产权保护与企业家精神，本文主要内容关键词为：企业家论文,产权论文,精神论文，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。
一、引言 自改革开放以来，企业家的创业和创新精神对中国经济增长做出了显著贡献。截至2013年底，小微企业在工商登记注册的市场主体中所占比重达到94.15％，并吸纳了70％的城镇居民和80％以上的农民工就业①。使用中国省级面板数据的经验研究证实，企业家的创业和创新精神对经济增长有显著的正效应，企业家的创业精神每增长一个标准差将促进年均经济增长率提高2.88个百分点左右(李宏彬等，2009)。 但是，若与美国等创业型经济体相比较，中国经济的创业活力和企业家精神仍然是远远落后的。数据显示，中国平均每24.5人拥有一家企业，但美国平均每11人便拥有一家企业，美国华人更是平均每6个人就拥有一家企业(彭波，2014)。为了提升中国经济的创业活力，中国新一届政府不仅大刀阔斧地推进了各级政府部门的“简政放权”改革，而且，印发了《关于发展众创空间，推进大众创新创业的指导意见》，其中明确提出“营造良好的创新创业生态环境，激发亿万群众创造活力，打造经济发展新引擎”。 若要提升中国经济的创业活力和企业家精神，不仅需要政府部门“简政放权”，精简与创业相关的审批程序，而且需要完善有利于企业家创业的制度软环境，其中最重要的就是完善对私人产权的保护。不难理解，完善产权保护制度，不仅能降低潜在的企业家在创业过程中可能遭遇的诸如“掠夺”等不确定性风险，提高创业活动的预期收益，而且还将促使潜在的企业家把更多的资源投入到创业这类生产性活动之中，而非是用于“掠夺”或防范“被掠夺”等非生产性活动(Baumol，1990)。但是在中国，虽然私人产权在改革开放之后重新得到了社会和国家的承担，但中国对私人产权的保护却远非完善。首先，中国保护私人产权的各种成文法的制订较晚，2004年才将保护私有财产写入宪法，2007年3月才颁布了第一部物权法。其次，中国司法系统的效率普遍低下，致使保护私有财产的法律文本在很多情况下可能并未得到严格的执行。最后，中国缺乏合格的法律专业人才，这也是制约这些保护产权的法律文本能得到公正和有效执行的一大瓶颈。据“世界经济论坛”发布的《2014～2015全球竞争力报告》显示，中国经济的产权保护得分为4.5，在纳入统计的144个国家中排名第50位②。 但迄今为止，尚未有文献合理评估完善对私人产权的保护是否会影响中国经济的创业活力和企业家精神。鉴于此，本文使用4期CGSS调查数据，系统评估了产权保护对个人创业概率的影响。与本文联系紧密的是研究中国经济创业活力的文献。现有以中国为样本的研究，重点评估了社会资本、风险偏好、父母职业等个人特征(Djankov et al.，2006；Yueh，2009；马光荣、杨恩艳，2011)，以及住房体制改革(Wang，2012)、房价上涨(Li & Xu，2014)、政府管制(陈刚，2015a)等宏观环境变量对潜在企业家创业概率的影响，但对产权保护如何影响企业家精神的讨论却并不充分。 本文也提供了新的经验证据，佐证了产权保护制度之于中国经济的重要性。现有文献研究指出，制度是一国长期经济增长的基础(诺思，2005；Mauro，1995；Hall & Jones，1999；Acemoglu et al.，2001)。但是改革开放之后的中国经济却常常被看作是一个特例，因为，中国经济在改革开放之后的成功，可能主要应归功于“关系”和声誉等非正式制度支撑了私有经济的崛起，而不是建立了有效的金融和法律制度(Allen et al.，2005)。最近的研究向上述观点提出了挑战。方颖、赵杨(2011)针对47个地级市数据的研究发现，制度对中国经济的贡献显著为正，并且，在控制了地理因素和政府政策效应等变量之后，制度对经济增长的效应仍然最为显著。同时，基于中国微观企业数据的研究也证实，产权保护等正式制度的完善不仅有助于企业更容易获得银行贷款(Bai et al.，2006)，而且也显著地促进了企业的R&D支出和生产率增长(Lin et al.，2010)。使用微观家庭调查数据，陈刚(2015b)研究发现产权保护水平的提升显著且可观地提高了家庭的财产性收入，以及家庭享有财产性收入的概率。本文基于影响潜在企业家创业概率的角度，为产权保护制度如何影响中国经济提供了新的经验证据。 二、文献综述 随着新制度经济学的兴起和发展，人们逐渐意识到要素积累和技术进步都不过是经济增长的结果而已，产权保护等制度性因素才是一国经济长期增长的真正源泉。诺思(2005)在详细考察了西欧国家兴衰的历史经验之后指出，建立并完善对私人产权的保护制度是国家经济能够得以长期繁荣的最重要之制度基础。以跨国数据为样本的回归分析，详细论证了制度之于长期经济增长的重要性。毛罗(Mauro，1995)以跨国数据为样本的研究证实，腐败等制度变量对经济增长具有显著的影响。霍尔和琼斯(Hall & Jones，1999)核算并解释了跨国人均产出的差异，研究发现，物质资本积累和教育成就的差异仅能解释跨国人均产出的部分差异，表征技术水平的索罗残差是跨国人均产出差异的最主要组成部分。更深入的分析发现，各国的制度和政府政策差异是造成各国的资本积累、技术水平以及人均产出存在巨大差距的更为根本的原因。阿西莫格鲁等(Acemoglu et al.，2001)使用跨国数据的回归分析发现，完善的产权保护制度对人均收入具有显著的正向影响，并能解释跨国人均收入差异的75％左右。 在中国，私人产权在改革开放之后重新得到了社会和国家的承认，但中国对私人产权的保护还远非完善，以至于有文献研究对产权保护等正式制度在中国经济增长中的重要性是持怀疑态度的。艾伦等(Allen et al.，2005)在考察中国的法与金融关系时指出，中国的书面法律对投资者权益的保护介于英国普通法系和法国民法系国家之间，但中国书面法律的执行效率却几乎是世界上最差强人意的国家。中国之所以取得了高速的经济增长，主要是关系和声誉等非正式制度支撑了私有经济的崛起。但最近的经验研究表明，产权保护等正式制度在中国经济增长中同样发挥了重要作用。使用2003年中国的地级市数据，方颖、赵杨(2011)研究发现，产权保护显著地促进了经济增长，若产权制度实施的完善程度提高0.01个单位，当地人均GDP可提高4.23％左右。 完善的产权保护制度影响经济增长的重要微观机制，可能是促进了潜在企业家的创业活动。鲍莫尔(Baumol，1990)对企业家才能配置的研究指出，企业家不仅从事创新等生产性活动，而且会从事寻租、组织犯罪等非生产性(破坏性)活动，因此，企业家的才能配置取决于上述两类活动的相对回报。若非生产性活动的收益高于生产性活动的收益，那么，企业家将会把更多的才能用于非生产性活动。在一个社会中，生产性和非生产性活动的收益结构，则内生于社会的博弈规则(制度)。若社会中的产权保护等制度环境是完备的，那么，生产性活动的相对收益将会更高，这会激励企业家将更多的才能配置到生产性活动之中；反之，若不具备完善的产权保护等制度环境，那么，生产性活动的相对收益更低，而非生产性活动的相对收益会更高，这将促使企业家更多地从事非生产性活动。索贝尔(Sobel，2008)使用美国48个州的数据，首次检验了鲍莫尔的理论。他选择以人均风险资本、人均专利数、劳动力自雇率和新企业创立率等变量来衡量生产性企业家精神，研究发现，制度质量对生产性企业家精神具有显著的正向影响。以巴基斯坦2002年实施的“诉诸司法程序”(Access to Justice Programme，AJP)政策改革为自然实验，舍曼(Chemin，2009)研究发现，AJP政策显著地提高了市场上新企业的进入率，其中，AJP政策提高了司法效率，进而完善了对财产权利的保护，可能是其提高新企业市场进入率的主要机制。 现有研究中国经济的创业活力和企业家精神的文献，使用微观调查数据，重点讨论了社会资本、风险偏好、父母职业等个人特征(Djankov et al.，2006；Yueh，2009)，以及住房制度改革(Wang，2013)、房价上涨(Li & Wu，2012)、政府管制(陈刚，2015a)等因素对个人创业概率的影响，但产权保护的作用却并未得到合理的评估。鉴于此，本文将使用微观调查数据，系统评估中国情景中的产权保护对个人创业概率的影响及其异质性。 三、模型与数据 本文使用4期(2006～2011年)的中国综合社会调查(CGSS)数据，评估产权保护对个人创业概率的影响。我们将回归方程设定为基于个人层面的Probit模型，假定个人的创业概率由如下方程决定：
其中，下标i和j分别表示第i个城市中的个人j。被解释变量entrepreneurship是衡量个人是否在从事创业活动的哑变量，若个人当前正在从事创业活动，变量entrepreneurship的赋值为1；反之，赋值为0。本文根据CGSS调查中关于个人目前工作状况的调查信息，来确定受访者在接受访问时是否正在从事创业活动。具体而言，若受访者在接受访问时“自己是老板(或者是合伙人)”，我们将这种情况视为创业，同时，我们还将“个体工商户”和“自由职业者”也视为创业活动，因为，自我雇佣是创业的最初形态。 在方程的右边，解释变量PR是衡量各城市(包括4个直辖市)产权保护完善程度的变量。世界银行在2005年对中国120个城市的12400家企业进行了问卷调查，根据调查结果测算了这120个城市的投资环境，其中，包括了企业对合同权利和财产受到保护的信心这个指标。本文借用这个指标来衡量各城市产权保护的完善程度，在具体估计时对其进行了标准化处理③，并最终得到了一个取值介于0～1之间，且正向衡量产权保护完善程度的相对指数PR。测算结果显示，在这120个城市中，产权保护指数得分最高的是杭州市(得分为1)，得分最低的是呼和浩特市(得分为0)。图1描绘了中国各城市产权保护指数与创业率之间关系的散点图，结果显示，产权保护指数得分相对较高的城市，当地的创业率也相应更高，这初步说明完善的产权保护制度的确可能提高了个人的创业概率。 X是可能影响个人创业概率的个人特征向量，包括：男性哑变量，其中，男性赋值为1，女性赋值为0；周岁年龄及其平方；中共党员哑变量，其中，中共党员赋值为1，非中共党员赋值为0；受教育程度，其是受访者接受学校正规教育的年数；城镇户籍哑变量，其中，城镇户籍赋值为1，非城镇户籍(包括了农业户口和城镇蓝印户口)赋值为0④；有配偶和离异等刻画受访居民婚姻状况的哑变量⑤；社会资本，以春节期间与受访者家庭互相拜年、交往的人数来衡量，具体估计时取其自然对数⑥。收入变量，其是受访者在接受访问之前一年的总收入的自然对数⑦。
图1：中国各城市产权保护指数和创业率之间的散点图 Z是可能影响个人创业概率的城市特征向量，本文在其中纳入了金融发展、人口规模、失业率和经济增长率等变量。首先，融资约束是制约潜在企业家创业的主要障碍，金融发展则能够缓解潜在企业家的融资约束，进而促进创业。本文以2001～2005年金融机构贷款总额与GDP之比的均值来度量各城市的金融发展水平。其次，人口规模扩大带来了集聚经济效应，包括知识溢出、中间投入品分享和更好的劳动力储备及技能匹配等，这将有助于降低创业的成本，进而促进潜在企业家的创业活动。本文以2001～2005年人口规模之自然对数的均值来衡量各城市的人口规模。再次，失业率也是影响创业活动的重要变量，因为，更高的失业率意味着劳动力更难找到满意的工作，这可能迫使劳动力通过创业来实现就业。本文以2001～2005年城镇登记失业率(％)的均值来衡量各城市的失业率。最后，经济增长也可能影响潜在企业家的创业活动，因为，在具有更高经济增长率的地区，创业活动的收益也可能相应更高。本文以2001～2005年GDP增长率的均值来衡量各城市的经济增长率。上述衡量城市特征变量的原始数据，均摘自2002～2006年《中国城市统计年鉴》。 表1中集中了主要变量的定义及描述性统计结果。其显示，在所有报告了就业状态的受访居民样本中，共有21.2％的受访居民正在从事创业活动，这个比例高于2005年全国人口抽样调查得到的13.1％的创业率(Li & Wu，2014)。同时，在这些从事创业活动的受访居民中，有83.02％是从事“自我雇佣”的创业活动，只有16.98％是从事“自己是老板”的创业活动。产权保护变量的均值是0.481，标准差是0.225，变异系数达到了0.468，说明各城市对产权保护的完善程度存在明显差异。
四、计量分析 (一)基本结果 表2中报告了对回归方程(1)的Probit估计结果，表中报告的数值是各个解释变量的边际效应(即边际系数)，其中，连续变量报告的是其在均值处的边际效应。第1～2列是对全样本的回归结果。第1列中只纳入了产权保护变量和个人特征变量，产权保护变量的边际效应在1％的显著水平上为正，说明了完善产权保护显著地增加了个人的创业概率。第2列中进一步纳入了城市特征变量，此时，产权保护变量边际效应的显著性水平有略微的下降，但还是通过了5％的显著性检验，同样说明完善产权保护制度能够显著提高个人的创业概率。在平均意义上而言，若产权保护的完善程度上升一个标准差(0.225)，个人的创业概率将会因此提高0.8个百分点左右。
在个人特征向量中，性别、年龄、政治身份、户籍、受教育年限、婚姻状况、收入等变量都显著地影响了个人的创业概率。男性的创业概率比女性的创业概率要高出2个百分点左右。年龄对个人创业概率的影响是倒U型的，即随着年龄的增长，个人的创业概率会先上升后下降。与非中共党员相比，中共党员有更低的创业概率，平均而言，与非中共党员相比，中共党员的创业概率低6.3个百分点左右，可能的解释是，中共党员的政治身份有助于个人在体制内获得满意的工作⑧，进而降低了中共党员从事高风险的创业活动的激励(Yueh，2009)。上述逻辑也可以解释，为何受教育年数降低了个人的创业概率，因为，教育也有助于个人获得更稳定和满意的工作，并因此降低了个人从事高风险创业活动的激励，平均而言，多接受1年的学校正规教育，个人的创业概率便会降低1.3个百分点左右。城镇户籍也降低了个人的创业概率，这可能与中国劳动力市场上的户籍歧视有关，因为，城镇户籍有助于个人在劳动力市场上获得有着更高收入的工作(陈钊等，2009)，并可能因此降低了有城镇户籍的个人从事高风险创业活动的激励。婚姻状况也显著地影响了个人的创业概率，总的来说，与其他婚姻状况的个人相比，有配偶和离异的个人都有更高地创业概率，主要原因是，与其他人的联姻有助于放松个人的融资约束，进而提高个人的创业概率。即便在离婚或者丧偶之后，之前的联姻关系对个人创业概率的正向影响依然存在。收入增长显著地提高了个人的创业概率，因为，收入增长也有助于放松个人的融资约束，平均而言，个人的收入每增长1％，其创业概率便会提高2.3个百分点左右。 在城市特征变量中，金融发展与经济增长显著降低了个人的创业概率，人口规模与失业率对个人创业概率的影响则并不显著。金融发展之所以降低了个人的创业概率，可能的解释是，中国以国有大银行为主的金融部门，不仅因为缺少竞争压力而存在效率低下的问题，而且大银行也没有激励向缺少资产凭证、财务报表等“硬”信息的潜在企业家提供信贷和其他金融服务的激励。对于经济增长来说，经济增长可能不仅通过提高创业的收益，对创业活动产生正向影响，而且其还可能通过增加就业机会，进而减少了自我雇佣的创业活动。而对于当前中国的创业活动来说，经济增长降低自我雇佣的负向影响规模可能更大，使得在总体上而言，经济增长降低了个人的创业概率。因为根据前文中的统计(表1)，CGSS调查中受访居民从事的创业活动中，有83.02％是属于自我雇佣的创业活动。 第3～4列中是对CGSS2006和CGSS2008样本的回归，因为，这二期数据中包括了受访居民拥有的社会网络的相关信息。结果显示，产权保护变量的边际效应仍然显著为正，说明完善产权保护显著提高了个人的创业概率。同时，社会网络变量的边际效应系数也显著为正，说明社会网络显著地提高了个人的创业概率，平均而言，社会网络每增长1％，个人的创业概率将会提高2个百分点左右。主要原因是，社会网络助于个人获取创业所需的资源和信息，并分散创业活动的风险(Djankov et al.，2006；Yueh，2009)。 (二)工具变量方法估计 逆向因果和遗漏变量，可能使得产权保护是回归方程(1)中的内生变量。若事实的确如此，那么，表2中的回归结果就会是有偏且非一致的。但对于本文使用的数据结构来说，逆向因果和遗漏变量问题在回归方程(1)中可能并不严重。首先，更高的创业率可能提高企业集团的谈判能力，进而可能促使政府完善对私人产权的保护，但这却并不会对历史上的产权保护产生影响。本文使用的是2006～2011年CGSS调查与2005年产权保护指数相匹配的数据，2006～2011年各城市的创业率并不会影响2005年的产权保护程度，意味着回归方程中可能并不存在明显的逆向的因果关系。其次，基于同样的理由，回归方程中的遗漏变量问题可能也不严重，因为，影响当前各城市创业率的因素，也可能不会影响各城市历史上的产权保护程度。但是，为了修正方程估计中可能存在的内生性偏误，并检验表2中回归结果的稳健性，本文接下来将使用工具变量方法估计回归方程。 由于现代市场经济和民主制度起源于西欧，并由西欧向其他国家和地区扩散，因此，现有研究制度与增长的经典文献，一般选择把衡量各国(或地区)受到西方国家影响之深浅的变量，作为制度或产权保护的工具变量。例如，霍尔和琼斯(Hall & Jones，1999)将各国到赤道的距离用来衡量各国受西方国家影响的深浅，并以其作为制度的工具变量；阿西莫格鲁等(Acemoglu et al.，2001)则将欧洲早期殖民者在殖民地的死亡率作为产权保护制度的工具变量。国内学者也借鉴了这些经典文献的做法，选择了衡量中国各地区受西方国家影响深浅的变量作为各地区产权保护水平的工具变量。在最近的一项研究中，方颖、赵杨(2011)使用中国1919年基督教教会初级小学的注册学生人数作为产权保护的工具变量，估计了产权保护制度对中国经济增长的影响。本文也沿用这一做法，以各地级市1919年每千人基督教教会初级小学注册学生人数作为产权保护的工具变量。 表3中报告了工具变量方法的估计结果。对于本文最为关心的产权保护变量来说，其边际效应系数仍然显著为正，这与表2中的结果是一致的，说明完善的产权保护制度能够显著提高个人的创业概率。另外，金融发展变量的边际效应系数变为了正，意味着金融发展可能有助于放松个人的预算约束，进而提高了个人的创业概率。城市规模的边际效应系数显著为正，说明城市规模的扩张提高了个人的创业概率，这可能主要应归因于城市规模扩张的集聚经济效应降低了创业成本。
五、异质性检验 (一)不同收入组的创业活动 在理论前景上，个人享有的财产权利，不仅与正式与非正式的产权保护制度相关，而且也与个人保护其自身产权安全的私人保护能力有关。当正式与非正式的产权保护制度不能给予私人产权以完善的保护时，个人可以凭借其私有资源完善对私有产权的保护。索林(Sonin，2003)在一个动态模型中证明，社会中的“富人”之所以偏好不完善的产权保护制度，主要原因是“富人”比“穷人”具备更强的保护私人产权的私人保护能力，进而使得“富人”能够在产权保护制度不完善的环境中通过掠夺来获取“穷人”的财富。因此，如果产权保护的确显著影响了个人的创业概率，那么，我们就能在理论上预期得到，完善产权保护制度对个人创业概率的影响，在具有不同的私人保护能力的群体间存在显著差异。 鉴于个人拥有的收入和财富的多寡，可能直接决定其对私有产权的私人保护能力的高低，因此，本文按照个人收入水平的高低，将样本细分为“低收入组”和“高收入”二组子样本。其中，若个人的收入水平低于样本中位数，本文将其归为“低收入组”；反之，则将其归为“高收入组”。如果我们上述的理论预期成立，那么，完善产权保护制度对“低收入组”创业概率的正向影响规模，将会大于对“高收入组”创业概率的正向影响规模。 表4中报告了对回归方程的Probit估计。结果显示，产权保护可显著提高“低收入组”的创业概率，平均而言，产权保护指数每提高一个标准差(0.225)，“低收入组”的创业概率将会提高2.23个百分点左右。但在对“高收入组”创业概率的回归方程中，产权保护的边际效应系数不仅大幅度地降低了，而且也未能通过显著性检验，说明完善产权保护制度可能并不会显著影响“高收入组”创业概率。对此的合理解释是，“低收入组”对私有产权的私人保护能力更弱，使得完善产权保护制度能够更大幅度的提升其创业概率；“高收入组”因为有更强的保护私有产权的私人保护能力，以至于完善产权保护对其创业概率的促进规模相应更小。
(二)不同类型的创业活动 若按照个人的创业目的来分类，创业活动可以分为两类：第一类是寻求商业机会的创业活动；第二类是为实现就业的创业活动。同时，个人的创业目的可能与其在劳动力市场上享有的就业机会密切相关。其中，对于那些在劳动力市场上享有足够就业机会的个人来说，他们从事高风险创业活动的主要目的可能是寻求商业机会。但对那些在劳动力市场上缺少就业机会并难以找到满意工作的个人来说，他们进行创业活动的主要目的可能是为了实现就业。CGSS调查中并未包括个人创业目的的信息，但却包含了个人的创业活动是属于“自我雇佣”型创业还是“自己是老板”型创业的信息。 与之前以创业目的的分类相对照，我们有足够的理由可以认为，那些在劳动力市场上缺少就业机会和难以找到满意工作的个人，他们可能主要是通过从事“自我雇佣”的创业活动来实现就业。但对于在劳动力市场上享有足够就业机会的个人来说，他们可能主要从事“自己是老板”的创业活动，并以此寻求商业机会。同时，若以创业活动的雇员规模来对应分类，以实现就业为主要目的的创业活动，其雇员规模往往低于以追求商业机会为目的的创业活动，因为，那些在劳动力市场上缺少就业机会的个人，也相应地缺少资源和信息以从事雇员规模更大的创业活动。因此，本文接下来将评估产权保护对不同类型的创业活动的影响，以此检验政府管制对不同类型创业活动的影响是否存在异质性。 表5中报告了对方程的Probit估计结果。结果显示，产权保护显著提高了个人从事“自我雇佣”型创业活动的概率，在平均意义上，若产权保护指数提高一个标准差(0.225)，个人从事“自我雇佣”型创业活动的概率将会上升1个百分点左右。但产权保护对个人从事“自己是老板”型创业活动的影响，不仅边际效应系数绝对值更小，而且也未能通过显著性检验。上述结果意味着，完善产权保护制度可能主要提高了个人从事“自我雇佣”型创业活动的概率，但对个人从事“自己是老板”型创业活动概率的影响不显著，这也能够被从事“自我雇佣”和“自己是老板”两类创业活动的个人，所具有的不同的保护私有产权的能力来解释。同时，鉴于从事“自我雇佣”型创业活动的个人，主要是那些在劳动力市场上缺少就业机会的群体，因此，上述结果还意味着完善产权保护制度能够平衡各群体间的就业机会，促进社会公平。
六、总结 产权保护制度的完善程度影响并决定了企业家才能的配置。完善的产权保护制度将促使企业家把更多的才能配置到生产性活动中；反之，则会促使企业家把更多地才能配置到非生产性活动中。使用4期CGSS调查数据，本文评估了产权保护对个人创业概率的影响。研究发现，完善产权保护制度显著地提高了个人的创业概率，平均而言，产权保护指数每提高一个标准差，个人的创业概率将会提高0.8个百分点左右。但是，产权保护对个人创业概率的影响存在异质性，完善产权保护制度显著提高“低收入组”的创业概率，但对“高收入组”创业概率的影响不显著；同时，完善产权保护制度显著提高了个人从事“自我雇佣”的创业概率，但对个人从事“自己是老板”的创业概率的影响不显著。 在经济发展中，企业家的创业和创新精神具有举足轻重的地位和作用，促进企业家精神的繁荣，不仅有助于缓解中国经济转型过程中长期面临着的严峻就业压力，而且有利于促进经济增长方式向创新型增长的转型。中国新一届政府显然意识到了企业家精神的重要性，并明确提出了“营造良好的创新创业生态环境，激发亿万群众创造活力，打造经济发展新引擎”的目标。繁荣企业家精神的政策瞄准重点，可能是完善产权保护等制度环境。同时，鉴于完善产权保护制度主要是促进了“低收入组”等弱势群体的创业概率，因此，完善产权保护制度也将有益于促进社会公平。 注释： ①数据引自http://news.xinhuanet.com/fortune/2014-03/28/c119998226.htm。 ②全球竞争力报告中，各国产权保护指标的得分介于1～7之间，得分越高意味着该国对私人产权的保护越完善。报告全文下载地址：http://www.weforum.org/reports/global-competitiveness-report-2014-2015。
④CGSS2010和2011中，受访居民的户籍还包括了户籍改革之后“居民户口”这一类型。本文是将“居民户口”也视为城镇户籍。 ⑤本文将初婚有配偶、再婚有配偶、分居等三种情况都归为“有配偶”这类婚姻状况。 ⑥为了增加样本容量，在具体处理时，社会网络变量是将春节期间与受访居民家庭相互拜年、交往的人数加1，再取自然对数。同时，在CGSS2010和CGSS2011中，并未包括春节期间与受访居民家庭相互拜年、交往的人数这一信息，因此，社会网络变量在CGSS2010和CGSS2011二期样本中是缺省的。 ⑦为了增加样本容量，在具体处理时，收入变量是受访者接受访问前一年的总收入加1后再取自然对数。 ⑧体制内一般指公务员、国企编制内员工或国家管理阶层等代表国家权力或依靠国有资产获得收益的群体。
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