湯盈盈 馬希金 沈維怡

摘 要：文章采用CFPS 2018的數(shù)據(jù)，構(gòu)建二值Probit模型和工具變量模型，研究了金融支持對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的影響。實證結(jié)果顯示，金融支持有助于農(nóng)戶跨越創(chuàng)業(yè)資金門檻，對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策有顯著的正向促進作用。進一步研究證明，非正規(guī)金融較正規(guī)金融能更有效地促進農(nóng)戶進行創(chuàng)業(yè)決策。此外，目前農(nóng)村地區(qū)中正規(guī)與非正規(guī)金融之間還存在顯著的替代效應(yīng)。為了提高農(nóng)村地區(qū)創(chuàng)業(yè)比率，建議我國政府積極扶持和引導農(nóng)村金融體系發(fā)展，提高農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)金融可得性。

關(guān)鍵詞：正規(guī)金融;非正規(guī)金融;創(chuàng)業(yè)決策;農(nóng)戶

中圖分類號：F832;F323.6文獻標識碼：A文章編號：1005-6432（2022）08-0005-05

DOI：10.13939/j.cnki.zgsc.2022.08.005

1 引言

在黨的十九大的2020年全面實現(xiàn)小康政策的引領(lǐng)下，“三農(nóng)”工作步入新階段，其中，鼓勵農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)是關(guān)鍵一環(huán)。推動農(nóng)村勞動力就業(yè)創(chuàng)業(yè)，是促進農(nóng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)興旺的重要內(nèi)容，是建設(shè)社會主義新農(nóng)村的突破口之一，對于加快農(nóng)業(yè)和農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展、增加農(nóng)民收入至關(guān)重要。雖然影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的因素眾多，但資金匱乏、融資困難一直是關(guān)鍵因素，解決農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的資金約束是緩解其他創(chuàng)業(yè)制約因素的先決條件。在我國經(jīng)濟發(fā)展較為落后的農(nóng)村地區(qū)，金融支持已成為農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的有效途徑。CFPS 2018數(shù)據(jù)顯示，10.04%的農(nóng)戶獲取了正規(guī)金融支持，15.82%的農(nóng)戶獲取了非正規(guī)金融支持;創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶中，19.54%的家庭獲取了正規(guī)金融創(chuàng)業(yè)，18.50%的家庭獲取了非正規(guī)金融創(chuàng)業(yè)。不同融資途徑選擇的農(nóng)戶存在較明顯的創(chuàng)業(yè)差異，甚至間接決定著農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)成敗與否，從而影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的活躍度。為幫助農(nóng)戶更好地進行創(chuàng)業(yè)決策，提高農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)績效，了解金融支持對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的影響機制顯得格外重要。以往研究表明，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策既需要自身的創(chuàng)業(yè)動機，也需要足夠的金融支持邁過資金門檻。那么，金融支持到底能否對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)形成有效資金支持？正規(guī)金融和非正規(guī)金融在農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)選擇中有何差異？現(xiàn)階段正規(guī)金融與非正規(guī)金融之間究竟存在何種關(guān)系？在“大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新”的時代背景下，這些問題都值得深入探討。

2 文獻綜述及研究假說

農(nóng)戶即農(nóng)村家庭，是由血緣組合而成的一種社會組織單位，有著不同于城市家庭的典型特征。以舒爾茨為代表的形式經(jīng)濟學派理論認為農(nóng)戶是理性的個人，只要外部條件允許，一旦傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)范疇中涌現(xiàn)出進取精神，農(nóng)戶便會自覺遵循資源有效配置，追求最大化期望效用，比如進行創(chuàng)業(yè)決策行為。創(chuàng)新經(jīng)濟學大師約瑟夫·熊彼得很早就指出，資金能夠促進企業(yè)家進行創(chuàng)業(yè)并進行創(chuàng)新組合（Beck等， 2009）。國內(nèi)學者翁辰等（2015）認為，資金約束對家庭創(chuàng)業(yè)決策有重要影響，特別是對初始資本門檻較高的農(nóng)戶企業(yè)家，資金短缺顯著制約農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)決策，對創(chuàng)業(yè)規(guī)模和水平產(chǎn)生了負面影響。反之，有力的金融支持和良好的金融環(huán)境對創(chuàng)業(yè)活動具有促進作用，盧亞娟等（2014）通過CHARLS數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，金融可得性對農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)決策顯著正相關(guān)，項質(zhì)略等（2019）在此基礎(chǔ)上進一步深入，從農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的視角，研究金融可得性對異質(zhì)性農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的影響，證實金融支持有助于農(nóng)戶跨越創(chuàng)業(yè)資金門檻，促進我國農(nóng)村創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)。結(jié)合上述研究，不難發(fā)現(xiàn)金融支持是培育我國鄉(xiāng)村發(fā)展新動力的關(guān)鍵所在，據(jù)此提出研究假說1。

H1：金融支持對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策具有促進作用。

由于我國農(nóng)村金融市場存在雙軌制的特征，故農(nóng)戶的金融支持可以細分為正規(guī)金融和非正規(guī)金融兩種途徑來實現(xiàn)。目前已有研究中，大部分結(jié)果顯示非正規(guī)金融較正規(guī)金融能更有效的促進農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)。如國外學者Djankov等（2006）結(jié)合我國各省市的經(jīng)濟數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)中國創(chuàng)新企業(yè)的融資來源中，個人儲蓄和親朋借款等非正規(guī)融資比例高達75%，而正規(guī)融資僅占4%。郭云南等（2013）利用農(nóng)業(yè)部的固定觀察點調(diào)查和中國經(jīng)濟研究中心的補充調(diào)查數(shù)據(jù)實證發(fā)現(xiàn)，在一些正規(guī)金融機構(gòu)相對缺乏的村莊，以宗族組織為基礎(chǔ)形成的民間借貸網(wǎng)絡(luò)等非正規(guī)金融對自主創(chuàng)業(yè)的影響更大。主要是與城鎮(zhèn)創(chuàng)業(yè)家庭相比，計劃創(chuàng)業(yè)的潛在農(nóng)戶家庭一般都缺少抵押資產(chǎn)、有效擔保和財務(wù)狀況等易于被觀察和評估的信息，難以滿足銀行等正規(guī)金融機構(gòu)的要求，而非正規(guī)金融在信息甄別、監(jiān)督管理以及合約實施上有著比較優(yōu)勢，并且愿意接受部分正規(guī)金融不愿意接受的抵押物，在一定程度上彌補了正規(guī)金融供給不足的缺口，激勵農(nóng)戶捕捉創(chuàng)業(yè)機會進行創(chuàng)業(yè)決策（程恩江等，2010）。然而，也有學者研究結(jié)論與之大相徑庭，如陳郁等（2009）的研究結(jié)果顯示，非正規(guī)信貸在促進農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)方面的作用是非常有限的。楊軍等（2013）基于870戶農(nóng)村家庭數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)正規(guī)融資額越高的農(nóng)戶，更有可能參與創(chuàng)業(yè)。而盧亞娟等（2014）的職業(yè)選擇模型實證表明，正規(guī)金融促進農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的邊際效應(yīng)更大?；谝陨涎芯拷Y(jié)論，毋庸置疑，在正規(guī)和非正規(guī)金融支持促進農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的作用上還存在一定爭議。本文認為，由于農(nóng)村金融體制的長期不健全和信息資源不對稱，基于人緣、地緣和親緣的非正規(guī)金融更能滿足創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的大部分融資需求，進而緩解農(nóng)戶金融約束，故提出研究假說2。

H2：相較于正規(guī)金融支持，非正規(guī)金融支持對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策促進作用更顯著。

正規(guī)金融與非正規(guī)金融之間是否可以相互替代，這個問題困擾著很多學者。馬光榮等（2011）指出依托親友關(guān)系的民間非正規(guī)金融彌補了農(nóng)村正規(guī)金融制度的缺陷，在某種程度上對正規(guī)金融存在替代作用。李祎雯等（2016）基于內(nèi)生性金融的視角驗證非正規(guī)金融對農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)的影響機制，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村正規(guī)金融與非正規(guī)金融市場之間存在替代效應(yīng)。劉雨松等（2018）運用CFPS 2014的農(nóng)村家庭為樣本進行實證分析表明，一旦正規(guī)金融出現(xiàn)“離農(nóng)背農(nóng)”現(xiàn)象，無法滿足農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的融資需求時，農(nóng)戶只能通過非正規(guī)金融獲取資金。非正規(guī)金融大多沒有抵押，甚至不需簽署合同，而是更多地依賴借款者與貸款者之間的信任程度與私人關(guān)系，因此大多數(shù)學者認為非正規(guī)金融具有替代正規(guī)金融的可能性。但也有學者得出不同結(jié)論，如溫濤等（2005）研究表明，鑒于非正規(guī)金融發(fā)展起步晚、規(guī)模小、可持續(xù)性弱，目前尚難以完全替代正規(guī)金融。此外，劉西川等（2014）的研究認為正規(guī)部門與非正規(guī)部門存在某種互補關(guān)系而非替代關(guān)系。從已有文獻的梳理中可以看出，正規(guī)金融和非正規(guī)金融作為農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)資金選擇的兩種來源，在農(nóng)戶受到融資約束時是否存在替代關(guān)系尚不明確，故在此提出研究假說3。

H3：在農(nóng)戶進行創(chuàng)業(yè)決策時，非正規(guī)金融對正規(guī)金融存在替代效應(yīng)。

3 實證分析

3.1 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)源自具有全國代表性的大型微觀入戶調(diào)查CFPS 2018的數(shù)據(jù)（China Family Panel Studies），數(shù)據(jù)質(zhì)量有保證。CFPS 2018調(diào)研數(shù)據(jù)覆蓋了全國28個省/市/自治區(qū)，最終完成14218戶家庭和37354位個人的訪問。本文研究對象為農(nóng)戶，故僅選取居住地屬性為鄉(xiāng)村的家庭數(shù)據(jù)樣本（6752）進行考察。所獲實際數(shù)據(jù)中，CFPS的個人數(shù)據(jù)庫與家庭數(shù)據(jù)庫相分離，為了獲得農(nóng)戶家庭層面所對應(yīng)的個人數(shù)據(jù)，本文依據(jù)家庭經(jīng)濟問卷中的“財務(wù)回答者”變量，將CFPS 2018中家庭數(shù)據(jù)與個人數(shù)據(jù)進行匹配，剔除了因個人數(shù)據(jù)缺失而無法匹配的樣本后，最終選取有效樣本為6333戶農(nóng)村家庭及其主要成員的數(shù)據(jù)信息。

3.2 變量設(shè)置與描述性統(tǒng)計

農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策是指在獲得金融支持的情況下，農(nóng)戶是否進行自主創(chuàng)業(yè)，本文采用CFPS問卷中“過去12個月，您家是否有成員從事個體經(jīng)營或開辦私營企業(yè)”來衡量農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)決策行為。本文的核心解釋變量為金融支持，數(shù)據(jù)取自CFPS家庭經(jīng)濟問卷中“金融資產(chǎn)與債權(quán)債務(wù)”專欄，將 “待償銀行貸款額”作為農(nóng)戶的正規(guī)金融支持來衡量，將 “待償親友借貸額”與“待償民間借貸額”之和作為農(nóng)戶的非正規(guī)金融支持來衡量。為了控制農(nóng)戶個體特征差異的影響，在模型中加入包括性別、年齡、受教育程度及個人經(jīng)歷在內(nèi)的農(nóng)戶特征變量，為了控制農(nóng)戶家庭經(jīng)濟水平差異的影響，在模型中加入包括家庭總?cè)丝?、年收入和年支出、貨幣資金、社會資本、自有資產(chǎn)和生活條件在內(nèi)的家庭特征變量。參考相關(guān)研究變量設(shè)定，本文傾向于將“人情禮支出”作為社會資本的代理變量，但CFPS中相關(guān)數(shù)據(jù)缺失過多，故選取“每月郵電通信費”作為社會資本的代理變量。此外，本文還構(gòu)建地區(qū)虛擬變量控制地區(qū)特征對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的影響。各變量名稱、含義及描述性統(tǒng)計情況如表1所示。

3.3 實證檢驗

農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策分為“創(chuàng)業(yè)”和“不創(chuàng)業(yè)”，是一個二元選擇的過程，因此構(gòu)建二值Probit模型來研究金融支持對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的影響，模型具體形式如下所示：

式（1）中，Ti是被解釋變量，代表農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策行為，取值為1代表農(nóng)戶從事個體私營，取值為0代表農(nóng)戶沒有從事個體私營。Zi是解釋變量，F(xiàn)（Zi）是Z的標準正態(tài)分布特征函數(shù)。

式（2）中，F(xiàn)T為金融支持變量，包括金融支持、正規(guī)金融和非正規(guī)金融支持。XT代表控制變量，包括農(nóng)戶個人特征、農(nóng)戶家庭特征、所屬地區(qū)等影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的其他因素。α0表示回歸方程的常數(shù)項，μ為誤差項。在上述模型的基礎(chǔ)上，為進一步研究正規(guī)金融與非正規(guī)金融農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)過程中的替代效應(yīng)，在模型中引入正規(guī)金融和非正規(guī)金融的交互項fin×infin進行回歸，具體形式如式（3）所示。系數(shù)β3表示正規(guī)和非正規(guī)金融對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的替代效應(yīng)，若值為負，認為兩者之間存在替代效應(yīng)，反之則認為兩者之間存在互補效應(yīng)。

基于CFPS 2018微觀調(diào)查截面數(shù)據(jù)的6333個有效樣本，Probit模型實證結(jié)果如表2所示。模型（1）匯報了金融支持對全樣本農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)影響的實證分析，模型（2）匯報了正規(guī)金融和非正規(guī)金融對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的總體回歸效應(yīng)，模型（3）納入正規(guī)金融與非正規(guī)金融的交互項，匯報了兩者交互效應(yīng)的回歸結(jié)果。為了避免同方差假設(shè)造成標準差的低估，本文實證結(jié)果均采用異方差穩(wěn)健的標準誤進行調(diào)整。

從表2可以看出，模型中金融支持的影響系數(shù)始終為正，并在1%的統(tǒng)計水平上顯著，表明金融支持對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策具有顯著的正向促進作用，與本文的研究假說1相符。在模型（2）和模型（3）中，非正規(guī)金融的影響系數(shù)始終大于正規(guī)金融，這說明非正規(guī)金融對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的促進作用較正規(guī)金融更顯著，進一步驗證了本文研究假說2。模型（3）中，正規(guī)金融支持與非正規(guī)金融支持的交互項顯著為負，可見在農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)融資決策中，正規(guī)金融支持和非正規(guī)金融支持的確可以相互替代，符合本文的研究假說3。

控制變量方面，男性居民的影響系數(shù)在1%統(tǒng)計水平上顯著為正，說明性別對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策有一定影響，男性更趨于創(chuàng)業(yè)。農(nóng)戶年齡系數(shù)顯著為正，年齡平方系數(shù)顯著為負，表明農(nóng)戶年齡與創(chuàng)業(yè)決策呈倒“U”型關(guān)系，主要是因為伴隨著年齡增長，農(nóng)戶會趨于更加保守穩(wěn)定的工作。受教育程度系數(shù)顯著為正，這意味著擁有更高個人學習能力和更多知識儲備的高學歷水平農(nóng)戶，創(chuàng)業(yè)的可能性更大。

外出務(wù)工、從事農(nóng)業(yè)和工資性收入變量三者均顯著為負，表明農(nóng)戶的職業(yè)越多，所耗精力就越多，越不利于農(nóng)戶進行創(chuàng)業(yè)決策。家庭特征變量中，家庭年收入、貨幣資金和生活條件變量對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策有顯著正向影響，家庭年收入越高，貨幣資金越多，生活條件越好，農(nóng)戶家庭可承擔的風險也越高，做出創(chuàng)業(yè)決策也越容易。自有資產(chǎn)對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策影響顯著，主要是擁有房屋和車輛等自有資產(chǎn)的農(nóng)戶易于獲得金融機構(gòu)抵押貸款，進而增大了農(nóng)戶進行創(chuàng)業(yè)的可能性。

社會資本對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的影響顯著為正，是因為社會資本越廣的農(nóng)戶受到的信貸約束會越小。家庭年支出在5%的顯著水平上影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策，可能是家庭年支出較多的農(nóng)戶面臨較大經(jīng)濟壓力，進而增強了農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)意愿。

在上述估計方程中，金融支持與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策行為之間可能存在內(nèi)生性問題。一方面，回歸方程中被遺漏的某些不可直接觀測的因素可能使得金融支持與隨機擾動項相關(guān);另一方面，金融支持與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)之間可能存在反向的因果關(guān)系，農(nóng)戶可能會因創(chuàng)業(yè)決策產(chǎn)生更大的資金需求，且在創(chuàng)業(yè)后尤其是經(jīng)營績效較好情況下，農(nóng)戶再獲取金融支持可能更容易。

若回歸方程中存在內(nèi)生變量，估計結(jié)果將會有偏且非一致，因此需要找到既滿足與金融支持高度相關(guān)，又獨立于農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的外生變量作為金融支持的工具變量。

本文參照董曉林等（2019）的做法，采用受訪農(nóng)戶所在區(qū)縣平均家庭融資規(guī)模作為金融支持的工具變量，采用這一工具變量的原因有兩點：一是農(nóng)戶平均家庭融資規(guī)模與受訪者所獲金融支持具有較強相關(guān)性，同一地區(qū)的農(nóng)戶融資偏好相似，信息傳播速度較快，農(nóng)戶獲得金融支持便利程度也相同;二是農(nóng)戶平均家庭融資規(guī)模與農(nóng)戶是否進行創(chuàng)業(yè)決策不相關(guān)，農(nóng)戶平均家庭融資規(guī)模很難通過其他渠道間接影響農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)決策，故本文認為該變量是替代金融支持的較好工具變量。表3給出了利用工具變量進行二階段Probit估計的結(jié)果。

一階段估計中，F(xiàn)t工具變量影響系數(shù)顯著為正，表明所選工具變量均為有效工具變量，對內(nèi)生解釋變量有較強的解釋力，農(nóng)戶平均家庭融資規(guī)模與農(nóng)戶所獲金融支持顯著相關(guān)，農(nóng)戶平均家庭正規(guī)融資規(guī)模與農(nóng)戶所獲正規(guī)金融支持顯著相關(guān)，農(nóng)戶平均家庭非正規(guī)融資規(guī)模與農(nóng)戶所獲非正規(guī)金融支持也顯著相關(guān)。

表3提供了F值結(jié)果，其Wald檢驗P值在1%的顯著水平下顯著，在1%的顯著水平上拒絕了金融支持為外生解釋變量的原假設(shè)，表明原方程存在內(nèi)生性問題。二階段回歸結(jié)果顯示，加入工具變量后，正規(guī)和非正規(guī)金融支持效應(yīng)方向與之前保持一致，對家庭創(chuàng)業(yè)決策影響依舊顯著，進一步驗證了本文研究假說1。

模型（5）排除內(nèi)生性因素后，非正規(guī)金融支持的影響系數(shù)仍大于正規(guī)金融，說明非正規(guī)金融更有利于農(nóng)戶進行創(chuàng)業(yè)，再次驗證本文研究假說2。其余控制變量系數(shù)顯著性與之前一致，可見回歸結(jié)果較為可靠。

本文研究金融支持對家庭創(chuàng)業(yè)決策的回歸原模型采用 Probit 模型，為了使模型更加穩(wěn)健，本文還利用另一種離散選擇模型Logit模型對數(shù)據(jù)再一次擬合進行穩(wěn)健性檢驗。Logit檢驗結(jié)果與原Probit模型的回歸結(jié)果保持一致，即用Probit模型來擬合金融支持與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的關(guān)系是合理穩(wěn)健的。

4 研究結(jié)論與政策啟示

本文基于2018年中國家庭追蹤調(diào)查中6333個農(nóng)村家庭的數(shù)據(jù)，實證考察了金融支持與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策間的關(guān)系，得出如下主要研究結(jié)論：首先，金融支持有助于農(nóng)戶跨越創(chuàng)業(yè)資金門檻，促進農(nóng)戶進行創(chuàng)業(yè)決策，且家庭獲得金融支持規(guī)模越大，農(nóng)戶越有可能做出創(chuàng)業(yè)決策。其次，正規(guī)金融和非正規(guī)金融支持對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的影響具有差異性，借貸手續(xù)靈活、交易成本低、信息獲取便利的非正規(guī)金融較正規(guī)金融能更有效地促進農(nóng)戶進行創(chuàng)業(yè)決策。此外，正規(guī)金融和非正規(guī)金融之間存在某種替代效應(yīng)，當正規(guī)金融無法滿足農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的資金需求后，將會引致農(nóng)戶通過非正規(guī)金融獲取資金。

基于本文研究結(jié)論，提出以下三點政策啟示。

第一，加大農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的金融支持力度。金融支持促進農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的最直接影響就是能夠緩解農(nóng)戶的金融約束，因此要加快統(tǒng)籌“三農(nóng)”經(jīng)營戰(zhàn)略的步伐，培育農(nóng)村金融市場，致力于構(gòu)建覆蓋面廣泛的農(nóng)村金融機構(gòu)布局。

第二，扶持和引導非正規(guī)金融的健康發(fā)展。目前非正規(guī)金融仍是農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)資金來源中不可或缺的一部分，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)所需資金依舊傾向于以親友借貸和民間借貸為主的非正規(guī)金融，政府要加強對民間資本的法制監(jiān)督，鼓勵非正規(guī)金融與正規(guī)金融的適度競爭和有效合作，切實為農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)活動排憂解難。

第三，要提升農(nóng)戶自身金融素養(yǎng)。農(nóng)戶金融素養(yǎng)的提升有助于獲取創(chuàng)業(yè)資金并實施創(chuàng)業(yè)計劃，因此要求農(nóng)村正規(guī)金融機構(gòu)主動了解農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)意愿，鼓勵有創(chuàng)業(yè)動機的農(nóng)戶參加相關(guān)創(chuàng)業(yè)產(chǎn)品和創(chuàng)業(yè)政策的金融知識宣講會，幫助其掌握相關(guān)專業(yè)知識。當農(nóng)戶自身的知識不斷積累、綜合素質(zhì)不斷提高，創(chuàng)業(yè)項目才具有可持續(xù)性。

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[基金項目]教育部批準的國家級大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)項目（項目編號：202010307089Z）。

[作者簡介]湯盈盈，女，江西上饒人，就讀于南京農(nóng)業(yè)大學金融學院，研究方向：農(nóng)村金融;馬希金，男，江蘇徐州人，就讀于南京農(nóng)業(yè)大學金融學院，研究方向：農(nóng)村金融;沈維怡，女，山東濱州人，就讀于南京農(nóng)業(yè)大學金融學院，研究方向：農(nóng)村金融。