非正規(guī)借貸對(duì)創(chuàng)業(yè)活躍度的影響
——基于社區(qū)層面的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

黃惠春 袁俊麗 高仁杰 楊 軍

一、引言

十八大以來(lái)，黨中央致力于推進(jìn)“大眾創(chuàng)業(yè)、萬(wàn)眾創(chuàng)新”，旨在營(yíng)造全民創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)氛圍，培育經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展新動(dòng)力。尤其在當(dāng)前以國(guó)內(nèi)大循環(huán)為主體的新發(fā)展格局下，提升創(chuàng)業(yè)活躍度，鼓勵(lì)大眾創(chuàng)業(yè)對(duì)促增收保民生、應(yīng)對(duì)疫情沖擊以及擴(kuò)大內(nèi)需意義更加重大。創(chuàng)業(yè)活躍度作為衡量地區(qū)成員創(chuàng)業(yè)積極性的重要指標(biāo)，一直是理論和實(shí)務(wù)部門關(guān)注的焦點(diǎn)(Cullen等，2014[1]；鄭馨等，2019[2])。已有研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)活躍度存在顯著的地域差異，學(xué)者們分別從地區(qū)文化、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、營(yíng)商環(huán)境、數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展、人口流動(dòng)等不同方面解釋了地區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度差異之謎(Lee等，2007[3]；趙向陽(yáng)等，2012[4]；葉文平等，2018[5]；趙濤等，2020[6])。

相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)活躍度與地區(qū)金融發(fā)展水平有關(guān)，良好的金融環(huán)境能夠幫助企業(yè)跨越市場(chǎng)資金準(zhǔn)入門檻，促進(jìn)新企業(yè)產(chǎn)生率(King和Levine，1993[7]；Black和Strahan，2002[8]；Manolova等，2007[9]；李磊等，2014[10]；Jha和Bhuyan，2020[11]；杜運(yùn)周等，2020[12])。經(jīng)驗(yàn)研究表明，創(chuàng)業(yè)者普遍受到資金約束(Evans和Jovanovic，1989[13])，這一問(wèn)題在金融市場(chǎng)不完善的欠發(fā)達(dá)國(guó)家更加突出(麥金農(nóng)，1997[14])。借助外部融資渠道幫助新進(jìn)企業(yè)跨越資金門檻，對(duì)促進(jìn)囿于流動(dòng)性約束的潛在創(chuàng)業(yè)主體實(shí)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)，提升地區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度具有重要意義(Holtz-Eakin等，1994[15]；蔡棟梁等，2018[16])。然而，新建企業(yè)往往信息不透明，創(chuàng)業(yè)前景難以評(píng)估，缺乏有效抵押物，信息獲取更方便、交易程序更靈活的非正規(guī)借貸可能更符合創(chuàng)業(yè)者的實(shí)際需求(林毅夫和孫希芳，2005[17])。相比于正規(guī)金融，非正規(guī)借貸依托地方社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)開展，具有顯著的分散性和本土化特征(胡金焱和張樂(lè)，2004[18]；姚耀軍，2009[19]；姚錚等，2013[20])。與此同時(shí)，依托于社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)開展的非正規(guī)借貸活動(dòng)所依賴的信任和信息溝通橋梁也是家庭創(chuàng)業(yè)的必要條件(張博等，2015[21])。

已有關(guān)于創(chuàng)業(yè)活躍度的研究主要聚焦于國(guó)家(地區(qū))層面以及城市之間的差異，鮮有社區(qū)層面的論證。社區(qū)作為最為基礎(chǔ)的社會(huì)區(qū)域生活共同體，具有一定的封閉性和穩(wěn)定性，內(nèi)部成員具有“同質(zhì)聚居”的特點(diǎn)。社區(qū)家庭通過(guò)社區(qū)活動(dòng)相互聯(lián)系、相互影響，形成了標(biāo)識(shí)性的社區(qū)文化并對(duì)內(nèi)部成員的行為決策產(chǎn)生影響(帕特南，2001[22]；方亞琴和夏建中，2014[23])。已有研究證明社區(qū)鄰里之間互助程度越高，社區(qū)創(chuàng)業(yè)同群效應(yīng)就越大(劉斌，2020[24])。本文基于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)理論，利用中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查(CLDS)2012—2016年的數(shù)據(jù)，從社區(qū)層面分析了非正規(guī)借貸對(duì)創(chuàng)業(yè)活躍度的影響及其作用機(jī)制，以期從外部融資視角解釋創(chuàng)業(yè)活躍度差異之謎。

本文可能的貢獻(xiàn)主要有以下兩個(gè)方面：一是與以往以創(chuàng)業(yè)家庭為主體的微觀研究以及以國(guó)家(地區(qū))、城市為主體的宏觀研究不同，本文基于社區(qū)這一中觀層面考察非正規(guī)借貸對(duì)社區(qū)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的影響，為相關(guān)研究提供了新的視角；二是本文從外部融資視角解釋了社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度差異的原因，豐富了已有研究結(jié)論。在后疫情時(shí)期，重新審視全民創(chuàng)業(yè)的突出瓶頸、尋求更精準(zhǔn)的解決方案，無(wú)疑對(duì)激發(fā)創(chuàng)業(yè)活力、恢復(fù)國(guó)民經(jīng)濟(jì)內(nèi)在動(dòng)力具有重大的現(xiàn)實(shí)意義。

二、理論分析框架

(一)非正規(guī)金融對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響

創(chuàng)業(yè)家庭普遍存在的融資約束阻礙了家庭創(chuàng)業(yè)，外部金融資源的可得性成為影響創(chuàng)業(yè)的重要決定因素(Calomiris和Rajaraman，1998[25])。一般地，外部融資渠道包括正規(guī)金融和非正規(guī)金融市場(chǎng)。然而發(fā)展中國(guó)家的信貸市場(chǎng)普遍存在金融抑制，導(dǎo)致正規(guī)金融資源配置傾向于城市和國(guó)有部門，進(jìn)而降低了企業(yè)的融資能力(張杰，2000[26]；張龍耀和張海寧，2013[27])。從融資主體來(lái)看，中小企業(yè)可抵押資產(chǎn)較少、缺乏經(jīng)營(yíng)記錄，與金融機(jī)構(gòu)存在嚴(yán)重的信息不對(duì)稱，這些企業(yè)往往在金融市場(chǎng)上受到歧視(Stiglitz和Weiss，1981[28])。為了獲得足夠的流動(dòng)資金支持項(xiàng)目順利開展，企業(yè)將通過(guò)非正規(guī)金融渠道融資。與正規(guī)金融相比，非正規(guī)金融具有信息、擔(dān)保與交易成本優(yōu)勢(shì)，能夠緩解正規(guī)金融機(jī)構(gòu)面臨的信息不對(duì)稱問(wèn)題，降低道德和逆向選擇風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而在一定程度上解決中小企業(yè)的融資難題(Tang，1995[29])。

從供給層面，非正規(guī)金融作為一種非正式金融制度安排，可以利用地緣、血緣、業(yè)緣等社會(huì)關(guān)系在風(fēng)險(xiǎn)識(shí)別、監(jiān)督成本、資金償還方面發(fā)揮信息優(yōu)勢(shì)，由此提高企業(yè)資金可獲性(李祎雯和張兵，2016[30])。從需求層面，初創(chuàng)企業(yè)資金需求規(guī)模較小，具有短期性和臨時(shí)性的融資特征，靈活方便的非正規(guī)金融有利于企業(yè)獲得穩(wěn)定的融資來(lái)源，可能成為中小企業(yè)的優(yōu)先選擇。與此同時(shí)，非正規(guī)借貸還可以為創(chuàng)業(yè)者提供其他社會(huì)資源支持，間接推動(dòng)創(chuàng)業(yè)。非正規(guī)借貸交易雙方經(jīng)借貸活動(dòng)加強(qiáng)了彼此之間的聯(lián)系和關(guān)系，這些社會(huì)聯(lián)系能夠給借貸雙方帶來(lái)除資金以外的物質(zhì)或精神收益，推動(dòng)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)開展(錢水土和翁磊，2009[31])。

(二)社區(qū)非正規(guī)借貸對(duì)社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度的影響

創(chuàng)業(yè)是創(chuàng)業(yè)者嵌入一定的社會(huì)背景，并從中獲取創(chuàng)業(yè)信息與資源，識(shí)別創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)，開發(fā)資源的過(guò)程。創(chuàng)業(yè)環(huán)境是創(chuàng)業(yè)者產(chǎn)生、生存和發(fā)展的基礎(chǔ)，影響著其創(chuàng)業(yè)的意愿、創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)發(fā)現(xiàn)及創(chuàng)業(yè)資源獲得(謝絢麗等，2018[32])。非正規(guī)借貸市場(chǎng)作為創(chuàng)業(yè)環(huán)境的一個(gè)重要方面，受地區(qū)家庭的借貸渠道偏好、融資習(xí)慣等影響，具有顯著的區(qū)域性特征，其對(duì)社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度具有重要影響。首先，非正規(guī)借貸發(fā)生于群體內(nèi)部，而社區(qū)具有一定的封閉性和穩(wěn)定性，為非正規(guī)金融發(fā)展培育了良好的土壤；其次，家庭非正規(guī)金融可獲性受社區(qū)非正規(guī)金融活躍程度的影響，非正規(guī)借貸和創(chuàng)業(yè)活動(dòng)是行為主體自身與社會(huì)環(huán)境相互作用的結(jié)果，二者之間的影響在社區(qū)層面具有新的特征。一方面，社區(qū)層面的考察可以方便地從需求和供給方共同揭示其對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響；另一方面，也有利于揭示行為主體深層次的社會(huì)互動(dòng)，凸顯非正規(guī)借貸和創(chuàng)業(yè)的地域性特征。具體來(lái)說(shuō)，社區(qū)非正規(guī)借貸主要通過(guò)兩條路徑影響社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度，如圖1所示。

圖1 社區(qū)非正規(guī)借貸對(duì)社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度的影響路徑

1.社區(qū)非正規(guī)借貸提高了社區(qū)家庭創(chuàng)業(yè)資金可得性，進(jìn)而提升社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度。

創(chuàng)業(yè)活動(dòng)發(fā)生離不開資金的支持，金融資源的有效配置可以為潛在創(chuàng)業(yè)者提供資金支持，幫助其抓住創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)(Bianchi，2010[33])。具有信息優(yōu)勢(shì)的本地金融環(huán)境更有利于中小企業(yè)籌集資金。社區(qū)非正規(guī)借貸可以從需求和供給層面提高社區(qū)家庭金融資源可得性。一方面，在非正規(guī)借貸較為活躍的社區(qū)，分散在社區(qū)的資金供給者可提供不同規(guī)模、不同期限等多樣化的資金交易，有助于提高社區(qū)內(nèi)部資金供需雙方的匹配度，滿足社區(qū)家庭資金需求的多樣性和差異性，降低社區(qū)家庭的創(chuàng)業(yè)資金門檻，提高社區(qū)家庭創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)偏好，激發(fā)其創(chuàng)業(yè)意愿(Levine，1997[34]；Hurst和Lusardi，2004[35])。另一方面，在非正規(guī)借貸活躍的社區(qū)，社區(qū)家庭基于血緣、地緣等關(guān)系建立聯(lián)系和互動(dòng)，對(duì)彼此較為熟識(shí)，資金供給意愿提高。與此同時(shí)，借貸雙方之間因多次交易而建立起來(lái)的穩(wěn)定的合作關(guān)系強(qiáng)化了社區(qū)的約束力，提高了借款人被社區(qū)排斥的違約代價(jià)，可以降低監(jiān)督成本，進(jìn)而提升資金供給意愿(Diamond，1989[36]；Ghatak，1999[37]；Karlan，2007[38])。

2.社區(qū)非正規(guī)借貸提高了社區(qū)家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，進(jìn)而提升了社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度。

創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)識(shí)別是開展創(chuàng)業(yè)的基礎(chǔ)條件，創(chuàng)業(yè)主體需要獲取有價(jià)值的商業(yè)信息，探尋開發(fā)機(jī)會(huì)價(jià)值的可行途徑。非正規(guī)借貸活動(dòng)建立在人情信任的基礎(chǔ)上，社區(qū)內(nèi)部成員之間的借貸交易可以提升社區(qū)家庭的信任感，強(qiáng)化社區(qū)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，幫助社區(qū)家庭發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)、增強(qiáng)創(chuàng)業(yè)意識(shí)(Schere等，1989[39]；Van等，2006[40]；周廣肅等，2015[41])。同時(shí)，良好的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)可以通過(guò)提高信息可得性和信息分析能力兩方面，幫助社區(qū)家庭識(shí)別創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)(Birley，1985[42]；張玉利等，2008[43])。首先，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)能夠幫助潛在創(chuàng)業(yè)群體調(diào)動(dòng)更多的社會(huì)資源，使他們接觸到更為豐富、時(shí)效性更強(qiáng)、價(jià)值較高的信息，有利于其以較低的成本準(zhǔn)確把握最新的市場(chǎng)動(dòng)態(tài)和創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)(朱秀梅和李明芳，2011[44]；賀建風(fēng)和陳茜儒，2019[45])；其次，依托于社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的社會(huì)交往能夠促進(jìn)社區(qū)家庭互相學(xué)習(xí)，在社會(huì)交往的推動(dòng)下，社區(qū)家庭能更快地獲得創(chuàng)業(yè)知識(shí)，產(chǎn)生新想法(Kogut和Zander，1996[46])；再次，嵌入社會(huì)網(wǎng)絡(luò)之中的信任和契約機(jī)制，能夠?yàn)樾聞?chuàng)業(yè)者帶來(lái)客戶資源，提升其經(jīng)營(yíng)收入(邊燕杰和張磊，2006[47])。

創(chuàng)業(yè)意愿是實(shí)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)行為的基礎(chǔ)，積極的創(chuàng)業(yè)意愿能夠激勵(lì)潛在創(chuàng)業(yè)者發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)不僅可以傳遞創(chuàng)業(yè)資金、信息資源，還可以影響社區(qū)家庭的創(chuàng)業(yè)意愿(Moore，1990[48])。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)能夠通過(guò)示范效應(yīng)和網(wǎng)絡(luò)支持影響社區(qū)家庭的創(chuàng)業(yè)意愿(蔣劍勇和郭紅東，2012[49])。一方面，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中的創(chuàng)業(yè)群體可以發(fā)揮榜樣作用，影響社區(qū)家庭對(duì)創(chuàng)業(yè)的態(tài)度和價(jià)值觀，塑造社區(qū)的創(chuàng)業(yè)文化。社區(qū)創(chuàng)業(yè)價(jià)值觀和創(chuàng)業(yè)文化影響著人們的認(rèn)知和行為，有利于社區(qū)家庭形成對(duì)創(chuàng)業(yè)的正向價(jià)值判斷，激發(fā)其創(chuàng)業(yè)意愿(Zahra等，1999[50]；葉培群，2012[51])。另一方面，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)能夠提供情感支持，增強(qiáng)社區(qū)家庭的創(chuàng)業(yè)信心和創(chuàng)業(yè)意愿(Davidsson和Honig，2003[52])。

三、社區(qū)正規(guī)、非正規(guī)借貸與創(chuàng)業(yè)活躍度情況

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的數(shù)據(jù)源自中山大學(xué)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心2012—2016年組織的中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查(China Labour-force Dynamics Survey，CLDS)。CLDS采用了多階段、多層次與勞動(dòng)力規(guī)模成比例的概率抽樣，涵蓋了勞動(dòng)力個(gè)體、家庭和社區(qū)三個(gè)層面的追蹤調(diào)查，樣本覆蓋了中國(guó)29個(gè)省份。該數(shù)據(jù)對(duì)勞動(dòng)力所在社區(qū)的經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展、勞動(dòng)力所在家庭的多項(xiàng)經(jīng)濟(jì)學(xué)以及人口統(tǒng)計(jì)學(xué)指標(biāo)進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)，包含較為豐富的創(chuàng)業(yè)信息，為本研究提供了有效的數(shù)據(jù)支撐。

(二)社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度

本文選取社區(qū)創(chuàng)業(yè)發(fā)生率作為社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度的代理變量，參照李長(zhǎng)安等(2012)[53]的做法，以社區(qū)家庭中正在創(chuàng)業(yè)的家庭占比代表所在社區(qū)的創(chuàng)業(yè)活躍度。本文從職業(yè)轉(zhuǎn)換行為的角度，將勞動(dòng)力職業(yè)為雇主或自雇的家庭界定為創(chuàng)業(yè)家庭，并排除職業(yè)是建筑工、零散工、保姆以及其他不屬于創(chuàng)業(yè)的情況。

1.行政區(qū)創(chuàng)業(yè)發(fā)生率。

根據(jù)樣本數(shù)據(jù)分析，2012—2016年全國(guó)各市級(jí)行政區(qū)創(chuàng)業(yè)發(fā)生率差異較大，其中創(chuàng)業(yè)活動(dòng)較為活躍的省份依次是浙江、福建、江西、廣東和江蘇。

2.城鄉(xiāng)分布差異。

分地區(qū)統(tǒng)計(jì)的2012—2016年社區(qū)創(chuàng)業(yè)發(fā)生率分布情況如表1所示?？傮w上，2012—2016年全國(guó)社區(qū)創(chuàng)業(yè)發(fā)生率為10.51%。從城鄉(xiāng)來(lái)看，城鎮(zhèn)社區(qū)的創(chuàng)業(yè)發(fā)生率更高，創(chuàng)業(yè)氛圍更加濃厚，且在2012—2016年三期數(shù)據(jù)中城鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)發(fā)生率一直存在顯著差異。

表1社區(qū)創(chuàng)業(yè)發(fā)生率的城鄉(xiāng)差異

3.地區(qū)分布差異。

分地區(qū)來(lái)看，東部、中西部社區(qū)的創(chuàng)業(yè)發(fā)生率分別為11.79%、9.23%，經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的東部社區(qū)的創(chuàng)業(yè)發(fā)生率顯著高于中西部地區(qū)，創(chuàng)業(yè)氛圍更加濃厚。

表2社區(qū)創(chuàng)業(yè)發(fā)生率的地區(qū)差異

(三)社區(qū)正規(guī)借貸與非正規(guī)借貸

1.正規(guī)借貸的城鄉(xiāng)分布差異。

總體上，2012—2016年全國(guó)社區(qū)正規(guī)借貸發(fā)生率為26.40%，表明居民從正規(guī)借貸渠道獲取資金的可得性不高。從城鄉(xiāng)比較來(lái)看，城鎮(zhèn)社區(qū)正規(guī)借貸資金可得性更高，且在2012—2016年三期數(shù)據(jù)中城鄉(xiāng)正規(guī)借貸差異一直顯著，城鄉(xiāng)二元金融格局差異明顯。

表3社區(qū)正規(guī)借貸發(fā)生率的區(qū)域比較

2.非正規(guī)借貸的城鄉(xiāng)分布差異。

本文選擇社區(qū)非正規(guī)借貸發(fā)生率作為社區(qū)非正規(guī)借貸的代理變量(1)CLDS家庭問(wèn)卷包含了家庭資金借貸信息，將家庭的借錢對(duì)象分為銀行或信用社、親戚或朋友、民間借貸組織三大類，本文界定通過(guò)非正規(guī)借貸融資的家庭為從親戚、朋友、民間借貸組織及其他個(gè)人處借錢的家庭。。由于社區(qū)非正規(guī)借貸資金的供給者多為個(gè)體且相對(duì)隱蔽，難以識(shí)別出統(tǒng)一的借貸組織。因此，本文從社區(qū)非正規(guī)借貸市場(chǎng)的均衡狀態(tài)出發(fā)，根據(jù)社區(qū)家庭當(dāng)前實(shí)際借貸情況計(jì)算社區(qū)非正規(guī)借貸發(fā)生率，即用社區(qū)內(nèi)有借款行為的家庭中通過(guò)非正規(guī)渠道的家庭所占的比重來(lái)衡量社區(qū)非正規(guī)借貸的活躍程度。

總體上，2012—2016年全國(guó)社區(qū)非正規(guī)借貸發(fā)生率為83.22%，表明非正規(guī)借貸是居民獲取外部融資的主要渠道。農(nóng)村社區(qū)的非正規(guī)借貸更為活躍，且城鄉(xiāng)非正規(guī)借貸差異在2012—2016年三期數(shù)據(jù)中都穩(wěn)定存在。這主要因?yàn)榻栀J金額自由、期限靈活、無(wú)需抵押的非正規(guī)借貸與小農(nóng)經(jīng)濟(jì)分散性、規(guī)模小的融資特點(diǎn)相適應(yīng)(蘇士儒等，2006[54])。

表4社區(qū)非正規(guī)借貸發(fā)生率的區(qū)域比較

四、非正規(guī)借貸與社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度的實(shí)證檢驗(yàn)

(一)非正規(guī)借貸與社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度的基本結(jié)果

1.基準(zhǔn)模型設(shè)定。

由于在沒(méi)有家庭開展創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的社區(qū)中，社區(qū)創(chuàng)業(yè)發(fā)生率無(wú)法觀測(cè)，因此本文選用Tobit模型考察非正規(guī)借貸對(duì)社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度的影響，模型設(shè)定如下：

Entre_ratioi=β1+β2Debt_ratioi+β3Xi+μi

(1)

式中，被解釋變量Entre_ratioi為社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度，關(guān)鍵解釋變量Debt_ratioi為社區(qū)非正規(guī)借貸。Xi為表5中的控制變量，包括社區(qū)人口規(guī)模、社區(qū)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)變量、社區(qū)金融環(huán)境變量、社區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變量。其中，在社區(qū)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)變量中，本文加入了社區(qū)家庭能借到5 000元的人數(shù)的平均值以及社區(qū)是否有宗祠/祠堂這兩個(gè)變量。宗祠/祠堂是宗族文化的重要體現(xiàn)，以血緣關(guān)系為紐帶建立的宗族網(wǎng)絡(luò)為社區(qū)非正規(guī)借貸活動(dòng)提供了天然的土壤，受傳統(tǒng)宗族文化影響強(qiáng)的地區(qū)，社區(qū)非正規(guī)借貸活動(dòng)也會(huì)更加頻繁(Peng，2004[55]；郭云南等，2013[56])。社區(qū)金融環(huán)境變量中，本文加入社區(qū)是否有銀行或信用社變量以及所屬地級(jí)市(區(qū))的數(shù)字普惠金融指數(shù)等3個(gè)變量。社區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變量包括社區(qū)低保人數(shù)、社區(qū)類型以及社區(qū)所屬地區(qū)虛擬變量。各變量的具體說(shuō)明及描述性統(tǒng)計(jì)如表5所示。

表5變量的描述性統(tǒng)計(jì)

2.基準(zhǔn)回歸結(jié)果。

表6列出了模型(1)的回歸結(jié)果。其中，前兩列分別為Tobit模型估計(jì)結(jié)果及邊際效應(yīng)，后兩列為IV-Tobit模型估計(jì)結(jié)果及邊際效應(yīng)。由表6列(1)所示，社區(qū)非正規(guī)借貸與社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度在5%的置信水平上顯著正相關(guān)，表明非正規(guī)借貸越活躍的社區(qū)，其創(chuàng)業(yè)活躍度越高。

從控制變量來(lái)看，社區(qū)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和社區(qū)金融環(huán)境特征變量對(duì)社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度有顯著的影響。從社區(qū)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)角度，祠堂Hall對(duì)社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度有顯著的正向作用，可能是以血緣為紐帶的宗族組織為宗族成員提供了交流的場(chǎng)所，提高了社區(qū)內(nèi)部的信息、資金等資源的流動(dòng)，從而為家庭創(chuàng)業(yè)提供了支持(胡金焱和袁力，2017[57])。變量Borrow的系數(shù)顯著為正，表明社區(qū)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度有著顯著的正向作用，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)提升了創(chuàng)業(yè)信息、資金可得性，推動(dòng)了創(chuàng)業(yè)活動(dòng)(馬光榮和楊恩艷，2011[58])。從社區(qū)金融環(huán)境來(lái)看，社區(qū)正規(guī)借貸變量Formal_ratio、社區(qū)銀行變量Bank和數(shù)字金融發(fā)展變量Digital_finan的系數(shù)顯著為正，表明正規(guī)金融和數(shù)字金融發(fā)展水平都對(duì)社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度有顯著的正向作用。由于創(chuàng)業(yè)存在資金門檻，提高金融資源的可得性有助于跨越資金門檻，進(jìn)而促進(jìn)創(chuàng)業(yè)。最后，與農(nóng)村社區(qū)相比，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平更高的城鎮(zhèn)社區(qū)的創(chuàng)業(yè)活躍度更高，這是因?yàn)槌鞘械貐^(qū)的居民自身綜合素質(zhì)和外部創(chuàng)業(yè)環(huán)境更完善，表現(xiàn)在居民認(rèn)知能力較高，金融、技術(shù)、人才等創(chuàng)業(yè)資源更加豐富，創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)更多。

然而，上述實(shí)證分析中可能因遺漏變量和反向因果而存在內(nèi)生性問(wèn)題。一方面，社區(qū)非正規(guī)借貸和社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度可能同時(shí)受到社區(qū)家庭的風(fēng)險(xiǎn)偏好等其他難以觀測(cè)的因素的影響；另一方面，由于創(chuàng)業(yè)活動(dòng)引發(fā)了資金需求，導(dǎo)致社區(qū)非正規(guī)借貸活動(dòng)增多。因此，本文采用工具變量法解決可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題。本文選取同一縣其他社區(qū)的非正規(guī)借貸平均發(fā)生率作為社區(qū)非正規(guī)借貸的工具變量。首先，同一縣的社區(qū)在經(jīng)濟(jì)、文化、社會(huì)等方面較為相似，而其他社區(qū)的非正規(guī)借貸活躍程度是該社區(qū)家庭所不能控制的。因此，該變量適合作為社區(qū)非正規(guī)借貸的工具變量。表6列(3)和列(4)為兩階段工具變量估計(jì)結(jié)果。在兩階段工具變量估計(jì)中，一階段F值是53.42，工具變量的t值是6.47，表明內(nèi)生變量和工具變量具有較強(qiáng)的相關(guān)性，Wald檢驗(yàn)拒絕了社區(qū)非正規(guī)借貸不存在內(nèi)生性的原假設(shè)。列(4)兩階段工具變量估計(jì)結(jié)果顯示社區(qū)非正規(guī)借貸在5%的置信水平上顯著為正。這進(jìn)一步表明，社區(qū)非正規(guī)借貸促進(jìn)了社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度。

表6社區(qū)非正規(guī)借貸與社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

為進(jìn)一步檢驗(yàn)結(jié)論的可靠性，本文采用以下四種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果如表7所示。

第一，從社區(qū)非正規(guī)借貸的供給角度，采用社區(qū)內(nèi)借出錢的家庭比例(Debt_ratio1)衡量社區(qū)非正規(guī)借貸，考察其對(duì)社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度的影響。估計(jì)結(jié)果如表7列(1)所示，關(guān)鍵解釋變量Debt_ratio1的系數(shù)顯著為正。

第二，采用兩階段最小二乘法(2SLS)估計(jì)社區(qū)非正規(guī)借貸對(duì)社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度的影響。估計(jì)結(jié)果如表7列(2)所示，變量Debt_ratio的系數(shù)仍然顯著為正。

第三，替換被解釋變量社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度的代理變量，以社區(qū)家庭平均創(chuàng)業(yè)頻次作為社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度的代理變量。與社區(qū)創(chuàng)業(yè)發(fā)生率不同，社區(qū)家庭平均創(chuàng)業(yè)頻次不僅體現(xiàn)了社區(qū)目前的創(chuàng)業(yè)情況，也包括失敗過(guò)的創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目，在一定程度上更能反映社區(qū)家庭對(duì)創(chuàng)業(yè)的態(tài)度、意愿和社區(qū)創(chuàng)業(yè)活力。估計(jì)結(jié)果如表7列(3)所示，變量Debt_ratio的系數(shù)在1%的置信水平上顯著為正。

第四，在替換社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度的代理變量的基礎(chǔ)上，采用IV-Tobit模型估計(jì)非正規(guī)借貸對(duì)社區(qū)家庭平均創(chuàng)業(yè)頻次的影響。為避免社區(qū)非正規(guī)借貸與社區(qū)家庭平均創(chuàng)業(yè)頻次可能存在由于反向因果關(guān)系和遺漏變量而導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，本文同樣選取同一區(qū)縣內(nèi)其他社區(qū)的非正規(guī)借貸平均發(fā)生率作為工具變量。估計(jì)結(jié)果如表7列(4)所示，社區(qū)非正規(guī)借貸Debt_ratio的系數(shù)為正且在1%的置信水平上顯著，表明社區(qū)非正規(guī)借貸提高了社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度。

綜上，本文的估計(jì)結(jié)果是基本穩(wěn)健的。

表7社區(qū)非正規(guī)借貸與社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(二)非正規(guī)借貸與社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度的影響機(jī)制分析

1.社區(qū)非正規(guī)借貸對(duì)社區(qū)家庭非正規(guī)創(chuàng)業(yè)資金可得性的影響。

為檢驗(yàn)社區(qū)非正規(guī)借貸增加社區(qū)家庭非正規(guī)渠道創(chuàng)業(yè)資金可得性這條路徑，本文將樣本限定于有創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目的家庭。CLDS問(wèn)卷詢問(wèn)了創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目初始資金來(lái)源渠道信息“開業(yè)時(shí)投入資金的來(lái)源”和“注冊(cè)資本/投入資金是從哪些渠道籌集的”。非正規(guī)創(chuàng)業(yè)資金可得性變量根據(jù)該問(wèn)項(xiàng)獲得，如果問(wèn)項(xiàng)的回答是通過(guò)非正規(guī)渠道獲得，則非正規(guī)渠道創(chuàng)業(yè)資金可得性變量Informal取值為1，否則取值為0；同樣地，如果問(wèn)項(xiàng)的回答是通過(guò)正規(guī)渠道獲得，則正規(guī)創(chuàng)業(yè)資金可得性變量Formal取值為1，否則取值為0。2012—2016年創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目初始融資情況如表8所示。由表中數(shù)據(jù)可見，58.59%的創(chuàng)業(yè)者在初始融資中獲得了外部資金支持，56.57%的創(chuàng)業(yè)者從非正規(guī)渠道獲得了資金支持，通過(guò)正規(guī)渠道獲得資金的創(chuàng)業(yè)者僅占7.14%，這說(shuō)明非正規(guī)借貸對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)的支持作用更顯著。

表8創(chuàng)業(yè)家庭初始融資情況

表9列(1)和列(2)匯報(bào)了采用Probit模型分析社區(qū)非正規(guī)借貸對(duì)社區(qū)創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目初始融資渠道選擇的影響(2)表9加入了戶主特征、家庭特征、社區(qū)特征、創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目融資規(guī)模等變量。由于在2012年數(shù)據(jù)中，創(chuàng)業(yè)類型為自雇的樣本沒(méi)有問(wèn)詢初始資金來(lái)源渠道問(wèn)題，因此表9僅使用了2014—2016年數(shù)據(jù)，且由于同一個(gè)家庭可能開展不同的創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目，因此沒(méi)有采用面板模型進(jìn)行估計(jì)。。其中，列(2)是在列(1)基礎(chǔ)上，加入了家庭正規(guī)渠道融資變量的估計(jì)結(jié)果。關(guān)鍵解釋變量非正規(guī)借貸采用社區(qū)內(nèi)其他家庭的非正規(guī)借貸平均發(fā)生率Debt_ratio2進(jìn)行測(cè)度。結(jié)果顯示，社區(qū)非正規(guī)借貸變量Debt_ratio2的系數(shù)在1%的置信水平上顯著為正，表明社區(qū)非正規(guī)借貸對(duì)社區(qū)創(chuàng)業(yè)成員非正規(guī)金融資源可得性有著顯著的正向影響。

表9社區(qū)非正規(guī)借貸與社區(qū)創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目非正規(guī)融資

2.社區(qū)非正規(guī)借貸對(duì)社區(qū)家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的影響。

為檢驗(yàn)社區(qū)非正規(guī)借貸增強(qiáng)了社區(qū)家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)這一機(jī)制，本文仍將樣本限定于2012—2016年的創(chuàng)業(yè)家庭，利用創(chuàng)業(yè)家庭能夠借到5 000元的人數(shù)和家庭社交支出度量家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的廣度和深度。關(guān)鍵解釋變量非正規(guī)借貸仍然采用社區(qū)內(nèi)其他家庭的平均社區(qū)非正規(guī)借貸發(fā)生率Debt_ratio2測(cè)度。表10列(1)和列(2)分別展示了社區(qū)非正規(guī)借貸對(duì)家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)廣度Borrow和深度Gift的估計(jì)結(jié)果(3)表10中的控制變量包括戶主特征、家庭特征、社區(qū)特征等變量。。其中，豪斯曼檢驗(yàn)顯示固定效應(yīng)模型更加合理，因此本文使用了面板固定效應(yīng)模型。表10列(1)和列(2)的結(jié)果顯示Debt_ratio2系數(shù)顯著為正，表明社區(qū)非正規(guī)借貸對(duì)社區(qū)家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的廣度和深度均有顯著的正向影響。

表10社區(qū)非正規(guī)借貸與創(chuàng)業(yè)家庭的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)

(三)非正規(guī)借貸對(duì)社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度影響的異質(zhì)性分析

已有研究表明，正規(guī)金融環(huán)境、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)、人力資源水平等創(chuàng)業(yè)環(huán)境因素是影響居民創(chuàng)業(yè)意愿、創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)的重要因素(朱明芬，2010[59])。因此，社區(qū)非正規(guī)借貸對(duì)于社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度的促進(jìn)作用可能因創(chuàng)業(yè)環(huán)境的不同而存在異質(zhì)性。為探究非正規(guī)借貸對(duì)社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度的異質(zhì)性影響，本文在模型(1)的基礎(chǔ)上分別依次加入社區(qū)正規(guī)借貸發(fā)生率變量、社區(qū)類型變量、社區(qū)所屬地區(qū)變量以及社區(qū)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)變量與非正規(guī)借貸變量的交互項(xiàng)，分析社區(qū)非正規(guī)借貸對(duì)社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度的促進(jìn)作用在不同正規(guī)金融市場(chǎng)發(fā)育水平、東中西部地區(qū)、城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)、不同強(qiáng)度的社區(qū)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)存在的差異性影響，結(jié)果如表11列(1)～列(4)所示。

表11列(1)加入社區(qū)非正規(guī)借貸與社區(qū)正規(guī)借貸發(fā)生率的交互項(xiàng)(Formal2×Debt_ratio、Formal3×Debt_ratio)。結(jié)果顯示交互項(xiàng)Formal3×Debt_ratio的系數(shù)顯著為負(fù)，表明社區(qū)正規(guī)金融環(huán)境越好，非正規(guī)借貸對(duì)社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度的促進(jìn)作用越小。良好的正規(guī)金融環(huán)境有助于緩解金融市場(chǎng)信息不對(duì)稱，降低交易成本，提高金融服務(wù)可得性，進(jìn)而促進(jìn)新建企業(yè)(吳雨等，2018[60])。較高的正規(guī)借貸發(fā)生率表明社區(qū)家庭正規(guī)金融資源可得性較高，社區(qū)家庭受到的資金約束程度較低，社區(qū)家庭可能將規(guī)模較小的非正規(guī)資金用于生活消費(fèi)用途。

表11列(2)加入了社區(qū)非正規(guī)借貸與城鎮(zhèn)社區(qū)的交互項(xiàng)(Urban×Debt_ratio)，結(jié)果顯示社區(qū)非正規(guī)借貸與城鎮(zhèn)社區(qū)的交互項(xiàng)Urban×Debt_ratio顯著為正，表明城鎮(zhèn)社區(qū)的非正規(guī)借貸活動(dòng)對(duì)創(chuàng)業(yè)活躍度的促進(jìn)作用更大。

表11社區(qū)非正規(guī)借貸與社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度異質(zhì)性分析

表11列(3)加入社區(qū)非正規(guī)借貸與東部地區(qū)的交互項(xiàng)(East×Debt_ratio)，估計(jì)結(jié)果顯示社區(qū)非正規(guī)借貸與東部地區(qū)的交互項(xiàng)East×Debt_ratio顯著為正，表明與中西部相比，東部社區(qū)的非正規(guī)借貸對(duì)社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度的促進(jìn)作用更大。一方面，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平更高、創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)更多、人力資源豐富的東部和城鎮(zhèn)地區(qū)能夠產(chǎn)生集聚經(jīng)濟(jì)，有助于降低新企業(yè)所需投入品、勞動(dòng)力資源等創(chuàng)業(yè)成本，提高居民的創(chuàng)業(yè)可行性感知，進(jìn)而促進(jìn)新建企業(yè)(Lim等，2010[61]；張萃，2018[62])。另一方面，東部地區(qū)和城鎮(zhèn)居民的資源獲取渠道較廣，認(rèn)知能力更高，表現(xiàn)為更強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力和自信心，進(jìn)而更可能選擇創(chuàng)業(yè)(賀建風(fēng)和陳茜儒，2019[45])。

表11列(4)為加入社區(qū)非正規(guī)借貸與社區(qū)家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的交互項(xiàng)的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示交互項(xiàng)(Borrow2×Debt_ratio-Borrow4×Debt_ratio)顯著為負(fù)，表明在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)欠發(fā)達(dá)的社區(qū)，非正規(guī)借貸對(duì)創(chuàng)業(yè)活躍度的促進(jìn)作用更大?？赡艿脑蚴?，在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)薄弱的社區(qū)，社區(qū)非正規(guī)借貸活動(dòng)加強(qiáng)了社區(qū)家庭之間的互動(dòng)，增進(jìn)了借貸雙方的情感和信任，拓展創(chuàng)業(yè)信息來(lái)源渠道，更有助于社區(qū)家庭開展創(chuàng)業(yè)活動(dòng)(程昆等，2006[63])。

五、主要結(jié)論及政策建議

本文闡述了社區(qū)非正規(guī)借貸影響社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度的微觀作用機(jī)制，并利用中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查(CLDS)數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。本文的研究結(jié)論表明，創(chuàng)業(yè)活躍度差異不僅存在于國(guó)家、城市之間，在社區(qū)層面也有明顯差異。所得結(jié)論如下：第一，社區(qū)非正規(guī)借貸能夠顯著提升社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度。第二，社區(qū)非正規(guī)借貸通過(guò)提升社區(qū)家庭非正規(guī)渠道創(chuàng)業(yè)資金可得性、增強(qiáng)社區(qū)家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，幫助家庭把握創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)和提高家庭創(chuàng)業(yè)意愿，進(jìn)而提升了社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度。第三，社區(qū)非正規(guī)借貸對(duì)社區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度的正向影響在正規(guī)借貸發(fā)生率更低的社區(qū)、城鎮(zhèn)、東部地區(qū)、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)匱乏的社區(qū)促進(jìn)作用更大。

據(jù)此，本文提出以下政策建議：第一，完善支持創(chuàng)業(yè)融資的金融體系，因地制宜地?cái)U(kuò)充社區(qū)非正規(guī)借貸資金的有效供給者，發(fā)揮非正規(guī)金融的補(bǔ)充作用，引導(dǎo)非正規(guī)金融的契約形式漸趨規(guī)范化，積極構(gòu)建社區(qū)非正規(guī)借貸發(fā)展的法律制度環(huán)境，降低創(chuàng)業(yè)資金門檻，繁榮后疫情時(shí)代的低成本創(chuàng)業(yè)經(jīng)濟(jì)。第二，創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的開展離不開正規(guī)信貸的支撐，增加正規(guī)金融機(jī)構(gòu)服務(wù)小微企業(yè)的廣度、深度，簡(jiǎn)化貸款審批流程，采取減免稅收、提供資金與管理支持等政策措施，深化數(shù)字普惠金融的發(fā)展，拓展金融的服務(wù)范圍。第三，培育鼓勵(lì)創(chuàng)業(yè)的社區(qū)創(chuàng)業(yè)文化氛圍，積極開辦創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)比賽、創(chuàng)業(yè)模范評(píng)選等活動(dòng)，充分發(fā)揮社會(huì)互動(dòng)對(duì)創(chuàng)業(yè)的驅(qū)動(dòng)作用，大力弘揚(yáng)創(chuàng)業(yè)精神，激發(fā)社區(qū)家庭創(chuàng)業(yè)熱情，全面提升全民的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)水平。