晏艷陽(yáng)，鄧嘉宜，文丹艷

(1.湖南大學(xué)金融與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410006；2.湖南大學(xué)工商管理學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410082)

1 引言

創(chuàng)業(yè)活動(dòng)是衡量企業(yè)家精神的重要指針，也是推動(dòng)一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要?jiǎng)恿?。在?dāng)前全球處于新一輪工業(yè)革命的關(guān)鍵時(shí)刻，一國(guó)的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)甚至還決定著下一輪經(jīng)濟(jì)發(fā)展的領(lǐng)先——滯后關(guān)系，因此黨和政府對(duì)此高度重視，多次發(fā)出號(hào)召鼓勵(lì)創(chuàng)業(yè)，也出臺(tái)了系列財(cái)政稅收政策和貨幣金融政策對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)予以支持。國(guó)內(nèi)外學(xué)者也開(kāi)展了系列研究，從多方面探尋影響創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的因素，以期更好地創(chuàng)造創(chuàng)業(yè)環(huán)境和條件激勵(lì)創(chuàng)業(yè)。從宏觀方面看，文化、經(jīng)濟(jì)制度等因素是學(xué)者們主要關(guān)注的方面，如Hayton等[1]、Freytag和Thurik[2]以及趙向陽(yáng)等[3]從文化角度考慮了不同國(guó)家的文化對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的影響；吳曉瑜等[4]研究了中國(guó)的房?jī)r(jià)是否影響了創(chuàng)業(yè)，發(fā)現(xiàn)中國(guó)的高房?jī)r(jià)抑制了創(chuàng)業(yè)，影響了經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期增長(zhǎng)；陳剛[5]發(fā)現(xiàn)政府管制過(guò)多會(huì)提高創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的成本，影響創(chuàng)業(yè)積極性；施麗芳[6]則考慮了正式和非正式制度對(duì)創(chuàng)業(yè)者的影響，發(fā)現(xiàn)制度有助于創(chuàng)業(yè)家管理不確定性和不確定感，進(jìn)而作用于行動(dòng)。從微觀角度看，個(gè)人背景特征是影響創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的關(guān)鍵原因，如Muravyev等[7]從創(chuàng)業(yè)者的性別和金融約束角度研究對(duì)創(chuàng)業(yè)行為的影響，發(fā)現(xiàn)女性創(chuàng)業(yè)者更難獲得金融貸款，創(chuàng)業(yè)的難度更大；周廣肅等[8]研究了信任對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)決策行為的影響，發(fā)現(xiàn)在調(diào)查問(wèn)卷中選擇“大多數(shù)人是可以信任的”家庭從事個(gè)體經(jīng)營(yíng)或者開(kāi)辦私營(yíng)企業(yè)的概率更高。另外，還有兩位學(xué)者專門(mén)針對(duì)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的問(wèn)題進(jìn)行了研究：陳波[9]從農(nóng)民工個(gè)人的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度角度探討了農(nóng)民工回鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)決策，發(fā)現(xiàn)越是偏好冒險(xiǎn)的人，回鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)的可能越??；郭云南等[10]則從宗族網(wǎng)絡(luò)和融資便利方面研究對(duì)農(nóng)民自主創(chuàng)業(yè)的影響，發(fā)現(xiàn)宗族網(wǎng)絡(luò)的強(qiáng)度有助于提高家庭的民間融資，從而有助于創(chuàng)業(yè)。

與已有研究不同，本文從同群效應(yīng)角度研究對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的影響。該視角的意義在于，如果創(chuàng)業(yè)活動(dòng)中存在同群效應(yīng)，那么，在既定的政策環(huán)境下，甚至在既定的決策者個(gè)體特性條件下，仍然存在提升創(chuàng)業(yè)活動(dòng)水平的舉措和空間，采取相應(yīng)行動(dòng)能達(dá)到推動(dòng)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的良好效果。

同群效應(yīng)是近年來(lái)引起學(xué)者們濃厚興趣的話題，針對(duì)個(gè)體同群效應(yīng)的研究以包括股市參與[11-12]、博彩參與[13]以及風(fēng)險(xiǎn)厭惡和信任[14]等。同時(shí)，同群效應(yīng)的程度在不同人群中也有區(qū)別，研究發(fā)現(xiàn)，由于較強(qiáng)的文化緊嚴(yán)程度和集體主義，中國(guó)居民更容易受到其他人的觀點(diǎn)或行為的影響[15,16]，因此表現(xiàn)出更強(qiáng)的同群效應(yīng)。從作者所收集到的文獻(xiàn)來(lái)看，至今沒(méi)有發(fā)現(xiàn)同群效應(yīng)影響創(chuàng)業(yè)行動(dòng)的研究。本文認(rèn)為，創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的同群效應(yīng)產(chǎn)生的原因一方面是源于模仿所造成的從眾行為，另一方面源于技術(shù)溢出效應(yīng)，二者共同作用，從而使得創(chuàng)業(yè)活動(dòng)中呈現(xiàn)出明顯的同群效應(yīng)。鑒于此，本文通過(guò)社會(huì)互動(dòng)模型推導(dǎo)得出研究假設(shè)，并基于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)截面數(shù)據(jù)驗(yàn)證得到相關(guān)結(jié)論。

2 模型構(gòu)建與假設(shè)提出

2.1 影響機(jī)理分析

本文的分析認(rèn)為，同群效應(yīng)對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的影響機(jī)理主要源于如下兩個(gè)方面：

一是同群個(gè)體在交往過(guò)程中受到創(chuàng)業(yè)者冒險(xiǎn)拼搏精神的影響，從而自身也產(chǎn)生了創(chuàng)業(yè)的想法。從社會(huì)心理學(xué)中的群體影響的角度來(lái)看，群體間的互動(dòng)關(guān)系會(huì)造成群體之間具有類(lèi)似的態(tài)度和思想。有證據(jù)表明，個(gè)人的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度就容易受到群體影響。Ahern等[14]采用美國(guó)MBA學(xué)生數(shù)據(jù)樣本的研究證明同群效應(yīng)會(huì)對(duì)個(gè)人的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度產(chǎn)生顯著正向的影響，而B(niǎo)alsa等[17]利用高中學(xué)生為樣本同樣發(fā)現(xiàn)了類(lèi)似的結(jié)論。敢于冒險(xiǎn)，不畏失敗正是的創(chuàng)業(yè)者所需具備的基本素質(zhì)，因此，由風(fēng)險(xiǎn)偏好的從眾心理而產(chǎn)生創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的從眾心理，從而付諸創(chuàng)業(yè)行為，而從眾的特性在中國(guó)人群中表現(xiàn)又尤為突出[15, 16]。

二是在與創(chuàng)業(yè)者交往的過(guò)程中通過(guò)社會(huì)學(xué)習(xí)得到創(chuàng)業(yè)相關(guān)的技術(shù)或者經(jīng)驗(yàn)。社會(huì)學(xué)習(xí)理論為居民與群體之間創(chuàng)業(yè)行為的同步性現(xiàn)象提供了一種新的解釋。這一理論認(rèn)為，個(gè)人與群體創(chuàng)業(yè)行為的同步性并非完全非理性的羊群行為，而很大部分是由于社會(huì)學(xué)習(xí)所致的結(jié)果：個(gè)人通過(guò)社會(huì)學(xué)習(xí)來(lái)優(yōu)化決策，即通過(guò)群體中其他人的行為來(lái)更新信念、改進(jìn)決策[18,19,20]。在與創(chuàng)業(yè)者交往的過(guò)程中，居民可以獲得與創(chuàng)業(yè)相關(guān)的技術(shù)、經(jīng)驗(yàn)以及各種人脈，通過(guò)這種知識(shí)和經(jīng)驗(yàn)的溢出降低了居民選擇創(chuàng)業(yè)的預(yù)期成本。因此，在居民選擇創(chuàng)業(yè)和為他人工作的決策時(shí)如果選擇創(chuàng)業(yè)的預(yù)期收益高于為他人工作的工資收益，居民就會(huì)選擇創(chuàng)業(yè)。而這一過(guò)程又會(huì)進(jìn)一步通過(guò)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的產(chǎn)生傳導(dǎo)，因此群體選擇創(chuàng)業(yè)的居民將逐漸增多，從而造成居民與群體創(chuàng)業(yè)行為的同步性。

2.2 模型構(gòu)建

(1)

(2)

其中，(ai+εi)yi表示具有正向效用的部分，ai>0表示家庭戶主i的個(gè)人特征和與相關(guān)的社區(qū)特征，個(gè)人特征如性別，民族，年齡，教育程度等，而社區(qū)鄰里特征則如社區(qū)鄰居的平均性別，民族，年齡，教育程度情況等(即，外生效應(yīng))，可用(3)式表示：

(3)

定理1社區(qū)家庭的效用函數(shù)如文中(2)式所示。假設(shè)所有家庭具有同質(zhì)性，即si=(ai+εi)，且有si=s>0，則家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)存在唯一的純策略納什均衡解：

(4)

證明：將效應(yīng)函數(shù)(2)式進(jìn)行整理得到：

(5)

將s=(ai+εi)帶入(5)式可得到

(6)

(7)

(8)

因此，

(9)

利用Ballester等[21]中的定理1可知，

(10)

定理2假設(shè)所有家庭是異質(zhì)性的，即si=(ai+εi)，且si>0對(duì)所有的i不完全相等，則家庭存在唯一的純策略納什均衡，且家庭i的創(chuàng)業(yè)投入為：

(11)

(12)

同樣利用Ballester等[21]的定理1，令αi=si，β=1+d，γ=0，λ=c+d。主要區(qū)別在于家庭由于αi而具有異質(zhì)性。由于γ=0，因此納什均衡解的存在性和唯一性條件β>λμ(G)同樣得以滿足[22]，從而可以得到家庭i的納什均衡創(chuàng)業(yè)策略(11)式，由對(duì)家庭i效用函數(shù)進(jìn)行一階求導(dǎo)后得到。證畢。

2.3 模型分析與研究假設(shè)

研究假設(shè)1：創(chuàng)業(yè)活動(dòng)受到同群效應(yīng)的顯著正向影響。

研究假設(shè)2：在對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的影響上，同群效應(yīng)與其他信息渠道之間具有一定的替代關(guān)系。

3 實(shí)證研究設(shè)計(jì)

3.1 同群效應(yīng)的識(shí)別策略

同群有效應(yīng)作為一種特殊的個(gè)人與群體之間的關(guān)系指針，其準(zhǔn)確識(shí)別尤為重要。容易與之混淆的其它關(guān)系主要有外生效應(yīng)、關(guān)聯(lián)效應(yīng)、反射生問(wèn)題，而同群效應(yīng)則屬于內(nèi)生性影響[23]。當(dāng)個(gè)體受到群體其他外部特征(比如鄰居平均教育水平、平均收入等)影響時(shí)，可能產(chǎn)生外生效應(yīng)，也稱情景影響。當(dāng)個(gè)體根據(jù)自己的偏好選擇與某些類(lèi)似特征的群體居住在同一地區(qū)時(shí)所導(dǎo)致的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的共同變動(dòng)(自我選擇問(wèn)題，例如愛(ài)好創(chuàng)業(yè)的家庭可能傾向選擇居住在相同的社區(qū))，或者由于受到某種共同因素的影響所造成的該地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)共同變動(dòng)(混淆問(wèn)題，比如地方政府的稅收、補(bǔ)貼政策等)則屬于關(guān)聯(lián)效應(yīng)。另外，還應(yīng)避免反射性問(wèn)題，或稱聯(lián)立性問(wèn)題，該問(wèn)題指居民在受到群體影響的同時(shí)，居民本身的行為也會(huì)對(duì)這個(gè)群體產(chǎn)生影響，自變量和因變量之間就存在一個(gè)互為因果的關(guān)系，具體到本文的研究中，即不能簡(jiǎn)單地認(rèn)為是群體的行為和態(tài)度決定了居民的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。

正因?yàn)槿绱?，同群效?yīng)的識(shí)別方法是實(shí)證研究中應(yīng)該首先解決的問(wèn)題。參考Manski[23]的方法，結(jié)合本文研究特點(diǎn)，控制其它影響，識(shí)別同群效應(yīng)的方法具體如表1所示。除了變量處理外，在模型估計(jì)問(wèn)題上，當(dāng)只能獲得靜態(tài)截面數(shù)據(jù)時(shí)，采用工具變量的兩階段最小二乘法和IVProbit估計(jì)則成為解決同群效應(yīng)識(shí)別困難的一種有效手段[24]。這一方法能夠在一定程度上緩解度量誤差問(wèn)題、反射性問(wèn)題以及遺漏變量等問(wèn)題，其基本思想是利用工具變量的外生性來(lái)促進(jìn)同群效應(yīng)的識(shí)別[25,26]。由于中國(guó)特殊的戶口制度在一定程度上限制了人口的自由流動(dòng)，自我選擇問(wèn)題對(duì)同群效應(yīng)估計(jì)產(chǎn)生的影響較小[24]，因此本文的主要問(wèn)題在于解決外生效應(yīng)、關(guān)聯(lián)效應(yīng)中的混淆問(wèn)題以及反射性問(wèn)題。表1中所描述的同群效應(yīng)識(shí)別問(wèn)題將在文中剩余部分展開(kāi)詳細(xì)闡述。

表1 同群效應(yīng)的識(shí)別策略

3.2 研究樣本與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用了來(lái)自北京大學(xué)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心在2014年實(shí)施的“中國(guó)家庭追蹤調(diào)查”(CFPS)項(xiàng)目數(shù)據(jù)。該項(xiàng)目采用追蹤調(diào)查方法，于2010年開(kāi)展正式的調(diào)查訪問(wèn)，并將界定的基線家庭成員及其子女作為調(diào)查的基因成員。這些基因成員將成為CFPS調(diào)查的持續(xù)追蹤的對(duì)象。項(xiàng)目主要調(diào)查內(nèi)容除了家庭基本情況以及本文所要研究的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)以外，還包括家庭成員的教育經(jīng)歷、職業(yè)經(jīng)歷、身心健康、家庭婚姻生活以及社會(huì)養(yǎng)老保障等，具有較強(qiáng)的代表性。

3.3 變量定義及實(shí)證檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/h3>

為驗(yàn)證模型假設(shè)的結(jié)果，類(lèi)似Li等[25]和Nie等[26]等關(guān)于同群效應(yīng)的研究，本文以(13)式的Probit回歸作為基準(zhǔn)模型考察同群效應(yīng)是否會(huì)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)造成顯著的影響。被解釋變量為家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的虛擬變量，用Entrepreneur表示，是基于CFPS家庭問(wèn)卷中問(wèn)題M1進(jìn)行構(gòu)造：過(guò)去12個(gè)月，您家是否有家庭成員從事個(gè)體經(jīng)營(yíng)或開(kāi)辦私營(yíng)企業(yè)？如果回答“是”，則變量取值為1，如果回答為“否”則取值為0。

(13)

(14)

回歸方程(13)式中系數(shù)β1的大小及顯著程度是本文關(guān)注的重點(diǎn)。本文還控制了其他可能影響家庭創(chuàng)業(yè)的因素，包括家庭戶主的個(gè)人背景特征因素、群體特征因素和社區(qū)特征因素。符號(hào)X為一系列與個(gè)人背景特征相關(guān)的控制變量，具體包括戶主的年齡、性別(虛擬變量，1=男性，0=女性)、收入水平(單位：萬(wàn)元)、教育水平(1=文盲/半文盲，2=小學(xué)，3=初中，4=高中，5=大專，6=大學(xué)本科，7=碩士，8=博士)、兄弟姐妹的個(gè)數(shù)、民族情況(虛擬變量，1=漢族，0=少數(shù)民族)、鍛煉身體的頻率(0-50次)、本地的社會(huì)地位(1=很低，2=較低，3=中等，4=較高，5=很高)、對(duì)未來(lái)的信心程度(1=很沒(méi)信心，2=沒(méi)信心，3=有較低信心，4=較高信心，5=很高信心)以及入黨情況(虛擬變量，1=黨員，0=非黨員)。為控制外生效應(yīng)，本文控制了一系列群體特征變量，計(jì)算方法為上述所有除個(gè)人i之外，社區(qū)c的變量的平均值(例如，教育程度的外生效應(yīng)變量為除戶主i外，社區(qū)c中其他成員的平均教育程度)，該系列變量用符號(hào)Y表示。為控制混淆問(wèn)題，本文還控制了用符號(hào)Z表示的社區(qū)特征變量，即社區(qū)位置是否在城市(虛擬變量，1=城市，0=鄉(xiāng)村)以及省份虛擬變量(Province dummy)。此外，為避免同社區(qū)不同家庭的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)可能存在相關(guān)性，本文還對(duì)回歸方程中的標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行了社區(qū)層面的cluster處理。

圖1 CFPS2014調(diào)查樣本省份的創(chuàng)業(yè)情況統(tǒng)計(jì)

4 回歸結(jié)果及分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)

表2為相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)，顯示了變量的名稱、樣本數(shù)、均值、標(biāo)準(zhǔn)差、最小值、中位數(shù)以及最大值等信息。從表2中可以發(fā)現(xiàn)，在剔除缺失值之后，本文研究樣本總數(shù)為9806戶家庭。家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)指標(biāo)的均值(中位數(shù))為0.085(0.000)，標(biāo)準(zhǔn)差為0.279，說(shuō)明家庭之間創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的差別較大。這與吳曉瑜等[4]以及周廣肅等[8]的調(diào)查結(jié)果基本一致，認(rèn)為目前中國(guó)家庭創(chuàng)業(yè)的比例約為7.4%～13.1%。為了從比較的角度認(rèn)識(shí)中國(guó)目前的家庭創(chuàng)業(yè)水平，我們根據(jù)CFPS所調(diào)查樣本中各省份家庭在過(guò)去一年中創(chuàng)業(yè)情況構(gòu)造了圖1。在2013-2014年期間，中國(guó)家庭創(chuàng)業(yè)活躍度排名前三的省市依次是浙江省(17.0%)、北京市(16.9%)和天津市(16.7%)，基本符合目前中國(guó)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的現(xiàn)實(shí)情況。表2的其他指標(biāo)中顯示，樣本平均年齡約為52歲，男性占樣本總數(shù)的比例約為52.4%，漢族占據(jù)了總樣本較大的比重(92.6%)，總樣本中城市居民占45.2%。其他變量的基本統(tǒng)計(jì)量不再一一贅述。

表2 主要變量的基本統(tǒng)計(jì)量

4.2 回歸檢驗(yàn)結(jié)果

為驗(yàn)證創(chuàng)業(yè)活動(dòng)是否能夠受到同群效應(yīng)的顯著影響，本文對(duì)方程(13)式進(jìn)行Probit回歸后的估計(jì)結(jié)果如表3第一列所示。表中顯示的為變量的平均邊際效應(yīng)(mean marginal effect)及其相應(yīng)的z值。為節(jié)約篇幅，其他控制變量的回歸估計(jì)系數(shù)未在表中呈現(xiàn)。Probit回歸模型結(jié)果顯示，同群效應(yīng)前的估計(jì)系數(shù)(z值)為0.281(z=9.32)，估計(jì)系數(shù)為正，并且具有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性，證實(shí)了群體平均創(chuàng)業(yè)情況與家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的正向相關(guān)關(guān)系：社區(qū)群體平均創(chuàng)業(yè)活動(dòng)每增加1個(gè)百分點(diǎn)，家庭選擇創(chuàng)業(yè)的概率上升約為0.281個(gè)百分點(diǎn)。

Probit回歸無(wú)法有效解決同群效應(yīng)識(shí)別中的關(guān)聯(lián)效應(yīng)和反射性問(wèn)題。因此，類(lèi)似于Li等[25]的解決方案，本文進(jìn)一步采用工具變量估計(jì)同群效應(yīng)，選取社區(qū)中進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查時(shí)的過(guò)去一年內(nèi)家庭支付的醫(yī)療支出占總收入比例的平均值(相應(yīng)家庭不在計(jì)算范圍之內(nèi))作為同群效應(yīng)的工具變量。由于大額的醫(yī)療支出則具有較大的突發(fā)性[27]，因此，家庭因不可預(yù)料的疾病而造成的醫(yī)療費(fèi)用會(huì)顯著影響其創(chuàng)業(yè)計(jì)劃。同理，群體醫(yī)療支出的平均值則會(huì)對(duì)群體平均創(chuàng)業(yè)活動(dòng)造成顯著負(fù)面影響，同時(shí)，由于變量并未將相應(yīng)家庭納入計(jì)算范圍之內(nèi)，這一變量不太可能不通過(guò)同群效應(yīng)而對(duì)家庭的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)造成直接影響。因此，研究中構(gòu)造的變量基本滿足工具變量所要求的條件?；谶@一原理，本文采用工具變量的2SLS以及IVProbit估計(jì)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的同群效應(yīng)。從表3第二列可以發(fā)現(xiàn)，2SLS結(jié)果中弱工具變量的F檢驗(yàn)分別為27.69，大于經(jīng)驗(yàn)值10，說(shuō)明了本文所采用的工具變量具有較強(qiáng)的有效性，而同群效應(yīng)前的估計(jì)系數(shù)(z值)為1.024(z=4.39)，估計(jì)系數(shù)為正，并且具有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性。第三列IVProbit的估計(jì)結(jié)果同樣得到了類(lèi)似結(jié)論。

表3 同群效應(yīng)與創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的回歸結(jié)果

注：(1)表中報(bào)告的是回歸結(jié)果的估計(jì)系數(shù)以及括號(hào)內(nèi)中的對(duì)社區(qū)進(jìn)行cluster調(diào)整后的z統(tǒng)計(jì)值；

(2)***，**，*分別表示在1%，5%和10%水平上顯著。

未報(bào)告的控制變量的回歸結(jié)果中，戶主年齡在回歸方程中顯著為負(fù)，說(shuō)明年齡越大，居民創(chuàng)業(yè)的可能性就越小；性別變量前的系數(shù)顯著為正，因?yàn)榕酝患彝ナ聞?wù)占去相當(dāng)多的精力，因此男性比女性具有更大的創(chuàng)業(yè)概率；收入水平變量前的系數(shù)顯著為正，這是由于收入越高的居民，其相對(duì)易損性越低(潛在損失除以潛在受損者所擁有的資源)，因此具有更高的創(chuàng)業(yè)概率；教育水平越高的家庭，創(chuàng)業(yè)的概率越大，因?yàn)槿肆Y本的積累有利于個(gè)人創(chuàng)業(yè)活動(dòng)；兄弟姐妹的個(gè)數(shù)越多的家庭，創(chuàng)業(yè)的概率越大，產(chǎn)生這一現(xiàn)象的原因在于一方面規(guī)模越大的家庭本身出現(xiàn)創(chuàng)業(yè)者的概率會(huì)越大，另一方面可能是由于規(guī)模較大的家庭更容易得到具有血親關(guān)系的成員支持，從而具有更高的創(chuàng)業(yè)概率；本地社會(huì)地位變量前的系數(shù)顯著為正，因?yàn)樯鐣?huì)地位越高的家庭具有更廣泛的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，更容易得到資金、技術(shù)以及管理方面的支持，因此創(chuàng)業(yè)的概率就會(huì)更高；信心程度變量前的系數(shù)顯著為正，因?yàn)樽孕诺木用袢菀赘吖绖?chuàng)業(yè)所帶來(lái)的收益，而低估創(chuàng)業(yè)失敗而導(dǎo)致的損失，因此信心越高的居民，選擇創(chuàng)業(yè)的概率就會(huì)越大；與居住于農(nóng)村的家庭相比，城市家庭的創(chuàng)業(yè)概率更高，這是因?yàn)閷?duì)城市居民而言，由于全球化的沖擊以及由此帶來(lái)的觀念的改變，提高了城市居民創(chuàng)業(yè)的期望。此外，外生變量則對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的影響較小。綜上所述，表3的結(jié)果證實(shí)了本文所提出的假設(shè)1，即創(chuàng)業(yè)活動(dòng)受到同群效應(yīng)的顯著正向影響。

4.3 模擬抽樣檢驗(yàn)

本文在回歸方程中加入了一系列可能影響家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的控制變量，然而，不排除仍然有某些不可見(jiàn)或者是未控制的因素(比如地方政府的稅收、補(bǔ)貼政策等)會(huì)同時(shí)影響居民行為，造成創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的共同變動(dòng)，影響本文得到的結(jié)論，而模擬抽樣檢驗(yàn)則可以解決這一問(wèn)題，過(guò)程如下：隨機(jī)抽取與家庭居住于同一城市但是不同社區(qū)的其他家庭，組成一系列虛擬社區(qū)。將這些虛擬社區(qū)按照之前的研究設(shè)計(jì)構(gòu)造“同群效應(yīng)”以及其他變量并重新進(jìn)行之前的回歸。如果其他未控制的不可見(jiàn)因素未對(duì)同群效應(yīng)的估計(jì)造成干擾，那么這些模擬抽樣構(gòu)造的虛擬社區(qū)中的“鄰居”就不會(huì)對(duì)家庭的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)造成任何影響，理論上無(wú)法再觀察到之前的結(jié)論。表4中模擬抽樣檢驗(yàn)的回歸結(jié)果顯示，三種不同的回歸模型中“同群效應(yīng)”變量前的系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上均不顯著，說(shuō)明不可見(jiàn)因素基本上沒(méi)有對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)造成任何影響，進(jìn)一步驗(yàn)證了研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

表4 模擬抽樣檢驗(yàn)的回歸結(jié)果

注：(1)表中報(bào)告的是回歸結(jié)果的估計(jì)系數(shù)以及括號(hào)內(nèi)中的對(duì)社區(qū)進(jìn)行cluster調(diào)整后的z統(tǒng)計(jì)值；

(2)***，**，*分別表示在1%，5%和10%水平上顯著。

4.4 同群效應(yīng)與其他信息渠道的關(guān)系檢驗(yàn)

進(jìn)一步，本文檢驗(yàn)其他信息渠道與同群效應(yīng)的替代關(guān)系。當(dāng)前，大家所共同偏好的媒體包括電視、互聯(lián)網(wǎng)、報(bào)紙期刊雜志、廣播、手機(jī)短信，在CFPS2014的調(diào)查中，所設(shè)計(jì)的問(wèn)題是居民根據(jù)自己的實(shí)際情況分別判斷“電視”、“互聯(lián)網(wǎng)”、“報(bào)紙期刊雜志”、“廣播”、“手機(jī)短信”以及“他人轉(zhuǎn)告”對(duì)居民的重要性程度。由于“他人轉(zhuǎn)告”即為同群效應(yīng)的體現(xiàn)，因此除“他人轉(zhuǎn)告”之外，本文基于CFPS2014成人問(wèn)卷中的問(wèn)題U8構(gòu)造了相應(yīng)的五個(gè)變量(1=非常不重要，2=不太重要，3=一般重要，4=較為重要，5=非常重要)。

圖2 居民對(duì)各類(lèi)信息渠道依賴性情況分布

圖2是居民根據(jù)實(shí)際情況對(duì)自身獲取信息的各種渠道重要性的平均值分布結(jié)果。圖中顯示居民對(duì)各類(lèi)信息渠道依賴程度排名從大到小依次為電視、他人轉(zhuǎn)告、手機(jī)短信、互聯(lián)網(wǎng)、報(bào)紙或期刊雜志和廣播。最重要的獲取信息的渠道是傳統(tǒng)電視，但他人轉(zhuǎn)告僅次于電視，說(shuō)明居民的信息渠道很大程度上來(lái)源于居民之間的社會(huì)互動(dòng)行為。

在原檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭屑尤肷鲜鲂畔⑶雷兞?，并考慮這些變量與同群效應(yīng)的交乘項(xiàng)，采用工具變量的2SLS回歸方程的估計(jì)，結(jié)果如表5所示?；貧w結(jié)果表明，加入其他信息渠道的變量后，原同群效應(yīng)依然對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)產(chǎn)生了顯著正向影響。但值得注意的是，其他信息渠道同樣顯著有利于家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的提高，且五個(gè)回歸方程中交乘項(xiàng)前的估計(jì)系數(shù)均至少在5%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，表明家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的同群效應(yīng)會(huì)隨著居民對(duì)其他信息渠道的獲取程度的增加而減弱，說(shuō)明在對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的影響上，其他的信息獲取渠道與社會(huì)互動(dòng)之間具有一定的替代作用。

5 結(jié)語(yǔ)

本文通過(guò)理論模型分析并采用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)中的相關(guān)樣本和數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)了創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的同群效應(yīng)，得出如下結(jié)論：(1)傳統(tǒng)意義上的鄰里之間，其創(chuàng)業(yè)活動(dòng)存在同群效應(yīng)，群體成員參與創(chuàng)業(yè)活動(dòng)提高了家庭參與創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的期望：社區(qū)群體平均創(chuàng)業(yè)活動(dòng)每增加1個(gè)百分點(diǎn)，家庭選擇創(chuàng)業(yè)的概率大約上升0.281個(gè)百分點(diǎn)；(2)電視、互聯(lián)網(wǎng)等其他的信息獲取渠道會(huì)降低同群效應(yīng)對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的影響程度，這種“另類(lèi)鄰里”對(duì)傳統(tǒng)“物理鄰里”的同群效應(yīng)有一定替代作用。這些結(jié)論為創(chuàng)業(yè)活動(dòng)影響因素相關(guān)方面的研究提供了一個(gè)新的視角。

表5 其他信息渠道檢驗(yàn)的回歸結(jié)果

注：(1)表中報(bào)告的是回歸結(jié)果的估計(jì)系數(shù)以及括號(hào)內(nèi)中的對(duì)社區(qū)進(jìn)行cluster調(diào)整后的z統(tǒng)計(jì)值；

(2)***，**，*分別表示在1%，5%和10%水平上顯著。

本文結(jié)論的啟示是：雖然有如國(guó)內(nèi)外經(jīng)驗(yàn)所顯示的那樣，通過(guò)工商登記、產(chǎn)權(quán)保護(hù)、稅收監(jiān)督和信貸等方面的工作改善能夠促進(jìn)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，但是鄰里之間的互動(dòng)模仿也是激勵(lì)個(gè)體創(chuàng)業(yè)的有效因素，因此應(yīng)該引起高度重視。創(chuàng)業(yè)活動(dòng)被看做一種個(gè)體自由理性選擇的經(jīng)濟(jì)行為，外界干預(yù)看似不合理或者不起作用，但本文所提供的證據(jù)卻表明，創(chuàng)業(yè)者之間的交流互動(dòng)、“大眾創(chuàng)業(yè)、萬(wàn)眾創(chuàng)新”的倡導(dǎo)、創(chuàng)業(yè)典型的宣傳與表彰等都能顯著提升個(gè)體的創(chuàng)業(yè)熱情。因此，加強(qiáng)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的社區(qū)宣傳、同時(shí)抓好電視、廣播等媒體的創(chuàng)業(yè)宣傳，對(duì)調(diào)動(dòng)民眾的創(chuàng)業(yè)熱情、推進(jìn)我國(guó)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)蓬勃發(fā)展有不可替代的作用。

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