女性家庭決策賦權(quán)程度對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的影響研究
——基于家庭融資的中介效應(yīng)分析

王 芳，劉 亞 甫，毛 靜 宜

(鄭州大學 商學院，河南 鄭州 450001)

一、引 言

習近平總書記在十九大報告中強調(diào)：“促進農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，支持和鼓勵農(nóng)民就業(yè)創(chuàng)業(yè)，拓寬增收渠道?！盵1]農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)具有明顯的增收效應(yīng)、能降低農(nóng)村家庭的貧困脆弱性[2]、進而提升農(nóng)戶的村莊社會地位及幸福感[3]。同時，隨著女性受教育水平、就業(yè)程度、民主參與度等的提高，“男主外、女主內(nèi)”的家庭分工已經(jīng)越來越少[4]，女性在家庭決策中擁有越來越多的話語權(quán)，女性權(quán)利的提高有助于農(nóng)村地區(qū)減緩家庭收入貧困和多維貧困[5]。創(chuàng)業(yè)通常是以家庭為單位進行集體決策的[6]，女性家庭決策賦權(quán)程度作為家庭集體決策的重要部分在農(nóng)戶家庭決策中扮演著十分重要的角色。

已有對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)影響因素的研究從資源稟賦、環(huán)境及政策、個體與環(huán)境的互動等方面展開。一是在創(chuàng)業(yè)資源稟賦方面，許多研究表明人力資本如教育和工作經(jīng)歷[7]、金融素養(yǎng)[8-9]、金融知識[10]、外傾性和開放性人格特質(zhì)[11]等顯著促進了農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)；物質(zhì)資本如家庭融資[7，12]、農(nóng)地抵押貸款參與[13]等可顯著提升農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的概率，而正規(guī)信貸約束則對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)具有顯著負向影響[10]；社會資本如社會網(wǎng)絡(luò)和信任的提升有助于促進農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)[14]。二是在環(huán)境及政策方面，村干部的從商經(jīng)歷[15]、數(shù)字普惠金融發(fā)展[16]、包容性金融發(fā)展指數(shù)[17]、寬帶建設(shè)[18]、農(nóng)村土地確權(quán)[19]等均顯著提升了農(nóng)戶家庭創(chuàng)業(yè)的概率，而農(nóng)村收入差距的擴大則顯著降低了農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的概率[20]，不同類型的農(nóng)村非生產(chǎn)性公共品對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)具有異質(zhì)性作用[21]。三是在個體與環(huán)境的互動方面，互聯(lián)網(wǎng)使用[22]、數(shù)字金融使用[23]、土地流轉(zhuǎn)參與[24-25]、宗教信仰[26]等也有助于促進農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)。

此外，也有研究關(guān)注到了性別差異及家庭結(jié)構(gòu)等因素對農(nóng)戶家庭創(chuàng)業(yè)所帶來的影響。在性別特征方面，戶主為男性的家庭比戶主為女性的家庭創(chuàng)業(yè)概率更大[6]。因此，相較于女性，男性表現(xiàn)出更強烈的創(chuàng)業(yè)需求[10]，且如果家庭經(jīng)營企業(yè)，男性比女性更容易從事這項工作[27]。在家庭結(jié)構(gòu)方面，楊嬋等[28]指出不同家庭結(jié)構(gòu)的農(nóng)村勞動力在創(chuàng)業(yè)決策及創(chuàng)業(yè)動機方面存在顯著差異，農(nóng)戶的社會精英家庭背景將顯著提高其選擇創(chuàng)業(yè)活動的可能性，莫媛等[29]則發(fā)現(xiàn)家庭人口負擔率與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)概率的關(guān)系呈現(xiàn)倒U型趨勢。

農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)選擇深受家庭因素的影響[28]，女性家庭決策賦權(quán)程度作為非常關(guān)鍵的家庭因素之一，探討其對農(nóng)戶家庭創(chuàng)業(yè)行為的影響及主要機理有助于更加全面地識別和了解影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的家庭因素，對更精準地鼓勵和扶持農(nóng)戶家庭創(chuàng)業(yè)具有重要的積極作用。然而，現(xiàn)有研究雖然關(guān)注到了性別差異和家庭結(jié)構(gòu)對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的影響，但鮮有研究考察家庭聯(lián)合決策中女性家庭決策賦權(quán)程度對農(nóng)戶家庭創(chuàng)業(yè)行為的影響?；诖?，本文從家庭內(nèi)部的聯(lián)合決策角度出發(fā)，運用2014—2016年中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)微觀數(shù)據(jù)探討女性家庭決策賦權(quán)程度對農(nóng)戶家庭創(chuàng)業(yè)行為的影響及異質(zhì)性，并探究其主要的作用機理。與以往研究相比，本文可能的邊際貢獻主要有以下三點：(1)研究家庭內(nèi)部的聯(lián)合決策中女性家庭決策賦權(quán)程度對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的影響，為全面認識影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的家庭因素提供了新視角。(2)將女性家庭決策賦權(quán)程度、家庭融資與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為納入統(tǒng)一分析框架中，探析家庭融資在女性家庭決策賦權(quán)程度影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為中的作用機理。(3)使用具有全國代表性的中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)微觀數(shù)據(jù)考察女性家庭決策賦權(quán)程度對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的異質(zhì)性影響，可為更加精準地鼓勵農(nóng)戶家庭創(chuàng)業(yè)，提高農(nóng)村地區(qū)的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)水平提供政策依據(jù)和決策參考。

二、理論分析與研究假說

農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)決策通常以家庭為單位進行集體決策，屬于多決策主體的聯(lián)合決策[30]。因此，本文將從多決策主體的家庭聯(lián)合決策角度出發(fā)，考察家庭內(nèi)部的聯(lián)合決策中女性家庭決策賦權(quán)程度對農(nóng)戶家庭創(chuàng)業(yè)行為的影響及異質(zhì)性，并探究家庭融資在其中的作用機理。

(一)女性家庭決策賦權(quán)程度影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的理論分析

女性家庭決策賦權(quán)程度是指女性在家庭內(nèi)部決策中所擁有的決策權(quán)大小及占比[31]。隨著女性家庭決策賦權(quán)程度的提高，女性的特征與傾向?qū)嗟伢w現(xiàn)在家庭的創(chuàng)業(yè)決策中，從而對農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)行為產(chǎn)生重要影響。

已有文獻表明，女性家庭決策賦權(quán)程度對農(nóng)戶家庭的創(chuàng)業(yè)行為可能會產(chǎn)生兩種不同的影響。第一種可能的影響是，女性家庭決策賦權(quán)程度的提高會抑制農(nóng)戶家庭的創(chuàng)業(yè)行為。主要原因有：首先，創(chuàng)業(yè)行為具有一定的風險，風險偏好程度越高的農(nóng)戶，其創(chuàng)業(yè)意愿更強[10]。與男性相比，女性更不愿意冒險，且不過度自信[32]，當女性家庭決策賦權(quán)程度提高時，農(nóng)戶家庭的風險偏好程度降低，進而抑制農(nóng)戶家庭的創(chuàng)業(yè)行為。其次，缺少資本是制約創(chuàng)業(yè)成功的一個重要因素[33]，而家庭融資可以彌補其金融約束，有利于其實施創(chuàng)業(yè)活動并促進創(chuàng)業(yè)[12]。但與男性相比，女性通常對自己的能力表現(xiàn)出較弱的自信心，且具有較低的金融知識水平[34]，故女性家庭決策賦權(quán)程度的提高對農(nóng)戶的借貸行為及正規(guī)信貸市場參與程度可能產(chǎn)生顯著負向影響[31]，從而使女性家庭決策賦權(quán)程度高的農(nóng)戶家庭受到更明顯的金融約束、創(chuàng)業(yè)所需資源的獲取受限，進而降低農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的概率。最后，在性別勞動分工下，人們普遍認為女性是主要的家庭照料者[35]，特別是在農(nóng)村地區(qū)，這種性別觀念更為傳統(tǒng)[36]，從而農(nóng)村女性會將時間和精力主要放在照顧孩子和家人身上，更不傾向于在創(chuàng)業(yè)活動中花費過多精力。第二種可能的影響是，女性家庭決策賦權(quán)程度的提高會促進農(nóng)戶家庭的創(chuàng)業(yè)行為。主要原因有：首先，為了平衡工作與家庭照料之間的沖突，農(nóng)村家庭作為決策單位尋求的解決方案通常有：女性就近就業(yè)、照料責任的代際轉(zhuǎn)移以及女性就業(yè)的非正規(guī)化[35]，在這種情況下家庭選擇開展工作地點和時間相對靈活的創(chuàng)業(yè)不失為一種可選方案。其次，女性在失業(yè)、月工資、小時工資和工資拖欠方面，與男性存在顯著差異且處于不利地位[37]，出于效用最大化考慮，可能會傾向于使家庭參與創(chuàng)業(yè)。最后，Ogunwale等[38]的研究表明農(nóng)村女性農(nóng)戶對創(chuàng)業(yè)和發(fā)展農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)技能的態(tài)度是積極的、正向的，因此，女性家庭決策賦權(quán)程度提高時可能會促進農(nóng)戶家庭的創(chuàng)業(yè)。

然而，女性企業(yè)家在創(chuàng)業(yè)過程中面臨著家庭關(guān)系、教育不足、缺少資本等問題[39]；同時創(chuàng)業(yè)金融抑制仍然是當前和今后一段時期制約我國農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)提檔升級的關(guān)鍵因素[13]，且處于相對弱勢地位的女性決策者可能會受到更大的金融約束；女性在經(jīng)營企業(yè)過程中不占優(yōu)勢[27]。基于上述原因，本文認為女性家庭決策賦權(quán)程度提高時，女性的特征會使農(nóng)戶家庭更不傾向于從事創(chuàng)業(yè)活動；即使創(chuàng)業(yè)，出于謹慎心理，也會更加傾向于先從事較小經(jīng)營規(guī)?；蜉^少數(shù)量的創(chuàng)業(yè)活動。

據(jù)此，本文提出假設(shè)H1：女性家庭決策賦權(quán)程度對農(nóng)戶家庭參與創(chuàng)業(yè)的概率及創(chuàng)業(yè)強度均有顯著負向影響，即女性家庭決策賦權(quán)程度會抑制農(nóng)戶家庭的創(chuàng)業(yè)行為。

(二)家庭融資的中介效應(yīng)分析

足夠的資本是實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)的必要條件，金融資本不足導致的流動性約束是創(chuàng)業(yè)者在創(chuàng)業(yè)前期普遍面臨的難題，融資是解決這一難題的重要途徑之一[7]。家庭融資行為可以彌補金融約束，有利于其實施創(chuàng)業(yè)活動，從而促進農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)，并且融資規(guī)模越大的農(nóng)戶家庭，越有可能做出創(chuàng)業(yè)決策[12]。

然而，在融資過程中，女性可能會面臨更強的融資約束，當女性家庭決策賦權(quán)程度提高時會使農(nóng)戶的家庭融資受到更明顯的抑制，從而限制其金融資源的獲取，影響其創(chuàng)業(yè)行為。首先，當識別出創(chuàng)業(yè)機會而缺乏資金時，女性由于風險偏好程度較低、財務(wù)信心不足等原因[32]，會更加不傾向于進行家庭融資以支持創(chuàng)業(yè)。其次，農(nóng)村地區(qū)普惠金融發(fā)展水平落后、融資約束問題甚至比城市更嚴重[40]，加之女性通常金融知識水平不高[34]、財務(wù)知識較為缺乏、對信貸渠道和手續(xù)不夠了解，使得女性決策者面臨著更嚴重的融資約束，從而使家庭融資受到限制。最后，女性戶主在正規(guī)金融機構(gòu)獲得貸款的可能性較低，且金額較少[41]，女性決策者在金融市場上進行融資處于不利地位。因此，與男性相比，女性決策者可能會面臨更強的融資約束，從而導致女性家庭決策賦權(quán)程度高的農(nóng)戶家庭融資受限更明顯，進而不利于農(nóng)戶家庭進行創(chuàng)業(yè)，因此，家庭融資可能在其中發(fā)揮著中介效應(yīng)。

據(jù)此，本文提出假設(shè)H2：家庭融資在女性家庭決策賦權(quán)程度影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的過程中具有中介傳導作用。

(三)女性家庭決策賦權(quán)程度影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的異質(zhì)性分析

已有研究表明，受教育水平和地區(qū)差異是影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的重要因素[7，9，42]。在受教育水平方面，受教育水平較高的女性風險認知及承擔能力可能會更高[32]，且金融知識水平往往更多、金融素養(yǎng)更高，有助于其在信貸市場上進行融資，從而促進農(nóng)戶家庭參與創(chuàng)業(yè)。同時，受教育水平提高，會帶來認知水平和投資意識的提高，有助于決策者做出正確的創(chuàng)業(yè)決策和投資方向，從而提高創(chuàng)業(yè)的發(fā)生率[22]。因此，女性受教育水平的提高可能會弱化或減緩女性家庭決策賦權(quán)程度對農(nóng)戶家庭參與創(chuàng)業(yè)及創(chuàng)業(yè)強度的抑制作用。

據(jù)此，本文提出假設(shè)H3a：隨著女性受教育水平的提高，女性家庭決策賦權(quán)程度對高學歷女性組農(nóng)戶家庭創(chuàng)業(yè)的負向影響會減弱，而對低學歷女性組農(nóng)戶家庭的創(chuàng)業(yè)行為具有更顯著的負向影響。

在區(qū)域差異方面，區(qū)域間的經(jīng)濟發(fā)展程度、政府支持力度及農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)意識等均存在較大差異，不同地區(qū)農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)行為差別較大[43]。東部和中部地區(qū)的農(nóng)戶比西部地區(qū)農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)活躍度高[7]，且西部地區(qū)農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)參與明顯更少[11]。與較為落后的西部地區(qū)相比，經(jīng)濟較為發(fā)達的中東部地區(qū)有著更豐富的創(chuàng)業(yè)資源和創(chuàng)業(yè)機會，農(nóng)戶家庭參與創(chuàng)業(yè)的概率及創(chuàng)業(yè)強度都較高，那么，在假設(shè)其他條件不變的情況下，與西部地區(qū)相比，女性家庭決策賦權(quán)程度提高可能會對中東部地區(qū)農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)行為產(chǎn)生更為顯著的負向影響。

據(jù)此，本文提出假設(shè)H3b：隨著地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，女性家庭決策賦權(quán)程度對中東部地區(qū)農(nóng)戶家庭的創(chuàng)業(yè)行為具有更顯著的負向影響。

三、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源

本文借鑒陳秋月和董曉林[31]的研究，依據(jù)家庭事務(wù)決策的相關(guān)情況構(gòu)建關(guān)鍵解釋變量“女性家庭決策賦權(quán)程度”。而在所有公開的數(shù)據(jù)庫中，只有2014年中國家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies，CFPS)數(shù)據(jù)庫涵蓋了關(guān)于家庭決策的詳細情況，因此，限于數(shù)據(jù)原因，本文使用2014年的數(shù)據(jù)研究女性家庭決策賦權(quán)程度對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的影響情況，并將2016年與2014年CFPS調(diào)查數(shù)據(jù)進行關(guān)聯(lián)以緩解內(nèi)生性問題。

CFPS數(shù)據(jù)庫是由北京大學中國社會科學調(diào)查中心負責實施的、兩年一次的追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，該調(diào)查從全國樣本抽樣，覆蓋25個省份，并分別從村居、家庭、個人三個維度進行調(diào)查，能更加全面地反映中國的經(jīng)濟社會發(fā)展和變遷。同陳秋月和董曉林[31]的研究類似，本文從家庭內(nèi)部多決策主體的聯(lián)合決策角度出發(fā)，側(cè)重于探究女性(一般為妻子)在家庭內(nèi)部決策中的賦權(quán)情況及其對家庭創(chuàng)業(yè)行為的影響。因此本文選擇其中的已婚家庭為研究樣本，剔除城市、喪偶、離異及關(guān)鍵變量缺失等家庭樣本，并對連續(xù)變量在1%的水平上進行縮尾處理。

(二)變量的選擇與定義

1.因變量 本文的因變量為農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為，具體分為以下兩個維度：(1)是否創(chuàng)業(yè)：即該農(nóng)戶是否有家庭成員從事個體或私營經(jīng)濟活動，是取值為1，否則取值為0。(2)創(chuàng)業(yè)強度：選取農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模和創(chuàng)業(yè)活動數(shù)量兩個指標反映農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)強度，其中農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模為該農(nóng)戶家庭從事個體或私營經(jīng)濟活動的全部經(jīng)營總資產(chǎn)的對數(shù)值(1)若樣本家庭所從事的創(chuàng)業(yè)活動與他人合股經(jīng)營，則經(jīng)營規(guī)模依據(jù)其持股比例進行計算。、農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)活動數(shù)量為該農(nóng)戶家庭開辦私營企業(yè)的個數(shù)。

2.自變量 借鑒陳秋月和董曉林[31]的做法，根據(jù)“家用支出分配由誰說了算”“儲蓄、投資、保險由誰說了算”“買房子由誰說了算”“買高價格的消費品(如冰箱、空調(diào)、成套家具)由誰說了算”等四個問題的主要決策人的性別來度量女性家庭決策賦權(quán)程度的大小(2)四個問題中，婦女每可決策一項事務(wù)，計分為1，四項累加為女性家庭決策賦權(quán)程度的取值；若女性決策人沒有其中任何一項事務(wù)的決策權(quán)，則女性家庭決策賦權(quán)程度變量取值為0，依此類推。，分別賦值為0、1、2、3、4。

3.控制變量 借鑒周廣肅和樊綱[6]、李長生和劉西川[24]、陳建英等[15]、鄭淋議等[19]、尹志超等[20]等相關(guān)研究選取控制變量。具體如表1所示。

表1 變量設(shè)置

(三)描述性統(tǒng)計分析

各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。

表2 描述性統(tǒng)計

樣本農(nóng)戶家庭中參與創(chuàng)業(yè)的比例為7.63%，創(chuàng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模的平均值為0.13，創(chuàng)業(yè)活動數(shù)量的平均值為0.08(3)樣本農(nóng)戶家庭樣本中，參與創(chuàng)業(yè)的家庭全部僅有一項創(chuàng)業(yè)活動，也即是否創(chuàng)業(yè)與創(chuàng)業(yè)活動數(shù)量變量的取值相同。項，表明大部分樣本農(nóng)戶家庭沒有開展創(chuàng)業(yè)活動，且整體的創(chuàng)業(yè)強度也比較低。女性家庭決策賦權(quán)程度的均值為1.18，表明我國農(nóng)村家庭決策中男性仍然具有主要的決策權(quán)，女性在家庭決策中的賦權(quán)程度還不高?？赡艿脑蛟谟?，樣本農(nóng)戶家庭中妻子的受教育水平普遍較低，且低于丈夫受教育程度(丈夫受教育水平的均值為2.28，而妻子受教育水平均值為1.77)。家庭規(guī)模的樣本均值為4.35人，有其他房產(chǎn)的樣本農(nóng)戶占比為14.64%，家庭未從事農(nóng)林牧漁工作的樣本農(nóng)戶占比17.85%，農(nóng)戶家庭收入對數(shù)的均值為10.26，人情禮金支出的樣本均值為3.44千元，距離縣城距離的均值為6.25公里，有13.03%的樣本農(nóng)戶所在村/居地界內(nèi)有家族祠堂，中部地區(qū)的樣本農(nóng)戶家庭占比28.16%，西部地區(qū)占比35.99%，東部地區(qū)占比35.85%。

四、模型設(shè)定與實證結(jié)果分析

(一)模型設(shè)定

1.Probit模型 本文采用二值選擇模型—Probit模型來研究女性家庭決策賦權(quán)程度對農(nóng)戶家庭是否創(chuàng)業(yè)這一決策的影響，模型設(shè)定如下：

(1)

(2)

2.Tobit模型 本文從兩個維度衡量了農(nóng)戶家庭創(chuàng)業(yè)的強度：維度一是創(chuàng)業(yè)的經(jīng)營規(guī)模(總資產(chǎn))，維度二是創(chuàng)業(yè)活動的數(shù)量，并使用Tobit模型考察女性家庭決策賦權(quán)程度對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模和創(chuàng)業(yè)活動數(shù)量的影響。對沒有創(chuàng)業(yè)的農(nóng)戶家庭來說，其創(chuàng)業(yè)強度變量取值為0，這種情況往往被視為數(shù)據(jù)被截取[23]。因此，本文參考周廣肅和樊綱[6]的做法，采用Tobit模型進行分析。模型設(shè)定如下：

(3)

(4)

其中，Entrepre_strenthi是被解釋變量，衡量農(nóng)戶家庭的創(chuàng)業(yè)強度，即創(chuàng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模和創(chuàng)業(yè)活動數(shù)量等變量，其他變量的解釋與Probit模型相同。

(二)回歸結(jié)果分析

表3中列出了女性家庭決策賦權(quán)程度與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的回歸結(jié)果，其中模型(1)對應(yīng)Probit模型的估計結(jié)果及其邊際效應(yīng)。從回歸結(jié)果來看，女性家庭決策賦權(quán)程度對農(nóng)戶是否創(chuàng)業(yè)的影響在10%的水平上顯著為負，表明女性家庭決策賦權(quán)程度抑制了農(nóng)戶家庭參與創(chuàng)業(yè)的概率，且女性家庭決策賦權(quán)程度每增加1個單位，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的概率將會下降0.48%。從控制變量來看，夫妻雙方的受教育程度、家庭規(guī)模、住房財富、非農(nóng)就業(yè)、家庭收入、社會網(wǎng)絡(luò)、宗族等變量對農(nóng)戶家庭創(chuàng)業(yè)的概率均具有顯著正向影響，表明隨著家庭決策主體受教育程度的提高、家庭財富的增加、社會網(wǎng)絡(luò)的增強等，農(nóng)戶參與創(chuàng)業(yè)的概率會提高；夫妻雙方的年齡及其平方、距離縣城的距離等變量對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)概率的影響不顯著。

表3中模型(2)、(3)分別對應(yīng)Tobit模型的估計結(jié)果及其邊際效應(yīng)。從回歸結(jié)果來看，女性家庭決策賦權(quán)程度對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模及創(chuàng)業(yè)活動數(shù)量的影響分別在5%和10%的水平上顯著為負，表明女性家庭決策賦權(quán)程度對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)強度產(chǎn)生了顯著的負向影響。此外，女性家庭決策賦權(quán)程度每增加1個單位，會使得農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模的概率下降2.04%、創(chuàng)業(yè)活動數(shù)量的概率下降0.92%。從控制變量來看，夫妻雙方的受教育程度、家庭規(guī)模、住房財富、非農(nóng)就業(yè)、家庭收入、社會網(wǎng)絡(luò)等變量對農(nóng)戶家庭的兩個創(chuàng)業(yè)強度變量均具有顯著正向影響，表明隨著家庭決策主體受教育程度的提高、家庭財富的增加、社會網(wǎng)絡(luò)的增強等，農(nóng)戶家庭的創(chuàng)業(yè)強度會提高；夫妻雙方的年齡及其平方、距離縣城的距離、宗族等變量對兩個創(chuàng)業(yè)強度變量的影響都不顯著。據(jù)此，可以得出女性家庭決策賦權(quán)程度對農(nóng)戶家庭參與創(chuàng)業(yè)的概率及創(chuàng)業(yè)強度具有顯著負向影響，即女性家庭決策賦權(quán)程度抑制了農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為，從而假設(shè)H1初步得以驗證。

表3 女性家庭決策賦權(quán)程度對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的影響：基準回歸結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.穩(wěn)健性檢驗一：替換變量 在我國農(nóng)村家庭的普遍觀念中，歷來由女性承擔子女管教的責任，子女管教也是女性家庭權(quán)利的體現(xiàn)[31]。考慮到子女管教這一決策與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為沒有直接關(guān)系，本文加入“子女管教由誰說了算”這一問題以進一步衡量女性在家庭決策中的賦權(quán)程度(即女性家庭決策賦權(quán)總程度(4)與前文“女性家庭決策賦權(quán)程度”變量的取值方法相同，“女性家庭決策賦權(quán)總程度”變量分別取值0、1、2、3、4、5。)，并用其替換前文中的關(guān)鍵解釋變量—女性家庭決策賦權(quán)程度進行實證檢驗?；貧w結(jié)果如表4所示，可以看出，當替換變量后，女性家庭決策賦權(quán)總程度在5%的水平上對農(nóng)戶家庭是否創(chuàng)業(yè)具有顯著的負向影響，同時在5%的水平上對農(nóng)戶家庭的創(chuàng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模和創(chuàng)業(yè)活動數(shù)量具有顯著的負向影響，雖然系數(shù)大小與上述回歸結(jié)果有所差異，但所得結(jié)論相同，再次驗證了假設(shè)H1。

2.穩(wěn)健性檢驗二：更換模型 前文在分析女性家庭決策賦權(quán)程度對農(nóng)戶是否創(chuàng)業(yè)及創(chuàng)業(yè)強度的影響時，分別使用Probit和Tobit模型，在此我們分別更換為LPM模型和OLS模型進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果如表4所示。模型(1)是使用LPM模型分析對農(nóng)戶是否創(chuàng)業(yè)的回歸結(jié)果，可以看出無論解釋變量是女性家庭決策賦權(quán)程度還是女性家庭決策賦權(quán)總程度，其都在5%的水平上對農(nóng)戶是否創(chuàng)業(yè)具有顯著負向影響。模型(2)、(3)是使用OLS模型分析對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)強度的回歸結(jié)果，可以看出，無論解釋變量是女性家庭決策賦權(quán)程度還是女性家庭決策賦權(quán)總程度，其都在1%的水平上對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模具有顯著負向影響，在5%的水平上對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)活動數(shù)量具有顯著負向影響，再次驗證假設(shè)H1，并再次表明本研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

表4 女性家庭決策賦權(quán)總程度對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的影響：穩(wěn)健性檢驗

穩(wěn)健性檢驗二:更換模型變量(1)LPM是否創(chuàng)業(yè)(2)OLS創(chuàng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模(3)OLS創(chuàng)業(yè)活動數(shù)量女性家庭決策賦權(quán)程度-0.005 1**-0.012 8***-0.005 1**(0.002 4)(0.004 4)(0.002 4)女性家庭決策賦權(quán)總程度-0.004 2**-0.010 3***-0.004 2**(0.001 9)(0.003 5)(0.001 9)控制變量控制控制控制控制控制控制constant-0.258 3***-0.255 7***-0.553 9***-0.548 9***-0.258 3***-0.255 7***(0.080 8)(0.081 0)(0.175 7)(0.176 1)(0.080 8)(0.081 0)N4 5214 5154 5214 5154 5214 515

(四)內(nèi)生性問題處理

女性家庭決策賦權(quán)程度不僅影響農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)行為，還可能隨著創(chuàng)業(yè)的時間和強度而發(fā)生變化，二者之間可能存在著互為因果的關(guān)系。為克服反向因果所引起的內(nèi)生性問題，參考尹志超等[20]、李長生和劉西川[24]的研究，本文對女性家庭決策賦權(quán)程度的滯后效應(yīng)進行了估計。具體地，僅保留2014年未從事創(chuàng)業(yè)活動的農(nóng)戶家庭，然后將2016年從事創(chuàng)業(yè)活動的家庭定義為新創(chuàng)企業(yè)家庭，賦值為1，否則為0，使得農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)在時間上滯后于女性家庭決策賦權(quán)程度指標，從而在一定程度上克服內(nèi)生性問題，估計結(jié)果如表5所示。

其中模型(1)對應(yīng)Probit模型的估計結(jié)果及其邊際效應(yīng)，可以看出：在創(chuàng)業(yè)參與上，女性家庭決策賦權(quán)程度在10%的水平上對農(nóng)戶新創(chuàng)企業(yè)的概率具有顯著負向影響，且女性家庭決策賦權(quán)程度每增加1個單位，農(nóng)戶新創(chuàng)企業(yè)的概率將會下降0.39%。模型(2)、(3)分別對應(yīng)Tobit模型的估計結(jié)果及其邊際效應(yīng)，可以看出：在創(chuàng)業(yè)強度上，女性家庭決策賦權(quán)程度對農(nóng)戶新創(chuàng)企業(yè)經(jīng)營規(guī)模的影響為負，在統(tǒng)計上不顯著；而對農(nóng)戶新創(chuàng)企業(yè)經(jīng)營數(shù)量的影響在10%的水平上顯著為負。據(jù)此，可以進一步得出女性家庭決策賦權(quán)程度對農(nóng)戶家庭的創(chuàng)業(yè)行為產(chǎn)生了顯著負向影響，再次證實了所得出的研究結(jié)論。

表5 女性家庭決策賦權(quán)程度對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的影響：內(nèi)生性問題處理

五、進一步分析

上述結(jié)果初步驗證了女性家庭決策賦權(quán)程度對農(nóng)戶家庭的創(chuàng)業(yè)行為具有負向影響，接下來本文將進一步對家庭融資的中介效應(yīng)及女性家庭決策賦權(quán)程度對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的異質(zhì)性影響進行分析。

(一)家庭融資的中介效應(yīng)分析

本文借鑒溫忠麟[44]、Baron和Kenny[45]等研究的中介效應(yīng)分析法，參考琚瓊[12]的研究選取家庭融資指標以檢驗女性家庭決策賦權(quán)程度對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的作用機理，如表6所示。

在農(nóng)戶家庭是否創(chuàng)業(yè)方面，可以看出表6中列(1)女性家庭決策賦權(quán)程度與農(nóng)戶是否參與創(chuàng)業(yè)在10%的水平上顯著負相關(guān)，滿足了Baron和Kenny檢驗方法的第一個要求；列(2)中女性家庭決策賦權(quán)程度和中介變量家庭融資在1%的水平上顯著負相關(guān)，滿足了Baron和Kenny檢驗方法的第二個要求；列(3)在控制女性家庭決策賦權(quán)程度之后，家庭融資對農(nóng)戶是否參與創(chuàng)業(yè)在1%的水平上具有顯著正向影響，滿足了Baron和Kenny檢驗方法的第三個要求，這一結(jié)果也與董曉林等[7]的研究結(jié)論一致；而核心自變量與農(nóng)戶是否創(chuàng)業(yè)之間的影響為負，且變得不相關(guān)，表明在女性家庭決策賦權(quán)程度影響農(nóng)戶是否創(chuàng)業(yè)的過程中家庭融資是完全中介變量。依此類推，由列(5)和列(7)中女性家庭決策賦權(quán)程度的顯著性程度，可以發(fā)現(xiàn)在女性家庭決策賦權(quán)程度影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)經(jīng)營規(guī)模的過程中家庭融資是部分中介變量，在女性家庭決策賦權(quán)程度影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)活動數(shù)量的過程中家庭融資是完全中介變量。由此可知，家庭融資在女性家庭決策賦權(quán)程度影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的過程中發(fā)揮了中介作用，從而假設(shè)H2得到驗證。

表6 女性家庭決策賦權(quán)程度、家庭融資與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為：中介效應(yīng)檢驗

(二)異質(zhì)性效應(yīng)分析

1.在受教育水平方面。女性由于其性格特點、社會性格差異、自我效能感、風險偏好、金融素養(yǎng)等特征異于男性[31]，女性家庭決策賦權(quán)程度的提高對農(nóng)戶家庭是否創(chuàng)業(yè)及創(chuàng)業(yè)強度具有負向影響。但隨著女性受教育水平的提高，女性決策者的風險偏好程度、金融知識、財務(wù)信心等會有所提升，因而不同受教育水平女性的家庭決策賦權(quán)程度對農(nóng)戶家庭創(chuàng)業(yè)行為的影響會具有異質(zhì)性。

本文依據(jù)樣本家庭妻子的受教育水平高低，將樣本劃分為高學歷組和低學歷組(5)具體地，樣本農(nóng)戶家庭的妻子受教育水平普遍較低，將妻子受教育水平為1-3的家庭劃分為低學歷組，占比95.05%；將妻子受教育水平為4-6的家庭劃分為高學歷組，占比4.95%。。在此基礎(chǔ)上，依據(jù)受教育水平的不同，分析女性家庭決策賦權(quán)程度對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的影響，結(jié)果如表7所示。模型(1)是使用Probit模型分析女性家庭決策賦權(quán)程度與農(nóng)戶是否創(chuàng)業(yè)的回歸結(jié)果，模型(2)、(3)是分別使用Tobit模型分析對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)強度的回歸結(jié)果?？梢钥闯觯约彝Q策賦權(quán)程度對農(nóng)戶家庭是否創(chuàng)業(yè)及其創(chuàng)業(yè)強度的影響都在低學歷組中具有顯著的負向影響，而對高學歷組的影響雖然其邊際效應(yīng)系數(shù)為負但在統(tǒng)計上不顯著，這也表明了隨著女性受教育水平的提高，女性家庭決策賦權(quán)程度對高學歷女性組農(nóng)戶家庭創(chuàng)業(yè)行為的負向影響會減弱，從而驗證了假設(shè)H3a。

2.在區(qū)域差異方面。較之于西部地區(qū)，中東部地區(qū)經(jīng)濟較為發(fā)達，創(chuàng)業(yè)機會和資源更為豐富，東部和中部地區(qū)農(nóng)戶比西部地區(qū)的創(chuàng)業(yè)活躍程度也更高[7]。因此，中東部地區(qū)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的可能性會高于經(jīng)濟相對落后、信息較為閉塞的西部。因而，在其他條件不變的情況下，女性家庭決策賦權(quán)程度對經(jīng)濟相對發(fā)達的中東部地區(qū)農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)行為可能會產(chǎn)生更顯著的負向影響。

因此，本文將樣本農(nóng)戶劃分為西部、中東部地區(qū)以進一步分析女性家庭決策賦權(quán)程度對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的影響，結(jié)果如表7所示。模型(1)是使用Probit模型分析女性家庭決策賦權(quán)程度與農(nóng)戶是否創(chuàng)業(yè)的回歸結(jié)果，模型(2)、(3)是分別使用Tobit模型分析對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)強度的回歸結(jié)果，可以看出，女性家庭決策賦權(quán)程度對中東部地區(qū)農(nóng)戶家庭是否創(chuàng)業(yè)及創(chuàng)業(yè)強度均具有顯著的負向影響，而對西部地區(qū)的影響雖然其邊際效應(yīng)系數(shù)為負但在統(tǒng)計上不顯著，這表明了女性家庭決策賦權(quán)程度對中東部地區(qū)農(nóng)戶家庭的創(chuàng)業(yè)行為具有更顯著的負向影響，從而驗證了假設(shè)H3b。

表7 女性家庭決策賦權(quán)程度對農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的異質(zhì)性影響

六、研究結(jié)論與政策啟示

(一)研究結(jié)論

本文從家庭多決策主體的聯(lián)合決策角度出發(fā)，運用CFPS微觀調(diào)查數(shù)據(jù)研究了家庭內(nèi)部聯(lián)合決策中女性家庭決策賦權(quán)程度對農(nóng)戶家庭創(chuàng)業(yè)行為的影響，并對家庭融資的中介效應(yīng)及其異質(zhì)性影響進行分析。研究結(jié)果顯示：第一，女性家庭決策賦權(quán)程度對農(nóng)戶家庭參與創(chuàng)業(yè)的概率及創(chuàng)業(yè)強度具有顯著負向影響，即其抑制了農(nóng)戶家庭的創(chuàng)業(yè)行為。第二，中介效應(yīng)檢驗表明，家庭融資在女性家庭決策賦權(quán)程度影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的過程中存在著中介作用。第三，隨著女性受教育水平的提高，女性家庭決策賦權(quán)程度對高學歷女性組農(nóng)戶家庭創(chuàng)業(yè)的負向影響會減弱，而對低學歷女性組農(nóng)戶家庭的創(chuàng)業(yè)行為具有更顯著的負向影響；隨著地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，女性家庭決策賦權(quán)程度對中東部地區(qū)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的負向影響更顯著。

(二)政策啟示

基于以上研究結(jié)果，本文提出如下政策建議：第一，加快發(fā)展普惠金融提高農(nóng)戶的金融可得性。創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)政策應(yīng)進一步著力推動普惠金融發(fā)展，不斷為農(nóng)戶融資提供多樣化渠道，并注重提升農(nóng)村女性的金融素養(yǎng)，通過普惠金融緩解創(chuàng)業(yè)所面臨的金融約束，提升其金融可得性。第二，多措并舉提升農(nóng)村女性的人力資本水平。要保障農(nóng)村女性獲得受教育的機會，并加強農(nóng)村女性的非學歷教育、金融知識及創(chuàng)業(yè)培訓等，提升家庭成員中女性決策者的創(chuàng)業(yè)意識，引導和鼓勵女性決策者積極支持、并參與創(chuàng)業(yè)活動中來，從而進一步提升農(nóng)村地區(qū)的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)水平。第三，創(chuàng)業(yè)培訓及政策的推廣與宣傳要多向女性決策人傾斜。要高度重視女性家庭決策者在農(nóng)戶家庭創(chuàng)業(yè)行為中所起到的作用，特別是與西部地區(qū)相比，中東部地區(qū)對女性決策者更要加強創(chuàng)業(yè)培訓、創(chuàng)業(yè)支持政策的宣傳與推廣，增強女性決策者對創(chuàng)業(yè)及其扶持政策的認知。