金融能力、正规信贷约束与农户创业行为

周才云，刘 森

（1.华东交通大学 经济管理学院，江西 南昌 330013；2.中国人民银行 深圳市分行，广东 深圳 518001）

一、引言与文献综述

农户作为农村地区的主要组成部分，是推动农村创业发展的重要践行者。鼓励农户参与创业不仅能够增加家庭收入、解决农村就业，还能为乡村发展提供强大动力。近年来，我国农业农村的现代化发展和国家相关政策的大力扶持下，农村创业环境得到有效改善，创业人数不断增加。2023 年中央一号文件明确指出，要加强返乡入乡创业园、农村创业孵化实训基地等建设。在全面推进乡村振兴背景下，如何更好地激发农户的创业热情，构建良好的农村创新创业环境，已成为亟待解决的重要问题。然而，受多种因素影响，农户的创业活动屡屡受阻。一方面，创新创业事业的推进，离不开资金的大力支持。事实上，农户融资普遍面临主体资源禀赋不足、难以从正规融资渠道获得资金等问题，且存在较为严重的正规信贷约束［1］。另一方面，随着我国互联网技术在农村的应用与发展，农户创业方式趋于多样化。网络技术与传统商业模式的深度融合，衍生出诸多以网上销售农产品、网络平台直播带货为代表的新型商业模式，在信息获取、资金融通和网络运营等方面均对农户的金融能力提出更高要求。因此，提升农户金融能力、缓解正规信贷约束对于推动农户参与创业，以及促进农村经济发展和全面推进乡村振兴都具有重要的现实意义。

目前，学者们对个体金融水平的研究大多聚焦于金融知识和金融素养层面。尹志超等［2］认为金融知识的增加会影响家庭的资产选择。吴卫星等［3］指出金融素养的提高能够降低家庭的贷款利率。然而，金融能力作为个体内在能力和外在环境机会的结合，是更为全面和科学的衡量指标。Finney等［4］将金融能力定义为个体作出金融决策时所需的知识和技能。而Chowa等［5］认为金融能力除了知识和技能外，还应包括个体外在环境。此外，在金融能力测度方面，Huang等［6］认为金融能力应包含金融知识、技能和渠道等3个层面。方舒等［7］则通过金融知识、技能和态度等3个维度构建金融能力衡量体系。还有学者采用统计模型就金融能力对贫困、消费等问题的影响进行更深入的研究［8-9］。总体来说，学者们普遍认为金融能力是一个多维度的综合衡量指标，能够更加全面地反映个体的金融水平。

在国家对双创大力鼓励和支持的背景下，学者们围绕农户创业问题进行大量研究。研究发现，信贷约束［10］、金融体系［11］、金融发展水平［12］、风险态度［13］、金融排斥［14］、农村金融多样性［15］等因素均会对农户创业行为产生重要影响。当前，农户创业之所以面临着融资难、融资贵［16］，是由于传统金融机构无法解决自身与弱势群体的信息不对称问题，将农户排斥在金融服务之外［17］。而数字普惠金融有效缓解借贷中存在的信息不对称问题［18］，提高金融机构向农村地区提供金融服务的积极性，有效满足农户的融资需求［19］，从而促进农户创业行为。也有学者认为，弱势群体无法享用金融服务，通常是由于自身禀赋不足所致［20］。换言之，即使数字普惠金融改善了农村金融服务供给不足这一客观环境，农户也可能由于缺乏相关金融能力这一主观条件而导致其享用金融服务的效率低下，从而无法充分发挥金融服务带来的创业效应。

综上所述，学者们在金融能力与农户创业行为关系的研究在不断深入，但仍存在以下不足：一是当前研究主要从外部环境视角出发，认为各种金融因素为农户创业提供诸多有利环境，从而促进农户创业行为，而较少从创业主体角度出发来研究农户金融能力对创业行为的影响；二是在对农户金融水平进行测度时，多采用金融知识或金融素养来度量，而缺乏有广度的综合衡量指标。基于此，本文从农户视角出发，从理论上分析金融能力对农户创业行为的影响机制，并基于金融知识、金融意识、金融行为和数字化金融行为等4个维度，运用因子分析法对金融能力进行定量测度，以期为金融助力农户创业研究领域提供一定的理论和数据支撑。

二、理论分析与研究假说

（一）金融能力对农户创业行为的直接影响

企业家的人力资本积累是影响创业活动的重要因素［21］。金融能力是重要的人力资本，体现个体配置金融资源、使用金融工具和服务的能力。首先，具备良好金融能力的农户拥有丰富的金融知识，对国家信贷结构、创业政策和资本市场知识等均有所了解，能够较为清晰和准确地判断市场规律并把握创业时机。其次，金融能力较好的农户能够通过各种信息渠道掌握最新的行业发展趋势和前沿动态［22］，从而更为准确地判断创业活动中存在的机会成本、边际收益和商业风险等重要因素，有助于农户发掘适合自身的创业方向和创业板块，极大地提升农户的创业意愿。再次，随着互联网技术的快速发展，拥有较强金融能力的农户能够通过各种网络工具，打破社交网络的地域限制，扩大社交半径，合理有效地调节社交网络中的各种创业资源，从而以较低的搜寻成本和较高的效率获取创业机会［23］。最后，金融能力较强的农户能够更好地利用现代销售方式，通过产品定制、网红推广、直播带货等多种销售方式吸引更多的消费者，从而有效拓展销售渠道。同时，具备良好金融能力的农户能熟练地运用QQ、微信等通信工具，随时与客户保持畅通的交流，及时了解客户对产品的多样化需求，有助于改进和优化产品，从而帮助产品获得更大的市场竞争优势，显著提升创业成功的概率。基于此，提出如下研究假说：

H1：金融能力能够促进农户创业。

（二）金融能力对农户创业行为的间接影响

创业活动需要有大量的资金支持，而信贷约束是多数创业活动无法顺利开展的关键影响因素。相较于私人借贷等非正规融资渠道，通过银行、信用社等正规金融机构获得的融资安全性高、资金量大，广受创业者的青睐。然而，与非正规融资渠道相比，正规融资渠道的融资条件更高、贷款办理更为复杂，具有一定的进入壁垒和门槛条件。随着数字普惠金融的发展，城乡家庭金融可得性的条件将趋于一致，农村家庭原有被限制的经济活动能够得到金融支持［24］，这意味着农村信贷供给不足的问题将得到有效改善，使得被传统金融体系排斥在外的农村群体也能够享用信贷服务。而金融能力较好的农户对信贷利率、信贷政策和信贷流程等较为熟悉，能够更充分利用好信贷服务，且较强的金融能力能够帮助其通过社交平台、网络媒体等渠道获得更多融资信息，有效扩大融资范围，增加融资机会。因此，随着农村信贷供给不足这一外部环境得到改善，金融能力较强的农户更易从正规融资渠道获得创业资金，从而有效缓解正规信贷约束，促进农户创业行为。基于此，提出如下研究假说：

H2：金融能力能够通过缓解正规信贷约束来促进农户创业。

（三）金融能力对农户创业行为的异质性影响

当前，我国发达地区和欠发达地区农户的金融能力有着较为明显的差距。一方面，发达地区金融机构服务网点更多，金融服务覆盖率较高，且信息来源途径多样，信息获取更为流畅，农户能够更多地接触与经济金融相关的知识和技能［25］。另一方面，发达地区农户的人均受教育程度更高，其接受新事物的能力显著高于欠发达地区的农户，在学习金融知识和掌握金融技能方面具备更强的主观能动性。因此，受限于多种主客观因素，欠发达地区农户的金融能力低于发达地区。根据经济学边际报酬递减规律，当某一要素投入量达到一定程度时，每增加一单位该要素的投入所获得的边际报酬呈递减趋势。相较于欠发达地区，发达地区农户已具备较高的金融能力。因此，金融能力的均衡提升带给发达地区农户的边际报酬会小于欠发达地区，即每增加一单位金融能力要素禀赋将会对欠发达地区农户的创业行为产生更大的影响。基于此，提出如下研究假说：

H3：金融能力对欠发达地区农户的创业行为影响更大。

三、数据来源、变量选取与模型选择

（一）数据来源

本文数据来源于西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心创立的中国家庭金融调查（CHFS）数据库，使用的数据年份为2017 年和2019 年，两年的样本规模约为75 000 户，保留两期都接受调查且受访者为户主的样本数据，对缺失值和异常值进行处理后，最终得到跨度两期、样本量为10 118个的平衡面板数据。

（二）变量选取

1.被解释变量 本文的被解释变量为家庭创业行为。参考沈红丽［26］对家庭创业活动的衡量方法，若家庭从事工商业生产经营项目，则认为家庭进行了创业。

2.核心解释变量 本文的核心解释变量为金融能力。参考孙继国等［27］的做法，基于数据可得性和我国居民在金融市场中的实际表现情况，从金融知识、金融意识、金融行为和数字化金融行为等4 个维度选取12个指标来构建金融能力衡量体系（表1）。通常地，学者们认为因子分析法的KMO检验值大于0.7时，则指标构建的效果较好，而本文的KMO 检验值为0.765，因此使用因子分析法计算金融能力较为合理。进一步从12个指标中提取4个因子，通过对因子进行旋转、预测，最后计算得到各农户金融能力的具体数值，并进行归一化处理。

表1 金融能力指标衡量体系

3.控制变量 参考何婧等［28］的研究，从户主层面和家庭层面选取对创业活动具有显著影响的控制变量。其中，户主特征变量包括户主性别、年龄、婚姻状况、受教育程度、政治面貌；家庭特征变量包括家庭总收入、家庭存款、房屋拥有情况等。考虑到年龄对创业可能存在的非线性影响，进一步加入年龄的平方项。此外，加入包括省份和年份固定效应在内的其他控制变量。

4.中介变量 根据前文理论分析，选取正规信贷约束作为中介变量。采用“是否向银行/信用社申请贷款，但是被拒绝”这一问卷问题来衡量。若被拒绝，赋值为1，表明存在正规信贷约束；反之，赋值为0。

5.工具变量 考虑到模型中可能存在的内生性问题，使用工具变量法进行修正。借鉴尹志超等［29］的研究，选取同一社区其他家庭的平均金融能力作为工具变量。各变量说明与描述性统计如表2所示。

表2 变量说明与描述性统计 n=10 118

（三）模型设定

1.Probit模型 由于被解释变量创业行为是二值离散型变量，故选择Probit模型进行估计。具体模型设定如下：

式（1）中：Entijt表示i省份j农户t时间是否有创业行为；Fcijt为金融能力；Xijt表示控制变量组；θi表示省份固定效应；λt表示年份固定效应。

2.IV Probit模型的两步法估计 鉴于模型可能存在的内生性问题，在基准回归的基础上，进一步使用两阶段回归法进行估计。

第一阶段，用内生解释变量金融能力对工具变量和外生控制变量组作Probit回归，得到内生解释变量的拟合值，即：

第二阶段，使用农户创业对内生解释变量的拟合值、外生控制变量组和残差项作Probit回归，即：

通过两阶段回归可得到γ1的有效估计值，从而客观反映金融能力与农户创业的关系。

四、结果与分析

（一）基准回归分析

表3 是金融能力对农户创业的Probit基准回归结果，其中，模型（1）是不加控制变量时的回归结果，模型（2）和模型（3）是逐步加入户主特征变量和家庭特征变量后的回归结果，模型（4）是IV Probit 模型的回归结果。由模型（1）～模型（3）可知，在不加入控制变量和逐步加入控制变量的过程中，金融能力的边际效应系数分别为0.556、0.370 和0.343，即农户金融能力每增加1%，其参与创业的概率分别提高55.6%、37.0%和34.3%，表明金融能力与农户创业行为具有显著的正相关关系。据此，H1得以验证。根据模型（4），工具变量第一阶段回归的F值为214.95，且在第一阶段回归中工具变量对内生变量的回归系数在1%的统计水平上显著为正，表明工具变量能较好地解释内生变量。进一步参考袁微［30］在二值选择模型中使用的弱工具变量检验方法，通过检验得到AR统计量和Wald统计量分别为10.20和10.23，且均在5%的统计水平上显著，表明不存在弱工具变量问题。在对内生性问题进行修正后，金融能力的边际效应系数仍通过了5%的显著性检验，且各控制变量的系数方向及显著性均无明显变化，进一步证明金融能力能够显著促进农户创业行为。这表明金融能力是影响农户创业行为的重要因素，较强的金融能力可以帮助农户多渠道获取创业信息，充分挖掘创业机会，且有效整合创业资源，为创业做好充足准备，从而更有可能选择创业。

表3 Probit模型回归结果 n=10 118

在户主特征和家庭特征方面，男性比女性创业的可能性更高。年龄与创业存在倒“U”型关系，农户在年龄较小时，更偏向于创业；随着年龄增长，创业的可能性逐渐减小。已婚农户创业的可能性更高，这可能是因为已婚农户需要更多的资金用于家庭开销，从而愿意承担更高的风险去创业，以获得更高的收入。党员和受教育程度较高的农户创业可能性更低，这是因为二者都拥有一定的资源条件，在工作选择上拥有更多的机会，导致不愿意承担较大风险去创业。家庭总收入较高的农户通常拥有一份较好的工作，放弃高收入工作去创业的可能性较小。家庭存款高的农户有较多的闲置资金，为创业提供足够的启动资金，因而更有可能尝试创业。房屋拥有情况对创业的影响暂不显著。

（二）稳健性检验

尽管表3的基准回归中已加入较多控制变量，且进一步使用工具变量进行修正，但仍可能存在潜在因素而导致回归结果出现偏误，需要进一步进行稳健性检验。稳健性检验从以下4个方面开展：一是替换被解释变量。前文中使用的被解释变量为农户是否从事工商业生产经营项目，此处采用农户曾经创业的次数来替代原解释变量，将创业次数大于等于1 的样本赋值为1；反之则赋值为0。二是剔除直辖市。考虑到直辖市与其他城市在经济、政治、地理、人文等方面的差异，可能会对估计结果产生影响，故剔除北京、上海、天津、重庆等4 个直辖市的样本后再进行回归估计。三是对核心解释变量进行缩尾处理。由于本文研究样本量较大，且核心解释变量金融能力为连续型变量，为排除极端值的影响，对核心解释变量金融能力在1%的统计水平上进行缩尾处理。四是替换估计模型。Probit 模型和Logit 模型是常用的二值选择模型，前文选用的是Probit模型，为排除模型选择带来的影响，此处使用Logit模型来替换Probit模型进行回归估计。

由表4模型（5）～模型（8）可知，在对研究样本依次进行替换被解释变量、剔除直辖市、缩尾处理和更换估计模型后，金融能力对农户创业行为的边际影响分别为0.519、0.416、0.299、0.338，与原模型的边际效应系数0.343 大小较为接近，均在1%的统计水平上显著，且各控制变量的系数大小与系数符号均无明显变化，表明前文实证分析结果较为稳健。

表4 稳健性检验结果

（三）机制分析

根据前文理论分析，金融能力能够通过缓解正规信贷约束来促进农户创业。参考温忠麟等［31］的研究方法，构建中介效应模型进行实证检验。模型设定如下：

式（4）～式（6）中：Entijt为被解释变量农户创业行为；Fcijt为核心解释变量金融能力；Mijt为中介变量正规信贷约束。具体检验步骤如下：

第一步，分析金融能力与农户创业行为之间的关系，用模型（9）进行回归。表5 模型（9）中，金融能力的边际效应系数为0.343，显著为正。这说明金融能力可以对农户创业行为产生显著正向影响，即农户金融能力的提高能够有效促进其参与创业。

表5 金融能力促进农户创业行为的中介效应检验 n=10 118

第二步，引入正规信贷约束变量，用模型（10）进行回归。模型（10）检验金融能力对正规信贷约束的影响，检验结果显示，金融能力的边际效应系数为-0.462，在1%的统计水平上显著。这表明金融能力的提高可以有效缓解正规信贷约束，有利于农户获得创业所需资金，保证其创业活动的顺利开展。

第三步，检验是否存在中介效应，用模型（11）进行回归。模型（11）结果显示，金融能力与农户创业行为在加入正规信贷约束中介变量后的系数为0.331，在1%的统计水平上显著，表明将正规信贷约束作为中介变量是有效的。此外，正规信贷约束对农户创业行为的影响显著为负，表明正规信贷约束对农户创业行为产生负向作用。因此，正规信贷约束是金融能力影响农户创业行为的有效中介变量。据此，H2得以验证。

（四）异质性检验

通过传统区域划分方式将样本分为东部、中部和西部地区，以检验金融能力对农户创业行为的异质性影响，回归估计结果如表6 所示。从系数方向来看，无论在东部、中部还是西部地区，金融能力对农户创业行为的边际影响均在1%的统计水平上显著为正，表明金融能力对不同地区的农户的创业行为均有显著促进作用；从系数大小来看，在东部、中部和西部地区，金融能力的边际效应系数分别为0.170、0.500 和0.570，即东部、中部和西部地区农户的金融能力每增加1%，其创业概率分别提升17%、50%和57%，且边际影响大小为西部＞中部＞东部，这表明金融能力对欠发达地区农户创业行为的促进效应更为显著。据此，H3得以验证。

表6 异质性检验

由于按照传统划分方式对样本进行处理可能会使估计结果产生一定偏差，即东部地区也存在发展落后的城市，中部和西部地区也有发展较好的城市。进一步地，按城市发展水平对10 118 个样本进行划分，最终得到一、二线城市和三线及以下城市的农户样本分别为6 014个和4 104个，回归估计结果如表6所示。从表6可看出，在一、二线城市和三线及以下城市，金融能力的边际效应系数分别为0.172和0.673，即一、二线城市和三线及以下城市农户的金融能力每提升1%，其创业概率分别提升17.2%和67.3%，同样可得出在欠发达地区金融能力对农户创业行为的促进效应要强于发达地区这一结论，H3进一步得以验证。

随着网络技术的进步和创业模式的多样化，创业者不仅需要了解国家创业扶持政策、税收政策及资本市场运作规律等基础知识，还需进一步掌握互联网时代下网络平台的新型融资手段和网上店铺的综合运营管理，这就对创业主体的金融能力提出更高要求。拥有良好金融能力的农户对上述金融知识和金融技能的掌握程度更高，能够更好地发掘和把握创业机会，从而选择创业的概率越大。因此，无论是发达地区还是欠发达地区，农户金融能力的提升均能够显著促进其创业行为。此外，地区发展程度的不同导致发达地区和欠发达地区农户的金融能力存在较大差异。在发达地区，金融产业的空间集聚现象使得农户拥有更多的金融知识和相关技能，且发达地区农户的平均受教育程度相对更高，对相关金融知识和技能有着更强的学习能力，因而发达地区的农户具备更强的金融能力。在此基础上，根据经济学边际报酬递减规律，增加一单位的金融能力将会对欠发达地区农户的创业行为产生更大的边际影响。因此，金融能力的提升对中西部地区和三线及以下城市的农户创业行为促进效应更为显著。

五、主要结论与政策建议

基于2017 年和2019 年CHFS 农户微观数据，分析金融能力促进农户创业行为的内在机理，实证考察金融能力、正规信贷约束和农户创业行为三者之间的关系，主要得到如下研究结论。第一，金融能力对农户创业行为具有显著的正向影响，且在考虑内生性的情况下，该结论仍然成立。第二，中介机制检验表明，正规信贷约束在金融能力与农户创业行为关系之间起到中介作用，且金融能力可以通过缓解正规信贷约束来促进农户的创业行为。第三，异质性分析表明，中、西部地区和三线及以下城市的农户金融能力对其创业行为的影响更为显著。

基于以上研究结论，提出如下政策建议。第一，建立完善的金融能力培养体系。尽快完善金融能力培养体系，加大金融教育和培训力度，拓宽金融教育培训渠道，丰富金融教育培训方式，以缓解农村地区知识匮乏、技能缺失等问题。第二，加大对欠发达地区的政策扶持。加强对欠发达地区惠农支农的金融政策支持，并进行适当的金融教育资源倾斜，帮助该地区的农户快速提升自身金融能力，以充分发挥欠发达地区农户金融能力对创业活动的促进效应。第三，提高正规信贷支持力度。银行等金融机构应适当降低正规信贷的进入门槛，合理放宽创业贷款还款期限，同时对农户进行必要的教育引导，强化农户还贷意识，有效降低信贷违约概率。