楊碧云，毛欽兵，易行健,2

(1. 廣東外語外貿(mào)大學(xué) 金融學(xué)院，廣東 廣州 510006；2. 廣東金融學(xué)院 金融與投資學(xué)院，廣東 廣州 510521)

一、引言

自2014年起，我國的最終消費需求已取代資本形成總額成為拉動GDP增長的最大需求項，而居民消費是其最大組成部分。從居民消費率來看，我國居民消費率與世界平均居民消費率相比仍存在較大差距。[1]50-64同時由于新冠疫情的爆發(fā)，居民家庭在就業(yè)創(chuàng)收上受到巨大沖擊，傳導(dǎo)至最終消費需求上則表現(xiàn)為居民消費增長疲軟，預(yù)防性儲蓄增加。根據(jù)2020年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報顯示，城鎮(zhèn)新增就業(yè)人數(shù)出現(xiàn)明顯下滑，年度農(nóng)民工群體(1)年度農(nóng)民工數(shù)量包括年內(nèi)在本鄉(xiāng)鎮(zhèn)以外從業(yè)6個月及以上的外出農(nóng)民工和在本鄉(xiāng)鎮(zhèn)內(nèi)從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)6個月及以上的本地農(nóng)民工。相比上年下降1.8%，全年最終消費支出拉動國內(nèi)生產(chǎn)總值下降0.5個百分點；全國居民人均消費支出實際下降4.0%，其中城鎮(zhèn)和農(nóng)村分別下降6.0%和0.1%(2)扣除了價格因素。。由居民消費理論可知，收入是消費的決定性因素，而就業(yè)又是居民收入的決定性因素，在“六穩(wěn)”“六保”政策(3)2018年7月召開的中央經(jīng)濟工作會議首次提出“六穩(wěn)”方針，分別為“穩(wěn)就業(yè)、穩(wěn)金融、穩(wěn)外貿(mào)、穩(wěn)外資、穩(wěn)投資、穩(wěn)預(yù)期工作”；“六?！眲t在2020年4月的中共中央政治局會議中提出，分別為“保居民就業(yè)、?；久裆⒈Ｊ袌鲋黧w、保糧食能源安全、保產(chǎn)業(yè)鏈供應(yīng)鏈穩(wěn)定、保基層運轉(zhuǎn)”。中，首要的工作便是“穩(wěn)就業(yè)”以及“保就業(yè)”，只有保障居民就業(yè)，才能穩(wěn)定居民收入，最終穩(wěn)定居民消費，帶動經(jīng)濟增長。因此，如何引導(dǎo)居民就業(yè)，緩解疫情沖擊所帶來的失業(yè)問題，進而刺激居民消費，是當(dāng)下保障國民經(jīng)濟平穩(wěn)健康發(fā)展的重要工作。

大量研究表明，創(chuàng)業(yè)是解決居民就業(yè)，提高居民收入的有效途徑，[2]274-298,[3]1329-1372而在“互聯(lián)網(wǎng)+”業(yè)態(tài)快速發(fā)展的當(dāng)下，居民創(chuàng)業(yè)的可能性也大大提高，[4]134-147因此，居民家庭的創(chuàng)業(yè)行為可能在促進居民消費增長上能夠發(fā)揮重要作用。已有的研究更多是討論了創(chuàng)業(yè)活動對宏觀經(jīng)濟的影響，關(guān)于創(chuàng)業(yè)行為的微觀經(jīng)濟效應(yīng)的研究不多，比如Bruton et al.[5]683-689的研究認為創(chuàng)業(yè)能夠通過改善家庭的經(jīng)濟條件，對貧困者的生活水平產(chǎn)生積極影響。其中，通過創(chuàng)業(yè)所帶來的收入增長是降低貧困的主要渠道，這一增收效果已被相關(guān)文獻證明。[6]180-193,[7]28-42同時，創(chuàng)業(yè)能夠提高居民家庭幸福感，周爍等[8]26-45基于幸福經(jīng)濟學(xué)視角分析了居民家庭的創(chuàng)業(yè)行為，他們發(fā)現(xiàn)，雖然創(chuàng)業(yè)降低了個體的生活滿意度，但提高了工作滿意度以及整體的幸福感。創(chuàng)業(yè)還會影響個體的身體健康狀況。Meng et al.[9]155-195發(fā)現(xiàn)，將自我雇傭納入控制變量來解釋農(nóng)民工的精神健康問題存在顯著的負向影響；然而趙建國等[10]184-204的研究卻得到相反的結(jié)論，他們認為，農(nóng)民工的自我雇傭行為對身體健康狀況具有顯著的正向影響，并且機會型自雇者的自評健康效應(yīng)高于生存型自雇者。

在現(xiàn)有研究中關(guān)于家庭創(chuàng)業(yè)與居民消費的實證研究也很少。徐佳等[11]43-60的研究雖然表明創(chuàng)業(yè)行為能夠縮小高收入與低收入家庭間的消費差距，但是只是通過一系列統(tǒng)計性描述和簡單的實證分析得出結(jié)論，并未系統(tǒng)地論證創(chuàng)業(yè)行為與居民消費的因果關(guān)系。而劉麗麗等[12]3-13給出了自雇行為與居民消費的因果識別，她認為農(nóng)民工的自雇行為顯著地提高了消費水平，并且該效應(yīng)主要來自機會型自雇，生存型自雇對消費并沒有顯著影響，但該研究僅限于農(nóng)民工群體，整體代表性相對不足。

鑒于已有研究的不足，本文利用2017年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)(CHFS)，旨在研究創(chuàng)業(yè)行為與居民消費的關(guān)系，并對內(nèi)在的影響機制進行深入分析。這既有利于在“大眾創(chuàng)新、萬眾創(chuàng)業(yè)”的新時代背景下鼓勵居民創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)，同時也有利于在疫情期間，通過引導(dǎo)居民自主創(chuàng)業(yè)來緩解失業(yè)壓力，進而穩(wěn)定居民消費，對暢通國內(nèi)大循環(huán)、擴大居民內(nèi)需具有重要作用。本文的主要貢獻有以下幾點：首先，本文基于代表性的中國家庭金融調(diào)查微觀數(shù)據(jù)，從城鄉(xiāng)總體樣本的角度分析了家庭的創(chuàng)業(yè)行為與居民消費的關(guān)系，并對內(nèi)在的影響機制進行了探討，對已有文獻進行了補充；其次，本文利用工具變量法、處理效應(yīng)模型、傾向得分匹配以及平衡面板數(shù)據(jù)回歸的方法較好地緩解了模型估計的內(nèi)生性問題，提高了估計結(jié)果的可信度；最后，通過識別創(chuàng)業(yè)對居民消費的異質(zhì)性結(jié)果，為差異化引導(dǎo)居民創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)，進而帶動內(nèi)需增長提供了政策參考。

二、理論假說

根據(jù)生命周期的持久收入假說，消費最主要的決定性因素是家庭的永久性收入，這意味著當(dāng)居民預(yù)期未來家庭的收入會增加時，當(dāng)前的消費支出也可能會增加。而從已有的文獻研究來看，Berglann et al.[6]180-193基于挪威個體研究數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)者的貨幣回報為正，且創(chuàng)業(yè)者的貨幣回報高于非創(chuàng)業(yè)者。王春超等[7]28-42也得出類似的結(jié)論，即創(chuàng)業(yè)相對工資性工作存在顯著收入溢價，且隨著收入分位數(shù)水平的提高，收入溢價水平也越高。徐佳等[11]43-60則通過數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性描述發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)者的平均收入遠高于非創(chuàng)業(yè)者。因此，創(chuàng)業(yè)行為可能通過影響居民收入進而影響居民消費。

另外，現(xiàn)有文獻認為，相對于受雇者，自雇者在社會網(wǎng)絡(luò)的積累方面具有顯著優(yōu)勢。[13]198-224，245-246王春超等[7]28-42基于分組描述性統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)者的社會網(wǎng)絡(luò)顯著高于非創(chuàng)業(yè)者的社會網(wǎng)絡(luò)，并且趙建國等[10]184-204的研究證明，創(chuàng)業(yè)能夠通過提高個體的社會資本進而改善身體狀況。而社會網(wǎng)絡(luò)作為家庭的一種非正式的保障機制[14]326-350，在促進居民消費方面產(chǎn)生了積極影響。易行健等[15]43-51，187的研究表明，家庭社會網(wǎng)絡(luò)在降低居民儲蓄率，提高居民消費上具有顯著影響，這意味著，通過創(chuàng)業(yè)所帶來的家庭社會網(wǎng)絡(luò)擴大，可能是創(chuàng)業(yè)影響居民消費的重要渠道?；谝陨戏治?，本文提出假說1和假說2。

假說1：創(chuàng)業(yè)行為能夠顯著地促進居民消費。

假說2：創(chuàng)業(yè)行為能夠通過提高居民收入以及擴大家庭社會網(wǎng)絡(luò)來促進居民消費。

一般來說，個體創(chuàng)業(yè)所帶來的經(jīng)濟效益一方面內(nèi)生于自身的要素稟賦(受教育程度、風(fēng)險態(tài)度等)，另一方面也與外生的要素供給有關(guān)(如制度環(huán)境、政策支持等)。[16]133-136林毅夫[17]1-32認為，外生供給的基礎(chǔ)設(shè)置對于一國企業(yè)的生存能力至關(guān)重要，因為它能影響每個企業(yè)的交易費用和投資邊際回報。而這些外生供給的基礎(chǔ)設(shè)置基本都來自政府的財政支持。陳旭東等[18]25-32通過分析地方政府財政支出與創(chuàng)業(yè)活動的關(guān)系發(fā)現(xiàn)，財政支出規(guī)模對創(chuàng)業(yè)活動數(shù)量及創(chuàng)業(yè)活動質(zhì)量均具有滯后的積極作用。因此，地方政府的財政支出差異可能導(dǎo)致創(chuàng)業(yè)行為對居民消費產(chǎn)生異質(zhì)性影響。另外，區(qū)域間的金融發(fā)展水平差異也是影響居民創(chuàng)業(yè)的重要因素。Bianchi[19]273-286基于理論模型研究證明，完善的金融體系能夠緩解個體創(chuàng)業(yè)的資金約束，從而激發(fā)企業(yè)家才能，提高創(chuàng)業(yè)可能性；李磊等[20]193-206通過整合多套微觀數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展程度越高的地區(qū)，個人選擇成為私營企業(yè)主的概率越高，原因在于金融發(fā)展水平高的地區(qū)金融約束相對較低。因此，地區(qū)間的金融發(fā)展差異可能會導(dǎo)致創(chuàng)業(yè)行為對居民消費產(chǎn)生異質(zhì)性影響。由此，本文提出假說3。

假說3：創(chuàng)業(yè)對居民消費的影響存在區(qū)域異質(zhì)性，在政府財政支出占比較高以及金融發(fā)展水平較高的地區(qū)，創(chuàng)業(yè)對居民消費的促進作用更大。

三、模型設(shè)定、變量選取與數(shù)據(jù)描述

(一)模型設(shè)定

首先，我們構(gòu)建如下基準回歸模型來分析創(chuàng)業(yè)與居民消費的關(guān)系：

Ln(consumptionij)=αij+βijbusi_dummyij

+γijXij+ηi+εij

(1)

其中，consumptionij表示第i個城市第j個家庭的總消費支出，為了避免極端值所帶來的估計偏誤，本文對家庭總消費進行了對數(shù)化處理；αij表示回歸模型的截距項；busi_dummyij是本文關(guān)注的核心解釋變量，代表家庭是否創(chuàng)業(yè)的二值變量；根據(jù)第二部分的推斷，本文預(yù)期估計系數(shù)βij顯著為正，表明家庭的創(chuàng)業(yè)行為對居民消費存在顯著的促進作用；Xij是本文的一系列控制變量，包括戶主特征變量、家庭特征變量以及區(qū)域經(jīng)濟變量；本文還控制了居民家庭所在城市的固定效應(yīng)ηi；εij則代表模型估計的殘差項。

(二)數(shù)據(jù)來源及處理

本文所使用的數(shù)據(jù)來自西南財經(jīng)大學(xué)在2017年開展的中國家庭金融調(diào)查(China Household Finance Survey，簡稱CHFS)微觀數(shù)據(jù)，總樣本覆蓋全國29個省，樣本規(guī)模達到40 011戶家庭。本文在數(shù)據(jù)處理上首先保留了個體在回答問卷時為戶主的家庭樣本，同時刪除戶主年齡小于22歲、大于80歲的家庭樣本(4)一般來說，個體在22歲左右結(jié)束大學(xué)教育，因此在此之前進入社會從事創(chuàng)業(yè)活動的可能性較低；其次，根據(jù)本文的戶主在不同年齡階段的創(chuàng)業(yè)數(shù)據(jù)來看，大于80歲的戶主家庭的創(chuàng)業(yè)數(shù)量非常少，而在60～80歲之間的樣本仍存在創(chuàng)業(yè)樣本家庭，因此，本文保留了戶主年齡22歲至80歲的樣本家庭。。其次為了避免異常值的干擾，本文刪除了家庭總收入、凈資產(chǎn)小于0的樣本，同時對家庭總收入、凈資產(chǎn)、總消費、總負債進行上下1%的截尾處理。最后刪除主要變量缺失值后剩余觀測樣本22 104個。另外，本文在穩(wěn)健性檢驗中使用了2011—2015年的中國家庭金融調(diào)查平衡面板數(shù)據(jù)以及2016—2018年的中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)平衡面板數(shù)據(jù)進行分析。其他宏觀層面變量數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》。

(三)變量選取

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為家庭總消費支出。CHFS2017詳細詢問了居民家庭的各類消費支出數(shù)據(jù)，我們根據(jù)中華人民共和國國家統(tǒng)計局公布的《居民消費支出分類(2013)》將食品煙酒消費、衣著消費、居住消費、生活用品及服務(wù)消費、醫(yī)療保健消費、交通通信消費、文教娛樂消費、其他消費等八大類消費加總得到家庭總消費，在實證回歸中我們對家庭總消費進行了對數(shù)化處理。另外，本文借鑒易行健等[21]47-67的做法，進一步將食品、衣著、居住、其他用品及服務(wù)支出歸為生存型消費，家庭設(shè)備及用品、醫(yī)療保健、交通通信支出歸為發(fā)展型消費，娛樂、旅游以及奢侈品等支出歸為享受型消費，用以考察創(chuàng)業(yè)行為對居民消費結(jié)構(gòu)的影響。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量為“居民家庭是否創(chuàng)業(yè)”這個二值變量。關(guān)于家庭“是否創(chuàng)業(yè)”這一變量的衡量，已有文獻主要是基于問卷中家庭成員是否從事獨立生產(chǎn)經(jīng)營活動這一特性來進行衡量的?？紤]到本文所使用的研究數(shù)據(jù)為中國家庭金融調(diào)查(CHFS)研究數(shù)據(jù)，因此，本文借鑒尹志超等[22]87-98的做法，根據(jù)CHFS2017年問卷中的問題“目前，您家是否從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營項目，包括個體戶、租賃、運輸、網(wǎng)店、經(jīng)營企業(yè)等？”，我們將回答為“是”的家庭定義為創(chuàng)業(yè)樣本，并賦值為1，否則賦值為0。我們進一步借鑒尹志超等[22]87-98的做法，對創(chuàng)業(yè)的動機進行了區(qū)分，包括生存型創(chuàng)業(yè)和主動型創(chuàng)業(yè)。另外，我們還借鑒了王春超和馮大威[7]28-42的做法，將家庭創(chuàng)業(yè)行為劃分為自雇創(chuàng)業(yè)行為和雇主創(chuàng)業(yè)行為。

3.其他控制變量(5)限于篇幅，本文沒有在正文中報告主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，如讀者感興趣，可向作者獲取。

考慮到模型估計中可能因遺漏變量問題而產(chǎn)生估計偏差，本文加入了盡可能多的控制變量。主要借鑒易行健等[15]43-51，187的做法，控制了如下幾類變量：(1)戶主特征變量，包括戶主性別(男性=1，女性=0)、年齡、受教育年限、身體狀況(身體健康=1，不健康=0)、是否已婚(已婚=1，未婚=0)、風(fēng)險態(tài)度(6)CHFS2017問卷中關(guān)于居民風(fēng)險態(tài)度的問題只詢問了新用戶，因此，本文結(jié)合CHFS2015的數(shù)據(jù)，假定舊受訪戶的風(fēng)險態(tài)度不發(fā)生改變，通過合并CHFS2015與CHFS2017的數(shù)據(jù)，將舊受訪戶在2015年問卷中的風(fēng)險態(tài)度賦值到2017年數(shù)據(jù)中。具體關(guān)于風(fēng)險態(tài)度的問題為：“如果您有一筆資金用于投資，您最愿意選擇哪種投資項目？1.高風(fēng)險、高回報的項目；2.略高風(fēng)險、略高回報的項目；3.平均風(fēng)險、平均回報的項目；4.略低風(fēng)險、略低回報的項目；5.不愿意承擔(dān)任何風(fēng)險”。本文將選擇4和5的家庭定義為風(fēng)險厭惡家庭，選擇3的家庭定義為風(fēng)險中性家庭，選擇1和2的家庭定義為風(fēng)險偏好家庭。、戶籍(農(nóng)戶=1，其他=0)；(2)家庭特征變量，包括家庭人口規(guī)模、少兒人口占比(0～16歲小孩占家庭總?cè)丝诘谋戎?、老年人口占比(65歲以上老人占家庭總?cè)丝诘谋戎?、家庭總收入、家庭總負債、家庭凈資產(chǎn)、是否參與社會養(yǎng)老保險、是否參與社會醫(yī)療保險、是否參與失業(yè)保險以及是否參與商業(yè)保險(參與=1，否則=0)；(3)區(qū)域經(jīng)濟變量，以家庭所在地級市人均GDP來表示。另外，為了避免其他因素的干擾，我們還在實證中加入地級市虛擬變量，以控制城市固定效應(yīng)。

四、實證分析

(一)創(chuàng)業(yè)行為對居民消費影響的基準分析

1.創(chuàng)業(yè)行為對居民家庭總消費的影響

表1報告了創(chuàng)業(yè)行為對居民家庭總消費影響的基準回歸結(jié)果。本文主要關(guān)注核心解釋變量“創(chuàng)業(yè)”的回歸系數(shù)的顯著性，其中第(1)列為單變量回歸分析，第(2)(3)列為依次添加戶主特征變量、家庭特征變量以及區(qū)域經(jīng)濟變量后的回歸結(jié)果，并且三次回歸均控制了城市固定效應(yīng)。我們發(fā)現(xiàn)，通過逐步添加控制變量依然不影響創(chuàng)業(yè)行為對居民家庭總消費的正向作用效果，即“創(chuàng)業(yè)”變量的回歸系數(shù)均顯著為正，由此表明本文假說1是成立的。

表1 創(chuàng)業(yè)行為對居民家庭總消費的影響

從其他控制變量的回歸結(jié)果來看(7)限于篇幅，其他控制變量的回歸結(jié)果沒有在正文中報告，如讀者感興趣，可向作者獲取。，首先，戶主為男性、農(nóng)村戶口以及老年人口占比更高的家庭，對居民消費存在顯著的抑制作用，這與已有的大部分研究結(jié)論一致；其次，居民家庭的“消費—年齡曲線”表現(xiàn)為倒“U”型特征，這與經(jīng)典的生命周期理論假說一致，即家庭的儲蓄率在消費者青年時期較低，中年時期達到最高，老年時期又開始下降。另外，戶主風(fēng)險偏好程度較高、受教育程度越高、已婚以及家庭人口規(guī)模越大均會對居民消費產(chǎn)生顯著的促進作用。而從家庭經(jīng)濟變量來看，家庭參與社會養(yǎng)老保險以及商業(yè)保險對居民消費均存在顯著的正向作用，但本文并沒有發(fā)現(xiàn)社會醫(yī)療保險與居民消費之間的正向關(guān)系，這可能是隨著居民社會醫(yī)療保險參與的提高，由此帶來的居民消費差異在逐漸消失，并且由于商業(yè)醫(yī)療保險的發(fā)展，使得居民家庭對社會醫(yī)療保險的依賴程度下降。另外，失業(yè)保險對居民消費也沒有顯著影響。最后，本文發(fā)現(xiàn)家庭負債對居民消費也有顯著的正向促進作用，表明我國居民家庭存在“越負債，越消費”現(xiàn)象。

2.創(chuàng)業(yè)行為對居民消費結(jié)構(gòu)的影響

創(chuàng)業(yè)作為改善家庭經(jīng)濟活動的一種經(jīng)濟行為[5]683-689，在促進居民消費結(jié)構(gòu)升級上發(fā)揮了重要作用?；诖?，我們進一步探討了創(chuàng)業(yè)行為對不同類型居民消費的影響，實證結(jié)果如表2所示。我們發(fā)現(xiàn)，不論是生存型消費、發(fā)展型消費還是享受型消費，創(chuàng)業(yè)的正向促進作用都存在，表明創(chuàng)業(yè)對居民消費的促進作用具有普遍性；另外，從經(jīng)濟顯著性來看，創(chuàng)業(yè)對居民享受型消費的促進效果遠大于對生存型消費以及發(fā)展型消費的促進效果，并且創(chuàng)業(yè)對居民生存型消費的促進作用最小。由此可見，家庭創(chuàng)業(yè)行為能夠顯著地改善居民消費結(jié)構(gòu)，促進居民消費升級。

表2 創(chuàng)業(yè)行為對不同類型居民消費的影響

3.不同類別創(chuàng)業(yè)行為對居民家庭總消費的影響

創(chuàng)業(yè)動機的不同可能導(dǎo)致創(chuàng)業(yè)對居民消費的影響存在較大差異。通過對創(chuàng)業(yè)動機進行區(qū)分，可將創(chuàng)業(yè)行為分為主動型創(chuàng)業(yè)和生存型創(chuàng)業(yè)。[22]87-89相對于主動型創(chuàng)業(yè)，生存型企業(yè)帶來的收入回報更多的是滿足生活所需，生存型創(chuàng)業(yè)者更希望企業(yè)維持現(xiàn)狀或小規(guī)模發(fā)展，所以生存型創(chuàng)業(yè)的收入回報相對于主動型創(chuàng)業(yè)可能更低。[23]2-8這意味著生存型創(chuàng)業(yè)對居民消費的影響可能小于主動型創(chuàng)業(yè)所帶來的影響。同時，個體創(chuàng)業(yè)規(guī)模的差異也可能對居民消費產(chǎn)生不同的影響。既當(dāng)雇主又當(dāng)雇員的自我雇傭型創(chuàng)業(yè)者其經(jīng)營規(guī)模往往較小，而對于存在雇傭勞動力行為的雇主來說，其經(jīng)營規(guī)模相對更大，貨幣回報也相對更高。由此，本文猜想，自我雇傭型創(chuàng)業(yè)對居民消費的影響可能要小于雇主型創(chuàng)業(yè)對居民消費的影響。

表3第(1)(2)列分別報告了生存型創(chuàng)業(yè)與主動型創(chuàng)業(yè)對居民消費影響的實證結(jié)果。在同時加入所有控制變量后我們發(fā)現(xiàn)，主動型創(chuàng)業(yè)對居民消費的促進作用遠大于生存型創(chuàng)業(yè)，這進一步驗證了本文的猜想。接下來分析家庭創(chuàng)業(yè)規(guī)模差異對居民消費是否存在不同的影響，回歸結(jié)果見表3第(3)(4)列，依然證明本文的猜想，即雇主型創(chuàng)業(yè)對居民消費的促進作用顯著大于自我雇傭型創(chuàng)業(yè)。

表3 不同創(chuàng)業(yè)行為對居民家庭總消費的影響

(二)機制分析

根據(jù)第二部分的理論分析可知，創(chuàng)業(yè)影響居民消費的渠道可能在于改善了居民收入以及擴大了居民家庭社會網(wǎng)絡(luò)。創(chuàng)業(yè)對居民收入的正向影響在前文已有較多討論，并且較多文獻的研究結(jié)論證明了兩者之間的正相關(guān)關(guān)系。[6]180-193,[7] 28-42本文出于結(jié)論的穩(wěn)健性考慮，在表4的第(1)列報告了創(chuàng)業(yè)對居民收入影響的實證結(jié)果，其他控制變量與上文一致，我們依然發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)能夠顯著地提高居民收入。而根據(jù)本文基準回歸表1第(3)列的結(jié)果來看，家庭總收入作為控制變量進入回歸方程中，在控制了其他變量后，家庭總收入對居民消費的估計系數(shù)顯著為正，由此說明創(chuàng)業(yè)的確能夠通過提高居民收入進而促進居民消費。

進一步地，家庭社會網(wǎng)絡(luò)的擴大也可能是創(chuàng)業(yè)促進居民消費的一個重要渠道。首先，本文借鑒易行健等[15]43-51，187的做法，將家庭的節(jié)假日及“禮金支出”定義為家庭社會網(wǎng)絡(luò)的代理變量。其次，設(shè)定如下中介效應(yīng)模型來驗證社會網(wǎng)絡(luò)渠道是否成立。模型(2)用于分析創(chuàng)業(yè)是否顯著擴大了家庭社會網(wǎng)絡(luò)，模型(3)在模型(1)的基礎(chǔ)上加入社會網(wǎng)絡(luò)的機制變量，其中Social_netij代表第i個城市第j個家庭的社會網(wǎng)絡(luò)。

Social_netij=αij+βijbusi_dummyij+γijXij+ηi+εij

(2)

Ln(consumptionij)=αij+βijbusi_dummyij

+λijSocial_netij+γijXij+ηi+εij

(3)

表4第(2)(3)列報告了中介效應(yīng)模型的回歸結(jié)果，其中第(2)列結(jié)果顯示，家庭的創(chuàng)業(yè)活動顯著擴大了家庭社會網(wǎng)絡(luò)，估計系數(shù)在10%的水平上顯著。第(3)列在加入社會網(wǎng)絡(luò)機制變量后，結(jié)果顯示創(chuàng)業(yè)與社會網(wǎng)絡(luò)兩個變量對居民消費均表現(xiàn)出正向促進的效果。進一步觀察創(chuàng)業(yè)的估計系數(shù)大小變化，與基準結(jié)果相比，表4第(3)列中的創(chuàng)業(yè)估計系數(shù)要小于表1第(3)列中的估計系數(shù)，說明在加入社會網(wǎng)絡(luò)機制變量后，創(chuàng)業(yè)對居民消費的作用效果有所減弱，即創(chuàng)業(yè)對居民消費的促進作用有一部分被社會網(wǎng)絡(luò)吸收。由此表明，創(chuàng)業(yè)能夠通過擴大家庭的社會網(wǎng)絡(luò)促進居民消費。綜上表明，本文假說2成立。

表4 機制分析

(三)異質(zhì)性分析

1.分不同區(qū)域的異質(zhì)性分析

根據(jù)假說3的理論分析，我們認為，家庭創(chuàng)業(yè)行為對居民消費的促進作用可能會受到所在地區(qū)政府財政投入水平高低以及金融發(fā)展水平高低的影響。所在地區(qū)政府財政投入越高，家庭的創(chuàng)業(yè)營商環(huán)境可能更好，比如相關(guān)科技投入、財政補貼以及社會保障等方面，這些在一定程度上降低了企業(yè)的經(jīng)營成本。另外，更高的金融發(fā)展水平可能會使得居民更容易獲得創(chuàng)業(yè)資金，從而開展創(chuàng)業(yè)活動。[19]193-206因此，對于政府財政投入較多以及金融發(fā)展水平更高的地區(qū)，創(chuàng)業(yè)對居民消費的促進作用也可能更大。

為了驗證這一可能存在的異質(zhì)性影響，我們以居民所在地級市政府財政支出總額占所在地級市GDP之比來衡量地區(qū)的財政支出高低，以居民所在地級市金融機構(gòu)貸款余額占所在地級市GDP之比來衡量地區(qū)金融發(fā)展水平，并按均值水平劃分為高低兩組。根據(jù)表5第(1)～(4)列的分組回歸結(jié)果顯示，地區(qū)政府財政支出占GDP比重較高以及金融發(fā)展水平越高的地區(qū)，創(chuàng)業(yè)對居民消費的促進作用也更大。由此表明，本文假說3也成立。

表5 基于地區(qū)政府財政支出占比以及金融發(fā)展程度的異質(zhì)性分析

2.分不同群體的異質(zhì)性分析

收入不平等是導(dǎo)致我國居民家庭“低消費、高儲蓄”的一個重要原因[24]33-49。那么創(chuàng)業(yè)的增收效應(yīng)是否能夠在邊際上更多地轉(zhuǎn)化為居民消費，即創(chuàng)業(yè)對居民消費的促進作用可能在低收入群體中更大。為了證實這一理論分析，我們將全樣本家庭收入均值分成低收入與高收入兩組進行回歸分析，從表6第(1)(2)列的回歸結(jié)果來看，創(chuàng)業(yè)對居民消費的促進作用在低收入家庭樣本中更大，這與徐佳等[11]43-60的研究結(jié)論基本一致。

進一步地，本文分析了創(chuàng)業(yè)行為對居民消費的影響是否在貧困戶與非貧困戶(8)國際上的貧困家庭劃分標準是根據(jù)人日均消費水平來衡量的，但考慮到本文在數(shù)據(jù)處理上對居民消費進行了截尾處理，這可能造成衡量偏誤，因此本文借鑒單德朋等[25] 52-62的做法，將家庭年人均可支配收入低于2016年全國人均可支配收入50%的定義為相對貧困家庭，賦值為1，反之為0。之間存在顯著差異。這一分析的理論基礎(chǔ)源于創(chuàng)業(yè)行為在改善家庭經(jīng)濟條件，降低家庭貧困上發(fā)揮了重要作用[5]683-689，而國際上針對貧困家庭的劃分是根據(jù)居民消費水平來考量的(9)根據(jù)世界銀行2015年的貧困標準，將家庭日人均消費低于1.9美元和3.1美元的界定為貧困家庭。，因此，創(chuàng)業(yè)對居民消費的促進作用是否在貧困家庭樣本中更大呢？表6第(3)(4)列報告了對應(yīng)分組回歸的結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)對居民消費的促進作用在貧困戶家庭中更大，說明創(chuàng)業(yè)不僅能夠降低家庭貧困，還能緩解不同家庭之間的消費不平等。

表6 不同收入階層以及是否為貧困戶的異質(zhì)性分析

(四)穩(wěn)健性分析(10) 限于篇幅，本文未對穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果進行報告，有興趣的讀者可聯(lián)系筆者獲取。

1.內(nèi)生性處理——工具變量法

本文基準回歸模型估計中的創(chuàng)業(yè)行為可能存在反向因果問題，居民消費越低的家庭，可能越有動機通過創(chuàng)業(yè)活動來改善家庭的消費水平。此外，還可能存在同時影響家庭創(chuàng)業(yè)行為與消費的遺漏變量的問題。為了緩解因反向因果關(guān)系以及遺漏相關(guān)變量所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文選取同一社區(qū)除本家庭外其他家庭的創(chuàng)業(yè)比例(11)我們根據(jù)(社區(qū)內(nèi)總的創(chuàng)業(yè)家庭個數(shù)-家庭是否創(chuàng)業(yè)這一變量)/(社區(qū)總的家庭個數(shù)-1)計算得到。作為家庭創(chuàng)業(yè)行為的工具變量(12)該工具變量同時滿足相關(guān)性以及外生性兩個條件，同一社區(qū)內(nèi)具有相同特征的群體內(nèi)的個體會相互影響，這意味著社區(qū)內(nèi)的創(chuàng)業(yè)氛圍與單個家庭的創(chuàng)業(yè)行為存在相關(guān)關(guān)系；而其他家庭是否創(chuàng)業(yè)相對于本家庭的消費行為是外生的，因此，該工具變量存在理論可行性。。

根據(jù)工具變量第一、二階段的估計結(jié)果我們發(fā)現(xiàn)，工具變量“社區(qū)內(nèi)其他家庭的創(chuàng)業(yè)比例”的估計系數(shù)顯著為正，說明相關(guān)性假設(shè)成立，并且第一階段回歸F值為493.59，大于10%偏誤水平下的臨界值16.38，因此不存在弱工具變量問題。而第二階段回歸結(jié)果顯示，創(chuàng)業(yè)對居民消費的影響依然顯著為正，說明創(chuàng)業(yè)對居民消費的正向促進作用是穩(wěn)健的。對比創(chuàng)業(yè)變量在基準回歸與工具變量回歸后的估計系數(shù)，在工具變量回歸后的估計系數(shù)擴大了6倍左右(13)Wei[26] 127-140通過對JF、JFE、RFS三大金融頂級期刊中的運用工具變量進行回歸估計的255篇論文進行研究后發(fā)現(xiàn)，工具變量估計法將回歸估計系數(shù)平均擴大了9倍，因此本文估計結(jié)果相對合理。。由于工具變量估計的結(jié)果屬于“局部平均處理效應(yīng)”，即同一社區(qū)內(nèi)只有少部分居民家庭才會受到“社區(qū)內(nèi)其他家庭的創(chuàng)業(yè)比例”的影響，而這部分受到影響的家庭往往相對于剩余部分的家庭可能在某些特征上比較突出，如學(xué)習(xí)能力強，家庭財富更多，從而導(dǎo)致更有動機去創(chuàng)業(yè)，也易受到社區(qū)內(nèi)部創(chuàng)業(yè)氛圍的影響，因而這部分居民家庭的消費水平也更高(14)另外，本文還進行了處理效應(yīng)模型的估計以及傾向得分匹配的估計，均表明創(chuàng)業(yè)行為能夠顯著地提升居民消費。限于篇幅，我們沒有在正文中報告出來，若讀者感興趣，可向作者索取。。

2.平衡面板數(shù)據(jù)回歸

為了進一步降低不隨時間變化的個體差異的影響，緩解遺漏變量估計偏誤，本文利用中國家庭金融調(diào)查(CHFS)2011—2015年的數(shù)據(jù)整合成平衡面板數(shù)據(jù)進行回歸。另外，出于穩(wěn)健性考慮，本文還使用了中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)2016—2018年數(shù)據(jù)整合成平衡面板數(shù)據(jù)進行估計(15)CFPS數(shù)據(jù)中我們借鑒周廣肅等[4] 134-147的做法，根據(jù)“過去一年您家中是否有家庭成員從事個體經(jīng)營或開辦私營企業(yè)?”來定義家庭是否有創(chuàng)業(yè)行為，如果回答是，則定義創(chuàng)業(yè)取值為1，否則為0。，回歸結(jié)果表明，無論采用截面數(shù)據(jù)或面板數(shù)據(jù)以及更換多種估計方法，創(chuàng)業(yè)對居民消費的影響始終為正，由此證明本文的結(jié)論非常穩(wěn)健(16)由于CHFS與CFPS數(shù)據(jù)上的差異，我們針對CFPS平衡面板數(shù)據(jù)回歸控制了戶主性別、年齡、年齡的平方、是否已婚、受教育年限、健康狀況、是否就業(yè)、家庭規(guī)模、戶籍、家庭老年人口占比、家庭少兒人口占比、風(fēng)險態(tài)度、家庭凈資產(chǎn)、家庭純收入以及家庭社會保障這些變量。。

3.縮小樣本

張龍耀等[27]123-135指出，家庭的創(chuàng)業(yè)行為往往與財富水平正相關(guān)(17)本文通過對全樣本居民家庭按財富均值高低進行分組后發(fā)現(xiàn)，低財富樣本組家庭中的創(chuàng)業(yè)比例僅為7%，而高財富樣本組家庭中的創(chuàng)業(yè)比例達到20%。，同時也與所在地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平正相關(guān)。而財富較高的家庭以及經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)消費水平都相對更高，這就可能導(dǎo)致創(chuàng)業(yè)對居民消費的正向作用是被財富水平較高的家庭或經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)所拉高的，進而帶來估計偏誤。為了解決這一可能存在的問題，本文將樣本家庭分別限制在家庭財富高于所在地級市財富均值以及所在地級市人均GDP高于所在省份人均GDP均值的家庭上，實證回歸結(jié)果證明創(chuàng)業(yè)對居民消費存在顯著的促進作用。

五、結(jié)論和政策建議

本文在已有相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，利用中國家庭金融調(diào)查(CHFS)微觀數(shù)據(jù)研究了家庭創(chuàng)業(yè)行為的微觀經(jīng)濟效應(yīng)，實證結(jié)果表明，創(chuàng)業(yè)能夠顯著地提高居民消費，通過內(nèi)生性處理以及一系列穩(wěn)健性檢驗后結(jié)論依然成立；并且創(chuàng)業(yè)對不同類型居民消費的促進作用也存在差異，其中對享受型消費的促進作用最大，其次為發(fā)展型消費，最后為生存型消費，說明創(chuàng)業(yè)在改善居民消費結(jié)構(gòu)，促進居民消費升級上發(fā)揮了重要作用。另外，主動型創(chuàng)業(yè)相對于生存型創(chuàng)業(yè)對居民消費的促進作用也更大，而雇主型創(chuàng)業(yè)相對于自我雇傭型創(chuàng)業(yè)對居民消費的促進作用更大。通過機制分析發(fā)現(xiàn)，增加居民收入以及擴大家庭社會網(wǎng)絡(luò)是創(chuàng)業(yè)提高居民消費的兩個重要渠道。最后，異質(zhì)性分析表明，在政府財政支出占比較高以及金融發(fā)展水平較高的地區(qū)，創(chuàng)業(yè)對居民消費的促進作用更大；并且相對于高收入以及非貧困戶家庭，創(chuàng)業(yè)在改善低收入以及貧困戶家庭的消費水平上發(fā)揮了更大的作用。

基于以上結(jié)論，本文提出以下幾點政策建議：(1)創(chuàng)業(yè)在提高居民消費、促進居民消費升級上具有正向作用，因此要繼續(xù)鼓勵居民響應(yīng)“大眾創(chuàng)新、萬眾創(chuàng)業(yè)”的口號，通過加大政府財政投入，設(shè)立居民創(chuàng)業(yè)引導(dǎo)基金，解決居民創(chuàng)業(yè)在資金約束上的問題，另外政府也要有針對性地對企業(yè)實行“減稅降費”的政策，讓企業(yè)輕裝上陣，激發(fā)居民創(chuàng)業(yè)的積極性；同時鼓勵銀行放貸，利用金融科技強化銀行的信用風(fēng)險識別機制，有利于銀行進一步擴寬對中小企業(yè)的放貸范圍。(2)創(chuàng)業(yè)能夠在更大程度上提高低收入以及貧困戶家庭的消費水平，因此要鼓勵地方政府有組織地對低收入、貧困家庭進行相關(guān)創(chuàng)業(yè)知識培訓(xùn)，并給予優(yōu)惠政策以激發(fā)居民的創(chuàng)業(yè)活力，從而擴大我國中等收入消費群體，帶動內(nèi)需增長。