陳俊聰 陶茹

摘要：基于中國(guó)家庭金融調(diào)查（China household finance surrey，簡(jiǎn)稱CHFS）數(shù)據(jù)庫(kù)的研究樣本，從理論和實(shí)證角度研究非正規(guī)金融對(duì)我國(guó)農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響。結(jié)果表明，非正規(guī)金融的加入緩解了農(nóng)村家庭融資約束，對(duì)農(nóng)村家庭的創(chuàng)業(yè)選擇具有顯著的正向作用。進(jìn)一步探討非正規(guī)金融對(duì)農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)的異質(zhì)性影響時(shí)發(fā)現(xiàn)，非正規(guī)金融對(duì)受銀行信貸約束的農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)激勵(lì)效果較明顯;非正規(guī)金融對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡型家庭的創(chuàng)業(yè)激勵(lì)效果要優(yōu)于風(fēng)險(xiǎn)偏好型;非正規(guī)金融促進(jìn)了財(cái)富水平分布于25%～50%、50%～75%、75%～100%的農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)，但對(duì)財(cái)富水平分布位于0～25%的農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)影響不顯著;另外，非正規(guī)金融對(duì)受教育程度較高的農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)促進(jìn)作用較明顯，而農(nóng)村人口老齡化不利于農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)。最后提出了相應(yīng)的政策建議。

關(guān)鍵詞：非正規(guī)金融;農(nóng)村家庭;信貸約束;創(chuàng)業(yè)選擇;CHFS數(shù)據(jù);新農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)改革;政策建議

中圖分類號(hào)： F323.6? 文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A? 文章編號(hào)：1002-1302（2019）05-0293-03

收稿日期：2017-10-17

基金項(xiàng)目：中國(guó)博士后科學(xué)基金面上項(xiàng)目（編號(hào)：2016M591863）;南京農(nóng)業(yè)大學(xué)中央高校項(xiàng)目（編號(hào)：SK2016020）。

作者簡(jiǎn)介：陳俊聰（1984—），男，江蘇宜興人，博士，講師，主要從事農(nóng)村金融與保險(xiǎn)研究。E-mail：jcchen@njau.edu.cn。

農(nóng)村正規(guī)金融市場(chǎng)存在嚴(yán)重的信息不對(duì)稱問(wèn)題[1]，農(nóng)戶由于缺乏抵押物而遭受銀行信貸配給程度十分嚴(yán)重[2]。相比于對(duì)抵押品有嚴(yán)格要求的正規(guī)金融，內(nèi)生于農(nóng)村金融的非正規(guī)金融對(duì)于缺乏抵押品的農(nóng)戶而言更具有優(yōu)勢(shì)，且非正規(guī)金融在信息獲取以及運(yùn)作機(jī)制靈活性方面也相對(duì)良好[3]。通過(guò)非正規(guī)金融有助于緩解農(nóng)戶信貸約束、促進(jìn)貧困減緩，提升農(nóng)民福利水平[3-4]。

黨中央提出，要在2020年讓7 000萬(wàn)人脫離貧困，通過(guò)積極鼓勵(lì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)，以創(chuàng)業(yè)帶動(dòng)農(nóng)村家庭就業(yè)、脫貧，這對(duì)促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重大意義。創(chuàng)業(yè)可以為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供持續(xù)動(dòng)力[5-6]，創(chuàng)業(yè)者是培育創(chuàng)新和推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力源泉，創(chuàng)業(yè)活動(dòng)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中起著至關(guān)重要的作用。家庭創(chuàng)業(yè)通常存在一定的投入資本要求，缺乏資金是阻礙農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的重要原因[7-8]。大量研究顯示，信貸約束對(duì)創(chuàng)業(yè)選擇具有抑制作用[9]，并且對(duì)我國(guó)農(nóng)村地區(qū)創(chuàng)業(yè)的抑制作用更大[10]。由于農(nóng)戶貸款具有規(guī)模小、風(fēng)險(xiǎn)高等特點(diǎn)，銀行面對(duì)的信息不對(duì)稱問(wèn)題嚴(yán)重[11]，而農(nóng)戶又缺少抵押物，出于逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)問(wèn)題的考慮，銀行等正規(guī)金融機(jī)構(gòu)往往拒絕向農(nóng)戶發(fā)放貸款[12-13]。并且改革開(kāi)放以來(lái)，國(guó)有銀行大多撤銷農(nóng)村營(yíng)業(yè)網(wǎng)點(diǎn)，因此農(nóng)戶遭受信貸配給現(xiàn)象十分嚴(yán)重[14]。相比于貸款條件苛刻的正規(guī)金融，以社會(huì)網(wǎng)絡(luò)為載體的非正規(guī)金融，在信息獲取上具有巨大的優(yōu)勢(shì)[15]，通過(guò)農(nóng)村熟人社會(huì)網(wǎng)絡(luò)內(nèi)部的聲譽(yù)機(jī)制、共同利益和道德規(guī)范等進(jìn)行信息密集型審查和監(jiān)督[16]，有助于降低信貸風(fēng)險(xiǎn)，緩解信貸約束。非正規(guī)金融是以社會(huì)網(wǎng)絡(luò)為載體，非正規(guī)金融越發(fā)達(dá)的地方，其創(chuàng)業(yè)活動(dòng)越活躍[17]。非正規(guī)金融通過(guò)緩解供給型與需求型信貸約束進(jìn)而影響農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)決策，并促使其發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)和資源，進(jìn)而成為機(jī)會(huì)型創(chuàng)業(yè)者[18]。

本研究與已有研究的不同之處在于：第一，現(xiàn)有文獻(xiàn)未能厘清非正規(guī)金融與農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)的理論機(jī)制，本研究通過(guò)構(gòu)建理論模型探討非正規(guī)金融對(duì)農(nóng)村家庭的創(chuàng)業(yè)影響;第二，現(xiàn)有文獻(xiàn)在探討非正規(guī)金融對(duì)農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)影響時(shí)，未考慮農(nóng)村家庭的異質(zhì)性問(wèn)題，本研究在探討非正規(guī)金融是否促進(jìn)農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步從風(fēng)險(xiǎn)偏好、信貸配給程度、財(cái)富水平以及受教育程度等方面對(duì)農(nóng)戶進(jìn)行分層，進(jìn)一步分析非正規(guī)金融對(duì)異質(zhì)性農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響;第三，本研究的數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)家庭金融調(diào)查（China household finance survey，簡(jiǎn)稱CHFS）數(shù)據(jù)庫(kù)，研究對(duì)象包含全國(guó)范圍內(nèi)的樣本，研究結(jié)論相對(duì)更具有代表性。此外，本研究試圖通過(guò)相應(yīng)的研究結(jié)論，為促進(jìn)新一輪農(nóng)村金融改革中新型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的改革和發(fā)展提供思路，從而更好地服務(wù)于農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)和促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

1 計(jì)量模型與數(shù)據(jù)說(shuō)明

1.1 模型設(shè)定

本研究采用二元Probit模型來(lái)考察非正規(guī)金融對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響。借鑒以往研究，以下分析將每一個(gè)農(nóng)村家庭數(shù)據(jù)作為研究對(duì)象，并假設(shè)農(nóng)村家庭效用函數(shù)的誤差項(xiàng)是獨(dú)立同分布，則農(nóng)村家庭選擇創(chuàng)業(yè)的概率為

式中：因變量y是一個(gè)分類變量，y=1表示農(nóng)村家庭已經(jīng)創(chuàng)業(yè)，y=0表示農(nóng)村家庭未創(chuàng)業(yè);X表示農(nóng)村家庭的非正規(guī)金融借貸情況;M為農(nóng)村家庭特征控制變量;Z為地區(qū)控制變量;α、β、θ分別為變量X、M、Z的系數(shù)。

非正規(guī)金融影響農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)選擇的計(jì)量模型具體形式如下：

式中：p為二分位農(nóng)戶是否創(chuàng)業(yè)變量;Bor表示農(nóng)戶非正規(guī)金融借貸情況;Cre表示農(nóng)戶正規(guī)金融借貸情況;Ris表示農(nóng)戶風(fēng)險(xiǎn)偏好;Wea表示農(nóng)戶擁有資產(chǎn)水平;Age表示農(nóng)戶實(shí)際年齡;Edu表示農(nóng)戶受教育水平;Hea表示農(nóng)戶健康狀況;Sex表示農(nóng)戶性別;Mem表示農(nóng)戶是否為黨員;Lab表示農(nóng)戶家庭勞動(dòng)力情況。

1.2 變量選擇與數(shù)據(jù)說(shuō)明

本研究使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心提供的2011年CHFS數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)涉及全國(guó)25個(gè)省份、80個(gè)縣、320個(gè)社區(qū)，共計(jì)8 438個(gè)家庭，其中的 2 659 個(gè)農(nóng)業(yè)戶籍家庭是本研究的研究對(duì)象。根據(jù)本研究的研究目的，實(shí)證研究中選取了如下變量。

1.2.1 創(chuàng)業(yè) 本研究以“農(nóng)戶是否進(jìn)行創(chuàng)業(yè)”作為因變量，如果有以下2個(gè)方面的行為之一，都?xì)w結(jié)為創(chuàng)業(yè)。一是家庭從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)項(xiàng)目，二是家庭從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的總成本在5萬(wàn)元以上。如果家庭有兩者之一或都有，則該變量為1，否則為0。在選取的2 659個(gè)農(nóng)戶家庭中，創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶共有543戶，其中515戶從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)項(xiàng)目。分地區(qū)看，東部地區(qū)創(chuàng)業(yè)家庭有256戶，占比為9.63%，中部地區(qū)創(chuàng)業(yè)家庭有204戶，占比為7.67%，西部地區(qū)創(chuàng)業(yè)家庭有83戶，占比為3.12%?？梢?jiàn)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展越發(fā)達(dá)，家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)越活躍。

1.2.2 非正規(guī)金融 當(dāng)農(nóng)戶有創(chuàng)業(yè)需求向銀行等正規(guī)金融機(jī)構(gòu)借貸遭受拒絕時(shí)，部分農(nóng)戶會(huì)進(jìn)行非正規(guī)金融借貸。如果農(nóng)戶在生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)項(xiàng)目中有非正規(guī)金融借款，則變量為1，否則為0。在農(nóng)村金融市場(chǎng)上，農(nóng)戶通常向親朋好友以及民間金融組織借款，從而獲得資金支持其創(chuàng)業(yè)，提高創(chuàng)業(yè)概率。在 2 659 戶家庭中，共有673戶家庭有非正規(guī)金融借款，占比為25.31%;在543戶創(chuàng)業(yè)家庭中有194進(jìn)行非正規(guī)金融借款，占比為35.73%。分地區(qū)來(lái)看，東部地區(qū)有154戶進(jìn)行非正規(guī)金融借款，占比為5.79%，中部地區(qū)有279戶，占比為 10.49%，西部地區(qū)有240戶，占比為9.03%。在受信貸約束的854戶家庭中，有346戶有非正規(guī)金融借貸，占比為 40.52%。在受信貸約束的139戶創(chuàng)業(yè)家庭中，有83戶有非正規(guī)金融借貸，占比為59.71%。

1.2.3 正規(guī)信貸約束 在2 659戶家庭中，共有854戶家庭受到信貸約束，其中創(chuàng)業(yè)家庭有139戶受到信貸約束，占比為5.23%，非創(chuàng)業(yè)家庭有715戶受到信貸約束，占比為 26.89%。分地區(qū)來(lái)看，東部地區(qū)有180戶受到信貸約束，占比為6.77%;中部地區(qū)有412戶受到信貸約束，占比為 15.49%;西部地區(qū)有262戶受到信貸約束，占比為9.85%。可知?jiǎng)?chuàng)業(yè)家庭受到信貸約束的程度要低于非創(chuàng)業(yè)家庭，中部地區(qū)受到信貸約束的程度高于西部地區(qū)和東部地區(qū)。

2 實(shí)證結(jié)果

2.1 全樣本估計(jì)

非正規(guī)金融借貸對(duì)創(chuàng)業(yè)選擇的影響系數(shù)為0.519 3，并在1%的水平上影響顯著，表明非正規(guī)金融借貸每增長(zhǎng)1%，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的概率將會(huì)提高0.519 3%。信貸約束對(duì)創(chuàng)業(yè)選擇的影響系數(shù)為-0.259 9，且在1%水平上影響顯著，表明當(dāng)農(nóng)戶存在創(chuàng)業(yè)資金需求向正規(guī)金融借貸時(shí)，由于農(nóng)村金融排斥使得農(nóng)戶較難從正規(guī)金融機(jī)構(gòu)獲得創(chuàng)業(yè)信貸支持，即信貸約束降低了農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)選擇。風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)創(chuàng)業(yè)選擇的影響在1%的水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明風(fēng)險(xiǎn)偏好者的創(chuàng)業(yè)概率要顯著高于風(fēng)險(xiǎn)厭惡者。農(nóng)戶受教育程度對(duì)創(chuàng)業(yè)選擇的影響系數(shù)達(dá)到0.144 8，且在1%水平上影響顯著，表明受教育程度每提升1%，農(nóng)村家庭的創(chuàng)業(yè)概率將增加0.144 8%，受教育程度提升將加快農(nóng)村人力資本積累，從而促進(jìn)農(nóng)村家庭的創(chuàng)業(yè)選擇。

戶主年齡對(duì)創(chuàng)業(yè)選擇的影響在1%的水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明戶主年齡越大其選擇創(chuàng)業(yè)的可能性越低，勞動(dòng)力老齡化不利于農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)。身體健康變量在1%的水平上顯著影響農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)選擇，身體健康的農(nóng)戶才會(huì)有更多的精力投入到創(chuàng)業(yè)活動(dòng)中。性別變量對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響系數(shù)為負(fù)，但影響不顯著。家庭資產(chǎn)變量在1%的水平上顯著促進(jìn)了農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)選擇，資產(chǎn)越是豐富的家庭、創(chuàng)業(yè)的可能性越高。地區(qū)變量在1%的水平上顯著影響農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)選擇，影響創(chuàng)業(yè)的活躍程度表現(xiàn)為東部地區(qū)>中部地區(qū)>西部地區(qū)。家庭勞動(dòng)力比例在1%水平上顯著抑制了家庭創(chuàng)業(yè)，可能的原因是農(nóng)村家庭勞動(dòng)力比例越高，勞動(dòng)收入多樣化程度及可支配收入就越高，進(jìn)而對(duì)農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)起到替代效應(yīng)。戶主是黨員身份在10%的水平上促進(jìn)了農(nóng)村家庭創(chuàng)創(chuàng)業(yè)，說(shuō)明黨員創(chuàng)業(yè)的概率比非黨員創(chuàng)業(yè)的概率要高，這可能是因?yàn)榫哂悬h員政治身份的農(nóng)戶具有相對(duì)較多的社會(huì)資源，正如胡金焱等的研究表明，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)通過(guò)促進(jìn)非正規(guī)金融借貸進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)[8]。

2.2 分組穩(wěn)健性檢驗(yàn)

上面的研究結(jié)果表明，非正規(guī)金融借貸可以提高農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的概率，但是對(duì)于不同資產(chǎn)水平、教育水平、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度以及受信貸約束程度的家庭，非正規(guī)金融對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)可能存在差異。因此，將農(nóng)村家庭進(jìn)行分組，探究非正規(guī)金融對(duì)異質(zhì)性農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)的影響。

2.2.1 按是否受信貸約束進(jìn)行分組檢驗(yàn) 將樣本按家庭是否受信貸約束分為2個(gè)子樣本，無(wú)論農(nóng)村家庭是否受信貸約束，非正規(guī)金融借貸對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)選擇影響均通過(guò)了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，且變量系數(shù)均為正數(shù)。對(duì)于不受信貸約束的家庭，非正規(guī)金融每增長(zhǎng)1%，農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)概率將提升 0.487 1%;對(duì)于受信貸約束的家庭，非正規(guī)金融每增長(zhǎng)1%，農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)概率將提升0.544 1%。一般來(lái)說(shuō)非正規(guī)金融借貸利率相對(duì)較高，對(duì)于融資能力較強(qiáng)不受正規(guī)金融機(jī)構(gòu)排斥的農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)將會(huì)優(yōu)先選擇正規(guī)金融貸款;對(duì)于受正規(guī)金融機(jī)構(gòu)排斥的農(nóng)村家庭，創(chuàng)業(yè)融資將選擇從非正規(guī)金融渠道得到滿足，即非正規(guī)金融借貸對(duì)受信貸約束家庭創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用高于不受信貸約束的家庭。因此，政府要大力發(fā)展農(nóng)村非正規(guī)金融，保障非正規(guī)金融的合法化，提高農(nóng)戶福利水平。

2.2.2 按風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度差異進(jìn)行分組檢驗(yàn) 將研究樣本按風(fēng)險(xiǎn)偏好、風(fēng)險(xiǎn)中立和風(fēng)險(xiǎn)厭惡進(jìn)行分組檢驗(yàn)。非正規(guī)金融借貸顯著促進(jìn)了風(fēng)險(xiǎn)偏好、風(fēng)險(xiǎn)中立和風(fēng)險(xiǎn)厭惡的農(nóng)村家庭的創(chuàng)業(yè)選擇，變量系數(shù)分別為0.462 7、0.610 3、0.513 2，且變量均通過(guò)1%水平的顯著性檢驗(yàn)。其中，非正規(guī)金融借貸對(duì)風(fēng)險(xiǎn)中立家庭的創(chuàng)業(yè)促進(jìn)作用最強(qiáng)，其次是風(fēng)險(xiǎn)厭惡家庭，最后是風(fēng)險(xiǎn)偏好家庭。非正規(guī)金融借貸緩解了風(fēng)險(xiǎn)中立及風(fēng)險(xiǎn)厭惡農(nóng)村家庭的融資約束，提升了農(nóng)村家庭理性創(chuàng)業(yè)。

信貸約束對(duì)風(fēng)險(xiǎn)中立家庭的創(chuàng)業(yè)選擇具有負(fù)向影響，但變量未通過(guò)顯著性檢驗(yàn);對(duì)風(fēng)險(xiǎn)偏好和風(fēng)險(xiǎn)厭惡家庭分別在5%、1%的水平上顯著抑制創(chuàng)業(yè)概率，說(shuō)明信貸約束是抑制農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)的重要原因。此外受教育程度在1%的水平上顯著提高風(fēng)險(xiǎn)中立和風(fēng)險(xiǎn)厭惡家庭的創(chuàng)業(yè)可能性，受教育程度每提高1%，風(fēng)險(xiǎn)中立和風(fēng)險(xiǎn)厭惡家庭的創(chuàng)業(yè)概率分別提高0.190 2%、0.147 6%。可能的原因是農(nóng)村家庭的受教育程度越高，合理運(yùn)用金融工具理財(cái)增加家庭收入多樣性和穩(wěn)定性的能力就越高，其創(chuàng)業(yè)抗風(fēng)險(xiǎn)能力也就越高，因此教育水平提升了非風(fēng)險(xiǎn)偏好者的創(chuàng)業(yè)概率。

2.2.3 按財(cái)富水平差異進(jìn)行分組檢驗(yàn) 借鑒翁辰等的方法[7]將農(nóng)村家庭財(cái)富水平按四分位數(shù)進(jìn)行劃分，其中0～25%、25%～50%、50%～75%、75%～100%分別為最低、中低、中高、最高財(cái)富水平，進(jìn)一步探討非正規(guī)金融對(duì)不同財(cái)富水平農(nóng)村家庭的創(chuàng)業(yè)影響。非正規(guī)金融借貸對(duì)財(cái)富水平最低的家庭的創(chuàng)業(yè)概率影響不顯著，對(duì)其他財(cái)富水平的家庭均具有顯著的正向促進(jìn)作用。其中，非正規(guī)金融借貸每增加1%，將使財(cái)富水平位于25%～50%、50%～75%、75%～100%的農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)概率分別提高0.763 7%、0.388 1%、0.687 4%，可見(jiàn)非正規(guī)金融借貸對(duì)中低財(cái)富水平家庭的創(chuàng)業(yè)影響最為明顯，其次是最高財(cái)富水平的家庭。

信貸約束對(duì)財(cái)富水平最低的家庭的創(chuàng)業(yè)概率影響未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，對(duì)中低、中高和最高財(cái)富水平的家庭均產(chǎn)生了顯著的負(fù)向作用，變量系數(shù)分別為-0.294 9、-0.447 8、-0.218 2。相比較而言，信貸約束對(duì)財(cái)富水平中低的農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)抑制作用相對(duì)較強(qiáng)?？赡茉蚴秦?cái)富水平較高的家庭，當(dāng)其受到信貸約束時(shí)，可能會(huì)通過(guò)非正規(guī)金融借貸或者自有資金進(jìn)行創(chuàng)業(yè)。受教育程度對(duì)財(cái)富水平位于50%～75%、75%～100%的農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)概率產(chǎn)生了顯著的正向促進(jìn)作用，變量系數(shù)分別0.234 6、0.109 1;對(duì)財(cái)富水平位于0～25%、25%～50%的農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)概率的影響不顯著?？赡苁且?yàn)樵谪?cái)富水平相對(duì)較高的家庭，通過(guò)教育、培訓(xùn)、學(xué)習(xí)等途徑積累人力資本和拓展創(chuàng)業(yè)經(jīng)驗(yàn)，從而有助于促進(jìn)財(cái)富水平較高的農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)。

2.2.4 按受教育程度進(jìn)行分組檢驗(yàn) 將研究樣本按中位數(shù)劃分為2個(gè)子樣本即初中（及以下）和初中以上2組，并展開(kāi)分組研究。在1%的水平上，非正規(guī)金融借貸顯著促進(jìn)了受教育程度在初中（及以下）和初中以上的農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)概率，變量系數(shù)分別為0.501 6、0.667 6。即非正規(guī)金融每增長(zhǎng)1%，受教育水平在初中以上的農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)選擇將提升0.667 6%，受教育水平為初中（及以下）的農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)選擇將提升0.501 6%。可見(jiàn)，非正規(guī)金融借貸對(duì)受教育水平較高的家庭創(chuàng)業(yè)影響更明顯。

3 結(jié)論與政策建議

本研究基于中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)的樣本，從理論和實(shí)證角度研究非正規(guī)金融對(duì)我國(guó)農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響。結(jié)果表明，非正規(guī)金融的加入緩解了農(nóng)村家庭融資約束，對(duì)農(nóng)村家庭的創(chuàng)業(yè)概率具有顯著的促進(jìn)作用。進(jìn)一步探討非正規(guī)金融對(duì)農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)的異質(zhì)性影響時(shí)發(fā)現(xiàn)，非正規(guī)金融對(duì)受信貸約束家庭創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用要高于未受信貸約束家庭;非正規(guī)金融對(duì)風(fēng)險(xiǎn)厭惡型家庭的創(chuàng)業(yè)激勵(lì)效果要優(yōu)于風(fēng)險(xiǎn)偏好型;非正規(guī)金融促進(jìn)了財(cái)富分布位于25%～50%、50%～75%、75%～100%的農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)，但對(duì)財(cái)富水平分布位于0～25%的農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)影響不顯著;非正規(guī)金融對(duì)受教育程度較高的農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)促進(jìn)作用較明顯，同時(shí)農(nóng)村人口老齡化不利于農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)。

基于以上結(jié)果，本研究提出以下政策建議：第一，非正規(guī)金融對(duì)信貸約束具有緩解作用，對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)有顯著的促進(jìn)作用，因此，未來(lái)農(nóng)村金融改革應(yīng)充分考慮非正規(guī)金融的積極作用，大力發(fā)展農(nóng)村非正規(guī)金融，并給予其明確的定位，保證非正規(guī)金融發(fā)展的合法化。第二，創(chuàng)新貸款技術(shù)和金融產(chǎn)品，加快農(nóng)村信用體系建設(shè)，將農(nóng)戶信息建檔立案，實(shí)現(xiàn)金融機(jī)構(gòu)之間信息共享，從而緩解因信息不對(duì)稱帶來(lái)的信貸約束問(wèn)題。第三，進(jìn)一步降低正規(guī)金融機(jī)構(gòu)對(duì)農(nóng)戶貸款的門檻，使農(nóng)戶獲得更好的金融服務(wù)。創(chuàng)新符合農(nóng)村特點(diǎn)的抵押擔(dān)保方式，如農(nóng)地經(jīng)營(yíng)權(quán)抵押擔(dān)保等，從而緩解創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶因缺乏抵押品而遭受信貸約束問(wèn)題。第四，進(jìn)一步提升農(nóng)村人力資本水平，通過(guò)教育、培訓(xùn)、經(jīng)驗(yàn)交流等途徑積累農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)能力，從而降低人口老齡化對(duì)農(nóng)村創(chuàng)業(yè)就業(yè)帶來(lái)的負(fù)面沖擊。

參考文獻(xiàn)：

[1]平新喬，楊慕云. 信貸市場(chǎng)信息不對(duì)稱的實(shí)證研究——來(lái)自中國(guó)國(guó)有商業(yè)銀行的證據(jù)[J]. 金融研究，2009（3）：1-18.

[2]Stiglitz J E，Weiss A. Credit rationing in markets with imperfect information[J]. American Economic Review，1981，71（3）：393-410.

[3]譚燕芝，張子豪，眭張媛. 非正規(guī)金融能否促進(jìn)農(nóng)戶脫貧——基于CFPS 2012年微觀數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J]. 農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2017（2）：41-50.

[4]張 寧，張 兵. 農(nóng)村非正規(guī)金融、農(nóng)戶內(nèi)部收入差距與貧困[J]. 經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2015（1）：53-65.

[5]Schmitz J A. Imitation，entrepreneurship，and long-run growth[J]. Journal of Political Economy，1989，97（3）：721-739.

[6]Baumol W J. Entrepreneurship：productive，unproductive，and destructive[J]. Journal of Business Venturing，1996，11（1）：3-22.

[7]翁 辰，張 兵. 信貸約束對(duì)中國(guó)農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響——基于CHFS調(diào)查數(shù)據(jù)[J]. 經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2015（6）：92-102.

[8]胡金焱，張 博. 社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、民間融資與家庭創(chuàng)業(yè)——基于中國(guó)城鄉(xiāng)差異的實(shí)證分析[J]. 金融研究，2014（10）：148-163.

[9]Evans D S，Jovanovic B. An estimated model of entrepreneurial choice under liquidity constraints[J]. Journal of Political Economy，1989，97（4）：808-827.

[10]張龍耀，張海寧. 金融約束與家庭創(chuàng)業(yè)——中國(guó)的城鄉(xiāng)差異[J]. 金融研究，2013（9）：123-135.

[11]徐 升. 信貸約束與農(nóng)戶生產(chǎn)效率分析[J]. 上海金融學(xué)院學(xué)報(bào)，2015（4）：106-120.

[12]Ghatak M. Group lending，local information and peer selection[J]. Journal of Development Economics，1999，60（1）：27-50.

[13]Karlan D S. Social connections and group banking[J]. Economics? Journal，2007，117（517）：F52-F84.

[14]林毅夫，孫希芳. 信息、非正規(guī)金融與中小企業(yè)融資[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2005（7）：35-44.

[15]Hoff K，Stiglitz J E. Introduction：imperfect information and rural credit markets：puzzles and policy perspectives[J]. World Bank Economic Review，1990，4（3）：235-250.

[16]馬光榮，楊恩艷. 社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、非正規(guī)金融與創(chuàng)業(yè)[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2011（3）：83-94.

[17]李祎雯，張 兵. 非正規(guī)金融對(duì)農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)的影響機(jī)制研究[J]. 經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2016（2）：93-105.姚 文. 綠色農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)意愿、消費(fèi)行為歸因分析——基于貴陽(yáng)市的實(shí)證研究[J]. 江蘇農(nóng)業(yè)科學(xué)，2019，47（5）：296-300.