本文摘要：近年來(lái)，隨著國(guó)家大力推行大眾創(chuàng)業(yè)、萬(wàn)眾創(chuàng)新的惠民利民政策，大眾創(chuàng)業(yè)已經(jīng)成為中國(guó)各階層居民實(shí)現(xiàn)自我夢(mèng)想和向上社會(huì)流動(dòng)的重要途徑。黨的十九大報(bào)告強(qiáng)調(diào)要激發(fā)和保護(hù)企業(yè)家精神，鼓勵(lì)更多社會(huì)主體投身創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)，十九屆四中全會(huì)提出建立促進(jìn)創(chuàng)業(yè)帶動(dòng)就業(yè)、多渠道靈活
近年來(lái)，隨著國(guó)家大力推行“大眾創(chuàng)業(yè)、萬(wàn)眾創(chuàng)新”的惠民利民政策，大眾創(chuàng)業(yè)已經(jīng)成為中國(guó)各階層居民實(shí)現(xiàn)自我夢(mèng)想和向上社會(huì)流動(dòng)的重要途徑。黨的十九大報(bào)告強(qiáng)調(diào)“要激發(fā)和保護(hù)企業(yè)家精神，鼓勵(lì)更多社會(huì)主體投身創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)”，十九屆四中全會(huì)提出“建立促進(jìn)創(chuàng)業(yè)帶動(dòng)就業(yè)、多渠道靈活就業(yè)機(jī)制”，都體現(xiàn)了國(guó)家對(duì)于推動(dòng)大眾創(chuàng)業(yè)的重視。
人們的創(chuàng)業(yè)選擇會(huì)受到個(gè)體自身特征、家庭特征和外在的經(jīng)濟(jì)社會(huì)環(huán)境等諸多因素的影響，其中家庭的財(cái)富稟賦以及作為經(jīng)濟(jì)環(huán)境的貧富差距都對(duì)創(chuàng)業(yè)選擇有重要影響。隨著全球貧富差距日益加劇，國(guó)外已有文獻(xiàn)基于跨國(guó)視角討論了貧富差距對(duì)地區(qū)創(chuàng)業(yè)活力和居民創(chuàng)業(yè)選擇的影響(如Lecuna，2014;Xavier-Oliveira等，2015;Gutiérrez-Romero等，2017)[1～3]，也有基于美國(guó)(Frid等，2016)[4]、印度(Sarkar等，2018)[5]等國(guó)的國(guó)別研究。在中國(guó)，貧富差距及其對(duì)社會(huì)流動(dòng)性的影響一直是社會(huì)關(guān)注的熱點(diǎn)，學(xué)界也有廣泛討論(周興等，2010;李實(shí)等，2019)[6～7]，但是與創(chuàng)業(yè)相關(guān)的研究?jī)H限于收入不平等或收入差距對(duì)人們創(chuàng)業(yè)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(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下收入不平等對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的差異化影響，并利用宏觀層面的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)收入不平等對(duì)中國(guó)地區(qū)創(chuàng)業(yè)活力具有負(fù)面影響。尹志超等(2020)[10]則關(guān)注中國(guó)農(nóng)村居民群體內(nèi)部的差距，利用2012—2016年CFPS數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村收入差距越大，農(nóng)戶選擇創(chuàng)業(yè)的概 率就會(huì)越低，而流動(dòng)性約束是其中重要的影響機(jī)制。
孫早等(2019)[9]從收入不平等的分解視角出發(fā)分析發(fā)現(xiàn)，機(jī)會(huì)不平等顯著降低了企業(yè)家精神，努力不平等則對(duì)企業(yè)家精神具有積極促進(jìn)作用，收入不平等與企業(yè)家精神呈現(xiàn)倒U型關(guān)系。從現(xiàn)有的國(guó)內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)看，較多文獻(xiàn)基于融資約束視角進(jìn)行分析，而對(duì)其他影響渠道的分析略顯不足。此外，在貧富差距的指標(biāo)測(cè)度上，多數(shù)文獻(xiàn)以收入的差距來(lái)測(cè)度貧富差距，而較少運(yùn)用家庭財(cái)富的差距進(jìn)行測(cè)度。顯然作為存量的財(cái)富要比作為流量的收入對(duì)居民創(chuàng)業(yè)的影響更大。為此，本文將基于2013—2017年中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，從家庭財(cái)富的差距視角系統(tǒng)分析貧富差距對(duì)居民創(chuàng)業(yè)的影響及其作用機(jī)制。
理論假說(shuō)改革開(kāi)放以來(lái)，伴隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)蓬勃發(fā)展，人們的生活水平總體上蒸蒸日上，但是家庭間收入和財(cái)富差距不斷拉大的事實(shí)得到了諸多證據(jù)支持(李實(shí)等，2005;楊耀武等，2015;楊燦明等，2019)[11～13]。貧富差距反映了一個(gè)地區(qū)內(nèi)不同家庭(個(gè)體)間的社會(huì)分化和資源獲取能力的差異程度，對(duì)居民創(chuàng)業(yè)會(huì)產(chǎn)生重要影響。
首先，貧富差距會(huì)通過(guò)社會(huì)信任渠道，對(duì)居民創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生負(fù)面影響。已有大量文獻(xiàn)表明貧富差距會(huì)對(duì)人們的社會(huì)信任水平產(chǎn)生顯著負(fù)面影響。Alesina等(2002)[14]利用美國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查(GSS)數(shù)據(jù)庫(kù)中1970、1980和1990年的家庭數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，基尼系數(shù)每增加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差將導(dǎo)致人們的信任水平下降2.5個(gè)百分點(diǎn)。Cozzolino(2011)[15]通過(guò)對(duì)美國(guó)中西部一所大學(xué)里的94名學(xué)生進(jìn)行調(diào)查試驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，獲得資源過(guò)少或過(guò)多的人表現(xiàn)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(huì)財(cái)富分布平等程度的函數(shù)。
申廣軍等(2016)[16]基于CFPS數(shù)據(jù)和2005年人口抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)研究表明，收入不平等會(huì)通過(guò)社會(huì)分化機(jī)制顯著地降低城鄉(xiāng)居民的社會(huì)信任水平。機(jī)制分析表明貧富差距會(huì)導(dǎo)致社會(huì)分化，并且發(fā)現(xiàn)社會(huì)地位處于兩端的群體的社會(huì)信任水平顯著更低，這說(shuō)明貧富差距會(huì)通過(guò)社會(huì)分化渠道對(duì)中國(guó)居民的社會(huì)信任構(gòu)成負(fù)面影響。齊秀琳等(2017)[17]基于2013年CGSS數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，基于收入差距的身份異質(zhì)性對(duì)社會(huì)信任具有顯著負(fù)面影響。作為社會(huì)資本的重要組成部分，社會(huì)信任對(duì)個(gè)體創(chuàng)業(yè)選擇和企業(yè)持續(xù)經(jīng)營(yíng)具有重要影響(周廣肅等，2015)[18]，因此貧富差距會(huì)通過(guò)社會(huì)信任渠道對(duì)居民創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生負(fù)面影響。
其次，貧富差距會(huì)通過(guò)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)渠道對(duì)居民創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生負(fù)面影響。人們總是更傾向于與自己社會(huì)階層和地位相近的人或組織團(tuán)體頻繁交往，表現(xiàn)出“相似性原則”的社會(huì)關(guān)系(Bottero，2007)[19]。當(dāng)發(fā)現(xiàn)與他人差距擴(kuò)大到一定程度時(shí)，人們便容易脫離彼此之間的聯(lián)系。不斷擴(kuò)大的貧富差距會(huì)導(dǎo)致社會(huì)階層分化，甚至社會(huì)撕裂。各階層間的生活方式和價(jià)值觀念差距不斷擴(kuò)大，進(jìn)而導(dǎo)致各階層間很少有共同點(diǎn)，這將會(huì)減緩各社會(huì)階層、各群體之間的來(lái)往頻率，造成人們的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)變窄，信息溝通減緩和商業(yè)機(jī)會(huì)獲取能力減弱，來(lái)自親朋好友的經(jīng)濟(jì)支持也會(huì)減少，進(jìn)而抑制個(gè)體的創(chuàng)業(yè)選擇。
在傳統(tǒng)的“鄉(xiāng)土社會(huì)”里(費(fèi)孝通，1985)[20]，建立在血緣關(guān)系之上的親戚、宗族網(wǎng)絡(luò)以及地緣關(guān)系之上的鄰里熟人關(guān)系有利于構(gòu)建更加親密的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，可以為居民創(chuàng)業(yè)提供強(qiáng)有力的物質(zhì)和精神支持。隨著中國(guó)工業(yè)化和城市化水平不斷提高，人口持續(xù)流動(dòng)，特別是農(nóng)村人口大規(guī)模持續(xù)流向城市，人們面對(duì)的更多的是“陌生人社會(huì)”。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)顯示，以常住人口城鎮(zhèn)化率指標(biāo)看，中國(guó)由改革開(kāi)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(guān)系的社會(huì)結(jié)構(gòu)中，持續(xù)擴(kuò)大的貧富差距會(huì)導(dǎo)致更加嚴(yán)重的社會(huì)分化問(wèn)題，更加不利于人們建立信任和拓展自身的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，因而對(duì)創(chuàng)業(yè)者從外界獲取的商業(yè)信息和資金支持具有負(fù)面影響。
最后，貧富差距會(huì)通過(guò)影響外部融資環(huán)境，對(duì)居民創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生負(fù)面影響。一方面，貧富差距導(dǎo)致的社會(huì)階層分化，容易引發(fā)社會(huì)不公和各種違法犯罪活動(dòng)(胡聯(lián)合等，2005)[21]，正規(guī)金融機(jī)構(gòu)基于信貸資金安全考慮，在授信方面會(huì)更加嚴(yán)格和謹(jǐn)慎，這對(duì)于低財(cái)富階層、低教育水平和流動(dòng)人口等社會(huì)相對(duì)弱勢(shì)階層將造成不利影響。另一方面，較大的貧富差距意味著個(gè)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(tǒng)金融機(jī)構(gòu)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(cái)富階層難以達(dá)到正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的信貸要求，進(jìn)而無(wú)法獲得足夠的創(chuàng)業(yè)資金。
與此同時(shí)，較大的貧富差距也會(huì)削弱人們的社會(huì)信任和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，進(jìn)而對(duì)人們從非正規(guī)金融渠道獲取資金構(gòu)成障礙。由于社會(huì)信任和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)人們從非正規(guī)渠道獲取創(chuàng)業(yè)經(jīng)營(yíng)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(xù)擴(kuò)大的貧富差距惡化了人們從非正規(guī)金融渠道獲得資金支持。雖然中國(guó)信貸市場(chǎng)日臻完善，但是企業(yè)“融資難、融資貴”問(wèn)題仍然存在(呂勁松，2015)[23]，中低財(cái)富階層仍然受制于融資約束困擾。
由于創(chuàng)業(yè)進(jìn)入存在資金門(mén)檻，并且能否獲得持續(xù)的外部資金支持是創(chuàng)業(yè)活動(dòng)持續(xù)經(jīng)營(yíng)的關(guān)鍵(Frid等，2016)[4]，因此，較大的貧富差距會(huì)惡化中國(guó)居民的外部融資環(huán)境，進(jìn)而對(duì)居民的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)構(gòu)成不利影響。從社會(huì)群體的異質(zhì)性而言，較大的貧富差距會(huì)加劇社會(huì)階層分化，對(duì)本來(lái)處于相對(duì)弱勢(shì)的低財(cái)富階層、低學(xué)歷人群以及農(nóng)村居民等群體的不利影響會(huì)更加顯著。
基于上述理論分析和中國(guó)實(shí)際情況，本文提出如下假說(shuō):假說(shuō)1:貧富差距對(duì)中國(guó)居民創(chuàng)業(yè)選擇構(gòu)成負(fù)面影響，特別是對(duì)中低財(cái)富階層、農(nóng)村人口和低學(xué)歷等社會(huì)相對(duì)弱勢(shì)群體造成的負(fù)面沖擊更加顯著。假說(shuō)2:貧富差距會(huì)通過(guò)抑制人們的社會(huì)信任、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和外部融資環(huán)境等渠道，對(duì)中國(guó)居民創(chuàng)業(yè)選擇產(chǎn)生負(fù)面影響。為了驗(yàn)證上述假說(shuō)，本文將基于中國(guó)微觀家庭調(diào)查數(shù)據(jù)展開(kāi)相關(guān)的實(shí)證檢驗(yàn)。
研究設(shè)計(jì)
(一)數(shù)據(jù)說(shuō)明
本文所使用的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)來(lái)源于由西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心發(fā)布的《中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)》(CHFS)。截止目前，已完成了2011、2013、2015、2017年四期的全國(guó)調(diào)查，為盡可能地保留樣本量和反映當(dāng)前貧富差距對(duì)中國(guó)的居民創(chuàng)業(yè)選擇的影響，本文主要采用2017年的調(diào)查數(shù)據(jù)。需要說(shuō)明的是，為盡量避免反向因果和穩(wěn)健性檢驗(yàn)需要，本文也用到了2013和2015年的調(diào)查數(shù)據(jù)。CHFS2017年調(diào)查樣本涵蓋中國(guó)29個(gè)省份，超過(guò)4萬(wàn)多戶家庭，12.7萬(wàn)多人，數(shù)據(jù)具有廣泛的代表性。本文所使用的省級(jí)層面的控制變量來(lái)自于王小魯?shù)染帉?xiě)的《中國(guó)分省市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告2018》和中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局相關(guān)年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。
(二)變量說(shuō)明及描述性統(tǒng)計(jì)
1.解釋變量
為了避免內(nèi)生性和反向因果問(wèn)題，本文所使用的貧富差距變量主要基于調(diào)查年份滯后一期的樣本，采用基尼系數(shù)和廣義熵指數(shù)方法測(cè)度某一地區(qū)內(nèi)家庭之間的貧富差距。需要說(shuō)明的是，由于家庭凈財(cái)富有可能為負(fù)，參考陳彥斌等(2009)[24]和Chen、Tsaur、Rhai(1982)[25]的修正方法，采用調(diào)整后的基尼系數(shù)。由于在樣本中存在家庭凈財(cái)富為負(fù)的情況，僅廣義熵指數(shù)GE(2)能夠進(jìn)行測(cè)度，所以本部分實(shí)證分析中的廣義熵指數(shù)主要采用GE(2)。為避免極端值影響，對(duì)家庭人均凈財(cái)富數(shù)值進(jìn)行上下1%縮尾處理。
2.被解釋變量
在實(shí)證分析中，由于創(chuàng)業(yè)可以看做是個(gè)體的職業(yè)選擇，因此一些文獻(xiàn)立足于個(gè)體層面，把從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的個(gè)體定義為創(chuàng)業(yè)者(Xavier-Oliveira等，2015)[2]，即個(gè)體創(chuàng)業(yè);另一方面，由于財(cái)富很難在家庭成員內(nèi)部劃分，因而創(chuàng)業(yè)也可以看作是家庭的行為，因此另有一些文獻(xiàn)聚焦于家庭層面，認(rèn)為只要家庭內(nèi)有成員從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)即為創(chuàng)業(yè)家庭(尹志超等，2015)[26]。
為使后續(xù)實(shí)證分析結(jié)論更加穩(wěn)健，本文實(shí)證部分綜合采用上述兩個(gè)層面的創(chuàng)業(yè)定義，并把上述兩個(gè)層面的創(chuàng)業(yè)(個(gè)體創(chuàng)業(yè)和家庭創(chuàng)業(yè))統(tǒng)稱(chēng)為居民創(chuàng)業(yè)。具體而言，借鑒張開(kāi)迪等(2018)[27]的做法，把工作性質(zhì)是“經(jīng)營(yíng)個(gè)體或私營(yíng)企業(yè)、自主創(chuàng)業(yè)、開(kāi)網(wǎng)店”的受訪者定義為個(gè)體創(chuàng)業(yè)，同時(shí)由于處于初創(chuàng)期的創(chuàng)業(yè)者往往以自由職業(yè)的身份出現(xiàn)，較多文獻(xiàn)把自由職業(yè)看作是自我雇傭，因此，本文也把自由職業(yè)者納入個(gè)體創(chuàng)業(yè)范圍。參考尹志超等(2015)[26]的做法，根據(jù)問(wèn)卷“您家是否從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)項(xiàng)目”來(lái)識(shí)別創(chuàng)業(yè)家庭，即家庭創(chuàng)業(yè)。
3.控制變量為盡可能減少因遺漏變量導(dǎo)致的有偏估計(jì)問(wèn)題，參考已有相關(guān)文獻(xiàn)做法，分別在個(gè)人、家庭和省級(jí)三個(gè)層面設(shè)置控制變量。
具體而言，在個(gè)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(nóng)村戶籍為1，其他為0)、風(fēng)險(xiǎn)偏好(在投資決策問(wèn)答中，若受訪者選擇略高風(fēng)險(xiǎn)略高回報(bào)的項(xiàng)目或更高風(fēng)險(xiǎn)的項(xiàng)目，本文把其定義為風(fēng)險(xiǎn)偏好者，設(shè)置為1，其他樣本則設(shè)置為0)、受教育水平(參考尹志超等(2015)[26]的做法，根據(jù)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(guī)模、是否持有房產(chǎn)和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)(參考胡金焱等(2014)[28]的做法，根據(jù)家庭對(duì)非家庭成員的節(jié)假日、紅白喜事支出總額加1取對(duì)數(shù)進(jìn)行測(cè)度①)。省級(jí)層面，本文控制了人均GDP(取對(duì)數(shù))、地區(qū)市場(chǎng)化水平、財(cái)政支出占GDP比重、進(jìn)出口總額占GDP比重、固定資產(chǎn)投資總額(取對(duì)數(shù))。
(三)實(shí)證方法
由于個(gè)體(或家庭)創(chuàng)業(yè)選擇是二值虛擬變量，本文主要采用Probit模型來(lái)估計(jì)貧富差距對(duì)中國(guó)居民創(chuàng)業(yè)選擇的影響。實(shí)證檢驗(yàn)的思路如下:首先，利用滯后一期的基尼系數(shù)對(duì)中國(guó)個(gè)體創(chuàng)業(yè)選擇和家庭創(chuàng)業(yè)選擇分別進(jìn)行回歸估計(jì)，得到本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果;然后通過(guò)采用工具變量法估計(jì)、更換貧富差距度量指標(biāo)、把市級(jí)貧富差距指標(biāo)改為更低級(jí)別的縣級(jí)貧富差距指標(biāo)、重點(diǎn)考察新創(chuàng)業(yè)者、構(gòu)造面板數(shù)據(jù)等一系列方法，考察基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。
(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果
根據(jù)上述研究設(shè)計(jì)。其中模型(1)和(3)為未控制相關(guān)變量的回歸，模型(2)和(4)是控制了所有變量后的回歸結(jié)果，表中所有回歸系數(shù)均為邊際效應(yīng)。從實(shí)證結(jié)果看，不管是從個(gè)體創(chuàng)業(yè)的角度還是家庭創(chuàng)業(yè)的角度，相關(guān)估計(jì)結(jié)果均顯示貧富差距對(duì)居民創(chuàng)業(yè)選擇具有負(fù)面影響，并且在1%的水平上顯著。另外，貧富差距的邊際效應(yīng)也具有顯著的經(jīng)濟(jì)意義。
從個(gè)體創(chuàng)業(yè)角度看，模型2顯示，市級(jí)基尼系數(shù)每提高0.1個(gè)單位，個(gè)體創(chuàng)業(yè)概率下降0.92%。這大概是個(gè)體創(chuàng)業(yè)比例的11.4%;類(lèi)似地，從家庭創(chuàng)業(yè)的角度看，模型4顯示，市級(jí)基尼系數(shù)每提高0.1個(gè)單位，家庭創(chuàng)業(yè)概率下降達(dá)到了1.43%。該數(shù)值是家庭創(chuàng)業(yè)比例的10%。上述實(shí)證結(jié)果支持了理論假說(shuō)1。即中國(guó)地區(qū)間的貧富差距對(duì)居民創(chuàng)業(yè)選擇具有負(fù)面影響。為了進(jìn)一步印證該結(jié)果的可靠性，本文隨后將進(jìn)行相關(guān)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。
(二)內(nèi)生性處理:工具變量法
由于CHFS數(shù)據(jù)庫(kù)出于保護(hù)受訪者隱私未公開(kāi)市級(jí)層面代碼對(duì)應(yīng)的城市，上述基準(zhǔn)回歸并沒(méi)有控制市級(jí)層面因素，因而有可能導(dǎo)致遺漏變量問(wèn)題。再者貧富差距水平也會(huì)受一個(gè)地區(qū)創(chuàng)業(yè)率高低的影響，盡管在回歸中已采用滯后一期的基尼系數(shù)來(lái)避免可能存在的反向因果問(wèn)題，但是仍然無(wú)法避免潛在的內(nèi)生性問(wèn)題。
因此本文接下來(lái)嘗試尋找工具變量的辦法進(jìn)行克服。借鑒尹志超等(2020)[10]的相關(guān)方法，本文采用樣本中滯后一期市級(jí)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(duì)列模型(Cohort-Size)假說(shuō)表明，理論上兒童和老人占人口比例往往與地區(qū)內(nèi)收入差距呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。此外，滯后一期的市級(jí)層面的人口結(jié)構(gòu)對(duì)單個(gè)家庭的當(dāng)前創(chuàng)業(yè)相對(duì)而言是外生的。
因此，采用上述兩個(gè)變量作為工具變量具有一定的理論可信度。運(yùn)用IVProbit模型，采用兩步法進(jìn)行估計(jì)，報(bào)告了相關(guān)回歸結(jié)果，其中，第(1)、(2)列是從個(gè)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(jì)結(jié)果看，不管是個(gè)人層面還是家庭層面，貧富差距對(duì)居民創(chuàng)業(yè)都構(gòu)成了顯著的負(fù)面影響。從工具變量的有效性來(lái)看，第(2)、(4)列的估計(jì)結(jié)果工具變量均顯著為正。
另外，第(3)列家庭創(chuàng)業(yè)的Wald內(nèi)生性檢驗(yàn)(P值)表明在5%的水平下顯著，因此基尼系數(shù)可以被看做是內(nèi)生的。過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)的P值則表明工具變量不存在過(guò)度識(shí)別問(wèn)題，即認(rèn)為工具變量都是外生的。個(gè)體創(chuàng)業(yè)的相關(guān)檢驗(yàn)也基本一致。因此在考慮了內(nèi)生性問(wèn)題后，基本結(jié)論仍然一致。
(三)其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)
為避免可能存在的度量誤差和遺漏變量問(wèn)題，進(jìn)一步驗(yàn)證基準(zhǔn)結(jié)論的可靠性，本文接下來(lái)分別采取替換貧富差距指標(biāo)、降低地區(qū)級(jí)別、僅考慮新增創(chuàng)業(yè)和構(gòu)造面板數(shù)據(jù)等方法展開(kāi)進(jìn)一步討論。
1.替換貧富差距指標(biāo)首先，為避免基尼系數(shù)對(duì)高財(cái)富人群過(guò)度敏感可能存在的度量誤差問(wèn)題，本文采用滯后一期的市級(jí)廣義熵指數(shù)GE(2)替代市級(jí)基尼系數(shù)，模型(1)和模型(4)分別是相應(yīng)的個(gè)體創(chuàng)業(yè)和家庭創(chuàng)業(yè)的回歸結(jié)果。
結(jié)果表明，以廣義熵指數(shù)度量的貧富差距對(duì)居民創(chuàng)業(yè)選擇產(chǎn)生顯著的負(fù)面影響，這表明基準(zhǔn)結(jié)論穩(wěn)健。其次，市級(jí)層面可能范圍過(guò)大，貧富差距對(duì)人們的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和融資影響可能并不能體現(xiàn)，因而可能存在度量誤差，因此，本文嘗試從縣級(jí)層面的貧富差距做進(jìn)一步分析。由于2017年之前的調(diào)查數(shù)據(jù)并未提供縣級(jí)代碼，因此本文接下來(lái)基于2017年縣級(jí)層面數(shù)據(jù)重新計(jì)算縣級(jí)基尼系數(shù)和廣義熵指數(shù)GE(2)，模型(2)和(5)基于縣級(jí)基尼系數(shù)，模型(3)和(6)基于廣義熵指數(shù)GE(2)。從估計(jì)結(jié)果看，縣級(jí)貧富差距對(duì)個(gè)體創(chuàng)業(yè)和家庭創(chuàng)業(yè)均產(chǎn)生負(fù)面影響，進(jìn)一步印證了結(jié)論的穩(wěn)健性。
本文著重考察了貧富差距對(duì)中國(guó)居民創(chuàng)業(yè)選擇的影響，并基于理論分析和國(guó)情提出了相關(guān)假說(shuō)�；谙嚓P(guān)年份的中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，研究結(jié)果表明:
(1)地區(qū)的貧富差距對(duì)中國(guó)居民創(chuàng)業(yè)選擇產(chǎn)生了顯著負(fù)面影響。從個(gè)體創(chuàng)業(yè)角度看，市級(jí)基尼系數(shù)每提高0.1個(gè)百分點(diǎn)，個(gè)體創(chuàng)業(yè)概率下降0.92%。這大概是個(gè)體創(chuàng)業(yè)比例的11.4%;類(lèi)似地，從家庭創(chuàng)業(yè)的角度看，市級(jí)基尼系數(shù)每提高0.1個(gè)百分點(diǎn)，家庭創(chuàng)業(yè)概率下降達(dá)到了1.43%。該數(shù)值是家庭創(chuàng)業(yè)比例的10%。為了檢驗(yàn)基準(zhǔn)結(jié)論的穩(wěn)健性，本文運(yùn)用工具變量法、替換相關(guān)貧富差距指標(biāo)和創(chuàng)業(yè)度量指標(biāo)、構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型等進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，實(shí)證結(jié)果均表明貧富差距對(duì)居民創(chuàng)業(yè)確實(shí)產(chǎn)生了顯著負(fù)面影響。(2)從影響機(jī)制看，實(shí)證檢驗(yàn)了貧富差距會(huì)通過(guò)社會(huì)信任渠道、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)渠道和外部融資環(huán)境渠道等對(duì)中國(guó)家庭創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生負(fù)面影響。
(3)異質(zhì)性分析表明，相對(duì)于生存型創(chuàng)業(yè)而言，貧富差距對(duì)機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)影響更大;財(cái)富水平越低的家庭越容易遭受貧富差距帶來(lái)的負(fù)面影響;農(nóng)村家庭要比城市家庭更易受到地區(qū)貧富差距的負(fù)面影響;相對(duì)于高教育水平戶主而言，貧富差距會(huì)對(duì)較低教育水平戶主產(chǎn)生更加顯著的負(fù)面影響。本文的研究具有較強(qiáng)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(guó)中低財(cái)富階層、農(nóng)村人口和低學(xué)歷等社會(huì)相對(duì)弱勢(shì)群體的創(chuàng)業(yè)稟賦，增強(qiáng)該群體進(jìn)行創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的經(jīng)濟(jì)實(shí)力。具體而言，一是可以通過(guò)健全再分配調(diào)節(jié)機(jī)制，強(qiáng)化稅制改革和對(duì)弱勢(shì)群體的補(bǔ)貼力度，縮小社會(huì)貧富差距。
二是可以通過(guò)扶持和培育社會(huì)公益組織和互助團(tuán)體，進(jìn)一步發(fā)揮社會(huì)公益事業(yè)對(duì)縮小貧富差距和維護(hù)社會(huì)穩(wěn)定和諧的積極作用。三是要不斷優(yōu)化中國(guó)教育、就業(yè)、醫(yī)療、養(yǎng)老、住房保障等領(lǐng)域的公共服務(wù)體系，解除社會(huì)相對(duì)弱勢(shì)群體創(chuàng)業(yè)的后顧之憂。四是要完善相關(guān)創(chuàng)業(yè)技能培訓(xùn)體系，通過(guò)提供職業(yè)培訓(xùn)和相關(guān)教育資源，為社會(huì)相對(duì)弱勢(shì)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(huì)相對(duì)弱勢(shì)群體的創(chuàng)業(yè)技能。
其次，要重視因外在的貧富差距導(dǎo)致的社會(huì)分化問(wèn)題。本文的研究表明外在的貧富差距會(huì)加劇社會(huì)分化，進(jìn)而降低社會(huì)信任水平，抑制社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和惡化外部融資環(huán)境，這對(duì)中國(guó)居民的創(chuàng)業(yè)選擇會(huì)產(chǎn)生負(fù)面影響。由于機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)更加依賴良好的社會(huì)信任水平、廣泛的社交網(wǎng)絡(luò)和充裕的外部資金支持，因而社會(huì)分化對(duì)機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)的影響更加明顯。為降低中國(guó)的社會(huì)分化水平，促進(jìn)大眾創(chuàng)業(yè)，關(guān)鍵要促進(jìn)中國(guó)社會(huì)融合發(fā)展，特別是要促進(jìn)城鄉(xiāng)融合發(fā)展和流動(dòng)人口市民化。要著力減少流動(dòng)人口融入當(dāng)?shù)氐闹贫日系K，進(jìn)一步實(shí)現(xiàn)公共服務(wù)均等化，緩解社會(huì)分化對(duì)居民創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生的負(fù)面影響。
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