杨碧云，毛钦兵，易行健,2

(1. 广东外语外贸大学 金融学院，广东 广州 510006；2. 广东金融学院 金融与投资学院，广东 广州 510521)

一、引言

自2014年起，我国的最终消费需求已取代资本形成总额成为拉动GDP增长的最大需求项，而居民消费是其最大组成部分。从居民消费率来看，我国居民消费率与世界平均居民消费率相比仍存在较大差距。[1]50-64同时由于新冠疫情的爆发，居民家庭在就业创收上受到巨大冲击，传导至最终消费需求上则表现为居民消费增长疲软，预防性储蓄增加。根据2020年国民经济和社会发展统计公报显示，城镇新增就业人数出现明显下滑，年度农民工群体(1)年度农民工数量包括年内在本乡镇以外从业6个月及以上的外出农民工和在本乡镇内从事非农产业6个月及以上的本地农民工。相比上年下降1.8%，全年最终消费支出拉动国内生产总值下降0.5个百分点；全国居民人均消费支出实际下降4.0%，其中城镇和农村分别下降6.0%和0.1%(2)扣除了价格因素。。由居民消费理论可知，收入是消费的决定性因素，而就业又是居民收入的决定性因素，在“六稳”“六保”政策(3)2018年7月召开的中央经济工作会议首次提出“六稳”方针，分别为“稳就业、稳金融、稳外贸、稳外资、稳投资、稳预期工作”；“六保”则在2020年4月的中共中央政治局会议中提出，分别为“保居民就业、保基本民生、保市场主体、保粮食能源安全、保产业链供应链稳定、保基层运转”。中，首要的工作便是“稳就业”以及“保就业”，只有保障居民就业，才能稳定居民收入，最终稳定居民消费，带动经济增长。因此，如何引导居民就业，缓解疫情冲击所带来的失业问题，进而刺激居民消费，是当下保障国民经济平稳健康发展的重要工作。

大量研究表明，创业是解决居民就业，提高居民收入的有效途径，[2]274-298,[3]1329-1372而在“互联网+”业态快速发展的当下，居民创业的可能性也大大提高，[4]134-147因此，居民家庭的创业行为可能在促进居民消费增长上能够发挥重要作用。已有的研究更多是讨论了创业活动对宏观经济的影响，关于创业行为的微观经济效应的研究不多，比如Bruton et al.[5]683-689的研究认为创业能够通过改善家庭的经济条件，对贫困者的生活水平产生积极影响。其中，通过创业所带来的收入增长是降低贫困的主要渠道，这一增收效果已被相关文献证明。[6]180-193,[7]28-42同时，创业能够提高居民家庭幸福感，周烁等[8]26-45基于幸福经济学视角分析了居民家庭的创业行为，他们发现，虽然创业降低了个体的生活满意度，但提高了工作满意度以及整体的幸福感。创业还会影响个体的身体健康状况。Meng et al.[9]155-195发现，将自我雇佣纳入控制变量来解释农民工的精神健康问题存在显著的负向影响；然而赵建国等[10]184-204的研究却得到相反的结论，他们认为，农民工的自我雇佣行为对身体健康状况具有显著的正向影响，并且机会型自雇者的自评健康效应高于生存型自雇者。

在现有研究中关于家庭创业与居民消费的实证研究也很少。徐佳等[11]43-60的研究虽然表明创业行为能够缩小高收入与低收入家庭间的消费差距，但是只是通过一系列统计性描述和简单的实证分析得出结论，并未系统地论证创业行为与居民消费的因果关系。而刘丽丽等[12]3-13给出了自雇行为与居民消费的因果识别，她认为农民工的自雇行为显著地提高了消费水平，并且该效应主要来自机会型自雇，生存型自雇对消费并没有显著影响，但该研究仅限于农民工群体，整体代表性相对不足。

鉴于已有研究的不足，本文利用2017年中国家庭金融调查数据(CHFS)，旨在研究创业行为与居民消费的关系，并对内在的影响机制进行深入分析。这既有利于在“大众创新、万众创业”的新时代背景下鼓励居民创新创业，同时也有利于在疫情期间，通过引导居民自主创业来缓解失业压力，进而稳定居民消费，对畅通国内大循环、扩大居民内需具有重要作用。本文的主要贡献有以下几点：首先，本文基于代表性的中国家庭金融调查微观数据，从城乡总体样本的角度分析了家庭的创业行为与居民消费的关系，并对内在的影响机制进行了探讨，对已有文献进行了补充；其次，本文利用工具变量法、处理效应模型、倾向得分匹配以及平衡面板数据回归的方法较好地缓解了模型估计的内生性问题，提高了估计结果的可信度；最后，通过识别创业对居民消费的异质性结果，为差异化引导居民创新创业，进而带动内需增长提供了政策参考。

二、理论假说

根据生命周期的持久收入假说，消费最主要的决定性因素是家庭的永久性收入，这意味着当居民预期未来家庭的收入会增加时，当前的消费支出也可能会增加。而从已有的文献研究来看，Berglann et al.[6]180-193基于挪威个体研究数据发现，创业者的货币回报为正，且创业者的货币回报高于非创业者。王春超等[7]28-42也得出类似的结论，即创业相对工资性工作存在显著收入溢价，且随着收入分位数水平的提高，收入溢价水平也越高。徐佳等[11]43-60则通过数据的统计性描述发现，创业者的平均收入远高于非创业者。因此，创业行为可能通过影响居民收入进而影响居民消费。

另外，现有文献认为，相对于受雇者，自雇者在社会网络的积累方面具有显著优势。[13]198-224，245-246王春超等[7]28-42基于分组描述性统计发现，创业者的社会网络显著高于非创业者的社会网络，并且赵建国等[10]184-204的研究证明，创业能够通过提高个体的社会资本进而改善身体状况。而社会网络作为家庭的一种非正式的保障机制[14]326-350，在促进居民消费方面产生了积极影响。易行健等[15]43-51，187的研究表明，家庭社会网络在降低居民储蓄率，提高居民消费上具有显著影响，这意味着，通过创业所带来的家庭社会网络扩大，可能是创业影响居民消费的重要渠道。基于以上分析，本文提出假说1和假说2。

假说1：创业行为能够显著地促进居民消费。

假说2：创业行为能够通过提高居民收入以及扩大家庭社会网络来促进居民消费。

一般来说，个体创业所带来的经济效益一方面内生于自身的要素禀赋(受教育程度、风险态度等)，另一方面也与外生的要素供给有关(如制度环境、政策支持等)。[16]133-136林毅夫[17]1-32认为，外生供给的基础设置对于一国企业的生存能力至关重要，因为它能影响每个企业的交易费用和投资边际回报。而这些外生供给的基础设置基本都来自政府的财政支持。陈旭东等[18]25-32通过分析地方政府财政支出与创业活动的关系发现，财政支出规模对创业活动数量及创业活动质量均具有滞后的积极作用。因此，地方政府的财政支出差异可能导致创业行为对居民消费产生异质性影响。另外，区域间的金融发展水平差异也是影响居民创业的重要因素。Bianchi[19]273-286基于理论模型研究证明，完善的金融体系能够缓解个体创业的资金约束，从而激发企业家才能，提高创业可能性；李磊等[20]193-206通过整合多套微观数据研究发现，金融发展程度越高的地区，个人选择成为私营企业主的概率越高，原因在于金融发展水平高的地区金融约束相对较低。因此，地区间的金融发展差异可能会导致创业行为对居民消费产生异质性影响。由此，本文提出假说3。

假说3：创业对居民消费的影响存在区域异质性，在政府财政支出占比较高以及金融发展水平较高的地区，创业对居民消费的促进作用更大。

三、模型设定、变量选取与数据描述

(一)模型设定

首先，我们构建如下基准回归模型来分析创业与居民消费的关系：

Ln(consumptionij)=αij+βijbusi_dummyij

+γijXij+ηi+εij

(1)

其中，consumptionij表示第i个城市第j个家庭的总消费支出，为了避免极端值所带来的估计偏误，本文对家庭总消费进行了对数化处理；αij表示回归模型的截距项；busi_dummyij是本文关注的核心解释变量，代表家庭是否创业的二值变量；根据第二部分的推断，本文预期估计系数βij显著为正，表明家庭的创业行为对居民消费存在显著的促进作用；Xij是本文的一系列控制变量，包括户主特征变量、家庭特征变量以及区域经济变量；本文还控制了居民家庭所在城市的固定效应ηi；εij则代表模型估计的残差项。

(二)数据来源及处理

本文所使用的数据来自西南财经大学在2017年开展的中国家庭金融调查(China Household Finance Survey，简称CHFS)微观数据，总样本覆盖全国29个省，样本规模达到40 011户家庭。本文在数据处理上首先保留了个体在回答问卷时为户主的家庭样本，同时删除户主年龄小于22岁、大于80岁的家庭样本(4)一般来说，个体在22岁左右结束大学教育，因此在此之前进入社会从事创业活动的可能性较低；其次，根据本文的户主在不同年龄阶段的创业数据来看，大于80岁的户主家庭的创业数量非常少，而在60～80岁之间的样本仍存在创业样本家庭，因此，本文保留了户主年龄22岁至80岁的样本家庭。。其次为了避免异常值的干扰，本文删除了家庭总收入、净资产小于0的样本，同时对家庭总收入、净资产、总消费、总负债进行上下1%的截尾处理。最后删除主要变量缺失值后剩余观测样本22 104个。另外，本文在稳健性检验中使用了2011—2015年的中国家庭金融调查平衡面板数据以及2016—2018年的中国家庭追踪调查(CFPS)平衡面板数据进行分析。其他宏观层面变量数据来自《中国统计年鉴》。

(三)变量选取

1.被解释变量

本文的被解释变量为家庭总消费支出。CHFS2017详细询问了居民家庭的各类消费支出数据，我们根据中华人民共和国国家统计局公布的《居民消费支出分类(2013)》将食品烟酒消费、衣着消费、居住消费、生活用品及服务消费、医疗保健消费、交通通信消费、文教娱乐消费、其他消费等八大类消费加总得到家庭总消费，在实证回归中我们对家庭总消费进行了对数化处理。另外，本文借鉴易行健等[21]47-67的做法，进一步将食品、衣着、居住、其他用品及服务支出归为生存型消费，家庭设备及用品、医疗保健、交通通信支出归为发展型消费，娱乐、旅游以及奢侈品等支出归为享受型消费，用以考察创业行为对居民消费结构的影响。

2.核心解释变量

本文的核心解释变量为“居民家庭是否创业”这个二值变量。关于家庭“是否创业”这一变量的衡量，已有文献主要是基于问卷中家庭成员是否从事独立生产经营活动这一特性来进行衡量的。考虑到本文所使用的研究数据为中国家庭金融调查(CHFS)研究数据，因此，本文借鉴尹志超等[22]87-98的做法，根据CHFS2017年问卷中的问题“目前，您家是否从事工商业生产经营项目，包括个体户、租赁、运输、网店、经营企业等？”，我们将回答为“是”的家庭定义为创业样本，并赋值为1，否则赋值为0。我们进一步借鉴尹志超等[22]87-98的做法，对创业的动机进行了区分，包括生存型创业和主动型创业。另外，我们还借鉴了王春超和冯大威[7]28-42的做法，将家庭创业行为划分为自雇创业行为和雇主创业行为。

3.其他控制变量(5)限于篇幅，本文没有在正文中报告主要变量的描述性统计结果，如读者感兴趣，可向作者获取。

考虑到模型估计中可能因遗漏变量问题而产生估计偏差，本文加入了尽可能多的控制变量。主要借鉴易行健等[15]43-51，187的做法，控制了如下几类变量：(1)户主特征变量，包括户主性别(男性=1，女性=0)、年龄、受教育年限、身体状况(身体健康=1，不健康=0)、是否已婚(已婚=1，未婚=0)、风险态度(6)CHFS2017问卷中关于居民风险态度的问题只询问了新用户，因此，本文结合CHFS2015的数据，假定旧受访户的风险态度不发生改变，通过合并CHFS2015与CHFS2017的数据，将旧受访户在2015年问卷中的风险态度赋值到2017年数据中。具体关于风险态度的问题为：“如果您有一笔资金用于投资，您最愿意选择哪种投资项目？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4和5的家庭定义为风险厌恶家庭，选择3的家庭定义为风险中性家庭，选择1和2的家庭定义为风险偏好家庭。、户籍(农户=1，其他=0)；(2)家庭特征变量，包括家庭人口规模、少儿人口占比(0～16岁小孩占家庭总人口的比值)、老年人口占比(65岁以上老人占家庭总人口的比值)、家庭总收入、家庭总负债、家庭净资产、是否参与社会养老保险、是否参与社会医疗保险、是否参与失业保险以及是否参与商业保险(参与=1，否则=0)；(3)区域经济变量，以家庭所在地级市人均GDP来表示。另外，为了避免其他因素的干扰，我们还在实证中加入地级市虚拟变量，以控制城市固定效应。

四、实证分析

(一)创业行为对居民消费影响的基准分析

1.创业行为对居民家庭总消费的影响

表1报告了创业行为对居民家庭总消费影响的基准回归结果。本文主要关注核心解释变量“创业”的回归系数的显著性，其中第(1)列为单变量回归分析，第(2)(3)列为依次添加户主特征变量、家庭特征变量以及区域经济变量后的回归结果，并且三次回归均控制了城市固定效应。我们发现，通过逐步添加控制变量依然不影响创业行为对居民家庭总消费的正向作用效果，即“创业”变量的回归系数均显著为正，由此表明本文假说1是成立的。

表1 创业行为对居民家庭总消费的影响

从其他控制变量的回归结果来看(7)限于篇幅，其他控制变量的回归结果没有在正文中报告，如读者感兴趣，可向作者获取。，首先，户主为男性、农村户口以及老年人口占比更高的家庭，对居民消费存在显著的抑制作用，这与已有的大部分研究结论一致；其次，居民家庭的“消费—年龄曲线”表现为倒“U”型特征，这与经典的生命周期理论假说一致，即家庭的储蓄率在消费者青年时期较低，中年时期达到最高，老年时期又开始下降。另外，户主风险偏好程度较高、受教育程度越高、已婚以及家庭人口规模越大均会对居民消费产生显著的促进作用。而从家庭经济变量来看，家庭参与社会养老保险以及商业保险对居民消费均存在显著的正向作用，但本文并没有发现社会医疗保险与居民消费之间的正向关系，这可能是随着居民社会医疗保险参与的提高，由此带来的居民消费差异在逐渐消失，并且由于商业医疗保险的发展，使得居民家庭对社会医疗保险的依赖程度下降。另外，失业保险对居民消费也没有显著影响。最后，本文发现家庭负债对居民消费也有显著的正向促进作用，表明我国居民家庭存在“越负债，越消费”现象。

2.创业行为对居民消费结构的影响

创业作为改善家庭经济活动的一种经济行为[5]683-689，在促进居民消费结构升级上发挥了重要作用。基于此，我们进一步探讨了创业行为对不同类型居民消费的影响，实证结果如表2所示。我们发现，不论是生存型消费、发展型消费还是享受型消费，创业的正向促进作用都存在，表明创业对居民消费的促进作用具有普遍性；另外，从经济显著性来看，创业对居民享受型消费的促进效果远大于对生存型消费以及发展型消费的促进效果，并且创业对居民生存型消费的促进作用最小。由此可见，家庭创业行为能够显著地改善居民消费结构，促进居民消费升级。

表2 创业行为对不同类型居民消费的影响

3.不同类别创业行为对居民家庭总消费的影响

创业动机的不同可能导致创业对居民消费的影响存在较大差异。通过对创业动机进行区分，可将创业行为分为主动型创业和生存型创业。[22]87-89相对于主动型创业，生存型企业带来的收入回报更多的是满足生活所需，生存型创业者更希望企业维持现状或小规模发展，所以生存型创业的收入回报相对于主动型创业可能更低。[23]2-8这意味着生存型创业对居民消费的影响可能小于主动型创业所带来的影响。同时，个体创业规模的差异也可能对居民消费产生不同的影响。既当雇主又当雇员的自我雇佣型创业者其经营规模往往较小，而对于存在雇佣劳动力行为的雇主来说，其经营规模相对更大，货币回报也相对更高。由此，本文猜想，自我雇佣型创业对居民消费的影响可能要小于雇主型创业对居民消费的影响。

表3第(1)(2)列分别报告了生存型创业与主动型创业对居民消费影响的实证结果。在同时加入所有控制变量后我们发现，主动型创业对居民消费的促进作用远大于生存型创业，这进一步验证了本文的猜想。接下来分析家庭创业规模差异对居民消费是否存在不同的影响，回归结果见表3第(3)(4)列，依然证明本文的猜想，即雇主型创业对居民消费的促进作用显著大于自我雇佣型创业。

表3 不同创业行为对居民家庭总消费的影响

(二)机制分析

根据第二部分的理论分析可知，创业影响居民消费的渠道可能在于改善了居民收入以及扩大了居民家庭社会网络。创业对居民收入的正向影响在前文已有较多讨论，并且较多文献的研究结论证明了两者之间的正相关关系。[6]180-193,[7] 28-42本文出于结论的稳健性考虑，在表4的第(1)列报告了创业对居民收入影响的实证结果，其他控制变量与上文一致，我们依然发现，创业能够显著地提高居民收入。而根据本文基准回归表1第(3)列的结果来看，家庭总收入作为控制变量进入回归方程中，在控制了其他变量后，家庭总收入对居民消费的估计系数显著为正，由此说明创业的确能够通过提高居民收入进而促进居民消费。

进一步地，家庭社会网络的扩大也可能是创业促进居民消费的一个重要渠道。首先，本文借鉴易行健等[15]43-51，187的做法，将家庭的节假日及“礼金支出”定义为家庭社会网络的代理变量。其次，设定如下中介效应模型来验证社会网络渠道是否成立。模型(2)用于分析创业是否显著扩大了家庭社会网络，模型(3)在模型(1)的基础上加入社会网络的机制变量，其中Social_netij代表第i个城市第j个家庭的社会网络。

Social_netij=αij+βijbusi_dummyij+γijXij+ηi+εij

(2)

Ln(consumptionij)=αij+βijbusi_dummyij

+λijSocial_netij+γijXij+ηi+εij

(3)

表4第(2)(3)列报告了中介效应模型的回归结果，其中第(2)列结果显示，家庭的创业活动显著扩大了家庭社会网络，估计系数在10%的水平上显著。第(3)列在加入社会网络机制变量后，结果显示创业与社会网络两个变量对居民消费均表现出正向促进的效果。进一步观察创业的估计系数大小变化，与基准结果相比，表4第(3)列中的创业估计系数要小于表1第(3)列中的估计系数，说明在加入社会网络机制变量后，创业对居民消费的作用效果有所减弱，即创业对居民消费的促进作用有一部分被社会网络吸收。由此表明，创业能够通过扩大家庭的社会网络促进居民消费。综上表明，本文假说2成立。

表4 机制分析

(三)异质性分析

1.分不同区域的异质性分析

根据假说3的理论分析，我们认为，家庭创业行为对居民消费的促进作用可能会受到所在地区政府财政投入水平高低以及金融发展水平高低的影响。所在地区政府财政投入越高，家庭的创业营商环境可能更好，比如相关科技投入、财政补贴以及社会保障等方面，这些在一定程度上降低了企业的经营成本。另外，更高的金融发展水平可能会使得居民更容易获得创业资金，从而开展创业活动。[19]193-206因此，对于政府财政投入较多以及金融发展水平更高的地区，创业对居民消费的促进作用也可能更大。

为了验证这一可能存在的异质性影响，我们以居民所在地级市政府财政支出总额占所在地级市GDP之比来衡量地区的财政支出高低，以居民所在地级市金融机构贷款余额占所在地级市GDP之比来衡量地区金融发展水平，并按均值水平划分为高低两组。根据表5第(1)～(4)列的分组回归结果显示，地区政府财政支出占GDP比重较高以及金融发展水平越高的地区，创业对居民消费的促进作用也更大。由此表明，本文假说3也成立。

表5 基于地区政府财政支出占比以及金融发展程度的异质性分析

2.分不同群体的异质性分析

收入不平等是导致我国居民家庭“低消费、高储蓄”的一个重要原因[24]33-49。那么创业的增收效应是否能够在边际上更多地转化为居民消费，即创业对居民消费的促进作用可能在低收入群体中更大。为了证实这一理论分析，我们将全样本家庭收入均值分成低收入与高收入两组进行回归分析，从表6第(1)(2)列的回归结果来看，创业对居民消费的促进作用在低收入家庭样本中更大，这与徐佳等[11]43-60的研究结论基本一致。

进一步地，本文分析了创业行为对居民消费的影响是否在贫困户与非贫困户(8)国际上的贫困家庭划分标准是根据人日均消费水平来衡量的，但考虑到本文在数据处理上对居民消费进行了截尾处理，这可能造成衡量偏误，因此本文借鉴单德朋等[25] 52-62的做法，将家庭年人均可支配收入低于2016年全国人均可支配收入50%的定义为相对贫困家庭，赋值为1，反之为0。之间存在显著差异。这一分析的理论基础源于创业行为在改善家庭经济条件，降低家庭贫困上发挥了重要作用[5]683-689，而国际上针对贫困家庭的划分是根据居民消费水平来考量的(9)根据世界银行2015年的贫困标准，将家庭日人均消费低于1.9美元和3.1美元的界定为贫困家庭。，因此，创业对居民消费的促进作用是否在贫困家庭样本中更大呢？表6第(3)(4)列报告了对应分组回归的结果，我们发现，创业对居民消费的促进作用在贫困户家庭中更大，说明创业不仅能够降低家庭贫困，还能缓解不同家庭之间的消费不平等。

表6 不同收入阶层以及是否为贫困户的异质性分析

(四)稳健性分析(10) 限于篇幅，本文未对稳健性检验的结果进行报告，有兴趣的读者可联系笔者获取。

1.内生性处理——工具变量法

本文基准回归模型估计中的创业行为可能存在反向因果问题，居民消费越低的家庭，可能越有动机通过创业活动来改善家庭的消费水平。此外，还可能存在同时影响家庭创业行为与消费的遗漏变量的问题。为了缓解因反向因果关系以及遗漏相关变量所导致的内生性问题，本文选取同一社区除本家庭外其他家庭的创业比例(11)我们根据(社区内总的创业家庭个数-家庭是否创业这一变量)/(社区总的家庭个数-1)计算得到。作为家庭创业行为的工具变量(12)该工具变量同时满足相关性以及外生性两个条件，同一社区内具有相同特征的群体内的个体会相互影响，这意味着社区内的创业氛围与单个家庭的创业行为存在相关关系；而其他家庭是否创业相对于本家庭的消费行为是外生的，因此，该工具变量存在理论可行性。。

根据工具变量第一、二阶段的估计结果我们发现，工具变量“社区内其他家庭的创业比例”的估计系数显著为正，说明相关性假设成立，并且第一阶段回归F值为493.59，大于10%偏误水平下的临界值16.38，因此不存在弱工具变量问题。而第二阶段回归结果显示，创业对居民消费的影响依然显著为正，说明创业对居民消费的正向促进作用是稳健的。对比创业变量在基准回归与工具变量回归后的估计系数，在工具变量回归后的估计系数扩大了6倍左右(13)Wei[26] 127-140通过对JF、JFE、RFS三大金融顶级期刊中的运用工具变量进行回归估计的255篇论文进行研究后发现，工具变量估计法将回归估计系数平均扩大了9倍，因此本文估计结果相对合理。。由于工具变量估计的结果属于“局部平均处理效应”，即同一社区内只有少部分居民家庭才会受到“社区内其他家庭的创业比例”的影响，而这部分受到影响的家庭往往相对于剩余部分的家庭可能在某些特征上比较突出，如学习能力强，家庭财富更多，从而导致更有动机去创业，也易受到社区内部创业氛围的影响，因而这部分居民家庭的消费水平也更高(14)另外，本文还进行了处理效应模型的估计以及倾向得分匹配的估计，均表明创业行为能够显著地提升居民消费。限于篇幅，我们没有在正文中报告出来，若读者感兴趣，可向作者索取。。

2.平衡面板数据回归

为了进一步降低不随时间变化的个体差异的影响，缓解遗漏变量估计偏误，本文利用中国家庭金融调查(CHFS)2011—2015年的数据整合成平衡面板数据进行回归。另外，出于稳健性考虑，本文还使用了中国家庭追踪调查(CFPS)2016—2018年数据整合成平衡面板数据进行估计(15)CFPS数据中我们借鉴周广肃等[4] 134-147的做法，根据“过去一年您家中是否有家庭成员从事个体经营或开办私营企业?”来定义家庭是否有创业行为，如果回答是，则定义创业取值为1，否则为0。，回归结果表明，无论采用截面数据或面板数据以及更换多种估计方法，创业对居民消费的影响始终为正，由此证明本文的结论非常稳健(16)由于CHFS与CFPS数据上的差异，我们针对CFPS平衡面板数据回归控制了户主性别、年龄、年龄的平方、是否已婚、受教育年限、健康状况、是否就业、家庭规模、户籍、家庭老年人口占比、家庭少儿人口占比、风险态度、家庭净资产、家庭纯收入以及家庭社会保障这些变量。。

3.缩小样本

张龙耀等[27]123-135指出，家庭的创业行为往往与财富水平正相关(17)本文通过对全样本居民家庭按财富均值高低进行分组后发现，低财富样本组家庭中的创业比例仅为7%，而高财富样本组家庭中的创业比例达到20%。，同时也与所在地区的经济发展水平正相关。而财富较高的家庭以及经济发展水平较高的地区消费水平都相对更高，这就可能导致创业对居民消费的正向作用是被财富水平较高的家庭或经济发展水平较高的地区所拉高的，进而带来估计偏误。为了解决这一可能存在的问题，本文将样本家庭分别限制在家庭财富高于所在地级市财富均值以及所在地级市人均GDP高于所在省份人均GDP均值的家庭上，实证回归结果证明创业对居民消费存在显著的促进作用。

五、结论和政策建议

本文在已有相关研究的基础上，利用中国家庭金融调查(CHFS)微观数据研究了家庭创业行为的微观经济效应，实证结果表明，创业能够显著地提高居民消费，通过内生性处理以及一系列稳健性检验后结论依然成立；并且创业对不同类型居民消费的促进作用也存在差异，其中对享受型消费的促进作用最大，其次为发展型消费，最后为生存型消费，说明创业在改善居民消费结构，促进居民消费升级上发挥了重要作用。另外，主动型创业相对于生存型创业对居民消费的促进作用也更大，而雇主型创业相对于自我雇佣型创业对居民消费的促进作用更大。通过机制分析发现，增加居民收入以及扩大家庭社会网络是创业提高居民消费的两个重要渠道。最后，异质性分析表明，在政府财政支出占比较高以及金融发展水平较高的地区，创业对居民消费的促进作用更大；并且相对于高收入以及非贫困户家庭，创业在改善低收入以及贫困户家庭的消费水平上发挥了更大的作用。

基于以上结论，本文提出以下几点政策建议：(1)创业在提高居民消费、促进居民消费升级上具有正向作用，因此要继续鼓励居民响应“大众创新、万众创业”的口号，通过加大政府财政投入，设立居民创业引导基金，解决居民创业在资金约束上的问题，另外政府也要有针对性地对企业实行“减税降费”的政策，让企业轻装上阵，激发居民创业的积极性；同时鼓励银行放贷，利用金融科技强化银行的信用风险识别机制，有利于银行进一步扩宽对中小企业的放贷范围。(2)创业能够在更大程度上提高低收入以及贫困户家庭的消费水平，因此要鼓励地方政府有组织地对低收入、贫困家庭进行相关创业知识培训，并给予优惠政策以激发居民的创业活力，从而扩大我国中等收入消费群体，带动内需增长。