑,共同影響青年個體的創(chuàng)業(yè)意愿。那么驗證這一中介影響機制是接下來本文關(guān)心的問題。

為了探究居住方式是否通過以上三個因素間接促進了青年創(chuàng)業(yè)意愿,本文采用中介效應(yīng)檢驗方法,定義中介效應(yīng)模型如下:

(3)

(4)

式(3)表示家庭居住方式對中間傳導(dǎo)機制的影響效應(yīng),其中的因變量TRAN為中間傳導(dǎo)機制,包括風(fēng)險偏好、支出自由度、壓力預(yù)期,其中風(fēng)險偏好考察個體在風(fēng)險與收益匹配的投資組合中選擇,從1至5分別為不愿意承受任何風(fēng)險到愿意承受高風(fēng)險;支出自由度為個人對支出決策受同住者影響的主觀評價,從1至5分別為影響巨大到?jīng)]有任何影響,受同住者影響越大,支出自由度越低;壓力預(yù)期以被訪者在問卷中關(guān)于家庭經(jīng)濟壓力問題的回答為準(zhǔn),按回答者的感知程度由高到低,1至5分別從壓力很大到壓力很小。針對風(fēng)險偏好、支出自由度、壓力預(yù)期使用有序Logistic模型進行估計,α0為截距項,α1、αj為待估參數(shù),ε2為隨機干擾項。

式(4)中γ2為中間傳導(dǎo)機制對青年個體創(chuàng)業(yè)意愿的直接效應(yīng),將式(2)帶入式(3)可以進一步得到中間傳導(dǎo)機制的中介效應(yīng)γ2α1,即居住方式通過中間傳導(dǎo)機制對青年個體創(chuàng)業(yè)意愿所產(chǎn)生的作用。

結(jié)果如表5所示,在風(fēng)險偏好為中介變量的模型中,居住方式對風(fēng)險偏好的影響正向顯著,獨立性居住下的青年有更高的風(fēng)險偏好,風(fēng)險偏好對創(chuàng)業(yè)意愿影響顯著,高風(fēng)險偏好者有更高的創(chuàng)業(yè)意愿,中介效應(yīng)正向顯著。

表5 創(chuàng)業(yè)意愿模型中介效應(yīng)分析

在支出自由度為中介變量的模型中,居住方式對支出自由度影響正向顯著,表明獨立性居住下的青年有更高的支出自由度,支出自由度對創(chuàng)業(yè)意愿影響正向顯著,支出自由度越高,顯示青年的創(chuàng)業(yè)意愿越強,中介效應(yīng)正向顯著。在壓力預(yù)期為中介變量的模型中,居住方式對壓力預(yù)期影響顯著,處于獨立性居住方式的青年有更低的壓力預(yù)期,壓力預(yù)期對創(chuàng)業(yè)意愿影響負向顯著,有較大壓力預(yù)期的青年愿意創(chuàng)業(yè)的概率更小,中介效應(yīng)正向顯著。

四、結(jié)論與政策建議

本文利用2018年進行的“城鄉(xiāng)常住居民居住狀況與社會融合”調(diào)查數(shù)據(jù),采用二元Logistics,分析了居住方式對青年創(chuàng)業(yè)意愿的影響,并進一步基于中介效應(yīng)模型對其機制進行初步探討。結(jié)果表明:第一,大家庭居住方式會顯著抑制青年個體的創(chuàng)業(yè)意愿,若同住的父母還為體制內(nèi)人員或擁有所住房屋產(chǎn)權(quán)時,青年個體的創(chuàng)業(yè)意愿會更低。在考慮了潛在的內(nèi)生性問題之后這個結(jié)論依然成立。第二,通過異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn),居住方式主要影響男性青年的創(chuàng)業(yè)意愿,而對女性青年的影響較小。同時,居住方式對城鎮(zhèn)青年創(chuàng)業(yè)意愿有著較大影響,對農(nóng)村青年創(chuàng)業(yè)意愿的提升較為有限。第三,居住方式主要通過對青年個體的風(fēng)險偏好、支出自由度和壓力預(yù)期的影響,形成中介效應(yīng),最終影響青年創(chuàng)業(yè)意愿。其中,獨立性居住方式對前兩者起到正向影響,對壓力預(yù)期起負向影響,最終提升青年創(chuàng)業(yè)意愿。居住方式會顯著影響青年的創(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(guān)部門在制定涉及創(chuàng)業(yè)政策時,應(yīng)充分考慮居住方式的作用。□