李樹，于文超

（西南政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，重慶 401120）

一、引言與文獻(xiàn)綜述

創(chuàng)業(yè)活動是推動一國經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長的重要源泉，而創(chuàng)業(yè)背后蘊(yùn)含的企業(yè)家精神更被視為決定中國經(jīng)濟(jì)能否成功轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵因素之一。①資料來源：張維迎，《經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型需讓企業(yè)家精神自由》，新浪網(wǎng)，http://finance.sina.com.cn/zl/china/20150320/082221766524.shtm l。創(chuàng)業(yè)不僅為個人改善收入狀況提供了機(jī)遇，而且增加了就業(yè)崗位和社會收入流動性，促進(jìn)了新技術(shù)、新產(chǎn)品的開拓和新生產(chǎn)要素組合，進(jìn)而推動一國經(jīng)濟(jì)長足發(fā)展（Decker等，2014）。對我國廣大農(nóng)村地區(qū)而言，創(chuàng)業(yè)活動更是促進(jìn)農(nóng)村勞動力就近轉(zhuǎn)移、減少城鄉(xiāng)發(fā)展差距的有效途徑，對增強(qiáng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展內(nèi)生動力有著重要意義（李雯和張兵，2016）。

源于創(chuàng)業(yè)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中扮演的重要角色，其決定因素向來是國內(nèi)外學(xué)者關(guān)心的熱點(diǎn)話題。已有研究證實(shí)，微觀層面的風(fēng)險偏好、財富水平、社會資本、公務(wù)員背景、宗教信仰等個體（家庭）特征以及政府管制、人口結(jié)構(gòu)、房價波動、市場準(zhǔn)入等宏觀經(jīng)濟(jì)政策因素對創(chuàng)業(yè)活動產(chǎn)生了顯著影響（Hurst和 Lusardi，2004；馬光榮和楊恩艷，2011；榮昭等，2013；阮榮平等，2014；吳曉瑜等，2014；Kerr等，2015；李雪蓮等，2015；倪鵬途和陸銘，2016）。值得強(qiáng)調(diào)的是，由于伴隨創(chuàng)業(yè)活動的風(fēng)險和不確定性，良好的融資條件被學(xué)者們視為創(chuàng)業(yè)活動得以順利開展的重要前提。因此，完善的信貸市場和豐富的金融資源有助于缺乏初始資金的創(chuàng)業(yè)者獲得融資支持，促使其開展創(chuàng)業(yè)活動（Klapper等，2008；Kerr和Nanda，2009）。然而，在金融市場不甚完善的中國，融資約束往往成為創(chuàng)業(yè)活動的阻礙因素。中國經(jīng)濟(jì)趨勢研究院、中國社科院數(shù)量經(jīng)濟(jì)與技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究所2016年聯(lián)合發(fā)布的《創(chuàng)業(yè)企業(yè)調(diào)查報告》顯示，有21.3%的創(chuàng)業(yè)者將“資金約束”作為創(chuàng)業(yè)時面臨的最主要困難，而47.9%的創(chuàng)業(yè)者將“資金約束”列為創(chuàng)業(yè)面臨的前三位困難因素。①資料來源：新華網(wǎng)，http://news.xinhuanet.com/info/2016-11/01/c_135795917.htm。尤為重要的是，在城鄉(xiāng)二元金融結(jié)構(gòu)下，農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)單一化和壟斷化問題較為普遍，農(nóng)村居民缺乏足夠抵押品和有效融資渠道，其面臨的融資約束問題更加突出。②上海財經(jīng)大學(xué)2016年度開展的“千村調(diào)查”顯示，融資難依然是影響農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的最重要因素之一。資料來源：中新網(wǎng)，http://www.chinanew s.com/cj/2016/09-21/8010586.shtm l。相關(guān)經(jīng)驗(yàn)研究也支持了這一論點(diǎn)，翁辰和張兵（2015）、程郁和羅丹（2009）基于微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的研究都證實(shí)，信貸約束顯著抑制了農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)。

令人欣慰的是，自2006年開始的新一輪農(nóng)村金融改革將放寬金融機(jī)構(gòu)準(zhǔn)入條件作為一項(xiàng)重要內(nèi)容，致力于豐富農(nóng)村金融服務(wù)主體、構(gòu)建層次多樣的金融機(jī)構(gòu)體系。此后，村鎮(zhèn)銀行、農(nóng)村資金互助社、小額貸款公司等新型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)陸續(xù)成立，多層次、多樣化、適度競爭的農(nóng)村金融市場初見成效（中國人民銀行農(nóng)村金融服務(wù)研究小組，2015）。截至2015年底，全國共設(shè)立859家農(nóng)村商業(yè)銀行，71家農(nóng)村合作銀行，1373家農(nóng)村信用社，1311家村鎮(zhèn)銀行，48家農(nóng)村資金互助社，銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)涉農(nóng)貸款余額26.4萬億元，同比增長11.7%。③資料來源：中國銀行業(yè)監(jiān)督管理委員會2015年報，http://www.cbrc.gov.cn/index.htm l。作為新型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)主體的村鎮(zhèn)銀行更是經(jīng)歷了長足發(fā)展，到2016年末，全國已組建村鎮(zhèn)銀行1519家，資產(chǎn)規(guī)模達(dá)到12377億元，農(nóng)戶及小微企業(yè)貸款合計6526億元。④資料來源：銀監(jiān)會網(wǎng)站，《村鎮(zhèn)銀行培育發(fā)展十周年》，http://www.cbrc.gov.cn/index.htm l。

中國農(nóng)村金融多樣性發(fā)展產(chǎn)生了何種經(jīng)濟(jì)績效？是否有助于緩解農(nóng)村居民的融資約束，進(jìn)而促進(jìn)其創(chuàng)業(yè)活動？這一問題尚缺乏系統(tǒng)嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶?shí)證評估，而解答這一問題將為評估當(dāng)前農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)多樣性改革的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。我們利用2012年中國勞動力動態(tài)調(diào)查（CLDS2012）數(shù)據(jù)，刻畫村莊層面的金融多樣性信息，考察村莊金融多樣性對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的具體效應(yīng)，得到如下主要發(fā)現(xiàn)：村莊金融多樣性有助于提升農(nóng)民創(chuàng)業(yè)概率。這一基本結(jié)論在變換金融多樣性指標(biāo)、控制潛在遺漏因素和考慮變量內(nèi)生性之后依然成立。同時，非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)比正規(guī)金融機(jī)構(gòu)更能提升農(nóng)民創(chuàng)業(yè)概率。區(qū)分創(chuàng)業(yè)類型之后發(fā)現(xiàn)，村莊金融多樣性對“雇主”型創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用更強(qiáng)，非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)有助于“自雇”型創(chuàng)業(yè)，而正規(guī)金融機(jī)構(gòu)有助于“雇主”型創(chuàng)業(yè)。

相比已有文獻(xiàn)，本文可能的貢獻(xiàn)體現(xiàn)在兩方面：第一，考察金融發(fā)展影響經(jīng)濟(jì)增長的微觀機(jī)制一直是文獻(xiàn)關(guān)注的熱點(diǎn)話題（Wurgler，2000；Claessens和 Laeven，2003；劉行和葉康濤，2014），本文從農(nóng)村居民創(chuàng)業(yè)決策的視角拓展了這一領(lǐng)域的研究。本文使用具有全國代表性的大型調(diào)查數(shù)據(jù)（CLDS），構(gòu)建更加細(xì)微（村莊層面）的金融多樣性指標(biāo)，系統(tǒng)考察金融多樣性對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)影響的作用機(jī)制。這為我們深入理解金融發(fā)展尤其是金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化影響經(jīng)濟(jì)增長的具體機(jī)制，提供了來自轉(zhuǎn)型國家的全新微觀證據(jù)。第二，創(chuàng)業(yè)活動對推動農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展和轉(zhuǎn)型具有重要意義，但融資困難是農(nóng)村創(chuàng)業(yè)面臨的主要困境之一。本文系統(tǒng)比較了正規(guī)金融機(jī)構(gòu)與非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)對創(chuàng)業(yè)活動的影響差異，證實(shí)了非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)在推動農(nóng)民創(chuàng)業(yè)尤其是“自雇”型創(chuàng)業(yè)的相對優(yōu)勢。這意味著大力發(fā)展農(nóng)村非正規(guī)金融能更有效地促進(jìn)就業(yè)機(jī)會不足的弱勢群體的創(chuàng)業(yè)活動，實(shí)現(xiàn)不同群體之間的就業(yè)機(jī)會公平。上述發(fā)現(xiàn)為激發(fā)農(nóng)村地區(qū)創(chuàng)業(yè)活力提供了政策借鑒，也為我們深入認(rèn)識新一輪農(nóng)村金融改革的積極意義提供了理論證據(jù)。

本文之后的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為理論分析與研究假說；第三部分為研究設(shè)計，包括數(shù)據(jù)說明、實(shí)證方程設(shè)定和變量描述性統(tǒng)計；第四部分為實(shí)證結(jié)果分析，包括基準(zhǔn)回歸和一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)；最后一部分為文章結(jié)論。

二、理論分析與研究假設(shè)

金融多樣性既包括金融機(jī)構(gòu)的多樣性，也包含金融產(chǎn)品和服務(wù)的多樣性，考慮到數(shù)據(jù)可得性及研究問題的現(xiàn)實(shí)需要，本文主要從金融機(jī)構(gòu)多樣性發(fā)展的視角理解金融多樣性?？傮w而言，金融多樣性將對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)活動產(chǎn)生如下影響：

第一，金融多樣性有助于促進(jìn)不同金融機(jī)構(gòu)之間的有效競爭。根據(jù)產(chǎn)業(yè)組織學(xué)中的“結(jié)構(gòu)—行為—績效”（SCP）分析范式，占據(jù)市場支配地位的企業(yè)容易獲得壟斷利潤，由于正規(guī)金融機(jī)構(gòu)在市場中占據(jù)支配地位，缺乏足夠動力對金融產(chǎn)品和金融服務(wù)進(jìn)行革新，而金融機(jī)構(gòu)多樣性發(fā)展將減弱現(xiàn)有金融機(jī)構(gòu)的市場支配作用，促使不同金融機(jī)構(gòu)創(chuàng)新金融產(chǎn)品和改善服務(wù)質(zhì)量。例如，新型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的建立增加了農(nóng)村金融市場供給、提高了農(nóng)村金融市場競爭度，在一定程度上緩解了居民融資約束（黃惠春和褚保全，2011）。金融多樣性所引致的金融供給競爭將緩解農(nóng)民融資約束，促進(jìn)其創(chuàng)業(yè)活動。

第二，金融多樣性能通過“信息溢出”效應(yīng)減少信貸市場的信息不對稱。減少借貸雙方信息不對稱是提升金融市場資金配置效率的有效途徑，但正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的信息傳遞鏈條往往較長，信息傳遞成本往往較高且容易“失真”，這使得正規(guī)金融機(jī)構(gòu)不愿意為缺乏抵押品的農(nóng)戶提供貸款；隨著農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)多樣性水平的提升，將涌現(xiàn)一系列非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)（如居民合作基金會、農(nóng)民互助儲金會、小額貸款公司等）。相比而言，農(nóng)村非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)大多貼近特定人群，信息傳遞鏈條較短，能有效收集農(nóng)戶信息，并通過內(nèi)部監(jiān)督、聲譽(yù)擔(dān)保等機(jī)制，降低信息獲取成本和監(jiān)管成本，從而將違約風(fēng)險較高的農(nóng)戶排除在市場之外（吳燁和余泉生，2015）。由此，多樣性的金融機(jī)構(gòu)能滿足不同群體的融資需求，通過不同金融機(jī)構(gòu)之間的“信息溢出”降低整個借貸市場的信息不對稱，為農(nóng)民創(chuàng)業(yè)提供更多外部融資。一系列實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，村莊金融機(jī)構(gòu)的豐富和金融環(huán)境的完善有助于農(nóng)戶更多參與創(chuàng)業(yè)活動（張海洋和袁雁靜，2011；張龍耀等，2013；楊軍等，2013）?；诖?，本文首先提出如下研究假說：

假說1：金融多樣性將顯著提高農(nóng)民創(chuàng)業(yè)概率。

創(chuàng)業(yè)活動可以分為“雇主”型創(chuàng)業(yè)和“自雇”型創(chuàng)業(yè)（Ardagna和Lusardi，2011）。從創(chuàng)業(yè)目的而言，“雇主”型創(chuàng)業(yè)大多是為尋求商業(yè)機(jī)會，而“自雇”型創(chuàng)業(yè)更可能是獲得就業(yè)機(jī)會以解決個人生計。從借貸條件上看，“雇主”型創(chuàng)業(yè)的規(guī)模更大，創(chuàng)業(yè)者所經(jīng)營的企業(yè)已經(jīng)進(jìn)行了工商登記和納稅；而“自雇”型創(chuàng)業(yè)活動屬于非正規(guī)經(jīng)濟(jì)體系，為節(jié)省成本往往不進(jìn)行正規(guī)的工商和稅務(wù)登記（周廣肅等，2015）。因此，農(nóng)民“雇主”型創(chuàng)業(yè)對外部融資的需求更高，更容易通過正規(guī)渠道從各類金融機(jī)構(gòu)獲得貸款；相比之下，農(nóng)民“自雇”型創(chuàng)業(yè)的初始資金“門檻”更低，對外部融資的需求更低。如果村莊金融多樣性能顯著提高農(nóng)村居民創(chuàng)業(yè)概率，那么，這一效應(yīng)對農(nóng)民“雇主”型創(chuàng)業(yè)而言更顯著。據(jù)此，本文提出如下研究假說：

假說2：金融多樣性對農(nóng)民“雇主”型創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)效應(yīng)強(qiáng)于“自雇”型創(chuàng)業(yè)。

進(jìn)一步地，正規(guī)金融機(jī)構(gòu)和非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)是否存在差異需要進(jìn)一步探討。如前文所言，以農(nóng)業(yè)銀行、農(nóng)村信用社為代表的正規(guī)金融機(jī)構(gòu)出于風(fēng)險控制、業(yè)績導(dǎo)向的考慮，往往對借款者的抵押品有較高要求，缺乏足夠抵押品的創(chuàng)業(yè)者難以從正規(guī)金融機(jī)構(gòu)獲得足夠融資。比較而言，農(nóng)村非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)或者內(nèi)生于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)際需要（如農(nóng)民互助儲金會），或者由政府主導(dǎo)設(shè)立但以增加農(nóng)村金融供給為目的（如小額貸款公司），這些機(jī)構(gòu)更容易獲得創(chuàng)業(yè)者的能力、努力程度、品格等“軟信息”，在事前信息獲取與事后監(jiān)管上更有優(yōu)勢（張海洋和袁雁靜，2011）。另外，如假說2的理論分析所言，農(nóng)民“雇主”型創(chuàng)業(yè)的規(guī)模較大，融資需求更多，有相對規(guī)范的工商登記和納稅，能夠向正規(guī)金融機(jī)構(gòu)提供財務(wù)報告等信息；相比之下，農(nóng)民“自雇”型創(chuàng)業(yè)的規(guī)模更小，對資金需求更加靈活且多樣化，且缺少正規(guī)財務(wù)報告，對這一群體而言，農(nóng)村非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)在產(chǎn)品設(shè)計、信息獲取、事后監(jiān)督等方面都具有明顯優(yōu)勢。綜合上述分析，我們進(jìn)一步提出兩個待檢驗(yàn)假說：

假說3：相比于正規(guī)金融機(jī)構(gòu)，非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)效應(yīng)更強(qiáng)。

假說4：正規(guī)金融機(jī)構(gòu)更容易促進(jìn)農(nóng)民“雇主”型創(chuàng)業(yè)，而非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)更容易促進(jìn)農(nóng)民“自雇”型創(chuàng)業(yè)。

需要指出的是，本文著眼于識別農(nóng)村金融多樣性與農(nóng)民創(chuàng)業(yè)之間的“因果關(guān)系”。從時間順序上看，個人創(chuàng)業(yè)活動可能發(fā)生在村莊設(shè)立金融機(jī)構(gòu)之前，而如果我們無法識別金融機(jī)構(gòu)設(shè)立與個人開展創(chuàng)業(yè)活動“孰先孰后”，這可能導(dǎo)致本文實(shí)證發(fā)現(xiàn)僅是一種“巧合”。我們還需要利用CLDS2012提供的數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)當(dāng)前金融多樣性對受訪農(nóng)民“未來創(chuàng)業(yè)意愿”的影響，從而為識別金融多樣性與創(chuàng)業(yè)之間的“因果關(guān)系”提供進(jìn)一步佐證。創(chuàng)業(yè)意愿是潛在創(chuàng)業(yè)者從事創(chuàng)業(yè)活動與否的一種主觀態(tài)度，是潛在創(chuàng)業(yè)活動轉(zhuǎn)換為實(shí)際創(chuàng)業(yè)行為的先決條件，是外部環(huán)境和個體稟賦影響創(chuàng)業(yè)行為的中介變量，那些創(chuàng)業(yè)意愿更高的個人更可能開展實(shí)際創(chuàng)業(yè)活動（范巍和王重鳴，2006；簡丹丹等，2010）。已有文獻(xiàn)針對個人創(chuàng)業(yè)意愿的決定因素進(jìn)行了豐富實(shí)證研究，而金融發(fā)展水平被視為影響創(chuàng)業(yè)意愿的重要因素之一。例如，朱紅根和康蘭媛（2013）的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村地區(qū)良好的金融環(huán)境能改善農(nóng)民的融資可得性，激發(fā)其創(chuàng)業(yè)意愿；劉宇娜和張秀娥（2013）針對中國六個城市的調(diào)查表明，金融支持政策能有效提高新生代農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)意愿。金融多樣性提升作為金融發(fā)展的重要內(nèi)容，勢必對農(nóng)民未來創(chuàng)業(yè)（尤其是“雇主”型創(chuàng)業(yè)）意愿產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用。結(jié)合假說1、假說2的理論分析，本文提出如下假說：

假說5：金融多樣性顯著提高農(nóng)民未來創(chuàng)業(yè)意愿，且對“雇主”型創(chuàng)業(yè)意愿的效應(yīng)更強(qiáng)。

三、研究設(shè)計

（一）研究樣本。本文研究樣本來自中山大學(xué)社會科學(xué)調(diào)查中心開展的“2012年中國勞動力動態(tài)調(diào)查（CLDS2012）”，該調(diào)查覆蓋中國29個省市（不含西藏和海南）的2282個區(qū)縣單元，包含勞動力個體、家庭和村居三個層面問卷，內(nèi)容涉及教育、工作、遷移、經(jīng)濟(jì)活動、社會網(wǎng)絡(luò)、基層組織等方面。調(diào)查共獲得16263份勞動力個體樣本，其中農(nóng)村樣本10462份，占比64.37%?？紤]到僅有農(nóng)村部分問卷調(diào)查了新型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的相關(guān)信息，本文實(shí)證研究將基于農(nóng)村受訪者樣本展開，由于一些受訪者的變量指標(biāo)（如家庭收入、禮品禮金支出等）存在缺失值，在基準(zhǔn)回歸中實(shí)際用到的樣本數(shù)是7725。

（二）實(shí)證方程。本文通過方程（1）考察村莊金融多樣性對農(nóng)村居民個體創(chuàng)業(yè)活動的影響。

其中：方程左邊cy為被解釋變量，表示受訪者是否從事創(chuàng)業(yè)活動。CLDS將受訪者當(dāng)前從業(yè)狀態(tài)分為雇員、雇主（雇傭1人及以上）、自雇非體力工作者、自雇體力工作者、務(wù)農(nóng)和無工作六類，本文將雇主、自雇非體力工作者和自雇體力工作者三類視為創(chuàng)業(yè)活動，變量cy賦值為1；將其他三類視為非創(chuàng)業(yè)活動，變量cy賦值為0。自己做雇主或老板無疑是一種重要的創(chuàng)業(yè)行為，而自我雇傭是創(chuàng)業(yè)的最初形態(tài)，與個人尋求非正式就業(yè)機(jī)會的動機(jī)密切相關(guān)，在現(xiàn)有文獻(xiàn)中也被視為創(chuàng)業(yè)的重要形式之一（Wang，2012；Li和 Wu，2014；阮榮平等，2014；陳剛，2015a）。我們進(jìn)一步將創(chuàng)業(yè)活動劃分為“雇主”型創(chuàng)業(yè)和“自雇”型創(chuàng)業(yè)，其中，“自雇”型創(chuàng)業(yè)包括“自雇非體力工作者”和“自雇體力工作者”兩類。以2012年的CLDS數(shù)據(jù)為例，中國平均創(chuàng)業(yè)率最高的三個省份分別是福建（16.74%）、湖北（16.59%）和浙江（14.63%），創(chuàng)業(yè)率最低的三個省份依次為廣西（1.17%）、重慶（2.00%）和湖南（2.20%）（詳見圖1）。這初步表明，東部發(fā)達(dá)省份農(nóng)村地區(qū)的創(chuàng)業(yè)活力顯著高于中西部省份，這可能與東部地區(qū)市場化水平更高、制度環(huán)境更完善和創(chuàng)業(yè)氛圍更濃厚有關(guān)。

圖1 中國各省份平均創(chuàng)業(yè)率：基于CLDS2012數(shù)據(jù)

方程右側(cè)finance_div為關(guān)鍵解釋變量，代表受訪者所在村莊的金融多樣性。具體定義為，當(dāng)村莊沒有金融機(jī)構(gòu)時，finance_div賦值為0；當(dāng)村莊僅有農(nóng)村信用社時，finance_div賦值為1；當(dāng)村莊不僅有農(nóng)村信用社，還包含其他類型金融機(jī)構(gòu)（如居民合作基金會、農(nóng)民互助儲金會、小額貸款公司）時，finance_div賦值為2。

控制變量X代表影響受訪者創(chuàng)業(yè)決策的相關(guān)因素，參照陳剛（2015a）、尹志超等（2015）的研究，我們加入個人和家庭兩個層面的因素。其中，個人層面因素包括：社會網(wǎng)絡(luò)social，本文使用與受訪者關(guān)系密切、并能幫助受訪者的朋友/熟人的人數(shù)衡量。①問卷調(diào)查了受訪者“在本地，您有多少關(guān)系密切，可以得到他們支持和幫助的朋友或熟人？”，我們根據(jù)選項(xiàng)：“一個也沒有”、“1-5個”、“6-10個”、“11-15個”、“16個或16個以上”依次將變量social賦值為1、2、3、4和5，數(shù)值越大代表受訪者社會網(wǎng)絡(luò)水平越高。豐富的社會網(wǎng)絡(luò)能為個人創(chuàng)業(yè)活動提供更多信息和資源支持，并提升個人風(fēng)險承擔(dān)能力，進(jìn)而提升個人創(chuàng)業(yè)概率（Yueh，2009）。受訪者是否為男性male，其中，男性賦值為1，女性賦值為0。是否中共黨員party，若受訪者是中共黨員party賦值為1，否則party賦值為0。受訪者周歲年齡age及其平方age_squ。受教育水平education，②我們根據(jù)受訪者受教育情況“未接受正式教育”、“小學(xué)”、“初中”、“高中”、“職高/技校”、“中專”、“大?！焙汀氨究啤?，將變量 education 依次賦值為 0、6、9、12、12、13、15 和 16。受教育年限越長意味著人力資本水平越高，個人在勞動力市場上更有競爭，從事創(chuàng)業(yè)活動的動機(jī)越弱；但同時受教育水平越高的人其社會資本更豐富，面臨的創(chuàng)業(yè)約束也越弱，越容易開展創(chuàng)業(yè)活動。是否有宗教信仰religion，當(dāng)受訪者有宗教信仰時賦值為1，反之賦值為0。宗教信仰能通過改變創(chuàng)業(yè)偏好、拓展社會資本等途徑影響個人創(chuàng)業(yè)決策（阮榮平等，2014）。自評健康水平health，③問卷調(diào)查了受訪者“您認(rèn)為自己現(xiàn)在的健康狀況如何？”，對應(yīng)選項(xiàng)為“非常健康”、“健康”、“一般”、“比較不健康”和“非常不健康”，我們將變量health依次賦值為5、4、3、2和1，數(shù)值越大代表受訪者自評健康水平越低。我們將其作為受訪者健康人力資本水平的代理變量，較高的健康人力資本水平有助于個人在就業(yè)市場上獲得更滿意的工作，進(jìn)而削弱了個人創(chuàng)業(yè)的動機(jī)。是否有新農(nóng)合保險insurance，當(dāng)個人擁有新農(nóng)合保險時，insurance賦值為1；反之賦值為0。社會保險能夠緩解創(chuàng)業(yè)活動失敗給收入帶來的負(fù)面沖擊，提高個人風(fēng)險承擔(dān)能力和創(chuàng)業(yè)動機(jī)（陳怡安和陳剛，2015）。

家庭層面的控制因素包括：受訪者父親是否黨員party_fa，①需要說明的是，每個受訪家庭僅有回答家庭問卷的受訪者被詢問了父親黨員身份信息，因此我們將party_fa視為家庭層面變量。當(dāng)受訪者父親為中共黨員時，party_fa賦值為1；否則賦值為0。對農(nóng)村受訪者而言，父輩政治身份能有效反映父輩社會網(wǎng)絡(luò)，進(jìn)而影響農(nóng)民創(chuàng)業(yè)決策。家庭禮品和禮金支出的自然對數(shù)ln familygift，家庭禮品和禮金支出是測度家庭社會資本的重要維度，擁有豐富的社會資本除了能幫助農(nóng)戶獲得更多民間借貸外（馬光榮和楊恩艷，2011），還能使農(nóng)戶獲得更多創(chuàng)業(yè)信息和機(jī)會，提升其風(fēng)險承擔(dān)能力，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)。家庭是否向親戚朋友借款familyloan，當(dāng)受訪家庭向親戚朋友借款時，familyloan賦值為1；否則familyloan賦值為0。親戚朋友之間的民間借貸能有效緩解農(nóng)戶融資約束，促進(jìn)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)（李雯和張兵，2016）。家庭身體不好成員數(shù)量familyunheal，②問卷調(diào)查了每位家庭成員的健康狀況，我們將回答“一般”、“有慢性病”、“有傳染病”和“有精神問題”等情形視為身體狀況不好。家庭身體不好成員越多，會增加家庭生活負(fù)擔(dān)，擠占家庭較多照料時間和精力，也會降低家庭成員風(fēng)險承擔(dān)能力。家庭規(guī)模familynum，家庭規(guī)模越大，個人創(chuàng)業(yè)活動中能夠獲得的資源和支持也越多，但家庭成員需要承擔(dān)的家庭撫養(yǎng)責(zé)任越重，規(guī)避風(fēng)險的動機(jī)更強(qiáng)（翁辰和張兵，2015）。家庭收入水平用家庭在接受訪問前一年的總收入（單位為萬元）的自然對數(shù)ln familyinc表示。同時，我們還加入村莊人均私營企業(yè)數(shù)private，私營企業(yè)越多的地方往往商業(yè)氛圍比較濃厚，有利于開展創(chuàng)業(yè)活動。此外，我們還在方程中加入省份虛擬變量Province以控制地區(qū)資源稟賦和文化觀念差異對創(chuàng)業(yè)的影響。

表1給出了主要變量的描述性統(tǒng)計。不難發(fā)現(xiàn)，變量cy均值為0.080，說明農(nóng)村受訪者創(chuàng)業(yè)比例為8.0%。變量finance_div離散系數(shù)為1.666，這表示不同村莊金融多樣性存在顯著差異。變量 male、party、religion 和 insurance均值依次為 0.486、0.054、0.169 和 0.868，說明 48.6% 的受訪者為男性、5.4%左右的受訪者為中共黨員、16.9%的受訪者有宗教信仰和86.8%的受訪者參加新農(nóng)合。變量education均值為5.595，說明農(nóng)村受訪者平均受教育年限約為5.6年；health均值為3.510，可見受訪者的自評健康水平介于“健康”與“一般”之間。同時，familyloan均值為0.361，這意味著向親戚朋友借款的家庭占比36.1%，表示民間借貸現(xiàn)象較為普遍；familynum均值為3.646，這說明樣本家庭平均規(guī)模為3.6人，接近“四口之家”；private離散系數(shù)為3.333，表示不同村莊的商業(yè)氛圍存在明顯差異。

表1描述性統(tǒng)計

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）金融多樣性與創(chuàng)業(yè)：基準(zhǔn)回歸。本文首先著眼于實(shí)證考察村莊金融多樣性對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響，考慮到模型（1）中被解釋變量為0-1虛擬變量，本文主要關(guān)注Probit概率選擇模型回歸結(jié)果，并使用OLS回歸結(jié)果展開穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由于家庭層面變量存在一定缺失值，我們首先關(guān)注不控制家庭層面變量情況下的回歸結(jié)果。表2前三列結(jié)果表明，無論是OLS估計還是Probit模型估計，結(jié)果都表明變量finance_div的系數(shù)在1%水平上顯著為正，初步證據(jù)表明金融多樣性將顯著促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)活動，即假說1成立。這一結(jié)論源于金融多樣性促進(jìn)了不同金融機(jī)構(gòu)之間的競爭，減少了借貸雙方的信息不對稱，這有助于改善外部融資環(huán)境，促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)。表2后三列報告了加入家庭層面變量之后的回歸結(jié)果，盡管這樣會損失一部分樣本，但finance_div系數(shù)依然顯著為正，表明金融多樣性依然會促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)。為準(zhǔn)確理解估計結(jié)果的經(jīng)濟(jì)學(xué)涵義，本文將關(guān)注表2第（6）列所報告Probit模型估計的各解釋變量的邊際效應(yīng)?？梢钥闯觯诳刂葡嚓P(guān)因素的條件下，村莊金融多樣性每增加一個標(biāo)準(zhǔn)差（0.523），農(nóng)民創(chuàng)業(yè)概率將提高0.8個百分點(diǎn)左右。

繼續(xù)關(guān)注表2第（6）列各控制變量系數(shù)。平均而言，男性創(chuàng)業(yè)概率比女性高出6.56%。中共黨員身份會使個人創(chuàng)業(yè)概率下降3.70%，這是因?yàn)辄h員身份幫助個人在就業(yè)市場上獲得滿意穩(wěn)定的工作，削弱了其開展創(chuàng)業(yè)活動的動機(jī)。從長期趨勢看，年齡age對創(chuàng)業(yè)概率具有顯著的倒U形影響，即個人創(chuàng)業(yè)概率隨著年齡增長而先上升后下降。受教育年限education對創(chuàng)業(yè)概率有顯著正向影響，可能原因是，在農(nóng)村受訪者中最高學(xué)歷為本科，而有大量受訪者未接受過正規(guī)教育，相對而言，較高的受教育水平能拓展個人社會網(wǎng)絡(luò)與知識視野，使個人具備開展創(chuàng)業(yè)活動所必需的“企業(yè)家才能”（Paulson和Townsend，2004），從而緩解個人面臨的創(chuàng)業(yè)約束。健康水平health對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)概率有顯著正向影響。變量insurance系數(shù)顯著為正，說明加入新型農(nóng)村合作醫(yī)療顯著提高了個人創(chuàng)業(yè)概率，這是因?yàn)樯鐣ｋU有助于增加個人風(fēng)險承擔(dān)能力和創(chuàng)業(yè)意愿。

家庭層面因素中，家庭身體不好成員數(shù)量familyunheal對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)概率有顯著負(fù)向影響，這與前述理論分析一致。家庭收入水平ln familyinc對個人創(chuàng)業(yè)概率有顯著正向影響，這比較符合我們的直覺，較高收入能緩解個人創(chuàng)業(yè)活動可能面臨的融資約束。家庭規(guī)模familynum對創(chuàng)業(yè)的影響為正但不顯著，家庭規(guī)模越大，個人開展創(chuàng)業(yè)所獲得的資源和支持越多，但同時家庭成員需要承擔(dān)更重的家庭撫養(yǎng)責(zé)任，更規(guī)避創(chuàng)業(yè)帶來的風(fēng)險，這兩種效應(yīng)相互抵消導(dǎo)致家庭規(guī)模的影響不顯著。另外，父輩黨員身份、禮品禮金支出、民間借貸狀況等因素并未顯著影響農(nóng)民創(chuàng)業(yè)概率，一個可能的解釋在于，本文關(guān)注的是農(nóng)民個體層面創(chuàng)業(yè)信息，在控制個體層面因素的情況下，家庭層面因素的解釋力將明顯削弱，盡管如此，控制家庭層面信息有助于克服遺漏變量帶來的回歸偏誤。值得注意的是，變量private系數(shù)顯著為正，這證實(shí)了當(dāng)?shù)厣虡I(yè)氛圍越濃厚、農(nóng)民創(chuàng)業(yè)可能性越大的事實(shí)，這與尹志超等（2015）發(fā)現(xiàn)相一致。①需要說明的是，在人口流動背景下，調(diào)查對象創(chuàng)業(yè)活動獲得的金融支持不一定來自常住村莊金融機(jī)構(gòu)。我們根據(jù)問卷設(shè)計，將研究樣本限定為“戶口在本縣，且沒有離開戶口所在地半年及以上”的受訪者，相比而言，這部分受訪者的創(chuàng)業(yè)金融支持更可能來自本村金融機(jī)構(gòu)。重復(fù)表2回歸過程，村莊金融多樣性依然顯著促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)。同時，本文還使用縣區(qū)虛擬變量替換省份虛擬變量，重復(fù)表2實(shí)證過程，村莊金融多樣性依然顯著促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)。在此基礎(chǔ)上，我們還比較了金融多樣性對創(chuàng)業(yè)的影響在東部、中西部之間的差異。本文將北京、上海、天津、河北、遼寧、江蘇、浙江、福建、廣東、海南和山東視為東部地區(qū)，將其他省份視為中西部地區(qū)。重復(fù)表2實(shí)證過程發(fā)現(xiàn)，無論是東部地區(qū)還是中西部地區(qū)，金融多樣性都有助于促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)。感謝審稿人提出的寶貴意見。

（二）金融多樣性與創(chuàng)業(yè)：變換金融多樣性賦值。上述分析初步證實(shí)，金融多樣性顯著提高了農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的可能性，本文將通過變換關(guān)鍵解釋變量，以檢驗(yàn)結(jié)論的穩(wěn)健性。我們按照如下標(biāo)準(zhǔn)重新定義金融多樣性：當(dāng)村莊內(nèi)沒有金融機(jī)構(gòu)時，金融多樣性指標(biāo)賦值為0；當(dāng)村莊僅有農(nóng)村信用社時，金融多樣性指標(biāo)賦值為1；當(dāng)村莊有農(nóng)村信用社，同時還有民間金融組織和小額貸款公司兩者中的一類金融機(jī)構(gòu)時，金融多樣性指標(biāo)賦值為2；當(dāng)村莊同時有農(nóng)村信用社、民間金融組織和小額貸款公司時，金融多樣性指標(biāo)賦值為3。本文重新估計新構(gòu)建的金融多樣性指標(biāo)對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響，結(jié)果匯報在表3第（1）列，變量finance_div系數(shù)為正且P值為0.104，接近傳統(tǒng)意義上10%的顯著性水平，前述結(jié)論依然穩(wěn)健。①為避免指標(biāo)賦值主觀性帶來的回歸偏誤，我們還按照如下原則重新賦值金融多樣性指標(biāo)：第一，當(dāng)村莊沒有金融機(jī)構(gòu)、僅有農(nóng)村信用社、同時有農(nóng)村信用社和其他金融機(jī)構(gòu)時，finance_div1依次賦值為0、1、1.5；第二，當(dāng)村莊沒有金融機(jī)構(gòu)、僅有農(nóng)村信用社、同時有農(nóng)村信用社和其他金融機(jī)構(gòu)時，finance_div2依次賦值為0、1、2.5。利用兩種賦值方法得到新的金融多樣性指標(biāo)finance_div1、finance_div2，重新估計方程（1），結(jié)果表明村莊金融多樣性依然能顯著促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)。

表2金融多樣性與創(chuàng)業(yè)：基準(zhǔn)回歸

表3金融多樣性與創(chuàng)業(yè)：加入村莊特征變量（Probit邊際）

（三）金融多樣性與創(chuàng)業(yè)：加入村莊特征變量。前述分析可能忽視了某些村莊層面因素對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)活動的影響。例如，那些擁有非農(nóng)產(chǎn)業(yè)、人均收入水平較高的村莊，往往擁有相對活躍的市場經(jīng)濟(jì)，能為開展各類創(chuàng)業(yè)活動提供良好的市場機(jī)會。同時，人均農(nóng)業(yè)用地面積越大越便于農(nóng)戶擴(kuò)大農(nóng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模，開展農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)，但也擠占了農(nóng)民投入到非農(nóng)創(chuàng)業(yè)活動中的時間和精力。根據(jù)上述分析，我們定義如下三個變量：村莊是否有非農(nóng)經(jīng)濟(jì)nonagri、戶籍人口人均年收入incomeper和人均農(nóng)業(yè)用地面積landper，其中：nonagri為0-1虛擬變量，當(dāng)本村有非農(nóng)經(jīng)濟(jì)時賦值為1，否則賦值為0。在加入上述三類因素基礎(chǔ)上，我們重新估計方程（1）。表3第（2）列結(jié)果顯示，金融多樣性依然有助于促進(jìn)創(chuàng)業(yè)，前述結(jié)論依然穩(wěn)健。同時，村莊非農(nóng)經(jīng)濟(jì)、人均收入水平和人均農(nóng)業(yè)用地面積等因素并未顯著影響農(nóng)民創(chuàng)業(yè)決策。

同時，問卷還調(diào)查了村莊內(nèi)是否有專業(yè)協(xié)會和專業(yè)合作社等經(jīng)濟(jì)組織。這兩類經(jīng)濟(jì)組織不僅為民間金融機(jī)構(gòu)的設(shè)立提供了組織載體，而且通過“信息傳遞”和“風(fēng)險分擔(dān)”等可能途徑影響個人創(chuàng)業(yè)活動?；诖耍疚臉?gòu)建兩個0-1虛擬變量assco（當(dāng)本村有專業(yè)協(xié)會時取值為1，否則取值為0）、coope（當(dāng)本村有專業(yè)合作社時取值為1，否則取值為0）加入方程（1）并重新展開估計，表3第（3）列報告了對應(yīng)結(jié)果?？梢钥闯觯鹑诙鄻有砸廊粫@著促進(jìn)創(chuàng)業(yè)活動，而是否設(shè)立專業(yè)協(xié)會和專業(yè)合作社則對創(chuàng)業(yè)無顯著影響。這意味著，融資約束是農(nóng)民開展創(chuàng)業(yè)活動面臨的主要障礙之一，金融多樣性能通過改善融資約束促進(jìn)居民創(chuàng)業(yè)，而專業(yè)協(xié)會和專業(yè)合作社產(chǎn)生的“信息傳遞”和“風(fēng)險分擔(dān)”等效應(yīng)并未顯著影響創(chuàng)業(yè)。最后，我們將上述5個變量同時加入方程（1）展開回歸，表3第（4）列結(jié)果說明，金融多樣性依然顯著促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)。

（四）金融多樣性與創(chuàng)業(yè)：考慮變量內(nèi)生性。盡管前文進(jìn)行了變換關(guān)鍵指標(biāo)、加入村莊特征變量等穩(wěn)健性檢驗(yàn)，但研究結(jié)論依然可能受到變量內(nèi)生性的困擾。活躍的創(chuàng)業(yè)活動可能對設(shè)立多樣性的金融機(jī)構(gòu)產(chǎn)生較高需求，這會導(dǎo)致金融多樣性與農(nóng)民創(chuàng)業(yè)決策之間的“逆向因果”。另外，方程無法有效控制同時影響金融多樣性和創(chuàng)業(yè)活動的關(guān)鍵變量。上述兩種情況將導(dǎo)致金融多樣性是方程（1）的內(nèi)生變量，進(jìn)而導(dǎo)致回歸結(jié)果有偏且非一致。為了緩解方程估計中的內(nèi)生性偏誤，我們需要尋找與金融多樣性顯著相關(guān)，而與農(nóng)民創(chuàng)業(yè)決策無關(guān)的變量作為工具變量。

眾所周知，金融集聚是金融業(yè)縱深發(fā)展中的重要現(xiàn)象。金融集聚不僅幫助金融機(jī)構(gòu)獲得專業(yè)勞動力和便利的中介服務(wù)，更能使金融機(jī)構(gòu)有效接受、甄別和利用外部信息，緩解因金融機(jī)構(gòu)和客戶之間的“信息不對稱”而導(dǎo)致的經(jīng)營風(fēng)險（任英華等，2010；李偉軍，2011）。這意味著，集聚經(jīng)濟(jì)本身具有自我強(qiáng)化功能，因?yàn)榧坌?yīng)一旦形成，當(dāng)?shù)卦O(shè)立的新金融機(jī)構(gòu)將可能從中獲得信息與知識溢出、勞動力匹配和共享的收益，進(jìn)而促使更多金融機(jī)構(gòu)的進(jìn)入?？梢姡迩f周圍的金融機(jī)構(gòu)分布越密集，越能為本村設(shè)立和發(fā)展各類金融機(jī)構(gòu)提供良好的外部環(huán)境。同時，已有文獻(xiàn)在考察金融發(fā)展對創(chuàng)業(yè)的影響時，往往使用前置若干年度的金融發(fā)展指標(biāo)作為工具變量并展開 2SLS 估計（Patti和 Dell’A riccia，2004；陳剛，2015b）。這一處理的假設(shè)是，一個地區(qū)以往的金融發(fā)展水平將通過影響當(dāng)前金融發(fā)展而間接影響當(dāng)前創(chuàng)業(yè)活動，而不會直接影響當(dāng)前創(chuàng)業(yè)活動。借鑒上述有效思路并結(jié)合樣本數(shù)據(jù)的可得性，本文使用“1978年及以前村莊外（步行約30分鐘的路程）設(shè)立的信用社、農(nóng)業(yè)銀行和郵政儲蓄三類金融機(jī)構(gòu)數(shù)量”作為村莊金融多樣性的工具變量finannum。這是因?yàn)闅v史上村莊周圍金融機(jī)構(gòu)越密集，由于金融集聚效應(yīng)的存在和金融機(jī)構(gòu)的沿革，村莊當(dāng)前金融多樣性水平可能更高；同時，改革開放之前的村莊外金融機(jī)構(gòu)設(shè)立情況具有較強(qiáng)的外生性，不會直接影響我們考察期內(nèi)（2011年）的創(chuàng)業(yè)活動。

為了檢驗(yàn)前述工具變量的有效性，我們首先使用金融多樣性對工具變量和其他控制變量進(jìn)行第一階段的OLS回歸。表4第（1）列報告的2SLS第一階段回歸結(jié)果表明，工具變量系數(shù)通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。同時，弱工具變量檢驗(yàn)Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量也達(dá)到952.693，明顯超過16.38的臨界值，這說明變量finannum并不是金融多樣性的弱工具變量。表4第（2）列結(jié)果顯示，變量finance_div系數(shù)為正且在1%水平上顯著，說明金融多樣性有助于提升農(nóng)民創(chuàng)業(yè)概率，前述結(jié)論依然成立。同時，我們還針對方程（1）展開IVProbit估計，表4第（3）列結(jié)果顯示，變量finance_div系數(shù)依然顯著為正，且相比于表2第（6）列的Probit估計，其系數(shù)值有所提高。綜上所述，即使考慮了金融多樣性可能存在的內(nèi)生性問題，金融多樣性依然有助于促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)。

表4金融多樣性與創(chuàng)業(yè)：考慮變量內(nèi)生性

（五）金融多樣性與不同類型的創(chuàng)業(yè)。我們將創(chuàng)業(yè)活動區(qū)分為“雇主”型創(chuàng)業(yè)和“自雇”型創(chuàng)業(yè)，并考察金融多樣性對這兩類創(chuàng)業(yè)的影響是否存在差異，因?yàn)槔碚撋?，“雇主”型?chuàng)業(yè)需要更高的資金門檻和融資規(guī)模，而“自雇”型創(chuàng)業(yè)的資金門檻更低，其資金需求更少。表5第（1）、（2）列的Probit估計結(jié)果表明，金融多樣性顯著促進(jìn)“雇主”型創(chuàng)業(yè)，但對“自雇”型創(chuàng)業(yè)無顯著影響，這證明假說2成立。同時，男性的創(chuàng)業(yè)概率更高，年齡對創(chuàng)業(yè)概率存在倒U形影響，而家庭身體不好成員數(shù)量抑制了創(chuàng)業(yè)活動開展，家庭收入對個人創(chuàng)業(yè)概率有顯著正向影響，這些與使用全樣本時的發(fā)現(xiàn)一致。值得注意的是，社會網(wǎng)絡(luò)、宗教信仰、健康狀況和從親戚朋友處獲得借款都能顯著促進(jìn)“雇主”型創(chuàng)業(yè)，而對“自雇”型創(chuàng)業(yè)無顯著影響?？赡艿脑蚴?，相比于“自雇”型創(chuàng)業(yè)，開展“雇主”型創(chuàng)業(yè)在市場信息、資金、人脈和創(chuàng)業(yè)者素質(zhì)等方面有更高“門檻”，而豐富的社會網(wǎng)絡(luò)、擁有宗教信仰、較高健康水平和更多民間融資往往能幫助個人克服上述門檻開展“雇主”型創(chuàng)業(yè)活動。另外，新農(nóng)合保險能顯著促進(jìn)“自雇”型創(chuàng)業(yè)，而對“雇主”型創(chuàng)業(yè)無顯著影響。這說明參加新農(nóng)合更有效促進(jìn)了就業(yè)機(jī)會不足的弱勢群體的創(chuàng)業(yè)活動，健全新農(nóng)合體系有助于平衡各群體間的就業(yè)機(jī)會。①為節(jié)約文章篇幅，表5未報告控制變量的估計系數(shù)，感興趣的讀者可以向作者索取。

表5金融多樣性與不同類型創(chuàng)業(yè)

由于“雇主”型創(chuàng)業(yè)對其他變量展開Probit模型回歸會損失部分樣本，我們重新利用“雇主”型創(chuàng)業(yè)和“自雇”型創(chuàng)業(yè)對其影響因素展開OLS回歸，結(jié)果列示在表5第（3）、（4）列?？梢钥闯觯鹑诙鄻有砸廊伙@著促進(jìn)“雇主”型創(chuàng)業(yè)，而對“自雇”型創(chuàng)業(yè)無顯著影響。

（六）不同類型金融機(jī)構(gòu)與創(chuàng)業(yè)。前文構(gòu)建村莊金融多樣性指標(biāo)并考察其對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響，為進(jìn)一步克服變量賦值主觀性帶來的估計偏誤，這里本文使用虛擬變量描述金融多樣性。我們將農(nóng)村信用社、農(nóng)業(yè)銀行和郵儲銀行視為正規(guī)金融機(jī)構(gòu)，將居民合作基金會、農(nóng)民互助儲金會和小額貸款公司等歸為非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)，這有助于我們比較這兩類金融機(jī)構(gòu)對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響是否存在系統(tǒng)差異。本文構(gòu)造兩個0-1虛擬變量formal和informal，以分別表示本村是否有正規(guī)金融機(jī)構(gòu)和非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)?？紤]到村莊附近的正規(guī)金融機(jī)構(gòu)也能為本村居民提供較便利的金融服務(wù)，當(dāng)本村有農(nóng)信社或村外一定范圍內(nèi)有信用社、農(nóng)業(yè)銀行和郵政儲蓄中的任一機(jī)構(gòu)時，formal賦值為1，否則formal賦值為0。另外，當(dāng)本村有居民合作基金會、農(nóng)民互助儲金會和小額貸款公司等任一機(jī)構(gòu)時，informal賦值為1，否則informal賦值為0。

表6報告了兩類金融機(jī)構(gòu)影響創(chuàng)業(yè)的Probit模型估計結(jié)果。第（1）、（2）列結(jié)果表明，變量informal系數(shù)值和顯著性都明顯大于變量formal，這意味著，非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的邊際影響都明顯強(qiáng)于正規(guī)金融機(jī)構(gòu)，這證實(shí)了假說3?？紤]到農(nóng)民會同時參與正規(guī)金融與非正規(guī)金融，為準(zhǔn)確比較正規(guī)金融機(jī)構(gòu)與非正規(guī)機(jī)構(gòu)邊際影響的差異，我們將變量formal和informal同時加入方程（1）展開估計。表6第（3）列結(jié)果表明，非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)系數(shù)值和顯著性都明顯大于正規(guī)金融機(jī)構(gòu)。上述發(fā)現(xiàn)可能的解釋在于，在農(nóng)村金融市場不甚完善的背景下，正規(guī)金融機(jī)構(gòu)在抵押品和信譽(yù)擔(dān)保方面對借款人有嚴(yán)格要求，這容易將一些缺乏足夠抵押品的潛在創(chuàng)業(yè)者排除在正規(guī)市場之外，而非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)能憑借信息獲取成本和監(jiān)督成本上的優(yōu)勢，為這一部分人提供融資支持，進(jìn)而彌補(bǔ)正規(guī)金融市場的缺陷，由此導(dǎo)致非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生更明顯的促進(jìn)作用。

表6兩類金融機(jī)構(gòu)與創(chuàng)業(yè)（Probit邊際）

進(jìn)一步地，本文比較正規(guī)金融機(jī)構(gòu)和非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)對“雇主”型創(chuàng)業(yè)和“自雇”型創(chuàng)業(yè)的影響差異。表7報告的Probit邊際效應(yīng)顯示，無論是分別加入還是同時加入變量formal和informal，正規(guī)金融機(jī)構(gòu)都能顯著促進(jìn)“雇主”型創(chuàng)業(yè)，但對“自雇”型創(chuàng)業(yè)無顯著影響；而非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)能顯著促進(jìn)“自雇”型創(chuàng)業(yè)，對“雇主”型創(chuàng)業(yè)無顯著影響，這說明假說4成立。背后的原因在于，“雇主”型創(chuàng)業(yè)者資金需求更多，能通過正式財務(wù)報告從正規(guī)金融機(jī)構(gòu)獲得貸款；而“自雇”型創(chuàng)業(yè)者資金需求更加靈活、多元化，且缺乏正式財務(wù)報告，非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)對此更有優(yōu)勢。這與表6的發(fā)現(xiàn)是相契合的，由于非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)顯著促進(jìn)了“自雇”型創(chuàng)業(yè)，而在我們的研究樣本中，“自雇”型創(chuàng)業(yè)（5.9%）比重遠(yuǎn)大于“雇主”型創(chuàng)業(yè)（2.1%），這導(dǎo)致總體上而言，非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)（比正規(guī)金融機(jī)構(gòu)）更能促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)（假說3）。

表7兩類金融機(jī)構(gòu)與不同類型創(chuàng)業(yè)（Probit邊際）

需要說明的是，農(nóng)民之間依靠社會網(wǎng)絡(luò)所組織的民間融資也是農(nóng)村非正規(guī)金融的重要內(nèi)容，但前文構(gòu)建的非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)指標(biāo)并未體現(xiàn)民間融資的影響，因此，本文嘗試將民間融資因素納入非正規(guī)金融指標(biāo)之中。由于CLDS2012僅提供了村莊層面的非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)和家庭層面的民間融資數(shù)據(jù)，而同時利用不同層面數(shù)據(jù)構(gòu)建指標(biāo)可能引發(fā)明顯的實(shí)證偏誤。借鑒已有研究并結(jié)合樣本數(shù)據(jù)的可得性，我們利用“村莊層面是否有宗祠、祠堂”刻畫村民之間形成的社會網(wǎng)絡(luò)，進(jìn)而描述社會網(wǎng)絡(luò)帶來的民間融資水平。這是因?yàn)椋袊r(nóng)村許多社會交往活動都是以血緣和宗族關(guān)系為紐帶展開的，宗族網(wǎng)絡(luò)被視為中國農(nóng)村最重要和穩(wěn)定的社會網(wǎng)絡(luò)之一，宗族網(wǎng)絡(luò)所具備的“普遍互惠”特性和信用擔(dān)保機(jī)制將顯著提升農(nóng)民獲得民間融資的概率和額度（馬光榮和楊恩艷，2011；郭云南等，2013；林建浩等，2016）。我們根據(jù)上述分析構(gòu)建新的非正規(guī)金融指標(biāo)informal_app：當(dāng)時受訪村莊有居民合作基金會、農(nóng)民互助儲金會和小額貸款公司等任一機(jī)構(gòu)或有宗祠、祠堂時，變量informal_app賦值為1；否則，變量informal_app賦值為0。本文利用新指標(biāo)informal_app代替原有非正規(guī)金融指標(biāo)informal，并重復(fù)表6、表7的實(shí)證估計，所得結(jié)論未發(fā)生實(shí)質(zhì)性改變，即非正規(guī)金融比正規(guī)金融更能從整體上促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)；正規(guī)金融機(jī)構(gòu)更有助于“雇主”型創(chuàng)業(yè)，比較之下，非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)對“自雇”型創(chuàng)業(yè)的影響更明顯。

（七）金融多樣性與創(chuàng)業(yè)意愿。上述實(shí)證結(jié)果證實(shí)，金融多樣性有助于促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)，且這一影響更多體現(xiàn)在“雇主”型創(chuàng)業(yè)上。正如前文理論分析所示，較強(qiáng)的創(chuàng)業(yè)意愿是潛在創(chuàng)業(yè)者開展實(shí)際創(chuàng)業(yè)活動的重要前提，也是金融多樣性影響農(nóng)民實(shí)際創(chuàng)業(yè)活動的中介因素。因此，我們繼續(xù)利用CLDS2012提供的創(chuàng)業(yè)意愿數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)金融多樣性對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的影響。CLDS調(diào)查了受訪者“未來2年內(nèi)的工作打算”，從時間順序上看，受訪者未來創(chuàng)業(yè)打算不會直接影響一個村莊當(dāng)前的金融多樣性水平。因此，如果我們能進(jìn)一步確認(rèn)那些金融多樣性水平更高的村莊，其居民未來2年創(chuàng)業(yè)意愿更高，無疑將印證“金融多樣性促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)”這一結(jié)論的穩(wěn)健性。

我們首先構(gòu)造0-1虛擬變量cy_pro以刻畫受訪者在未來2年內(nèi)是否存在創(chuàng)業(yè)意愿。我們利用兩個問題對cy_pro賦值：首先詢問受訪者“您未來2年內(nèi)有何打算（問題I7.12）”，當(dāng)受訪者選擇“找一份新工作/創(chuàng)業(yè)”時，問卷會接著詢問受訪者“您打算做一份什么樣的新工作（問題I7.13）”，如果受訪者進(jìn)一步選擇“私營企業(yè)主”或“個體戶主”時，變量cy_pro賦值1，否則cy_pro賦值0?？紤]到問卷將受訪者當(dāng)前從業(yè)狀態(tài)分為雇員、雇主、自雇非體力工作者、自雇體力工作者、務(wù)農(nóng)和無工作六類。對當(dāng)前正從事創(chuàng)業(yè)活動（雇主、自雇非體力工作者和自雇體力工作者）的受訪者而言，在未來打算“繼續(xù)目前工作”或“維持原狀”意味著受訪者未來會繼續(xù)從事創(chuàng)業(yè)活動。因此，當(dāng)受訪者當(dāng)前從業(yè)狀態(tài)為雇主、自雇非體力工作者或自雇體力工作者且回答“您未來2年內(nèi)有何打算”這一問題時選擇“繼續(xù)目前工作/上學(xué)”、“沒考慮過/維持原狀”，我們也將該受訪者視為有創(chuàng)業(yè)打算，并將cy_pro賦值1。變量cy_pro具體賦值原則如表8所示。

表8創(chuàng)業(yè)意愿 cy_pro 賦值原則

本文進(jìn)一步以變量cy_pro作為方程（1）的被解釋變量重復(fù)前文實(shí)證過程，對應(yīng)的Probit模型邊際效應(yīng)結(jié)果列示在表9中。村莊金融多樣性對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿有正向影響但不顯著，金融多樣性能顯著促進(jìn)“雇主”型創(chuàng)業(yè)，這部分證實(shí)了假說5。

表9金融多樣性與創(chuàng)業(yè)意愿（Probit邊際）

五、結(jié)論、啟示和展望

中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展實(shí)踐表明，農(nóng)民創(chuàng)業(yè)對增加非農(nóng)就業(yè)、提升農(nóng)戶收入和減少城鄉(xiāng)發(fā)展差距有重要意義，然而在城鄉(xiāng)二元金融結(jié)構(gòu)下，農(nóng)民創(chuàng)業(yè)面臨著嚴(yán)重的融資約束障礙。因此，推動農(nóng)村金融多樣性發(fā)展，對激發(fā)農(nóng)村地區(qū)創(chuàng)業(yè)活力具有重要意義。本文基于2012年中國勞動力動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)，利用村莊層面的金融機(jī)構(gòu)信息，系統(tǒng)評估了金融多樣性對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響，研究結(jié)論梳理如表10所示。概言之，農(nóng)村金融多樣性顯著提高了農(nóng)民創(chuàng)業(yè)概率，且更有助于促進(jìn)“雇主”型創(chuàng)業(yè)。這表明當(dāng)前的農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)多元化改革有助于改善農(nóng)村融資環(huán)境，激發(fā)農(nóng)村地區(qū)創(chuàng)業(yè)的活力。本文還發(fā)現(xiàn)，非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)比正規(guī)金融機(jī)構(gòu)更能促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)，且非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)有助于“自雇”型創(chuàng)業(yè)，正規(guī)金融機(jī)構(gòu)有助于“雇主”型創(chuàng)業(yè)?？梢?，正規(guī)金融機(jī)構(gòu)更“趨富”，而非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)更“親貧”，農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)多樣性的優(yōu)勢在于較好滿足不同類型創(chuàng)業(yè)者的融資需求。

表10研究結(jié)論梳理

自黨的十八大以來，推動“形成大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新的生動局面”成為中國政府重要的施政目標(biāo)之一，而探尋激發(fā)創(chuàng)業(yè)活力的有效路徑成為決策者和理論界關(guān)心的熱點(diǎn)話題。本文結(jié)論顯示，對金融供給不足的農(nóng)村地區(qū)而言，推進(jìn)金融機(jī)構(gòu)多樣性發(fā)展，豐富農(nóng)村金融服務(wù)主體無疑有助于緩解潛在創(chuàng)業(yè)者的融資約束，促使其更多參與到創(chuàng)業(yè)活動中去。這一點(diǎn)與中央政府陸續(xù)出臺的《國務(wù)院辦公廳關(guān)于金融服務(wù)“三農(nóng)”發(fā)展的若干意見》（以下簡稱《意見》）①和《推進(jìn)普惠金融發(fā)展規(guī)劃（2016?2020年）》（以下簡稱《規(guī)劃》）②等文件精神密切相關(guān)，《意見》和《規(guī)劃》明確提出要“豐富農(nóng)村金融服務(wù)主體”和“提升‘三農(nóng)’金融服務(wù)水平”。因此，在未來的農(nóng)村金融改革中，政府應(yīng)進(jìn)一步降低市場準(zhǔn)入門檻，著眼于健全多層次、多樣化、全覆蓋的金融服務(wù)體系，為農(nóng)村經(jīng)濟(jì)健康、可持續(xù)發(fā)展提供金融支持和制度保障。

值得注意的是，本文不可避免地存在局限和亟待完善之處：第一，本文僅使用農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)數(shù)量信息衡量金融多樣性，忽視不同機(jī)構(gòu)在經(jīng)營效率和產(chǎn)品服務(wù)上的差異，嘗試完善金融多樣性指標(biāo)有助于得到更穩(wěn)健、更豐富的結(jié)論。第二，由于數(shù)據(jù)等方面的限制，未能探討金融多樣性對農(nóng)民自身融資可得性和融資成本的影響，而完善這一點(diǎn)將有助于識別金融多樣性影響農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的機(jī)制。第三，農(nóng)村金融多樣性不僅會影響農(nóng)民創(chuàng)業(yè)行為，其帶來的融資便利性也可能影響農(nóng)村家庭消費(fèi)、儲蓄和資產(chǎn)配置等方面，深入理解農(nóng)村家庭的消費(fèi)、儲蓄和資產(chǎn)配置等行為是宏觀經(jīng)濟(jì)政策制定的重要前提，具有理論和實(shí)踐上的重要價值。

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