其麗木格，趙立娟，2，趙青青

（1.內(nèi)蒙古財經(jīng)大學 金融學院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010070；2.內(nèi)蒙古農(nóng)村牧區(qū)治理能力現(xiàn)代化研究基地，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010010）

一、引言

“雙創(chuàng)”是近年來國家提出的重要發(fā)展戰(zhàn)略之一，也是關(guān)系到國家經(jīng)濟“穩(wěn)中向好”發(fā)展的關(guān)鍵舉措。2014年李克強總理提出要打造大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新“雙引擎”，推動發(fā)展調(diào)速不減勢、量增質(zhì)更優(yōu)，實現(xiàn)中國經(jīng)濟提質(zhì)增效升級。國務院也頒布了《關(guān)于大力推進大眾創(chuàng)業(yè)萬眾創(chuàng)新若干措施的意見》《關(guān)于加快構(gòu)建大眾創(chuàng)業(yè)萬眾創(chuàng)新支撐平臺的指導意見》等一系列相關(guān)政策文件。新常態(tài)下，創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)已成為我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和新舊動能轉(zhuǎn)換的重點，充分激發(fā)了生產(chǎn)者創(chuàng)業(yè)的積極性，提高了生產(chǎn)效率，解決了大量城鄉(xiāng)人員的就業(yè)問題。2022年中央一號文件也明確指出：積極促進農(nóng)民就地就近就業(yè)創(chuàng)業(yè)，推進返鄉(xiāng)入鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)園建設(shè)，落實各項扶持政策?？梢?，鼓勵創(chuàng)業(yè)、促進創(chuàng)新已成為我國推動農(nóng)村經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要舉措［1］。目前，中國經(jīng)濟正處于高速度向高質(zhì)量發(fā)展的過渡階段，而我國農(nóng)民人數(shù)約占總?cè)丝诘囊话?，因此，農(nóng)民創(chuàng)業(yè)是維持創(chuàng)新和經(jīng)濟增長，完善市場經(jīng)濟體制的重要手段。同時對于緩解大城市的就業(yè)壓力，轉(zhuǎn)移農(nóng)村的剩余勞動力及縮小城鄉(xiāng)收入差距具有非常積極的作用［2］。據(jù)統(tǒng)計，2019年農(nóng)村就業(yè)人數(shù)為3.32億人，比2018年下降了943萬人，但是從事鄉(xiāng)村私營企業(yè)的人數(shù)由2018年的7424萬人增加到2019年的8267萬人，越來越多有能力、資金充足的農(nóng)村家庭加入了創(chuàng)業(yè)的隊伍中。①

雖然農(nóng)民創(chuàng)業(yè)熱情日漸提高，我國政府也出臺了相關(guān)政策鼓勵其進行創(chuàng)業(yè)，但農(nóng)民創(chuàng)業(yè)行為會受到家庭財富、金融支持及其他家庭因素和個體特征的影響。資金是農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)中不可或缺的一部分，為滿足資金需求，可能使用家庭自有資金或選擇外部融資，抑或兩者兼而有之。部分學者認為當信貸約束存在時，家庭財富作為自有資金是創(chuàng)業(yè)的關(guān)鍵影響因素，然而當貧困家庭難以支撐創(chuàng)業(yè)資金需求或者富有家庭想用家庭財富作為防范創(chuàng)業(yè)風險的資金時，就會選擇外部融資來支持創(chuàng)業(yè)初期的資金需求，包括正規(guī)和非正規(guī)金融支持。所以家庭財富成為獲得金融支持的重要評判條件，然而，令人遺憾的是，學術(shù)界專門探討農(nóng)戶通過家庭財富選擇融資渠道來促進創(chuàng)業(yè)的研究并不多見。因此，本文實證研究家庭財富對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策、績效，以及家庭財富對農(nóng)戶金融支持選擇的影響，并引入中介效應檢驗模型，將金融支持作為中介變量，檢驗金融支持是否在家庭財富對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)影響的過程中起到了中介作用，有利于農(nóng)村金融機構(gòu)為農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)提供更優(yōu)質(zhì)、更高效的服務，也為政府出臺相關(guān)政策提供了實證參考依據(jù)。

二、文獻綜述與研究假設(shè)

（一）文獻綜述

想要進行創(chuàng)業(yè)活動須滿足最低資金門檻，因此信貸約束的存在使創(chuàng)業(yè)者的家庭財富對創(chuàng)業(yè)意愿的影響更大，即創(chuàng)業(yè)過程中受到的信貸約束會因家庭財富而被緩解，創(chuàng)業(yè)者們的創(chuàng)業(yè)意愿更強烈［3-6］。馮大威等［7］利用CHIP數(shù)據(jù)得到家庭財富越豐富城鎮(zhèn)居民選擇創(chuàng)業(yè)的概率越高的結(jié)論。同時，羅明忠［8］指出，創(chuàng)業(yè)者如想要達到更高規(guī)模和更深層次的創(chuàng)業(yè)，需擁有更加充裕的經(jīng)濟資本。但也有部分研究人員覺得家庭財富對創(chuàng)業(yè)的影響并不單調(diào)，甚而在缺乏流動性約束的情況下，仍可以推進創(chuàng)業(yè)活動［9-12］。如Evans和Jovanovic［13］指出對創(chuàng)業(yè)的影響中，企業(yè)家才能和財富呈替代關(guān)系?！奥斆鞯钠髽I(yè)家”更靈活地識別風險，他面臨的風險資本門檻較低，也就是說，企業(yè)家的財富約束效應會隨著創(chuàng)業(yè)能力強而降低。程郁和羅丹［14］基于前兩位學者的模型基礎(chǔ)，進一步證明了創(chuàng)業(yè)者參與創(chuàng)業(yè)受到企業(yè)家能力和財富的共同影響。Buera［15］在動態(tài)職業(yè)選擇模型的基礎(chǔ)上，發(fā)現(xiàn)當擁有較多財富的人愿意為他人工作，而不愿意選擇創(chuàng)業(yè)，表明他的創(chuàng)業(yè)能力可能不足。所以，家庭財富對創(chuàng)業(yè)的影響是具有一定復雜性的。一般來說，學術(shù)界大多普遍認為家庭財富在家庭財富水平、儲蓄利率、住房價格、金融參與、金融約束等方面對創(chuàng)業(yè)行為產(chǎn)生著影響［16］。如Nykvist［17］表明個人或家庭的財富水平影響著創(chuàng)業(yè)行為。甘宇等［18］通過CLDS數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，家庭財富水平對創(chuàng)業(yè)行為呈現(xiàn)出顯著正效應。倪云松［19］的研究指出財富水平高的家庭在高資本密集度行業(yè)進行創(chuàng)業(yè)的機會更高大。楊懷佳和張波［20］指出儲蓄率顯著負向影響創(chuàng)業(yè)概率，但在把家庭財富變化變量加入后儲蓄率對創(chuàng)業(yè)的影響并不顯著。Fairlie和Krashinsky［21］使用美國“當前人口調(diào)查”動態(tài)面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)住房資產(chǎn)升值會在一定程度上提高家庭創(chuàng)業(yè)的可能性。Dutta和Sobel［22］的研究結(jié)果表明，金融發(fā)展與人力資本水平對創(chuàng)業(yè)活動的影響存在相互替代的作用，人力資本會在金融發(fā)展較低水平時最能促進創(chuàng)業(yè)。

綜上，已有文獻關(guān)于家庭財富對創(chuàng)業(yè)的影響進行了較為深入的探索，但對農(nóng)民家庭創(chuàng)業(yè)決策以及創(chuàng)業(yè)績效影響的研究少之又少。另外，雖也有部分文獻分析了正規(guī)金融和非正規(guī)金融支持對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的影響，但主要探析的是兩者之間的關(guān)系，金融支持作為家庭財富與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的內(nèi)部作用機制的研究則較少涉及，因此本文在實證檢驗家庭財富對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策、創(chuàng)業(yè)績效影響的基礎(chǔ)上，進一步關(guān)注非正規(guī)金融支持在其中所發(fā)揮的中介效應，揭示家庭財富影響農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的具體作用機理，這是本文研究的關(guān)鍵問題，抑或是對已有文獻所作的進一步補充。

（二）研究假說

基于以上分析，金融約束的存在使得創(chuàng)業(yè)資金門檻與地區(qū)金融發(fā)展水平有著密切的關(guān)系，發(fā)展的越好，創(chuàng)業(yè)資金門檻越低，農(nóng)戶家庭選擇成為創(chuàng)業(yè)者還會受到收入水平以及其他因素的影響，因此對于農(nóng)戶來說想要創(chuàng)業(yè)需要面臨諸多的困難。創(chuàng)業(yè)資金門檻需要農(nóng)戶具有足夠的家庭財富以及外部資金的支持，信貸約束的存在使得家庭財富成為影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的主要因素，農(nóng)戶選擇是否創(chuàng)業(yè)時，需要足夠的收入保障或家庭儲蓄，當他們的現(xiàn)期收入、儲蓄不富裕以及預期未來收入不樂觀時，他們的創(chuàng)業(yè)意愿也會不強烈，就會優(yōu)先選擇儲蓄，并且降低消費，降低投資［23］。基于以上分析本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：家庭財富對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)決策、經(jīng)營規(guī)模和盈利能力產(chǎn)生正向影響。

若想要創(chuàng)業(yè)時，他們必須通過金融機構(gòu)和非金融機構(gòu)以及個人獲得貸款，銀行等金融機構(gòu)提供正規(guī)金融支持，即銀行為農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)者提供貸款，或者農(nóng)戶從其他非正規(guī)金融支持方面獲得資金，并且Gurley和Shaw［24］認為家庭財富影響著農(nóng)戶對金融支持的選擇，然而不同學者有不同看法，有些學者認為家庭財富多的農(nóng)戶可以得到資金支持的概率更高，他們可以提供更多的抵押物，會更愿意去正規(guī)金融機構(gòu)貸款。而馬光榮和楊恩艷［25］認為富有的農(nóng)戶家庭由于交易成本高，貧困的農(nóng)戶家庭由于資產(chǎn)匱乏而缺少抵押品，都難以從正規(guī)金融機構(gòu)中獲得資金支持，都愿意通過非正規(guī)金融支持滿足創(chuàng)業(yè)需求。因此農(nóng)戶家庭大部分選擇非正規(guī)金融支持。如果家庭財富正向影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)，其作用機理除了直接的影響外，還有一部分是通過其他因素間接影響的，例如上文分析的非正規(guī)金融支持，因此基于以上分析本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)2：非正規(guī)金融支持在家庭財富對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)影響中會產(chǎn)生中介作用。

三、數(shù)據(jù)與研究方法

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)為中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS）。該數(shù)據(jù)庫是由北京大學中國社會科學調(diào)查中心（ISSS）組織實施，詳細地描述了近年來經(jīng)濟、社會、人口等方面的狀況。該數(shù)據(jù)庫對全國25個?。校灾螀^(qū)的16000戶家庭進行了追蹤調(diào)查，調(diào)查對象包含全體家庭成員。CFPS問卷主要從成人、兒童、家庭和社區(qū)四個方面進行調(diào)查，成人、兒童問卷記錄了個體職業(yè)、收入、健康、財產(chǎn)等；家庭問卷涉及家庭規(guī)模、收入、花費、醫(yī)療、保險等情況。根據(jù)研究所需，本文的個人特征變量、家庭特征變量，以及其他詳細的經(jīng)濟信息使用了2018年的調(diào)查數(shù)據(jù)。經(jīng)過有效數(shù)據(jù)篩選，最終得到了4631個農(nóng)戶家庭的微觀數(shù)據(jù)。

（二）變量選擇與模型設(shè)計

1.變量說明與描述性統(tǒng)計

（1）被解釋變量：本文把農(nóng)民家庭創(chuàng)業(yè)作為被解釋變量，包括農(nóng)民家庭創(chuàng)業(yè)決策、經(jīng)營規(guī)模和盈利能力。根據(jù)CFPS調(diào)查數(shù)據(jù)內(nèi)容，選取二值虛擬變量：“您家是否從事自營工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營項目”作為家庭創(chuàng)業(yè)決策的代表變量［26］；經(jīng)營績效指的是農(nóng)民創(chuàng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模和盈利能力，選取“這些經(jīng)營項目的營業(yè)收入是多少元”作為衡量家庭創(chuàng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模的代表變量。調(diào)查數(shù)據(jù)中的“經(jīng)營的凈利潤是多少元”代表凈利潤。同時，為了數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，把盈利能力的衡量指標設(shè)為凈利潤率，即凈利潤與營業(yè)收入的比值。

（2）核心解釋變量：使用數(shù)據(jù)庫中的“家庭資產(chǎn)凈值”衡量農(nóng)民家庭實際的財富水平，家庭資產(chǎn)凈值是通過金融資產(chǎn)、生產(chǎn)性固定資產(chǎn)、房產(chǎn)凈值、耐用品和奢侈品資產(chǎn)，以及家庭負債等計算得到。若金融約束存在，家庭資產(chǎn)凈值是農(nóng)民創(chuàng)業(yè)決策的主要影響因素。

（3）中介變量：本文的中介變量為非正規(guī)金融支持，使用“是否有待償親友及民間借款”表示，有待償親友及民間借款賦值為1，否則為0。

（4）其他控制變量：包括個人和家庭的特征變量。其中，選取性別、年齡、婚姻狀況、受教育年限作為戶主個人特征變量；家庭層面的特征變量選取家庭成員人數(shù)、是否分得耕地、是否收到政府補助、現(xiàn)金及存款總額和人均家庭純收入。

參考以往文獻，剔除以下滿足條件的數(shù)據(jù)：戶主年齡小于16周歲、大于90周歲、家庭人口規(guī)模大于6人的樣本數(shù)據(jù)。為使數(shù)據(jù)更穩(wěn)健，剔除家庭凈資產(chǎn)、人均家庭純收入和現(xiàn)金及存款總額小于等于0的極端值，并對其取對數(shù)值。各變量的統(tǒng)計描述結(jié)果見表1。

表1 變量賦值說明與描述性統(tǒng)計

續(xù)表

2.模型設(shè)計（1）Probit模型

通常情況下，因變量在計量經(jīng)濟模型中是連續(xù)的，但由于所面臨問題的復雜性，人們需根據(jù)可選擇的方案來做經(jīng)濟決策，這時被解釋變量成為有限數(shù)量的離散值，通過使用這些有限數(shù)量的離散值構(gòu)建計量模型，這個模型就是離散選擇模型，最常見的是二元選擇模型。本文研究的農(nóng)民家庭創(chuàng)業(yè)決策是一個二元選擇的過程，因此選取Probit模型來研究分析家庭財富和其他因素對農(nóng)民家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響。假設(shè)農(nóng)民家庭創(chuàng)業(yè)決策呈標準正態(tài)概率分布，得到式子如下：

（2）OLS模型

多個獨立變量的組合構(gòu)成多元回歸模型，它主要預測或估計因變量。用一個自變量進行預測或估計因變量是不切實際的，相比起來OLS模型更真實有效。因為創(chuàng)業(yè)績效為連續(xù)變量，為進一步研究家庭財富對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)績效是否有影響，用OLS模型來對家庭創(chuàng)業(yè)的經(jīng)營規(guī)模、盈利能力進行回歸估計，模型如下：

其中，scale代表經(jīng)營規(guī)模，profit代表盈利能力，β0為常數(shù)項；同樣，lntotalasset代表解釋變量，取家庭凈資產(chǎn)的對數(shù)值；X代表控制變量，包括人口特征變量、家庭特征變量，ε是隨機誤差項。

（3）中介效應模型

為識別非正規(guī)金融如何通過家庭財富間接影響農(nóng)民家庭創(chuàng)業(yè)行為，借鑒趙立娟等［27］的研究文獻，中介效應模型設(shè)計如下：

其中，Y1表示農(nóng)民家庭創(chuàng)業(yè)決策，Y2表示農(nóng)民創(chuàng)業(yè)營業(yè)規(guī)模，Y3表示農(nóng)民創(chuàng)業(yè)盈利能力，lntotalasset表示農(nóng)戶家庭財富，infin表示非正規(guī)金融支持，X為控制變量，表示農(nóng)戶個人特征和家庭特征，γ、θ、δ為待估參數(shù)，εi為誤差項。

中介效應檢驗的第一步是，檢驗回歸系數(shù)γ1i是否顯著，如系數(shù)γ1i顯著，那么接著進行第二步檢驗；如系數(shù)γ1i不顯著，那么中介效應檢驗結(jié)束，不存在中介效應；中介效應檢驗的第二步，是檢驗回歸系數(shù)θ1以及δi1是否顯著，如果θ1以及δi1都顯著，則繼續(xù)進行下一步檢驗，如果θ1以及δi1中有一個是不顯著的或者兩個都是不顯著的，那么就進行Sobel檢驗，檢驗顯著，則存在中介效應，檢驗不顯著，則不存在中介效應；中介效應檢驗的第三步，是檢驗回歸系數(shù)δi2是否顯著，如果回歸系數(shù)δi2是顯著的，而且，那么就說明部分中介效應存在且顯著，如果回歸系數(shù)δi2是不顯著的，那么就說明完全中介效應存在且顯著。

如此荒涼的曠野，野狗也不到這里巡行。獨有酒燒胸膛的趙三到這里巡行，但是他無有目的，任意足尖踏到什么地點，走過無數(shù)禿田，他覺得過于可惜，點一點頭，擺一擺手，不住地嘆著氣走回家去。

四、實證分析結(jié)果

（一）家庭財富對農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)決策與創(chuàng)業(yè)績效的影響

1.家庭財富對農(nóng)民家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響

表2列出了家庭財富對農(nóng)民家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響實證回歸結(jié)果，兩列分別匯報了家庭財富對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策影響的回歸系數(shù)和邊際效應。可以看出，家庭凈資產(chǎn)與農(nóng)民家庭創(chuàng)業(yè)決策在1%的顯著性水平上呈顯著的正相關(guān)，說明在創(chuàng)業(yè)初期，面臨資金約束且財富水平高的農(nóng)戶家庭選擇創(chuàng)業(yè)的機率越大。從得出的邊際效應結(jié)果來看，農(nóng)民家庭財富的邊際效應為0.3462，表明家庭財富每提高1%，選擇創(chuàng)業(yè)的農(nóng)戶家庭將增加34.62%。

表2 家庭財富對農(nóng)戶家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響

在人口特征變量方面，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策受性別的影響不顯著，戶主年齡的系數(shù)顯著為正，年齡平方的系數(shù)卻顯著為負，說明隨著戶主的年齡增長，他們選擇創(chuàng)業(yè)的概率先增長后下降，戶主年齡與創(chuàng)業(yè)決策呈倒“U”型關(guān)系。已婚農(nóng)戶更傾向于選擇家庭創(chuàng)業(yè)，原因可能是一方可以保障基本生活，讓想要創(chuàng)業(yè)的另一方有更大的空間去冒風險創(chuàng)業(yè)致富。受教育水平在1%的顯著性水平上對創(chuàng)業(yè)決策的影響顯著為正，表明農(nóng)戶戶主文化水平越高，農(nóng)戶家庭更愿意選擇創(chuàng)業(yè)。在家庭特征變量方面，家庭人口規(guī)模對創(chuàng)業(yè)決策的影響顯著為正，擁有耕地農(nóng)戶系數(shù)顯著為負，說明土地轉(zhuǎn)出有利于農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)，釋放了大量農(nóng)村勞動力，提升了非農(nóng)就業(yè)比例，促進非農(nóng)創(chuàng)業(yè)。政府補助的系數(shù)顯著為正，農(nóng)戶若能夠獲得政府補助支持，選擇創(chuàng)業(yè)的意愿更強。農(nóng)戶家庭現(xiàn)金及存款總額和人均家庭純收入分別在5%和1%水平上顯著為正，說明家庭現(xiàn)金及存款總額和人均家庭純收入越高，面臨的信貸約束越小，農(nóng)民創(chuàng)業(yè)風險承受性越強，決定創(chuàng)業(yè)的機率越大。

2.家庭財富對農(nóng)民家庭創(chuàng)業(yè)績效的影響

根據(jù)統(tǒng)計結(jié)果，家庭財富在1%的顯著性水平上對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模和盈利能力呈正向影響，前者的影響系數(shù)為0.2763，后者影響系數(shù)為0.0892，說明家庭財富有利于農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的經(jīng)營績效。

在控制變量方面，戶主年齡對創(chuàng)業(yè)績效影響的系數(shù)是負的，而年齡的平方對創(chuàng)業(yè)績效影響系數(shù)為正。受教育年限對創(chuàng)業(yè)績效的影響不顯著，可能的原因是目前大多數(shù)創(chuàng)業(yè)的農(nóng)戶文化水平偏低，而創(chuàng)業(yè)績效的提高可能與他們積累的經(jīng)驗、后期的創(chuàng)業(yè)學習有關(guān)。性別對創(chuàng)業(yè)績效的影響仍然不顯著，其他因素與家庭財富對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的影響結(jié)果相同。在家庭特征變量方面，家庭人口規(guī)模對創(chuàng)業(yè)績效的影響顯著為正，人口數(shù)量越多擁有的社會資源越多，有利于企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。在土地獲得方面影響結(jié)果與上文相同。農(nóng)戶人均家庭純收入與農(nóng)戶現(xiàn)金及存款均在1%水平上顯著為正，說明對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的后續(xù)經(jīng)營有正向作用。

（二）穩(wěn)健性檢驗

家庭財富對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的回歸原模型采用的是Probit模型，這里換成另一種離散選擇模型Logit模型，Logit模型與Probit模型相比，兩者分布函數(shù)不同但很相似，本文的被解釋變量不是序次變量，一般情況下可以換用。Logit模型回歸結(jié)果顯示，家庭財富對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)決策的影響依然顯著為正，控制變量結(jié)果與原模型回歸結(jié)果基本一致。前文中采用OLS模型分析了家庭財富對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模和盈利能力的影響，因為本文的樣本數(shù)據(jù)中有很多未創(chuàng)業(yè)的農(nóng)民家庭，創(chuàng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模存在大量為0的情況，所以采用截尾回歸模型進行檢驗。截尾回歸模型簡稱Tobit模型，將經(jīng)營規(guī)模的截尾設(shè)置為0。描述性統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)盈利能力的代表變量營業(yè)凈利潤率最小值約為-1.30，將截尾設(shè)置為-1.31。Tobit模型回歸結(jié)果顯示，家庭財富正向影響農(nóng)民創(chuàng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模以及盈利能力，檢驗結(jié)果與原模型的回歸結(jié)果基本一致，說明了原模型回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

（三）中介效應檢驗

在家庭財富對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響中，如果通過金融支持對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生影響，則認為金融支持在家庭財富對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響過程中起到中介作用，而金融支持包括正規(guī)金融和非正規(guī)金融支持，家庭財富對農(nóng)戶金融支持選擇的影響傾向于哪種呢？本文的實證檢驗結(jié)果顯示，家庭財富對農(nóng)戶融資渠道的選擇更傾向于非正規(guī)金融支持，家庭越富有的人人脈關(guān)系越廣，越容易得到非正規(guī)金融支持。為此，根據(jù)前文模型設(shè)定，實證檢驗了非正規(guī)金融支持是否在家庭財富對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)決策、創(chuàng)業(yè)規(guī)模，以及盈利能力的影響過程中起到中介作用，具體檢驗結(jié)果見表3。

1.非正規(guī)金融支持對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)決策影響的中介效應

根據(jù)檢驗程序，首先檢驗家庭財富對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)影響的系數(shù)是否顯著，上文結(jié)果表明在1%的水平上產(chǎn)生顯著正向影響。接著檢驗家庭財富對非正規(guī)金融支持的影響和非正規(guī)金融支持對創(chuàng)業(yè)決策的影響是否顯著，如表3所示，都有顯著正向影響。最后比較第一列和第三列中家庭財富對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)決策影響的系數(shù)，第一列大于第三列，說明存在部分中介效應。

表3 非正規(guī)金融支持對創(chuàng)業(yè)決策影響的中介效應

家庭財富不僅對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)決策有正向的直接影響，還有一部分是通過非正規(guī)金融支持的中介作用機制產(chǎn)生影響的。越富有的農(nóng)戶越愿意選擇非正規(guī)金融機構(gòu)，也越容易得到非正規(guī)金融支持來滿足創(chuàng)業(yè)初期資金的需求，進而增加了農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的可能性，這不僅僅是因為非正規(guī)金融支持的交易成本低，還因為社會網(wǎng)絡關(guān)系強大。一部分富有的農(nóng)戶用自有資金作為創(chuàng)業(yè)啟動資金，另一部分富有農(nóng)戶把自有資金作為防范風險時的保障，先借款創(chuàng)業(yè)，有了盈利收入后再還款，前者的創(chuàng)業(yè)意愿低于后者，后者資金周轉(zhuǎn)靈活，能夠有效地防止創(chuàng)業(yè)風險的發(fā)生。而對于貧困的農(nóng)戶來說，缺少創(chuàng)業(yè)啟動資金，由于缺少抵押物、收入低、人脈關(guān)系差等原因得不到金融機構(gòu)的支持，導致創(chuàng)業(yè)意愿低，貧困問題越來越嚴重，農(nóng)戶的貧富差距越來越大。

2.非正規(guī)金融支持對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)營業(yè)規(guī)模影響的中介效應

繼續(xù)根據(jù)檢驗程序，由于家庭財富對非正規(guī)金融支持的影響在上文已檢驗，所以在此不做說明，接著檢驗非正規(guī)金融支持對創(chuàng)業(yè)規(guī)模是否顯著，如表4所示，產(chǎn)生顯著正向影響。并且比較第一列和第三列家庭財富對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)規(guī)模影響的系數(shù)，第一列大于第三列，說明存在部分中介效應，因此非正規(guī)金融支持對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)營業(yè)規(guī)模影響存在部分中介效應。

表4 非正規(guī)金融支持對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)營業(yè)規(guī)模影響的中介效應

創(chuàng)業(yè)不僅需要啟動資金，還需要足夠的運營成本。創(chuàng)業(yè)前期，農(nóng)戶除了要投入啟動資金外，在創(chuàng)業(yè)運營過程中還需要日常開銷費用、市場運營費用、場地費用、辦公費用、人力成本和稅務稅收費用等，要有足夠的流動資金才能運營下去，當經(jīng)營有收入后，還可以繼續(xù)投入資金擴大規(guī)模，因此家庭財富多的農(nóng)戶在非正規(guī)金融的支持下，有更多的資金用于運營和生產(chǎn)投資，能產(chǎn)生更多的營業(yè)收入，進而擴大了農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)營業(yè)規(guī)模。

3.非正規(guī)金融支持對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)盈利能力影響的中介效應

最后檢驗非正規(guī)金融支持對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)盈利能力影響的中介效應，檢驗結(jié)果顯示不存在中介效應，因此非正規(guī)金融支持在家庭財富對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)盈利能力的影響過程中不存在中介效應，可能的原因是農(nóng)戶普遍文化水平偏低，沒有受過專業(yè)化的創(chuàng)業(yè)培訓，他們通過家庭財富獲得非正規(guī)金融支持后，擴大規(guī)模，增加收入，但是農(nóng)戶成本控制能力差，經(jīng)營管理能力差，導致非正規(guī)金融支持對農(nóng)戶盈利能力的影響不顯著。

綜上所述，越富有的農(nóng)戶越愿意選擇非正規(guī)金融機構(gòu)，也越容易得到非正規(guī)金融支持來滿足創(chuàng)業(yè)初期資金的需求，進而增加了農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的可能性。創(chuàng)業(yè)初期，不僅需要啟動資金，還需要足夠的運營成本，因此家庭財富多的農(nóng)戶在非正規(guī)金融的支持下，有更多的資金用于運營和生產(chǎn)投資，能產(chǎn)生更多的營業(yè)收入，進而擴大了農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)營業(yè)規(guī)模。然而非正規(guī)金融支持對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的貢獻有限，農(nóng)戶普遍教育水平低，在擴大規(guī)模后，成本控制能力差，經(jīng)營管理能力差，導致非正規(guī)金融支持對農(nóng)戶盈利能力的影響未起到中介作用。因此富有的農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)適合小規(guī)模經(jīng)營，而貧困的農(nóng)戶想創(chuàng)業(yè)得不到金融機構(gòu)的支持，農(nóng)戶貧富差距越來越大。

五、結(jié)論與建議

本文從中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2018數(shù)據(jù)庫中仔細篩選出4631個農(nóng)戶數(shù)據(jù)，運用Probit模型和OLS模型，分析了家庭財富對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)決策及創(chuàng)業(yè)績效的影響，同時憑借中介效應模型實證檢驗了非正規(guī)金融支持在其中所起的中介作用。研究發(fā)現(xiàn)：家庭財富對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)選擇具有顯著的正向關(guān)系，家庭財富水平越高，農(nóng)民選擇創(chuàng)業(yè)的意愿越強。同時家庭財富也顯著正向影響農(nóng)民創(chuàng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模和盈利能力，為農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展提供保障。家庭財富對農(nóng)戶選擇金融支持的影響是傾向于非正規(guī)金融支持的，非正規(guī)金融支持在農(nóng)民家庭財富與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策、創(chuàng)業(yè)規(guī)模之間存在部分中介效應，但在家庭財富與農(nóng)民創(chuàng)業(yè)盈利能力之間不存在中介效應，即家庭財富在非正規(guī)金融支持的中介作用下提升了對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)決策、創(chuàng)業(yè)規(guī)模的影響，但是未對創(chuàng)業(yè)盈利能力產(chǎn)生顯著影響。

為充分發(fā)揮家庭財富對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的促進作用，本文提出以下建議：第一，從農(nóng)戶自身來說，一是要積極提高家庭的財富水平。家庭財富和農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策、創(chuàng)業(yè)績效息息相關(guān)，根據(jù)研究結(jié)論，可從增加農(nóng)民家庭可支配收入和盤活農(nóng)村閑置土地兩個方面來提高財富水平。低收入農(nóng)戶選擇就近就地就業(yè)，提高工資性收入。貧困村組應因地制宜發(fā)展特色產(chǎn)業(yè)，壯大村集體經(jīng)濟，增加經(jīng)營性收入。另外，隨著城市化進程的推進，農(nóng)村常住人口不斷減少，閑置的土地、房屋也不斷增多，這些“沉睡”資源是提高農(nóng)戶財富水平的潛力所在，如開發(fā)農(nóng)村旅游、做民宿、農(nóng)家樂等，不僅實現(xiàn)了資源的有效配置，還促進了農(nóng)戶收入的增加。二是要努力夯實農(nóng)戶的人力資本基礎(chǔ)。農(nóng)民自身素質(zhì)是決定創(chuàng)業(yè)與否的關(guān)鍵因素，人力資本水平越高，創(chuàng)業(yè)及融資能力越強，對后期創(chuàng)業(yè)規(guī)模的擴大和盈利能力的提升也有益處。因此，日后應在加大基礎(chǔ)教育投資力、大力發(fā)展職業(yè)教育和完善創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育體系等方面下功夫。第二，從機構(gòu)角度來講，要提供多元化和差異化的金融服務，加強金融創(chuàng)新。研究結(jié)果顯示很多農(nóng)戶傾向選擇非正規(guī)金融支持，長此以往，農(nóng)民會忽視正規(guī)金融支持帶來的福利效應，不利于農(nóng)村金融的發(fā)展。因此，除加強農(nóng)戶金融知識培訓外，還要為農(nóng)民提供差異化金融服務，如對不同家庭資產(chǎn)水平的農(nóng)戶設(shè)計不同類型的金融產(chǎn)品、根據(jù)抵押品多少建立多種融資渠道，多方面定義農(nóng)戶的抵押品。此外，還要加強對農(nóng)村正規(guī)金融機構(gòu)的創(chuàng)新，如豐富金融產(chǎn)品體系，研發(fā)適合農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的新型金融服務產(chǎn)品，并完善互聯(lián)網(wǎng)金融系統(tǒng)，讓農(nóng)戶更愿意走向正規(guī)金融機構(gòu)的大門，而非正規(guī)金融機構(gòu)只需為正規(guī)金融機構(gòu)做好補充工作［28］。第三，從政府層面來看，要根據(jù)農(nóng)村人口分布特點、農(nóng)民貸款記錄等內(nèi)容，構(gòu)建完善的農(nóng)村信用體系，盡量使征信平臺覆蓋到全體農(nóng)戶，并在農(nóng)村定期對誠信貸款政策進行宣傳。還要加大對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的扶持力度，不斷改善農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)所需的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，為農(nóng)戶提供土地等資源的優(yōu)惠支持。

［注 釋］

① 數(shù)據(jù)來源：2020年中國統(tǒng)計年鑒。