周才云，劉 森

（1.華東交通大學 經(jīng)濟管理學院，江西 南昌 330013；2.中國人民銀行 深圳市分行，廣東 深圳 518001）

一、引言與文獻綜述

農(nóng)戶作為農(nóng)村地區(qū)的主要組成部分，是推動農(nóng)村創(chuàng)業(yè)發(fā)展的重要踐行者。鼓勵農(nóng)戶參與創(chuàng)業(yè)不僅能夠增加家庭收入、解決農(nóng)村就業(yè)，還能為鄉(xiāng)村發(fā)展提供強大動力。近年來，我國農(nóng)業(yè)農(nóng)村的現(xiàn)代化發(fā)展和國家相關政策的大力扶持下，農(nóng)村創(chuàng)業(yè)環(huán)境得到有效改善，創(chuàng)業(yè)人數(shù)不斷增加。2023 年中央一號文件明確指出，要加強返鄉(xiāng)入鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)園、農(nóng)村創(chuàng)業(yè)孵化實訓基地等建設。在全面推進鄉(xiāng)村振興背景下，如何更好地激發(fā)農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)熱情，構(gòu)建良好的農(nóng)村創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)環(huán)境，已成為亟待解決的重要問題。然而，受多種因素影響，農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)活動屢屢受阻。一方面，創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)事業(yè)的推進，離不開資金的大力支持。事實上，農(nóng)戶融資普遍面臨主體資源稟賦不足、難以從正規(guī)融資渠道獲得資金等問題，且存在較為嚴重的正規(guī)信貸約束［1］。另一方面，隨著我國互聯(lián)網(wǎng)技術在農(nóng)村的應用與發(fā)展，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)方式趨于多樣化。網(wǎng)絡技術與傳統(tǒng)商業(yè)模式的深度融合，衍生出諸多以網(wǎng)上銷售農(nóng)產(chǎn)品、網(wǎng)絡平臺直播帶貨為代表的新型商業(yè)模式，在信息獲取、資金融通和網(wǎng)絡運營等方面均對農(nóng)戶的金融能力提出更高要求。因此，提升農(nóng)戶金融能力、緩解正規(guī)信貸約束對于推動農(nóng)戶參與創(chuàng)業(yè)，以及促進農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展和全面推進鄉(xiāng)村振興都具有重要的現(xiàn)實意義。

目前，學者們對個體金融水平的研究大多聚焦于金融知識和金融素養(yǎng)層面。尹志超等［2］認為金融知識的增加會影響家庭的資產(chǎn)選擇。吳衛(wèi)星等［3］指出金融素養(yǎng)的提高能夠降低家庭的貸款利率。然而，金融能力作為個體內(nèi)在能力和外在環(huán)境機會的結(jié)合，是更為全面和科學的衡量指標。Finney等［4］將金融能力定義為個體作出金融決策時所需的知識和技能。而Chowa等［5］認為金融能力除了知識和技能外，還應包括個體外在環(huán)境。此外，在金融能力測度方面，Huang等［6］認為金融能力應包含金融知識、技能和渠道等3個層面。方舒等［7］則通過金融知識、技能和態(tài)度等3個維度構(gòu)建金融能力衡量體系。還有學者采用統(tǒng)計模型就金融能力對貧困、消費等問題的影響進行更深入的研究［8-9］?？傮w來說，學者們普遍認為金融能力是一個多維度的綜合衡量指標，能夠更加全面地反映個體的金融水平。

在國家對雙創(chuàng)大力鼓勵和支持的背景下，學者們圍繞農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)問題進行大量研究。研究發(fā)現(xiàn)，信貸約束［10］、金融體系［11］、金融發(fā)展水平［12］、風險態(tài)度［13］、金融排斥［14］、農(nóng)村金融多樣性［15］等因素均會對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為產(chǎn)生重要影響。當前，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)之所以面臨著融資難、融資貴［16］，是由于傳統(tǒng)金融機構(gòu)無法解決自身與弱勢群體的信息不對稱問題，將農(nóng)戶排斥在金融服務之外［17］。而數(shù)字普惠金融有效緩解借貸中存在的信息不對稱問題［18］，提高金融機構(gòu)向農(nóng)村地區(qū)提供金融服務的積極性，有效滿足農(nóng)戶的融資需求［19］，從而促進農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為。也有學者認為，弱勢群體無法享用金融服務，通常是由于自身稟賦不足所致［20］。換言之，即使數(shù)字普惠金融改善了農(nóng)村金融服務供給不足這一客觀環(huán)境，農(nóng)戶也可能由于缺乏相關金融能力這一主觀條件而導致其享用金融服務的效率低下，從而無法充分發(fā)揮金融服務帶來的創(chuàng)業(yè)效應。

綜上所述，學者們在金融能力與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為關系的研究在不斷深入，但仍存在以下不足：一是當前研究主要從外部環(huán)境視角出發(fā)，認為各種金融因素為農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)提供諸多有利環(huán)境，從而促進農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為，而較少從創(chuàng)業(yè)主體角度出發(fā)來研究農(nóng)戶金融能力對創(chuàng)業(yè)行為的影響；二是在對農(nóng)戶金融水平進行測度時，多采用金融知識或金融素養(yǎng)來度量，而缺乏有廣度的綜合衡量指標?；诖耍疚膹霓r(nóng)戶視角出發(fā)，從理論上分析金融能力對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的影響機制，并基于金融知識、金融意識、金融行為和數(shù)字化金融行為等4個維度，運用因子分析法對金融能力進行定量測度，以期為金融助力農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)研究領域提供一定的理論和數(shù)據(jù)支撐。

二、理論分析與研究假說

（一）金融能力對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的直接影響

企業(yè)家的人力資本積累是影響創(chuàng)業(yè)活動的重要因素［21］。金融能力是重要的人力資本，體現(xiàn)個體配置金融資源、使用金融工具和服務的能力。首先，具備良好金融能力的農(nóng)戶擁有豐富的金融知識，對國家信貸結(jié)構(gòu)、創(chuàng)業(yè)政策和資本市場知識等均有所了解，能夠較為清晰和準確地判斷市場規(guī)律并把握創(chuàng)業(yè)時機。其次，金融能力較好的農(nóng)戶能夠通過各種信息渠道掌握最新的行業(yè)發(fā)展趨勢和前沿動態(tài)［22］，從而更為準確地判斷創(chuàng)業(yè)活動中存在的機會成本、邊際收益和商業(yè)風險等重要因素，有助于農(nóng)戶發(fā)掘適合自身的創(chuàng)業(yè)方向和創(chuàng)業(yè)板塊，極大地提升農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)意愿。再次，隨著互聯(lián)網(wǎng)技術的快速發(fā)展，擁有較強金融能力的農(nóng)戶能夠通過各種網(wǎng)絡工具，打破社交網(wǎng)絡的地域限制，擴大社交半徑，合理有效地調(diào)節(jié)社交網(wǎng)絡中的各種創(chuàng)業(yè)資源，從而以較低的搜尋成本和較高的效率獲取創(chuàng)業(yè)機會［23］。最后，金融能力較強的農(nóng)戶能夠更好地利用現(xiàn)代銷售方式，通過產(chǎn)品定制、網(wǎng)紅推廣、直播帶貨等多種銷售方式吸引更多的消費者，從而有效拓展銷售渠道。同時，具備良好金融能力的農(nóng)戶能熟練地運用QQ、微信等通信工具，隨時與客戶保持暢通的交流，及時了解客戶對產(chǎn)品的多樣化需求，有助于改進和優(yōu)化產(chǎn)品，從而幫助產(chǎn)品獲得更大的市場競爭優(yōu)勢，顯著提升創(chuàng)業(yè)成功的概率?；诖耍岢鋈缦卵芯考僬f：

H1：金融能力能夠促進農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)。

（二）金融能力對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的間接影響

創(chuàng)業(yè)活動需要有大量的資金支持，而信貸約束是多數(shù)創(chuàng)業(yè)活動無法順利開展的關鍵影響因素。相較于私人借貸等非正規(guī)融資渠道，通過銀行、信用社等正規(guī)金融機構(gòu)獲得的融資安全性高、資金量大，廣受創(chuàng)業(yè)者的青睞。然而，與非正規(guī)融資渠道相比，正規(guī)融資渠道的融資條件更高、貸款辦理更為復雜，具有一定的進入壁壘和門檻條件。隨著數(shù)字普惠金融的發(fā)展，城鄉(xiāng)家庭金融可得性的條件將趨于一致，農(nóng)村家庭原有被限制的經(jīng)濟活動能夠得到金融支持［24］，這意味著農(nóng)村信貸供給不足的問題將得到有效改善，使得被傳統(tǒng)金融體系排斥在外的農(nóng)村群體也能夠享用信貸服務。而金融能力較好的農(nóng)戶對信貸利率、信貸政策和信貸流程等較為熟悉，能夠更充分利用好信貸服務，且較強的金融能力能夠幫助其通過社交平臺、網(wǎng)絡媒體等渠道獲得更多融資信息，有效擴大融資范圍，增加融資機會。因此，隨著農(nóng)村信貸供給不足這一外部環(huán)境得到改善，金融能力較強的農(nóng)戶更易從正規(guī)融資渠道獲得創(chuàng)業(yè)資金，從而有效緩解正規(guī)信貸約束，促進農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為?；诖耍岢鋈缦卵芯考僬f：

H2：金融能力能夠通過緩解正規(guī)信貸約束來促進農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)。

（三）金融能力對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的異質(zhì)性影響

當前，我國發(fā)達地區(qū)和欠發(fā)達地區(qū)農(nóng)戶的金融能力有著較為明顯的差距。一方面，發(fā)達地區(qū)金融機構(gòu)服務網(wǎng)點更多，金融服務覆蓋率較高，且信息來源途徑多樣，信息獲取更為流暢，農(nóng)戶能夠更多地接觸與經(jīng)濟金融相關的知識和技能［25］。另一方面，發(fā)達地區(qū)農(nóng)戶的人均受教育程度更高，其接受新事物的能力顯著高于欠發(fā)達地區(qū)的農(nóng)戶，在學習金融知識和掌握金融技能方面具備更強的主觀能動性。因此，受限于多種主客觀因素，欠發(fā)達地區(qū)農(nóng)戶的金融能力低于發(fā)達地區(qū)。根據(jù)經(jīng)濟學邊際報酬遞減規(guī)律，當某一要素投入量達到一定程度時，每增加一單位該要素的投入所獲得的邊際報酬呈遞減趨勢。相較于欠發(fā)達地區(qū)，發(fā)達地區(qū)農(nóng)戶已具備較高的金融能力。因此，金融能力的均衡提升帶給發(fā)達地區(qū)農(nóng)戶的邊際報酬會小于欠發(fā)達地區(qū)，即每增加一單位金融能力要素稟賦將會對欠發(fā)達地區(qū)農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)行為產(chǎn)生更大的影響?；诖?，提出如下研究假說：

H3：金融能力對欠發(fā)達地區(qū)農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)行為影響更大。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型選擇

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于西南財經(jīng)大學中國家庭金融調(diào)查與研究中心創(chuàng)立的中國家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)庫，使用的數(shù)據(jù)年份為2017 年和2019 年，兩年的樣本規(guī)模約為75 000 戶，保留兩期都接受調(diào)查且受訪者為戶主的樣本數(shù)據(jù)，對缺失值和異常值進行處理后，最終得到跨度兩期、樣本量為10 118個的平衡面板數(shù)據(jù)。

（二）變量選取

1.被解釋變量 本文的被解釋變量為家庭創(chuàng)業(yè)行為。參考沈紅麗［26］對家庭創(chuàng)業(yè)活動的衡量方法，若家庭從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營項目，則認為家庭進行了創(chuàng)業(yè)。

2.核心解釋變量 本文的核心解釋變量為金融能力。參考孫繼國等［27］的做法，基于數(shù)據(jù)可得性和我國居民在金融市場中的實際表現(xiàn)情況，從金融知識、金融意識、金融行為和數(shù)字化金融行為等4 個維度選取12個指標來構(gòu)建金融能力衡量體系（表1）。通常地，學者們認為因子分析法的KMO檢驗值大于0.7時，則指標構(gòu)建的效果較好，而本文的KMO 檢驗值為0.765，因此使用因子分析法計算金融能力較為合理。進一步從12個指標中提取4個因子，通過對因子進行旋轉(zhuǎn)、預測，最后計算得到各農(nóng)戶金融能力的具體數(shù)值，并進行歸一化處理。

表1 金融能力指標衡量體系

3.控制變量 參考何婧等［28］的研究，從戶主層面和家庭層面選取對創(chuàng)業(yè)活動具有顯著影響的控制變量。其中，戶主特征變量包括戶主性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度、政治面貌；家庭特征變量包括家庭總收入、家庭存款、房屋擁有情況等?？紤]到年齡對創(chuàng)業(yè)可能存在的非線性影響，進一步加入年齡的平方項。此外，加入包括省份和年份固定效應在內(nèi)的其他控制變量。

4.中介變量 根據(jù)前文理論分析，選取正規(guī)信貸約束作為中介變量。采用“是否向銀行/信用社申請貸款，但是被拒絕”這一問卷問題來衡量。若被拒絕，賦值為1，表明存在正規(guī)信貸約束；反之，賦值為0。

5.工具變量 考慮到模型中可能存在的內(nèi)生性問題，使用工具變量法進行修正。借鑒尹志超等［29］的研究，選取同一社區(qū)其他家庭的平均金融能力作為工具變量。各變量說明與描述性統(tǒng)計如表2所示。

表2 變量說明與描述性統(tǒng)計 n=10 118

（三）模型設定

1.Probit模型 由于被解釋變量創(chuàng)業(yè)行為是二值離散型變量，故選擇Probit模型進行估計。具體模型設定如下：

式（1）中：Entijt表示i省份j農(nóng)戶t時間是否有創(chuàng)業(yè)行為；Fcijt為金融能力；Xijt表示控制變量組；θi表示省份固定效應；λt表示年份固定效應。

2.IV Probit模型的兩步法估計 鑒于模型可能存在的內(nèi)生性問題，在基準回歸的基礎上，進一步使用兩階段回歸法進行估計。

第一階段，用內(nèi)生解釋變量金融能力對工具變量和外生控制變量組作Probit回歸，得到內(nèi)生解釋變量的擬合值，即：

第二階段，使用農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)對內(nèi)生解釋變量的擬合值、外生控制變量組和殘差項作Probit回歸，即：

通過兩階段回歸可得到γ1的有效估計值，從而客觀反映金融能力與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的關系。

四、結(jié)果與分析

（一）基準回歸分析

表3 是金融能力對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的Probit基準回歸結(jié)果，其中，模型（1）是不加控制變量時的回歸結(jié)果，模型（2）和模型（3）是逐步加入戶主特征變量和家庭特征變量后的回歸結(jié)果，模型（4）是IV Probit 模型的回歸結(jié)果。由模型（1）～模型（3）可知，在不加入控制變量和逐步加入控制變量的過程中，金融能力的邊際效應系數(shù)分別為0.556、0.370 和0.343，即農(nóng)戶金融能力每增加1%，其參與創(chuàng)業(yè)的概率分別提高55.6%、37.0%和34.3%，表明金融能力與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為具有顯著的正相關關系。據(jù)此，H1得以驗證。根據(jù)模型（4），工具變量第一階段回歸的F值為214.95，且在第一階段回歸中工具變量對內(nèi)生變量的回歸系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，表明工具變量能較好地解釋內(nèi)生變量。進一步參考袁微［30］在二值選擇模型中使用的弱工具變量檢驗方法，通過檢驗得到AR統(tǒng)計量和Wald統(tǒng)計量分別為10.20和10.23，且均在5%的統(tǒng)計水平上顯著，表明不存在弱工具變量問題。在對內(nèi)生性問題進行修正后，金融能力的邊際效應系數(shù)仍通過了5%的顯著性檢驗，且各控制變量的系數(shù)方向及顯著性均無明顯變化，進一步證明金融能力能夠顯著促進農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為。這表明金融能力是影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的重要因素，較強的金融能力可以幫助農(nóng)戶多渠道獲取創(chuàng)業(yè)信息，充分挖掘創(chuàng)業(yè)機會，且有效整合創(chuàng)業(yè)資源，為創(chuàng)業(yè)做好充足準備，從而更有可能選擇創(chuàng)業(yè)。

表3 Probit模型回歸結(jié)果 n=10 118

在戶主特征和家庭特征方面，男性比女性創(chuàng)業(yè)的可能性更高。年齡與創(chuàng)業(yè)存在倒“U”型關系，農(nóng)戶在年齡較小時，更偏向于創(chuàng)業(yè)；隨著年齡增長，創(chuàng)業(yè)的可能性逐漸減小。已婚農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的可能性更高，這可能是因為已婚農(nóng)戶需要更多的資金用于家庭開銷，從而愿意承擔更高的風險去創(chuàng)業(yè)，以獲得更高的收入。黨員和受教育程度較高的農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)可能性更低，這是因為二者都擁有一定的資源條件，在工作選擇上擁有更多的機會，導致不愿意承擔較大風險去創(chuàng)業(yè)。家庭總收入較高的農(nóng)戶通常擁有一份較好的工作，放棄高收入工作去創(chuàng)業(yè)的可能性較小。家庭存款高的農(nóng)戶有較多的閑置資金，為創(chuàng)業(yè)提供足夠的啟動資金，因而更有可能嘗試創(chuàng)業(yè)。房屋擁有情況對創(chuàng)業(yè)的影響暫不顯著。

（二）穩(wěn)健性檢驗

盡管表3的基準回歸中已加入較多控制變量，且進一步使用工具變量進行修正，但仍可能存在潛在因素而導致回歸結(jié)果出現(xiàn)偏誤，需要進一步進行穩(wěn)健性檢驗。穩(wěn)健性檢驗從以下4個方面開展：一是替換被解釋變量。前文中使用的被解釋變量為農(nóng)戶是否從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營項目，此處采用農(nóng)戶曾經(jīng)創(chuàng)業(yè)的次數(shù)來替代原解釋變量，將創(chuàng)業(yè)次數(shù)大于等于1 的樣本賦值為1；反之則賦值為0。二是剔除直轄市。考慮到直轄市與其他城市在經(jīng)濟、政治、地理、人文等方面的差異，可能會對估計結(jié)果產(chǎn)生影響，故剔除北京、上海、天津、重慶等4 個直轄市的樣本后再進行回歸估計。三是對核心解釋變量進行縮尾處理。由于本文研究樣本量較大，且核心解釋變量金融能力為連續(xù)型變量，為排除極端值的影響，對核心解釋變量金融能力在1%的統(tǒng)計水平上進行縮尾處理。四是替換估計模型。Probit 模型和Logit 模型是常用的二值選擇模型，前文選用的是Probit模型，為排除模型選擇帶來的影響，此處使用Logit模型來替換Probit模型進行回歸估計。

由表4模型（5）～模型（8）可知，在對研究樣本依次進行替換被解釋變量、剔除直轄市、縮尾處理和更換估計模型后，金融能力對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的邊際影響分別為0.519、0.416、0.299、0.338，與原模型的邊際效應系數(shù)0.343 大小較為接近，均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，且各控制變量的系數(shù)大小與系數(shù)符號均無明顯變化，表明前文實證分析結(jié)果較為穩(wěn)健。

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

（三）機制分析

根據(jù)前文理論分析，金融能力能夠通過緩解正規(guī)信貸約束來促進農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)。參考溫忠麟等［31］的研究方法，構(gòu)建中介效應模型進行實證檢驗。模型設定如下：

式（4）～式（6）中：Entijt為被解釋變量農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為；Fcijt為核心解釋變量金融能力；Mijt為中介變量正規(guī)信貸約束。具體檢驗步驟如下：

第一步，分析金融能力與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為之間的關系，用模型（9）進行回歸。表5 模型（9）中，金融能力的邊際效應系數(shù)為0.343，顯著為正。這說明金融能力可以對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為產(chǎn)生顯著正向影響，即農(nóng)戶金融能力的提高能夠有效促進其參與創(chuàng)業(yè)。

表5 金融能力促進農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的中介效應檢驗 n=10 118

第二步，引入正規(guī)信貸約束變量，用模型（10）進行回歸。模型（10）檢驗金融能力對正規(guī)信貸約束的影響，檢驗結(jié)果顯示，金融能力的邊際效應系數(shù)為-0.462，在1%的統(tǒng)計水平上顯著。這表明金融能力的提高可以有效緩解正規(guī)信貸約束，有利于農(nóng)戶獲得創(chuàng)業(yè)所需資金，保證其創(chuàng)業(yè)活動的順利開展。

第三步，檢驗是否存在中介效應，用模型（11）進行回歸。模型（11）結(jié)果顯示，金融能力與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為在加入正規(guī)信貸約束中介變量后的系數(shù)為0.331，在1%的統(tǒng)計水平上顯著，表明將正規(guī)信貸約束作為中介變量是有效的。此外，正規(guī)信貸約束對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的影響顯著為負，表明正規(guī)信貸約束對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為產(chǎn)生負向作用。因此，正規(guī)信貸約束是金融能力影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的有效中介變量。據(jù)此，H2得以驗證。

（四）異質(zhì)性檢驗

通過傳統(tǒng)區(qū)域劃分方式將樣本分為東部、中部和西部地區(qū)，以檢驗金融能力對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的異質(zhì)性影響，回歸估計結(jié)果如表6 所示。從系數(shù)方向來看，無論在東部、中部還是西部地區(qū)，金融能力對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的邊際影響均在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，表明金融能力對不同地區(qū)的農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)行為均有顯著促進作用；從系數(shù)大小來看，在東部、中部和西部地區(qū)，金融能力的邊際效應系數(shù)分別為0.170、0.500 和0.570，即東部、中部和西部地區(qū)農(nóng)戶的金融能力每增加1%，其創(chuàng)業(yè)概率分別提升17%、50%和57%，且邊際影響大小為西部＞中部＞東部，這表明金融能力對欠發(fā)達地區(qū)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的促進效應更為顯著。據(jù)此，H3得以驗證。

表6 異質(zhì)性檢驗

由于按照傳統(tǒng)劃分方式對樣本進行處理可能會使估計結(jié)果產(chǎn)生一定偏差，即東部地區(qū)也存在發(fā)展落后的城市，中部和西部地區(qū)也有發(fā)展較好的城市。進一步地，按城市發(fā)展水平對10 118 個樣本進行劃分，最終得到一、二線城市和三線及以下城市的農(nóng)戶樣本分別為6 014個和4 104個，回歸估計結(jié)果如表6所示。從表6可看出，在一、二線城市和三線及以下城市，金融能力的邊際效應系數(shù)分別為0.172和0.673，即一、二線城市和三線及以下城市農(nóng)戶的金融能力每提升1%，其創(chuàng)業(yè)概率分別提升17.2%和67.3%，同樣可得出在欠發(fā)達地區(qū)金融能力對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的促進效應要強于發(fā)達地區(qū)這一結(jié)論，H3進一步得以驗證。

隨著網(wǎng)絡技術的進步和創(chuàng)業(yè)模式的多樣化，創(chuàng)業(yè)者不僅需要了解國家創(chuàng)業(yè)扶持政策、稅收政策及資本市場運作規(guī)律等基礎知識，還需進一步掌握互聯(lián)網(wǎng)時代下網(wǎng)絡平臺的新型融資手段和網(wǎng)上店鋪的綜合運營管理，這就對創(chuàng)業(yè)主體的金融能力提出更高要求。擁有良好金融能力的農(nóng)戶對上述金融知識和金融技能的掌握程度更高，能夠更好地發(fā)掘和把握創(chuàng)業(yè)機會，從而選擇創(chuàng)業(yè)的概率越大。因此，無論是發(fā)達地區(qū)還是欠發(fā)達地區(qū)，農(nóng)戶金融能力的提升均能夠顯著促進其創(chuàng)業(yè)行為。此外，地區(qū)發(fā)展程度的不同導致發(fā)達地區(qū)和欠發(fā)達地區(qū)農(nóng)戶的金融能力存在較大差異。在發(fā)達地區(qū)，金融產(chǎn)業(yè)的空間集聚現(xiàn)象使得農(nóng)戶擁有更多的金融知識和相關技能，且發(fā)達地區(qū)農(nóng)戶的平均受教育程度相對更高，對相關金融知識和技能有著更強的學習能力，因而發(fā)達地區(qū)的農(nóng)戶具備更強的金融能力。在此基礎上，根據(jù)經(jīng)濟學邊際報酬遞減規(guī)律，增加一單位的金融能力將會對欠發(fā)達地區(qū)農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)行為產(chǎn)生更大的邊際影響。因此，金融能力的提升對中西部地區(qū)和三線及以下城市的農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為促進效應更為顯著。

五、主要結(jié)論與政策建議

基于2017 年和2019 年CHFS 農(nóng)戶微觀數(shù)據(jù)，分析金融能力促進農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的內(nèi)在機理，實證考察金融能力、正規(guī)信貸約束和農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為三者之間的關系，主要得到如下研究結(jié)論。第一，金融能力對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為具有顯著的正向影響，且在考慮內(nèi)生性的情況下，該結(jié)論仍然成立。第二，中介機制檢驗表明，正規(guī)信貸約束在金融能力與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為關系之間起到中介作用，且金融能力可以通過緩解正規(guī)信貸約束來促進農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)行為。第三，異質(zhì)性分析表明，中、西部地區(qū)和三線及以下城市的農(nóng)戶金融能力對其創(chuàng)業(yè)行為的影響更為顯著。

基于以上研究結(jié)論，提出如下政策建議。第一，建立完善的金融能力培養(yǎng)體系。盡快完善金融能力培養(yǎng)體系，加大金融教育和培訓力度，拓寬金融教育培訓渠道，豐富金融教育培訓方式，以緩解農(nóng)村地區(qū)知識匱乏、技能缺失等問題。第二，加大對欠發(fā)達地區(qū)的政策扶持。加強對欠發(fā)達地區(qū)惠農(nóng)支農(nóng)的金融政策支持，并進行適當?shù)慕鹑诮逃Y源傾斜，幫助該地區(qū)的農(nóng)戶快速提升自身金融能力，以充分發(fā)揮欠發(fā)達地區(qū)農(nóng)戶金融能力對創(chuàng)業(yè)活動的促進效應。第三，提高正規(guī)信貸支持力度。銀行等金融機構(gòu)應適當降低正規(guī)信貸的進入門檻，合理放寬創(chuàng)業(yè)貸款還款期限，同時對農(nóng)戶進行必要的教育引導，強化農(nóng)戶還貸意識，有效降低信貸違約概率。