论文修改说明稿号

时间：2021-03-03 10:10:32 来源：蒲公英阅读网 本文已影响人

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　论文修改说明（稿号）

　原题目：《家庭财富、信贷约束与城镇居民创业行为》 修改后新题目《家庭财富与城镇居民创业行为研究》

　非常感谢审稿人对论文的审读以及富有建设性的意见，审稿人意见对文章的修改与完善起到了极为重要的作用。根据审稿人的意见我们对可能存在的问题进行了深入思考和探讨，进行了修改与完善，文章质量得到显著提升，在此我们对审稿人深表感谢。以下为具体修改说明：

　了 审稿人对本文提出了 4 条富有建设性的修改意见，在修改稿中，作者针对审稿人提出的问题逐一进行了修改与完善。

　审稿人提出的问题“1. 题目“ 信贷约束” 在文章中对于创业来讲实际指的是资本约束。信贷对于创业者来讲则属于外部资金。从目前的理论分析及假说来看，创业所指资本可能包括自有资本和借贷资本两个方面。因此，标题中的“ 信贷约束” 改为“ 资本约束” 是否更合适？” 作者完全同意审稿人的意见。原文题目为“家庭财富、信贷约束与城镇居民创业行为”，在修改稿中，为了能够更为准确的反映研究内容，作者将题目调整为“家庭财富与城镇居民创业行为研究”。做上述修改主要是基于如下考虑：

　本文是结合国内对财富与创业关系研究相对比较单薄以及我国家庭财富积累经历了高速增长两方面的背景，选择从家庭财富的视角研究我国城镇居民的创业问题。

　家庭财富的快速积累究竟是促进还是抑制了我国城镇居民的创业行为，这是本文致力于回答的问题，因此本文重点关注的是财富与创业之间的关系。

　如果财富对创业行为存在显著正向影响，则验证了我国城镇居民创业过程中流动性约束的存在。本文的研究与如下三篇文献较为接近：

　张龙耀，张海宁.金融约束与家庭创业——中国的城乡差异 [J].金融研究，2013，（09）：123-135. 甘宇，朱静，刘成玉.家庭创业及其城乡差异：金融约束的影响 [J].上海经济研究，2015，（09）：15-23. 盖庆恩，朱喜，史清华.财富对创业的异质性影响——基于三省农户的实证分析 [J].财经研究，2013，（5）：134-144. 其中张龙耀和张海宁（2013）以及甘宇等（2015）的文章都是通过实证检验发现财富对家庭创业行为存在显著正向影响，验证了我国家庭创业过程中，金融约束的存在。而盖庆恩等（2013）从动态视角考察了中国农户家庭财富与创业的关系，研究发现财富对创业的影响并非简单的单调关系，而是呈现倒 U 型关系。

　三篇文章与本文的共同点是核心解释变量 均为家庭财富。

　而 原 题目“家庭财富、信贷约束与城镇居民创业行为”涉及了三个关键词：财富、信贷约束以及创业行为。

　财富和信贷约束 具有不同的定义，在定量分析中也有不同的衡量 方法。既有研究中，有文献是专门讨论信贷约束对创业行为的影响的，如以下两篇文章：

　程郁，罗丹.信贷约束下农户的创业选择：基于中国农户调查的实证分析 [J].中国农村经济，2009，（11）：25-38． 翁辰，张兵.信贷约束对中国农村家庭创业选择的影响——基于 CHFS 调查数据 [J].农业技术经济，2015，（06）：92-102. 其中程郁和罗丹（2009）的研究发现信贷约束并没有直接制约农户的创业行为，放松信

　贷约束并不一定会促进农户的创业活动；翁辰和张兵（2015）分析了信贷约束对中国农村家庭创业选择的影响，发现信贷约束对农村家庭创业选择具有显著的负向影响。

　上述两篇文章的共同点为核心解释变量为信贷约束变量，表示家庭是否受信贷约束。家庭财富和信贷约束虽然都能够反映家庭面临的金融约束，一般而言，家庭财富越多，信贷约束越弱。但两者具有不同的内涵和衡量方法。

　也极少有研究将家庭财富与信贷约束置于同一个框架进行讨论。

　如果继续使用“家庭财富、信贷约束与城镇居民创业行为 ”的题目，会给读者 带来一定的误解，很容易会把信贷约束当作家庭财富影响城镇居民创业行为的中介变量或者调节变量。但正如审稿人所说，本文在正文中几乎没有提到“信贷约束”，只有在创业选择模型中，依据个体企业家能力和可利用资本投入的匹配情况，引入了“资本约束”。分别讨论了是否受资本约束两种条件下，个体所面临的最优化问题，进而为判断财富与创业行为的关系提供理论证据。

　基于以上考虑，作者将原题目 “家庭财富、信贷约束与城镇居民创业行为”调整为 “家” 庭财富与城镇居民创业行为研究”。相应的，也对关键词及英文翻译部分进行了调整。

　题 以上是作者对于审稿人问题 1 的回答， 原文题目确实存在较大问题， 不能准确的反映文章研究内容。感谢审稿人提出的修改意见。

　审稿人提出问题“2. 文献综述部分，缺少资本约束（含信贷约束）与创业关系的研究述评。同时，内生性处理问题在文献综述中可适当精简，尤其是尽量少采用文献作者做主语形式的综述，以降低堆砌成分，进一步提高文章可读性；也可后置，与后文实证中的内。

　生性处理说明进行合并。”

　首先，针对“ 文献综述部分，缺少资本约束（含信贷约束）与创业关系的研究述评”这一问题。

　有研究直接讨论信贷约束对创业行为的影响，如在回答问题 1 时列举的两篇代表性文献：

　程郁和罗丹（2009）

　）的研究发现信贷约束并没有直接制约农户的创业行为，放松信贷约束并不一定会促进农户的创业活动； 翁辰和张兵（2015）

　）分析了信贷约束对中国农村家庭创业选择的影响，发现信贷约束对农村家庭创业选择具有显著的负向影响。

　修改稿中，由于本文关注的重点是家庭财富对创业行为的影响，因此将论文题目“家庭财富、信贷约束与城镇居民创业行为”调整为 “家庭财富与城镇居民创业行为研究”。

　在文献方面就从“关于财富与创业关系的理解”和“关于财富与创业的内生性考虑”两个方面进行了评述。在修改稿中，由于张龙耀和张海宁（2013）发表在《金融研究》上的一文《金融约束与家庭创业——中国的城乡差异》与本文的研究主题直接相关，且为本文的写作和修改提供了很好的参考借鉴，本文将该篇文章补充到了文献评述部分。

　其次，针对“ 内生性处理问题在文献综述中可适当精简，尤其是尽量少采用文献作者做主语形式的综述，以降低堆砌成分，进一步提高文章可读性；也可后置，与后文实证中。

　的内生性处理说明进行合并。”这一问题。

　作者完全同意审稿人的意见，原文中，在文献综述的“关于财富与创业的内生性考虑”部分和实证分析的“考虑内生性的估计结果”部分，围绕产生内生性的原因和内生性的常用处理方法，有大量重复性的表述。且对文献介绍缺乏归纳总结，有堆砌成分。在修改稿中，作者从以下两个方面对文献综述部分进行了调整：

　第一，将文献综述部分的“关于财富与创业的内生性考虑”和实证分析部分的“考虑内生性的估计结果”进行了合并整理。在 “关于财富与创业的内生性考虑”部分重点介绍了可能产生内生性的原因，在后文中不再具体介绍。

　第二，将文献综述部分对既有缓 解内生性问题的两种常用方法进行了总结归纳。尤其是针对双重差分法的介绍，不再进行展开。调整后的表述为：

　“内生性问题会造成估计系数的偏误，既有研究主要采用两种方法缓解该问题。第一种是利用偶然发生的能够对家庭财富造成冲击的外生事件，如遗产继承、房产增值、彩票奖金、工作的奖金红利、个人事故赔款、裁员补贴、人寿保险政策、退休金等。上述能够对财富形成外生冲击的事件有些情况下直接作为财富的衡量指标引入创业选择的估计方程，有些情况下则作为财富的工具变量引入估计方程，其中遗产继承和房产增值更是定量分析中考察的重点。在解决内生性问题方面，双重差分法具有更好的识别效果。对财富与创业行为关系的讨论，也有越来越多的前沿研究开始利用政府项目或者房产改革等外生事件形成的“准自然实验”，利用双重差分法检验财富对创业活动的影响。” 题 以上是作者对于审稿人问题 2 的 的 回答，在原文中，作者对于相关文献的梳理不够精炼，且前后文重复部分较多，感谢审稿人提出的修改意见。

　审稿人提出的问题“3. 与直观认识不一定相符的变量系数结果能否增加相关文献支撑？例如，“ 社会网络越发达— 更容易找到正规工作— 创业概率降低”。

　的逻辑等。” 原文中对于不符合直观认识控制变量系数的解释确实缺乏依据，感谢审稿人的细致审稿。

　在研究设计中关于控制变量的选取，本文是 结合已有对创业行为影响因素讨论的相关文献及数据可得性，选取了涉及个体、家庭和城市三个层面的控制变量 。个体层面变量包括反映人口统计特征的年龄、年龄平方、性别、婚姻状况、是否为少数民族，反映人力资本的健康状况和受教育水平，反映企业家精神的决策能力、自信、克服困难能力和风险偏好。家庭层面变量为社会网络，城市层面变量包含创业氛围、经济发展水平、工资水平和失业率。

　正文中表 4 第（3）列为基准估计结果，作者依据该结果本文只对在统计上显著的控制变量进行了解释，如性别、婚姻状况、教育、企业家精神、社会网络及创业氛围。

　上述变 量中，社会网络以外，其他变量影响方向与既有研究基本保持一致。从理论上分析，社会网络可以通过提供信息与资源的支持，帮助个体更好地识别创业机会及获取创业资源，因此是有利于促进创业活动的。

　作者进一步对 既有将社会网络作为核心解释变量或控制变量的代表性 文献进行了梳理 ， 发现除张萃（2018 ）在研究中发现社会网络对城镇居民创业行为影响为负、但在统计上并不显著以外， 绝大多数 发现社会网络对创业行为存在 显著 正向影响 。如以下国内代表性文章：

　：

　蔡栋梁，邱黎源，孟晓雨，马双，2018，流动性约束、社会资本—基于 CHFS 数据的实证研究，管理世界（5）：79-94. 陈刚，2015，管制与创业—来自中国的微观证据，管理世界（5）：89-99. 胡金焱，张博，2014，社会网络、民间融资与家庭创业——基于中国城乡差异的实证分析，金融研究（10）：148-163. 马光荣，杨恩艳，2011，社会网络、非正规金融与创业，经济研究（3）：83-94. 宁光杰，2012，自我雇佣还是成为工资获得者？中国农村外出劳动力的就业选择和收入差异，管理世界（1）：54-66. 王春超，冯大威，2018，中国乡-城移民创业行为的决定机制—基于社会关系网的分析视角，经济学(季刊) （1）：355-382. 尹志超，宋全云，吴雨，彭嫦燕，2015，金融知识、创业决策和创业动机，管理世界（1）：87-98. 张萃，2018，什么使城市更有利于创业？经济研究，2018（4）：151-166. 本文 中 社会网络的系数之所以显著为负，可能由于以下几个方面的原因 。作者一一进行了检验：

　：

　第一，社会网络衡量指标不同。关于社会网络的代理变量，以往文献对社会网络的衡

　量指标主要有：求职网、礼金支出网、拜年网等。结合数据的可得性，本文中用春节通过见面/打电话/写信/发电子邮件等方式问候过的亲戚、朋友和熟人数量（人），即拜年网作为社会网络代理指标。

　为了检验 是否是因为 衡量指标选取的不同 而 造成研究结论的不同，本文选取了 该数据中 另外一个反映社会网络的常用指标“过去一年给你帮过忙的人( 比如借钱、找工作、帮忙照顾孩子，或者说碰到问题找人谈心, 让人出主意等) ”， 重新估计了创业选择方程。表 1 第（1）、（2）列分别报告了采用两种社会网络衡量指标下的估计结果，可以发现社会网络系数依然显著为负，其他控制变量结果也基本保持一致。且上述所列文献中，对社会网络衡量指标的选取也存在一定差异，如马光荣和杨恩艳（2011）

　以” “礼金支出”、宁光杰（2012）以 “在过去 12 ” 个月帮助过被调查者的人的数量”、 陈刚（2015）以 “春节期间” 与受访者家庭互相拜年、交往的人数”、尹志超等（2015）以” “家庭转移性支出”、蔡栋梁等（2018）以” “外出就餐的支出金额”、王春超和冯大威（2018）以 “春节通过见面/ 打电话/ 写信/ 发电子邮件等方式问候过的亲戚、朋友和熟人数量（人）”分别作为社会网络的衡量指标，均发现社会网络对创业行为存在显著正向影响。

　因此本文判断并不是衡量指标选取问题造成的估计结果相反。

　表 1 替换社会网络指标的估计结果 (1) (2) 二元 Probit 模型（创业者=1，工资获得者=0）

　家庭财富 0.0034*** 0.0032*** (0.0007) (0.0007) 年龄 0.0049 0.0042 (0.0054) (0.0055) 年龄平方 -0.0090 -0.0081 (0.0064) (0.0065) 男性 0.0297*** 0.0295*** (0.0098) (0.0098) 已婚 0.0490* 0.0455* (0.0260) (0.0263) 少数民族 0.0028 0.0034 (0.0410) (0.0411) 健康状况 -0.0090 -0.0114 (0.0337) (0.0338) 受教育水平 -0.0204*** -0.0214*** (0.0018) (0.0018) 决策能力 0.0301*** 0.0304*** (0.0082) (0.0083) 自信 0.0110 0.0100 (0.0097) (0.0097) 风险偏好 0.0118*** 0.0106*** (0.0039) (0.0039) 社会网络 -0.0218*** -0.0162*** (0.0061) (0.0050) 创业氛围 0.0014*** 0.0012*** (0.0004) (0.0004) 经济发展水平 0.0045 -0.0005

　(0.0174) (0.0174) 工资水平 -0.0055 -0.0068 (0.0059) (0.0059) 失业率 -0.0018 -0.0019 (0.0062) (0.0062) 样本量 3669 3667 第二，研究对象不同。

　已有 创业 问题 研究关注的对象多为 农民工（宁光杰，2012； ； 王春超和冯大威，2018）

　）

　、农民 或农户 （马光荣和杨恩艳，2011 ）以及全部 劳动力（ 陈刚，2015； ；尹志超等，2015 ；蔡栋梁 等，2018）

　）

　，而本文只关注城镇居民。

　城镇居民在劳动力市场的竞争力及就业形式均异于农民工和农民。

　本文采用的数据为 2008 年中国家庭收入项目调查数据(CHIPS2008)，该调查项目包含三个子样本：城镇住户、农村住户及农民工。本文重点考察了城镇居民的创业行为。宁光杰（2012）以及王春超和冯大威（2018）利用同一份数据中的农民工样本研究了农民工的创业行为的驱动因素，均发现社会网络对创业行为存在显著正向影响。

　而张萃（ （2018）

　）

　利用同一份数据中的 城镇住户样本 研究发现 社会网络系数为负，但在统计上并不显著 。

　因此，研究对象的不同可能是造成研究结论相反的原因之一。

　第三， 创业者的识别 方法 问题。

　与既有相关实证研究保持一致，本文基于创业者 “从事独立生产经营活动”的特性，将自我经营者定义为 创业者；将长期工（包括固定工和长期合同工）、短期工（包括短期合同工及无合同的临时工）和打零工的样本归为工资获得者。

　但该种定义方式下，创业活动 的“准入门槛”较低，无法综合反映创业活动的创新性、开拓性和冒险性。

　创业活动的就业质量并不高于工资性工作（王春超和冯大威，2018 ）。利用本文研究数据计算发现工资性工作、“自雇型”创业和“雇主型”创业的平均工资分别为 2623、2214.3 和 4420.7 元，因此从收入比较来看，“雇主型”创业优于工资性工作，但“自雇型”创业劣于工资性工作。研究样本中，创业者比例分别为 8.91%，其中“自雇型”创业者和“雇主型”创业者比例分别为5.28%和 3.63%，“自雇型”创业仍然是我国城镇居民创业选择的主要形式。

　因此在界定创业活动的基础上，本文进一步区分了其异质性。根据自我经营活动中家庭以外雇员的数量，将雇员数量为 0 的创业则定义为 “自雇型”创业，雇员数量大于等于 1的定义为 “雇主型”创业。从事“雇主型”创业的个体，一般在劳动力市场上享有足够就业机会，从事创业的动机更多是主动追求更高的收入，其经营规模较大，“准入门槛”也相对较高，从事的创业活动多为私营企业，一般称之为” “主动型创业”。而从事“自雇型”创业的个体，往往是就业市场的弱势群体，“自雇型”创业更多是其缺乏正规就业机会的被动选择，从事创业的动机更多是实现就业，从事的创业活动多为个体户，一般称之为 “被动型创” 业”。

　如果基于 “社会网络可以通过提供信息与资源的支持，帮助个体更好地识别创业机会及获取创业资源，因此是有利于促进创业活动的”的理论分析， 社会网络是有助于“主动型”创业的。因此本文补充了社会网络对不同类型创业活动的异质性影响，如表 2 所示，发 发现社会网络对选择“自雇型”创业影响显著为负，但对选择“雇主型”创业影响显著为正。

　表 2 社会网络对不同类型创业活动的异质性影响 (1) (2) “自雇型”创业 “雇主型”创业 家庭财富 0.0366*** 0.0223*** (0.0070) (0.0084)

　社会网络 -0.0224*** 0.0270*** (0.0050) (0.0038) 控制变量 有 有 样本量 3669 3669 相应的，在修改稿中，作者对社会网络系数的解释进行了调整：

　社会网络系数显著为负，这一结论与既有多数研究相反。一方面可能是因为已有研究关注的对象多为农民工（宁光杰，2012；王春超和冯大威，2018）、农民（马光荣和杨恩艳，2011）以及全部劳动力（陈刚，2015；尹志超等，2015；蔡栋梁等，2018），而本文重点关注城镇居民，城镇居民在劳动力市场的竞争力及就业形式均异于农民工和农民；另一方面可能是因为本文依据“从事独立生产经营活动”这一标准界定的创业活动“准入门槛”较低，创业活动的就业质量并不高于工资性工作（王春超和冯大威，2018）

　。后文本文讨论了创业活动的异质性，发现社会网络对选择“自雇型”创业影响显著为负，但对选择“雇主型”创业影响显著为正。

　以上为作者对该问题的 回答，感谢审稿人的细致工作。

　审稿人提出的问题“4. 资本约束在家庭财富与创业之间的机制作用尽管可能较“ 显而易见” ，但文章并没有直接检验其机制，也没有间接验证当个体面临较大的资本约束时会降低其创业可能性（这可能是可以努力的方向，哪怕是自有和外部资金其中一方面，如家庭财富少— 加重信贷约束— 降低创业概率）。这一点对于文章体系的完整性很重要，建议作者重点考虑。处于家庭财富与创业中间环节的资本约束机制得到检验，政策启示才能得到支撑。

　（这也是目前政策启示与文章结论及相关工作之间衔接不够有力的主要症结）。”

　作者完全同意审稿人的意见。在基于创业选择模型的理论分析部分，本文提出“家庭财富越多，一方面在创业过程中可以利用的自有资本资源越多，另一方面在资本市场可以获取的外部资本资源也越多，从而有利于实现最优资本投入，提高个体的创业概率。” 这一假说包含两层含义：第一，家庭财富 增多有利于 提高创业概率；第二，家庭财富增多 有助于获取外部资本资源、 降低信贷约束。在实证分析中，本文只是验证了家庭财富对创业概率的正向影响，但没有检验家庭财富降低信贷约束这一作用机制。

　在修改稿中，虽然作者将题目调整为 “家庭财富与城镇居民创业行为研究”。但依然需要对降低信贷约束这一作用机制进行检验。

　因此，作者在修改稿中补充了机制检验部分。具体内容见下文：

　（四）机制检验 上述分析表明，家庭财富能够显著提升城镇居民创业概率，本文进一步对其影响机制进行检验。在理论分析部分，本文提出家庭财富越多，一方面在创业过程中可以利用的自有资本资源越多，另一方面在资本市场可以获取的外部资本资源也越多，从而有利于实现最优资本投入，提高个体的创业概率。为了检验家庭财富的增多是否有利于获取外部资本资源，本文采用如下检验思路：引入中介变量——是否受信贷约束，该变量为 0-1 二元类别变量，家庭受信贷约束，则取值为 1，否则取值为 0，通过估计选择方程检验家庭财富是否有助于降低家庭受信贷约束的概率。

　CHIPS2008 问卷中住户基本情况与家庭资产部分，依次询问了受访家庭“您或您家里的其他人向金融机构、工作单位、私人申请过贷款吗？”，回答选项包括四类：①没有，不需要借 ②没有，借不到钱③借过，但没借到 ④借过，并借到了钱。参照程郁和罗丹（2009）以及翁辰和张兵（2015）对信贷约束的衡量方法，本文将选择“②没有，借不到钱”和“③借过，但没借到”的定义为受信贷约束家庭，将选择“①没有，不需要借”和“④借过，并借到了钱”定义为不受信贷约束家庭。本文分别以三种不同类别信贷约束变量作为被解释变

　量，以家庭财富作为核心解释变量，通过估计选择方程判断降低信贷约束的机制是否存在。表 3 为估计结果，可以发现随着家庭财富的增多，会显著降低家庭面临的来自银行和工作单位的信贷约束，验证了上述机制的存在。

　表 3 家庭财富对创业行为的影响——机制检验

　(2) (3) (4)

　二元 Probit 模型（受信贷约束=1，不受信贷约束=0）

　银行 工作单位 私人 家庭财富 -0.0025*** -0.0013* -0.0006

　(0.0009) (0.0007) (0.0006) 控制变量 有 有 有 样本量 4366 4368 4368 注：***，**，*分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著。所报告系数为边际系数。考虑到同一城市不同个体的随机扰动项可能存在相关性，括号中报告的是经过城市层面聚类调整的稳健标准误。由于因变量为家庭层面指标，因此本文选择的控制变量包括户主年龄、年龄平方、性别、婚姻状况、民族成分、健康状况、教育及家庭社会网络，限于篇幅，不再进行报告。

　以上为作者对该问题的回答， 原文中确实没有将“家庭财富增多 —— 信贷约束减弱 —— 创业概率提升”这一链条串联起来，造成研究内容的不完整。

　感谢审稿人提出的建议。

　作者感谢审稿人抽出宝贵时间对论文进行及时的评审。我们根据修改意见和建议进行了细致地修改，文章的质量也因此得到了显著的提升。当然，论文中的一切错误和不足由作者承担。

　祝工作顺利、万事如意！

　本文作者