信貸約束對中國農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響——基于CHFS調(diào)查數(shù)據(jù)

翁 辰 張 兵

（1．南京農(nóng)業(yè)大學(xué)金融學(xué)院 江蘇南京 210095）

（2．西南交通大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院 四川成都 610031）

一、引 言

“創(chuàng)業(yè)者”是培育創(chuàng)新和推動經(jīng)濟增長的動力源泉（Schumpeter，1934），Aghion和Howitt（1990）的內(nèi)生增長理論也指出“企業(yè)家活力”是創(chuàng)新與經(jīng)濟增長的基礎(chǔ)。從中國農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的實際來看，自70年代末的經(jīng)濟改革以來，農(nóng)村地區(qū)的非農(nóng)就業(yè)增長迅速，非農(nóng)就業(yè)的擴張顯著提高了農(nóng)民收入和農(nóng)村生產(chǎn)力，進而改善了農(nóng)民福利（de Brauw et al.,2002; Parish et al., 1995; Rozelle, 1996）。雖然非農(nóng)就業(yè)在中國農(nóng)村經(jīng)濟的轉(zhuǎn)型過程中扮演著重要角色，但“創(chuàng)業(yè)精神”也不容忽視（Zhang et al., 2006）。在現(xiàn)階段，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)活動對于轉(zhuǎn)移農(nóng)村富余勞動力，增加農(nóng)戶收入，創(chuàng)造農(nóng)村就業(yè)機會，促進農(nóng)村經(jīng)濟的轉(zhuǎn)型升級，縮小城鄉(xiāng)收入差距依然發(fā)揮著重要作用。

由于創(chuàng)業(yè)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(xiàn)創(chuàng)業(yè)的重要障礙。中國農(nóng)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(guī)模農(nóng)業(yè)種植活動相比，當農(nóng)戶從事大規(guī)模種養(yǎng)殖活動，甚至開設(shè)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(chuàng)新能力的群體由于信貸需求受到壓制而無法實現(xiàn)有效投資，一定程度上也會制約農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展。在此背景下，本文利用中國家庭金融調(diào)查（China Household Finance Survey，簡稱CHFS）數(shù)據(jù)，實證分析信貸約束對中國農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響。

本文結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為文獻回顧；第三部分為模型設(shè)定與數(shù)據(jù)；第四部分為實證結(jié)果及討論；第五部分為穩(wěn)健性檢驗；第六部分為研究結(jié)論。

二、文獻回顧

在金融約束與企業(yè)家創(chuàng)業(yè)選擇的研究方面，已有研究主要關(guān)注金融約束是否會制約個體的創(chuàng)業(yè)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(chuàng)業(yè)所需的初始資金規(guī)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(chuàng)業(yè)。Evans和Jovanovic（1989）做了開創(chuàng)性的研究，他們構(gòu)建了一個靜態(tài)的職業(yè)選擇理論模型，并利用美國青年縱向調(diào)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(fā)現(xiàn)金融約束從兩個方面制約了個體的創(chuàng)業(yè)行為。第一，金融約束制約了潛在的具有創(chuàng)業(yè)能力的個體實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)；第二，金融約束制約了成功的創(chuàng)業(yè)者實現(xiàn)最優(yōu)規(guī)模的投資。此后，諸多學(xué)者對流動性約束與企業(yè)家創(chuàng)業(yè)選擇的研究均證明了初始財富水平與創(chuàng)業(yè)選擇之間的正相關(guān)關(guān)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(chuàng)業(yè)活動的經(jīng)驗研究。

但Hurst和Lusardi（2004）根據(jù)美國收入動態(tài)跟蹤調(diào)查（The Panel Study of Income Dynamics，簡稱PSID）中的7645戶美國家庭樣本的研究發(fā)現(xiàn)初始財富水平和創(chuàng)業(yè)選擇的正相關(guān)關(guān)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(chuàng)業(yè)的影響并不顯著。如果進一步根據(jù)初始資本要求的高低對創(chuàng)業(yè)類型進行劃分，仍然沒有證據(jù)能夠證明財富水平對于初始資本要求較高的創(chuàng)業(yè)的重要性。Buera（2009）在前人研究的基礎(chǔ)上發(fā)展了動態(tài)的職業(yè)選擇理論模型，并采用美國收入動態(tài)跟蹤調(diào)查（PSID）和消費者消費情況調(diào)查（The Consumer Expenditure Survey，簡稱CEX）所獲得的 5000多戶美國家庭樣本數(shù)據(jù)進行實證研究發(fā)現(xiàn)，財富水平和創(chuàng)業(yè)選擇呈現(xiàn)非線性的關(guān)系，對于財富水平較低的群體而言，財富水平與創(chuàng)業(yè)選擇呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，這是由于財富積累可以緩解個體創(chuàng)業(yè)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(chuàng)業(yè)選擇則呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系，原因在于這部分群體并不具備創(chuàng)業(yè)能力。這一結(jié)論與 Hurst和Lusardi（2004）的研究結(jié)果相反，可能的原因是Buera（2009）的研究考慮了個體的創(chuàng)業(yè)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(chuàng)業(yè)能力。

近年來，國內(nèi)學(xué)者也開始關(guān)注農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)所面臨的金融約束，但尚未得出一致的結(jié)論。程郁和羅丹（2009）的研究發(fā)現(xiàn)信貸約束并沒有直接制約農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)行為，放松信貸約束并不一定會促進農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)活動，該研究采用工具變量的結(jié)構(gòu)方程估計法解決“信貸約束”的內(nèi)生性問題，但由于該內(nèi)生變量為離散變量，采用此種方法所得的估計結(jié)果可能會存在偏差。而張龍耀和張海寧（2013）的研究則發(fā)現(xiàn)金融約束是影響家庭創(chuàng)業(yè)的重要因素，尤其對經(jīng)濟欠發(fā)達的農(nóng)村地區(qū)家庭創(chuàng)業(yè)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(chuàng)業(yè)選擇之間的關(guān)系難以真正說明信貸約束對家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響程度。劉杰、鄭風(fēng)田（2011）的研究采用多個代理變量代表農(nóng)戶的流動性約束，對于可能存在內(nèi)生性問題的代理變量，也采用工具變量法予以解決，研究結(jié)果顯示信貸約束制約了農(nóng)民的自主創(chuàng)業(yè)，但由于調(diào)研數(shù)據(jù)僅局限于晉、甘、浙三省，研究結(jié)論可能存在區(qū)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(dǎo)式詢問（Direct Elicitation Method，簡稱DEM）方法來直接識別農(nóng)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(nèi)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(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響，該方法能更好地解決內(nèi)生變量為離散變量的情形；第三，本文的數(shù)據(jù)來源于中國家庭金融調(diào)查在全國范圍的樣本，研究結(jié)論相對更具代表性。此外，本研究也試圖為新一輪農(nóng)村金融改革中新型農(nóng)村金融機構(gòu)的發(fā)展提供新的思路，力促其更好地服務(wù)于具有創(chuàng)業(yè)精神的農(nóng)村家庭。

三、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)

（一）實證模型

式（2）中，iZ是工具變量，α，β，γ為待估參數(shù)，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(chǎn)數(shù)量”作為工具變量來衡量資金約束對創(chuàng)業(yè)選擇的影響，Hurst等（2004）采用了“遺產(chǎn)數(shù)量”和“當?shù)胤康禺a(chǎn)價格”作為工具變量來解決信貸約束的內(nèi)生性問題，研究結(jié)果均顯示信貸約束制約了家庭的創(chuàng)業(yè)選擇。程郁和羅丹（2009）采用“與最近金融機構(gòu)的距離”作為工具變量來估計農(nóng)戶受信貸約束的情況，但研究并未發(fā)現(xiàn)信貸約束影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)選擇的有力證據(jù)?；谶@些研究，不難發(fā)現(xiàn)即使考慮了信貸約束變量可能存在的內(nèi)生性問題，信貸約束對創(chuàng)業(yè)選擇的影響仍然不確定，仍有待后續(xù)研究做進一步驗證。

基于已有研究和數(shù)據(jù)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(nóng)戶住所與市中心距離越近，那么農(nóng)戶獲得金融服務(wù)就更為便利，其受信貸約束的可能性相對就越低；第二，農(nóng)戶住所與市中心的距離與不可觀測變量如農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)能力等可能并無直接聯(lián)系。

（二）數(shù)據(jù)與變量選擇

本文的數(shù)據(jù)來源于 2011年中國家庭金融調(diào)查，它是由西南財經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查與研究中心提供的。該數(shù)據(jù)的調(diào)查對象涉及全國除西藏、新疆、內(nèi)蒙古和港澳臺地區(qū)外的8438個家庭樣本，其中4405個農(nóng)業(yè)戶籍家庭樣本是本文的研究對象。根據(jù)本文的研究目的，實證研究中選取了如下變量：

1．創(chuàng)業(yè)。已有實證研究大都以城市家庭數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，將創(chuàng)業(yè)界定為一種職業(yè)轉(zhuǎn)換行為，即“創(chuàng)辦企業(yè)或自就業(yè)”，以區(qū)別于工資性工作（Evans and Jovanovic,1989; Holtz-Eakin,Joulfaian and Rosen,1993; Hurst and Lusardi,2004）。由于農(nóng)村家庭內(nèi)部本身就是一種以農(nóng)業(yè)經(jīng)營為主的自我雇傭，上述創(chuàng)業(yè)界定標準對農(nóng)村家庭來說并不合適。本文從兩個層次上定義農(nóng)村家庭的創(chuàng)業(yè)行為，第一個層次是借鑒Paulson和Townsend（2004）的研究，將農(nóng)村家庭的非農(nóng)經(jīng)營（即工商業(yè)經(jīng)營）視為創(chuàng)業(yè)，即當農(nóng)村家庭中任一成員從事非農(nóng)經(jīng)營活動時，就認為該家庭樣本為創(chuàng)業(yè)家庭樣本；第二個層次是借鑒張海洋（2011）的定義，以農(nóng)村家庭的生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模或成本為標準，不同于程郁和羅丹（2009）以利潤或經(jīng)營性收入為標準，這是由于利潤和經(jīng)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(chǎn)經(jīng)營情況。因此，如果該農(nóng)村家庭實際經(jīng)營耕地面積在 50畝以上，或農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營上當年投入總成本在五萬元以上，也視為創(chuàng)業(yè)家庭。

在全部樣本中，創(chuàng)業(yè)家庭共有689戶，占比為15.64%。分地區(qū)來看，東部地區(qū)創(chuàng)業(yè)家庭占比最高，為18.22%；西部地區(qū)創(chuàng)業(yè)家庭占比最低，為11.02%。由此可見，在經(jīng)濟越為發(fā)達的地區(qū)，農(nóng)村家庭的創(chuàng)業(yè)活動越是活躍。

從樣本農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)的行業(yè)分布來看，農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)首選的三大行業(yè)依次為批發(fā)和零售業(yè)、制造業(yè)、住宿和餐飲業(yè)，而較少涉及金融業(yè)、教育業(yè)等技術(shù)要求相對較高的行業(yè)。這表明農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)所選擇的行業(yè)多為技術(shù)要求相對較低的勞動密集型行業(yè)。

血清學(xué)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(fù)試驗、酶處理和DTT處理、效價及其它等，需根據(jù)不同抗體的特性選擇合適的血清學(xué)方法。

此外，與城市地區(qū)相比，農(nóng)村地區(qū)的土地和住房成本都相對較低，這也使得農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)的資本門檻要低于城市，但這并不意味著農(nóng)村家庭的創(chuàng)業(yè)發(fā)生率就高。只有當農(nóng)村家庭的自有財富水平高于創(chuàng)業(yè)的資本門檻值，且其從事創(chuàng)業(yè)活動所得的預(yù)期收益高于從事普通農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或成為雇員所得的預(yù)期收入時，該農(nóng)村家庭才會選擇創(chuàng)業(yè)。由于農(nóng)村金融市場信息不對稱程度相對較高，農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)往往面臨信貸約束，信貸約束制約了農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)的可貸資金規(guī)模，一定程度上可能會制約農(nóng)村家庭的創(chuàng)業(yè)活動。下文將對農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)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(guī)金融機構(gòu)的信貸約束，CHFS問卷分別詢問了農(nóng)村家庭在生產(chǎn)經(jīng)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(diào)查農(nóng)村家庭的生產(chǎn)經(jīng)營貸款時，初始結(jié)點是詢問該家庭目前是否有銀行貸款，根據(jù)回答結(jié)果將樣本農(nóng)村家庭區(qū)分為有貸款者①由于CHFS問卷中對于有貸款的農(nóng)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(nóng)村家庭受到部分數(shù)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(jù)回答將農(nóng)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(jīng)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(shù)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(shù)量配給”；將回答“不知道如何申請貸款”、“申請過程麻煩”、“沒有擔(dān)?！钡募彝ヒ暈槭堋敖灰壮杀九浣o”，將回答“擔(dān)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(fēng)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(shù)量配給”、“交易成本配給”和“風(fēng)險配給”的家庭均屬于受信貸約束的人群。

在調(diào)查農(nóng)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(nóng)村家庭在生產(chǎn)經(jīng)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(nóng)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(nóng)村家庭均視為受信貸約束的家庭。

在分別識別出農(nóng)村家庭在生產(chǎn)經(jīng)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(nóng)村家庭受信貸約束的情況。在全樣本689戶農(nóng)村創(chuàng)業(yè)家庭中，有171戶創(chuàng)業(yè)家庭受到信貸約束，占比為24.82%。分地區(qū)來看，中部地區(qū)家庭受信貸約束程度較西部地區(qū)高出約10個百分點，而較東部地區(qū)高出約15個百分點。而在全樣本3716戶非創(chuàng)業(yè)家庭中，有1030戶非創(chuàng)業(yè)家庭受到信貸約束，占比為27.72%。分地區(qū)來看，中部地區(qū)家庭受信貸約束的程度也顯著高于東部和西部地區(qū)。由此可見，創(chuàng)業(yè)家庭受信貸約束的程度略低于非創(chuàng)業(yè)家庭，而不同地區(qū)農(nóng)村家庭受信貸約束程度由低到高的排序依次是東部地區(qū)、西部地區(qū)、中部地區(qū)。

表1 樣本農(nóng)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(qū)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(fēng)險偏好。年齡是影響農(nóng)村家庭是否選擇創(chuàng)業(yè)的重要因素，Holtz-Eakin（1993）指出年齡與個人的勞動經(jīng)驗有關(guān)，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(guī)避創(chuàng)業(yè)可能帶來的風(fēng)險。受教育程度也可能影響著農(nóng)村家庭的創(chuàng)業(yè)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(chuàng)業(yè)的機會成本較高，這就可能會降低其選擇創(chuàng)業(yè)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(chuàng)業(yè)機會，這就會提高個體選擇創(chuàng)業(yè)的概率。個體的風(fēng)險偏好也與其是否選擇創(chuàng)業(yè)有關(guān)，一般而言，風(fēng)險厭惡程度越低的個體選擇創(chuàng)業(yè)的可能性越大。

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

此外，本文還選取了東部地區(qū)和西部地區(qū)這兩個地區(qū)虛擬變量來控制地區(qū)因素對于家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響。所有變量的解釋和描述性統(tǒng)計見表2。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果

（一）Probit模型估計結(jié)果

本文使用Probit模型估計了信貸約束對農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響，估計結(jié)果如表3回歸（1）所示，據(jù)此，我們可以得出以下結(jié)論：信貸約束對農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響系數(shù)為負，但并不顯著，我們并不能因此斷定信貸約束對農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)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(nèi)生性。戶主年齡對農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響系數(shù)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(chuàng)業(yè)的概率會增加，這與國外學(xué)者Paulson（2004）、Holtz-Eakin（1993）等的研究結(jié)論一致，可能的原因是年齡與風(fēng)險偏好相關(guān)，戶主年齡越小的家庭，越偏好風(fēng)險，因此選擇創(chuàng)業(yè)的概率較大。受教育程度對創(chuàng)業(yè)的影響系數(shù)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(chuàng)業(yè)的概率越高。風(fēng)險偏好對農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響系數(shù)為負，且在1%的水平上顯著，表明農(nóng)村家庭的風(fēng)險厭惡程度越高，其選擇創(chuàng)業(yè)的可能性就越低。家庭人口規(guī)模對農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著，這表明人口規(guī)模越大的農(nóng)村家庭選擇創(chuàng)業(yè)的概率會增加，可能的原因是家庭人口規(guī)模越大意味著家庭擁有更多的資源，能夠支持其創(chuàng)業(yè)的資源也就相應(yīng)越多。耕地面積對創(chuàng)業(yè)的影響系數(shù)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(nóng)業(yè)領(lǐng)域的創(chuàng)業(yè)活動具有重要作用。家庭總資產(chǎn)對創(chuàng)業(yè)的影響系數(shù)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(chuàng)業(yè)的概率越高，這與已有研究所發(fā)現(xiàn)的財富水平與創(chuàng)業(yè)選擇之間的正向關(guān)系相印證。當考慮地區(qū)因素對家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響時，東部和西部地區(qū)對農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響系數(shù)均為負，且在統(tǒng)計上顯著，表明與中部地區(qū)相比，東部和西部地區(qū)農(nóng)村家庭選擇創(chuàng)業(yè)的概率相對較低。

（二）內(nèi)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(nèi)生性的問題，我們首先需要對實證模型進行內(nèi)生性檢驗，表3中回歸（2）內(nèi)生性檢驗的Hausman統(tǒng)計值為462.61，且在1%的水平上顯著。這表明原模型存在內(nèi)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(nèi)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）?；貧w（2）的一階段回歸估計結(jié)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(shù)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(nèi)生變量顯著相關(guān)的條件。在信貸約束變量的外生性檢驗上，本文根據(jù)CMP估計結(jié)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(guān)性。信貸約束變量內(nèi)生性的判定是基于變量外生性檢驗，該檢驗的原假設(shè)為信貸約束是外生變量（即atanhrho=0）。如果拒絕原假設(shè)，則說明信貸約束是內(nèi)生變量。在此情況下，CMP估計結(jié)果將優(yōu)于原Probit模型估計結(jié)果。來檢驗信貸約束變量是否外生?；貧w（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(shè)，也即采用CMP估計所得結(jié)果要優(yōu)于原Probit模型估計結(jié)果。

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

表3 模型估計結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗

上文研究證實了信貸約束對農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)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(chuàng)業(yè)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(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)選擇的異質(zhì)性影響。

（一）按財富水平分組

將樣本農(nóng)村家庭按財富水平的四分位數(shù)劃分為四個子樣本，在此基礎(chǔ)上，采用 CMP估計法對子樣本分別進行兩階段回歸，結(jié)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(nèi)生變量顯著相關(guān)，且atanhrho值的顯著性也表明采用CMP估計所得結(jié)果要優(yōu)于原Probit模型估計結(jié)果。研究也發(fā)現(xiàn)，信貸約束對于最富有的農(nóng)村家庭（即財富分布位于前25%的家庭）創(chuàng)業(yè)選擇的制約作用較強，這與張龍耀（2013）的研究結(jié)論一致?？赡艿脑蚴?，財富水平較高的農(nóng)村家庭的創(chuàng)業(yè)層次和水平相對較高，所需創(chuàng)業(yè)資本規(guī)模也相對較大，在農(nóng)村金融市場非常不完善的情況下，其仍然面臨著創(chuàng)業(yè)信貸約束。在未來的農(nóng)村金融改革中，農(nóng)村金融機構(gòu)的信貸政策應(yīng)有效地瞄準這部分創(chuàng)業(yè)群體，緩解其信貸約束，為農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展注入新的動力。

表4 信貸約束與創(chuàng)業(yè)選擇：分財富階層比較

（二）按年齡分組

將樣本農(nóng)村家庭按戶主年齡的中位數(shù)劃分為兩個子樣本，模型回歸結(jié)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(nèi)生變量顯著相關(guān)，且atanhrho_12值均在1%的水平上顯著，表明采用CMP估計所得結(jié)果更優(yōu)。研究發(fā)現(xiàn)，信貸約束對戶主年齡較小的農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)的制約作用更強?？赡艿脑蚴?，戶主年齡較小的農(nóng)村家庭更偏好風(fēng)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(chuàng)業(yè)選擇的影響更大。

表5 信貸約束與創(chuàng)業(yè)選擇：分年齡和受教育水平

（三）按受教育水平分組

將樣本農(nóng)村家庭按戶主受教育水平的中位數(shù)劃分為兩個子樣本，模型回歸結(jié)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(nèi)生變量顯著相關(guān)，且atanhrho_12值均在1%的水平上顯著，表明采用CMP估計所得結(jié)果更優(yōu)。研究發(fā)現(xiàn)，信貸約束對受教育程度較低的農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)的制約作用更強?？赡艿脑蚴鞘芙逃潭容^低的農(nóng)村家庭選擇創(chuàng)業(yè)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(chuàng)業(yè)選擇的影響更大。

六、研究結(jié)論

長期以來，中國農(nóng)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(nóng)村家庭的生產(chǎn)經(jīng)營活動，特別是對于資金要求更高的創(chuàng)業(yè)活動。但國內(nèi)已有研究較少關(guān)注信貸約束對農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)活動的影響。本文利用CHFS調(diào)查數(shù)據(jù)，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(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響，得出以下結(jié)論：第一，全樣本估計顯示信貸約束顯著制約了農(nóng)村家庭的創(chuàng)業(yè)選擇。第二，信貸約束對農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)的異質(zhì)性影響研究發(fā)現(xiàn)，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(chuàng)業(yè)選擇，且對財富水平較高的農(nóng)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(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)影響也更大。

基于以上研究結(jié)果，可以得出如下啟示：第一，創(chuàng)新符合農(nóng)村特點的抵押擔(dān)保方式和融資工具。引導(dǎo)農(nóng)村金融機構(gòu)進行金融產(chǎn)品和服務(wù)方式創(chuàng)新，加快涉農(nóng)抵押擔(dān)保創(chuàng)新的落地實施，推進農(nóng)村承包地經(jīng)營權(quán)、農(nóng)民住房財產(chǎn)權(quán)的抵押擔(dān)保，探索實行農(nóng)機具抵押、林權(quán)抵押、應(yīng)收賬款質(zhì)押等新型抵（質(zhì)）押方式，從而有效緩解農(nóng)村創(chuàng)業(yè)家庭因缺乏合格的抵押擔(dān)保品所面臨的信貸約束問題。第二，加快農(nóng)村信用體系建設(shè)。盡快建立農(nóng)戶信用檔案，實現(xiàn)農(nóng)信社和其他金融機構(gòu)之間農(nóng)戶信用信息的共享，進一步緩解金融機構(gòu)與農(nóng)村創(chuàng)業(yè)家庭間可能存在的信息不對稱問題，提高農(nóng)村創(chuàng)業(yè)家庭的信貸可獲性。第三，實行信貸政策瞄準機制。農(nóng)村金融機構(gòu)的信貸政策應(yīng)有效瞄準目標創(chuàng)業(yè)群體，滿足這部分具有創(chuàng)新能力群體的信貸需求，從而真正激發(fā)農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的內(nèi)在動力。

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（RD）