蔡棟梁　何翠香　方行明

[內容摘要]本文運用CHFS2011數(shù)據(jù)分析住房及房價預期對家庭創(chuàng)業(yè)的影響。研究發(fā)現(xiàn)：在存在正規(guī)信貸約束的情況下，自有住房使家庭創(chuàng)業(yè)的概率提高2%，房屋價值每升值1萬元使家庭創(chuàng)業(yè)的概率提高0.3%。對于擁有住房的家庭，預期房價上漲使家庭創(chuàng)業(yè)的概率減少23.9%。本文認為住房和房價預期對家庭創(chuàng)業(yè)的影響是復雜的，自有住房和房屋價值通過財富效應增加家庭創(chuàng)業(yè)，而房價預期通過擠出效應和替代效應減少家庭創(chuàng)業(yè)。

[關鍵詞]家庭創(chuàng)業(yè)；房屋價值；房價預期；正規(guī)信貸約束

[中圖分類號]F293.3 [文獻標識碼]A [文章編號]1000-8306（2015）06-0108-11

一、引言及文獻綜述

當前，我國正處于經(jīng)濟轉軌的關鍵時期，龐大的人口壓力以及轉軌就業(yè)、青年就業(yè)、農村轉移人口就業(yè)壓力使當前中國經(jīng)濟改革面臨著巨大的挑戰(zhàn)，而以創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)、以創(chuàng)業(yè)拉動經(jīng)濟增長是解決當前中國經(jīng)濟問題的有效舉措。我國自2002年開始提出鼓勵創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)的政策措施，以創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)進而拉動經(jīng)濟發(fā)展的作用明顯顯現(xiàn)。據(jù)國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)統(tǒng)計，2012年私營和個體就業(yè)人員達13200萬人，占城鎮(zhèn)就業(yè)人口的35.6%，高出國有企業(yè)和集體企業(yè)就業(yè)約15個百分點。私營企業(yè)和個體戶平均雇傭人數(shù)約為4人，高于2005年平均雇傭人數(shù)2倍左右。Schumpeter（1934）指出，企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)新活動是經(jīng)濟發(fā)展的關鍵。創(chuàng)業(yè)是對現(xiàn)存狀態(tài)的一種突破，包括新產(chǎn)品、新工藝、新市場、新組織等多種形式。Ronstadt（1984）認為，創(chuàng)業(yè)是一個創(chuàng)造增長財富的動態(tài)過程。由此可見，創(chuàng)業(yè)對經(jīng)濟發(fā)展存在重要的影響。而在創(chuàng)業(yè)過程中，資本總是一個不可缺少的關鍵變量。據(jù)全球創(chuàng)業(yè)觀察（GEM）中國報告統(tǒng)計，中國家庭創(chuàng)業(yè)的融資渠道有家庭成員、朋友或鄰居、親屬、金融機構和同事。因此，家庭財富水平是創(chuàng)業(yè)選擇和創(chuàng)業(yè)收入、規(guī)模的重要決定因素。

已有的研究文獻主要從財富效應和流動性約束角度來分析家庭創(chuàng)業(yè)的選擇行為，如有些學者認為財富水平與創(chuàng)業(yè)選擇存在正向關系，財富水平的增加能夠促進創(chuàng)業(yè)活動并提升創(chuàng)業(yè)的規(guī)模和層次。但是在家庭財富水平一定的情況下，如果其他投資活動的收益率高于家庭創(chuàng)業(yè)的回報率，家庭會將資本投資到收益率更高的經(jīng)濟活動中，從而產(chǎn)生減少創(chuàng)業(yè)活動的擠出效應。另外，家庭的財富水平提高，可能會使家庭增加消費減少投資，產(chǎn)生替代效應。已有的研究也證明了財富水平對家庭創(chuàng)業(yè)的非單調性。還有一些學者認為，流動性約束制約著家庭的創(chuàng)業(yè)行為。認為信貸約束的放松可以鼓勵低收入家庭創(chuàng)業(yè)者的積極性。因此，呼吁完善信貸市場和提供充分的創(chuàng)業(yè)信貸支持以促進家庭創(chuàng)業(yè)。國內對于創(chuàng)業(yè)的研究主要集中分析農戶創(chuàng)業(yè)行為，程郁和羅丹（2009）考察了信貸約束下中國農戶的創(chuàng)業(yè)選擇，認為信貸約束對創(chuàng)業(yè)的影響并不是單調的，信貸約束的放松不一定會導致創(chuàng)業(yè)活動的增加。楊軍等（2013）研究了社區(qū)金融、家庭融資對于農戶創(chuàng)業(yè)的影響，發(fā)現(xiàn)社區(qū)金融通過影響家庭融資進而影響農戶創(chuàng)業(yè)選擇，農戶家庭財富水平對創(chuàng)業(yè)選擇行為有正向影響。這些研究均認為家庭創(chuàng)業(yè)受到家庭自有財富水平和信貸約束的影響，但他們并沒有對房產(chǎn)這種最重要的家庭財富指標對家庭創(chuàng)業(yè)的影響進行研究。我國自1998年推行住房分配貨幣化后，住房價格在十幾年來一直攀升，房產(chǎn)已成為中國家庭財產(chǎn)中最值錢的資產(chǎn)。據(jù)中國家庭金融調查CHFS2011數(shù)據(jù)統(tǒng)計，房產(chǎn)在當今中國家庭資產(chǎn)的比重為66%，房產(chǎn)已成為衡量家庭財富的重要指標。那么，住房價值的增值是否通過財富效應促進創(chuàng)業(yè)同時緩解信貸約束？房產(chǎn)價值的變動是否影響家庭創(chuàng)業(yè)行為的選擇？在這樣的背景下，研究住房及房價波動對家庭創(chuàng)業(yè)的影響既有一定的理論意義又有一定的現(xiàn)實意義。

本文基于CHFS2011（中國家庭金融調查）數(shù)據(jù)，探討住房及預期房價波動及正規(guī)信貸約束條件下家庭創(chuàng)業(yè)的選擇行為，同時考察住房及房屋價值變動是否緩解正規(guī)信貸約束。

二、數(shù)據(jù)、模型說明及變量的選取

（一）數(shù)據(jù)

本文數(shù)據(jù)采用的是2011年中國家庭金融調查報告數(shù)據(jù)（CHFS）。CHFS2011是基于全國25個省、80個縣、320個社區(qū)共8438個家庭的抽樣調查數(shù)據(jù)匯總整理形成的，數(shù)據(jù)涉及了家庭資產(chǎn)、負債、收入、消費、保險、保障等各個方面，全面、客觀地反映了當前我國家庭金融的基本狀況，契合我們的研究要求。

（二）模型說明

二元Probit模型是假設事件發(fā)生概率服從累計正態(tài)分布函數(shù)的二分類因變量模型，該模型旨在尋找描述個體的一組特征與該個體所做某一特定選擇的概率之間的關系。本文的因變量是家庭創(chuàng)業(yè)選擇，該變量是一個二值變量，因此二元Probit模型符合本文的研究目的。

基于以上原理，建立如下回歸模型：

式中，y代表家庭是否選擇創(chuàng)業(yè)被解釋變量，X是解釋變量，F(xiàn)（·）表示標準正態(tài)分布函數(shù)，w代表與住房有關的解釋變量，z_k代表一系列家庭特征及區(qū)域特征變量。β₁和β_k分別表示解釋變量的系數(shù)。同時，在本文中該模型也用于檢驗住房及風險態(tài)度對正規(guī)信貸約束的影響。因此，y用于表示代表是否存在正規(guī)信貸約束被解釋變量，w用于表示住房及風險態(tài)度相關的解釋變量，表示其他控制變量。

（三）指標選取

1.因變量

國內外學者對于創(chuàng)業(yè)的研究各有側重，因此對于創(chuàng)業(yè)的定義和指標的選取也呈現(xiàn)多樣性。本文在參考Gentry and Hubbard（2000）、程郁和羅丹（2009）對于家庭創(chuàng)業(yè)的指標的選取下，考慮數(shù)據(jù)的可得性，選取了如下指標衡量家庭創(chuàng)業(yè)：從事農業(yè)生產(chǎn)的毛收入、從事農業(yè)生產(chǎn)的總成本，是否從事工商業(yè)活動。將農業(yè)生產(chǎn)的毛收入與總成本進行差值計算，得到農戶純收入并進行分類，純收入超過30000元定義為創(chuàng)業(yè)（取值為1），否則為非創(chuàng)業(yè)（取值為0）；將是否從事工商業(yè)活動劃分為創(chuàng)業(yè)（取值為1）和非創(chuàng)業(yè)（取值為0）。家庭創(chuàng)業(yè)指標包含了農戶創(chuàng)業(yè)和非農戶創(chuàng)業(yè)信息，如果兩項指標中有一項是從事創(chuàng)業(yè)活動，則定義為家庭創(chuàng)業(yè)。

2.解釋變量

（1）住房特征變量：對房價的預期，將房價預期分為預期房價上升、預期房價不變、預期房價下降；是否擁有自有住房；房屋價值。

（2）正規(guī)信貸約束特征變量：對沒有申請貸款的原因指標進行分類，不需要申請貸款和曾經(jīng)有貸款現(xiàn)已還清定義為不存在信貸約束，把需要貸款但沒有申請過和申請被拒絕定義為存在信貸約束。同時，本文考慮了房屋價值與正規(guī)信貸約束的交互作用以及自有住房與正規(guī)信貸約束的交互作用，以考察正規(guī)信貸約束條件下住房對家庭創(chuàng)業(yè)的影響。

（3）家庭特征變量：家庭人口數(shù)量；家庭工資性收入及其他收入；家庭成員的平均年齡；風險態(tài)度。其中，風險態(tài)度劃分為風險偏好、風險中立、風險厭惡，以風險中立為參照組。

（4）區(qū)域特征變量：將區(qū)域劃分為東部、中部、西部，西部將作為參照組。

表2給出了主要變量的分組統(tǒng)計性描述，（1）家庭創(chuàng)業(yè)比例。城鎮(zhèn)地區(qū)的家庭創(chuàng)業(yè)比例高于農村地區(qū)，具體來講。城鎮(zhèn)地區(qū)家庭創(chuàng)業(yè)的比例為16%，農村地區(qū)蕤創(chuàng)業(yè)的比例是10%。（2）是否擁有自有住房。農村家庭的住房擁有率高于城鎮(zhèn)家庭8個百分點。可能的原因是城鎮(zhèn)房價較高，有相當一部分家庭不能負擔高額房價而選擇租房。（3）房屋價值。城鎮(zhèn)家庭的房屋價值平均為55萬元左右，約為農村地區(qū)房屋價值的4倍，城鄉(xiāng)之間存在顯著差異。（4）是否存在正規(guī)信貸約束。城市家庭面臨正規(guī)信貸約束小于農村地區(qū)6個百分點。（5）家庭特征。農村家庭人口多于城鎮(zhèn)家庭，且城鎮(zhèn)家庭平均收入為26000余元，農村家庭的平均收入為9700余元，差距較大。從家庭人口的平均年齡來看，城鎮(zhèn)家庭年輕化高于農村家庭。（6）風險態(tài)度。城鄉(xiāng)家庭均偏好風險規(guī)避。比較而言，城鎮(zhèn)地區(qū)風險厭惡的比例低于農村地區(qū)，而風險中立和風險偏好的比例高于農村地區(qū)。（7）區(qū)域分布。城市地區(qū)主要集中在東部，而農村地區(qū)主要集中在中西部。

三、實證分析與結果討論

為了更明晰的探究，本文遵循如下思路對住房及房價波動對家庭創(chuàng)業(yè)的影響進行分析：首先考察是否擁有住房對家庭創(chuàng)業(yè)的影響。對于擁有住房的家庭來講，與住房有關的變量又是如何對家庭創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生影響的。在存在正規(guī)信貸約束的情況下，住房及房價波動對家庭創(chuàng)業(yè)的影響又會怎樣？

（一）全國樣本下住房及正規(guī)信貸約束對家庭創(chuàng)業(yè)的影響

表3報告了全國樣本中住房及正規(guī)信貸約束對家庭創(chuàng)業(yè)的影響分析結果。從回歸結果中發(fā)現(xiàn)，自有住房、房屋價值是影響家庭創(chuàng)業(yè)的顯著因素。具體來講，在信貸約束存在的情況下，相對于沒有住房的家庭，自有住房使家庭創(chuàng)業(yè)的概率提高2個百分點。在1%的顯著性水平下，房屋價值每增加1萬元，會使家庭創(chuàng)業(yè)的概率增加0.3個百分點。而在存在正規(guī)信貸約束的情況下，房屋價值每增值1萬元就使家庭創(chuàng)業(yè)的概率增加1.7%，說明存在信貸約束的情況下，房產(chǎn)是家庭創(chuàng)業(yè)資金的重要來源，擁有住房及房屋價值的增值通過財富效應增加了家庭創(chuàng)業(yè)的概率。風險偏好的家庭更傾向于冒險，家庭創(chuàng)業(yè)概率提高；而風險厭惡的家庭更愿意選擇穩(wěn)定收入來源規(guī)避風險，因此家庭創(chuàng)業(yè)的概率減少。家庭平均年齡越高創(chuàng)業(yè)傾向越低，說明年輕化家庭更傾向于創(chuàng)業(yè)。

房產(chǎn)價值的提高可使家庭資產(chǎn)增值，從而用于家庭創(chuàng)業(yè)的住房抵押貸款額度提高，進而可能緩解正規(guī)信貸約束。本文接下來進一步考察住房及風險態(tài)度對正規(guī)信貸約束的影響機制。將家庭是否面臨正規(guī)信貸約束作為因變量，CHFS2011數(shù)據(jù)中包含了“家庭沒有貸款的原因”以及“沒有申請的原因”“被拒的原因”等問題，以上問題的調查問卷說明家庭面臨正規(guī)信貸約束，因此對沒有申請貸款的原因指標進行分類，“不需要”和“曾經(jīng)有貸款現(xiàn)已還清”定義為不存在信貸約束；把“需要但沒有申請過”和“申請被拒絕”定義為存在信貸約束。解釋變量的選取包括：是否擁有自有住房啞變量、房屋價值、家庭風險態(tài)度以及家庭特征及區(qū)域特征變量?；貧w結果如表4所示，以無自有住房為參照組，擁有自有住房并不是正規(guī)信貸約束的顯著影響因素。在10%的顯著性水平上，房屋價值每增加1萬元使正規(guī)信貸約束減少0.2%。房屋價值增加顯著降低正規(guī)信貸約束。筆者認為房產(chǎn)作為家庭財富的重要組成部分是衡量家庭資信能力的重要指標。風險態(tài)度也是影響正規(guī)信貸約束的顯著因素，風險偏好提高了家庭面臨正規(guī)信貸約束的概率。這說明銀行在甄別信貸客戶時，對風險偏好者持謹慎態(tài)度。從家庭特征控制變量來看，平均年齡較大的家庭，所受正規(guī)信貸約束的概率越小?？赡茉蚴悄挲g較大的家庭，其家庭成員在經(jīng)歷了青年時期的奮斗之后，積攢了一定的物質財富、經(jīng)驗和人脈，相比年輕化家庭其資信水平高，更具信貸優(yōu)勢。從區(qū)域特征變量來看，東部地區(qū)的信貸約束較少，說明社會環(huán)境、經(jīng)濟發(fā)展水平及資金扶持力度對正規(guī)信貸約束有顯著影響。

通過以上分析發(fā)現(xiàn)住房及房屋價值是通過如下機制影響家庭創(chuàng)業(yè)行為，即家庭通過住房抵押緩解正規(guī)信貸約束進而影響家庭創(chuàng)業(yè)行為，表4的實證結果證明了這一機制作用。相對于沒有住房的家庭，自有住房使家庭面臨正規(guī)信貸約束的概率減少了11.6%，房屋價值每增加1萬元使家庭面臨正規(guī)信貸約束的概率減少0.2%。因此回歸結果證明了住房及房屋價值緩解正規(guī)信貸約束進而促進創(chuàng)業(yè)這一機制作用。

表5報告了在擁有住房的情況下預期房價波動對家庭創(chuàng)業(yè)的影響。發(fā)現(xiàn)對于擁有住房的家庭，在5%的顯著性水平下，預期房價上漲使家庭創(chuàng)業(yè)的概率減少23.9%。這說明一方面家庭預期房價上升，預示著經(jīng)濟運行良好。為了追逐更大的經(jīng)濟回報率，在家庭資產(chǎn)有限的情況下，家庭可能將資產(chǎn)投放到收益率更高的經(jīng)濟活動中，產(chǎn)生對家庭創(chuàng)業(yè)的擠出效應，這與李立行和吳曉瑜（2013）的研究結果一致。另一方面，預期房價的上漲，預示著擁有住房的家庭財富水平升值，家庭可能會增加消費產(chǎn)生減少創(chuàng)業(yè)的替代效應。這一結論與黃靜和屠梅曾（2009）的研究結論一致。

（二）城鎮(zhèn)地區(qū)與農村地區(qū)住房及房價波動對家庭創(chuàng)業(yè)影響的比較

本文分別考察了城鎮(zhèn)地區(qū)及農村地區(qū)住房及房價波動對家庭創(chuàng)業(yè)的影響。報告了農村地區(qū)結果如表6所示，首先，擁有自有住房并不是家庭創(chuàng)業(yè)的顯著影響因素。但在正規(guī)信貸約束存在的情況下，相對于沒有住房的家庭，自有住房會使家庭創(chuàng)業(yè)的概率提高2.6個百分點，且這一系數(shù)通過了1%的顯著性水平。這說明擁有住房能夠促進農村家庭創(chuàng)業(yè)，自有住房不僅可以通過抵押獲得創(chuàng)業(yè)資金，同時還能為家庭創(chuàng)業(yè)提供經(jīng)營場所。其次，對于擁有自有住房的家庭，如果預期房價上漲，在10%的顯著性水平下，會使家庭創(chuàng)業(yè)的概率減少24.5%。第三，房屋價值是促進家庭創(chuàng)業(yè)的顯著因素。在存在正規(guī)信貸約束的情況下，房屋價值每增加1萬元會使家庭創(chuàng)業(yè)的概率提高2.6%。農村地區(qū)創(chuàng)業(yè)資金來源有限，在存在信貸約束的情況下，房屋價值作為家庭持有的重要資產(chǎn)組成部分，為家庭創(chuàng)業(yè)提供重要的資金來源。同時發(fā)現(xiàn)，正規(guī)信貸約束顯著抑制了農村家庭的創(chuàng)業(yè)行為。在控制變量中，農村家庭的風險態(tài)度對家庭創(chuàng)業(yè)的影響并不顯著。從家庭平均年齡來看，平均年齡越大，家庭創(chuàng)業(yè)的概率越小，但影響并不顯著。以西部地區(qū)為參照組，發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)的創(chuàng)業(yè)概率更高，并通過了1%的顯著性水平，說明了社會環(huán)境及經(jīng)濟發(fā)展狀況是影響家庭創(chuàng)業(yè)的重要因素。

表7顯示了城市地區(qū)住房及信貸約束對家庭創(chuàng)業(yè)的影響結果，發(fā)現(xiàn)擁有住房對家庭創(chuàng)業(yè)的影響并不顯著。但在信貸約束存在的情況下，擁有住房能夠顯著提高城鎮(zhèn)家庭的創(chuàng)業(yè)行為。在5%的顯著性水平下，相對于沒有住房的家庭，自有住房會使家庭創(chuàng)業(yè)的概率提高1.1個百分點。另外，房屋價值也是影響家庭創(chuàng)業(yè)的顯著因素，房屋價值每增加1萬元家庭創(chuàng)業(yè)的概率將提高0.7個百分點。并且在信貸約束存在的情況下，房產(chǎn)作為家庭的重要資產(chǎn)，其對家庭創(chuàng)業(yè)的影響更趨顯著。對于擁有住房的家庭，預期房價的上升會減少家庭創(chuàng)業(yè)的行為，但這一影響并不是顯著的。偏好風險的家庭其創(chuàng)業(yè)的概率較高，平均年齡越大的家庭，選擇創(chuàng)業(yè)的概率越小，但這些影響因素并不顯著。

從以上分析結果可以得出，住房及房價波動對家庭創(chuàng)業(yè)的影響是復雜的，是否擁有房屋、房屋價值、預期房價對家庭創(chuàng)業(yè)的影響因城鄉(xiāng)分布的不同而存在差異。一方面，在信貸約束存在的情況下，房屋價值的增值使家庭資產(chǎn)增加，進而促進家庭創(chuàng)業(yè)行為，這一機制可稱為財富效應；另一方面，家庭財富水平的增加可能刺激家庭的消費，產(chǎn)生減少創(chuàng)業(yè)的替代效應。同時，人們通過對房價預期判斷經(jīng)濟運行環(huán)境良好與否，在其他投資活動回報率大于創(chuàng)業(yè)回報率時，家庭會選擇投資其他從而減少創(chuàng)業(yè)，這一機制可稱為擠出效應。

四、結論與對策建議

本文運用CHFS2011數(shù)據(jù)分析住房及房價波動對家庭創(chuàng)業(yè)的影響。研究發(fā)現(xiàn)家庭創(chuàng)業(yè)存在正的財富效應，即擁有住房、房屋價值增值增加家庭的創(chuàng)業(yè)活動。預期房價對家庭創(chuàng)業(yè)的影響為負，且系數(shù)較大，即預期房價上漲將較大程度地減少家庭創(chuàng)業(yè)活動，可能原因是房地產(chǎn)業(yè)是當前國民經(jīng)濟的支柱產(chǎn)業(yè)，房價上漲預示宏觀經(jīng)濟運行良好。在家庭資產(chǎn)一定的情況下，如果其他經(jīng)濟活動收益率大于創(chuàng)業(yè)收益率，那么家庭會將資產(chǎn)投資到收益率更高的經(jīng)濟活動中，從而減少家庭創(chuàng)業(yè)，這一機制稱為擠出效應。另外，家庭財富水平的提高，可能刺激消費，產(chǎn)生減少創(chuàng)業(yè)的替代效應。因此，財富效應、擠出效應和替代效應相互作用共同影響了家庭創(chuàng)業(yè)行為。分析住房對正規(guī)信貸約束的影響發(fā)現(xiàn)，房屋價值增值顯著減少了正規(guī)信貸約束，但偏好風險的態(tài)度增加了正規(guī)信貸約束，分析其原因可能是銀行對信貸客戶甄別時，更青睞于資信狀況良好的客戶。

鑒于以上結論，本文提出如下政策建議：首先，國家及商業(yè)銀行應積極出臺房產(chǎn)抵押的相關鼓勵扶持政策，降低以房產(chǎn)抵押獲取家庭創(chuàng)業(yè)貸款門檻，鼓勵和促進家庭創(chuàng)業(yè)。其次，加大對青年群體的創(chuàng)業(yè)扶持力度，積極出臺相關的政策法規(guī)鼓勵高校畢業(yè)生積極創(chuàng)業(yè)，以創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)。最后，中西部地區(qū)、貧困地區(qū)及廣大農村地區(qū)由于資金缺乏和地域限制，經(jīng)濟發(fā)展程度落后于其他地區(qū)，因此，國家及銀行系統(tǒng)應該加大資金及政策的扶持力度，鼓勵有創(chuàng)業(yè)傾向的家庭積極創(chuàng)業(yè)，擺脫貧困，實現(xiàn)東中西部地區(qū)協(xié)調、穩(wěn)定、健康的可持續(xù)發(fā)展格局。

責任編輯：廖中新