家庭財富對農民創業的影響研究
——基于非正規金融支持的中介效應檢驗

其麗木格，趙立娟，2，趙青青

（1.內蒙古財經大學 金融學院，內蒙古 呼和浩特 010070；2.內蒙古農村牧區治理能力現代化研究基地，內蒙古 呼和浩特 010010）

一、引言

“雙創”是近年來國家提出的重要發展戰略之一，也是關系到國家經濟“穩中向好”發展的關鍵舉措。2014年李克強總理提出要打造大眾創業、萬眾創新“雙引擎”，推動發展調速不減勢、量增質更優，實現中國經濟提質增效升級。國務院也頒布了《關于大力推進大眾創業萬眾創新若干措施的意見》《關于加快構建大眾創業萬眾創新支撐平臺的指導意見》等一系列相關政策文件。新常態下，創新創業已成為我國經濟結構轉型和新舊動能轉換的重點，充分激發了生產者創業的積極性，提高了生產效率，解決了大量城鄉人員的就業問題。2022年中央一號文件也明確指出：積極促進農民就地就近就業創業，推進返鄉入鄉創業園建設，落實各項扶持政策。可見，鼓勵創業、促進創新已成為我國推動農村經濟高質量發展的重要舉措［1］。目前，中國經濟正處于高速度向高質量發展的過渡階段，而我國農民人數約占總人口的一半，因此，農民創業是維持創新和經濟增長，完善市場經濟體制的重要手段。同時對于緩解大城市的就業壓力，轉移農村的剩余勞動力及縮小城鄉收入差距具有非常積極的作用［2］。據統計，2019年農村就業人數為3.32億人，比2018年下降了943萬人，但是從事鄉村私營企業的人數由2018年的7424萬人增加到2019年的8267萬人，越來越多有能力、資金充足的農村家庭加入了創業的隊伍中。①

雖然農民創業熱情日漸提高，我國政府也出臺了相關政策鼓勵其進行創業，但農民創業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。資金是農戶創業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業的關鍵影響因素，然而當貧困家庭難以支撐創業資金需求或者富有家庭想用家庭財富作為防范創業風險的資金時，就會選擇外部融資來支持創業初期的資金需求，包括正規和非正規金融支持。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，學術界專門探討農戶通過家庭財富選擇融資渠道來促進創業的研究并不多見。因此，本文實證研究家庭財富對農戶創業決策、績效，以及家庭財富對農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戶創業影響的過程中起到了中介作用，有利于農村金融機構為農戶創業提供更優質、更高效的服務，也為政府出臺相關政策提供了實證參考依據。

二、文獻綜述與研究假設

（一）文獻綜述

想要進行創業活動須滿足最低資金門檻，因此信貸約束的存在使創業者的家庭財富對創業意愿的影響更大，即創業過程中受到的信貸約束會因家庭財富而被緩解，創業者們的創業意愿更強烈［3-6］。馮大威等［7］利用CHIP數據得到家庭財富越豐富城鎮居民選擇創業的概率越高的結論。同時，羅明忠［8］指出，創業者如想要達到更高規模和更深層次的創業，需擁有更加充裕的經濟資本。但也有部分研究人員覺得家庭財富對創業的影響并不單調，甚而在缺乏流動性約束的情況下，仍可以推進創業活動［9-12］。如Evans和Jovanovic［13］指出對創業的影響中，企業家才能和財富呈替代關系。“聰明的企業家”更靈活地識別風險，他面臨的風險資本門檻較低，也就是說，企業家的財富約束效應會隨著創業能力強而降低。程郁和羅丹［14］基于前兩位學者的模型基礎，進一步證明了創業者參與創業受到企業家能力和財富的共同影響。Buera［15］在動態職業選擇模型的基礎上，發現當擁有較多財富的人愿意為他人工作，而不愿意選擇創業，表明他的創業能力可能不足。所以，家庭財富對創業的影響是具有一定復雜性的。一般來說，學術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業行為產生著影響［16］。如Nykvist［17］表明個人或家庭的財富水平影響著創業行為。甘宇等［18］通過CLDS數據分析發現，家庭財富水平對創業行為呈現出顯著正效應。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進行創業的機會更高大。楊懷佳和張波［20］指出儲蓄率顯著負向影響創業概率，但在把家庭財富變化變量加入后儲蓄率對創業的影響并不顯著。Fairlie和Krashinsky［21］使用美國“當前人口調查”動態面板數據研究發現住房資產升值會在一定程度上提高家庭創業的可能性。Dutta和Sobel［22］的研究結果表明，金融發展與人力資本水平對創業活動的影響存在相互替代的作用，人力資本會在金融發展較低水平時最能促進創業。

綜上，已有文獻關于家庭財富對創業的影響進行了較為深入的探索，但對農民家庭創業決策以及創業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金融和非正規金融支持對農戶創業的影響，但主要探析的是兩者之間的關系，金融支持作為家庭財富與農戶創業的內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戶創業決策、創業績效影響的基礎上，進一步關注非正規金融支持在其中所發揮的中介效應，揭示家庭財富影響農民創業的具體作用機理，這是本文研究的關鍵問題，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業資金門檻與地區金融發展水平有著密切的關系，發展的越好，創業資金門檻越低，農戶家庭選擇成為創業者還會受到收入水平以及其他因素的影響，因此對于農戶來說想要創業需要面臨諸多的困難。創業資金門檻需要農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戶創業的主要因素，農戶選擇是否創業時，需要足夠的收入保障或家庭儲蓄，當他們的現期收入、儲蓄不富裕以及預期未來收入不樂觀時，他們的創業意愿也會不強烈，就會優先選擇儲蓄，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：

假設1：家庭財富對農民創業決策、經營規模和盈利能力產生正向影響。

若想要創業時，他們必須通過金融機構和非金融機構以及個人獲得貸款，銀行等金融機構提供正規金融支持，即銀行為農戶創業者提供貸款，或者農戶從其他非正規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，會更愿意去正規金融機構貸款。而馬光榮和楊恩艷［25］認為富有的農戶家庭由于交易成本高，貧困的農戶家庭由于資產匱乏而缺少抵押品，都難以從正規金融機構中獲得資金支持，都愿意通過非正規金融支持滿足創業需求。因此農戶家庭大部分選擇非正規金融支持。如果家庭財富正向影響農戶創業，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金融支持，因此基于以上分析本文提出以下假設：

假設2：非正規金融支持在家庭財富對農民創業影響中會產生中介作用。

三、數據與研究方法

（一）數據來源

本文使用的數據為中國家庭追蹤調查數據（CFPS）。該數據庫是由北京大學中國社會科學調查中心（ISSS）組織實施，詳細地描述了近年來經濟、社會、人口等方面的狀況。該數據庫對全國25個省／市／自治區的16000戶家庭進行了追蹤調查，調查對象包含全體家庭成員。CFPS問卷主要從成人、兒童、家庭和社區四個方面進行調查，成人、兒童問卷記錄了個體職業、收入、健康、財產等；家庭問卷涉及家庭規模、收入、花費、醫療、保險等情況。根據研究所需，本文的個人特征變量、家庭特征變量，以及其他詳細的經濟信息使用了2018年的調查數據。經過有效數據篩選，最終得到了4631個農戶家庭的微觀數據。

（二）變量選擇與模型設計

1.變量說明與描述性統計

（1）被解釋變量：本文把農民家庭創業作為被解釋變量，包括農民家庭創業決策、經營規模和盈利能力。根據CFPS調查數據內容，選取二值虛擬變量：“您家是否從事自營工商業生產經營項目”作為家庭創業決策的代表變量［26］；經營績效指的是農民創業經營規模和盈利能力，選取“這些經營項目的營業收入是多少元”作為衡量家庭創業經營規模的代表變量。調查數據中的“經營的凈利潤是多少元”代表凈利潤。同時，為了數據的平穩性，把盈利能力的衡量指標設為凈利潤率，即凈利潤與營業收入的比值。

（2）核心解釋變量：使用數據庫中的“家庭資產凈值”衡量農民家庭實際的財富水平，家庭資產凈值是通過金融資產、生產性固定資產、房產凈值、耐用品和奢侈品資產，以及家庭負債等計算得到。若金融約束存在，家庭資產凈值是農民創業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、是否分得耕地、是否收到政府補助、現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據：戶主年齡小于16周歲、大于90周歲、家庭人口規模大于6人的樣本數據。為使數據更穩健，剔除家庭凈資產、人均家庭純收入和現金及存款總額小于等于0的極端值，并對其取對數值。各變量的統計描述結果見表1。

表1 變量賦值說明與描述性統計

續表

2.模型設計（1）Probit模型

通常情況下，因變量在計量經濟模型中是連續的，但由于所面臨問題的復雜性，人們需根據可選擇的方案來做經濟決策，這時被解釋變量成為有限數量的離散值，通過使用這些有限數量的離散值構建計量模型，這個模型就是離散選擇模型，最常見的是二元選擇模型。本文研究的農民家庭創業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民家庭創業決策的影響。假設農民家庭創業決策呈標準正態概率分布，得到式子如下：

（2）OLS模型

多個獨立變量的組合構成多元回歸模型，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。因為創業績效為連續變量，為進一步研究家庭財富對農戶創業績效是否有影響，用OLS模型來對家庭創業的經營規模、盈利能力進行回歸估計，模型如下：

其中，scale代表經營規模，profit代表盈利能力，β0為常數項；同樣，lntotalasset代表解釋變量，取家庭凈資產的對數值；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

為識別非正規金融如何通過家庭財富間接影響農民家庭創業行為，借鑒趙立娟等［27］的研究文獻，中介效應模型設計如下：

其中，Y1表示農民家庭創業決策，Y2表示農民創業營業規模，Y3表示農民創業盈利能力，lntotalasset表示農戶家庭財富，infin表示非正規金融支持，X為控制變量，表示農戶個人特征和家庭特征，γ、θ、δ為待估參數，εi為誤差項。

中介效應檢驗的第一步是，檢驗回歸系數γ1i是否顯著，如系數γ1i顯著，那么接著進行第二步檢驗；如系數γ1i不顯著，那么中介效應檢驗結束，不存在中介效應；中介效應檢驗的第二步，是檢驗回歸系數θ1以及δi1是否顯著，如果θ1以及δi1都顯著，則繼續進行下一步檢驗，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δi2是否顯著，如果回歸系數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、實證分析結果

（一）家庭財富對農業創業決策與創業績效的影響

1.家庭財富對農民家庭創業決策的影響

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

表2 家庭財富對農戶家庭創業決策的影響

在人口特征變量方面，農戶創業決策受性別的影響不顯著，戶主年齡的系數顯著為正，年齡平方的系數卻顯著為負，說明隨著戶主的年齡增長，他們選擇創業的概率先增長后下降，戶主年齡與創業決策呈倒“U”型關系。已婚農戶更傾向于選擇家庭創業，原因可能是一方可以保障基本生活，讓想要創業的另一方有更大的空間去冒風險創業致富。受教育水平在1%的顯著性水平上對創業決策的影響顯著為正，表明農戶戶主文化水平越高，農戶家庭更愿意選擇創業。在家庭特征變量方面，家庭人口規模對創業決策的影響顯著為正，擁有耕地農戶系數顯著為負，說明土地轉出有利于農戶創業，釋放了大量農村勞動力，提升了非農就業比例，促進非農創業。政府補助的系數顯著為正，農戶若能夠獲得政府補助支持，選擇創業的意愿更強。農戶家庭現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，農民創業風險承受性越強，決定創業的機率越大。

2.家庭財富對農民家庭創業績效的影響

根據統計結果，家庭財富在1%的顯著性水平上對農民創業經營規模和盈利能力呈正向影響，前者的影響系數為0.2763，后者影響系數為0.0892，說明家庭財富有利于農戶創業的經營績效。

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

（二）穩健性檢驗

家庭財富對農戶創業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模型回歸結果顯示，家庭財富對農民創業決策的影響依然顯著為正，控制變量結果與原模型回歸結果基本一致。前文中采用OLS模型分析了家庭財富對農民創業經營規模和盈利能力的影響，因為本文的樣本數據中有很多未創業的農民家庭，創業經營規模存在大量為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，將經營規模的截尾設置為0。描述性統計發現盈利能力的代表變量營業凈利潤率最小值約為-1.30，將截尾設置為-1.31。Tobit模型回歸結果顯示，家庭財富正向影響農民創業經營規模以及盈利能力，檢驗結果與原模型的回歸結果基本一致，說明了原模型回歸結果的穩健性。

（三）中介效應檢驗

在家庭財富對農民創業的影響中，如果通過金融支持對農民創業產生影響，則認為金融支持在家庭財富對農民創業的影響過程中起到中介作用，而金融支持包括正規金融和非正規金融支持，家庭財富對農戶金融支持選擇的影響傾向于哪種呢？本文的實證檢驗結果顯示，家庭財富對農戶融資渠道的選擇更傾向于非正規金融支持，家庭越富有的人人脈關系越廣，越容易得到非正規金融支持。為此，根據前文模型設定，實證檢驗了非正規金融支持是否在家庭財富對農民創業決策、創業規模，以及盈利能力的影響過程中起到中介作用，具體檢驗結果見表3。

1.非正規金融支持對農民創業決策影響的中介效應

根據檢驗程序，首先檢驗家庭財富對農民創業影響的系數是否顯著，上文結果表明在1%的水平上產生顯著正向影響。接著檢驗家庭財富對非正規金融支持的影響和非正規金融支持對創業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民創業決策影響的系數，第一列大于第三列，說明存在部分中介效應。

表3 非正規金融支持對創業決策影響的中介效應

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

2.非正規金融支持對農民創業營業規模影響的中介效應

繼續根據檢驗程序，由于家庭財富對非正規金融支持的影響在上文已檢驗，所以在此不做說明，接著檢驗非正規金融支持對創業規模是否顯著，如表4所示，產生顯著正向影響。并且比較第一列和第三列家庭財富對農戶創業規模影響的系數，第一列大于第三列，說明存在部分中介效應，因此非正規金融支持對農民創業營業規模影響存在部分中介效應。

表4 非正規金融支持對農戶創業營業規模影響的中介效應

創業不僅需要啟動資金，還需要足夠的運營成本。創業前期，農戶除了要投入啟動資金外，在創業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，當經營有收入后，還可以繼續投入資金擴大規模，因此家庭財富多的農戶在非正規金融的支持下，有更多的資金用于運營和生產投資，能產生更多的營業收入，進而擴大了農戶創業營業規模。

3.非正規金融支持對農民創業盈利能力影響的中介效應

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

綜上所述，越富有的農戶越愿意選擇非正規金融機構，也越容易得到非正規金融支持來滿足創業初期資金的需求，進而增加了農戶創業的可能性。創業初期，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戶在非正規金融的支持下，有更多的資金用于運營和生產投資，能產生更多的營業收入，進而擴大了農戶創業營業規模。然而非正規金融支持對農戶創業的貢獻有限，農戶普遍教育水平低，在擴大規模后，成本控制能力差，經營管理能力差，導致非正規金融支持對農戶盈利能力的影響未起到中介作用。因此富有的農戶創業適合小規模經營，而貧困的農戶想創業得不到金融機構的支持，農戶貧富差距越來越大。

五、結論與建議

本文從中國家庭追蹤調查（CFPS）2018數據庫中仔細篩選出4631個農戶數據，運用Probit模型和OLS模型，分析了家庭財富對農民創業決策及創業績效的影響，同時憑借中介效應模型實證檢驗了非正規金融支持在其中所起的中介作用。研究發現：家庭財富對農民創業選擇具有顯著的正向關系，家庭財富水平越高，農民選擇創業的意愿越強。同時家庭財富也顯著正向影響農民創業經營規模和盈利能力，為農戶創業可持續發展提供保障。家庭財富對農戶選擇金融支持的影響是傾向于非正規金融支持的，非正規金融支持在農民家庭財富與農戶創業決策、創業規模之間存在部分中介效應，但在家庭財富與農民創業盈利能力之間不存在中介效應，即家庭財富在非正規金融支持的中介作用下提升了對農民創業決策、創業規模的影響，但是未對創業盈利能力產生顯著影響。

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

［注 釋］

① 數據來源：2020年中國統計年鑒。