本文摘要：近年來，隨著國家大力推行大眾創業、萬眾創新的惠民利民政策，大眾創業已經成為中國各階層居民實現自我夢想和向上社會流動的重要途徑。黨的十九大報告強調要激發和保護企業家精神，鼓勵更多社會主體投身創新創業，十九屆四中全會提出建立促進創業帶動就業、多渠道靈活
近年來，隨著國家大力推行“大眾創業、萬眾創新”的惠民利民政策，大眾創業已經成為中國各階層居民實現自我夢想和向上社會流動的重要途徑。黨的十九大報告強調“要激發和保護企業家精神，鼓勵更多社會主體投身創新創業”，十九屆四中全會提出“建立促進創業帶動就業、多渠道靈活就業機制”，都體現了國家對于推動大眾創業的重視。
人們的創業選擇會受到個體自身特征、家庭特征和外在的經濟社會環境等諸多因素的影響，其中家庭的財富稟賦以及作為經濟環境的貧富差距都對創業選擇有重要影響。隨著全球貧富差距日益加劇，國外已有文獻基于跨國視角討論了貧富差距對地區創業活力和居民創業選擇的影響(如Lecuna，2014;Xavier-Oliveira等，2015;Gutiérrez-Romero等，2017)[1～3]，也有基于美國(Frid等，2016)[4]、印度(Sarkar等，2018)[5]等國的國別研究。在中國，貧富差距及其對社會流動性的影響一直是社會關注的熱點，學界也有廣泛討論(周興等，2010;李實等，2019)[6～7]，但是與創業相關的研究僅限于收入不平等或收入差距對人們創業選擇影響的分析(范兆斌等，2013;孫早等，2019;尹志超等，2020)[8～10]。
范兆斌等(2013)[8]借鑒Galor(2011)的理論框架，論證了不同經濟發展水平下收入不平等對創業活動的差異化影響，并利用宏觀層面的數據分析發現收入不平等對中國地區創業活力具有負面影響。尹志超等(2020)[10]則關注中國農村居民群體內部的差距，利用2012—2016年CFPS數據研究發現，農村收入差距越大，農戶選擇創業的概 率就會越低，而流動性約束是其中重要的影響機制。
孫早等(2019)[9]從收入不平等的分解視角出發分析發現，機會不平等顯著降低了企業家精神，努力不平等則對企業家精神具有積極促進作用，收入不平等與企業家精神呈現倒U型關系。從現有的國內外相關文獻看，較多文獻基于融資約束視角進行分析，而對其他影響渠道的分析略顯不足。此外，在貧富差距的指標測度上，多數文獻以收入的差距來測度貧富差距，而較少運用家庭財富的差距進行測度。顯然作為存量的財富要比作為流量的收入對居民創業的影響更大。為此，本文將基于2013—2017年中國家庭金融調查數據，從家庭財富的差距視角系統分析貧富差距對居民創業的影響及其作用機制。
理論假說改革開放以來，伴隨著中國經濟蓬勃發展，人們的生活水平總體上蒸蒸日上，但是家庭間收入和財富差距不斷拉大的事實得到了諸多證據支持(李實等，2005;楊耀武等，2015;楊燦明等，2019)[11～13]。貧富差距反映了一個地區內不同家庭(個體)間的社會分化和資源獲取能力的差異程度，對居民創業會產生重要影響。
首先，貧富差距會通過社會信任渠道，對居民創業產生負面影響。已有大量文獻表明貧富差距會對人們的社會信任水平產生顯著負面影響。Alesina等(2002)[14]利用美國綜合社會調查(GSS)數據庫中1970、1980和1990年的家庭數據分析發現，基尼系數每增加一個標準差將導致人們的信任水平下降2.5個百分點。Cozzolino(2011)[15]通過對美國中西部一所大學里的94名學生進行調查試驗發現，獲得資源過少或過多的人表現出更低的信任水平和合作意愿。這表明人們之間的交往程度和合作意愿是社會財富分布平等程度的函數。
申廣軍等(2016)[16]基于CFPS數據和2005年人口抽樣調查數據研究表明，收入不平等會通過社會分化機制顯著地降低城鄉居民的社會信任水平。機制分析表明貧富差距會導致社會分化，并且發現社會地位處于兩端的群體的社會信任水平顯著更低，這說明貧富差距會通過社會分化渠道對中國居民的社會信任構成負面影響。齊秀琳等(2017)[17]基于2013年CGSS數據分析發現，基于收入差距的身份異質性對社會信任具有顯著負面影響。作為社會資本的重要組成部分，社會信任對個體創業選擇和企業持續經營具有重要影響(周廣肅等，2015)[18]，因此貧富差距會通過社會信任渠道對居民創業產生負面影響。
其次，貧富差距會通過社會網絡渠道對居民創業產生負面影響。人們總是更傾向于與自己社會階層和地位相近的人或組織團體頻繁交往，表現出“相似性原則”的社會關系(Bottero，2007)[19]。當發現與他人差距擴大到一定程度時，人們便容易脫離彼此之間的聯系。不斷擴大的貧富差距會導致社會階層分化，甚至社會撕裂。各階層間的生活方式和價值觀念差距不斷擴大，進而導致各階層間很少有共同點，這將會減緩各社會階層、各群體之間的來往頻率，造成人們的社會網絡變窄，信息溝通減緩和商業機會獲取能力減弱，來自親朋好友的經濟支持也會減少，進而抑制個體的創業選擇。
在傳統的“鄉土社會”里(費孝通，1985)[20]，建立在血緣關系之上的親戚、宗族網絡以及地緣關系之上的鄰里熟人關系有利于構建更加親密的關系網絡，可以為居民創業提供強有力的物質和精神支持。隨著中國工業化和城市化水平不斷提高，人口持續流動，特別是農村人口大規模持續流向城市，人們面對的更多的是“陌生人社會”。國家統計局公布的數據顯示，以常住人口城鎮化率指標看，中國由改革開放初期的25.32%，上升到2019年的60.60%。在這種更加傾向于陌生人關系的社會結構中，持續擴大的貧富差距會導致更加嚴重的社會分化問題，更加不利于人們建立信任和拓展自身的社會網絡，因而對創業者從外界獲取的商業信息和資金支持具有負面影響。
最后，貧富差距會通過影響外部融資環境，對居民創業產生負面影響。一方面，貧富差距導致的社會階層分化，容易引發社會不公和各種違法犯罪活動(胡聯合等，2005)[21]，正規金融機構基于信貸資金安全考慮，在授信方面會更加嚴格和謹慎，這對于低財富階層、低教育水平和流動人口等社會相對弱勢階層將造成不利影響。另一方面，較大的貧富差距意味著個體之間在資源獲取能力上存在更大的差距，由于銀行等傳統金融機構往往需要抵押品或較高的信用水平，較大的貧富差距下，將有更多的低財富階層難以達到正規金融機構的信貸要求，進而無法獲得足夠的創業資金。
與此同時，較大的貧富差距也會削弱人們的社會信任和社會網絡，進而對人們從非正規金融渠道獲取資金構成障礙。由于社會信任和社會網絡對人們從非正規渠道獲取創業經營所需資金具有重要影響(馬光榮等，2011;周廣肅等，2015)[22][18]，因此，持續擴大的貧富差距惡化了人們從非正規金融渠道獲得資金支持。雖然中國信貸市場日臻完善，但是企業“融資難、融資貴”問題仍然存在(呂勁松，2015)[23]，中低財富階層仍然受制于融資約束困擾。
由于創業進入存在資金門檻，并且能否獲得持續的外部資金支持是創業活動持續經營的關鍵(Frid等，2016)[4]，因此，較大的貧富差距會惡化中國居民的外部融資環境，進而對居民的創業活動構成不利影響。從社會群體的異質性而言，較大的貧富差距會加劇社會階層分化，對本來處于相對弱勢的低財富階層、低學歷人群以及農村居民等群體的不利影響會更加顯著。
基于上述理論分析和中國實際情況，本文提出如下假說:假說1:貧富差距對中國居民創業選擇構成負面影響，特別是對中低財富階層、農村人口和低學歷等社會相對弱勢群體造成的負面沖擊更加顯著。假說2:貧富差距會通過抑制人們的社會信任、社會網絡和外部融資環境等渠道，對中國居民創業選擇產生負面影響。為了驗證上述假說，本文將基于中國微觀家庭調查數據展開相關的實證檢驗。
研究設計
(一)數據說明
本文所使用的微觀調查數據來源于由西南財經大學中國家庭金融調查與研究中心發布的《中國家庭金融調查數據庫》(CHFS)。截止目前，已完成了2011、2013、2015、2017年四期的全國調查，為盡可能地保留樣本量和反映當前貧富差距對中國的居民創業選擇的影響，本文主要采用2017年的調查數據。需要說明的是，為盡量避免反向因果和穩健性檢驗需要，本文也用到了2013和2015年的調查數據。CHFS2017年調查樣本涵蓋中國29個省份，超過4萬多戶家庭，12.7萬多人，數據具有廣泛的代表性。本文所使用的省級層面的控制變量來自于王小魯等編寫的《中國分省市場化指數報告2018》和中國國家統計局相關年份的《中國統計年鑒》。
(二)變量說明及描述性統計
1.解釋變量
為了避免內生性和反向因果問題，本文所使用的貧富差距變量主要基于調查年份滯后一期的樣本，采用基尼系數和廣義熵指數方法測度某一地區內家庭之間的貧富差距。需要說明的是，由于家庭凈財富有可能為負，參考陳彥斌等(2009)[24]和Chen、Tsaur、Rhai(1982)[25]的修正方法，采用調整后的基尼系數。由于在樣本中存在家庭凈財富為負的情況，僅廣義熵指數GE(2)能夠進行測度，所以本部分實證分析中的廣義熵指數主要采用GE(2)。為避免極端值影響，對家庭人均凈財富數值進行上下1%縮尾處理。
2.被解釋變量
在實證分析中，由于創業可以看做是個體的職業選擇，因此一些文獻立足于個體層面，把從事創業活動的個體定義為創業者(Xavier-Oliveira等，2015)[2]，即個體創業;另一方面，由于財富很難在家庭成員內部劃分，因而創業也可以看作是家庭的行為，因此另有一些文獻聚焦于家庭層面，認為只要家庭內有成員從事創業活動即為創業家庭(尹志超等，2015)[26]。
為使后續實證分析結論更加穩健，本文實證部分綜合采用上述兩個層面的創業定義，并把上述兩個層面的創業(個體創業和家庭創業)統稱為居民創業。具體而言，借鑒張開迪等(2018)[27]的做法，把工作性質是“經營個體或私營企業、自主創業、開網店”的受訪者定義為個體創業，同時由于處于初創期的創業者往往以自由職業的身份出現，較多文獻把自由職業看作是自我雇傭，因此，本文也把自由職業者納入個體創業范圍。參考尹志超等(2015)[26]的做法，根據問卷“您家是否從事工商業生產經營項目”來識別創業家庭，即家庭創業。
3.控制變量為盡可能減少因遺漏變量導致的有偏估計問題，參考已有相關文獻做法，分別在個人、家庭和省級三個層面設置控制變量。
具體而言，在個人層面，本文分別控制了年齡、性別(男性為1，女性為0)、戶籍(農村戶籍為1，其他為0)、風險偏好(在投資決策問答中，若受訪者選擇略高風險略高回報的項目或更高風險的項目，本文把其定義為風險偏好者，設置為1，其他樣本則設置為0)、受教育水平(參考尹志超等(2015)[26]的做法，根據受教育層次折成受教育年限)等。
家庭層面，本文控制了家庭規模、是否持有房產和社會網絡(參考胡金焱等(2014)[28]的做法，根據家庭對非家庭成員的節假日、紅白喜事支出總額加1取對數進行測度①)。省級層面，本文控制了人均GDP(取對數)、地區市場化水平、財政支出占GDP比重、進出口總額占GDP比重、固定資產投資總額(取對數)。
(三)實證方法
由于個體(或家庭)創業選擇是二值虛擬變量，本文主要采用Probit模型來估計貧富差距對中國居民創業選擇的影響。實證檢驗的思路如下:首先，利用滯后一期的基尼系數對中國個體創業選擇和家庭創業選擇分別進行回歸估計，得到本文基準回歸結果;然后通過采用工具變量法估計、更換貧富差距度量指標、把市級貧富差距指標改為更低級別的縣級貧富差距指標、重點考察新創業者、構造面板數據等一系列方法，考察基準回歸結果的穩健性。
(一)基準回歸結果
根據上述研究設計。其中模型(1)和(3)為未控制相關變量的回歸，模型(2)和(4)是控制了所有變量后的回歸結果，表中所有回歸系數均為邊際效應。從實證結果看，不管是從個體創業的角度還是家庭創業的角度，相關估計結果均顯示貧富差距對居民創業選擇具有負面影響，并且在1%的水平上顯著。另外，貧富差距的邊際效應也具有顯著的經濟意義。
從個體創業角度看，模型2顯示，市級基尼系數每提高0.1個單位，個體創業概率下降0.92%。這大概是個體創業比例的11.4%;類似地，從家庭創業的角度看，模型4顯示，市級基尼系數每提高0.1個單位，家庭創業概率下降達到了1.43%。該數值是家庭創業比例的10%。上述實證結果支持了理論假說1。即中國地區間的貧富差距對居民創業選擇具有負面影響。為了進一步印證該結果的可靠性，本文隨后將進行相關的穩健性檢驗。
(二)內生性處理:工具變量法
由于CHFS數據庫出于保護受訪者隱私未公開市級層面代碼對應的城市，上述基準回歸并沒有控制市級層面因素，因而有可能導致遺漏變量問題。再者貧富差距水平也會受一個地區創業率高低的影響，盡管在回歸中已采用滯后一期的基尼系數來避免可能存在的反向因果問題，但是仍然無法避免潛在的內生性問題。
因此本文接下來嘗試尋找工具變量的辦法進行克服。借鑒尹志超等(2020)[10]的相關方法，本文采用樣本中滯后一期市級層面兒童占該市人口比重和老年人口占該市人口比重作為滯后一期貧富差距的工具變量①。隊列模型(Cohort-Size)假說表明，理論上兒童和老人占人口比例往往與地區內收入差距呈現負相關關系。此外，滯后一期的市級層面的人口結構對單個家庭的當前創業相對而言是外生的。
因此，采用上述兩個變量作為工具變量具有一定的理論可信度。運用IVProbit模型，采用兩步法進行估計，報告了相關回歸結果，其中，第(1)、(2)列是從個人層面考察，而第(3)、(4)列則是從家庭層面考察。從第(1)、(3)列的估計結果看，不管是個人層面還是家庭層面，貧富差距對居民創業都構成了顯著的負面影響。從工具變量的有效性來看，第(2)、(4)列的估計結果工具變量均顯著為正。
另外，第(3)列家庭創業的Wald內生性檢驗(P值)表明在5%的水平下顯著，因此基尼系數可以被看做是內生的。過度識別檢驗的P值則表明工具變量不存在過度識別問題，即認為工具變量都是外生的。個體創業的相關檢驗也基本一致。因此在考慮了內生性問題后，基本結論仍然一致。
(三)其他穩健性檢驗
為避免可能存在的度量誤差和遺漏變量問題，進一步驗證基準結論的可靠性，本文接下來分別采取替換貧富差距指標、降低地區級別、僅考慮新增創業和構造面板數據等方法展開進一步討論。
1.替換貧富差距指標首先，為避免基尼系數對高財富人群過度敏感可能存在的度量誤差問題，本文采用滯后一期的市級廣義熵指數GE(2)替代市級基尼系數，模型(1)和模型(4)分別是相應的個體創業和家庭創業的回歸結果。
結果表明，以廣義熵指數度量的貧富差距對居民創業選擇產生顯著的負面影響，這表明基準結論穩健。其次，市級層面可能范圍過大，貧富差距對人們的社會網絡和融資影響可能并不能體現，因而可能存在度量誤差，因此，本文嘗試從縣級層面的貧富差距做進一步分析。由于2017年之前的調查數據并未提供縣級代碼，因此本文接下來基于2017年縣級層面數據重新計算縣級基尼系數和廣義熵指數GE(2)，模型(2)和(5)基于縣級基尼系數，模型(3)和(6)基于廣義熵指數GE(2)。從估計結果看，縣級貧富差距對個體創業和家庭創業均產生負面影響，進一步印證了結論的穩健性。
本文著重考察了貧富差距對中國居民創業選擇的影響，并基于理論分析和國情提出了相關假說。基于相關年份的中國家庭金融調查數據，研究結果表明:
(1)地區的貧富差距對中國居民創業選擇產生了顯著負面影響。從個體創業角度看，市級基尼系數每提高0.1個百分點，個體創業概率下降0.92%。這大概是個體創業比例的11.4%;類似地，從家庭創業的角度看，市級基尼系數每提高0.1個百分點，家庭創業概率下降達到了1.43%。該數值是家庭創業比例的10%。為了檢驗基準結論的穩健性，本文運用工具變量法、替換相關貧富差距指標和創業度量指標、構建面板數據模型等進行穩健性檢驗，實證結果均表明貧富差距對居民創業確實產生了顯著負面影響。(2)從影響機制看，實證檢驗了貧富差距會通過社會信任渠道、社會網絡渠道和外部融資環境渠道等對中國家庭創業產生負面影響。
(3)異質性分析表明，相對于生存型創業而言，貧富差距對機會型創業影響更大;財富水平越低的家庭越容易遭受貧富差距帶來的負面影響;農村家庭要比城市家庭更易受到地區貧富差距的負面影響;相對于高教育水平戶主而言，貧富差距會對較低教育水平戶主產生更加顯著的負面影響。本文的研究具有較強的政策含義。首先，要改善外在的貧富差距狀況，特別是改善中國中低財富階層、農村人口和低學歷等社會相對弱勢群體的創業稟賦，增強該群體進行創業活動的經濟實力。具體而言，一是可以通過健全再分配調節機制，強化稅制改革和對弱勢群體的補貼力度，縮小社會貧富差距。
二是可以通過扶持和培育社會公益組織和互助團體，進一步發揮社會公益事業對縮小貧富差距和維護社會穩定和諧的積極作用。三是要不斷優化中國教育、就業、醫療、養老、住房保障等領域的公共服務體系，解除社會相對弱勢群體創業的后顧之憂。四是要完善相關創業技能培訓體系，通過提供職業培訓和相關教育資源，為社會相對弱勢群體特別是低教育水平人群提供人力資本提升與積累的途徑，提升社會相對弱勢群體的創業技能。
其次，要重視因外在的貧富差距導致的社會分化問題。本文的研究表明外在的貧富差距會加劇社會分化，進而降低社會信任水平，抑制社會網絡和惡化外部融資環境，這對中國居民的創業選擇會產生負面影響。由于機會型創業更加依賴良好的社會信任水平、廣泛的社交網絡和充裕的外部資金支持，因而社會分化對機會型創業的影響更加明顯。為降低中國的社會分化水平，促進大眾創業，關鍵要促進中國社會融合發展，特別是要促進城鄉融合發展和流動人口市民化。要著力減少流動人口融入當地的制度障礙，進一步實現公共服務均等化，緩解社會分化對居民創業產生的負面影響。
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