社區(qū)非正規(guī)金融活躍度對家庭創(chuàng)業(yè)的影響
——基于CLDS數(shù)據(jù)的實證分析

黃惠春 袁俊麗 高仁杰 謝 勇

(南京農業(yè)大學，江蘇 南京 210095)

一、 引言與相關文獻回顧

創(chuàng)業(yè)在推動技術創(chuàng)新、吸納就業(yè)和推進城鎮(zhèn)化等方面具有不可替代的作用，可以為經(jīng)濟增長提供持續(xù)動力(Schumpeter，1934；Baumol，1990；李宏彬 等，2009)。尤其在當前以國內大循環(huán)為主體的新發(fā)展格局下，鼓勵創(chuàng)業(yè)對促增收保民生、應對疫情沖擊以及擴大內需等具有重大意義。然而，作為一種特殊的就業(yè)選擇，與成為雇員相比，創(chuàng)業(yè)者需要進行生產(chǎn)資料的初始投入并持續(xù)自主經(jīng)營。已有研究表明，初始流動性需求作為一個資金準入門檻已成為家庭創(chuàng)業(yè)的重要障礙(Holtz-Eakin et al.，1994；蔡棟梁 等，2018)。同時，持續(xù)自主經(jīng)營意味著創(chuàng)業(yè)者需要時刻關注資金流動性，承受經(jīng)營的不確定性與風險。外部金融資源的可得性可以分散工商業(yè)的經(jīng)營風險，進而激發(fā)創(chuàng)業(yè)活力(Calomiris et al.，1998)。此外，能否獲得外部融資直接影響創(chuàng)業(yè)者能否以最優(yōu)規(guī)模開展經(jīng)營從而獲得最大收益(Evans et al.，1989)。

已有文獻分別從宏觀和微觀兩個層面就正規(guī)金融對創(chuàng)業(yè)活動的促進作用進行了論證，如金融發(fā)展與企業(yè)家精神、信貸獲得與創(chuàng)業(yè)決策的關系等(Paulson et al.，2004；李磊 等，2014；周廣肅 等，2015；Cai et al.，2018)。與此同時，相關研究發(fā)現(xiàn)發(fā)展中國家普遍存在金融抑制，正規(guī)金融體系在資源配置上傾向于城市和國有部門，對中小企業(yè)的支持力度較小(張杰，2000；張龍耀 等，2013)。對創(chuàng)業(yè)家庭而言，其在創(chuàng)業(yè)初期信息不透明，創(chuàng)業(yè)前景難以評估，缺乏有效抵押物，因而面臨更嚴重的信貸約束(田曉霞，2004)。相比之下，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)者的實際需求。非正規(guī)金融具有內生金融優(yōu)勢，可以通過緩解信貸約束進而影響家庭創(chuàng)業(yè)動機和創(chuàng)業(yè)決策。

與正規(guī)金融通過其分支機構提供金融服務相比，非正規(guī)金融活動十分分散，具有典型的地域差異性，依托地方社會關系網(wǎng)絡開展的非正規(guī)金融活動具有顯著的本土化特征(姚耀軍，2009)。從非正規(guī)金融的生存空間來看，中國城鄉(xiāng)之間正規(guī)金融資源的巨大差異為非正規(guī)金融在農村地區(qū)的生存與發(fā)展提供了空間。因此，國內對非正規(guī)金融與創(chuàng)業(yè)關系的研究主要以農戶為對象，強調農村非正規(guī)金融市場在正規(guī)金融服務缺位情況下的重要性(郭云南 等，2013；李樹 等，2018)。從非正規(guī)金融的發(fā)生條件來看，非正規(guī)借貸往往依賴地緣、血緣、親緣等關系紐帶展開。因此，目前國內更關注社會網(wǎng)絡這一概念，研究中國人情社會特征下社會關系網(wǎng)絡在促進民間融資和創(chuàng)業(yè)中的作用(童馨樂 等，2011；姚錚 等，2013；胡金焱 等，2014)。已有文獻對這一問題的實證研究大多從家庭層面出發(fā)，選擇家庭人情往來支出、可借貸親友數(shù)量等作為家庭非正規(guī)借貸網(wǎng)絡的代理變量(胡楓 等，2012；李慶海 等，2016；李祎雯 等，2016；賀建風 等，2019)，而忽略了非正規(guī)金融的地域性特征，即外部非正規(guī)金融市場環(huán)境對家庭創(chuàng)業(yè)融資及創(chuàng)業(yè)決策的影響。此外，現(xiàn)有文獻關于非正規(guī)金融與創(chuàng)業(yè)行為的實證研究往往忽略借貸資金的實際用途，未將非正規(guī)融資與創(chuàng)業(yè)活動直接聯(lián)系起來，從而導致相關研究結論不一致(程郁 等，2009；馬光榮 等，2011)(1)已有文獻實證分析了家庭當前非正規(guī)融資獲得情況與創(chuàng)業(yè)決策之間的關系，并未考慮當前融資是否用于創(chuàng)業(yè)活動，所得結論存在明顯差異。部分研究認為非正規(guī)金融資金的獲得對家庭創(chuàng)業(yè)選擇無顯著影響(程郁 等，2009)，但也有研究認為非正規(guī)融資是創(chuàng)業(yè)活動的主要資金來源(馬光榮 等，2011)。。

家庭非正規(guī)借貸可得性除了受家庭個體特征影響以外，還與家庭所處地區(qū)的非正規(guī)金融市場的活躍程度有關，其對該地區(qū)家庭的借貸渠道偏好、融資習慣等有重要影響。在正規(guī)金融融資受限的情況下，非正規(guī)金融市場能否為家庭跨越創(chuàng)業(yè)資金門檻提供有力支持？能否提供足夠的資金幫助家庭實現(xiàn)更大規(guī)模的創(chuàng)業(yè)活動？為回答這些問題，本文利用2012—2016年的中國勞動力動態(tài)調查數(shù)據(jù)(CLDS)，檢驗非正規(guī)金融活躍度與家庭創(chuàng)業(yè)行為之間的關系，考察家庭從未創(chuàng)業(yè)到創(chuàng)業(yè)這一過程中非正規(guī)融資所發(fā)揮的作用，包括對家庭創(chuàng)業(yè)決策與創(chuàng)業(yè)規(guī)模的影響。本文可能的貢獻有以下三個方面：一是結合非正規(guī)金融活動地域性、分散性特點，從社區(qū)維度考察非正規(guī)金融對創(chuàng)業(yè)活動的影響，為相關研究提供新的視角；二是同時考察非正規(guī)金融對創(chuàng)業(yè)決策與創(chuàng)業(yè)規(guī)模的影響，全面分析非正規(guī)金融與家庭創(chuàng)業(yè)行為之間的關系，豐富了已有研究；三是本文使用的CLDS數(shù)據(jù)較為詳細地給出了樣本家庭創(chuàng)業(yè)初期的融資情況、經(jīng)營規(guī)模等信息，有助于直接驗證非正規(guī)金融在創(chuàng)業(yè)決策中的作用，為相關研究提供了更嚴謹?shù)慕?jīng)驗證據(jù)。在后疫情時期，重新審視家庭創(chuàng)業(yè)的突出瓶頸、更精準地尋求解決方案，對激發(fā)創(chuàng)業(yè)活力、恢復國民經(jīng)濟內在動力無疑具有重大的現(xiàn)實意義。

二、理論分析

(一)非正規(guī)金融與家庭創(chuàng)業(yè)的匹配性

熊彼特的創(chuàng)新理論提出，創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)是經(jīng)濟發(fā)展的重要動力，而金融體系的作用就在于篩選出具有創(chuàng)新精神和能力的潛在創(chuàng)業(yè)者，并為其提供創(chuàng)業(yè)資金支持。金融資源的有效配置可以幫助潛在創(chuàng)業(yè)者抓住創(chuàng)業(yè)機會并選擇創(chuàng)業(yè)(Bianchi，2010)。一般認為，工商業(yè)經(jīng)營等生產(chǎn)性活動所需資金主要源自正規(guī)金融支持，而非正規(guī)借貸主要用于平滑家庭消費或應對突發(fā)風險(葉敬忠 等，2004；黃祖輝 等，2007；朱信凱 等，2009)?；谶@一經(jīng)驗認知，除了個別研究關注到非正規(guī)金融在為家庭擴大生產(chǎn)、創(chuàng)業(yè)經(jīng)營提供資金支持方面扮演重要角色(金燁 等，2009；趙振宗，2011；曲小剛 等，2013)，已有研究普遍忽視了非正規(guī)金融市場對創(chuàng)業(yè)活動的作用。

從創(chuàng)業(yè)家庭的實際融資需求來看，相比正規(guī)信貸，非正規(guī)借貸在借貸規(guī)模、風險分擔、還款期限等方面與創(chuàng)業(yè)家庭的融資特征更為匹配。一方面，初創(chuàng)企業(yè)規(guī)模往往較小，資本要求不會太高(Hurst et al.，2004)，相較于資金規(guī)模較大、資信要求較高的正規(guī)信貸，受流動性約束的初創(chuàng)家庭從親友等非正規(guī)渠道即可滿足其資金需求。另一方面，非正規(guī)借貸普遍被認為是家庭抵御風險和平滑消費的重要渠道，這一功能同樣體現(xiàn)在家庭創(chuàng)業(yè)投入過程中，面臨創(chuàng)業(yè)風險的家庭考慮到創(chuàng)業(yè)后的流動性壓力，更傾向于選擇還款期限、還款方式等較為靈活的非正規(guī)渠道。

從創(chuàng)業(yè)資金供給來看，相比正規(guī)信貸，非正規(guī)借貸在風險識別、交易流程等方面更具優(yōu)勢，對創(chuàng)業(yè)家庭而言準入門檻更低。首先，在風險識別方面，非正規(guī)借貸活動依賴于地緣、血緣、親緣等關系網(wǎng)絡，同一社會網(wǎng)絡具有信息識別優(yōu)勢，能較為準確地評估借款人的創(chuàng)業(yè)風險與還款可能性。其次，在交易流程方面，非正規(guī)金融市場中發(fā)生的借貸行為操作流程更簡單，在貸款的擔保形式、資金交付等方面更加方便靈活，可以大大降低借貸雙方的交易成本。最后，在貸后監(jiān)督方面，非正規(guī)借貸的資金供給者可以通過信任關系、聲譽等非正規(guī)履約機制進行后續(xù)審查與監(jiān)督，來自同一社會網(wǎng)絡內的群體壓力使借款人不敢輕易違約(Diamond，1989)。因此，對有創(chuàng)業(yè)計劃但受資金約束的家庭而言，來自非正規(guī)渠道的資金可得性更強，非正規(guī)金融與家庭創(chuàng)業(yè)融資需求更加匹配。

(二)非正規(guī)金融活躍度及其影響因素

非正規(guī)金融這一概念是相對正規(guī)金融而言的，因此，現(xiàn)有文獻大多從正規(guī)金融出發(fā)討論非正規(guī)金融市場的存在與發(fā)展問題。一些文獻從金融抑制理論角度解釋了發(fā)展中國家非正規(guī)金融較為活躍的原因，認為發(fā)展中國家普遍存在的金融管制政策使正規(guī)金融資源偏向國有部門和大型企業(yè)，中小企業(yè)等資金需求者只能轉向非正規(guī)金融市場(郭斌 等，2002；呂勁松，2015)。也有研究指出，金融抑制政策只是造成非正規(guī)金融普遍存在的一個影響因素，正規(guī)金融的自身缺陷才是非正規(guī)金融市場得以發(fā)展的根本原因(林毅夫 等，2005)。信息不對稱帶來的逆向選擇與道德風險問題導致正規(guī)金融市場無法出清(Stiglitz et al.，1981)，正規(guī)金融缺位為非正規(guī)金融的存在和發(fā)展提供了空間(中國人民銀行廣州分行課題組，2002)。

然而，僅從正規(guī)金融視角思考這一問題并不全面，非正規(guī)金融的自身特點也是其存在與發(fā)展的重要原因。首先，非正規(guī)金融市場形成于一定社會關系網(wǎng)絡內，在信息獲取上具有天然優(yōu)勢，能夠緩解信息不對稱問題，這是非正規(guī)金融能在正規(guī)金融市場失靈情況下發(fā)揮作用的關鍵(劉民權 等，2003)。此外，社會關系網(wǎng)絡中存在的信任機制、聲譽約束等為非正規(guī)金融交易的成功履約提供了有力保障。這一履約機制作用的發(fā)揮程度與地方的社會文化傳統(tǒng)密切相關。在地方商業(yè)文化發(fā)達的地區(qū)，對商業(yè)價值與契約執(zhí)行的認同度較高，地方非正規(guī)金融發(fā)展水平較高(姚耀軍，2009)。在宗族文化影響較強的地區(qū)，居民因其血緣關系及宗族祭祀活動而緊密聯(lián)系在一起，民間借貸更活躍(林建浩 等，2016)。伊斯蘭文化等宗教文化、潮汕文化等地域性文化也被認為是地方非正規(guī)金融活躍的重要原因之一(陳亮 等，2016；方來，2018)。上述理論分析和經(jīng)驗研究均表明非正規(guī)金融市場與地方經(jīng)濟、社會文化等因素密切相關，具有典型的地域性和內生性特征。

(三)地方非正規(guī)金融活躍度對家庭創(chuàng)業(yè)的影響

地方非正規(guī)金融活躍度反映了當?shù)鼐用駥Ψ钦?guī)金融的偏好與依賴以及非正規(guī)金融資源的可得性，其對家庭創(chuàng)業(yè)的影響路徑主要有：第一，活躍的地方非正規(guī)金融市場為受限于融資約束的潛在創(chuàng)業(yè)者提供了更多的選擇，可以提供更多的資金支持，從而幫助更多的當?shù)貏?chuàng)業(yè)者跨越資金門檻。已有經(jīng)驗研究發(fā)現(xiàn)，非正規(guī)金融是中小企業(yè)創(chuàng)建和成長的主要資金來源(Aliber，2002；Allen et al.，2005；羅丹陽 等，2006；錢水土 等，2009)。創(chuàng)業(yè)動機能否轉變?yōu)橛行У膭?chuàng)業(yè)行為取決于創(chuàng)業(yè)資金需求能否被滿足。地方非正規(guī)金融活動越活躍，資金需求者就能越快地找到資金供給者，抓住商業(yè)機會?；钴S的地方非正規(guī)金融有助于潛在創(chuàng)業(yè)家庭及時、有效地獲得初始創(chuàng)業(yè)資金，進而促進其開展創(chuàng)業(yè)活動。第二，創(chuàng)業(yè)活動可持續(xù)需要保持足夠的資金流動性，寬松的金融環(huán)境能有效滿足創(chuàng)業(yè)者的流動性需求并分散創(chuàng)業(yè)經(jīng)營風險(Banerjee et al.，1993；Levine，1997)。承擔風險是企業(yè)家的重要特質之一(Caliendo et al.，2009；Hvide et al.，2014)，還款期限和利息等方面較為靈活的非正規(guī)金融具有分散風險的作用，可以緩解創(chuàng)業(yè)者對資金周轉困難的擔憂，進而激發(fā)其創(chuàng)業(yè)活力。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選擇與描述性統(tǒng)計

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自于2012—2016年中山大學社會科學調查中心開展的中國勞動力動態(tài)調查(CLDS)。CLDS樣本覆蓋中國29個省、市和自治區(qū)(除港澳臺、西藏、海南之外)。CLDS問卷共分為三種類型：一是勞動力個體卷(年齡、性別、教育、婚姻狀況以及工作狀況等)；二是家庭卷(家庭的資產(chǎn)與負債、收入與支出、生產(chǎn)經(jīng)營等)；三是社區(qū)卷(社區(qū)人口、基層組織、環(huán)境與設施等)。CLDS 2016數(shù)據(jù)涉及401個社區(qū)，初始樣本包含14226戶家庭，在剔除部分家庭勞動力個體就業(yè)情況缺失及無效勞動力的樣本后，最終保留了11473戶家庭。

(二)變量選擇

1.被解釋變量

(1)家庭創(chuàng)業(yè)。從職業(yè)轉換行為的角度，自我雇用者(或雇主)區(qū)別于工資雇用者。CLDS問卷將家庭勞動力的就業(yè)狀況分為雇員、雇主、自雇、務農、失業(yè)五種情況。本文對創(chuàng)業(yè)行為的界定與現(xiàn)有研究一致，即將勞動力職業(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、保姆及其他非創(chuàng)業(yè)的情況，以確保對創(chuàng)業(yè)家庭識別的準確性(2)需要說明的是，這里考察的創(chuàng)業(yè)項目中沒有包括有關農業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營項目，這主要是考慮到工商業(yè)經(jīng)營項目在帶動社會經(jīng)濟發(fā)展與促進就業(yè)方面的作用更為巨大和廣泛，研究更有意義。。

(2)創(chuàng)業(yè)規(guī)模。創(chuàng)業(yè)規(guī)模為創(chuàng)業(yè)家庭初始投資額。CLDS問卷并未給出具體的創(chuàng)業(yè)初始投資額，而是將初始投資額從小到大劃分為7個區(qū)間。本文根據(jù)創(chuàng)業(yè)家庭經(jīng)營項目投入額的分布情況并結合7個區(qū)間的臨界值，將創(chuàng)業(yè)規(guī)模分為低、中、高三組。

2.解釋變量

社區(qū)非正規(guī)金融活躍度是本文的關鍵解釋變量，這里用社區(qū)非正規(guī)借貸發(fā)生率作為代理變量。與正規(guī)金融不同，非正規(guī)金融的供給者多為個體且相對隱蔽，難以識別出統(tǒng)一的借貸組織。因此，本文從非正規(guī)金融市場的均衡狀態(tài)出發(fā)，根據(jù)社區(qū)內家庭當前實際借貸情況計算非正規(guī)借貸發(fā)生率，即社區(qū)內有借貸行為的家庭中非正規(guī)借貸所占的比重，用以衡量社區(qū)非正規(guī)金融的活躍程度(3)CLDS問卷中詢問了家庭當前的債務情況，將家庭的借錢對象分為銀行或信用社、親戚或朋友、民間借貸組織三大類，本文將從親戚、朋友、民間借貸組織及其他個人處借錢的家庭認定為有非正規(guī)借貸家庭。。

從總體來看，2016年，401個社區(qū)的非正規(guī)借貸發(fā)生率平均值為82.53%，標準差為0.2533。由此可見，從社區(qū)層面考察，中國家庭非正規(guī)借貸發(fā)生率普遍較高，非正規(guī)借貸在滿足家庭部門資金需求上發(fā)揮了重要作用。為了驗證社區(qū)非正規(guī)金融活躍度的地區(qū)性差異，本文將城鎮(zhèn)與農村社區(qū)進行了比較，結果如表1所示?？梢钥吹剑r村社區(qū)的非正規(guī)借貸發(fā)生率顯著高于城鎮(zhèn)社區(qū)，表明非正規(guī)金融作為正規(guī)金融的重要補充，在正規(guī)金融市場相對匱乏的農村地區(qū)更加活躍。為進一步檢驗這一度量的穩(wěn)定性和合理性，對2012 —2016年的CLDS數(shù)據(jù)進行分析，結果顯示城鄉(xiāng)差異在三期數(shù)據(jù)中都穩(wěn)定存在。

表1 非正規(guī)借貸發(fā)生率的城鄉(xiāng)差異

3.控制變量

參考已有研究，本文選取戶主個體特征、家庭特征和社區(qū)特征三個層次的變量作為控制變量。其中：戶主個體特征包括戶主年齡、性別、健康狀況、受教育年限、婚姻狀況等；家庭特征變量包括家庭規(guī)模、勞動力占比、人均收入、互聯(lián)網(wǎng)使用、拆遷或土地征收經(jīng)歷等；社區(qū)特征變量包括社區(qū)類型、人口、經(jīng)濟、金融機構、所屬區(qū)域等。此外，在數(shù)字金融快速發(fā)展的背景下，本文還加入了社區(qū)所屬地級市的數(shù)字普惠金融指數(shù)，作為該地區(qū)金融發(fā)展水平的代理變量。

變量的具體說明及描述性統(tǒng)計如表2所示。

表2 變量說明及描述統(tǒng)計

四、非正規(guī)金融活躍度對家庭創(chuàng)業(yè)的影響的實證分析

(一)非正規(guī)金融活躍度對家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響

1.模型設定

由于家庭創(chuàng)業(yè)決策為二元變量，本文使用Probit模型考察非正規(guī)金融活躍度對家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響，模型設定如下：

entrei=β0+β1debt_ratioi+β2Xi+εi

(1)

其中：被解釋變量entrei是二元虛擬變量，表示家庭i是否創(chuàng)業(yè)；關鍵解釋變量debt_ratioi為家庭i所在社區(qū)的非正規(guī)借貸發(fā)生率；Xi為控制變量，包括戶主特征、家庭特征和家庭i所在社區(qū)的特征變量；εi為隨機誤差項。

2.實證結果

模型1的回歸結果如表3所示。其中，表3列(1)～(4)列出了Probit模型的估計系數(shù)及邊際效應。由表3列(1)、(2)結果可知，關鍵解釋變量非正規(guī)借貸發(fā)生率(debt_ratio)與家庭創(chuàng)業(yè)決策(entre)在5%的置信水平上顯著正相關，表明非正規(guī)金融較活躍地區(qū)的家庭更可能選擇創(chuàng)業(yè)。從控制變量來看，作為家庭的主要決策者，健康狀況較好、年齡較小的戶主做出創(chuàng)業(yè)決策的概率更大；家庭特征變量回歸結果顯示，家庭成員人數(shù)越多的家庭選擇創(chuàng)業(yè)的概率越大。與翁辰等(2015)、蔡棟梁等(2018)的結論一致。會使用移動互聯(lián)網(wǎng)及社會網(wǎng)絡較發(fā)達的家庭在社會關系、信息獲取上更有優(yōu)勢，更可能開展工商業(yè)經(jīng)營活動(周廣肅 等，2018)。此外，從社區(qū)環(huán)境因素來看，地處經(jīng)濟較為發(fā)達的東部地區(qū)、商業(yè)環(huán)境更好的城鎮(zhèn)以及在有銀行等金融機構的社區(qū)家庭更可能選擇創(chuàng)業(yè)。社區(qū)有宗祠/祠堂的家庭更可能選擇創(chuàng)業(yè)，可能的原因是宗族/祠堂為成員提供了交流的場所，有助于提高宗族成員的凝聚力，使成員更便利地獲取資金、信息資源等支持，從而促進其創(chuàng)業(yè)(Peng，2004)。

表3 非正規(guī)金融活躍度對家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響

為進一步驗證上述回歸結果，參照現(xiàn)有研究做法，本文將研究樣本限定為戶主年齡16～65歲的創(chuàng)業(yè)家庭，以保證估計結果的有效性，估計結果見表3中列(3)、(4)。由表中數(shù)據(jù)可見，主要變量的影響方向及其顯著性與列(1)、(2)結果一致。

在上述模型中，社區(qū)非正規(guī)金融活躍度可能因反向因果關系和遺漏變量而導致內生性問題。一方面，非正規(guī)金融可以通過提供創(chuàng)業(yè)資金促進創(chuàng)業(yè)活動的發(fā)生，但家庭的創(chuàng)業(yè)決策也會引起資金需求，從而產(chǎn)生非正規(guī)借貸行為；另一方面，創(chuàng)業(yè)者的經(jīng)營能力和風險偏好等難以觀測，但其可能會同時影響創(chuàng)業(yè)者的非正規(guī)借貸和創(chuàng)業(yè)行為。為解決內生性問題可能導致的估計偏誤，本文選取同一縣域的其他社區(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。同一縣域的社區(qū)在經(jīng)濟、文化、社會等方面較為相似，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，本文加入這一工具變量，使用Ivprobit方法對模型(1)進行重新估計，估計結果如表3列(5)所示。

第一階段估計中工具變量在1%置信水平上正向顯著，對內生變量非正規(guī)借貸發(fā)生率(debt_ratio)具有較強的解釋力。因此，使用同一縣域的其他社區(qū)的非正規(guī)借貸平均發(fā)生率作為非正規(guī)借貸發(fā)生率的工具變量是有效的。估計結果表明，非正規(guī)金融活躍度對創(chuàng)業(yè)決策的影響仍然顯著，進一步證明社區(qū)非正規(guī)金融活躍度是影響該社區(qū)家庭創(chuàng)業(yè)決策的重要因素?？刂谱兞康幕貧w結果與基準回歸結果基本一致。同樣地，依據(jù)戶主年齡對樣本進行縮減回歸的結果如表3中列(6)所示，主要變量的回歸結果仍支持上述結論。

3.異質性分析

創(chuàng)業(yè)活動的開展是商業(yè)機會、創(chuàng)業(yè)者個體特征和創(chuàng)業(yè)資源三個要素共同作用的結果(Timmons，1999)。其中，商業(yè)機會主要與外部社會經(jīng)濟環(huán)境有關，處于經(jīng)濟發(fā)達區(qū)域的城鎮(zhèn)居民擁有更多的創(chuàng)業(yè)機會，有利于城鎮(zhèn)居民抓住機會和實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)(蔡棟梁 等，2018)。已有研究表明，創(chuàng)業(yè)者作為創(chuàng)業(yè)活動的主體，其受教育水平、年齡等個體特征對創(chuàng)業(yè)決策有顯著的影響(Mueller，2004；尹志超 等，2015；周洋 等，2017)。創(chuàng)業(yè)資源層面，社會網(wǎng)絡可以幫助自有財富不足或缺乏流動性的家庭通過民間融資跨越資金門檻，從而促進創(chuàng)業(yè)(張博 等，2015)。與此同時，相關研究發(fā)現(xiàn)年齡、受教育水平等居民個體特征、經(jīng)濟環(huán)境以及社會網(wǎng)絡也顯著影響家庭對民間融資的需求及可得性(楊汝岱 等，2011；徐麗鶴 等，2017)。因此，本文認為社區(qū)非正規(guī)金融對家庭創(chuàng)業(yè)行為的積極影響因城鄉(xiāng)差異、不同個體特征、不同借貸網(wǎng)絡水平而存在差異。基于此，本文主要從家庭社區(qū)類型、戶主受教育水平、戶主年齡、借貸網(wǎng)絡四個維度分析非正規(guī)金融活躍度對家庭創(chuàng)業(yè)選擇影響的異質性，具體模型設定如下：

entrei=β0+β1debt_ratioi+β2debt_ratioi×borr_num2i+β3debt_ratioi×borr_num3i+

β4borr_num2i+β5borr_num3i+β6Xi+εi

(2)

entrei=β0+β1debt_ratioi+β2debt_ratioi×typei+β3typei+β4Xi+εi

(3)

entrei=β0+β1debt_ratioi+β2debt_ratioi×edu2i+β3debt_ratioi×edu3i+

β4edu2i+β5edu3i+β6Xi+εi

(4)

entrei=β0+β1debt_ratioi+β2debt_ratioi×age2i+β3debt_ratioi×age3i+

β4age2i+β5age3i+β6Xi+εi

(5)

其中：模型(2)中加入了社區(qū)非正規(guī)借貸發(fā)生率與家庭借貸網(wǎng)絡虛擬變量(borr_num2、borr_num3)的交互項。家庭借貸網(wǎng)絡變量是通過問卷中“在本地這些關系密切的人中，您可以向他/她借錢(5000元為標準)的有幾個？”這一問項得出，并按照借貸網(wǎng)絡水平的高低將該變量進行三等分組。模型(3)中加入社區(qū)非正規(guī)借貸發(fā)生率與社區(qū)類型(type)的交互項以考察社區(qū)類型對估計結果的影響，以農村社區(qū)為參照組。模型(4)中加入社區(qū)非正規(guī)借貸發(fā)生率與教育虛擬變量(edu2、edu3)的交互項。這里結合受教育年限變量的整體分布情況，將受教育水平分為小學及以下、初中和高中及以上三組，并以小學及以下群體作為基準參照組。模型(5)中加入非正規(guī)借貸發(fā)生率與年齡虛擬變量(age2、age3)的交互項以考察其對家庭創(chuàng)業(yè)的異質性影響。同樣地，結合戶主年齡的整體分布情況將年齡分為47歲及以下、48～58歲、59歲及以上三組，并以47歲及以下群體作為基準參照組。

表4 非正規(guī)金融活躍度影響家庭創(chuàng)業(yè)決策的異質性

表4列(1)結果顯示，社區(qū)非正規(guī)借貸發(fā)生率和家庭借貸網(wǎng)絡的交互項(debt_ratio×borr_num2、debt_ratio×borr_num3)系數(shù)負向顯著，表明與自身借貸網(wǎng)絡發(fā)達的家庭相比，活躍的外部非正規(guī)金融市場對自身借貸網(wǎng)絡不發(fā)達的家庭創(chuàng)業(yè)的作用更加顯著。可能的原因是，家庭非正規(guī)金融資源依托于家庭的社會網(wǎng)絡獲得，活躍的社區(qū)非正規(guī)借貸能夠彌補家庭借貸網(wǎng)絡的匱乏，提高其非正規(guī)信貸資金可得性，進而為家庭創(chuàng)業(yè)提供資金支持(楊汝岱 等，2011)。

表4列(2)結果顯示，社區(qū)非正規(guī)借貸發(fā)生率與農村社區(qū)的交互項(debt_ratio×type)的系數(shù)顯著為負，表明社區(qū)非正規(guī)金融活躍度對城鎮(zhèn)居民家庭的創(chuàng)業(yè)決策影響更大?？赡艿脑蛴幸韵聝牲c：一是相比農村社區(qū)，經(jīng)濟發(fā)達的城鎮(zhèn)地區(qū)的商業(yè)機會更多，資金可得性的提高更有助于家庭抓住創(chuàng)業(yè)機會；二是城鎮(zhèn)地區(qū)的技術、信息等資源更為豐富，有利于家庭開展創(chuàng)業(yè)活動。

除物質資本外，人力資本也是企業(yè)家精神能否實現(xiàn)的重要因素(Paulson et al.，2004；尹志超 等，2015)。戶主受教育程度的異質性分析如表4列(3)所示，社區(qū)非正規(guī)借貸發(fā)生率與教育虛擬變量交互項(debt_ratio×edu2、debt_ratio×edu3)的估計系數(shù)顯著為負。這表明對戶主受教育程度較低的家庭而言，非正規(guī)金融資源可得性的提高對激發(fā)其創(chuàng)業(yè)行為具有顯著的促進作用?？赡艿脑蚴牵啾仁芙逃潭容^高家庭，受教育程度較低家庭的收入水平較低，信貸約束對其家庭創(chuàng)業(yè)的制約作用更大，寬松的非正規(guī)金融環(huán)境有利于緩解其信貸約束(翁辰 等，2015)。

對戶主年齡的異質性分析結果如表4列(4)所示。由表4中數(shù)據(jù)可見，非正規(guī)借貸發(fā)生率與年齡虛擬變量交互項(debt_ratio×age2)的估計系數(shù)顯著為負，非正規(guī)借貸發(fā)生率在5%水平上顯著為正，表明社區(qū)非正規(guī)金融活躍度對戶主較年輕家庭的創(chuàng)業(yè)活動促進作用更大。已有研究證明，盡管年輕人更可能選擇風險創(chuàng)業(yè)行為，但年輕的創(chuàng)業(yè)者往往缺乏足夠的資本積累以開展創(chuàng)業(yè)活動(Miller，1984；Evans et al.，1989)，而非正規(guī)金融的支持有助于其跨越資金門檻實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)。

(二)非正規(guī)金融活躍度對家庭創(chuàng)業(yè)規(guī)模的影響

與創(chuàng)業(yè)決策相同，創(chuàng)業(yè)規(guī)模也是創(chuàng)業(yè)活動的一個重要內容。創(chuàng)業(yè)項目的投入規(guī)模不僅反映了創(chuàng)業(yè)者開展風險性經(jīng)營活動的信心與決心，更直接影響到經(jīng)營項目的盈利能力與長期發(fā)展?jié)摿?。相關研究表明，初始創(chuàng)業(yè)門檻并不高，與促進創(chuàng)業(yè)決策相比，資金約束的緩解更可能會影響創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)類型與經(jīng)營規(guī)模(Hurst et al.，2004)。

表5 非正規(guī)金融活躍度對家庭創(chuàng)業(yè)規(guī)模的影響

本文采用模型(6)對非正規(guī)金融活躍度對家庭創(chuàng)業(yè)規(guī)模的影響進行估計。根據(jù)前文對創(chuàng)業(yè)規(guī)模變量的設定，本文首先使用OLS方法進行估計，進一步使用Oprobit方法估計相關結果。

start_sizei=α0+α1debt_ratioi+α2Xi+εi

(6)

其中：被解釋變量start_sizei為家庭i的初始創(chuàng)業(yè)規(guī)模；關鍵解釋變量仍為家庭i所在社區(qū)的非正規(guī)借貸發(fā)生率(debt_ratioi)；控制變量Xi除了戶主個體、家庭及家庭i所在社區(qū)的特征變量以外，進一步控制了主要創(chuàng)業(yè)經(jīng)營者的年齡、家庭金融產(chǎn)品投資情況等可能影響創(chuàng)業(yè)規(guī)模的變量(需要強調的是，考慮到同一家庭內部多個勞動力經(jīng)營同一創(chuàng)業(yè)項目的情況，根據(jù)經(jīng)營項目的資金投入、現(xiàn)有資產(chǎn)與經(jīng)營利潤等信息對重復的創(chuàng)業(yè)樣本進行識別與清理，以確保創(chuàng)業(yè)樣本的有效性)；εi為隨機誤差項。回歸結果如表5所示。

由表5列(1)、(3)可知，OLS與Oprobit估計結果都顯示非正規(guī)借貸發(fā)生率與創(chuàng)業(yè)規(guī)模均顯著負相關，表明在非正規(guī)金融活動較活躍的地區(qū)，創(chuàng)業(yè)項目的初始規(guī)模較小?？赡艿慕忉屖?，盡管地方非正規(guī)金融的活躍能更好地滿足居民部門小額的資金需求，為創(chuàng)業(yè)者提供初始融資以開展創(chuàng)業(yè)活動(Mohieldin et al.，2000)，但非正規(guī)借貸額度普遍較小的特性意味著其難以支持較大規(guī)模的創(chuàng)業(yè)活動，大規(guī)模的工商業(yè)經(jīng)營仍依賴正規(guī)金融的力量。Ayyagari et al.(2008)也提出類似的觀點，盡管中國民營企業(yè)更多依賴非正規(guī)金融而不是銀行來獲取資金，但企業(yè)進一步的成長與發(fā)展卻需要正規(guī)金融資金的支持。

從控制變量來看，戶主受教育水平較高的家庭在信息獲取和經(jīng)營能力上具備一定優(yōu)勢，因而有能力經(jīng)營大規(guī)模的創(chuàng)業(yè)項目。主要創(chuàng)業(yè)者年齡越大，投資行為越保守，初始投資規(guī)模越小。人均年收入水平較高的家庭具有較好的物質資源積累，從而有條件開展較大規(guī)模的經(jīng)營活動。創(chuàng)業(yè)規(guī)模與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平有關，處于人均收入水平較高社區(qū)的創(chuàng)業(yè)者經(jīng)營規(guī)模更大。處于有金融機構的社區(qū)及數(shù)字金融較發(fā)達地區(qū)的家庭面臨較好的金融環(huán)境，更能實現(xiàn)較大規(guī)模的創(chuàng)業(yè)經(jīng)營。表5列(2)、(4)報告了僅保留戶主年齡16～65歲的家庭樣本的回歸結果，主要變量的顯著性與影響方向仍保持一致。

(三)穩(wěn)健性檢驗

考慮到社區(qū)非正規(guī)金融與家庭創(chuàng)業(yè)之間的反向因果關系，本文剔除創(chuàng)業(yè)家庭自身的非正規(guī)借貸活動，以社區(qū)內除自身家庭以外的非正規(guī)借貸發(fā)生率debt_ratio1作為各社區(qū)值的替代變量。穩(wěn)健性檢驗結果如表6所示。

由表6列(1)、(2)結果可見，非正規(guī)借貸發(fā)生率仍與家庭創(chuàng)業(yè)決策顯著正相關，在使用Ivprobit方法處理內生性問題后，估計結果仍支持上述結論，表明模型1的實證結果具有較好的穩(wěn)健性。表6列(4)、(5)報告了非正規(guī)金融活躍度與創(chuàng)業(yè)規(guī)模的穩(wěn)健性回歸結果，OLS與Oprobit估計結果都顯示非正規(guī)借貸發(fā)生率與家庭創(chuàng)業(yè)規(guī)模在5%的置信水平上顯著負相關，與前文結果一致。

表6 穩(wěn)健性檢驗

五、基于創(chuàng)業(yè)初始融資情況的進一步檢驗

(一)非正規(guī)金融活躍度與創(chuàng)業(yè)初始融資

以往研究一般僅關注創(chuàng)業(yè)家庭的融資情況對其創(chuàng)業(yè)行為的影響，但是并不強調該項融資是否直接用于創(chuàng)業(yè)活動。為了驗證上述結論的可靠性，本文根據(jù)家庭創(chuàng)業(yè)項目的初始投入情況，對社區(qū)非正規(guī)金融市場通過提供創(chuàng)業(yè)資金，進而促進社區(qū)內家庭創(chuàng)業(yè)行為的作用進行進一步檢驗。

創(chuàng)業(yè)家庭樣本的初始投資情況如表7所示(4)根據(jù)CLDS個體問卷中對問題“開業(yè)時投入資金的來源？”的回答來界定創(chuàng)業(yè)時的融資情況，構造兩個創(chuàng)業(yè)融資變量：一是創(chuàng)業(yè)投入是否有非正規(guī)融資(inf_credit，0或1)，根據(jù)創(chuàng)業(yè)初始投入是否有來自親屬、朋友或其他社會關系的資金判定；二是創(chuàng)業(yè)初始投入中是否有正規(guī)融資(if_inform，0或1)，根據(jù)創(chuàng)業(yè)初始投入是否有來自商業(yè)性與政策性金融機構的資金判定。?？梢钥吹剑?9.83%的創(chuàng)業(yè)者初始投資中獲得了外部資金支持，說明外部融資對家庭跨越創(chuàng)業(yè)資金門檻尤為重要。其中，57.80%的創(chuàng)業(yè)者從非正規(guī)渠道獲得了資金，通過正規(guī)渠道獲得資金的創(chuàng)業(yè)者僅占6.83%，說明非正規(guī)借貸對家庭創(chuàng)業(yè)的支持作用更顯著。這一結果與Aliber(2002)、馬光榮等(2011)的研究結論基本一致。

表7 創(chuàng)業(yè)家庭初始融資情況

表8 非正規(guī)金融活躍度對家庭創(chuàng)業(yè)初始融資的影響

為驗證社區(qū)非正規(guī)金融活躍度與創(chuàng)業(yè)初始融資之間的關系，構建模型如下：

inf_crediti/if_formi=α0+α1debt_ratioi+α2Xi+εi

(7)

其中：被解釋變量分別為inf_crediti、if_formi兩個二元虛擬變量，表示家庭i初始創(chuàng)業(yè)時是否獲得非正規(guī)融資或是否獲得正規(guī)融資；關鍵解釋變量仍是家庭i所在社區(qū)的非正規(guī)借貸發(fā)生率(debt_ratioi)；εi為隨機誤差項。使用創(chuàng)業(yè)子樣本進行估計，結果如表8所示。

表8回歸結果表明，非正規(guī)借貸發(fā)生率(debt_ratio)與創(chuàng)業(yè)非正規(guī)融資(inf_credit)在10%置信水平上顯著正相關，與創(chuàng)業(yè)正規(guī)融資(if_form)在1%置信水平上顯著負相關。由此可見，在非正規(guī)金融活動更活躍的地區(qū)，創(chuàng)業(yè)者的初始投入更多來源于非正規(guī)借貸而不是正規(guī)借貸，這也間接證明活躍的非正規(guī)金融市場可以提高創(chuàng)業(yè)家庭的非正規(guī)金融資金可得性，從而促進其創(chuàng)業(yè)。

從控制變量來看，創(chuàng)業(yè)者年齡越大，其初始資本積累可能越多，對外部資金支持的需求越小。使用移動互聯(lián)網(wǎng)、處于經(jīng)濟較發(fā)達的東部地區(qū)的家庭，其自有資金較多且獲得其他資金支持的渠道更多，因此創(chuàng)業(yè)時較少尋求非正規(guī)融資。

(二)創(chuàng)業(yè)融資與初始創(chuàng)業(yè)規(guī)模

初始的創(chuàng)業(yè)規(guī)模直接取決于創(chuàng)業(yè)者所能獲得的內外部資源，外部資金的支持不僅能幫助創(chuàng)業(yè)者緩解流動性不足問題，更能推動經(jīng)營項目以更大規(guī)模開展。但是相關研究多從正規(guī)金融或非正規(guī)金融單角度考察外部融資與創(chuàng)業(yè)規(guī)模之間的關系，且結論并不一致。因此，本文使用OLS和Oprobit模型同時考察正規(guī)融資和非正規(guī)融資獲得對創(chuàng)業(yè)規(guī)模的影響，模型設定為式(8)，估計結果如表9所示。

start_sizei=α0+α1if_formi+α2inf_crediti+α3Xi+εi

(8)

(續(xù)表9)

(1)OLS系數(shù)(2)Oprobit系數(shù)area-0.0752(0.0598)-0.1078(0.0944)age1-0.0145???(0.0024)-0.0225???(0.0038)index0.0040???(0.0014)0.0057???(0.0022)clan_hall0.1654???(0.0604)0.2669???(0.0942)Pseudo R20.17340.0891樣本量10971097

由表9結果可見，無論是正規(guī)融資獲得(if_form)還是非正規(guī)融資獲得(inf_credit)，均與初始創(chuàng)業(yè)規(guī)模(start_size)在1%置信水平上正向顯著，表明更多資金的支持能促進更大規(guī)模的創(chuàng)業(yè)活動。但從估計系數(shù)來看，不同融資渠道對創(chuàng)業(yè)規(guī)模的影響程度存在明顯差異，獲得正規(guī)融資的創(chuàng)業(yè)者開展較大規(guī)模經(jīng)營的概率明顯高于非正規(guī)融資。因此，與非正規(guī)融資相比，正規(guī)金融對提高創(chuàng)業(yè)規(guī)模的作用更大。

結合表8的估計結果可以發(fā)現(xiàn)，處于非正規(guī)金融活動更活躍地區(qū)的創(chuàng)業(yè)者更容易獲得非正規(guī)資金支持，較難獲得正規(guī)資金，因而社區(qū)非正規(guī)金融活躍度對創(chuàng)業(yè)規(guī)模有抑制作用?？刂谱兞康墓烙嫿Y果則與前文基本一致。

六、結論與啟示

本文使用中國勞動力動態(tài)調查(CLDS)數(shù)據(jù)，分別驗證了社區(qū)非正規(guī)金融活躍度與家庭創(chuàng)業(yè)決策及創(chuàng)業(yè)規(guī)模之間的關系，所得結論如下：第一，從家庭創(chuàng)業(yè)決策看，社區(qū)非正規(guī)金融的活躍促進了家庭創(chuàng)業(yè)活動的發(fā)生；第二，異質性分析結果顯示，社區(qū)非正規(guī)金融活躍度對借貸網(wǎng)絡匱乏、處于城鎮(zhèn)社區(qū)、戶主較年輕以及受教育水平較低家庭創(chuàng)業(yè)決策有更顯著的促進作用；第三，從創(chuàng)業(yè)規(guī)?？?，非正規(guī)金融的活躍并不能幫助創(chuàng)業(yè)者開展更大規(guī)模的創(chuàng)業(yè)活動，處于非正規(guī)金融較活躍地區(qū)的創(chuàng)業(yè)活動規(guī)模較小。進一步對創(chuàng)業(yè)家庭初始融資情況的檢驗結果表明，非正規(guī)金融對家庭跨越創(chuàng)業(yè)資金門檻具有極為重要的作用，而獲得正規(guī)金融的支持對創(chuàng)業(yè)者提高經(jīng)營規(guī)模具有更為重要的意義。

這一研究結論促使本文重新審視了非正規(guī)融資和正規(guī)融資對于家庭創(chuàng)業(yè)行為的影響。在非正規(guī)金融活躍的地區(qū)，內部社會網(wǎng)絡的規(guī)模和強度更高，各利益主體通過頻繁的金錢、信息和資源的交換，為該地區(qū)家庭實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)提供了必要的條件。但是，由于非正規(guī)借貸一般額度較小，僅能支持家庭開展傳統(tǒng)的、小規(guī)模創(chuàng)業(yè)活動。要進一步擴大創(chuàng)業(yè)規(guī)模，仍然需要正規(guī)金融的介入。

基于上述結論，本文提出以下政策建議：第一，健全當前創(chuàng)業(yè)融資金融支持體系，擴充非正規(guī)金融資金的有效供給者，進一步規(guī)范并鼓勵小貸公司、農村資金互助會等民間借貸組織的發(fā)展，活躍民間金融，充分發(fā)揮非正規(guī)金融在風險識別、信息獲取等方面的優(yōu)勢，降低創(chuàng)業(yè)資金門檻，繁榮后疫情時代的低成本創(chuàng)業(yè)經(jīng)濟，緩解就業(yè)壓力，刺激經(jīng)濟復蘇。第二，創(chuàng)業(yè)項目的持續(xù)經(jīng)營與進一步發(fā)展亟需正規(guī)信貸的支持，應通過專項補貼、風險補償?shù)却胧┮龑虡I(yè)性金融機構回歸服務中小微企業(yè)等實體經(jīng)濟的本源，為家庭創(chuàng)業(yè)活動提供創(chuàng)新金融產(chǎn)品和服務，在貸款額度、利率及還款期限等方面為創(chuàng)業(yè)者提供有利條件，同時簡化貸款審批流程，降低貸款時滯，及時、有效地滿足創(chuàng)業(yè)者的資金需求。第三，基于大數(shù)據(jù)、云平臺等數(shù)字信息技術，健全完善征信體系，拓展非正規(guī)金融的渠道與網(wǎng)絡，擴大金融服務的覆蓋范圍。第四，通過政府擔保、財政貼息、稅收減免等優(yōu)惠措施加強對創(chuàng)業(yè)者的政策支持，積極開辦創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)比賽、創(chuàng)業(yè)經(jīng)驗分享會、創(chuàng)業(yè)模范評選等活動，通過營造良好的創(chuàng)業(yè)氛圍激發(fā)大眾創(chuàng)業(yè)的熱情。