信任对家庭创业决策的影响及机制探讨，本文主要内容关键词为：机制论文,家庭论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
近年来，中国经济面临转型升级，“就业难”的问题凸显。大量发展中国家的经验表明，创业对解决就业问题至关重要(Banerjee & Newman，1993；De Soto，2000)，创业形成的小微企业以及个体经营户，为发展中经济体提供了绝大部分的就业岗位(De Mel et al.，2008)。这些经验对处于中等收入水平下的中国尤为重要。正是在这样的背景下，“大众创业、万众创新”成为一项事关中国能否成功跨越“中等收入陷阱”的重要发展战略。 影响创业选择的因素很多，从宏观角度看，基础设施、法治环境、政府管制等都是重要的变量(陈刚，2015)；从微观角度看，资金、人力资本、社会资本无疑是影响个人和家庭创业决策的关键原因。作为一种关键的社会资本①，信任不仅是特定个人之间的一种关系，也可以存在于集体、组织和制度层面(Welter，2012)，对创业活动理应具有重要的影响。在经济学文献中，信任对经济增长的作用已经受到重视(Zak & Knack，2001；La Porta et al.，1997；Guiso et al.，2003)②。例如，Knack和Keefer(1997)对29个国家的研究发现，平均信任程度每提高一个标准差，一国的经济增长速度会提升1.5个标准差。但对于信任与创业的关系，现有文献的讨论还比较有限。信任这个词虽然频繁出现在与创业相关的文献中，但大多数文章没有对其进行准确的定义和直接的测量(Welter，2012)，或是仅把信任作为社会网络(social network)影响创业的一个中间传导机制来讨论(Kim & Aldrich，2005；Hoang & Antoncic，2003)。事实上，信任不仅是社会网络的结果，也可能是其前导(Smith & Lohrke，2008)，有必要将信任作为一个核心变量，考察其与创业的关系。 信任与创业的关系在中国具有更直接的现实意义。随着中国市场化进程的推进，人际信任逐年衰弱(杨明等，2011；辛自强，2015)，这对下一步的创新、创业，乃至经济的持续发展构成了巨大的挑战。据作者了解，国内关于信任与创业的研究还处于空白阶段③。本文旨在通过微观调查数据，估计人际信任对家庭创业决策的影响，并详细分析其影响机制，在弥补文献空缺的同时，也对当前如何促进创业的政策讨论提供一些参考。 本文利用中国家庭追踪调查(CFPS)数据来度量人际信任程度并考察其对家庭创业选择的影响。就创业变量而言，本文根据家庭是否参与经营活动来定义家庭层面的创业选择。就信任变量而言，本文根据受访者对“一般来说，您认为大多数人是可以信任的，还是和人相处要越小心越好？”这一问题的回答，来度量个人层面感知到的人际信任程度④。在样本家庭中，有51.7%的户主回答大多数人是可以信任的。该数据还汇报了受访者对父母、邻居、美国人、陌生人、干部以及医生的信任程度。本文将利用对不同人的信任感来度量不同范围的信任。其中，对父母和邻居的信任感，可以反映人际交往中的强联系(strong tie)，而与陌生人的信任感则可以反映人际交往中的弱联系(weak tie)。自Granovetter(1973)关于弱联系的开创性研究以来，文献越来越强调弱联系在社会交往和经济活动中的重要作用，尤其是在传播信息、发掘创业机会等方面的效果(Kwon & Arenius，2010)。 本文的实证研究发现，在控制住各种可能影响创业决策的变量之后，信任对家庭选择创业有显著的正向影响。在对“一般来说，您认为大多数人是可以信任的，还是和人相处要越小心越好？”这个问题的回答中，选择前者的人与选择后者的人相比，其家庭参与经营活动的概率要高2.3个百分点，这等于家庭平均创业概率的20.5%，说明信任的经济效果非常显著。我们进一步考察了这些创业家庭的资产规模和税后利润，发现信任能够显著提升创业的“强度”。为了克服潜在的内生性问题，本文进而采用了工具变量法。根据阮荣平等(2014)以及Wu(2015)的研究，宗教信仰能够促进社会资本的积累，从而影响到创业决策，因此我们利用CFPS村居调查问卷中各地宗教场所的数量作为信任的工具变量。此外，考虑到一个地区人口构成的复杂程度也会影响到信任的形成，我们还利用2005年全国人口抽样调查数据计算了各地姓氏的离散程度，一并作为信任的工具变量。工具变量法的回归结果显示，信任对创业的影响效果是稳健的。随后，本文重点考察了信任对创业产生影响的几个可能机制。例如，信任能够有效地降低短期收入变动对家庭消费的冲击，起到了分担风险的作用，这说明信任可能通过促进风险分担影响了创业决策。通过分别考察对父母、对邻居和对陌生人的信任的影响效果，我们证明了“弱联系”在促进创业方面的重要作用。另外，我们还考察了信任通过提升家庭社会网络、替代正规制度对创业产生影响等其他一些机制。 本文的以下结构安排如下：第二部分对信任影响创业的相关文献进行总结；第三部分介绍数据和实证模型；第四部分汇报基本的估计结果以及对模型的稳健性检验；第五部分探讨了信任对创业的影响机制；第六部分简要总结并讨论文章的政策含义。 二、信任对创业的影响机制：基于文献的分析 正如引言所指出的，信任本身是一个多维度的概念(Fulmer & Gelfand，2012)，它不仅是特定个人之间的一种关系，也可以存在于集体、组织和制度层面(Welter，2012)。信任是社会资本的重要组成，它不仅是社会网络的结果，也可能是其前导(Smith & Lohrke，2008)。通过对文献的梳理，我们认为信任可能从以下几个方面对创业活动产生影响。 首先，企业经营是一种承担风险和不确定性的行为(Knight，1921)。在企业初创时期，风险尤其显著。正如Mayer等(1995)所述，信任是“一方基于对对方某种行为的期待，尽管没有监督和控制的能力，仍将自己处于易受另一方行为伤害的境地的意愿”。信任感较强的人，具有“在困难时得到别人帮助”的预期，而这样的预期无疑会促使人们愿意在事前承担更多的风险。因此，信任可能通过分担风险从而促进创业。 其次，信任可以增加不同社会群体之间的信息流动(Putman，1993；Seligman，2000)。对人信任度比较高的人更能够接受别人与自己的不同，更愿意跟各种类型的人交往。根据Kirzner(1973)的创业警觉(alertness)理论，创业机会正是由人们之间信息的不对称性产生的。拥有别人所不了解的新信息，并且认识到其中的价值，是创业机会的来源(Shane，2000)。例如，Kwon和Arenius(2010)的跨国研究发现，信任感越强的国家的居民感知到创业机会的可能性更大，这尤其反映了弱联系在社会交往和经济活动中的重要作用。 再者，信任可以促进合作，形成社会资本(Fukuyama，1995)。在有信任的情况下，人们更愿意分享知识(Tsai & Ghoshal，1998)、形成社会网络(Kim & Aldrich，2005)、组织创业团队(Zolin et al.，2011)。同时，社会关系的建立和发展也会进一步促进甚至有可能改变人和人之间的信任关系(Smith & Lohrke，2008)。从这个角度来讲，信任和社会网络是不同维度的社会资本，且会相互影响。现有文献已经表明，社会网络能够帮助家庭从非正规金融渠道获得资金，从而促进创业(胡金焱、张博，2014)。信任感的提升，可能通过促进社会网络的形成，提高家庭选择创业的积极性。 此外，创业者往往需要克服制度缺陷、政府管制、认知障碍等诸多限制，这一点在发展中国家尤为重要(Puffer et al.，2010)。就制度环境而言，信任作为一种非正式制度(North，1990；Ingram & Clay，2000)，可以对正式制度进行补充或替代(Bradach & Eccles，1989)。例如，创业者常常面临小额借贷、质量保证、按时收款等涉及交易费用的问题，当通过正式制度难以解决、或者解决成本比较高时，基于信任与合作的非正式制度往往能够更快、更便宜地解决这类问题(De Soto，2000；Johnson et al.，2002)。Kim和Li(2014)考察了在新兴市场国家创业所面临的制度条件，发现社会信任起到了替代不完善的法治环境的作用，从而有助于创业活动。就认知障碍而言，新创企业由于没有被证明的经营业绩，也缺乏品牌和声誉，因此会面临其客户、供应商、投资人以及合作者在认知上的障碍(Stinchcombe，2013；Aldrich & Fiol，1994)，这在创业理论中被称为“新创的负债”(liability of newness)。这对自我雇佣型的非正式创业活动会更为严重(Khandekar & Young，1985)，因为这类创业者通常没有固定的经营场所，甚至可能没有进行工商注册。信任程度的提高，会帮助他们取得初始的客户、开展经营，以及获取创业资金等(Howorth & Moro，2006；Maxwell & Levesque，2014)。例如，Ding等(2015)发现，信任的程度和范围是促使个人做出天使投资的决定的两方面因素；Kwon和Arenius(2010)发现对陌生人的信任程度可以解释一个国家国民对“弱联系”的投资强度。 三、数据与实证模型 (一)数据和核心变量的构建 本文所使用的数据主要来自于中国家庭追踪调查(China Family Panel Studies，简称CFPS)。CFPS是由北京大学中国社会科学调查中心组织实施的两年一次的跟踪调查，旨在通过收集全国代表性村居、家庭和家庭成员的信息，来全面反映中国经济发展和社会变迁的状况。CFPS于2010年和2012年开展了两期全国调查。2010年的全国代表性样本涵盖了25个省份、106个县的9535户家庭，2012年成功追访到其中的8086户，成功追访率达到84.8%。由于只有2012年的调查问卷包含了信任的相关问题，而关于社会网络的相关变量来源于2010年的调查问卷，所以我们以2012年的数据为基础，并将2010年有关社会网络的数据匹配到2012年的数据上。 本文的关键变量为创业和信任。由于个体经营或开办企业通常是家庭成员联合决策的结果，本文选择在家庭层面来定义创业。我们根据CFPS调查中“过去一年，您家是否有家庭成员从事个体经营或开办私营企业”这一问题来构造关于创业选择一个二值虚拟变量。为了保证家庭成员仍然具有创业的活力且没有退出就业市场，我们将样本限定为户主不超过65岁的家庭。为了与家庭层面的创业决策对应，我们采用户主的受访信息来定义一个关于信任的虚拟变量⑤。在2012年CFPS成人问卷的“行为、精神状态与认知能力”部分，受访者被询问了一个二元选择问题——“一般来说，您认为大多数人是可以信任的，还是和人相处要越小心越好？”这个问题的回答中，如果选择前者则取值为1，否则为0。经过样本限定之后，本文的家庭数为5924户，创业比例为11.2%⑥，有51.7%的户主回答“大多数人是可以信任的”。问卷还继续追问了对父母、邻居、美国人、陌生人、干部以及医生的信任程度(0～10之间打分，分值越高，信任程度越强)。本文将利用对父母和对邻居信任来反映人际交往中的强联系，利用对陌生人的信任打分反映人际交往中的弱联系。在样本中，对父母的平均信任分值为9.04，对邻居的平均信任分值为6.48，对陌生人的平均信任分值为2.12。 我们首先利用县级层面的数据描绘信任和创业决策之间的散点图。由于CFPS在一个县的成人受访者只有一百多人，利用这个小样本来衡量一个县的创业人口比重会有比较大的误差，我们改用2005年全国人口抽样调查的数据计算各个县的创业人口比例⑦。如果将创业定义为职业为“自营劳动者”或“雇主”的成年人，各县平均的创业比例为7.9%。图1绘制了与CFPS调查相匹配的95个样本县的创业比例和根据该县受访者对信任问题的回答计算出的平均信任水平的散点图。可以看出，信任和创业人口比例之间呈现较为明显的正相关关系。 (二)实证模型 由于家庭的创业选择是一个二值虚拟变量，本文主要采用Probit模型来进行估计。
其中
表示第j省份i家庭是否创业的虚拟变量，
是信任虚拟变量，
表示家庭层面和户主信息的控制变量，
表示省份虚拟变量，加入省份虚拟变量可以控制创业环境的地区差距。由于同村不同家户的随机扰动项可能存在相关性，所以我们在估计中使用村居(社区)层面的聚类标准误进行显著性检验。 回归中使用的控制变量分为外生变量和可能内生的变量两类。外生控制变量主要有户主的性别、民族、年龄，家庭规模、少儿比例(16岁以下)、老年人比例(60岁以上)。可能内生的控制变量主要有户主的教育年限、党员身份、婚姻状况、健康状况，以及家庭的农业收入、财产性收入、私人转移支付收入、公共转移支付收入、存款余额(以上变量均取对数)、民间借贷虚拟变量、正规借贷虚拟变量、居住地和户口的虚拟变量(分农村居民、非农户口城市居民、农业户口城市居民三类)等。这些都是常见于文献中的影响居民创业的决定因素。在回归中，我们会依次加入外生控制变量和可能内生的控制变量，以验证关键解释变量估计值的稳健性。描述性统计如表1所示。
图1 县级层面信任程度和创业人口比例的关系 注：本图横轴为各县受访者平均的信任程度，纵轴为2005年全国人口抽样调查中各县创业人口的比例。
四、信任对创业的影响 (一)基准回归结果 表2汇报了(1)式Probit模型的回归结果，表中显示的为各个变量的平均边际效应(mean marginal effect)及其相应的聚类标准误。其中第1列只加入信任这一变量，从中可以看出，户主回答“大多数人是可以信任的”的家庭与回答“和人相处要越小心越好”的家庭相比，创业概率高出2.6个百分点。为了剔除其他相关变量的干扰，第2列在第1列的基础上加入性别、年龄等相对外生的控制变量，第3列在第2列的基础上加入可能内生的控制变量和省份虚拟变量。通过这3列结果的对比可以看出，关键解释变量系数的显著性和大小是比较稳定的，说明信任确实有利于家庭进行创业。即使控制了其他相关变量，信任对创业的效果仍然高达2.3个百分点，这等于2012年全国平均创业比例(11.2%)的20.5%，经济意义十分显著。 从控制变量来看，户主和家庭的特征对创业也具有显著的影响。其中，户主的受教育年限、有配偶都对创业有显著的正向影响，而户主年龄对创业有显著的负向影响。从家庭层面的控制变量来看，家庭人口规模对创业有着显著的正向影响，而家庭中老年人的比例对创业有着显著的负向影响。家庭农业收入对创业有显著的负向影响，而财产性收入对创业有显著的正向影响，这说明了农业经营和非农经营活动具有替代性，而其他类型的收入却对创业有显著的促进作用。就家庭转移性收入而言，公共转移性收入和私人转移性收入对创业作用均不明显。从家庭财产角度来看，家庭的存款余额对创业有着显著的正向作用，这些储蓄为家庭的创业活动提供了资金基础。就家庭借贷来看，无论是正规银行借贷还是亲友间的民间借贷，都对创业有显著的正向作用。由于融资约束是阻碍创业的一个重要瓶颈，获得借贷显然能够放松这一约束、促进创业。最后，与农村居民相比，非农户口的城市居民创业概率较低(但统计上不显著)，而农业户口的城市居民创业概率显著较高，这是因为后者包含大量的移民，而移民是经济活动较为活跃的一个群体。需要指出的是，尽管第3列加入的这些控制变量大都对创业有显著影响，但由于这些变量可能存在内生性，我们不做过多的解读。为了节省篇幅，以下部分我们只汇报关键解释变量信任的回归结果，控制变量的回归结果从略。
(二)工具变量法回归结果 以上基准回归模型可能存在内生性问题。一方面，某些无法观测的家庭或户主的特征可能既会影响创业决策，又会影响信任水平，从而产生遗漏变量问题。另一方面，创业经历本身也可能反过来影响家庭的信任水平，从而产生反向因果问题。为了解决这些可能的内生性问题，本文采用了工具变量法。我们采用的前两个工具变量是宗教场所的数量。根据阮荣平等(2014)以及Wu(2015)的研究，宗教信仰能够促进社会资本的积累，从而影响到创业行为。根据CFPS(2010)的村居调查问卷的数据，我们将各村(居)拥有的庙宇/道观数量作为第一个工具变量，各村(居)拥有的教堂/清真寺数量作为第二个工具变量。此外，通常而言，如果一个地区人口在民族、语言、宗族等方面的构成越复杂，信任就越难以形成(Fershtman & Gneezy，2001)。为此，我们利用2005年全国人口抽样调查数据计算了各个县姓氏的离散程度，用以衡量县级层面人口构成的复杂性，作为第3个工具变量。 表3汇报了工具变量Probit模型回归的结果。可以看出，信任水平对创业的影响保持显著，且系数变大⑧。工具变量法的回归结果说明，内生性问题并不影响本文的基本估计结果。 (三)信任对创业强度的影响 上文考察了信任对家庭创业概率的影响，但是没有考察创业的“强度”。本小节以家庭经营的资产规模和税后纯利润作为代理变量估计信任对创业“强度”的影响⑨。对大量未创业家庭而言，这两个变量取值为零，所以我们使用Tobit左侧截断模型进行估计，控制变量的选择与表2保持一致。 表4汇报了Tobit模型的估计结果。其中1～3列的被解释变量为家庭所经营的资产数额的对数值。第1列为不加入控制变量的回归结果，第2列为加入外生控制变量的回归结果，第3列为加入可能的内生控制变量和省级层面虚拟变量之后的回归结果。通过3列结果对比可以发现，信任对家庭所经营的资产数额对数值具有显著的正向影响，且结果比较稳健。以第3列结果为例，户主回答“大多数人是可以信任的”的家庭与回答“和人相处要越小心越好”的家庭相比，创业资产规模高出72.2%。这些在统计意义和经济意义都显著的结果表明，信任水平确实增加了家庭的创业投资、扩大了经营规模。 表4的4～6列的被解释变量为经营的纯利润的对数值。第4～6列控制变量的添加方式与1～3列相同。通过第6列结果可以看出，户主回答“大多数人是可以信任的”的家庭与回答“和人相处要越小心越好”的家庭相比，经营利润增加61.3%，这说明信任对家庭经营纯利润的具有稳健且显著的正向作用。这些结果与前3列资产数额的估计结果是一致的，都反映了创业“强度”的提升。
五、进一步的讨论：信任对创业的影响机制 (一)促进风险分担 为了验证信任在分担创业者风险方面的作用，我们通过收入和消费数据，对家庭的风险分担行为进行了考察。发展中国家的居民常常面临收入波动的风险，在缺乏保障的情况下，家庭的短期消费也将因收入的冲击而产生波动，从而不符合生命周期理论和持久收入假说的预测。Townsend(1994)开创性地讨论了家户的风险分担行为，并提出用消费波动对收入变动的回归来衡量家户的风险承受能力。我们参照Kinnan和Townsend(2012)的模型设定，通过在消费方程中加入信任与收入变动的交叉项，来考察信任是否能够缓解收入变动对消费的影响，从而验证信任起到的风险分担作用。具体而言，如果在回归中交互项的系数为负，则说明信任能够有效地降低收入变动冲击消费的风险，从而起到风险分担的作用。表5的1～3列显示了回归结果，其中被解释变量为家户2012年与2010年消费对数值的变动，关键解释变量为家户2012年与2010年间收入对数值的变动及其与信任的交叉项。在回归中，该交叉项系数均为负，其中第3列系数在统计上显著，前两列中交叉项的系数尽管不显著，但大小跟第3列类似。由于信任和创业高度相关，而创业一般来说也能够缓解收入变动对消费的影响，因此我们在4～6列进一步控制了创业与收入变动的交互变量。结果表明，信任与收入对数值的变动的交叉项的回归系数基本不受影响，说明前3列的结果是非常稳健的。表5结果说明，信任可以起到分担家户风险的作用，这可能是其影响创业决策的因素之一。
(二)信任与“弱联系” 已有文献研究表明，信任是影响信息传递和交流的一个重要因素(Kwon & Arenius，2010)，而信息的有效传递不仅有利于创业者发现创业机会，而且有利于投资人识别相匹配的投资机会，从而成为促进创业最终实现的一个重要条件。Maxwell等(2011)的研究也表明，创业者与天使投资人之间的有效沟通是促成天使投资成功的一个重要因素。相对于强联系，弱联系能提供更多的新信息，从而构建新的创业机会(Granovetter，1973；Burt，1993)。因此信任对创业的信息传递作用应该在弱联系中更为突出。为此，我们将度量信任的二值虚拟变量替换成对父母的信任分值、对邻居的信任分值以及对陌生人的信任分值等3个变量(均为0～10之间打分)，以前两个变量度量强联系的信任程度，以后一个变量度量弱联系的信任程度，分别估计其对创业的效果，结果如表6所示⑩。 表6的回归结果显示，对邻居的信任始终不显著，对父母的信任以及对陌生人的信任都对创业有重要的影响。随着更多控制变量的加入，信任的影响效果逐渐减弱，对父母的信任分值不再显著，而对陌生人的信任分值对创业则一直具有显著的正向影响。按照估计的系数推算，对父母的信任分值每提高一个标准差，创业概率提高大约0.5～1.3个百分点；对陌生人的信任分值每提高一个标准差，创业概率提高大约0.6～1.0个百分点。这说明强联系和弱联系各自都发挥了作用。由于对父母的信任分值平均已经达到9.04分，这说明通过强联系这一渠道提升信任、促进创业的潜力并不大。与此相对的是，对陌生人的信任分值平均仅为2.12，还有较大的提升空间。这说明，如果能提升社会的信任程度、特别是对陌生人的信任，充分利用弱联系在传播信息、发掘创业机会等方面的作用，我国居民的创业活动还有比较大的提升潜力。 (三)信任对家庭社会网络的促进 按照Putman(1997)的定义，可以把信任和社会网络看成不同维度的社会资本，两者之间有着相互促进的作用。在本小节中，我们考察信任是否促进了家庭社会网络的形成。根据文献中常用的度量方法，我们使用“朋友拜访数量”、“送出礼物金额”以及“参加社会组织团体数量”这3个变量作为家庭构建和参与社会网络的度量指标，并估计信任对这些变量的影响。在表7的回归结果中，1～3列将去年春节朋友拜访数量的对数值作为被解释变量，4～6列将2014年送出去的礼物金额的对数值作为被解释变量，7～9列将参加社会组织团体的数量作为被解释变量。回归结果显示，信任对这3个社会网络指标都有显著的正向影响：认为大多数人是可以信任的户主，其家庭2014年春节期间朋友拜访数量要高出6.5%(第3列)，2014年全年送出的礼金数额要多出3.1%(第6列)，户主参加的社会组织团体的数量要多出0.04个。这些结果说明，信任显著提升了家庭的社会网络，促进了沟通合作。尽管我们很难识别出信任和社会网络这两种社会资本各自的作用大小，但以上发现表明，信任对家庭社会网络的促进有可能是其影响创业的机制之一。 (四)其他影响机制 在本小节中，我们考察信任对不同类型创业活动的异质性影响，以此来反映信任通过替代非正规制度、克服认知障碍等其他一些机制所起的作用。我们首先将样本中的家庭创业细分为“自雇”和“雇佣他人”两种类型，分别考察信任对这两种类型创业活动的影响。从理论上来讲，“雇佣他人”型的创业活动一般已经具有相当的规模，创业者所经营的企业已经进行了工商登记和纳税。相反，“自雇”型的创业活动往往属于非正规经济(或称地下经济)体系，为了节省成本和避税等目的，并不进行正规登记，缺乏合法性地位。当面临产权保护、契约执行、融资、质量保证等商业活动中必须应对的事务时，“雇佣他人”型创业活动由于具备了正规地位，更可能比较从容的应对；而“自雇”型的创业活动缺乏合法地位、缺乏认知度的先天不足就可能影响到企业的经营。因此，信任通过替代正规制度、克服认知障碍所起到的促进创业的效果，对“自雇”型的创业活动应该更强。 在表8中，我们分别考察信任对这两种类型创业活动的影响。在1～3列中，我们去掉“雇佣他人”的样本，比较“自雇”与“不创业”这两种选择的决定因素。在4～6列中，我们去掉“自雇”的样本，比较“雇佣他人”与“不创业”这两种选择的决定因素。容易看出，信任对自雇型创业的作用更大、更显著。陈刚(2015)关于政府管制与创业的研究发现，政府管制会显著降低“自雇”型创业的概率，但是不会影响“雇佣他人”类型的创业概率，因为前者缺乏资源来支付政府管制所施加的额外成本。这一结论与本文的发现一致。 此外，我们还分城乡样本对以上各种实证模型重新进行了估计。在各个模型中，农村样本的估计系数的大小及显著程度都要高于城市样本(限于篇幅，这些结果没有汇报)，这与上文的逻辑是一致的：就创业所面临的制度环境而言，城市的制度环境相对比农村更为完善，因此信任在农村的作用也更明显。
六、结论与政策含义 在“大众创业、万众创新”的时代，研究创业的推动因素无论对于政策制定还是学术研究均具有重要意义。本文考察了信任对创业的影响，并详细探讨了几种可能的影响机制。作为一种重要的社会资本，信任能够显著提升家户创业决策的可能性以及创业的强度，且其影响效果的经济规模也很显著。通过对加强风险分担、信息传递、形成社会网络等作用机制的探讨，本文在文献中首次系统地分析了信任对创业的作用原因，揭示了作为一种社会资本的信任如何在中国的制度环境下发挥作用。 一个社会信任程度的提高，可以与正规制度的完善互为补充，共同促进创业活动。一方面，需要在工商登记、产权保护、税收监督和信贷等方面继续完善制度、提高效率、改进服务质量。另一方面，本文的发现说明还需要通过社会建设、文化建设等手段提升信任程度。在这方面，国外的经验表明，信用体系的建立对提升社会信任至关重要。除了信任以外的其他社会资本，例如社会网络、习俗、道德，也应该能够促进创业活动。只有同时提升正规制度和社会资本的水平，才能为创业活动营造一个良好的氛围。 ①根据Putman(1997)的定义，社会资本是那些“能够促进合作和带来共同收益的社会生活特征——包括网络、习俗、信任”。 ②参见张川川和李涛(2015)的综述。 ③国内研究信任的文献主要考察了信任的影响因素(李涛等，2008)以及信任对劳动力流动(高虹、陆铭，2010)、环境治理参与意愿(何可等，2015)、产业集聚(阮建青、张晓波，2014)等经济活动的作用。2015年召开的“首届文化与经济论坛”汇集了一批研究信任的最新成果(参见《经济研究》杂志网站刊登的李彬、周战强撰写的论坛综述)。 ④该问题源自“世界价值观调查(World Value Survey)”中关于信任的系列问题。中国社会综合调查(CGSS)也采用了类似的问题。 ⑤户主的信任水平与家庭成员的平均信任水平相关系数达到0.73。采用家庭成员的平均信任取值作为解释变量，本文的基本结论保持稳健。 ⑥吴晓瑜等(2014)发现，在不同的数据和定义下，中国家庭的创业比例大约在7.4%～13.1%之间。 ⑦一般认为，社会信任程度是长期形成的，短期内不会发生大的变化，因此我们用2012年的CFPS调查数据所衡量的县级平均信任程度作为2005年信任程度的代理变量，以考察其与创业比例的关系。 ⑧由于我们使用的是非线性模型，且可能内生的变量为代表家庭信任水平的二值变量，这种情况下只能使用极大似然法进行估计，因此表3的估计系数与表2不能直接比较。但为了反映工具变量的强弱，表3同时汇报了在两阶段最小二乘法下关于工具变量的一阶段统计检验值。一阶段F统计值在前两列都大于10，在第3列虽然小于10，但Anderson-Rubin检验显示，即使存在弱工具变量的可能，工具变量的解释力也是显著的。 ⑨如果是由被调查家庭与其他人合股经营，则根据家庭持股的比例对这些变量的数值进行折算。 ⑩通过与表4类似的方法，我们还考察了弱联系对创业强度的影响，发现对陌生人的信任对创业资产和创业利润具有正向影响，限于篇幅，这里不再展示。
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