□ 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(cái)經(jīng)大學(xué) 中國西部經(jīng)濟(jì)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(gè)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(jì)資源[2]、家庭結(jié)構(gòu)[3]、個(gè)人生活觀念[4]探討各類居住方式的影響因素及形成機(jī)制;二是研究不同的居住方式對(duì)家庭成員個(gè)體產(chǎn)生的影響。主要研究不同居住方式對(duì)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(duì)年輕子女收入水平[8]、勞動(dòng)參與率[9]等方面的影響。但目前關(guān)于居住方式對(duì)居住者狀況及行為的影響研究,欠缺對(duì)青年群體的關(guān)注,而系統(tǒng)解釋居住方式對(duì)青年個(gè)體創(chuàng)業(yè)行為影響的研究則更是亟待加強(qiáng)?；诖?本文運(yùn)用社會(huì)互動(dòng)理論,探討“獨(dú)立性居住”和“大家庭居住”兩種居住方式對(duì)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(shí)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(duì)應(yīng)形成“獨(dú)立性居住”和“大家庭居住”兩種居住方式?！蔼?dú)立性居住”主要指以夫妻為核心的姻緣性居住、以朋友或租客為主的合作性居住及以個(gè)人為中心的獨(dú)居。而“大家庭居住”則主要指?jìng)€(gè)體或夫妻與父母、岳父母等長(zhǎng)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(huì)互動(dòng)理論,探討其對(duì)青年創(chuàng)業(yè)意愿的影響及作用機(jī)制。

社會(huì)互動(dòng)中的個(gè)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(dòng)進(jìn)行互動(dòng);一個(gè)行為主體所選擇的行動(dòng)會(huì)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(dòng)決策。不同的居住方式代表著與青年個(gè)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(huì)與青年個(gè)體形成緊密的社會(huì)互動(dòng),其思想觀念、個(gè)人行為通過對(duì)青年個(gè)體的風(fēng)險(xiǎn)偏好、預(yù)算約束和壓力預(yù)期產(chǎn)生影響,進(jìn)而導(dǎo)致青年個(gè)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(xiǎn)偏好。當(dāng)青年個(gè)體與父母同住時(shí),舊有就業(yè)觀和擇業(yè)觀會(huì)頻繁而深刻地影響青年個(gè)體,使青年個(gè)體的風(fēng)險(xiǎn)偏好下降,而風(fēng)險(xiǎn)中性或風(fēng)險(xiǎn)厭惡的人則往往不愿意創(chuàng)業(yè)[11]。因此,風(fēng)險(xiǎn)偏好的下降會(huì)引致青年個(gè)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(zhǎng)輩同住,青年個(gè)體消費(fèi)的物品類型和數(shù)量總在他長(zhǎng)輩的監(jiān)視之下[12],其支出行為就很容易受到來自父母長(zhǎng)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(dú)立性居住會(huì)讓青年個(gè)體在空間上與父母等長(zhǎng)輩保持適度距離,父母等長(zhǎng)輩難以用自身的傳統(tǒng)財(cái)富觀和消費(fèi)觀去過度影響和約束青年的支出預(yù)算,青年個(gè)體的支出自由度會(huì)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(zhǎng)輩同住時(shí),青年個(gè)體將都會(huì)直接或間接地投入更多的時(shí)間及精力來給予長(zhǎng)輩親屬照料支持和精神支持,其自身就業(yè)及勞動(dòng)收入會(huì)受到這種居住方式所帶來的“懲罰作用”[13],即勞動(dòng)參與率、工作時(shí)間及勞動(dòng)收入的降低。另外,與父母同住雖具有一定資源共享優(yōu)勢(shì),但其代價(jià)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(jià)可從多方面消耗青年個(gè)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(gè)指標(biāo)產(chǎn)生的社會(huì)互動(dòng)最終作用于青年個(gè)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(huì)互動(dòng)及青年創(chuàng)業(yè)意愿

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

從性別差異來看,男性青年作為社會(huì)期許的家庭收入主力,父母對(duì)兒子反哺家庭的責(zé)任要求會(huì)顯著高于女兒[15]。這些觀念逐漸內(nèi)化為男性青年對(duì)自身的身份認(rèn)同并影響其心理行為[16]。當(dāng)與父母等長(zhǎng)輩同住時(shí),男性青年對(duì)父母及長(zhǎng)輩會(huì)產(chǎn)生更多的照料任務(wù)和經(jīng)濟(jì)反哺,加劇男性青年的壓力預(yù)期;反之,男性青年的各項(xiàng)壓力會(huì)有較大縮減。這使得男性青年對(duì)不同的居住方式有著更敏感的反應(yīng),其創(chuàng)業(yè)意愿會(huì)因此有較大差異。而根據(jù)當(dāng)前社會(huì)對(duì)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(huì)面臨壓力性家庭責(zé)任。因此,女性青年對(duì)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(duì)較小。由此提出假設(shè)2:

大家庭居住方式對(duì)男性青年創(chuàng)業(yè)意愿的負(fù)向影響大于女性青年,而獨(dú)立性居住方式對(duì)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(huì)中,個(gè)體行為決策更受“家文化”的影響,有更強(qiáng)的大家庭居住觀念[17]。同時(shí)由于家庭性農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)的存在,使得多數(shù)農(nóng)村青年即使分戶分居,也依然會(huì)頻繁回父母長(zhǎng)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(dòng)時(shí)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(dú)立性居住,但實(shí)際上卻依然屬于大家庭居住,父母及長(zhǎng)輩對(duì)農(nóng)村青年的思想意識(shí)和行為選擇的影響程度總體較大。在此情況下,居住方式對(duì)農(nóng)村青年個(gè)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(dú)立性居住方式對(duì)農(nóng)村青年創(chuàng)業(yè)意愿的提升較小,而主要對(duì)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(jì)與模型構(gòu)建

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自西南財(cái)經(jīng)大學(xué)“大城市流動(dòng)人口住房獲得與社會(huì)融合”課題組于2018年進(jìn)行的“城鄉(xiāng)常住居民居住狀況與社會(huì)融合”調(diào)查,涵蓋北京、廣州、上海、鄭州、武漢、成都、西安7個(gè)城市及其所轄農(nóng)村地區(qū),調(diào)查對(duì)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(huì)保障等內(nèi)容,共獲得有效問卷204 8份,為避免獨(dú)立性居住并非青年自主選擇,名義上獨(dú)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(jì)

1.因變量定義

本文使用創(chuàng)業(yè)意愿作為因變量,針對(duì)實(shí)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(duì)“未來打算開展個(gè)體戶、企業(yè)、網(wǎng)店等經(jīng)營項(xiàng)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(gè)體與父母、岳父母等長(zhǎng)輩同住,則歸為“大家庭居住”并取值為0;反之則歸為“獨(dú)立性居住”并取值為1,衡量不同居住方式對(duì)青年創(chuàng)業(yè)意愿的影響。另外,本文為進(jìn)一步具有保守就業(yè)觀的父母可能會(huì)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(xiàng),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(jí)別,作為判別父母保守觀是否更重的變量。青年個(gè)體的風(fēng)險(xiǎn)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(huì)學(xué)特征、人力資本狀況、經(jīng)濟(jì)條件3類變量作為青年個(gè)體的控制變量,其中,人口社會(huì)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(jì)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(jì)

(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(xiàng),驗(yàn)證不同家庭居住方式對(duì)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(duì)青年個(gè)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(jìn)行估計(jì),Y為青年個(gè)體創(chuàng)業(yè)意愿,P為青年個(gè)體愿意創(chuàng)業(yè)的概率,當(dāng)P=0時(shí),青年個(gè)體不打算創(chuàng)業(yè),當(dāng)P=1時(shí),青年個(gè)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(dú)立性居住方式,X為控制變量,β0為截距項(xiàng),β1、βj為待估參數(shù),ε為隨機(jī)干擾項(xiàng)。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(jí)別、父母住房產(chǎn)權(quán)4個(gè)虛擬變量。

三、實(shí)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(duì)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(duì)青年創(chuàng)業(yè)意愿產(chǎn)生影響,計(jì)算得到邊際值為1.201,即處于獨(dú)立性居住的青年個(gè)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(dú)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(duì)的抑制作用。進(jìn)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(xiàng)在10%的水平上負(fù)向顯著,計(jì)算得到邊際值為0.924,即當(dāng)青年個(gè)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(shí),青年個(gè)體的創(chuàng)業(yè)意愿會(huì)進(jìn)一步降低7.6%;回歸(4)中,居住方式與父母職務(wù)級(jí)別交互項(xiàng)在5%的水平上負(fù)向顯著,計(jì)算得到的邊際值為0.942,表明父母擔(dān)任領(lǐng)導(dǎo)干部會(huì)使大家庭居住方式下的青年創(chuàng)業(yè)意愿概率進(jìn)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(xiàng)在5%的水平上負(fù)向顯著,計(jì)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(shí),青年創(chuàng)業(yè)意愿概率進(jìn)一步降低1.7%;回歸(3)中,居住方式與父母政治身份交互項(xiàng)對(duì)青年個(gè)體創(chuàng)業(yè)意愿影響不顯著,這可能是因?yàn)閱问屈h員身份并不能為父母帶來實(shí)質(zhì)性的福利提升,父母保守的就業(yè)觀并沒有加強(qiáng)傳導(dǎo)至青年個(gè)體。

表3 居住方式對(duì)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(duì)樣本進(jìn)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(duì)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(jì)算得到男性樣本邊際值為1.257,即當(dāng)男性青年處于獨(dú)立性居住時(shí),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(dú)立性居住時(shí),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(duì)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(duì)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(jì)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(dú)立性居住方式時(shí),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(dú)立性居住方式時(shí),其創(chuàng)業(yè)意愿較大家庭居住方式僅提高7.3%。由此證實(shí),居住方式的轉(zhuǎn)變對(duì)農(nóng)村青年創(chuàng)業(yè)意愿的影響便似乎并沒有對(duì)城鎮(zhèn)青年那樣顯著。

(三)基于中介效應(yīng)的影響機(jī)制檢驗(yàn)

上一節(jié)的實(shí)證研究驗(yàn)證了居住方式對(duì)青年個(gè)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(jī)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(xiǎn)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(gè)體的創(chuàng)業(yè)意愿。那么驗(yàn)證這一中介影響機(jī)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(gè)因素間接促進(jìn)了青年創(chuàng)業(yè)意愿,本文采用中介效應(yīng)檢驗(yàn)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(duì)中間傳導(dǎo)機(jī)制的影響效應(yīng),其中的因變量TRAN為中間傳導(dǎo)機(jī)制,包括風(fēng)險(xiǎn)偏好、支出自由度、壓力預(yù)期,其中風(fēng)險(xiǎn)偏好考察個(gè)體在風(fēng)險(xiǎn)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(xiǎn)到愿意承受高風(fēng)險(xiǎn);支出自由度為個(gè)人對(duì)支出決策受同住者影響的主觀評(píng)價(jià),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(jì)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(duì)風(fēng)險(xiǎn)偏好、支出自由度、壓力預(yù)期使用有序Logistic模型進(jìn)行估計(jì),α0為截距項(xiàng),α1、αj為待估參數(shù),ε2為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

式(4)中γ2為中間傳導(dǎo)機(jī)制對(duì)青年個(gè)體創(chuàng)業(yè)意愿的直接效應(yīng),將式(2)帶入式(3)可以進(jìn)一步得到中間傳導(dǎo)機(jī)制的中介效應(yīng)γ2α1,即居住方式通過中間傳導(dǎo)機(jī)制對(duì)青年個(gè)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(xiǎn)偏好為中介變量的模型中,居住方式對(duì)風(fēng)險(xiǎn)偏好的影響正向顯著,獨(dú)立性居住下的青年有更高的風(fēng)險(xiǎn)偏好,風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿影響顯著,高風(fēng)險(xiǎn)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(duì)支出自由度影響正向顯著,表明獨(dú)立性居住下的青年有更高的支出自由度,支出自由度對(duì)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(qiáng),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(duì)壓力預(yù)期影響顯著,處于獨(dú)立性居住方式的青年有更低的壓力預(yù)期,壓力預(yù)期對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿影響負(fù)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(jìn)行的“城鄉(xiāng)常住居民居住狀況與社會(huì)融合”調(diào)查數(shù)據(jù),采用二元Logistics,分析了居住方式對(duì)青年創(chuàng)業(yè)意愿的影響,并進(jìn)一步基于中介效應(yīng)模型對(duì)其機(jī)制進(jìn)行初步探討。結(jié)果表明:第一,大家庭居住方式會(huì)顯著抑制青年個(gè)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(shí),青年個(gè)體的創(chuàng)業(yè)意愿會(huì)更低。在考慮了潛在的內(nèi)生性問題之后這個(gè)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(duì)女性青年的影響較小。同時(shí),居住方式對(duì)城鎮(zhèn)青年創(chuàng)業(yè)意愿有著較大影響,對(duì)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(duì)青年個(gè)體的風(fēng)險(xiǎn)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(dú)立性居住方式對(duì)前兩者起到正向影響,對(duì)壓力預(yù)期起負(fù)向影響,最終提升青年創(chuàng)業(yè)意愿。居住方式會(huì)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(gè)新的政策視角,相關(guān)部門在制定涉及創(chuàng)業(yè)政策時(shí),應(yīng)充分考慮居住方式的作用。□