基于路徑分析法的江蘇省返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)性借貸需求及其影響因素分析

劉志斌， 周月書

(1.南京農(nóng)業(yè)大學(xué)校長辦公室，江蘇 南京210095;2.南京農(nóng)業(yè)大學(xué)金融學(xué)院，江蘇 南京210095)

據(jù)統(tǒng)計，2013 年中國農(nóng)民工總量為2.69 ×104萬人。在離開家鄉(xiāng)經(jīng)歷了一段打工時間之后，一些農(nóng)民工選擇了返回家鄉(xiāng)再擇業(yè)?；氐郊亦l(xiāng)的農(nóng)民工，創(chuàng)業(yè)是重要的就業(yè)選擇。在自主創(chuàng)業(yè)被認(rèn)為是帶動經(jīng)濟(jì)發(fā)展、促進(jìn)就業(yè)重要渠道的今天，返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)有著重要意義，將有效地促進(jìn)農(nóng)民增收，農(nóng)村發(fā)展［1］，使更多的農(nóng)民安居樂業(yè)，也有利于維護(hù)農(nóng)村穩(wěn)定。近年來，中國大力扶持農(nóng)民創(chuàng)業(yè)，實(shí)行鼓勵農(nóng)民創(chuàng)辦“家庭農(nóng)場”等政策，為農(nóng)民在農(nóng)村創(chuàng)業(yè)提供了更多的渠道和支持。江蘇省位于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，經(jīng)濟(jì)總量全國領(lǐng)先，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)環(huán)境良好，大量的農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移加之政府的積極支持，江蘇省近年來農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的現(xiàn)象相當(dāng)普遍［2］。2010 年，江蘇省新增農(nóng)民返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)3.29×104人，創(chuàng)辦各類企業(yè)1.1×104個，投資金額1.395 4×1010元。資金是創(chuàng)業(yè)的首要條件，當(dāng)前，資本已經(jīng)成為中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的瓶頸［3］，農(nóng)民創(chuàng)業(yè)資金短缺現(xiàn)象普遍。本研究選取江蘇省返鄉(xiāng)農(nóng)民工為研究對象，分析其創(chuàng)業(yè)性借貸需求及影響因素，以需求來策劃供給，提出建議，以期給返鄉(xiāng)農(nóng)民工提供貼合需要的、可行的產(chǎn)品和服務(wù)。

1 理論分析

基于已有研究，返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)性借貸需求有關(guān)因素之間的作用機(jī)理從理論上有以下幾方面:

1.1 返鄉(xiāng)農(nóng)民工借貸的數(shù)量和借貸的時間對借貸的途徑選擇有顯著直接的影響

市場中同時存在不同的借貸方式，例如銀行等正規(guī)金融機(jī)構(gòu)可以提供數(shù)額較大的借貸，借貸的時間和利率等則相對較為固定;而親戚朋友之間的非正規(guī)借貸在借款時間方面則存在相對大的彈性，借貸的數(shù)量一般不大。不同的借貸方式適用于不同的借貸數(shù)量和時間需求。因此返鄉(xiāng)農(nóng)民工在借貸途徑的選擇上，受其借貸數(shù)量和借貸時間的直接影響。

1.2 返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)計劃影響借貸數(shù)量、借貸時間和借貸途徑

創(chuàng)業(yè)計劃包括創(chuàng)業(yè)類型和預(yù)計的投入規(guī)模兩方面。不同的創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目所對應(yīng)的資金投入水平和盈利能力不同，資金投入水平?jīng)Q定了借款需求量的大小，直接影響借貸數(shù)量;盈利能力則對應(yīng)著創(chuàng)業(yè)者日后的償債能力和速度，因此會影響借貸的時間長短。同時，有些創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目可能受當(dāng)?shù)卣哂绊?，會更加傾向于采用正規(guī)借貸方式獲得資金。故返鄉(xiāng)農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)計劃會對其借貸數(shù)量、借貸時間、借貸方式等有直接的影響。

1.3 返鄉(xiāng)農(nóng)民工的社會資本直接影響其借貸途徑

社會資本包含返鄉(xiāng)農(nóng)民工所擁有的人脈資源和社會活動能力等方面。人脈所在的領(lǐng)域不同會對其借貸的途徑選擇有很大影響，例如親戚朋友中富人多的返鄉(xiāng)農(nóng)民工可能會比較傾向于通過非正規(guī)形式獲得資金，而親戚朋友在銀行、政府等有關(guān)單位工作多的農(nóng)民工則更有可能通過他們獲得銀行貸款。善于社交，社會活動能力強(qiáng)的返鄉(xiāng)農(nóng)民工獲得難度較大的正規(guī)借貸的可能性更大。

1.4 返鄉(xiāng)農(nóng)民工對融資渠道的認(rèn)知與評價直接影響其借貸途徑

人的觀念和態(tài)度對其行為有最為直接的影響，甚至起到了決定性的作用。因此返鄉(xiāng)農(nóng)民工對各種借貸途徑的認(rèn)知和評價，對其借貸途徑的選擇有重要的直接影響。

1.5 返鄉(xiāng)農(nóng)民工的經(jīng)濟(jì)資本不僅對借貸數(shù)量有直接影響，還通過創(chuàng)業(yè)計劃對借貸數(shù)量有間接影響

經(jīng)濟(jì)資本是指該返鄉(xiāng)農(nóng)民工當(dāng)前所擁有的財富情況，創(chuàng)業(yè)的資金一方面來自于借貸，剩下的則依賴于自身積蓄，因此返鄉(xiāng)農(nóng)民工的經(jīng)濟(jì)資本對其借款的數(shù)量有直接的負(fù)向影響。另一方面，農(nóng)民工當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)資本會直接影響其創(chuàng)業(yè)計劃。中國農(nóng)民具有“量入為出”的傳統(tǒng)思想，返鄉(xiāng)農(nóng)民工在考慮創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目和投入水平時，其當(dāng)前所擁有的經(jīng)濟(jì)資本是重要的決定因素。而創(chuàng)業(yè)計劃對借貸數(shù)量有重要影響，因此經(jīng)濟(jì)資本通過創(chuàng)業(yè)計劃對借貸數(shù)量有間接影響。

1.6 返鄉(xiāng)農(nóng)民工的打工經(jīng)歷通過創(chuàng)業(yè)計劃間接影響借貸數(shù)量和借貸時間，通過社會資本間接影響借貸途徑

打工經(jīng)歷包括外出打工的時間、地點(diǎn)、職業(yè)類型和收入水平等幾個方面。返鄉(xiāng)農(nóng)民工的打工經(jīng)歷會對其日后的創(chuàng)業(yè)計劃有重要影響，打工內(nèi)容加深了農(nóng)民工對該行業(yè)的了解，提高了農(nóng)民工的技術(shù)水平，在創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目的選擇上會更加傾向于相近的行業(yè)。外出務(wù)工的時間、地點(diǎn)決定了農(nóng)民工在外接觸的事物，影響其眼界和雄心，進(jìn)而影響其創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目的選擇。打工收入會對其創(chuàng)業(yè)的投入水平產(chǎn)生影響。因此打工經(jīng)歷會通過創(chuàng)業(yè)計劃間接影響借貸數(shù)量和時間。不同的打工經(jīng)歷還會為創(chuàng)業(yè)者的社會資本帶來一定的影響，打工時間更長的農(nóng)民工在外會認(rèn)識更多的人，因此打工經(jīng)歷會影響其社會資本，進(jìn)而間接影響其借貸途徑的選擇。

1.7 返鄉(xiāng)農(nóng)民工的人力資本通過經(jīng)濟(jì)資本、創(chuàng)業(yè)計劃間接影響借貸數(shù)量和借貸時間，通過社會資本和對融資渠道的認(rèn)知與評價等間接影響借貸途徑

人力資本包括學(xué)歷、年齡、婚姻狀況和是否擁有技術(shù)等方面的內(nèi)容。人力資本水平不同的返鄉(xiāng)農(nóng)民工所能適應(yīng)的創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目不同。人力資本層次較低的會傾向于選擇小本經(jīng)營，或者與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)關(guān)系密切的項(xiàng)目;而人力資本較高的可能從事的創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目更富挑戰(zhàn)性，例如創(chuàng)辦工業(yè)企業(yè)、開辦大型農(nóng)場等。同時人力資本高的返鄉(xiāng)農(nóng)民工通常具有較高的收入水平，帶來更多資本積累。因此返鄉(xiāng)農(nóng)民工人力資本會對其經(jīng)濟(jì)資本和創(chuàng)業(yè)計劃有直接影響，進(jìn)而間接影響借貸數(shù)量和借貸時間。

人力資本對其社會資本有顯著的影響。物以類聚，人以群分，人力資本高的農(nóng)民工通常結(jié)交的人群的社會地位更高，他們通常更善于與人打交道，社會活動能力更強(qiáng)，具有更高的社會資本，他們也因此了解更多關(guān)于借貸渠道的信息，對于貸款可能要承擔(dān)的各種成本的評估值更低，評價更高。因此人力資本會通過社會資本和對有關(guān)借貸途徑的認(rèn)知與評價，間接影響其借貸途徑的選擇。

2 實(shí)證分析

2.1 數(shù)據(jù)處理

本研究的“返鄉(xiāng)農(nóng)民工”定義為:在本鄉(xiāng)鎮(zhèn)以外的城鎮(zhèn)地區(qū)從業(yè)6 個月及以上的農(nóng)村勞動力，回到家鄉(xiāng)且決定不再外出務(wù)工的農(nóng)民。研究對象限定為返鄉(xiāng)后有創(chuàng)業(yè)實(shí)踐活動的農(nóng)民工，而對于只有創(chuàng)業(yè)意愿沒有實(shí)踐行動的則不作討論。

調(diào)查分別選取蘇北地區(qū)的鹽城和連云港、蘇中地區(qū)的泰州和南通、蘇南地區(qū)的鎮(zhèn)江和蘇州作為樣本區(qū)，采用問卷調(diào)查和訪談相結(jié)合的方法，調(diào)查當(dāng)?shù)剞r(nóng)民工的返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)情況，回收有效問卷231 份。調(diào)查問卷主要包括:農(nóng)戶個人及家庭基本情況、創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)金融需求情況。

本研究采取路徑分析法對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析處理。根據(jù)理論分析，本研究涉及的變量有返鄉(xiāng)農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)借貸計劃(包括借貸金額、借貸時間和借貸途徑)、打工經(jīng)歷(包括打工時間、打工地點(diǎn)、打工職業(yè)和打工收入)、創(chuàng)業(yè)情況(包括創(chuàng)業(yè)類型和預(yù)計創(chuàng)業(yè)投入規(guī)模)、人力資本(年齡、教育、技術(shù)、婚姻狀況)、經(jīng)濟(jì)資本(家庭年收入)、社會資本和對借貸途徑的認(rèn)知與評價因素。其中借貸途徑用銀行借貸比例替代;不可直接觀測的變量分別是社會資本和農(nóng)民工個人對借貸途徑的認(rèn)知與評價因素，在此采用里克特五級量表的形式進(jìn)行衡量。

由于模型中涉及兩個不可直接觀測變量(社會資本、對正規(guī)金融渠道借貸的認(rèn)知與評價)和一個需要綜合衡量的因素(人力資本)，在運(yùn)行路徑分析模型之前，先使用因子分析的方法提取公因子。人力資本探索性因子分析的KMO 值為0.712，共提取了1 個公因子，解釋了信息總量的65.289%。

由于社會資本(Social capital，SC)和認(rèn)知與評價(Cognition and evaluation，CE)兩因素由若干五級量表組成，通過對量表的信度進(jìn)行檢驗(yàn)，社會資本和認(rèn)知與評價量表的整體Cronbach’s a 系數(shù)分別為0.755和0.722，整體信度較高。排除個別信度不足的選項(xiàng)，修正后的兩因素量表的探索性因子分析KMO 值分別為0.661 和0.706，均可以做因子分析。社會資本量表中剩余4 個項(xiàng)目的探索性因子分析共提取了1 個公因子，解釋了原始數(shù)據(jù)信息量的59.754%。認(rèn)知與評價量表的因子分析共提取了3 個公因子，累計解釋了原始信息的60.107%。認(rèn)知與評價量表探索性因子分析的旋轉(zhuǎn)成分矩陣顯示，在構(gòu)成認(rèn)知與評價因素的12 個量表問題(CE1 ～CE12)中，CE1、CE2、CE3、CE5、CE6 和CE10 收斂在因子1 上，CE7、CE8 和CE9收斂在因子2 上，CE4、CE11 和CE12 收斂在因子3上。根據(jù)各因子所對應(yīng)的項(xiàng)目的含義，將因子1 命名為直接成本因子;因子2 命名為協(xié)議兌現(xiàn)程度因子;因子3 命名為隱形成本因子。

至此，根據(jù)研究的理論分析和數(shù)據(jù)處理的結(jié)果，本研究初步的結(jié)構(gòu)模型如圖1。其中e1-e10 表示殘差項(xiàng)。

圖1 返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)性借貸需求影響因素路徑分析結(jié)構(gòu)模型圖Fig.1 The structure diagram of factors influencing the credit demands of migrant workers returning home to start businesses

2.2 實(shí)證結(jié)果

2.2.1 模型的修正與擬合 本文將可直接觀測變量的考察情況和不可直接觀測變量因子分析的得分代入路徑分析模型中，運(yùn)用Amos7.0 計量軟件進(jìn)行相關(guān)的路徑分析。初始模型的路徑分析結(jié)果顯示，模型中“打工時間—＞創(chuàng)業(yè)類型”、“打工職業(yè)—＞創(chuàng)業(yè)類型”、“打工收入—＞創(chuàng)業(yè)投入規(guī)模”、“人力資本—＞創(chuàng)業(yè)投入規(guī)?！?、“人力資本—＞創(chuàng)業(yè)類型”、“創(chuàng)業(yè)類型—＞借貸數(shù)量”、“人力資本—＞隱形成本”等7 條路徑不顯著，故予以刪除。

修正后模型的卡方值為501.3(對應(yīng)的P 值為0)，卡方值自由度比為4.436(自由度為113)，兩指標(biāo)未能達(dá)到適配標(biāo)準(zhǔn)，此外還有增值適配度指標(biāo)中的TLI 值僅為0.887，低于適配臨界點(diǎn)，絕對適配度指標(biāo)中的RMR 值為0.073，高于臨界適配點(diǎn)。但除此之外模型中其他指標(biāo)均符合相應(yīng)的判斷標(biāo)準(zhǔn)。分別有三個絕對擬合度指標(biāo)RMSEA、GFI、AGFI 都達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)要求值，模型整體擬合適配程度高;從簡約擬合指數(shù)值與標(biāo)準(zhǔn)要求比較來看，PGFI = 0.668、PNFI=0.746、PCFI=0.753，均在適配范圍(＞0.5)之內(nèi)，模型簡約;從增值擬合指數(shù)來看，IFI，RFI、CFI和NFI 都符合相應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)。修正后模型的整體擬合情況尚可。

模型修正后運(yùn)行結(jié)果如表1 所示，其中23 條路徑均分別在0.01、0.05 和0.10 水平上顯著，23 條路徑標(biāo)準(zhǔn)化后的系數(shù)絕對值均在0 至1 之間，符合標(biāo)準(zhǔn)。

表1 路徑分析修正后的路徑系數(shù)表Table 1 The revised path coefficients

2.2.2 模型運(yùn)行結(jié)果 如表2 所示，表中直接影響是指相應(yīng)路徑兩端變量之間直接作用力的強(qiáng)弱水平，即標(biāo)準(zhǔn)化后的路徑系數(shù)，該系數(shù)由系統(tǒng)直接給出;間接作用是指從原因變量到結(jié)果變量中間所經(jīng)過的兩條或兩條以上路徑的直接影響力的乘積(不包含直接路徑)之和;總影響是直接作用和間接作用之和。

表2 返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)性借貸需求影響因素修正模型效果分析表Table 2 The revised effect of the factors influencing returned migrant workers credit demands for starting businesses

2.3 結(jié)果分析

從模型的運(yùn)行結(jié)果中，我們可以得到如下結(jié)論:

2.3.1 返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)性借貸數(shù)量和借貸時間對其銀行借貸比例的影響 兩條作用路徑均達(dá)0.01顯著水平，理論分析中第1 點(diǎn)得到完全有效驗(yàn)證。借貸數(shù)量對借貸途徑選擇的直接影響為負(fù)，標(biāo)準(zhǔn)化后的作用系數(shù)為－0.393;通過借貸時間對銀行借貸比例的間接作用力為0.285，總影響為－0.108。返鄉(xiāng)農(nóng)民工需要借貸的數(shù)量越多，其愿意通過銀行等正規(guī)途徑獲取借貸的比例反而越低。原因可能是因?yàn)榉掂l(xiāng)農(nóng)民工認(rèn)為能夠通過銀行等正規(guī)途徑獲取的資金數(shù)額是受限制的，借貸的總金額越高，銀行等正規(guī)渠道借貸的比例就會相對下降。另一方面，借貸的時間長短與銀行借貸比例之間為正向關(guān)系，標(biāo)準(zhǔn)化后的作用系數(shù)為0.305，預(yù)期的借貸時間越長，越傾向于向銀行借貸。說明返鄉(xiāng)農(nóng)民工對銀行等正規(guī)融資渠道的創(chuàng)業(yè)性借貸需求以長期借貸為主。

此外，借貸數(shù)量對借貸時間長短有顯著的正向作用，路徑系數(shù)為0.934，達(dá)0.01 顯著水平。說明借款數(shù)量越多，返鄉(xiāng)農(nóng)民工越傾向于進(jìn)行長期借貸，還款周期越長。

2.3.2 返鄉(xiāng)農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)投入規(guī)模對借貸數(shù)量、借款時間和銀行借貸比例的影響 創(chuàng)業(yè)投入規(guī)模對借貸數(shù)量、借貸時間和銀行借貸比例的直接影響分別為0.942、－0.768 和0.646，均達(dá)0.01 顯著水平。由于借貸數(shù)量、借貸時間和銀行借貸比例之間存在相互作用關(guān)系，因此創(chuàng)業(yè)投入規(guī)模對借貸時間和銀行借貸比例還存在間接影響，間接作用力分別為0.880 和－0.336。因此創(chuàng)業(yè)投入規(guī)模對借貸數(shù)量、借款時間和銀行借貸比例的總作用分別為0.942、0.082 和0.310。農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)投入規(guī)模越大，其借貸的數(shù)量越多，借款時間相對也會更長，通過銀行等正規(guī)途徑借貸的比例也更大。創(chuàng)業(yè)的投入規(guī)模越大，預(yù)計的資金缺口會越多，需要借貸的金額越多，還款的時間也會相對較長。數(shù)量大，還款時間長的借貸需求下，銀行等正規(guī)形式的借貸更能滿足需要。

在創(chuàng)業(yè)類型方面，創(chuàng)業(yè)類型對借貸數(shù)量的直接影響不顯著，而創(chuàng)業(yè)類型對借貸時間的影響達(dá)0.10顯著水平，對銀行借貸比例也有顯著的影響，顯著性水平為0.01。但是由于創(chuàng)業(yè)類型對創(chuàng)業(yè)投入規(guī)模具有顯著的影響，修正后的路徑系數(shù)為－0.210，顯著性水平為0.01，因此創(chuàng)業(yè)類型通過創(chuàng)業(yè)投入規(guī)模對借貸數(shù)量、借貸時間和銀行借貸比例存在間接影響。經(jīng)計算，創(chuàng)業(yè)類型對借貸數(shù)量、借貸時間和銀行借貸比例的間接作用系數(shù)分別為－0.198、－0.023和0.052，對借貸數(shù)量、借貸時間和銀行借貸比例的總作用力分別為－0.198、－0.085 和－0.209。

綜合以上分析，理論分析中第2 點(diǎn)得到驗(yàn)證。

2.3.3 社會資本對返鄉(xiāng)農(nóng)民工銀行借貸比例的影響 社會資本對返鄉(xiāng)農(nóng)民工銀行借貸比例有較弱的正向影響，標(biāo)準(zhǔn)化后的路徑系數(shù)為0.045，顯著性水平為0.10。說明具有更高社會資本的返鄉(xiāng)農(nóng)民工向銀行借貸的比例更高。理論分析中第3 點(diǎn)得到驗(yàn)證。

2.3.4 返鄉(xiāng)農(nóng)民工對融資渠道的認(rèn)知與評價對返鄉(xiāng)農(nóng)民工銀行借貸比例的影響 返鄉(xiāng)農(nóng)民工對融資渠道的認(rèn)知與評價包括其對向銀行借貸的直接成本的認(rèn)知與評價、對借款合同兌現(xiàn)的認(rèn)知與評價和對這種借款方式可能存在的隱形成本的認(rèn)知與評價三部分，研究結(jié)果顯示這三項(xiàng)認(rèn)知與評價因素均對返鄉(xiāng)農(nóng)民工的銀行借貸比例有顯著的影響。其中直接成本的認(rèn)知與評價對銀行借貸比例的負(fù)向影響達(dá)0.01 顯著水平，路徑作用系數(shù)為－0.088，返鄉(xiāng)農(nóng)民工對銀行借貸比例所需付出的直接成本的預(yù)期越高，越傾向于從其他途徑借貸;協(xié)議兌現(xiàn)的認(rèn)知與評價對銀行借貸比例有正向影響，達(dá)0.01 顯著水平，標(biāo)準(zhǔn)化后的路徑系數(shù)為0.301，說明貸款協(xié)議兌現(xiàn)程度越高，對貸款用途的約束越少，返鄉(xiāng)農(nóng)民工就越傾向于采取正規(guī)途徑獲得借款;隱形成本的認(rèn)知與評價對銀行借貸比例有負(fù)向影響，達(dá)0.05 顯著水平，標(biāo)準(zhǔn)化后的路徑系數(shù)為－0.073，農(nóng)民工對這種隱形成本的估計值越高，向銀行借款的比例越低，越傾向于非正規(guī)途徑的借貸。理論分析中第4 點(diǎn)得到驗(yàn)證。此外，三者中，協(xié)議兌現(xiàn)的認(rèn)知與評價的影響力最大，達(dá)到0.301，其余二者分別僅為－0.088 和－0.073。

2.3.5 返鄉(xiāng)農(nóng)民工家庭年收入對借貸數(shù)量的影響返鄉(xiāng)農(nóng)民工家庭年收入對借貸數(shù)量有顯著的負(fù)向的直接影響，標(biāo)準(zhǔn)化后的路徑系數(shù)為－0.038，顯著性水平為0.05。但同時，家庭年收入還通過創(chuàng)業(yè)投入規(guī)模對借貸數(shù)量、借貸時間和銀行借貸比例有間接的、正向的影響。這種正向的影響甚至抵消了其對借貸數(shù)量的負(fù)向的直接影響，使得該因素對借貸數(shù)量的影響系數(shù)達(dá)到0.413。家庭年收入越高，經(jīng)濟(jì)資本越豐富的返鄉(xiāng)農(nóng)民工，更有膽量借更多的資金從事創(chuàng)業(yè)活動，進(jìn)而導(dǎo)致其更傾向于延長借貸時間，并從正規(guī)渠道借貸。家庭年收入在返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)過程中所具有的對農(nóng)民工“量入為出”的支出指導(dǎo)作用已經(jīng)大于其所具備的財富積累作用。理論分析中第5 點(diǎn)得到驗(yàn)證。

2.3.6 打工地點(diǎn)對借貸數(shù)量和借貸時間的影響 返鄉(xiāng)農(nóng)民工的打工經(jīng)歷包括外出打工的時間、主要打工的地點(diǎn)、打工的職業(yè)類型和打工的收入，理論分析中打工經(jīng)歷通過創(chuàng)業(yè)類型間接影響借貸數(shù)量和借貸時間，通過社會資本間接影響借貸方式的選擇。在模型的修正中，打工經(jīng)歷的幾個因素，因“打工時間—＞創(chuàng)業(yè)類型”、“打工職業(yè)—＞創(chuàng)業(yè)類型”、“打工收入—＞創(chuàng)業(yè)投入規(guī)?！? 個路徑不顯著而予以刪除之后，“打工地點(diǎn)—＞創(chuàng)業(yè)類型—＞借貸行為”成為打工經(jīng)歷對借貸數(shù)量和借貸時間的主要影響路徑，打工地點(diǎn)在0.01 的顯著性水平上影響創(chuàng)業(yè)類型，影響系數(shù)為－0.155，由此可以計算得出打工地點(diǎn)對借貸數(shù)量和借貸時間的總影響分別為0.031 和0.013。反映打工經(jīng)歷的4 個因子(打工時間、打工地點(diǎn)、打工收入和打工職業(yè))，對社會資本的影響均顯著，作用系數(shù)分別為－0.091、－0.282、0.287、－0.062，它們通過社會資本因素對銀行借貸比例的作用力分別為－0.004、－0.029、0.013 和－0.003。打工時間越長，打工地點(diǎn)越遠(yuǎn)反而不利于其社會資本的積累，使其在創(chuàng)業(yè)過程中反而更加傾向于向非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)借貸。綜合以上分析，理論分析中第6 點(diǎn)只得到了部分驗(yàn)證，返鄉(xiāng)農(nóng)民工的打工經(jīng)歷通過社會資本間接影響借貸途徑，但其中只有打工地點(diǎn)通過創(chuàng)業(yè)計劃間接影響借貸數(shù)量和借貸時間。

2.3.7 人力資本對江蘇返鄉(xiāng)農(nóng)民工借貸行為的影響 人力資本包括學(xué)歷、年齡、婚姻狀況和是否擁有技術(shù)等因素，結(jié)果表明，人力資本對家庭年收入有顯著的正向作用力，作用系數(shù)為0.082，顯著性水平為0.05;但是其對創(chuàng)業(yè)計劃中的創(chuàng)業(yè)類型和創(chuàng)業(yè)投入規(guī)模的影響均不顯著。同時人力資本對社會資本有顯著影響，顯著性水平為0.10，作用系數(shù)為－0.076;對認(rèn)知與評價因素中的隱形成本因素不存在顯著的影響，對直接成本評價和協(xié)議兌現(xiàn)程度評價兩個因素有顯著影響，顯著性水平分別為0.05 和0.01，作用系數(shù)分別為－0.073 和－0.352。因此人力資本主要通過家庭年收入即經(jīng)濟(jì)資本、社會資本和認(rèn)知與評價三個因素間接影響返鄉(xiāng)農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)借貸行為。經(jīng)計算，人力資本對返鄉(xiāng)農(nóng)民工借貸數(shù)量、借貸時間和銀行借貸比例的作用力分別為0.037、0.003 和－0.089。人力資本水平越高，借貸的數(shù)量越多，時間越長，但銀行借貸比例越低。說明返鄉(xiāng)農(nóng)民工更加傾向于通過非正規(guī)渠道借款。理論分析中第7 點(diǎn)得到部分驗(yàn)證。

3 對策建議

3.1 重視金融政策扶持，加大正規(guī)信貸資金供給

目前農(nóng)村金融市場供給不足，或者門檻過高、扶持面過窄，不能滿足返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的需要。因此應(yīng)當(dāng)重視對返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)的金融扶持，加大正規(guī)信貸資金的供給。不斷完善金融服務(wù)體系，增加扶持面，拓寬融資渠道，完善信用擔(dān)保體系建設(shè)，建立全面科學(xué)的授信評級系統(tǒng)，營造良好的返鄉(xiāng)農(nóng)民工創(chuàng)業(yè)融資環(huán)境。

3.2 強(qiáng)化市場區(qū)分，實(shí)行借貸產(chǎn)品差異化

有較大數(shù)目、且伴隨著較長還款周期的借貸需要的農(nóng)民工，將更加傾向于正規(guī)途徑獲取貸款;而有短期的、小額的借貸需要的返鄉(xiāng)農(nóng)民工則更青睞非正規(guī)形式的借貸。應(yīng)當(dāng)順應(yīng)返鄉(xiāng)農(nóng)民工的這種市場選擇行為，強(qiáng)化市場區(qū)分，在正規(guī)借貸和非正規(guī)借貸等借款方之間應(yīng)實(shí)行借貸產(chǎn)品的差異化，這不僅可以更好地滿足返鄉(xiāng)農(nóng)民工的借貸需求，同時也有利于降低銀行機(jī)構(gòu)的交易成本。

3.3 對接創(chuàng)業(yè)需求，提高金融扶持針對性

在制定有關(guān)金融扶持政策時，應(yīng)充分研究返鄉(xiāng)農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)需求，重點(diǎn)對那些農(nóng)民集中創(chuàng)業(yè)、且以正規(guī)借貸為主要融資手段的行業(yè)進(jìn)行扶持，使金融扶持政策更加符合當(dāng)?shù)貙?shí)際，也更有針對性，提高扶持效率。

3.4 提高認(rèn)知評價水平，提高融資渠道采納率

返鄉(xiāng)農(nóng)民工對某一借貸方式越了解，評價越高，越傾向于通過這種方式獲得貸款。在評價項(xiàng)目中，影響最大的是協(xié)議兌現(xiàn)的程度。因此，一方面銀行等應(yīng)通過宣傳，使返鄉(xiāng)農(nóng)民工更加了解并接受正規(guī)借貸;另一方面也應(yīng)重點(diǎn)保證合同的兌現(xiàn)程度和資金使用的限制，提高正規(guī)途徑信貸的美譽(yù)度。

3.5 返鄉(xiāng)農(nóng)民工提高自身資本存量，提高貸款可得性

返鄉(xiāng)農(nóng)民工應(yīng)當(dāng)注重自身建設(shè)，努力提高自身思想文化水平、社會活動能力等綜合素質(zhì)，一方面提高正規(guī)借貸的可得性，另一方面也提高創(chuàng)業(yè)成功的概率。對于政府及金融機(jī)構(gòu)，應(yīng)結(jié)合地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、正規(guī)及非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)發(fā)展情況，有針對性的依次去提升返鄉(xiāng)農(nóng)民工不同方面的資本，以達(dá)到引導(dǎo)他們按照合理、現(xiàn)實(shí)的方式達(dá)到所需信貸的目標(biāo)。

［1］ 鐘甫寧，何 軍. 增加農(nóng)民收入的關(guān)鍵:擴(kuò)大非農(nóng)就業(yè)機(jī)會［J］. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2007(1):62-70.

［2］ 黃瑞玲，安二中. 經(jīng)濟(jì)波動下返鄉(xiāng)農(nóng)民工就業(yè)促進(jìn)機(jī)制的創(chuàng)新——基于江蘇省13 市1106 名返鄉(xiāng)農(nóng)民工的調(diào)研［J］. 現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)探討，2011(9):70-74.

［3］ 褚保金，莫 媛. 金融市場分割下的縣域農(nóng)村資本流動——基于江蘇省39 個縣(市)的實(shí)證分析［J］. 中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2011(1):88-96.