家庭财富对农民创业的影响研究——基于非正规金融支持的中介效应检验

其丽木格，赵立娟，2，赵青青

（1.内蒙古财经大学 金融学院，内蒙古 呼和浩特 010070；2.内蒙古农村牧区治理能力现代化研究基地，内蒙古 呼和浩特 010010）

一、引言

“双创”是近年来国家提出的重要发展战略之一，也是关系到国家经济“稳中向好”发展的关键举措。2014年李克强总理提出要打造大众创业、万众创新“双引擎”，推动发展调速不减势、量增质更优，实现中国经济提质增效升级。国务院也颁布了《关于大力推进大众创业万众创新若干措施的意见》《关于加快构建大众创业万众创新支撑平台的指导意见》等一系列相关政策文件。新常态下，创新创业已成为我国经济结构转型和新旧动能转换的重点，充分激发了生产者创业的积极性，提高了生产效率，解决了大量城乡人员的就业问题。2022年中央一号文件也明确指出：积极促进农民就地就近就业创业，推进返乡入乡创业园建设，落实各项扶持政策。可见，鼓励创业、促进创新已成为我国推动农村经济高质量发展的重要举措［1］。目前，中国经济正处于高速度向高质量发展的过渡阶段，而我国农民人数约占总人口的一半，因此，农民创业是维持创新和经济增长，完善市场经济体制的重要手段。同时对于缓解大城市的就业压力，转移农村的剩余劳动力及缩小城乡收入差距具有非常积极的作用［2］。据统计，2019年农村就业人数为3.32亿人，比2018年下降了943万人，但是从事乡村私营企业的人数由2018年的7424万人增加到2019年的8267万人，越来越多有能力、资金充足的农村家庭加入了创业的队伍中。①

虽然农民创业热情日渐提高，我国政府也出台了相关政策鼓励其进行创业，但农民创业行为会受到家庭财富、金融支持及其他家庭因素和个体特征的影响。资金是农户创业中不可或缺的一部分，为满足资金需求，可能使用家庭自有资金或选择外部融资，抑或两者兼而有之。部分学者认为当信贷约束存在时，家庭财富作为自有资金是创业的关键影响因素，然而当贫困家庭难以支撑创业资金需求或者富有家庭想用家庭财富作为防范创业风险的资金时，就会选择外部融资来支持创业初期的资金需求，包括正规和非正规金融支持。所以家庭财富成为获得金融支持的重要评判条件，然而，令人遗憾的是，学术界专门探讨农户通过家庭财富选择融资渠道来促进创业的研究并不多见。因此，本文实证研究家庭财富对农户创业决策、绩效，以及家庭财富对农户金融支持选择的影响，并引入中介效应检验模型，将金融支持作为中介变量，检验金融支持是否在家庭财富对农户创业影响的过程中起到了中介作用，有利于农村金融机构为农户创业提供更优质、更高效的服务，也为政府出台相关政策提供了实证参考依据。

二、文献综述与研究假设

（一）文献综述

想要进行创业活动须满足最低资金门槛，因此信贷约束的存在使创业者的家庭财富对创业意愿的影响更大，即创业过程中受到的信贷约束会因家庭财富而被缓解，创业者们的创业意愿更强烈［3-6］。冯大威等［7］利用CHIP数据得到家庭财富越丰富城镇居民选择创业的概率越高的结论。同时，罗明忠［8］指出，创业者如想要达到更高规模和更深层次的创业，需拥有更加充裕的经济资本。但也有部分研究人员觉得家庭财富对创业的影响并不单调，甚而在缺乏流动性约束的情况下，仍可以推进创业活动［9-12］。如Evans和Jovanovic［13］指出对创业的影响中，企业家才能和财富呈替代关系。“聪明的企业家”更灵活地识别风险，他面临的风险资本门槛较低，也就是说，企业家的财富约束效应会随着创业能力强而降低。程郁和罗丹［14］基于前两位学者的模型基础，进一步证明了创业者参与创业受到企业家能力和财富的共同影响。Buera［15］在动态职业选择模型的基础上，发现当拥有较多财富的人愿意为他人工作，而不愿意选择创业，表明他的创业能力可能不足。所以，家庭财富对创业的影响是具有一定复杂性的。一般来说，学术界大多普遍认为家庭财富在家庭财富水平、储蓄利率、住房价格、金融参与、金融约束等方面对创业行为产生着影响［16］。如Nykvist［17］表明个人或家庭的财富水平影响着创业行为。甘宇等［18］通过CLDS数据分析发现，家庭财富水平对创业行为呈现出显著正效应。倪云松［19］的研究指出财富水平高的家庭在高资本密集度行业进行创业的机会更高大。杨怀佳和张波［20］指出储蓄率显著负向影响创业概率，但在把家庭财富变化变量加入后储蓄率对创业的影响并不显著。Fairlie和Krashinsky［21］使用美国“当前人口调查”动态面板数据研究发现住房资产升值会在一定程度上提高家庭创业的可能性。Dutta和Sobel［22］的研究结果表明，金融发展与人力资本水平对创业活动的影响存在相互替代的作用，人力资本会在金融发展较低水平时最能促进创业。

综上，已有文献关于家庭财富对创业的影响进行了较为深入的探索，但对农民家庭创业决策以及创业绩效影响的研究少之又少。另外，虽也有部分文献分析了正规金融和非正规金融支持对农户创业的影响，但主要探析的是两者之间的关系，金融支持作为家庭财富与农户创业的内部作用机制的研究则较少涉及，因此本文在实证检验家庭财富对农户创业决策、创业绩效影响的基础上，进一步关注非正规金融支持在其中所发挥的中介效应，揭示家庭财富影响农民创业的具体作用机理，这是本文研究的关键问题，抑或是对已有文献所作的进一步补充。

（二）研究假说

基于以上分析，金融约束的存在使得创业资金门槛与地区金融发展水平有着密切的关系，发展的越好，创业资金门槛越低，农户家庭选择成为创业者还会受到收入水平以及其他因素的影响，因此对于农户来说想要创业需要面临诸多的困难。创业资金门槛需要农户具有足够的家庭财富以及外部资金的支持，信贷约束的存在使得家庭财富成为影响农户创业的主要因素，农户选择是否创业时，需要足够的收入保障或家庭储蓄，当他们的现期收入、储蓄不富裕以及预期未来收入不乐观时，他们的创业意愿也会不强烈，就会优先选择储蓄，并且降低消费，降低投资［23］。基于以上分析本文提出以下假设：

假设1：家庭财富对农民创业决策、经营规模和盈利能力产生正向影响。

若想要创业时，他们必须通过金融机构和非金融机构以及个人获得贷款，银行等金融机构提供正规金融支持，即银行为农户创业者提供贷款，或者农户从其他非正规金融支持方面获得资金，并且Gurley和Shaw［24］认为家庭财富影响着农户对金融支持的选择，然而不同学者有不同看法，有些学者认为家庭财富多的农户可以得到资金支持的概率更高，他们可以提供更多的抵押物，会更愿意去正规金融机构贷款。而马光荣和杨恩艳［25］认为富有的农户家庭由于交易成本高，贫困的农户家庭由于资产匮乏而缺少抵押品，都难以从正规金融机构中获得资金支持，都愿意通过非正规金融支持满足创业需求。因此农户家庭大部分选择非正规金融支持。如果家庭财富正向影响农户创业，其作用机理除了直接的影响外，还有一部分是通过其他因素间接影响的，例如上文分析的非正规金融支持，因此基于以上分析本文提出以下假设：

假设2：非正规金融支持在家庭财富对农民创业影响中会产生中介作用。

三、数据与研究方法

（一）数据来源

本文使用的数据为中国家庭追踪调查数据（CFPS）。该数据库是由北京大学中国社会科学调查中心（ISSS）组织实施，详细地描述了近年来经济、社会、人口等方面的状况。该数据库对全国25个省／市／自治区的16000户家庭进行了追踪调查，调查对象包含全体家庭成员。CFPS问卷主要从成人、儿童、家庭和社区四个方面进行调查，成人、儿童问卷记录了个体职业、收入、健康、财产等；家庭问卷涉及家庭规模、收入、花费、医疗、保险等情况。根据研究所需，本文的个人特征变量、家庭特征变量，以及其他详细的经济信息使用了2018年的调查数据。经过有效数据筛选，最终得到了4631个农户家庭的微观数据。

（二）变量选择与模型设计

1.变量说明与描述性统计

（1）被解释变量：本文把农民家庭创业作为被解释变量，包括农民家庭创业决策、经营规模和盈利能力。根据CFPS调查数据内容，选取二值虚拟变量：“您家是否从事自营工商业生产经营项目”作为家庭创业决策的代表变量［26］；经营绩效指的是农民创业经营规模和盈利能力，选取“这些经营项目的营业收入是多少元”作为衡量家庭创业经营规模的代表变量。调查数据中的“经营的净利润是多少元”代表净利润。同时，为了数据的平稳性，把盈利能力的衡量指标设为净利润率，即净利润与营业收入的比值。

（2）核心解释变量：使用数据库中的“家庭资产净值”衡量农民家庭实际的财富水平，家庭资产净值是通过金融资产、生产性固定资产、房产净值、耐用品和奢侈品资产，以及家庭负债等计算得到。若金融约束存在，家庭资产净值是农民创业决策的主要影响因素。

（3）中介变量：本文的中介变量为非正规金融支持，使用“是否有待偿亲友及民间借款”表示，有待偿亲友及民间借款赋值为1，否则为0。

（4）其他控制变量：包括个人和家庭的特征变量。其中，选取性别、年龄、婚姻状况、受教育年限作为户主个人特征变量；家庭层面的特征变量选取家庭成员人数、是否分得耕地、是否收到政府补助、现金及存款总额和人均家庭纯收入。

参考以往文献，剔除以下满足条件的数据：户主年龄小于16周岁、大于90周岁、家庭人口规模大于6人的样本数据。为使数据更稳健，剔除家庭净资产、人均家庭纯收入和现金及存款总额小于等于0的极端值，并对其取对数值。各变量的统计描述结果见表1。

表1 变量赋值说明与描述性统计

续表

2.模型设计（1）Probit模型

通常情况下，因变量在计量经济模型中是连续的，但由于所面临问题的复杂性，人们需根据可选择的方案来做经济决策，这时被解释变量成为有限数量的离散值，通过使用这些有限数量的离散值构建计量模型，这个模型就是离散选择模型，最常见的是二元选择模型。本文研究的农民家庭创业决策是一个二元选择的过程，因此选取Probit模型来研究分析家庭财富和其他因素对农民家庭创业决策的影响。假设农民家庭创业决策呈标准正态概率分布，得到式子如下：

（2）OLS模型

多个独立变量的组合构成多元回归模型，它主要预测或估计因变量。用一个自变量进行预测或估计因变量是不切实际的，相比起来OLS模型更真实有效。因为创业绩效为连续变量，为进一步研究家庭财富对农户创业绩效是否有影响，用OLS模型来对家庭创业的经营规模、盈利能力进行回归估计，模型如下：

其中，scale代表经营规模，profit代表盈利能力，β0为常数项；同样，lntotalasset代表解释变量，取家庭净资产的对数值；X代表控制变量，包括人口特征变量、家庭特征变量，ε是随机误差项。

（3）中介效应模型

为识别非正规金融如何通过家庭财富间接影响农民家庭创业行为，借鉴赵立娟等［27］的研究文献，中介效应模型设计如下：

其中，Y1表示农民家庭创业决策，Y2表示农民创业营业规模，Y3表示农民创业盈利能力，lntotalasset表示农户家庭财富，infin表示非正规金融支持，X为控制变量，表示农户个人特征和家庭特征，γ、θ、δ为待估参数，εi为误差项。

中介效应检验的第一步是，检验回归系数γ1i是否显著，如系数γ1i显著，那么接着进行第二步检验；如系数γ1i不显著，那么中介效应检验结束，不存在中介效应；中介效应检验的第二步，是检验回归系数θ1以及δi1是否显著，如果θ1以及δi1都显著，则继续进行下一步检验，如果θ1以及δi1中有一个是不显著的或者两个都是不显著的，那么就进行Sobel检验，检验显著，则存在中介效应，检验不显著，则不存在中介效应；中介效应检验的第三步，是检验回归系数δi2是否显著，如果回归系数δi2是显著的，而且，那么就说明部分中介效应存在且显著，如果回归系数δi2是不显著的，那么就说明完全中介效应存在且显著。

如此荒凉的旷野，野狗也不到这里巡行。独有酒烧胸膛的赵三到这里巡行，但是他无有目的，任意足尖踏到什么地点，走过无数秃田，他觉得过于可惜，点一点头，摆一摆手，不住地叹着气走回家去。

四、实证分析结果

（一）家庭财富对农业创业决策与创业绩效的影响

1.家庭财富对农民家庭创业决策的影响

表2列出了家庭财富对农民家庭创业决策的影响实证回归结果，两列分别汇报了家庭财富对农户创业决策影响的回归系数和边际效应。可以看出，家庭净资产与农民家庭创业决策在1%的显著性水平上呈显著的正相关，说明在创业初期，面临资金约束且财富水平高的农户家庭选择创业的机率越大。从得出的边际效应结果来看，农民家庭财富的边际效应为0.3462，表明家庭财富每提高1%，选择创业的农户家庭将增加34.62%。

表2 家庭财富对农户家庭创业决策的影响

在人口特征变量方面，农户创业决策受性别的影响不显著，户主年龄的系数显著为正，年龄平方的系数却显著为负，说明随着户主的年龄增长，他们选择创业的概率先增长后下降，户主年龄与创业决策呈倒“U”型关系。已婚农户更倾向于选择家庭创业，原因可能是一方可以保障基本生活，让想要创业的另一方有更大的空间去冒风险创业致富。受教育水平在1%的显著性水平上对创业决策的影响显著为正，表明农户户主文化水平越高，农户家庭更愿意选择创业。在家庭特征变量方面，家庭人口规模对创业决策的影响显著为正，拥有耕地农户系数显著为负，说明土地转出有利于农户创业，释放了大量农村劳动力，提升了非农就业比例，促进非农创业。政府补助的系数显著为正，农户若能够获得政府补助支持，选择创业的意愿更强。农户家庭现金及存款总额和人均家庭纯收入分别在5%和1%水平上显著为正，说明家庭现金及存款总额和人均家庭纯收入越高，面临的信贷约束越小，农民创业风险承受性越强，决定创业的机率越大。

2.家庭财富对农民家庭创业绩效的影响

根据统计结果，家庭财富在1%的显著性水平上对农民创业经营规模和盈利能力呈正向影响，前者的影响系数为0.2763，后者影响系数为0.0892，说明家庭财富有利于农户创业的经营绩效。

在控制变量方面，户主年龄对创业绩效影响的系数是负的，而年龄的平方对创业绩效影响系数为正。受教育年限对创业绩效的影响不显著，可能的原因是目前大多数创业的农户文化水平偏低，而创业绩效的提高可能与他们积累的经验、后期的创业学习有关。性别对创业绩效的影响仍然不显著，其他因素与家庭财富对农户创业决策的影响结果相同。在家庭特征变量方面，家庭人口规模对创业绩效的影响显著为正，人口数量越多拥有的社会资源越多，有利于企业的可持续发展。在土地获得方面影响结果与上文相同。农户人均家庭纯收入与农户现金及存款均在1%水平上显著为正，说明对农户创业的后续经营有正向作用。

（二）稳健性检验

家庭财富对农户创业决策的回归原模型采用的是Probit模型，这里换成另一种离散选择模型Logit模型，Logit模型与Probit模型相比，两者分布函数不同但很相似，本文的被解释变量不是序次变量，一般情况下可以换用。Logit模型回归结果显示，家庭财富对农民创业决策的影响依然显著为正，控制变量结果与原模型回归结果基本一致。前文中采用OLS模型分析了家庭财富对农民创业经营规模和盈利能力的影响，因为本文的样本数据中有很多未创业的农民家庭，创业经营规模存在大量为0的情况，所以采用截尾回归模型进行检验。截尾回归模型简称Tobit模型，将经营规模的截尾设置为0。描述性统计发现盈利能力的代表变量营业净利润率最小值约为-1.30，将截尾设置为-1.31。Tobit模型回归结果显示，家庭财富正向影响农民创业经营规模以及盈利能力，检验结果与原模型的回归结果基本一致，说明了原模型回归结果的稳健性。

（三）中介效应检验

在家庭财富对农民创业的影响中，如果通过金融支持对农民创业产生影响，则认为金融支持在家庭财富对农民创业的影响过程中起到中介作用，而金融支持包括正规金融和非正规金融支持，家庭财富对农户金融支持选择的影响倾向于哪种呢？本文的实证检验结果显示，家庭财富对农户融资渠道的选择更倾向于非正规金融支持，家庭越富有的人人脉关系越广，越容易得到非正规金融支持。为此，根据前文模型设定，实证检验了非正规金融支持是否在家庭财富对农民创业决策、创业规模，以及盈利能力的影响过程中起到中介作用，具体检验结果见表3。

1.非正规金融支持对农民创业决策影响的中介效应

根据检验程序，首先检验家庭财富对农民创业影响的系数是否显著，上文结果表明在1%的水平上产生显著正向影响。接着检验家庭财富对非正规金融支持的影响和非正规金融支持对创业决策的影响是否显著，如表3所示，都有显著正向影响。最后比较第一列和第三列中家庭财富对农民创业决策影响的系数，第一列大于第三列，说明存在部分中介效应。

表3 非正规金融支持对创业决策影响的中介效应

家庭财富不仅对农民创业决策有正向的直接影响，还有一部分是通过非正规金融支持的中介作用机制产生影响的。越富有的农户越愿意选择非正规金融机构，也越容易得到非正规金融支持来满足创业初期资金的需求，进而增加了农民创业的可能性，这不仅仅是因为非正规金融支持的交易成本低，还因为社会网络关系强大。一部分富有的农户用自有资金作为创业启动资金，另一部分富有农户把自有资金作为防范风险时的保障，先借款创业，有了盈利收入后再还款，前者的创业意愿低于后者，后者资金周转灵活，能够有效地防止创业风险的发生。而对于贫困的农户来说，缺少创业启动资金，由于缺少抵押物、收入低、人脉关系差等原因得不到金融机构的支持，导致创业意愿低，贫困问题越来越严重，农户的贫富差距越来越大。

2.非正规金融支持对农民创业营业规模影响的中介效应

继续根据检验程序，由于家庭财富对非正规金融支持的影响在上文已检验，所以在此不做说明，接着检验非正规金融支持对创业规模是否显著，如表4所示，产生显著正向影响。并且比较第一列和第三列家庭财富对农户创业规模影响的系数，第一列大于第三列，说明存在部分中介效应，因此非正规金融支持对农民创业营业规模影响存在部分中介效应。

表4 非正规金融支持对农户创业营业规模影响的中介效应

创业不仅需要启动资金，还需要足够的运营成本。创业前期，农户除了要投入启动资金外，在创业运营过程中还需要日常开销费用、市场运营费用、场地费用、办公费用、人力成本和税务税收费用等，要有足够的流动资金才能运营下去，当经营有收入后，还可以继续投入资金扩大规模，因此家庭财富多的农户在非正规金融的支持下，有更多的资金用于运营和生产投资，能产生更多的营业收入，进而扩大了农户创业营业规模。

3.非正规金融支持对农民创业盈利能力影响的中介效应

最后检验非正规金融支持对农民创业盈利能力影响的中介效应，检验结果显示不存在中介效应，因此非正规金融支持在家庭财富对农民创业盈利能力的影响过程中不存在中介效应，可能的原因是农户普遍文化水平偏低，没有受过专业化的创业培训，他们通过家庭财富获得非正规金融支持后，扩大规模，增加收入，但是农户成本控制能力差，经营管理能力差，导致非正规金融支持对农户盈利能力的影响不显著。

综上所述，越富有的农户越愿意选择非正规金融机构，也越容易得到非正规金融支持来满足创业初期资金的需求，进而增加了农户创业的可能性。创业初期，不仅需要启动资金，还需要足够的运营成本，因此家庭财富多的农户在非正规金融的支持下，有更多的资金用于运营和生产投资，能产生更多的营业收入，进而扩大了农户创业营业规模。然而非正规金融支持对农户创业的贡献有限，农户普遍教育水平低，在扩大规模后，成本控制能力差，经营管理能力差，导致非正规金融支持对农户盈利能力的影响未起到中介作用。因此富有的农户创业适合小规模经营，而贫困的农户想创业得不到金融机构的支持，农户贫富差距越来越大。

五、结论与建议

本文从中国家庭追踪调查（CFPS）2018数据库中仔细筛选出4631个农户数据，运用Probit模型和OLS模型，分析了家庭财富对农民创业决策及创业绩效的影响，同时凭借中介效应模型实证检验了非正规金融支持在其中所起的中介作用。研究发现：家庭财富对农民创业选择具有显著的正向关系，家庭财富水平越高，农民选择创业的意愿越强。同时家庭财富也显著正向影响农民创业经营规模和盈利能力，为农户创业可持续发展提供保障。家庭财富对农户选择金融支持的影响是倾向于非正规金融支持的，非正规金融支持在农民家庭财富与农户创业决策、创业规模之间存在部分中介效应，但在家庭财富与农民创业盈利能力之间不存在中介效应，即家庭财富在非正规金融支持的中介作用下提升了对农民创业决策、创业规模的影响，但是未对创业盈利能力产生显著影响。

为充分发挥家庭财富对农民创业的促进作用，本文提出以下建议：第一，从农户自身来说，一是要积极提高家庭的财富水平。家庭财富和农户创业决策、创业绩效息息相关，根据研究结论，可从增加农民家庭可支配收入和盘活农村闲置土地两个方面来提高财富水平。低收入农户选择就近就地就业，提高工资性收入。贫困村组应因地制宜发展特色产业，壮大村集体经济，增加经营性收入。另外，随着城市化进程的推进，农村常住人口不断减少，闲置的土地、房屋也不断增多，这些“沉睡”资源是提高农户财富水平的潜力所在，如开发农村旅游、做民宿、农家乐等，不仅实现了资源的有效配置，还促进了农户收入的增加。二是要努力夯实农户的人力资本基础。农民自身素质是决定创业与否的关键因素，人力资本水平越高，创业及融资能力越强，对后期创业规模的扩大和盈利能力的提升也有益处。因此，日后应在加大基础教育投资力、大力发展职业教育和完善创新创业教育体系等方面下功夫。第二，从机构角度来讲，要提供多元化和差异化的金融服务，加强金融创新。研究结果显示很多农户倾向选择非正规金融支持，长此以往，农民会忽视正规金融支持带来的福利效应，不利于农村金融的发展。因此，除加强农户金融知识培训外，还要为农民提供差异化金融服务，如对不同家庭资产水平的农户设计不同类型的金融产品、根据抵押品多少建立多种融资渠道，多方面定义农户的抵押品。此外，还要加强对农村正规金融机构的创新，如丰富金融产品体系，研发适合农户创业的新型金融服务产品，并完善互联网金融系统，让农户更愿意走向正规金融机构的大门，而非正规金融机构只需为正规金融机构做好补充工作［28］。第三，从政府层面来看，要根据农村人口分布特点、农民贷款记录等内容，构建完善的农村信用体系，尽量使征信平台覆盖到全体农户，并在农村定期对诚信贷款政策进行宣传。还要加大对农民创业的扶持力度，不断改善农户创业所需的基础设施建设，为农户提供土地等资源的优惠支持。

［注 释］

① 数据来源：2020年中国统计年鉴。