信貸約束對中國農村家庭創業選擇的影響——基于CHFS調查數據

翁 辰 張 兵

（1．南京農業大學金融學院 江蘇南京 210095）

（2．西南交通大學經濟管理學院 四川成都 610031）

一、引 言

“創業者”是培育創新和推動經濟增長的動力源泉（Schumpeter，1934），Aghion和Howitt（1990）的內生增長理論也指出“企業家活力”是創新與經濟增長的基礎。從中國農村經濟發展的實際來看，自70年代末的經濟改革以來，農村地區的非農就業增長迅速，非農就業的擴張顯著提高了農民收入和農村生產力，進而改善了農民福利（de Brauw et al.,2002; Parish et al., 1995; Rozelle, 1996）。雖然非農就業在中國農村經濟的轉型過程中扮演著重要角色，但“創業精神”也不容忽視（Zhang et al., 2006）。在現階段，農戶創業活動對于轉移農村富余勞動力，增加農戶收入，創造農村就業機會，促進農村經濟的轉型升級，縮小城鄉收入差距依然發揮著重要作用。

由于創業通常存在一個最低資本要求，資金約束就成為制約個人實現創業的重要障礙。中國農村家庭普遍面臨著較嚴重的信貸約束（朱喜，李子奈，2006；劉西川，程恩江，2009；程郁，羅丹，2010），與小規模農業種植活動相比，當農戶從事大規模種養殖活動，甚至開設工廠時，他們的信貸需求將會大幅度增加，而且更可能受到較嚴重的信貸約束（鐘春平，2010）。如果這部分具有創新能力的群體由于信貸需求受到壓制而無法實現有效投資，一定程度上也會制約農村經濟的發展。在此背景下，本文利用中國家庭金融調查（China Household Finance Survey，簡稱CHFS）數據，實證分析信貸約束對中國農村家庭創業選擇的影響。

本文結構安排如下：第二部分為文獻回顧；第三部分為模型設定與數據；第四部分為實證結果及討論；第五部分為穩健性檢驗；第六部分為研究結論。

二、文獻回顧

在金融約束與企業家創業選擇的研究方面，已有研究主要關注金融約束是否會制約個體的創業選擇，且實證研究往往遵循以下邏輯：如果個體受金融約束且無法獲得創業所需的初始資金規模，那么那些擁有較多流動性（例如：初始財富）的個體才更有可能選擇創業。Evans和Jovanovic（1989）做了開創性的研究，他們構建了一個靜態的職業選擇理論模型，并利用美國青年縱向調查（The National Longitudinal Survey of Young Men，簡稱NLS）所獲取的 1500個美國年輕白人男性的樣本進行了實證檢驗，研究發現金融約束從兩個方面制約了個體的創業行為。第一，金融約束制約了潛在的具有創業能力的個體實現創業；第二，金融約束制約了成功的創業者實現最優規模的投資。此后，諸多學者對流動性約束與企業家創業選擇的研究均證明了初始財富水平與創業選擇之間的正相關關系（Evans 和Leighton, 1989; Quadrini, 1999; Gentry 和 Hubbard, 2000; Johansson, 2000; Paulson 和Townsend, 2004; Nykvist, 2008）。①主要是對美國（Evans和Jovanovic, 1989; Evans and Leighton, 1989; Quadrini, 1999; Gentry和Hubbard,2001）、芬蘭（Johansson, 2000）、泰國（Paulson和Townsend, 2004）和瑞典（Nykvist, 2008）家庭創業活動的經驗研究。

但Hurst和Lusardi（2004）根據美國收入動態跟蹤調查（The Panel Study of Income Dynamics，簡稱PSID）中的7645戶美國家庭樣本的研究發現初始財富水平和創業選擇的正相關關系僅在財富分布中最富有的 5%群體中得到了驗證，當排除這部分群體后，初始財富水平對于個體創業的影響并不顯著。如果進一步根據初始資本要求的高低對創業類型進行劃分，仍然沒有證據能夠證明財富水平對于初始資本要求較高的創業的重要性。Buera（2009）在前人研究的基礎上發展了動態的職業選擇理論模型，并采用美國收入動態跟蹤調查（PSID）和消費者消費情況調查（The Consumer Expenditure Survey，簡稱CEX）所獲得的 5000多戶美國家庭樣本數據進行實證研究發現，財富水平和創業選擇呈現非線性的關系，對于財富水平較低的群體而言，財富水平與創業選擇呈現正相關關系，這是由于財富積累可以緩解個體創業所面臨的金融約束；而對于財富水平較高的群體，財富水平與創業選擇則呈現負相關關系，原因在于這部分群體并不具備創業能力。這一結論與 Hurst和Lusardi（2004）的研究結果相反，可能的原因是Buera（2009）的研究考慮了個體的創業能力，對于財富水平較高的工薪階層來說，他們可能并不具備較高的創業能力。

近年來，國內學者也開始關注農戶創業所面臨的金融約束，但尚未得出一致的結論。程郁和羅丹（2009）的研究發現信貸約束并沒有直接制約農戶的創業行為，放松信貸約束并不一定會促進農戶的創業活動，該研究采用工具變量的結構方程估計法解決“信貸約束”的內生性問題，但由于該內生變量為離散變量，采用此種方法所得的估計結果可能會存在偏差。而張龍耀和張海寧（2013）的研究則發現金融約束是影響家庭創業的重要因素，尤其對經濟欠發達的農村地區家庭創業的抑制作用更大，但文中僅通過間接衡量家庭財富變化與創業選擇之間的關系難以真正說明信貸約束對家庭創業選擇的影響程度。劉杰、鄭風田（2011）的研究采用多個代理變量代表農戶的流動性約束，對于可能存在內生性問題的代理變量，也采用工具變量法予以解決，研究結果顯示信貸約束制約了農民的自主創業，但由于調研數據僅局限于晉、甘、浙三省，研究結論可能存在區域局限性問題。

本研究與已有研究的不同之處在于，第一，本文借鑒 Boucher（2009）的直接誘導式詢問（Direct Elicitation Method，簡稱DEM）方法來直接識別農村家庭是否受信貸約束，這解決了以往研究中僅采用家庭財富水平來間接衡量家庭所受信貸約束情況的問題；第二，考慮到信貸約束變量可能存在的內生性問題，本文采用了工具變量的條件混合過程估計法（Conditional Mixed Process，簡稱CMP）來準確地衡量信貸約束對中國農村家庭創業選擇的影響，該方法能更好地解決內生變量為離散變量的情形；第三，本文的數據來源于中國家庭金融調查在全國范圍的樣本，研究結論相對更具代表性。此外，本研究也試圖為新一輪農村金融改革中新型農村金融機構的發展提供新的思路，力促其更好地服務于具有創業精神的農村家庭。

三、模型設定與數據

（一）實證模型

式（2）中，iZ是工具變量，α，β，γ為待估參數，μ為誤差項。

對于工具變量的選擇，已有研究如 Holtz-Eakin等（1993）采用“遺產數量”作為工具變量來衡量資金約束對創業選擇的影響，Hurst等（2004）采用了“遺產數量”和“當地房地產價格”作為工具變量來解決信貸約束的內生性問題，研究結果均顯示信貸約束制約了家庭的創業選擇。程郁和羅丹（2009）采用“與最近金融機構的距離”作為工具變量來估計農戶受信貸約束的情況，但研究并未發現信貸約束影響農戶創業選擇的有力證據。基于這些研究，不難發現即使考慮了信貸約束變量可能存在的內生性問題，信貸約束對創業選擇的影響仍然不確定，仍有待后續研究做進一步驗證。

基于已有研究和數據可得性，本文采用家庭住所與市中心的距離作為該家庭是否受信貸約束的工具變量，采用這一工具變量的原因是，第一，農戶住所與市中心距離越近，那么農戶獲得金融服務就更為便利，其受信貸約束的可能性相對就越低；第二，農戶住所與市中心的距離與不可觀測變量如農戶的創業能力等可能并無直接聯系。

（二）數據與變量選擇

本文的數據來源于 2011年中國家庭金融調查，它是由西南財經大學中國家庭金融調查與研究中心提供的。該數據的調查對象涉及全國除西藏、新疆、內蒙古和港澳臺地區外的8438個家庭樣本，其中4405個農業戶籍家庭樣本是本文的研究對象。根據本文的研究目的，實證研究中選取了如下變量：

1．創業。已有實證研究大都以城市家庭數據為基礎，將創業界定為一種職業轉換行為，即“創辦企業或自就業”，以區別于工資性工作（Evans and Jovanovic,1989; Holtz-Eakin,Joulfaian and Rosen,1993; Hurst and Lusardi,2004）。由于農村家庭內部本身就是一種以農業經營為主的自我雇傭，上述創業界定標準對農村家庭來說并不合適。本文從兩個層次上定義農村家庭的創業行為，第一個層次是借鑒Paulson和Townsend（2004）的研究，將農村家庭的非農經營（即工商業經營）視為創業，即當農村家庭中任一成員從事非農經營活動時，就認為該家庭樣本為創業家庭樣本；第二個層次是借鑒張海洋（2011）的定義，以農村家庭的生產經營規模或成本為標準，不同于程郁和羅丹（2009）以利潤或經營性收入為標準，這是由于利潤和經營性收入可能會受到天氣、市場等外在因素的影響，不能準確地反映其生產經營情況。因此，如果該農村家庭實際經營耕地面積在 50畝以上，或農業生產經營上當年投入總成本在五萬元以上，也視為創業家庭。

在全部樣本中，創業家庭共有689戶，占比為15.64%。分地區來看，東部地區創業家庭占比最高，為18.22%；西部地區創業家庭占比最低，為11.02%。由此可見，在經濟越為發達的地區，農村家庭的創業活動越是活躍。

從樣本農村家庭創業的行業分布來看，農村家庭創業首選的三大行業依次為批發和零售業、制造業、住宿和餐飲業，而較少涉及金融業、教育業等技術要求相對較高的行業。這表明農村家庭創業所選擇的行業多為技術要求相對較低的勞動密集型行業。

血清學的鑒定方法主要包括譜細胞鑒定和直抗試驗、抗原鑒定、補體溶血和恢復試驗、酶處理和DTT處理、效價及其它等，需根據不同抗體的特性選擇合適的血清學方法。

此外，與城市地區相比，農村地區的土地和住房成本都相對較低，這也使得農村家庭創業的資本門檻要低于城市，但這并不意味著農村家庭的創業發生率就高。只有當農村家庭的自有財富水平高于創業的資本門檻值，且其從事創業活動所得的預期收益高于從事普通農業生產或成為雇員所得的預期收入時，該農村家庭才會選擇創業。由于農村金融市場信息不對稱程度相對較高，農村家庭創業往往面臨信貸約束，信貸約束制約了農村家庭創業的可貸資金規模，一定程度上可能會制約農村家庭的創業活動。下文將對農村家庭創業面臨的信貸約束做具體分析。

2．信貸約束。本文將信貸約束界定為來自正規金融機構的信貸約束，CHFS問卷分別詢問了農村家庭在生產經營、房屋和汽車方面的貸款情況，本文借鑒 Boucher（2006）的DEM方法來識別該家庭是否受信貸約束。在調查農村家庭的生產經營貸款時，初始結點是詢問該家庭目前是否有銀行貸款，根據回答結果將樣本農村家庭區分為有貸款者①由于CHFS問卷中對于有貸款的農村家庭并未進一步詢問是否全額獲得貸款，因此本文無法識別農村家庭受到部分數量配給的情形。和無貸款者，其中有貸款者視為受“價格配給”，而對于無貸款者，則進一步詢問其沒有貸款的原因，根據回答將農村家庭分為四類：（1）不需要貸款；（2）需要，但沒有申請過；（3）申請被拒絕；（4）曾經有銀行貸款，但已還清。本文將第一和第四類家庭視為受“價格配給”；將第三類家庭視為受“數量配給”。而對于第二類家庭則進一步詢問其沒有申請貸款的具體原因，將回答“利息太高”的家庭視為受“價格配給”；將回答“缺少合格的抵押品”的家庭視為受“數量配給”；將回答“不知道如何申請貸款”、“申請過程麻煩”、“沒有擔保”的家庭視為受“交易成本配給”，將回答“擔心還不起貸款”和“估計貸款申請不會被批準”的家庭視為受“風險配給”。以上分析中受“價格配給”的家庭屬于不受信貸約束的人群，而受“數量配給”、“交易成本配給”和“風險配給”的家庭均屬于受信貸約束的人群。

在調查農村家庭的房屋和汽車方面的貸款情況時，CHFS問卷的詢問方法類似，但與詢問農村家庭在生產經營方面貸款不同的是，在詢問房屋和汽車貸款時，CHFS問卷對于“需要，但沒有申請貸款”的農村家庭并未進一步詢問其沒有申請的原因，因此本文將“需要，但沒有申請過”和“申請被拒絕”的農村家庭均視為受信貸約束的家庭。

在分別識別出農村家庭在生產經營、房屋和汽車貸款方面的信貸約束狀況后，如果該家庭在以上任意一種貸款方面受到了信貸約束，本文就將其視為受信貸約束的家庭。

表1給出了樣本農村家庭受信貸約束的情況。在全樣本689戶農村創業家庭中，有171戶創業家庭受到信貸約束，占比為24.82%。分地區來看，中部地區家庭受信貸約束程度較西部地區高出約10個百分點，而較東部地區高出約15個百分點。而在全樣本3716戶非創業家庭中，有1030戶非創業家庭受到信貸約束，占比為27.72%。分地區來看，中部地區家庭受信貸約束的程度也顯著高于東部和西部地區。由此可見，創業家庭受信貸約束的程度略低于非創業家庭，而不同地區農村家庭受信貸約束程度由低到高的排序依次是東部地區、西部地區、中部地區。

表1 樣本農村家庭所受信貸約束情況

3．其他控制變量。本文控制了戶主個人、家庭及地區層面的特征變量。其中，戶主個人特征變量主要有年齡、受教育程度和風險偏好。年齡是影響農村家庭是否選擇創業的重要因素，Holtz-Eakin（1993）指出年齡與個人的勞動經驗有關，在某種程度上象征著人力資本；另一方面，年齡越大的人也會更傾向于規避創業可能帶來的風險。受教育程度也可能影響著農村家庭的創業選擇，一方面較高的受教育水平會提升個人的工資收入能力，這也意味著受教育水平較高的個人選擇創業的機會成本較高，這就可能會降低其選擇創業的可能性；另一方面，Rees和 Shah（1986）也指出教育強化了個體的人力資本，促使其更有效地評估創業機會，這就會提高個體選擇創業的概率。個體的風險偏好也與其是否選擇創業有關，一般而言，風險厭惡程度越低的個體選擇創業的可能性越大。

家庭層面的特征變量主要有家庭人口規模、家庭勞動力比例、耕地面積和家庭總資產。首先，家庭人口規模越大，意味著需要承擔起撫養家庭的責任越重，個體會傾向于規避風險沖擊，其選擇創業的概率就越低；但與此同時，家庭人口規模越大，也意味著來自家庭內部的支持力度更大，創業資源更為豐富，這也降低了個體從事創業的門檻，有利于其開展創業。家庭內部勞動力構成對創業選擇的影響也不容忽視，家庭勞動力比例越高，生活負擔就相對越低，個體承受風險的能力就越強，其從事創業的可能性就越大。耕地面積對于創業的影響要視其對農業和非農創業的綜合影響情況而定，對于農業創業來說，耕地面積越大越有利于其開展農業大規模經營，個體從事農業創業的概率就越高；而對于非農創業，耕地面積越大意味著需要花費更多的人力物力來從事農業經營，這就降低了個體從事非農創業的可能性。家庭總資產對于創業選擇的重要性已被諸多研究所證實，根據CHFS問卷，本文的家庭總資產根據生產經營資產、房產、車輛資產、其他金融資產和非金融資產加總計算獲得。

此外，本文還選取了東部地區和西部地區這兩個地區虛擬變量來控制地區因素對于家庭創業選擇的影響。所有變量的解釋和描述性統計見表2。

表2 主要變量描述性統計

四、實證結果

（一）Probit模型估計結果

本文使用Probit模型估計了信貸約束對農村家庭創業選擇的影響，估計結果如表3回歸（1）所示，據此，我們可以得出以下結論：信貸約束對農村家庭創業選擇的影響系數為負，但并不顯著，我們并不能因此斷定信貸約束對農村家庭創業選擇沒有影響，模型估計不顯著的可能原因是尚未有效地控制信貸約束變量的內生性。戶主年齡對農村家庭創業選擇的影響系數為負，且在1%的水平上顯著，這表明戶主年齡越小的家庭選擇創業的概率會增加，這與國外學者Paulson（2004）、Holtz-Eakin（1993）等的研究結論一致，可能的原因是年齡與風險偏好相關，戶主年齡越小的家庭，越偏好風險，因此選擇創業的概率較大。受教育程度對創業的影響系數為正，且在5%的水平上顯著，表明受教育程度越高的家庭選擇創業的概率越高。風險偏好對農村家庭創業選擇的影響系數為負，且在1%的水平上顯著，表明農村家庭的風險厭惡程度越高，其選擇創業的可能性就越低。家庭人口規模對農村家庭創業選擇的影響系數為正，且在1%的水平上顯著，這表明人口規模越大的農村家庭選擇創業的概率會增加，可能的原因是家庭人口規模越大意味著家庭擁有更多的資源，能夠支持其創業的資源也就相應越多。耕地面積對創業的影響系數為正，且在5%的水平上顯著，這表明擴大耕地面積對于家庭開展農業領域的創業活動具有重要作用。家庭總資產對創業的影響系數為正，且在1%的水平上顯著，表明財富水平越高的家庭選擇創業的概率越高，這與已有研究所發現的財富水平與創業選擇之間的正向關系相印證。當考慮地區因素對家庭創業選擇的影響時，東部和西部地區對農村家庭創業選擇的影響系數均為負，且在統計上顯著，表明與中部地區相比，東部和西部地區農村家庭選擇創業的概率相對較低。

（二）內生性的處理

在以上的實證分析中，鑒于信貸約束變量可能存在內生性的問題，我們首先需要對實證模型進行內生性檢驗，表3中回歸（2）內生性檢驗的Hausman統計值為462.61，且在1%的水平上顯著。這表明原模型存在內生性，需要采用工具變量進行估計。

由于普通的工具變量估計法并不適用于內生變量為離散變量的情形，本文考慮采用條件混合過程估計方法對模型進行兩階段回歸（Roodman, 2011）。回歸（2）的一階段回歸估計結果顯示，家庭住所與市中心的距離對該家庭是否受信貸約束具有正向影響，影響系數為 0.0022，且在 1%的水平上顯著，這表明“家庭住所與市中心的距離”符合工具變量與內生變量顯著相關的條件。在信貸約束變量的外生性檢驗上，本文根據CMP估計結果報告的atanhrho值①atanhrho值表示一階段估計方程和二階段估計方程的誤差項之間的相關性。信貸約束變量內生性的判定是基于變量外生性檢驗，該檢驗的原假設為信貸約束是外生變量（即atanhrho=0）。如果拒絕原假設，則說明信貸約束是內生變量。在此情況下，CMP估計結果將優于原Probit模型估計結果。來檢驗信貸約束變量是否外生。回歸（2）中atanhrho值在1%的水平上顯著為正，拒絕了信貸約束變量是外生變量的原假設，也即采用CMP估計所得結果要優于原Probit模型估計結果。

在二階段回歸估計中控制了信貸約束變量的內生性后，信貸約束對農村家庭創業選擇的影響由負向不顯著轉為負向顯著，說明信貸約束會制約農村家庭的創業選擇。此外，受教育程度對創業的影響由正向顯著轉為負向不顯著，可能的原因是，在修正了模型的內生性后，與其他控制變量相比，受教育程度對創業的影響作用并不明顯；家庭勞動力比例對創業的正向影響由不顯著轉為顯著，說明家庭勞動力比例越高，其風險承受能力就越強，則其選擇創業的概率就越大；耕地面積對創業的影響由正向顯著轉為正向不顯著，可能的原因是由于創業群體同時包括非農和農業創業家庭，在修正了模型的內生性后，耕地面積對于農業創業可能存在的正向作用并不明顯。

表3 模型估計結果

五、穩健性檢驗

上文研究證實了信貸約束對農村家庭創業選擇的制約作用，但對于財富水平、年齡層次和受教育程度不同的家庭而言，信貸約束對其創業選擇的影響可能存在差異。對此，本部分將全樣本劃分為不同類型的子樣本，并對子樣本進行回歸，以進一步考察信貸約束對農村家庭創業選擇的異質性影響。

（一）按財富水平分組

將樣本農村家庭按財富水平的四分位數劃分為四個子樣本，在此基礎上，采用 CMP估計法對子樣本分別進行兩階段回歸，結果如表 4 所示。在財富分布位于最低 25%、50%-75%以及最高25%的子樣本估計中，工具變量均與內生變量顯著相關，且atanhrho值的顯著性也表明采用CMP估計所得結果要優于原Probit模型估計結果。研究也發現，信貸約束對于最富有的農村家庭（即財富分布位于前25%的家庭）創業選擇的制約作用較強，這與張龍耀（2013）的研究結論一致。可能的原因是，財富水平較高的農村家庭的創業層次和水平相對較高，所需創業資本規模也相對較大，在農村金融市場非常不完善的情況下，其仍然面臨著創業信貸約束。在未來的農村金融改革中，農村金融機構的信貸政策應有效地瞄準這部分創業群體，緩解其信貸約束，為農村經濟發展注入新的動力。

表4 信貸約束與創業選擇：分財富階層比較

（二）按年齡分組

將樣本農村家庭按戶主年齡的中位數劃分為兩個子樣本，模型回歸結果如表5第1和2列所示。在兩個子樣本估計中，工具變量均與內生變量顯著相關，且atanhrho_12值均在1%的水平上顯著，表明采用CMP估計所得結果更優。研究發現，信貸約束對戶主年齡較小的農村家庭創業的制約作用更強。可能的原因是，戶主年齡較小的農村家庭更偏好風險，但由于其財富積累仍處于起步階段，其面臨信貸約束的可能性更高，因而信貸約束對其創業選擇的影響更大。

表5 信貸約束與創業選擇：分年齡和受教育水平

（三）按受教育水平分組

將樣本農村家庭按戶主受教育水平的中位數劃分為兩個子樣本，模型回歸結果如表5第3和4列所示。在兩個子樣本估計中，工具變量均與內生變量顯著相關，且atanhrho_12值均在1%的水平上顯著，表明采用CMP估計所得結果更優。研究發現，信貸約束對受教育程度較低的農村家庭創業的制約作用更強。可能的原因是受教育程度較低的農村家庭選擇創業的機會成本更低，同時也更可能受信貸約束，因而信貸約束對其創業選擇的影響更大。

六、研究結論

長期以來，中國農村家庭普遍面臨著較嚴重的信貸約束，信貸約束的存在會制約農村家庭的生產經營活動，特別是對于資金要求更高的創業活動。但國內已有研究較少關注信貸約束對農村家庭創業活動的影響。本文利用CHFS調查數據，采用工具變量的條件混合過程估計法分析了信貸約束對中國農村家庭創業選擇的影響，得出以下結論：第一，全樣本估計顯示信貸約束顯著制約了農村家庭的創業選擇。第二，信貸約束對農村家庭創業的異質性影響研究發現，信貸約束顯著制約了財富分布位于最低 25%、50%-75%以及最高25%的樣本家庭的創業選擇，且對財富水平較高的農村家庭的影響更大；此外，信貸約束對戶主年齡較小、受教育程度較低的農村家庭創業影響也更大。

基于以上研究結果，可以得出如下啟示：第一，創新符合農村特點的抵押擔保方式和融資工具。引導農村金融機構進行金融產品和服務方式創新，加快涉農抵押擔保創新的落地實施，推進農村承包地經營權、農民住房財產權的抵押擔保，探索實行農機具抵押、林權抵押、應收賬款質押等新型抵（質）押方式，從而有效緩解農村創業家庭因缺乏合格的抵押擔保品所面臨的信貸約束問題。第二，加快農村信用體系建設。盡快建立農戶信用檔案，實現農信社和其他金融機構之間農戶信用信息的共享，進一步緩解金融機構與農村創業家庭間可能存在的信息不對稱問題，提高農村創業家庭的信貸可獲性。第三，實行信貸政策瞄準機制。農村金融機構的信貸政策應有效瞄準目標創業群體，滿足這部分具有創新能力群體的信貸需求，從而真正激發農村經濟發展的內在動力。

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（RD）