一、问题的提出

企业家的创业和创新活动是经济发展与社会进步的重要推动力。改革开放40年来，中国的社会阶层结构发生了显著变化，私营企业主阶层已经从一个新生的社会阶层发展成为当前我国社会阶层结构中的重要组成部分。国家统计局2019年7月发布的《新中国成立70周年经济社会发展成就系列报告（三）》显示，1996年全国共有私营企业约44.3万个，私营企业总数截至2017年底实现增长31.4倍，年均增长18%，私营企业占全部企业数量的比重从16.9%增至79.4%。私营企业主群体的发展壮大既是激发中国社会创新活力和发展动力的重要原因，又是中国经济和社会发展进步的一个标志性结果。

创业是一项高风险活动，不仅需要企业家才能和创业资金等要素的集中投入，而且还要受到个人职业（李雪莲等，2015；陈昊和吕越，2017）、人力资本（尹志超等，2015）、金融知识（马双和赵朋飞，2015）、社会资本（张博等，2015）和家庭财富（盖庆恩等，2013）等微观因素的影响；当然，还要受金融约束（甘宇等，2015）、流动性约束（刘杰和郑风田，2011）、社会保险（周广肃和李立行，2016）、房价（吴晓瑜等，2014）和金融多样性（李树和于文超，2018）等宏观因素的制约。目前学术界关于影响家庭创业决策因素的研究，主要围绕上述不同主题展开，且主要以横截面数据的分析为主。事实上，国内外的文献尚缺乏基于多期面板数据的微观证据识别和风险态度与创业之间因果关系的实证研究。

风险态度长期以来被视为影响家庭创业决策的关键因素。Knight（1921）最早提出了风险偏好的个体更加倾向于选择创业的猜想。Ahn（2010）通过构建风险态度衡量指标，发现风险偏好对创业选择具有显著的正向促进作用，进一步验证了Knight（1921）的猜想，但并没有对这种关系的内在作用机制作出分析。此外，中国的经济结构具有传统生产部门与现代生产部门并存、传统部门剩余劳动力向现代部门转移的二元特征（蔡昉，2015），城乡二元结构所引致的创业决策差异在于，城乡间金融发展水平和相关社会保障体系、社会资本的差距引致了风险偏好的城乡异质性，从而使农村家庭呈现出更低的创业水平（徐超等，2017）。

现有理论表明，家庭的风险态度直接影响了家庭的创业行为，潜在的影响机制或渠道可以被区分为外部机制和内部机制两类。外部机制的作用可以概括为如下几点：第一，家庭风险态度可能会影响家庭对正式渠道融资和非正式渠道融资的可获得性（翁辰和张兵，2015），从而改变家庭的融资约束，并影响家庭的创业决策和创业强度；第二，居民出于规避风险的考虑而购买多样化的商业保险，其赔付产生的替代收入可能影响家庭的未来储蓄和当期消费。家庭获得的保险越多，抵御健康和财产等风险的能力相应越强，家庭于是有更多的闲置资金用于创业，即来自商业保险的收入分担了家庭的经济风险，从而可能影响到家庭的创业决策；第三，个体金融知识越丰富，对经济、信贷和市场信息的了解程度就越高，从而更有能力对创业项目潜在的风险加以评估，并在此基础上选择进入或者退出创业项目。换言之，风险态度在一定程度上与居民对金融知识的学习有关，进而影响到家庭是否创业以及以何种强度参与创业的决策过程。从内部机制来看，家庭风险态度可能影响家庭成员的人际信任水平，进而影响家庭的创业决策和行为。由于家庭成员之间存在共同的生活环境，人生观和价值观等影响人际信任的因素便于相互传导，家庭整体的人际信任程度往往表现为较高的内部同质性（Stolle和Nishikawa，2011）。相对于厌恶风险的家庭而言，偏好风险的家庭对付出人际信任所带来的潜在经济成本和社会成本更不敏感，从而易于对熟人、甚至陌生人表现出更高的信任程度（Navarro-Carrillo等，2018）。而更高的人际信任水平不仅有利于获取经济信息，也更加有利于扩大社会网络以促成合作（Smith和Lohrke，2008），从而影响其创业决策和行为。

本文使用西南财经大学在2011年、2013年和2015年开展的三期中国家庭金融调查面板数据，通过构建家庭风险态度的代理变量，利用面板logit固定效应模型分析了风险态度对家庭创业的影响，并通过工具变量法等多种检验进一步验证了此种影响。研究发现，风险厌恶程度对家庭的创业选择、创业规模和净利润等均具有显著的负面影响，且对在城市居住的农村户籍家庭的影响尤为明显。为了进一步探究风险态度影响家庭创业的深层次原因，本文从多个层面进行的机制分析发现，风险态度不是通过替代性收入效应和金融人力资本效应机制，而是通过融资约束效应机制和社会信任机制对家庭创业规模产生影响的。

本文的探索主要在于：（1）在研究选题上，本文选取风险投资态度和收益机会态度变量作为家庭风险态度的代理变量，并区分了风险厌恶、风险中性和风险偏好的不同影响。（2）在机制分析上，以往研究未能充分验证问题背后的作用机制或影响渠道，本文提出并验证了风险态度通过拓宽融资渠道和提高信任水平这两种机制，对家庭的创业规模产生显著影响。（3）在研究数据上，本文使用的是CHFS2011年、2013年和2015年的三期面板数据，在创业和融资等变量的识别方面具有独特优势。

二、文献综述和研究假说

有关风险态度和创业选择的文献较为丰富，既有研究主要以期望效用理论为核心、以不确定性条件下的个人决策行为为焦点而展开。Knight（1921）首次提出了风险态度影响创业选择的猜想。Neumann和Morgenstern（1945）提出的期望效用函数理论（Expected Utility Theory）进一步发展了风险理论。在满足独立性假定的前提下，期望效用函数理论通过构造不同消费者风险态度的效用函数，建立了在不确定条件下分析理性人行为选择的理论框架。风险厌恶型消费者的效用函数是下凹的，而风险偏好型消费者的效用函数是上凸的，两者的财富增量因效用函数的斜率方向不同而具有明显差别。因此，效用函数在此后的研究中也多用于度量消费者的风险态度。随着实验心理学和行为经济学的发展，Arrow和Lind（1974）将其纳入了均衡分析框架，建立了不确定条件下决策问题的分析范式。但是由于很难实现风险态度的直接度量，往往需要构建风险态度的间接衡量指标来研究其对创业决策的影响。例如，Tucker III（1988）基于受访者对安全带使用、汽车和健康保险覆盖的回答结果构建了风险态度的代理变量，发现风险态度对创业选择没有显著影响；而Francis和Demiralp（2006）则采用成瘾性消费品的购买和使用作为风险态度的代理指标，发现风险偏好对创业选择具有显著的正向影响。

值得注意的是，仅使用风险态度的间接指标，难以避免变量的测量偏误问题，从而削弱了研究结论的稳健性和不同研究之间的可比性。为克服间接代理变量的测量误差和相应的内生性问题，研究者开始寻找和构建更加直接可靠的变量，以衡量受访者的风险偏好程度。Donkers等（2001）构建了一个虚拟彩票变量，通过询问受访者的彩票选择获得与风险态度有关的信息，研究发现风险偏好与创业选择正相关。Caliendo等（2009）采用类似方法，得到与Donkers等（2001）相一致的结论。Ahn（2010）通过构建个体风险态度的测量指标，研究了风险态度对创业选择的影响，发现风险偏好是决定个体创业选择的重要因素。当风险偏好程度由第10百分位数上升至第90百分位数时，个体选择创业的概率上升了约35%。Hvide和Panos（2014）的实证研究同样支持了上述发现。

就来自中国的经验证据而言，目前关于中国居民的风险态度对创业选择的影响尚未形成一个统一的研究结论。Djankov等（2006）的研究发现，中国的风险偏好者相对于风险厌恶者更有可能成为企业家，陈其进（2015）得到了一致的结论。但是另有研究得出了相反的结论，陈波（2009）通过对农民工回乡创业行为的分析，发现越是保守的人，期望投资量越小、回乡创业的难度越低，从而创业的可能性越大；越是偏好冒险的人，期望投资越大、回乡创业难度越大，创业的可能性反而越小。上述研究均是基于个体层面的研究，没有考虑家庭因素。杨娜（2015）和赵朋飞等（2015）的研究发现，风险偏好型的家庭更倾向于选择创业。由于中国绝大部分创业活动是以家庭为单位进行的，本文认为更加恰当的做法是在家庭层面研究风险态度对家庭创业选择的影响及其作用机制。据此，本文提出研究研究假说1。

研究假说1：家庭风险态度影响家庭创业决策，预期家庭风险偏好越高，越有利于家庭创业和经营。

在研究风险偏好对家庭创业影响的过程中，风险态度影响创业选择的作用机制引起广泛的关注。现有文献表明，创业行为所面临的门槛主要集中于融资约束、替代收入和人力资本等因素（马光荣和杨恩艳，2011；郝朝艳等，2012），其中：替代收入和人力资本对创业的影响作用清晰而直观，但是二者与风险态度的关系相对独立。而风险态度如何通过影响个人和家庭的融资约束，进而影响其创业选择和创业规模的研究则还不充分。

作为一种外部机制，就风险态度对融资约束的影响而言，融资渠道对创业者的吸引力至多以创业者的风险偏好阈值为限（Parrino等，2005）。换言之，风险厌恶型创业者会因为融资方式多元化程度的损失而面临更加严格的融资约束，而风险偏好较低的创业者更倾向于选择权益融资。但对初创企业而言，如果创业者不具备优异的企业家才能，则权益融资难度很大。此外，创业者的风险偏好程度与初创公司所能利用的融资组合的多样化程度负相关（Panousi和Papanikolaou，2012），风险厌恶程度更高的创业者对收入补偿的要求也会更加苛刻（Graham 等，2013）。由此可见，金融市场的结构性矛盾导致了风险态度不同的创业者面临的融资约束不尽相同。

就融资约束对创业的影响而言，应当认识到，融资是创业者与资本所有者的契约行为（Kaplan和Strömberg，2003）。创业的收益通常具有不确定性，并且信息不对称的存在往往对资本的所有者不利，因此潜在的创业者必然面临融资约束问题（Shane和Venkataraman，2000）。融资约束影响到潜在创业者的议价能力，从而会影响契约的缔结。既有研究指出，融资约束过紧会使特定群体成功缔约的可能性大为削弱，从而成为潜在创业者队伍中的相对弱势者。例如，有经验证据表明，在控制了人力资本等因素的条件下，自雇佣者转化为雇佣更多劳动力的创业企业家的可能性大大低于公共部门的预期（Burke等，2008）。来自中国的经验证据也显示，融资渠道狭隘极大地伤害了大学生群体的创业热情（吴开军，2012），融资约束的城乡差异对不同群体的异质性创业行为同样具有较强的解释力。由于金融体系的发展在城乡之间存在系统性差异，农村创业者通常面临着更加严峻的融资壁垒，因此其创业决策和行为与城镇创业者相比具有明显的差异（郭云南等，2013）。综上可知，国内外的经验研究均倾向于通过融资约束解释个人和家庭的创业决策和实施创业行为的异质性。

通过对现有研究成果的梳理可知，分别考虑风险态度或融资约束对创业影响的研究并不鲜见。然而，尚缺乏将二者纳入统一解释框架的理论研究或实证分析，即对风险态度影响创业的机制的探讨仍显不足。考虑到已有文献指出风险态度对融资约束存在的影响，本文提出研究假说2。

研究假说2：风险态度对家庭创业和创业规模的影响通过融资约束效应起作用，偏好风险的家庭倾向于拓宽融资渠道，从而更有利于其做出家庭创业和经营决策。

与风险态度影响融资约束这一外部机制相对应，创业主体的自身特质是风险态度通过某种内部机制最终影响创业决策和创业行为的关键。从风险态度和信任的关系来看，由于风险决策和信任均涉及行为主体的动机、选择的同时性和沟通的相互性，因此有可能存在复杂的相互作用。受这一思路的影响，在后续研究的理论范式中，信任被区分为形成信任感的各种个人和情境因素，即“感知信任”，以及感知信任所产生的行为结果即“行为信任”（Das 和Teng，2004）。此后，针对风险态度与信任关系的研究获得了更多的经验支持，例如，Tian和Wang（2014）通过使用对失败的容忍程度反映公司创始人的风险偏好，发现对高管团队更加信任的公司创始人往往也具有更高的风险容忍程度。基于荷兰家庭调查数据的研究表明，人际信任程度更高的家庭更容易将资金配置于风险资产（Delis和Mylonidis，2015）。在微观个体层面，风险认知趋同的个体之间更容易形成信任关系，进而在金融投资的过程中相互影响，但是这种影响对投资绩效的作用未必总是正面的，即“物以类聚”效应有可能形成容易被忽略的高成本（Gompers等，2016）。总体来看，学术界对风险态度和信任之间的关系的研究尚未形成定论，有待进一步的探讨。

相对于风险态度和信任之间的关系，信任对创业的正向影响更为明确。信任有可能促使创业行为发生的一个重要原因在于，信任程度的提升使潜在的创业主体有机会接触更多的私人信息，或提升半公开信息的传递效率，从而有利于其作出创业决策（Shane，2000）。此外，信任有利于通过积累社会资本实现社会网络的由弱变强，从而为成功创业储备条件（Kinnan和Townsend，2012）。例如，社会信任水平更高的个体和家庭更容易获得天使投资等创业融资机会（Ding等，2015）。更高的信任水平对创业可能性（杨金龙，2018）和创业规模（Li 和Li，2009）存在正向影响。据此，本文提出研究假说3。

研究假说3：风险态度对家庭创业和创业规模的影响通过信任的社会效应起作用，偏好风险的家庭具有更高的人际信任水平，从而更有可能开展家庭创业或提升创业规模。

三、数据来源与变量选取

（一）数据资料

本文使用的面板数据来自西南财经大学中国家庭金融调查数据库（China Household Finance Survey，CHFS），包含2011年、2013年和2015年共计3个调查年度。CHFS数据在全国范围内采集个体层次和家庭层次的金融信息，为本文研究中国家庭经济问题提供了较为科学和详实的微观数据资料。^①本文通过数据清理和家户匹配，符合研究需求的样本量为62 965户，包含非农户籍33 484户，农业户籍29 481户。由于本文使用的是3期面板，存在大量被解释变量3期加总为0值或3值的情况，这部分样本量在进入面板Logit模型时会被删除，因此在基准回归分析中，本文构建了一个3期样本完全相同的平衡面板，共计6 246个观测值。

（二）模型介绍

由于基准模型回归的被解释变量为二值虚拟变量，且CHFS数据为追踪数据，故本文首先进行面板Logit和混合Logit回归模型的Hausman检验，发现Chi2（21）=35.61，Prob>chi2=0.000，因此选择面板Logit模型。其次，再进行面板随机效应和固定效应的Hausman检验，发现Chi2（21）=55.61，Prob>chi2=0.000，因此本文选择面板二值固定效应模型分析，拒绝面板随机效应分析和混合Logit模型。基准模型的表达如下所示：

其中：被解释变量business_ijt为j地区的i家庭在t调查年份是否创业的二值变量，若家庭从事自营工商业生产经营项目，则business取1，反之则为0。risk_ijt为家庭风险态度变量，若家庭为风险偏好，取值为1；若为风险中性，取值为2；若为风险厌恶，取值为3。X_c为家庭特征和户主特征的控制变量，θ_j为省份虚拟变量，δ_t为年份虚拟变量，u_ijt为随机误差项。本文的实证分析过程均采用STATA16.0计量分析软件进行。

（三）变量构建

1. 被解释变量。本文被解释变量为家庭是否创业（二值虚拟变量），选取家庭是否从事自营工商业生产经营项目作为家庭创业选择的代理变量，若家庭从事自营工商业，取值为1，若家庭不从事自营工商业，取值为0。此外，本文考察了家庭创业强度变量（周广肃和李力行，2016），即家庭经营资产规模（万元）、家庭经营税后利润（万元），两个变量分别进行双边0.01的缩尾处理。

2. 核心解释变量。本文核心解释变量是家庭受访者的风险态度。CHFS问卷对受访者关于投资风险态度的问题是：“如果您有一笔资产，您愿意选择哪种投资项目？”选项分别为：1.高风险、高回报的项目；2.略高风险、略高回报的项目；3.平均风险、平均回报的项目；4.略低风险、略低回报的项目；5.不愿意承担任何风险。本文将选择1和2选项的受访者视为风险偏好型，取值为1；将选择3选项的受访者视为风险中性，取值为2；将选择4和5选项的受访者视为风险厌恶型，取值为3。

3. 机制分析变量。根据前文论述，本文选定下列机制分析变量作为“融资约束效应”“替代收入效应”和“金融人力资本效应”的代理变量。

融资约束主要指正式的融资渠道和非正式的融资渠道，代理变量包括两类：（1）家庭是否申请银行贷款和是否成功获得银行信贷。本文根据家庭在自营工商业过程中是否申请银行贷款和是否成功获得贷款，构建2个虚拟变量，发生该行为则取值为1，否则取0。（2）家庭是否寻求过其他非银行渠道的融资（也称为民间融资）和是否成功获得融资。本文根据家庭在生产经营过程中，是否寻求过非银行融资渠道（包括民间借贷和亲戚朋友借贷等）以及是否成功获得非银行渠道融资，构建2个虚拟变量，发生该行为则取值为1，否则取0。替代收入效应的代理变量为家庭成员是否购买一种或多种商业保险（商业财产保险、商业人寿保险和商业健康保险等），至少购买一种商业保险的，取值为1；未购买任意一种商业保险的，则取值为0。金融人力资本效应的代理变量为家庭受访者的金融知识程度，CHFS问卷测量受访者的金融人力资本的问题设置是：“您是否上过经济或者金融类课程”，选择“上过”取值为1，反之取值为0。社会信任变量为家庭受访者对陌生人的社会信任，非常信任、比较信任、一般、不太信任和非常不信任分别赋值为1、2、3、4和5。由于社会信任变量只存在2013年和2015年的调查，因此在内部机制的回归分析中，本文仅采用这两年的调查数据。

4. 其他控制变量。为降低遗漏变量偏误，本文在模型中引入户主年龄、户主性别、户主受教育程度、户主政治面貌和户籍性质等反映户主特征的控制变量，以及家庭人口规模、家庭资产、家庭收入、家庭社会资本和家庭是否在农村居住等反映家庭特征的控制变量。在户主年龄方面，剔除16周岁以下的户主和85岁以上的高龄户主家庭；性别方面，男性=1，女性=0；户主教育程度方面，1=小学及以下（设置为初等教育），2=初中、高中、中专和职高（设置为中等教育），3=大专及以上（设置为高等教育）；婚姻方面，结婚未离异=1，离异、丧偶和未婚=0；政治面貌方面，中共党员=1，共青团员、民主党派和群众=0。本文通过计算家庭当年的经营性收入、工资性收入、财产性收入和转移支付收入，加总为家庭年收入水平（万元），扣除创业资产之后的家庭总资产（万元），对两个变量先双边缩尾0.01，然后取对数处理。本文选择家庭在节假日和红白事时的礼金收入（单位：万元，双边缩尾0.01）作为家庭社会资本的代理变量。本文同时控制了家庭所在地区的虚拟变量和调查年份的虚拟变量。描述性统计见表1所示。

四、实证结果分析

（一）基准分析

由于CHFS调查在追踪过程中存在样本退出调查的情况，因此本文主要通过对三期调查均参与的样本构建平衡面板的方法，然后进行回归分析。本文后续的其他分析亦采用同样的方法构建分析样本集，并控制调查地区和调查时间的固定效应，克服不随地点和调查时间变化的遗漏变量对估计方程的影响。

表2汇报了使用面板Logit固定效应模型的系数估计结果。在模型1中本文仅加入了风险态度的类别虚拟变量，以风险偏好为参照组。模型2至模型5依次加入了个体和家庭层面的控制变量、调查地区变量和调查时间变量。由表2模型1可知，与风险偏好家庭选择创业的发生概率相比，风险中性的家庭并没有显著差异，风险厌恶的家庭选择创业降低了0.710%，且在1%的置信水平上显著，说明风险厌恶对家庭创业选择具有显著消极影响。在模型2至模型5中分别引入了个人控制变量、家庭控制变量、地区变量和调查时间变量之后，家庭风险态度程度的发生从模型1的0.710%降低为模型5的0.475%，这说明与风险厌恶家庭相比，风险偏好家庭创业的可能性更高。研究假说1得到初步验证。

在控制变量方面，模型2至模型5的结果表明：户主年龄对家庭创业在1%的显著性水平上具有负向影响，表明随着户主年龄的增加，家庭创业发生比在降低。与女性户主家庭相比，户主为男性的家庭在创业决策问题上不具有显著差异。与户主完成初等教育的家庭相比，完成中等教育的户主更有可能去创业，而完成高等教育的户主并未提升家庭创业的决策概率。同既有理论研究不同的是，与非农户籍相比，农业户籍家庭选择创业增加了0.370%，本文在后文的异质性分析中将对此予以探讨。在家庭社会资本方面，家庭的人情收入每增加1万元，家庭选择创业的概率就增加0.452%。家庭人口规模、家庭收入和家庭资产对家庭创业选择均具有显著的正向影响。与城市家庭相比，农村家庭的创业概率降低了0.892%。与东北地区相比，西部地区的家庭创业概率降低了0.361%。与2011年相比，居民在2013年和2015年有更强的动机和更大的可能性选择创业。

（二）内生性问题分析

本文使用工具变量方法对内生性问题进行处理。从风险态度与家庭创业的理论关系来看，一方面，风险态度在一定程度上会导致家庭创业决策的产生，即创业决策仅有可能作为风险态度的结果而非原因存在。另一方面，若基准模型遗漏了重要变量，如制度变量和市场化水平等宏观变量，也会导致内生性问题的发生。为克服潜在的内生性问题，本文采用每一调查年度家户风险态度的省级均值作为模型的工具变量。从理论上来看，省级平均风险态度作为一种社会文化的体现，与个体的风险态度相关，但不会左右家庭的创业决策，满足相关性和外生性假设。表3模型2至模型5依次引入了不同的控制变量，模型5控制了年份固定效应和地区固定效应。为增强结论的可比性，模型1为面板Logit基准模型的估计结果，本文将风险态度作为一个连续变量处理，并汇报了风险态度的系数，而非发生比。

面板IV-2SLS模型的回归结果表明，风险态度在1%的显著性水平上依然对家庭创业决策具有消极效应，加入固定效应后，风险态度每增加1个单位，家庭作出创业决策的可能性降低0.134至0.137个单位。模型的LM（p值）显著拒绝了原假设，说明模型不存在工具变量识别不足问题；Hansen J统计量显著，表明模型选取的工具变量是恰当有效的；Cragg-Donald Wald F统计量显著大于Stock-Yogo弱工具变量的临界值，说明模型不存在弱工具变量问题。

（三）稳健性检验和异质性分析

为检验上文的研究发现是否稳健，本文通过三种方法进行稳健性检验。第一，剔除2011年和2013年的样本，仅分析2015年的样本；第二，本文使用家庭的收益机会偏好变量，替换基准模型的风险态度变量，作为核心解释变量；第三，本文选择家庭户主为25岁至55岁的中青年人口作为分析对象，这部分人口队列是适龄劳动力群体的主要构成，也是最容易产生创业行为的队列。稳健性分析的结果系数略有变化，但没有改变前文的基本结论。

在异质性分析方面，由于农业户籍人口在教育获得和健康投资等方面，较城市户籍人口而言，处于弱势地位，由于约束条件的限制，导致他们在劳动力市场中找不到适合的受雇工作，开始自雇创业，特别是在城镇和城市中存在的小商小贩等“自雇型”创业。因此，本文生成基于户籍性质和居住地类型的交互变量，将样本分为4类群体：在城镇居住的非农户籍人口和在城镇居住的农业户籍人口、在农村居住的非农户籍人口和在农村居住的农业户籍人口。由于第3类群体在总样本中的比例不到2%，进行面板Logit模型分析时会因为样本量过低而被删除，因此本文将后两类合并为“农村居住人口”，这样更有利于本文厘清在新型城市化推进过程中，不同户籍的劳动力群体的风险态度对其创业决策的影响。表4为异质性分析的结果。总体而言，户主为农业户籍的家庭，无论是在城镇居住还是在农村居住，风险厌恶对其创业发生比的消极影响是显著的，且在城镇居住的农业户籍群体中的溢出效应最大。

五、风险态度对家庭创业规模的机制分析

在考察风险态度对家庭创业决策影响的基础上，本文还进一步考察其对家庭创业强度的影响。本文选择家庭经营规模的净资产和净利润作为衡量家庭创业强度的两个代理变量。CHFS样本中有很多家庭没有创业，该家庭的创业净资产和净利润的取值均为0，因此本文使用Heckman二阶段模型进行估计。选择方程的被解释变量为家庭是否创业的二值变量，结果方程的被解释变量分别为家庭经营净资产规模变量和家庭经营净利润变量。结果表明，风险厌恶不仅降低了家庭创业决策，对家庭创业规模也存在负向效应，说明家庭风险厌恶程度越高，对家庭经营规模的不利影响越大。那么，风险态度是通过何种渠道影响家庭创业规模的呢？

创业是一项高风险的经济行为，具有一定的资金门槛。同时，厂商目标还可能受到信贷约束、金融素养、替代收入和创业者自身特质等因素的影响。第一，家庭的风险态度可能会通过融资约束直接影响家庭的创业选择和创业规模。家庭风险厌恶程度越高，对创业风险的可接受程度就越低。因此，风险厌恶者对创业需要的来自正式渠道或非正式渠道的融资约束的敏感度会降低。第二，风险态度可能通过影响家庭是否购买商业保险而影响家庭的创业规模。保险赔付产生的替代收入可能影响家庭储蓄和当期消费，保险替代收入越多，家庭抵御风险的能力越强，才可能有闲置资金去开展创业。第三，风险态度会在一定程度上影响居民对金融知识等金融人力资本的积累，进而影响家庭的创业规模。第四，从创业者或其家庭成员的自身特质来看，风险态度可能通过影响个体的人际信任或幸福感等社会态度，进而影响家庭的创业规模。基于信任强弱的社会互动直接影响了个体或家庭的信息接触传递效率以及社会资本网络的积累，从而增强或减弱了创业的可能性和规模扩大的机会。此外，传统熟人社会的互动和现代以经济信用能力构建的社会网络共同影响了个体的信贷行为，这会直接导致创业家庭这两种融资获得的不平等。

这里将重点检验家庭风险态度是通过融资约束、替代收入、人力资本和人际信任等机制对家庭的创业规模产生影响的，估计结果如表5所示。表5的PanelI是关于外部机制的分析，PanelA-1和PanelA-2分别为银行融资约束和民间融资约束的中介效应估计结果，Panel B是购买商业保险所产生的替代收入的中介效应分析，PanelC为金融人力资本的中介效应估计结果。PanelII是关于创业者自身特质效应的分析，本文选取了幸福感和人际信任两个变量予以检验。在表5的多个模块中，第2列和第6列报告了风险态度对创业规模的估计结果，第3列和第7列呈现了风险态度对中介变量的回归估计结果，第4列和第8列分别呈现了风险态度和中介变量对家庭创业规模的回归结果。

就外部机制而言，PanelA-1系数结果表明，相比于风险偏好家庭，风险厌恶对家庭创业规模的消极影响为−1.294%，但是，申请信贷行为削弱了风险厌恶对家庭创业规模0.910%的不利影响，统计显著性水平从1%降低为10%；成功获得银行信贷在5%的统计显著性水平上抑制了风险厌恶对家庭创业规模的不利影响（−1.143%）。这说明，家庭风险厌恶确实影响了家庭主动寻求银行信贷支持的可能性。换言之，偏好风险的家庭更有可能通过主动申请银行、信用社等正式渠道贷款并获得相应的信贷资金从而促进创业规模，研究假说2得到初步验证。

Panel A-2考察了家庭民间融资行为的中介效应。与正式渠道信贷融资相似，风险厌恶对家庭寻求非银行借款和获得相应融资具有显著不利影响（−0.398%和−0.410%）。但是，民间融资行为显著降低了风险厌恶对家庭创业规模的不利影响，从−1.294%降低为−0.944%和−0.917%，统计显著性水平从1%降低为5%，说明民间融资约束的中介效应是成立的，并且民间融资行为的发生和成功获得融资显著降低了风险厌恶对家庭经营规模的溢出效应。PanelA-1和PanelA-2的结果说明，无论是银行融资约束还是民间融资约束，都是风险态度影响家庭创业规模的有效中介机制，研究假说2得到验证。

从PanelB和PanelC的估计结果来看，加入替代收入或人力资本的中介变量，风险厌恶对家庭创业规模的系数和显著性水平并没有发生统计意义和经济意义上的降低，由此说明购买保险获得的替代收入和金融素养等金融人力资本并没有显著削弱风险厌恶对家庭创业规模的不利影响。因此，替代收入机制和人力资本效应机制的中介效应并不成立。然而本文发现，风险厌恶促进了家庭购买商业保险的可能性（增加了0.924%个单位），但风险厌恶降低了家庭提升金融人力资本的可能性（降低了0.913%个单位）。

从PanelII的创业者自身特质来看，创业者的社会信任显著削弱了风险厌恶对家庭创业规模的影响，不利影响从−1.294%降低为−1.137%，统计显著性水平从1%降低为10%，研究假说3得到验证。但上述效应并未在幸福感变量方面得到验证。

六、研究结论与启示

在中国经济由高速增长向高质量发展的转型过程中，初创企业是凝聚市场力量、发扬企业家精神的重要载体。企业家的创业和创新活动、企业主阶层的发展壮大、企业家精神的培育与传递，不仅能够为中国经济社会发展提供新动能，也是促进中国社会阶层多元流动的支撑和保障。近年来，随着“双创”工作的大力推进和就业优先发展上升为国家战略，研究者对包括风险态度在内的家庭创业行为的影响因素愈发关注。但对风险态度之于不同群体的创业决策、创业强度的异质性影响以及其背后的作用机制等问题，尚缺乏广泛而深入的讨论。本文基于西南财经大学于2011年、2013年和2015年开展的中国家庭金融调查（CHFS）三期面板数据，实证检验了风险态度对中国城乡家庭的创业决策和创业强度的影响，并着重讨论了该影响的作用机制。本研究发现：

1. 家庭风险偏好对家庭创业决策具有显著的正向影响，通过工具变量处理内生性问题之后该影响依然显著。值得注意的是，相较于在城市居住的城市户籍家庭和在农村居住的家庭而言，在城市居住的农村户籍家庭的创业决策对该影响作出的反应更加敏感。

2. 家庭风险偏好程度对家庭的创业强度产生显著的正向效应。通过Heckman二阶段模型的分析，本文发现风险厌恶不仅不利于家庭的创业决策，而且对家庭的创业规模和纯利润分别具有2.139%和0.433%的不利影响。

3. 本研究着重识别和检验了风险态度影响家庭创业的作用机制，即风险态度是否通过影响家庭不同渠道的融资行为、购买商业保险行为和增加金融人力资本行为等外部机制渠道，以及是否通过影响创业者自身特质等内部机制渠道，进而影响家庭的创业规模。本研究发现，风险偏好提高了家庭主动寻求外部融资和成功获得外部融资的可能性，有效缓解了家庭的融资约束，从而有利于家庭作出创业决策并促进创业规模的提升。此外，家庭风险偏好对个体的社会信任程度具有正向影响，亦是风险态度影响家庭的创业决策和规模的重要机制。

现有的理论和经验证据表明，加强对创新创业行为的支持和鼓励，是激发市场主体活力、完善生产要素分配的有力手段，长远来看有利于实现经济高质量发展的转型目标。本文论证了风险态度对家庭创业行为的积极影响，并识别了该影响赖以成立的作用渠道和机制。有鉴于此，本文提出如下政策建议：（1）既要提供更加宽松的制度环境和营商环境以打消创业主体的心理顾虑，又要适度鼓励具有企业家才能的个体和家庭在创业过程中充分发挥进取精神，即着力塑造兼具稳定性和灵活性的“创业—就业”劳动力市场。（2）应创造条件推进与创业相关的金融平台建设和融资服务，降低家庭创业活动的借贷风险，尤其应加大为农村居民创业提供金融条件的保障力度。（3）应着力发挥包括大数据和综合征信在内的创新经济和数字经济工具，降低创业过程中信息搜寻和匹配的交易费用，从而增强创业者的社会信任。在当前中国城市化进程不断加快、经济发展方式加速转型的大背景下，建立更富效率的激励机制、优化创业的外部融资环境、通过兜底保障降低创业失败的试错成本有望进一步激发更广泛群体的创业热情，进而使创业成为新时代引领经济向前发展的不竭动力。

① 2011年是CHFS首轮调查，样本量为8 438户，覆盖全国25个省、80个县（县级市）、320个村（社区）；2013年调查覆盖全国29个省、262个县（县级市）、1 048个村（社区），共计28 143户家庭；2015年调查覆盖全国29个省、353个县（县级市）、1 373个村（社区），共计37 348户家庭。总体而言，CHFS的调查样本具有全国、省级、副省级城市等不同层次的代表性。