張龍耀 葛雷 劉正源

摘? ?要：本文基于房價持續(xù)增長的現(xiàn)實(shí)背景，利用中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，以家庭住房數(shù)量為核心檢驗(yàn)住房投資對城鎮(zhèn)家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響及作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)，相比無房家庭，自有住房家庭的創(chuàng)業(yè)概率并未顯著提高;當(dāng)家庭有多套住房時，才能顯著提高創(chuàng)業(yè)概率。同時，對僅有一套住房的家庭，住房價值對家庭創(chuàng)業(yè)沒有顯著影響。但對有多套住房家庭而言，住房價值能顯著提高創(chuàng)業(yè)概率。本文發(fā)現(xiàn)住房投資盡管能夠通過緩解信貸約束、增加風(fēng)險偏好等機(jī)制促進(jìn)創(chuàng)業(yè)，但也會對創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生顯著的擠出效應(yīng)。只有在政府堅持住房去金融化和“房住不炒”的調(diào)控政策下，住房投資對家庭創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用才能逐步占據(jù)主導(dǎo)。

關(guān)鍵詞：住房數(shù)量;住房投資;家庭創(chuàng)業(yè);擠出效應(yīng)

中圖分類號：F830? ?文獻(xiàn)標(biāo)識碼：B? 文章編號：1674-2265（2020）05-0016-10

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2020.05.003

一、引言

Schumpeter（1934）[1]指出，企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)活動是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)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。創(chuàng)業(yè)活動的開展不僅能夠?yàn)榻?jīng)濟(jì)發(fā)展提供新的動力，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級以推動經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展（胡金焱和張博，2014）[2]，而且還是解決就業(yè)問題的重要渠道（Banerjee和Newman，1993;De Soto，2000）[3，4]。近10年來，我國城鎮(zhèn)地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動日趨活躍。根據(jù)國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)，2007年，我國私營企業(yè)有551.31萬戶，個體工商戶數(shù)為2741.53萬戶，城鎮(zhèn)私營企業(yè)和個體工商戶吸納就業(yè)7871萬人，占城鎮(zhèn)就業(yè)人員的25.43%。到2018年，私營企業(yè)戶數(shù)增加到3143.26萬戶，個體工商戶數(shù)為7328.58萬戶，城鎮(zhèn)私營企業(yè)和個體工商戶吸納就業(yè)人員達(dá)到2.44億人，占城鎮(zhèn)就業(yè)人員比例上升至56.18% 。

與此相伴的是10多年來我國房價的快速、持續(xù)上漲，這是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個特殊且重要的現(xiàn)象（周廣肅和王雅琦，2019）[5]。國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)顯示①，2006—2016 年，全國商品房名義價格年均復(fù)合增長率達(dá)到8.70%。2006—2016 年，35個大中城市商品房實(shí)際價格年均復(fù)合增長率為8.85%，一線城市商品房實(shí)際價格年均復(fù)合增長11.6%。同時，經(jīng)過近30年的住房市場化改革，我國城鄉(xiāng)居民的居住條件得到極大改善，一個顯著的特征是家庭自有住房率不斷提高，并成為我國居民最主要的資產(chǎn)。根據(jù)2016年中國家庭金融調(diào)查報告， 城鎮(zhèn)家庭住房自有率為90.3%，遠(yuǎn)高于世界平均水平63%②，其中，擁有一套住房的家庭占比71.3%，19%的家庭擁有兩套以上住房。因此，房價上漲帶來的直接影響之一便是有房家庭擁有的住房價值和財富水平大幅增加。對比2012年和2016年中國家庭金融調(diào)查報告可以發(fā)現(xiàn)，中國城鎮(zhèn)家庭住房資產(chǎn)占總資產(chǎn)比重從2011年的37%上升到2015年的73%。

理論上，由于創(chuàng)業(yè)通常存在一個最低的資本門檻，因此，家庭資源稟賦和獲得金融資源的能力是家庭創(chuàng)業(yè)選擇的重要決定因素。大量實(shí)證文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，家庭財富水平和金融資源獲得對創(chuàng)業(yè)具有顯著正向影響（Evans和Jovanovic，1989;Blanchflower和Oswald，1998;Dunn和Holtz-Eakin，2000等）[6，7，8]。本文研究的問題是，在金融市場存在固有缺陷和摩擦的情況下（Aghion和Bolton，1997）[9]，家庭財富對創(chuàng)業(yè)選擇的影響如何？由于住房資產(chǎn)是我國城鎮(zhèn)家庭資產(chǎn)的最主要構(gòu)成部分，上述問題更為直接的表述是隨著住房資產(chǎn)在房價上漲的作用下迅速增加，中國城鎮(zhèn)家庭財富增加能否對家庭創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用？

由于住房自身兼具投資品的屬性，對于該問題，學(xué)術(shù)界至今并未形成一致的結(jié)論。一部分研究認(rèn)為，住房能夠產(chǎn)生財富效應(yīng)和抵押效應(yīng)，擁有住房可以促進(jìn)家庭創(chuàng)業(yè)（Black等，1996;Harding和Rosenthal，2013;Adelino等，2015;Schmalz等，2017）[10，11，12，13]。另一些研究則認(rèn)為，擁有住房不一定能促進(jìn)家庭創(chuàng)業(yè)，只有擁有無房貸住房或通過繼承獲得住房才能促進(jìn)家庭創(chuàng)業(yè)（吳曉瑜等，2014;Bracke等，2012;Chen和Hu，2018）[14，15，16]。區(qū)別于以往研究，本文進(jìn)一步考慮近年來我國住房市場金融化的現(xiàn)實(shí)特征，將家庭住房投資因素納入分析框架中。中國住房市場金融化的現(xiàn)實(shí)依據(jù)是：一方面，從住戶層面來看，近年來，我國一些城鎮(zhèn)家庭杠桿率急速攀升，相當(dāng)大比例的居民家庭負(fù)債率達(dá)到難以持續(xù)的水平③。居民總體杠桿率從2007年的45%上升到2015年的90%（姜超等，2016）[17]，周廣肅和王雅琦（2019）[5]的研究顯示，房價每上漲1倍，家庭貸款數(shù)額將會增長288.1%，家庭杠桿率將上升39.2%。另一方面，從金融部門來看，房地產(chǎn)行業(yè)存在過度融資的特征，中國人民銀行金融機(jī)構(gòu)貸款投向數(shù)據(jù)顯示，2018年末，金融機(jī)構(gòu)人民幣各項(xiàng)貸款余額136.3萬億元，同比增長13.5%，我國房地產(chǎn)貸款余額為38.7萬億元人民幣，同比增長20%，房地產(chǎn)貸款增量占同期各項(xiàng)貸款增量的39.6% 。

因此，本文在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步考慮到家庭住房投資行為，將家庭擁有住房數(shù)量納入模型，考察在房價快速上漲的環(huán)境下，家庭住房投資對于創(chuàng)業(yè)選擇的可能影響。其背后的邏輯是，當(dāng)住房投資具有較高的回報率時，若家庭僅擁有一套住房，該住房可以歸為必需型住房需求，變現(xiàn)或抵押住房選擇創(chuàng)業(yè)存在較大的風(fēng)險;若家庭擁有多套住房，其住房可視為投資型住房需求，此時對部分住房進(jìn)行變現(xiàn)或抵押用于投資創(chuàng)業(yè)活動則不會沖擊其基本住房需要，但是此時家庭可能需要在投資住房和投資創(chuàng)業(yè)活動之間進(jìn)行權(quán)衡。因此，住房數(shù)量可能會很大程度上影響家庭的創(chuàng)業(yè)選擇，而該因素在以往的研究中被忽略了。鑒于此，本文主要研究以下問題：在我國城鎮(zhèn)房價一度快速上漲和城鎮(zhèn)家庭住房自有率高的現(xiàn)實(shí)背景下，有無住房是否會影響家庭創(chuàng)業(yè)選擇？家庭住房投資對家庭創(chuàng)業(yè)選擇存在怎樣的影響？考慮到家庭擁有住房數(shù)量，家庭住房價值對創(chuàng)業(yè)選擇的影響存在怎樣的異質(zhì)性？是促進(jìn)還是擠出？考慮到我國房地產(chǎn)金融化傾向明顯，本文的研究有助于從微觀層面揭示房地產(chǎn)發(fā)展對于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響。

二、文獻(xiàn)回顧

學(xué)術(shù)界關(guān)于住房投資對家庭創(chuàng)業(yè)選擇影響的研究很多，但是至今仍未形成一致的研究結(jié)論?？偨Y(jié)來看，目前住房資產(chǎn)影響家庭創(chuàng)業(yè)選擇主要包括以下三類觀點(diǎn)：

首先，住房資產(chǎn)的增加可以通過財富效應(yīng)促進(jìn)家庭創(chuàng)業(yè)。作為家庭資產(chǎn)重要組成部分之一的住房資產(chǎn)，最為直接的是通過財富效應(yīng)對創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生正向影響（楊其靜和王宇鋒，2010;蓋慶恩等，2013）[18，19]。同時，因?yàn)閯?chuàng)業(yè)活動有較大的不確定性，當(dāng)家庭有較高的財富水平時，可以增強(qiáng)家庭抵御創(chuàng)業(yè)風(fēng)險的能力（普蓂喆和鄭風(fēng)田，2016）[20]。此外，住房資產(chǎn)的增加還通過財富效應(yīng)增強(qiáng)居民風(fēng)險偏好（張光利，2018）[21]，增加風(fēng)險偏好會促進(jìn)居民選擇創(chuàng)業(yè)（Djankov等，2005;Hu，2014;Ahunov，2017）[22，23，24]。

其次，住房資產(chǎn)的增加能夠通過抵押效應(yīng)促進(jìn)家庭創(chuàng)業(yè)。由于金融約束被認(rèn)為是創(chuàng)業(yè)選擇的最主要障礙之一（Evans和Jovanovic，1989）[6]，來自繼承遺產(chǎn)等財富的外生沖擊被發(fā)現(xiàn)有助于通過放松金融約束，提高家庭創(chuàng)業(yè)概率（Klappe等，2006;Bianchi，2010）[25，26]。由于房價上漲帶來的家庭住房資產(chǎn)增加被一些學(xué)者視為財富的外生沖擊，Schmalz等（2017）[13]使用類似雙重差分策略，對比有房家庭和租房家庭的創(chuàng)業(yè)選擇，發(fā)現(xiàn)房價上漲帶來的房產(chǎn)抵押價值提高是促進(jìn)創(chuàng)業(yè)的重要因素，也顯著提高創(chuàng)業(yè)規(guī)模。類似的研究還有Black等（1996）[10]和Adelino等（2015）[12]，前者利用英國數(shù)據(jù)研究了抵押品價值對創(chuàng)業(yè)的影響并發(fā)現(xiàn)房屋價值每增加10%，企業(yè)登記數(shù)量增加約5%，后者發(fā)現(xiàn)房價上漲給有房家庭帶來的抵押品價值增加顯著促進(jìn)家庭自我雇傭行為，特別在創(chuàng)業(yè)資本門檻較低的行業(yè)，住房資產(chǎn)增值的抵押效應(yīng)更顯著。國內(nèi)一些學(xué)者同樣發(fā)現(xiàn)住房資產(chǎn)影響創(chuàng)業(yè)選擇的抵押效應(yīng)（蔡棟梁等，2015;李江一和李涵，2016）[27，28]。

最后，一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)家庭住房對家庭創(chuàng)業(yè)行為具有不確定性甚至負(fù)向影響。Chen和Hu（2018）[16]基于中國城鎮(zhèn)住戶調(diào)查數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，擁有住房家庭的創(chuàng)業(yè)可能性并未高于租房家庭，其中住房來源為住房私有化、購買商品房的家庭創(chuàng)業(yè)可能性顯著低于租房家庭，只有通過繼承獲得住房才能促進(jìn)家庭創(chuàng)業(yè)。吳曉瑜等（2014）[14]的研究顯示，擁有住房顯著降低了創(chuàng)業(yè)的概率，房價收入比高的地區(qū)居民創(chuàng)業(yè)的可能性較低，房價對創(chuàng)業(yè)的擠出效應(yīng)明顯，他們的解釋是制度（房產(chǎn)再抵押功能是否完善）和習(xí)俗（年輕人是否急于買房）差異，使得房產(chǎn)投資對創(chuàng)業(yè)形成替代。此外，Bracke等（2012）[15]利用英國家庭數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，擁有住房會降低創(chuàng)業(yè)可能性，主要原因是家庭負(fù)擔(dān)房貸后更愿意規(guī)避風(fēng)險，房貸比例越高，創(chuàng)業(yè)發(fā)生率越低。

綜上所述，住房資產(chǎn)對于家庭創(chuàng)業(yè)選擇可能帶來正的“財富效應(yīng)”和“抵押效應(yīng)”，同時也可能產(chǎn)生負(fù)的“替代效應(yīng)”，因此，住房資產(chǎn)對家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響具有不確定性。本文考慮到中國房地產(chǎn)金融化背景下的家庭住房投資行為，將家庭住房數(shù)量納入分析框架，重新審視住房資產(chǎn)影響家庭創(chuàng)業(yè)的潛在作用機(jī)制。當(dāng)家庭只擁有一套住房時，這一套住房往往是剛需住房，不論是變現(xiàn)還是抵押貸款來從事創(chuàng)業(yè)活動都面臨較大風(fēng)險，對于這類家庭，房價上漲帶來住房的財富效應(yīng)和抵押效應(yīng)較為微弱。此時，出于“要結(jié)婚先買房”等習(xí)俗方面的考慮，高房價會鼓勵年輕人及其父母為買房而儲蓄，從而抑制高風(fēng)險的創(chuàng)業(yè)活動，因此，對于只擁有一套住房的家庭而言，住房投資可能會對創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生較為明顯的抑制作用。當(dāng)家庭擁有多套住房時，房價上漲帶來住房資產(chǎn)增加，這類家庭風(fēng)險承受能力更強(qiáng)，即使對部分住房進(jìn)行變現(xiàn)或抵押并不影響其對住房的剛性需求，因此會帶來顯著的財富效應(yīng)和抵押效應(yīng)。但與此同時，房價持續(xù)上漲使得住房成為具有較高收益率的投資品，這增加了居民對于住房投資的偏好，進(jìn)而將大量資金投入住房資產(chǎn)，此時住房投資的擠出效應(yīng)也可能會比較強(qiáng)，因此，對于擁有多套住房的家庭而言，住房投資對創(chuàng)業(yè)選擇的正向促進(jìn)和負(fù)向擠出可能都比較強(qiáng)，總的影響則是不確定的，其凈影響則變成一個實(shí)證問題。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文研究使用的數(shù)據(jù)來源于北京大學(xué)社會科學(xué)調(diào)查中心2012、2014、2016 年開展的中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）。CFPS是一項(xiàng)全國性的跟蹤調(diào)查，旨在通過跟蹤調(diào)查個體、家庭、社區(qū)三個層次的樣本，反映中國社會、經(jīng)濟(jì)、人口、教育和健康的變遷。區(qū)別于以往研究主要使用截面數(shù)據(jù)，難以反映家庭創(chuàng)業(yè)選擇的動態(tài)變化，本文使用2010、2012、2014和2016年四期面板數(shù)據(jù)來匹配樣本的創(chuàng)業(yè)進(jìn)入情況，反映家庭創(chuàng)業(yè)選擇的動態(tài)變化④。此外，我們僅保留戶主年齡在18—65歲的家庭樣本，最終得到覆蓋25個?。ㄊ?、自治區(qū)）⑤的3587個家庭面板數(shù)據(jù)。

（二）變量選取

1. 被解釋變量。本文“家庭創(chuàng)業(yè)”的定義采取兩種方式：一是是否創(chuàng)業(yè)，即家庭在當(dāng)期是否有人從事私人或個體經(jīng)營活動，主要考察的是創(chuàng)業(yè)存量;二是創(chuàng)業(yè)進(jìn)入，主要考察新增創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)業(yè)的動態(tài)變化，即家庭在上一期沒有從事私人或個體經(jīng)營活動，但在本期從事了私人或個體經(jīng)營活動。通過 CFPS2012與CFPS2010⑥兩期數(shù)據(jù)的比較得到2012年的家庭創(chuàng)業(yè)進(jìn)入變量，比較CFPS2014與CFPS2012兩期數(shù)據(jù)得到2014年創(chuàng)業(yè)進(jìn)入變量，比較CFPS2016與CFPS2014兩期數(shù)據(jù)得到2016年創(chuàng)業(yè)進(jìn)入變量。

2. 核心解釋變量。自有住房虛擬變量，若家庭住房為家庭成員所有，則取值為1，否則為0。自有多套住房虛擬變量是指家庭自有住房數(shù)量大于等于2，則取值為1，否則為0。唯一住房虛擬變量，若家庭僅有一套住房，則取值為1，否則為0。住房凈值指家庭擁有全部房產(chǎn)價值之和減去待償還房貸。

3. 控制變量。主要包括戶主層面、家庭層面和省級層面特征變量。戶主層面的特征變量包括戶主性別、年齡、婚姻、受教育程度⑦和戶主父親受教育程度，由于CFPS調(diào)研問卷中并沒有明確的“戶主”，因此本文根據(jù)CFPS2012調(diào)研問卷中家庭重大事件決策人，CFPS2014、CFPS2016調(diào)研問卷最適合回答人來確定各期家庭“戶主”。家庭層面特征變量包括家庭規(guī)模、家中未婚男性占比、工資性收入、金融資產(chǎn)、待償銀行貸款（不包括房貸）、待償私人借款、信貸約束、風(fēng)險偏好等。省級層面特征變量選取第三產(chǎn)業(yè)占比、人均GDP、私企和個體就業(yè)人數(shù)占比和過去五年房價平均增長率。

（三）變量描述性統(tǒng)計

表1匯報的是主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果。2012年城鎮(zhèn)家庭從事創(chuàng)業(yè)活動的概率為13.2%，創(chuàng)業(yè)進(jìn)入概率為7.39%，85.1%的家庭擁有自己的住房，16.2%的家庭自有多套住房，自有住房價值平均為55.98萬元。2014年、2016年城鎮(zhèn)家庭從事創(chuàng)業(yè)活動的概率大致不變，但創(chuàng)業(yè)進(jìn)入概率較2012期有所下降。此外，表1顯示，2012—2016年間，在房價不斷上漲的作用下，我國城鎮(zhèn)家庭住房自有率、多套房擁有率和住房價值均穩(wěn)步提高。

（四）計量模型

本文擬采用的基準(zhǔn)模型為Probit模型：

其中，[Entrepreneuri，1]是當(dāng)期家庭是否創(chuàng)業(yè)虛擬變量，當(dāng)家庭i在t期從事個體創(chuàng)業(yè)活動則為1，否則為0。[Entrepreneuri，2]是本期較上期生成的創(chuàng)業(yè)進(jìn)入虛擬變量，當(dāng)家庭i在t-1期沒有創(chuàng)業(yè)，而在t期進(jìn)行創(chuàng)業(yè)，則為1，否則為0。[owneri]指家庭i在t期自有住房的虛擬變量。[Zi]包含表1中展示的控制變量，包括戶主性別、年齡、婚姻、受教育程度、戶主父親受教育程度、家庭規(guī)模、家中未婚男性占比、工資性收入、金融資產(chǎn)、待償銀行貸款（不包括房貸）、待償私人借款以及省級層面特征變量第三產(chǎn)業(yè)占比、人均GDP、私企和個體就業(yè)人數(shù)占比和省級過去五年房價平均增長率。

為進(jìn)一步考察擁有多套住房對家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響，本文設(shè)置以下模型：

其中，[twohousei]是家庭i在t期擁有多套住房虛擬變量，若擁有住房數(shù)量大于1則為1，否則為0。其余變量與式（1）保持一致。當(dāng)考察住房價值對家庭創(chuàng)業(yè)選擇的異質(zhì)性影響時，核心解釋變量更換為[housevaluei]。

然而，住房投資和家庭創(chuàng)業(yè)選擇之間可能存在遺漏變量、反向因果等內(nèi)生性問題。遺漏變量的內(nèi)生性表現(xiàn)在，家庭的資源稟賦既能決定家庭住房投資能力，也可能決定個體創(chuàng)業(yè)的概率。反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性，即創(chuàng)業(yè)家庭具有更強(qiáng)的住房投資能力。這兩種原因產(chǎn)生的內(nèi)生性可能導(dǎo)致估計結(jié)果存在偏誤。對于遺漏變量帶來的內(nèi)生性，本文將使用家庭是否有未成年男性作為家庭住房數(shù)量的工具變量。根據(jù)易成棟等（2018）[29]的研究，有未成年男性的家庭比無未成年男性的家庭更有可能有多套住房。由于子女的性別通常是隨機(jī)決定的，并且考慮到我國2016年才實(shí)施全面兩孩政策，本文使用數(shù)據(jù)截至2016年，可以很大程度上避免多胎家庭的干擾，同時使得該變量相對于家庭創(chuàng)業(yè)行為具有較強(qiáng)的外生性。使用是否有未成年子女作為自有住房的工具變量，是則取值1，否則取值0，因?yàn)橛凶优募彝ジ赡軗碛凶》?。為解決反向因果問題，生成創(chuàng)業(yè)進(jìn)入變量，即在上一期沒有創(chuàng)業(yè)活動但在當(dāng)期有創(chuàng)業(yè)活動的家庭，新創(chuàng)業(yè)家庭很難在當(dāng)年快速收回成本并獲得收益來購買住房資產(chǎn)，這樣就降低了創(chuàng)業(yè)引起當(dāng)期住房增加的可能性。同時，參考路曉蒙等（2019）[30]的研究剔除存在反向因果的樣本家庭，減弱內(nèi)生性的影響，即剔除上一期自有一套住房但在本期自有多套住房家庭的樣本，由此盡量避免因?yàn)閯?chuàng)業(yè)獲得收益導(dǎo)致當(dāng)期住房資產(chǎn)增加的可能性。

在考察住房價值對家庭創(chuàng)業(yè)選擇的異質(zhì)性影響時，借鑒吳曉瑜等（2014）[14]的做法，使用由于房價上升帶來的住房增值作為住房價值的工具變量。住房增值會提高家庭現(xiàn)有住房價值，但相對家庭創(chuàng)業(yè)是外生的，不受家庭創(chuàng)業(yè)活動的影響。由于CFPS2012年數(shù)據(jù)未統(tǒng)計現(xiàn)居住住房的購建買成本，無法計算住房增值情況，因此，在使用該工具變量時僅使用CPFS2014、2016兩期數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸。

四、實(shí)證結(jié)果

（一）住房投資對城鎮(zhèn)家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響

表2匯報了自有住房、自有多套住房虛擬變量對家庭創(chuàng)業(yè)影響的估計結(jié)果，第（1）列結(jié)果顯示，與無房家庭相比，擁有住房家庭的創(chuàng)業(yè)概率并未顯著較高，這與以往研究是一致的（Bracke等，2012;吳曉瑜等，2014;Chen和Hu，2018）[15，14，16]。根據(jù)理論分析，對于擁有多套住房的家庭而言，住房投資對創(chuàng)業(yè)選擇的正向促進(jìn)和負(fù)向擠出可能都比較強(qiáng)，其凈影響難以確定，第（2）列估計結(jié)果顯示，自有多套住房的家庭選擇創(chuàng)業(yè)概率顯著較高，意味著投資多套住房帶來的財富效應(yīng)和抵押效應(yīng)大于擠出效應(yīng)。進(jìn)一步檢驗(yàn)家庭自有住房數(shù)量對創(chuàng)業(yè)概率的影響，第（3）列估計結(jié)果顯示，家庭自有住房數(shù)量越多，家庭選擇創(chuàng)業(yè)的概率越高，進(jìn)一步佐證投資多套住房能夠帶來顯著的財富效應(yīng)和抵押效應(yīng)的結(jié)論。為克服遺漏變量和反向因果產(chǎn)生的內(nèi)生性，（4）—（6）列匯報了使用工具變量后的估計結(jié)果。第（4）列使用未成年子女作為自有住房的工具變量，自有住房沒有對創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生顯著影響。第（5）列使用男性未成年人作為自有多套住房的工具變量，弱工具變量檢驗(yàn)顯示在1%水平上拒絕弱工具變量的原假設(shè)，發(fā)現(xiàn)Wald檢驗(yàn)在1%水平上拒絕自有多套住房不存在內(nèi)生性問題的原假設(shè)。自有多套住房顯著提升了家庭創(chuàng)業(yè)的可能性。第（6）列使用男性未成年人作為自有住房數(shù)量的工具變量，弱工具變量檢驗(yàn)顯示在10%水平上拒絕弱工具變量的原假設(shè)，發(fā)現(xiàn)Wald檢驗(yàn)在1%水平上拒絕了自有多套住房不存在內(nèi)生性問題的原假設(shè)。自有住房數(shù)量顯著提升了家庭創(chuàng)業(yè)的可能性。

為了進(jìn)一步緩解反向因果問題，表3匯報了自有住房、自有多套住房對家庭創(chuàng)業(yè)進(jìn)入的影響。剔除上一期只有一套住房，但在本期擁有多套住房家庭的樣本，這樣也就盡量避免了因?yàn)樵谏弦黄趧?chuàng)業(yè)獲得收益導(dǎo)致當(dāng)期住房數(shù)量增加的可能性。（1）—（3）列未加入工具變量，估計結(jié)果與表2基本一致。（4）—（6）列報告了使用工具變量檢驗(yàn)住房投資對家庭創(chuàng)業(yè)進(jìn)入的影響。工具變量通過了弱工具變量檢驗(yàn)，Wald檢驗(yàn)在1%水平上拒絕不存在內(nèi)生性問題的原假設(shè)，發(fā)現(xiàn)自有多套住房和自有住房數(shù)量都對家庭創(chuàng)業(yè)進(jìn)入有顯著的正向影響。意味著在樣本期內(nèi)，自有多套住房的家庭新增創(chuàng)業(yè)的概率也顯著較高，進(jìn)一步驗(yàn)證了住房投資帶來的財富效應(yīng)和抵押效應(yīng)大于擠出效應(yīng)。

（二）住房價值對城鎮(zhèn)家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響

本文進(jìn)一步考慮住房價值對城鎮(zhèn)家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響及其可能存在的異質(zhì)性，這里的住房價值指自有住房凈值，估計結(jié)果如表4所示。第（1）列估計結(jié)果顯示，家庭住房資產(chǎn)凈值越高，家庭選擇創(chuàng)業(yè)的概率顯著較高，表明住房價值對創(chuàng)業(yè)選擇的顯著促進(jìn)作用，顯示出顯著的財富效應(yīng)和抵押效應(yīng)。但是，促進(jìn)作用存在一定的異質(zhì)性，第（2）列估計結(jié)果顯示，對于僅擁有一套住房的家庭而言，由于房產(chǎn)變現(xiàn)或抵押存在較大的風(fēng)險，住房價值的財富效應(yīng)和抵押貸款效應(yīng)較弱，相比之下，擁有多套住房的家庭變現(xiàn)或者抵押部分住房投資于創(chuàng)業(yè)則不會沖擊其基本住房需求，第（3）列估計結(jié)果顯示，該類家庭的住房凈值對于創(chuàng)業(yè)選擇具有顯著的促進(jìn)作用。（4）—（6）列使用住房的增值作為ln（住房凈值）的工具變量，估計結(jié)果與未加入工具變量時一致。這意味著，住房價值的促進(jìn)作用主要存在于投資多套住房的家庭。

表5匯報了自有住房凈值對樣本期內(nèi)家庭新增創(chuàng)業(yè)影響的估計結(jié)果，同樣排除上一期只有一套住房，但在本期擁有多套住房家庭的樣本。第（1）列顯示全樣本下家庭住房凈值對創(chuàng)業(yè)進(jìn)入具有正向促進(jìn)作用，我們進(jìn)一步通過分樣本回歸檢驗(yàn)異質(zhì)性，第（2）列樣本為僅擁有唯一住房家庭樣本，第（3）列樣本為擁有多套住房家庭樣本，對比估計結(jié)果發(fā)現(xiàn)，對于擁有唯一住房家庭來說，住房凈值對創(chuàng)業(yè)進(jìn)入沒有顯著影響，但對于擁有多套住房的家庭來說，住房凈值顯著促進(jìn)了家庭創(chuàng)業(yè)進(jìn)入。使用住房的增值作為ln（住房凈值）的工具變量，估計結(jié)果與未加入工具變量時一致。

（三）住房投資影響城鎮(zhèn)家庭創(chuàng)業(yè)選擇的作用機(jī)制檢驗(yàn)

上述分析結(jié)果表明，當(dāng)城鎮(zhèn)家庭僅自有住房時，其創(chuàng)業(yè)概率與無房家庭無顯著差異，家庭住房投資對創(chuàng)業(yè)選擇和創(chuàng)業(yè)進(jìn)入的影響主要存在于投資于多套住房的家庭，不同住房投資類型家庭最直觀的差異是財富水平的差異。那么，除此之外，住房投資還會通過哪些作用機(jī)制影響城鎮(zhèn)家庭的創(chuàng)業(yè)決策？本部分從信貸約束緩解效應(yīng)、風(fēng)險偏好效應(yīng)和擠出效應(yīng)三個角度分別進(jìn)行討論。

1. 信貸約束緩解效應(yīng)。缺乏啟動資金被認(rèn)為是抑制潛在創(chuàng)業(yè)者成為企業(yè)家的一個重要因素（Evans和Jovanovic，1989）[6]，即信貸約束是影響家庭創(chuàng)業(yè)選擇的重要決定因素（張龍耀和張海寧，2013）[31]。因此，如果家庭住房資產(chǎn)能有效緩解家庭面臨的信貸約束，則可能有助于家庭創(chuàng)業(yè)活動的發(fā)生。本文根據(jù)CFPS2014和CFPS2016兩期問卷中家庭“是否存在借貸被拒經(jīng)歷”來定義家庭是否面臨信貸約束，這里的信貸指銀行信貸。

表6匯報了CFPS2014和2016兩期數(shù)據(jù)的估計結(jié)果，結(jié)果表明，第（1）列中沒有發(fā)現(xiàn)自有住房對正規(guī)信貸有顯著影響，第（2）列估計結(jié)果顯示只有那些擁有多套住房的家庭，能使正規(guī)信貸約束顯著降低。這意味著，自有唯一住房家庭住房投資的抵押效應(yīng)不顯著，住房投資對緩解信貸約束的影響有限，而擁有多套住房的家庭受到信貸約束的概率顯著降低，表明住房投資具有顯著的信貸約束緩解效應(yīng)，是促進(jìn)家庭創(chuàng)業(yè)的重要機(jī)制之一。

2.風(fēng)險偏好效應(yīng)。創(chuàng)業(yè)活動具有較大的不確定性，根據(jù)2015年《福布斯》發(fā)布的數(shù)據(jù)顯示，9成創(chuàng)業(yè)企業(yè)以失敗告終，2013年原國家工商總局發(fā)布的《全國內(nèi)資企業(yè)生存時間分析報告》顯示，60%的企業(yè)會在5年內(nèi)退出，只有少部分人能創(chuàng)業(yè)成功并獲得較高的投資回報率。正是由于創(chuàng)業(yè)活動的不確定性和高風(fēng)險性，使得居民的風(fēng)險偏好對家庭創(chuàng)業(yè)選擇具有重要的影響。因此，本文利用CFPS2014數(shù)據(jù)中關(guān)于風(fēng)險偏好的問題來檢驗(yàn)家庭住房資產(chǎn)對風(fēng)險偏好的影響⑧。表7匯報了家庭住房資產(chǎn)對風(fēng)險偏好影響的估計結(jié)果。（1）和（4）列結(jié)果顯示，自有住房會增加風(fēng)險偏好。（2）、（5）列結(jié)果顯示，自有多套住房會增強(qiáng)風(fēng)險偏好。（3）、（6）列結(jié)果顯示，家庭自有住房數(shù)量越多，風(fēng)險偏好越強(qiáng)。以上結(jié)果表明，家庭住房資產(chǎn)能增強(qiáng)家庭的風(fēng)險偏好，也是促進(jìn)創(chuàng)業(yè)活動發(fā)生的重要機(jī)制，該結(jié)論與現(xiàn)有研究結(jié)論也是一致的（Djankov等，2005;Hu，2014;Ahunov，2017）[22，23，24]。

3.擠出效應(yīng)。本文理論分析部分的一個重要結(jié)論是，住房投資不僅會產(chǎn)生財富效應(yīng)和抵押效應(yīng)，還可能對創(chuàng)業(yè)活動產(chǎn)生擠出效應(yīng)。由于房價持續(xù)上漲使得住房成為具有較高收益率的投資品，這增加了居民對于住房投資的偏好并將資金用于住房投資，進(jìn)而產(chǎn)生擠出效應(yīng)。表8檢驗(yàn)房價對創(chuàng)業(yè)和住房投資的影響，其中，（1）、（2）列中使用滯后一期的房價，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，房價越高的地區(qū)，家庭創(chuàng)業(yè)選擇和創(chuàng)業(yè)進(jìn)入均顯著較低，這意味著，高房價會對家庭創(chuàng)業(yè)活動產(chǎn)生擠出效應(yīng)。（3）—（6）列將樣本分為無房及自有唯一住房家庭和自有多套住房家庭，檢驗(yàn)住房價格對創(chuàng)業(yè)活動的影響，第（3）、（4）列結(jié)果表明，高房價會顯著降低無房及自有唯一住房家庭創(chuàng)業(yè)的可能性。第（5）、（6）列結(jié)果表明，高房價對自有多套住房家庭創(chuàng)業(yè)、創(chuàng)業(yè)進(jìn)入并沒有顯著影響。以上結(jié)果表明，高房價確實(shí)會擠出家庭在創(chuàng)業(yè)活動上的投資，尤其是對無房及自有唯一住房家庭。我們還要看到自有唯一住房和無房家庭在樣本中的比例超過80%，所以高房價對創(chuàng)業(yè)活動有較大的擠出效應(yīng)。

五、結(jié)論與政策啟示

本文基于2010年以來中國城鎮(zhèn)房價持續(xù)增長和城鎮(zhèn)家庭住房自有率高的現(xiàn)實(shí)背景，利用CFPS的 25個?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）城鎮(zhèn)家庭3期面板數(shù)據(jù)，研究住房投資對城鎮(zhèn)家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響及其作用機(jī)制。研究結(jié)果表明，家庭自有住房不能促進(jìn)創(chuàng)業(yè)，只有那些投資多套住房的家庭才有更高的創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)業(yè)進(jìn)入概率，其主要原因是若家庭僅有一套住房，作為必需型住房，無論是變現(xiàn)還是抵押貸款用于創(chuàng)業(yè)都面臨較大的風(fēng)險，同時此類家庭風(fēng)險偏好水平較低，進(jìn)而削弱住房的財富效應(yīng)和抵押效應(yīng)。但是，若家庭投資于多套住房，不僅會緩解家庭信貸約束，同時由于對部分住房進(jìn)行變現(xiàn)、抵押不影響對住房的剛性需求，使得家庭風(fēng)險偏好水平較高，因此住房投資的財富效應(yīng)和抵押效應(yīng)可能更強(qiáng)。房價持續(xù)上漲使得住房成為具有較高收益率的投資品，住房投資也可能會擠出創(chuàng)業(yè)投資，實(shí)證結(jié)果顯示，對于擁有多套住房的家庭，財富效應(yīng)和抵押效應(yīng)的正向影響要大于擠出效應(yīng)。

此外，我們還發(fā)現(xiàn)自有住房價值對擁有不同數(shù)量住房的家庭創(chuàng)業(yè)選擇會產(chǎn)生異質(zhì)性影響。對于擁有唯一住房的家庭來說，住房價值對創(chuàng)業(yè)的可能性并沒有顯著影響。因?yàn)檫@類家庭更愿意選擇風(fēng)險規(guī)避，同時由于我國沒有住房再抵押政策，住房升值部分不能進(jìn)行二次抵押，難以將住房資產(chǎn)轉(zhuǎn)為流動性資產(chǎn)，因此財富效應(yīng)和抵押貸款效應(yīng)較弱。但是，對于擁有多套住房的家庭而言，對部分住房進(jìn)行變現(xiàn)或抵押用于投資創(chuàng)業(yè)則不會沖擊其基本住房需要，家庭住房價值的財富效應(yīng)與抵押貸款效應(yīng)之和要大于住房投資的擠出效應(yīng)，因此會對家庭創(chuàng)業(yè)選擇和創(chuàng)業(yè)進(jìn)入產(chǎn)生促進(jìn)作用。本文進(jìn)一步探討住房投資對家庭創(chuàng)業(yè)選擇影響作用機(jī)制，發(fā)現(xiàn)住房投資盡管能夠通過緩解金融約束、增加風(fēng)險偏好等機(jī)制促進(jìn)創(chuàng)業(yè)，但也會產(chǎn)生對創(chuàng)業(yè)的擠出效應(yīng)。我們也要看到80%的家庭沒有兩套及以上住房，所以住房投資對創(chuàng)業(yè)的正向影響也是有限的，擠出效應(yīng)在整個作用機(jī)制中占有重要地位。

本文的研究有助于從家庭住房投資的角度提出挖掘家庭創(chuàng)業(yè)潛力和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)長期增長的政策選擇。首先，政府要高度重視房價過快增長和房地產(chǎn)投資過熱對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的沖擊，堅持住房去金融化，避免住房價格過高而對創(chuàng)業(yè)活動產(chǎn)生擠出效應(yīng)。在堅持住房去金融化和“房住不炒”的調(diào)控政策下，住房投資對家庭創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用將逐步占據(jù)主導(dǎo)。其次，政府應(yīng)為創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)營造良好的社會環(huán)境，通過簡化審批程序、強(qiáng)化市場公平競爭環(huán)境激發(fā)潛在創(chuàng)業(yè)者的企業(yè)家精神。最后，應(yīng)當(dāng)通過金融創(chuàng)新增強(qiáng)我國住房資產(chǎn)的流動性，縮短住房財富變現(xiàn)周期，以此來增加住房抵押價值。本文認(rèn)為未來可借鑒一些國家的住房再抵押政策，對于負(fù)擔(dān)房貸或者住房數(shù)量較少的家庭，其住房升值部分可以進(jìn)行再抵押貸款，有助于緩解創(chuàng)業(yè)者面臨的融資困境。

①實(shí)際價格年均復(fù)合增長率為名義價格年均復(fù)合增長率扣除通貨膨脹，由作者計算。

②數(shù)據(jù)來源：世界銀行（2010）。

③中國銀保監(jiān)會主席郭樹清在2019年第十一屆陸家嘴論壇上指出，相當(dāng)大比例居民家庭負(fù)債率達(dá)到難以持續(xù)的水平，必須正視一些地方房地產(chǎn)金融化問題。

④由于2010年是CFPS數(shù)據(jù)庫基期大范圍調(diào)查，沒有前一期的數(shù)據(jù)匹配創(chuàng)業(yè)的動態(tài)進(jìn)入情況，因此本文僅使用CFPS2010年數(shù)據(jù)構(gòu)造創(chuàng)業(yè)進(jìn)入變量。

⑤2010年CFPS樣本覆蓋25個省/市/自治區(qū)，2010年該數(shù)據(jù)并沒有覆蓋全國所有省份，只有25個。后期2012、2014、2016數(shù)據(jù)中相繼加入了新疆（20）、內(nèi)蒙古（7）、寧夏（4）、西藏（2）、青海（3）、海南（7），這些省份數(shù)據(jù)量極少，括號中是以2016年數(shù)據(jù)為例的樣本數(shù)量，所以在清理中被刪去。

⑥2010年數(shù)據(jù)只用來匹配創(chuàng)業(yè)的新進(jìn)入情況，并沒有使用2010年的其他變量。

⑦受教育程度變量設(shè)置為：未上過學(xué)=1;小學(xué)=2;初中=3;中專/高中=4;大專=5;本科=6;研究生及以上=7。

⑧問卷中對于受訪者風(fēng)險偏好問題答案選項(xiàng)有四個：1表示高風(fēng)險、高收益;2表示適中風(fēng)險、穩(wěn)健收益;3表示低風(fēng)險、低收益;4表示不愿意承擔(dān)任何投資風(fēng)險。

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