李樹(shù)，于文超

（西南政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，重慶 401120）

一、引言與文獻(xiàn)綜述

創(chuàng)業(yè)活動(dòng)是推動(dòng)一國(guó)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長(zhǎng)的重要源泉，而創(chuàng)業(yè)背后蘊(yùn)含的企業(yè)家精神更被視為決定中國(guó)經(jīng)濟(jì)能否成功轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵因素之一。①資料來(lái)源：張維迎，《經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型需讓企業(yè)家精神自由》，新浪網(wǎng)，http://finance.sina.com.cn/zl/china/20150320/082221766524.shtm l。創(chuàng)業(yè)不僅為個(gè)人改善收入狀況提供了機(jī)遇，而且增加了就業(yè)崗位和社會(huì)收入流動(dòng)性，促進(jìn)了新技術(shù)、新產(chǎn)品的開(kāi)拓和新生產(chǎn)要素組合，進(jìn)而推動(dòng)一國(guó)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)足發(fā)展（Decker等，2014）。對(duì)我國(guó)廣大農(nóng)村地區(qū)而言，創(chuàng)業(yè)活動(dòng)更是促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力就近轉(zhuǎn)移、減少城鄉(xiāng)發(fā)展差距的有效途徑，對(duì)增強(qiáng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展內(nèi)生動(dòng)力有著重要意義（李雯和張兵，2016）。

源于創(chuàng)業(yè)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中扮演的重要角色，其決定因素向來(lái)是國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)心的熱點(diǎn)話題。已有研究證實(shí)，微觀層面的風(fēng)險(xiǎn)偏好、財(cái)富水平、社會(huì)資本、公務(wù)員背景、宗教信仰等個(gè)體（家庭）特征以及政府管制、人口結(jié)構(gòu)、房?jī)r(jià)波動(dòng)、市場(chǎng)準(zhǔn)入等宏觀經(jīng)濟(jì)政策因素對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)產(chǎn)生了顯著影響（Hurst和 Lusardi，2004；馬光榮和楊恩艷，2011；榮昭等，2013；阮榮平等，2014；吳曉瑜等，2014；Kerr等，2015；李雪蓮等，2015；倪鵬途和陸銘，2016）。值得強(qiáng)調(diào)的是，由于伴隨創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)和不確定性，良好的融資條件被學(xué)者們視為創(chuàng)業(yè)活動(dòng)得以順利開(kāi)展的重要前提。因此，完善的信貸市場(chǎng)和豐富的金融資源有助于缺乏初始資金的創(chuàng)業(yè)者獲得融資支持，促使其開(kāi)展創(chuàng)業(yè)活動(dòng)（Klapper等，2008；Kerr和Nanda，2009）。然而，在金融市場(chǎng)不甚完善的中國(guó)，融資約束往往成為創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的阻礙因素。中國(guó)經(jīng)濟(jì)趨勢(shì)研究院、中國(guó)社科院數(shù)量經(jīng)濟(jì)與技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究所2016年聯(lián)合發(fā)布的《創(chuàng)業(yè)企業(yè)調(diào)查報(bào)告》顯示，有21.3%的創(chuàng)業(yè)者將“資金約束”作為創(chuàng)業(yè)時(shí)面臨的最主要困難，而47.9%的創(chuàng)業(yè)者將“資金約束”列為創(chuàng)業(yè)面臨的前三位困難因素。①資料來(lái)源：新華網(wǎng)，http://news.xinhuanet.com/info/2016-11/01/c_135795917.htm。尤為重要的是，在城鄉(xiāng)二元金融結(jié)構(gòu)下，農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)單一化和壟斷化問(wèn)題較為普遍，農(nóng)村居民缺乏足夠抵押品和有效融資渠道，其面臨的融資約束問(wèn)題更加突出。②上海財(cái)經(jīng)大學(xué)2016年度開(kāi)展的“千村調(diào)查”顯示，融資難依然是影響農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的最重要因素之一。資料來(lái)源：中新網(wǎng)，http://www.chinanew s.com/cj/2016/09-21/8010586.shtm l。相關(guān)經(jīng)驗(yàn)研究也支持了這一論點(diǎn)，翁辰和張兵（2015）、程郁和羅丹（2009）基于微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的研究都證實(shí)，信貸約束顯著抑制了農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)。

令人欣慰的是，自2006年開(kāi)始的新一輪農(nóng)村金融改革將放寬金融機(jī)構(gòu)準(zhǔn)入條件作為一項(xiàng)重要內(nèi)容，致力于豐富農(nóng)村金融服務(wù)主體、構(gòu)建層次多樣的金融機(jī)構(gòu)體系。此后，村鎮(zhèn)銀行、農(nóng)村資金互助社、小額貸款公司等新型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)陸續(xù)成立，多層次、多樣化、適度競(jìng)爭(zhēng)的農(nóng)村金融市場(chǎng)初見(jiàn)成效（中國(guó)人民銀行農(nóng)村金融服務(wù)研究小組，2015）。截至2015年底，全國(guó)共設(shè)立859家農(nóng)村商業(yè)銀行，71家農(nóng)村合作銀行，1373家農(nóng)村信用社，1311家村鎮(zhèn)銀行，48家農(nóng)村資金互助社，銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)涉農(nóng)貸款余額26.4萬(wàn)億元，同比增長(zhǎng)11.7%。③資料來(lái)源：中國(guó)銀行業(yè)監(jiān)督管理委員會(huì)2015年報(bào)，http://www.cbrc.gov.cn/index.htm l。作為新型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)主體的村鎮(zhèn)銀行更是經(jīng)歷了長(zhǎng)足發(fā)展，到2016年末，全國(guó)已組建村鎮(zhèn)銀行1519家，資產(chǎn)規(guī)模達(dá)到12377億元，農(nóng)戶(hù)及小微企業(yè)貸款合計(jì)6526億元。④資料來(lái)源：銀監(jiān)會(huì)網(wǎng)站，《村鎮(zhèn)銀行培育發(fā)展十周年》，http://www.cbrc.gov.cn/index.htm l。

中國(guó)農(nóng)村金融多樣性發(fā)展產(chǎn)生了何種經(jīng)濟(jì)績(jī)效？是否有助于緩解農(nóng)村居民的融資約束，進(jìn)而促進(jìn)其創(chuàng)業(yè)活動(dòng)？這一問(wèn)題尚缺乏系統(tǒng)嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶?shí)證評(píng)估，而解答這一問(wèn)題將為評(píng)估當(dāng)前農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)多樣性改革的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。我們利用2012年中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查（CLDS2012）數(shù)據(jù)，刻畫(huà)村莊層面的金融多樣性信息，考察村莊金融多樣性對(duì)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的具體效應(yīng)，得到如下主要發(fā)現(xiàn)：村莊金融多樣性有助于提升農(nóng)民創(chuàng)業(yè)概率。這一基本結(jié)論在變換金融多樣性指標(biāo)、控制潛在遺漏因素和考慮變量?jī)?nèi)生性之后依然成立。同時(shí)，非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)比正規(guī)金融機(jī)構(gòu)更能提升農(nóng)民創(chuàng)業(yè)概率。區(qū)分創(chuàng)業(yè)類(lèi)型之后發(fā)現(xiàn)，村莊金融多樣性對(duì)“雇主”型創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用更強(qiáng)，非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)有助于“自雇”型創(chuàng)業(yè)，而正規(guī)金融機(jī)構(gòu)有助于“雇主”型創(chuàng)業(yè)。

相比已有文獻(xiàn)，本文可能的貢獻(xiàn)體現(xiàn)在兩方面：第一，考察金融發(fā)展影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的微觀機(jī)制一直是文獻(xiàn)關(guān)注的熱點(diǎn)話題（Wurgler，2000；Claessens和 Laeven，2003；劉行和葉康濤，2014），本文從農(nóng)村居民創(chuàng)業(yè)決策的視角拓展了這一領(lǐng)域的研究。本文使用具有全國(guó)代表性的大型調(diào)查數(shù)據(jù)（CLDS），構(gòu)建更加細(xì)微（村莊層面）的金融多樣性指標(biāo)，系統(tǒng)考察金融多樣性對(duì)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)影響的作用機(jī)制。這為我們深入理解金融發(fā)展尤其是金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的具體機(jī)制，提供了來(lái)自轉(zhuǎn)型國(guó)家的全新微觀證據(jù)。第二，創(chuàng)業(yè)活動(dòng)對(duì)推動(dòng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展和轉(zhuǎn)型具有重要意義，但融資困難是農(nóng)村創(chuàng)業(yè)面臨的主要困境之一。本文系統(tǒng)比較了正規(guī)金融機(jī)構(gòu)與非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)對(duì)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的影響差異，證實(shí)了非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)在推動(dòng)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)尤其是“自雇”型創(chuàng)業(yè)的相對(duì)優(yōu)勢(shì)。這意味著大力發(fā)展農(nóng)村非正規(guī)金融能更有效地促進(jìn)就業(yè)機(jī)會(huì)不足的弱勢(shì)群體的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，實(shí)現(xiàn)不同群體之間的就業(yè)機(jī)會(huì)公平。上述發(fā)現(xiàn)為激發(fā)農(nóng)村地區(qū)創(chuàng)業(yè)活力提供了政策借鑒，也為我們深入認(rèn)識(shí)新一輪農(nóng)村金融改革的積極意義提供了理論證據(jù)。

本文之后的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為理論分析與研究假說(shuō)；第三部分為研究設(shè)計(jì)，包括數(shù)據(jù)說(shuō)明、實(shí)證方程設(shè)定和變量描述性統(tǒng)計(jì)；第四部分為實(shí)證結(jié)果分析，包括基準(zhǔn)回歸和一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)；最后一部分為文章結(jié)論。

二、理論分析與研究假設(shè)

金融多樣性既包括金融機(jī)構(gòu)的多樣性，也包含金融產(chǎn)品和服務(wù)的多樣性，考慮到數(shù)據(jù)可得性及研究問(wèn)題的現(xiàn)實(shí)需要，本文主要從金融機(jī)構(gòu)多樣性發(fā)展的視角理解金融多樣性?？傮w而言，金融多樣性將對(duì)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)活動(dòng)產(chǎn)生如下影響：

第一，金融多樣性有助于促進(jìn)不同金融機(jī)構(gòu)之間的有效競(jìng)爭(zhēng)。根據(jù)產(chǎn)業(yè)組織學(xué)中的“結(jié)構(gòu)—行為—績(jī)效”（SCP）分析范式，占據(jù)市場(chǎng)支配地位的企業(yè)容易獲得壟斷利潤(rùn)，由于正規(guī)金融機(jī)構(gòu)在市場(chǎng)中占據(jù)支配地位，缺乏足夠動(dòng)力對(duì)金融產(chǎn)品和金融服務(wù)進(jìn)行革新，而金融機(jī)構(gòu)多樣性發(fā)展將減弱現(xiàn)有金融機(jī)構(gòu)的市場(chǎng)支配作用，促使不同金融機(jī)構(gòu)創(chuàng)新金融產(chǎn)品和改善服務(wù)質(zhì)量。例如，新型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的建立增加了農(nóng)村金融市場(chǎng)供給、提高了農(nóng)村金融市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)度，在一定程度上緩解了居民融資約束（黃惠春和褚保全，2011）。金融多樣性所引致的金融供給競(jìng)爭(zhēng)將緩解農(nóng)民融資約束，促進(jìn)其創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。

第二，金融多樣性能通過(guò)“信息溢出”效應(yīng)減少信貸市場(chǎng)的信息不對(duì)稱(chēng)。減少借貸雙方信息不對(duì)稱(chēng)是提升金融市場(chǎng)資金配置效率的有效途徑，但正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的信息傳遞鏈條往往較長(zhǎng)，信息傳遞成本往往較高且容易“失真”，這使得正規(guī)金融機(jī)構(gòu)不愿意為缺乏抵押品的農(nóng)戶(hù)提供貸款；隨著農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)多樣性水平的提升，將涌現(xiàn)一系列非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)（如居民合作基金會(huì)、農(nóng)民互助儲(chǔ)金會(huì)、小額貸款公司等）。相比而言，農(nóng)村非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)大多貼近特定人群，信息傳遞鏈條較短，能有效收集農(nóng)戶(hù)信息，并通過(guò)內(nèi)部監(jiān)督、聲譽(yù)擔(dān)保等機(jī)制，降低信息獲取成本和監(jiān)管成本，從而將違約風(fēng)險(xiǎn)較高的農(nóng)戶(hù)排除在市場(chǎng)之外（吳燁和余泉生，2015）。由此，多樣性的金融機(jī)構(gòu)能滿(mǎn)足不同群體的融資需求，通過(guò)不同金融機(jī)構(gòu)之間的“信息溢出”降低整個(gè)借貸市場(chǎng)的信息不對(duì)稱(chēng)，為農(nóng)民創(chuàng)業(yè)提供更多外部融資。一系列實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，村莊金融機(jī)構(gòu)的豐富和金融環(huán)境的完善有助于農(nóng)戶(hù)更多參與創(chuàng)業(yè)活動(dòng)（張海洋和袁雁靜，2011；張龍耀等，2013；楊軍等，2013）?；诖耍疚氖紫忍岢鋈缦卵芯考僬f(shuō)：

假說(shuō)1：金融多樣性將顯著提高農(nóng)民創(chuàng)業(yè)概率。

創(chuàng)業(yè)活動(dòng)可以分為“雇主”型創(chuàng)業(yè)和“自雇”型創(chuàng)業(yè)（Ardagna和Lusardi，2011）。從創(chuàng)業(yè)目的而言，“雇主”型創(chuàng)業(yè)大多是為尋求商業(yè)機(jī)會(huì)，而“自雇”型創(chuàng)業(yè)更可能是獲得就業(yè)機(jī)會(huì)以解決個(gè)人生計(jì)。從借貸條件上看，“雇主”型創(chuàng)業(yè)的規(guī)模更大，創(chuàng)業(yè)者所經(jīng)營(yíng)的企業(yè)已經(jīng)進(jìn)行了工商登記和納稅；而“自雇”型創(chuàng)業(yè)活動(dòng)屬于非正規(guī)經(jīng)濟(jì)體系，為節(jié)省成本往往不進(jìn)行正規(guī)的工商和稅務(wù)登記（周廣肅等，2015）。因此，農(nóng)民“雇主”型創(chuàng)業(yè)對(duì)外部融資的需求更高，更容易通過(guò)正規(guī)渠道從各類(lèi)金融機(jī)構(gòu)獲得貸款；相比之下，農(nóng)民“自雇”型創(chuàng)業(yè)的初始資金“門(mén)檻”更低，對(duì)外部融資的需求更低。如果村莊金融多樣性能顯著提高農(nóng)村居民創(chuàng)業(yè)概率，那么，這一效應(yīng)對(duì)農(nóng)民“雇主”型創(chuàng)業(yè)而言更顯著。據(jù)此，本文提出如下研究假說(shuō)：

假說(shuō)2：金融多樣性對(duì)農(nóng)民“雇主”型創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)效應(yīng)強(qiáng)于“自雇”型創(chuàng)業(yè)。

進(jìn)一步地，正規(guī)金融機(jī)構(gòu)和非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)是否存在差異需要進(jìn)一步探討。如前文所言，以農(nóng)業(yè)銀行、農(nóng)村信用社為代表的正規(guī)金融機(jī)構(gòu)出于風(fēng)險(xiǎn)控制、業(yè)績(jī)導(dǎo)向的考慮，往往對(duì)借款者的抵押品有較高要求，缺乏足夠抵押品的創(chuàng)業(yè)者難以從正規(guī)金融機(jī)構(gòu)獲得足夠融資。比較而言，農(nóng)村非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)或者內(nèi)生于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)際需要（如農(nóng)民互助儲(chǔ)金會(huì)），或者由政府主導(dǎo)設(shè)立但以增加農(nóng)村金融供給為目的（如小額貸款公司），這些機(jī)構(gòu)更容易獲得創(chuàng)業(yè)者的能力、努力程度、品格等“軟信息”，在事前信息獲取與事后監(jiān)管上更有優(yōu)勢(shì)（張海洋和袁雁靜，2011）。另外，如假說(shuō)2的理論分析所言，農(nóng)民“雇主”型創(chuàng)業(yè)的規(guī)模較大，融資需求更多，有相對(duì)規(guī)范的工商登記和納稅，能夠向正規(guī)金融機(jī)構(gòu)提供財(cái)務(wù)報(bào)告等信息；相比之下，農(nóng)民“自雇”型創(chuàng)業(yè)的規(guī)模更小，對(duì)資金需求更加靈活且多樣化，且缺少正規(guī)財(cái)務(wù)報(bào)告，對(duì)這一群體而言，農(nóng)村非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)在產(chǎn)品設(shè)計(jì)、信息獲取、事后監(jiān)督等方面都具有明顯優(yōu)勢(shì)。綜合上述分析，我們進(jìn)一步提出兩個(gè)待檢驗(yàn)假說(shuō)：

假說(shuō)3：相比于正規(guī)金融機(jī)構(gòu)，非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)對(duì)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)效應(yīng)更強(qiáng)。

假說(shuō)4：正規(guī)金融機(jī)構(gòu)更容易促進(jìn)農(nóng)民“雇主”型創(chuàng)業(yè)，而非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)更容易促進(jìn)農(nóng)民“自雇”型創(chuàng)業(yè)。

需要指出的是，本文著眼于識(shí)別農(nóng)村金融多樣性與農(nóng)民創(chuàng)業(yè)之間的“因果關(guān)系”。從時(shí)間順序上看，個(gè)人創(chuàng)業(yè)活動(dòng)可能發(fā)生在村莊設(shè)立金融機(jī)構(gòu)之前，而如果我們無(wú)法識(shí)別金融機(jī)構(gòu)設(shè)立與個(gè)人開(kāi)展創(chuàng)業(yè)活動(dòng)“孰先孰后”，這可能導(dǎo)致本文實(shí)證發(fā)現(xiàn)僅是一種“巧合”。我們還需要利用CLDS2012提供的數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)當(dāng)前金融多樣性對(duì)受訪農(nóng)民“未來(lái)創(chuàng)業(yè)意愿”的影響，從而為識(shí)別金融多樣性與創(chuàng)業(yè)之間的“因果關(guān)系”提供進(jìn)一步佐證。創(chuàng)業(yè)意愿是潛在創(chuàng)業(yè)者從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)與否的一種主觀態(tài)度，是潛在創(chuàng)業(yè)活動(dòng)轉(zhuǎn)換為實(shí)際創(chuàng)業(yè)行為的先決條件，是外部環(huán)境和個(gè)體稟賦影響創(chuàng)業(yè)行為的中介變量，那些創(chuàng)業(yè)意愿更高的個(gè)人更可能開(kāi)展實(shí)際創(chuàng)業(yè)活動(dòng)（范巍和王重鳴，2006；簡(jiǎn)丹丹等，2010）。已有文獻(xiàn)針對(duì)個(gè)人創(chuàng)業(yè)意愿的決定因素進(jìn)行了豐富實(shí)證研究，而金融發(fā)展水平被視為影響創(chuàng)業(yè)意愿的重要因素之一。例如，朱紅根和康蘭媛（2013）的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村地區(qū)良好的金融環(huán)境能改善農(nóng)民的融資可得性，激發(fā)其創(chuàng)業(yè)意愿；劉宇娜和張秀娥（2013）針對(duì)中國(guó)六個(gè)城市的調(diào)查表明，金融支持政策能有效提高新生代農(nóng)民工的創(chuàng)業(yè)意愿。金融多樣性提升作為金融發(fā)展的重要內(nèi)容，勢(shì)必對(duì)農(nóng)民未來(lái)創(chuàng)業(yè)（尤其是“雇主”型創(chuàng)業(yè)）意愿產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用。結(jié)合假說(shuō)1、假說(shuō)2的理論分析，本文提出如下假說(shuō)：

假說(shuō)5：金融多樣性顯著提高農(nóng)民未來(lái)創(chuàng)業(yè)意愿，且對(duì)“雇主”型創(chuàng)業(yè)意愿的效應(yīng)更強(qiáng)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）研究樣本。本文研究樣本來(lái)自中山大學(xué)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心開(kāi)展的“2012年中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查（CLDS2012）”，該調(diào)查覆蓋中國(guó)29個(gè)省市（不含西藏和海南）的2282個(gè)區(qū)縣單元，包含勞動(dòng)力個(gè)體、家庭和村居三個(gè)層面問(wèn)卷，內(nèi)容涉及教育、工作、遷移、經(jīng)濟(jì)活動(dòng)、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、基層組織等方面。調(diào)查共獲得16263份勞動(dòng)力個(gè)體樣本，其中農(nóng)村樣本10462份，占比64.37%。考慮到僅有農(nóng)村部分問(wèn)卷調(diào)查了新型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的相關(guān)信息，本文實(shí)證研究將基于農(nóng)村受訪者樣本展開(kāi)，由于一些受訪者的變量指標(biāo)（如家庭收入、禮品禮金支出等）存在缺失值，在基準(zhǔn)回歸中實(shí)際用到的樣本數(shù)是7725。

（二）實(shí)證方程。本文通過(guò)方程（1）考察村莊金融多樣性對(duì)農(nóng)村居民個(gè)體創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的影響。

其中：方程左邊cy為被解釋變量，表示受訪者是否從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。CLDS將受訪者當(dāng)前從業(yè)狀態(tài)分為雇員、雇主（雇傭1人及以上）、自雇非體力工作者、自雇體力工作者、務(wù)農(nóng)和無(wú)工作六類(lèi)，本文將雇主、自雇非體力工作者和自雇體力工作者三類(lèi)視為創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，變量cy賦值為1；將其他三類(lèi)視為非創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，變量cy賦值為0。自己做雇主或老板無(wú)疑是一種重要的創(chuàng)業(yè)行為，而自我雇傭是創(chuàng)業(yè)的最初形態(tài)，與個(gè)人尋求非正式就業(yè)機(jī)會(huì)的動(dòng)機(jī)密切相關(guān)，在現(xiàn)有文獻(xiàn)中也被視為創(chuàng)業(yè)的重要形式之一（Wang，2012；Li和 Wu，2014；阮榮平等，2014；陳剛，2015a）。我們進(jìn)一步將創(chuàng)業(yè)活動(dòng)劃分為“雇主”型創(chuàng)業(yè)和“自雇”型創(chuàng)業(yè)，其中，“自雇”型創(chuàng)業(yè)包括“自雇非體力工作者”和“自雇體力工作者”兩類(lèi)。以2012年的CLDS數(shù)據(jù)為例，中國(guó)平均創(chuàng)業(yè)率最高的三個(gè)省份分別是福建（16.74%）、湖北（16.59%）和浙江（14.63%），創(chuàng)業(yè)率最低的三個(gè)省份依次為廣西（1.17%）、重慶（2.00%）和湖南（2.20%）（詳見(jiàn)圖1）。這初步表明，東部發(fā)達(dá)省份農(nóng)村地區(qū)的創(chuàng)業(yè)活力顯著高于中西部省份，這可能與東部地區(qū)市場(chǎng)化水平更高、制度環(huán)境更完善和創(chuàng)業(yè)氛圍更濃厚有關(guān)。

圖1 中國(guó)各省份平均創(chuàng)業(yè)率：基于CLDS2012數(shù)據(jù)

方程右側(cè)finance_div為關(guān)鍵解釋變量，代表受訪者所在村莊的金融多樣性。具體定義為，當(dāng)村莊沒(méi)有金融機(jī)構(gòu)時(shí)，finance_div賦值為0；當(dāng)村莊僅有農(nóng)村信用社時(shí)，finance_div賦值為1；當(dāng)村莊不僅有農(nóng)村信用社，還包含其他類(lèi)型金融機(jī)構(gòu)（如居民合作基金會(huì)、農(nóng)民互助儲(chǔ)金會(huì)、小額貸款公司）時(shí)，finance_div賦值為2。

控制變量X代表影響受訪者創(chuàng)業(yè)決策的相關(guān)因素，參照陳剛（2015a）、尹志超等（2015）的研究，我們加入個(gè)人和家庭兩個(gè)層面的因素。其中，個(gè)人層面因素包括：社會(huì)網(wǎng)絡(luò)social，本文使用與受訪者關(guān)系密切、并能幫助受訪者的朋友/熟人的人數(shù)衡量。①問(wèn)卷調(diào)查了受訪者“在本地，您有多少關(guān)系密切，可以得到他們支持和幫助的朋友或熟人？”，我們根據(jù)選項(xiàng)：“一個(gè)也沒(méi)有”、“1-5個(gè)”、“6-10個(gè)”、“11-15個(gè)”、“16個(gè)或16個(gè)以上”依次將變量social賦值為1、2、3、4和5，數(shù)值越大代表受訪者社會(huì)網(wǎng)絡(luò)水平越高。豐富的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)能為個(gè)人創(chuàng)業(yè)活動(dòng)提供更多信息和資源支持，并提升個(gè)人風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力，進(jìn)而提升個(gè)人創(chuàng)業(yè)概率（Yueh，2009）。受訪者是否為男性male，其中，男性賦值為1，女性賦值為0。是否中共黨員party，若受訪者是中共黨員party賦值為1，否則party賦值為0。受訪者周歲年齡age及其平方age_squ。受教育水平education，②我們根據(jù)受訪者受教育情況“未接受正式教育”、“小學(xué)”、“初中”、“高中”、“職高/技?！?、“中專(zhuān)”、“大專(zhuān)”和“本科”，將變量 education 依次賦值為 0、6、9、12、12、13、15 和 16。受教育年限越長(zhǎng)意味著人力資本水平越高，個(gè)人在勞動(dòng)力市場(chǎng)上更有競(jìng)爭(zhēng)，從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的動(dòng)機(jī)越弱；但同時(shí)受教育水平越高的人其社會(huì)資本更豐富，面臨的創(chuàng)業(yè)約束也越弱，越容易開(kāi)展創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。是否有宗教信仰religion，當(dāng)受訪者有宗教信仰時(shí)賦值為1，反之賦值為0。宗教信仰能通過(guò)改變創(chuàng)業(yè)偏好、拓展社會(huì)資本等途徑影響個(gè)人創(chuàng)業(yè)決策（阮榮平等，2014）。自評(píng)健康水平health，③問(wèn)卷調(diào)查了受訪者“您認(rèn)為自己現(xiàn)在的健康狀況如何？”，對(duì)應(yīng)選項(xiàng)為“非常健康”、“健康”、“一般”、“比較不健康”和“非常不健康”，我們將變量health依次賦值為5、4、3、2和1，數(shù)值越大代表受訪者自評(píng)健康水平越低。我們將其作為受訪者健康人力資本水平的代理變量，較高的健康人力資本水平有助于個(gè)人在就業(yè)市場(chǎng)上獲得更滿(mǎn)意的工作，進(jìn)而削弱了個(gè)人創(chuàng)業(yè)的動(dòng)機(jī)。是否有新農(nóng)合保險(xiǎn)insurance，當(dāng)個(gè)人擁有新農(nóng)合保險(xiǎn)時(shí)，insurance賦值為1；反之賦值為0。社會(huì)保險(xiǎn)能夠緩解創(chuàng)業(yè)活動(dòng)失敗給收入帶來(lái)的負(fù)面沖擊，提高個(gè)人風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力和創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)（陳怡安和陳剛，2015）。

家庭層面的控制因素包括：受訪者父親是否黨員party_fa，①需要說(shuō)明的是，每個(gè)受訪家庭僅有回答家庭問(wèn)卷的受訪者被詢(xún)問(wèn)了父親黨員身份信息，因此我們將party_fa視為家庭層面變量。當(dāng)受訪者父親為中共黨員時(shí)，party_fa賦值為1；否則賦值為0。對(duì)農(nóng)村受訪者而言，父輩政治身份能有效反映父輩社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，進(jìn)而影響農(nóng)民創(chuàng)業(yè)決策。家庭禮品和禮金支出的自然對(duì)數(shù)ln familygift，家庭禮品和禮金支出是測(cè)度家庭社會(huì)資本的重要維度，擁有豐富的社會(huì)資本除了能幫助農(nóng)戶(hù)獲得更多民間借貸外（馬光榮和楊恩艷，2011），還能使農(nóng)戶(hù)獲得更多創(chuàng)業(yè)信息和機(jī)會(huì)，提升其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)。家庭是否向親戚朋友借款familyloan，當(dāng)受訪家庭向親戚朋友借款時(shí)，familyloan賦值為1；否則familyloan賦值為0。親戚朋友之間的民間借貸能有效緩解農(nóng)戶(hù)融資約束，促進(jìn)農(nóng)戶(hù)創(chuàng)業(yè)（李雯和張兵，2016）。家庭身體不好成員數(shù)量familyunheal，②問(wèn)卷調(diào)查了每位家庭成員的健康狀況，我們將回答“一般”、“有慢性病”、“有傳染病”和“有精神問(wèn)題”等情形視為身體狀況不好。家庭身體不好成員越多，會(huì)增加家庭生活負(fù)擔(dān)，擠占家庭較多照料時(shí)間和精力，也會(huì)降低家庭成員風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力。家庭規(guī)模familynum，家庭規(guī)模越大，個(gè)人創(chuàng)業(yè)活動(dòng)中能夠獲得的資源和支持也越多，但家庭成員需要承擔(dān)的家庭撫養(yǎng)責(zé)任越重，規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)的動(dòng)機(jī)更強(qiáng)（翁辰和張兵，2015）。家庭收入水平用家庭在接受訪問(wèn)前一年的總收入（單位為萬(wàn)元）的自然對(duì)數(shù)ln familyinc表示。同時(shí)，我們還加入村莊人均私營(yíng)企業(yè)數(shù)private，私營(yíng)企業(yè)越多的地方往往商業(yè)氛圍比較濃厚，有利于開(kāi)展創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。此外，我們還在方程中加入省份虛擬變量Province以控制地區(qū)資源稟賦和文化觀念差異對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響。

表1給出了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。不難發(fā)現(xiàn)，變量cy均值為0.080，說(shuō)明農(nóng)村受訪者創(chuàng)業(yè)比例為8.0%。變量finance_div離散系數(shù)為1.666，這表示不同村莊金融多樣性存在顯著差異。變量 male、party、religion 和 insurance均值依次為 0.486、0.054、0.169 和 0.868，說(shuō)明 48.6% 的受訪者為男性、5.4%左右的受訪者為中共黨員、16.9%的受訪者有宗教信仰和86.8%的受訪者參加新農(nóng)合。變量education均值為5.595，說(shuō)明農(nóng)村受訪者平均受教育年限約為5.6年；health均值為3.510，可見(jiàn)受訪者的自評(píng)健康水平介于“健康”與“一般”之間。同時(shí)，familyloan均值為0.361，這意味著向親戚朋友借款的家庭占比36.1%，表示民間借貸現(xiàn)象較為普遍；familynum均值為3.646，這說(shuō)明樣本家庭平均規(guī)模為3.6人，接近“四口之家”；private離散系數(shù)為3.333，表示不同村莊的商業(yè)氛圍存在明顯差異。

表1描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）金融多樣性與創(chuàng)業(yè)：基準(zhǔn)回歸。本文首先著眼于實(shí)證考察村莊金融多樣性對(duì)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響，考慮到模型（1）中被解釋變量為0-1虛擬變量，本文主要關(guān)注Probit概率選擇模型回歸結(jié)果，并使用OLS回歸結(jié)果展開(kāi)穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由于家庭層面變量存在一定缺失值，我們首先關(guān)注不控制家庭層面變量情況下的回歸結(jié)果。表2前三列結(jié)果表明，無(wú)論是OLS估計(jì)還是Probit模型估計(jì)，結(jié)果都表明變量finance_div的系數(shù)在1%水平上顯著為正，初步證據(jù)表明金融多樣性將顯著促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，即假說(shuō)1成立。這一結(jié)論源于金融多樣性促進(jìn)了不同金融機(jī)構(gòu)之間的競(jìng)爭(zhēng)，減少了借貸雙方的信息不對(duì)稱(chēng)，這有助于改善外部融資環(huán)境，促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)。表2后三列報(bào)告了加入家庭層面變量之后的回歸結(jié)果，盡管這樣會(huì)損失一部分樣本，但finance_div系數(shù)依然顯著為正，表明金融多樣性依然會(huì)促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)。為準(zhǔn)確理解估計(jì)結(jié)果的經(jīng)濟(jì)學(xué)涵義，本文將關(guān)注表2第（6）列所報(bào)告Probit模型估計(jì)的各解釋變量的邊際效應(yīng)?？梢钥闯?，在控制相關(guān)因素的條件下，村莊金融多樣性每增加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差（0.523），農(nóng)民創(chuàng)業(yè)概率將提高0.8個(gè)百分點(diǎn)左右。

繼續(xù)關(guān)注表2第（6）列各控制變量系數(shù)。平均而言，男性創(chuàng)業(yè)概率比女性高出6.56%。中共黨員身份會(huì)使個(gè)人創(chuàng)業(yè)概率下降3.70%，這是因?yàn)辄h員身份幫助個(gè)人在就業(yè)市場(chǎng)上獲得滿(mǎn)意穩(wěn)定的工作，削弱了其開(kāi)展創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的動(dòng)機(jī)。從長(zhǎng)期趨勢(shì)看，年齡age對(duì)創(chuàng)業(yè)概率具有顯著的倒U形影響，即個(gè)人創(chuàng)業(yè)概率隨著年齡增長(zhǎng)而先上升后下降。受教育年限education對(duì)創(chuàng)業(yè)概率有顯著正向影響，可能原因是，在農(nóng)村受訪者中最高學(xué)歷為本科，而有大量受訪者未接受過(guò)正規(guī)教育，相對(duì)而言，較高的受教育水平能拓展個(gè)人社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與知識(shí)視野，使個(gè)人具備開(kāi)展創(chuàng)業(yè)活動(dòng)所必需的“企業(yè)家才能”（Paulson和Townsend，2004），從而緩解個(gè)人面臨的創(chuàng)業(yè)約束。健康水平health對(duì)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)概率有顯著正向影響。變量insurance系數(shù)顯著為正，說(shuō)明加入新型農(nóng)村合作醫(yī)療顯著提高了個(gè)人創(chuàng)業(yè)概率，這是因?yàn)樯鐣?huì)保險(xiǎn)有助于增加個(gè)人風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力和創(chuàng)業(yè)意愿。

家庭層面因素中，家庭身體不好成員數(shù)量familyunheal對(duì)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)概率有顯著負(fù)向影響，這與前述理論分析一致。家庭收入水平ln familyinc對(duì)個(gè)人創(chuàng)業(yè)概率有顯著正向影響，這比較符合我們的直覺(jué)，較高收入能緩解個(gè)人創(chuàng)業(yè)活動(dòng)可能面臨的融資約束。家庭規(guī)模familynum對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響為正但不顯著，家庭規(guī)模越大，個(gè)人開(kāi)展創(chuàng)業(yè)所獲得的資源和支持越多，但同時(shí)家庭成員需要承擔(dān)更重的家庭撫養(yǎng)責(zé)任，更規(guī)避創(chuàng)業(yè)帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)，這兩種效應(yīng)相互抵消導(dǎo)致家庭規(guī)模的影響不顯著。另外，父輩黨員身份、禮品禮金支出、民間借貸狀況等因素并未顯著影響農(nóng)民創(chuàng)業(yè)概率，一個(gè)可能的解釋在于，本文關(guān)注的是農(nóng)民個(gè)體層面創(chuàng)業(yè)信息，在控制個(gè)體層面因素的情況下，家庭層面因素的解釋力將明顯削弱，盡管如此，控制家庭層面信息有助于克服遺漏變量帶來(lái)的回歸偏誤。值得注意的是，變量private系數(shù)顯著為正，這證實(shí)了當(dāng)?shù)厣虡I(yè)氛圍越濃厚、農(nóng)民創(chuàng)業(yè)可能性越大的事實(shí)，這與尹志超等（2015）發(fā)現(xiàn)相一致。①需要說(shuō)明的是，在人口流動(dòng)背景下，調(diào)查對(duì)象創(chuàng)業(yè)活動(dòng)獲得的金融支持不一定來(lái)自常住村莊金融機(jī)構(gòu)。我們根據(jù)問(wèn)卷設(shè)計(jì)，將研究樣本限定為“戶(hù)口在本縣，且沒(méi)有離開(kāi)戶(hù)口所在地半年及以上”的受訪者，相比而言，這部分受訪者的創(chuàng)業(yè)金融支持更可能來(lái)自本村金融機(jī)構(gòu)。重復(fù)表2回歸過(guò)程，村莊金融多樣性依然顯著促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)。同時(shí)，本文還使用縣區(qū)虛擬變量替換省份虛擬變量，重復(fù)表2實(shí)證過(guò)程，村莊金融多樣性依然顯著促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)。在此基礎(chǔ)上，我們還比較了金融多樣性對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響在東部、中西部之間的差異。本文將北京、上海、天津、河北、遼寧、江蘇、浙江、福建、廣東、海南和山東視為東部地區(qū)，將其他省份視為中西部地區(qū)。重復(fù)表2實(shí)證過(guò)程發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是東部地區(qū)還是中西部地區(qū)，金融多樣性都有助于促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)。感謝審稿人提出的寶貴意見(jiàn)。

（二）金融多樣性與創(chuàng)業(yè)：變換金融多樣性賦值。上述分析初步證實(shí)，金融多樣性顯著提高了農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的可能性，本文將通過(guò)變換關(guān)鍵解釋變量，以檢驗(yàn)結(jié)論的穩(wěn)健性。我們按照如下標(biāo)準(zhǔn)重新定義金融多樣性：當(dāng)村莊內(nèi)沒(méi)有金融機(jī)構(gòu)時(shí)，金融多樣性指標(biāo)賦值為0；當(dāng)村莊僅有農(nóng)村信用社時(shí)，金融多樣性指標(biāo)賦值為1；當(dāng)村莊有農(nóng)村信用社，同時(shí)還有民間金融組織和小額貸款公司兩者中的一類(lèi)金融機(jī)構(gòu)時(shí)，金融多樣性指標(biāo)賦值為2；當(dāng)村莊同時(shí)有農(nóng)村信用社、民間金融組織和小額貸款公司時(shí)，金融多樣性指標(biāo)賦值為3。本文重新估計(jì)新構(gòu)建的金融多樣性指標(biāo)對(duì)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響，結(jié)果匯報(bào)在表3第（1）列，變量finance_div系數(shù)為正且P值為0.104，接近傳統(tǒng)意義上10%的顯著性水平，前述結(jié)論依然穩(wěn)健。①為避免指標(biāo)賦值主觀性帶來(lái)的回歸偏誤，我們還按照如下原則重新賦值金融多樣性指標(biāo)：第一，當(dāng)村莊沒(méi)有金融機(jī)構(gòu)、僅有農(nóng)村信用社、同時(shí)有農(nóng)村信用社和其他金融機(jī)構(gòu)時(shí)，finance_div1依次賦值為0、1、1.5；第二，當(dāng)村莊沒(méi)有金融機(jī)構(gòu)、僅有農(nóng)村信用社、同時(shí)有農(nóng)村信用社和其他金融機(jī)構(gòu)時(shí)，finance_div2依次賦值為0、1、2.5。利用兩種賦值方法得到新的金融多樣性指標(biāo)finance_div1、finance_div2，重新估計(jì)方程（1），結(jié)果表明村莊金融多樣性依然能顯著促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)。

表2金融多樣性與創(chuàng)業(yè)：基準(zhǔn)回歸

表3金融多樣性與創(chuàng)業(yè)：加入村莊特征變量（Probit邊際）

（三）金融多樣性與創(chuàng)業(yè)：加入村莊特征變量。前述分析可能忽視了某些村莊層面因素對(duì)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的影響。例如，那些擁有非農(nóng)產(chǎn)業(yè)、人均收入水平較高的村莊，往往擁有相對(duì)活躍的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)，能為開(kāi)展各類(lèi)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)提供良好的市場(chǎng)機(jī)會(huì)。同時(shí)，人均農(nóng)業(yè)用地面積越大越便于農(nóng)戶(hù)擴(kuò)大農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)規(guī)模，開(kāi)展農(nóng)業(yè)創(chuàng)業(yè)，但也擠占了農(nóng)民投入到非農(nóng)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)中的時(shí)間和精力。根據(jù)上述分析，我們定義如下三個(gè)變量：村莊是否有非農(nóng)經(jīng)濟(jì)nonagri、戶(hù)籍人口人均年收入incomeper和人均農(nóng)業(yè)用地面積landper，其中：nonagri為0-1虛擬變量，當(dāng)本村有非農(nóng)經(jīng)濟(jì)時(shí)賦值為1，否則賦值為0。在加入上述三類(lèi)因素基礎(chǔ)上，我們重新估計(jì)方程（1）。表3第（2）列結(jié)果顯示，金融多樣性依然有助于促進(jìn)創(chuàng)業(yè)，前述結(jié)論依然穩(wěn)健。同時(shí)，村莊非農(nóng)經(jīng)濟(jì)、人均收入水平和人均農(nóng)業(yè)用地面積等因素并未顯著影響農(nóng)民創(chuàng)業(yè)決策。

同時(shí)，問(wèn)卷還調(diào)查了村莊內(nèi)是否有專(zhuān)業(yè)協(xié)會(huì)和專(zhuān)業(yè)合作社等經(jīng)濟(jì)組織。這兩類(lèi)經(jīng)濟(jì)組織不僅為民間金融機(jī)構(gòu)的設(shè)立提供了組織載體，而且通過(guò)“信息傳遞”和“風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)”等可能途徑影響個(gè)人創(chuàng)業(yè)活動(dòng)?；诖?，本文構(gòu)建兩個(gè)0-1虛擬變量assco（當(dāng)本村有專(zhuān)業(yè)協(xié)會(huì)時(shí)取值為1，否則取值為0）、coope（當(dāng)本村有專(zhuān)業(yè)合作社時(shí)取值為1，否則取值為0）加入方程（1）并重新展開(kāi)估計(jì)，表3第（3）列報(bào)告了對(duì)應(yīng)結(jié)果?？梢钥闯?，金融多樣性依然會(huì)顯著促進(jìn)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，而是否設(shè)立專(zhuān)業(yè)協(xié)會(huì)和專(zhuān)業(yè)合作社則對(duì)創(chuàng)業(yè)無(wú)顯著影響。這意味著，融資約束是農(nóng)民開(kāi)展創(chuàng)業(yè)活動(dòng)面臨的主要障礙之一，金融多樣性能通過(guò)改善融資約束促進(jìn)居民創(chuàng)業(yè)，而專(zhuān)業(yè)協(xié)會(huì)和專(zhuān)業(yè)合作社產(chǎn)生的“信息傳遞”和“風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)”等效應(yīng)并未顯著影響創(chuàng)業(yè)。最后，我們將上述5個(gè)變量同時(shí)加入方程（1）展開(kāi)回歸，表3第（4）列結(jié)果說(shuō)明，金融多樣性依然顯著促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)。

（四）金融多樣性與創(chuàng)業(yè)：考慮變量?jī)?nèi)生性。盡管前文進(jìn)行了變換關(guān)鍵指標(biāo)、加入村莊特征變量等穩(wěn)健性檢驗(yàn)，但研究結(jié)論依然可能受到變量?jī)?nèi)生性的困擾。活躍的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)可能對(duì)設(shè)立多樣性的金融機(jī)構(gòu)產(chǎn)生較高需求，這會(huì)導(dǎo)致金融多樣性與農(nóng)民創(chuàng)業(yè)決策之間的“逆向因果”。另外，方程無(wú)法有效控制同時(shí)影響金融多樣性和創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的關(guān)鍵變量。上述兩種情況將導(dǎo)致金融多樣性是方程（1）的內(nèi)生變量，進(jìn)而導(dǎo)致回歸結(jié)果有偏且非一致。為了緩解方程估計(jì)中的內(nèi)生性偏誤，我們需要尋找與金融多樣性顯著相關(guān)，而與農(nóng)民創(chuàng)業(yè)決策無(wú)關(guān)的變量作為工具變量。

眾所周知，金融集聚是金融業(yè)縱深發(fā)展中的重要現(xiàn)象。金融集聚不僅幫助金融機(jī)構(gòu)獲得專(zhuān)業(yè)勞動(dòng)力和便利的中介服務(wù)，更能使金融機(jī)構(gòu)有效接受、甄別和利用外部信息，緩解因金融機(jī)構(gòu)和客戶(hù)之間的“信息不對(duì)稱(chēng)”而導(dǎo)致的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)（任英華等，2010；李偉軍，2011）。這意味著，集聚經(jīng)濟(jì)本身具有自我強(qiáng)化功能，因?yàn)榧坌?yīng)一旦形成，當(dāng)?shù)卦O(shè)立的新金融機(jī)構(gòu)將可能從中獲得信息與知識(shí)溢出、勞動(dòng)力匹配和共享的收益，進(jìn)而促使更多金融機(jī)構(gòu)的進(jìn)入?？梢?jiàn)，村莊周?chē)慕鹑跈C(jī)構(gòu)分布越密集，越能為本村設(shè)立和發(fā)展各類(lèi)金融機(jī)構(gòu)提供良好的外部環(huán)境。同時(shí)，已有文獻(xiàn)在考察金融發(fā)展對(duì)創(chuàng)業(yè)的影響時(shí)，往往使用前置若干年度的金融發(fā)展指標(biāo)作為工具變量并展開(kāi) 2SLS 估計(jì)（Patti和 Dell’A riccia，2004；陳剛，2015b）。這一處理的假設(shè)是，一個(gè)地區(qū)以往的金融發(fā)展水平將通過(guò)影響當(dāng)前金融發(fā)展而間接影響當(dāng)前創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，而不會(huì)直接影響當(dāng)前創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。借鑒上述有效思路并結(jié)合樣本數(shù)據(jù)的可得性，本文使用“1978年及以前村莊外（步行約30分鐘的路程）設(shè)立的信用社、農(nóng)業(yè)銀行和郵政儲(chǔ)蓄三類(lèi)金融機(jī)構(gòu)數(shù)量”作為村莊金融多樣性的工具變量finannum。這是因?yàn)闅v史上村莊周?chē)鹑跈C(jī)構(gòu)越密集，由于金融集聚效應(yīng)的存在和金融機(jī)構(gòu)的沿革，村莊當(dāng)前金融多樣性水平可能更高；同時(shí)，改革開(kāi)放之前的村莊外金融機(jī)構(gòu)設(shè)立情況具有較強(qiáng)的外生性，不會(huì)直接影響我們考察期內(nèi)（2011年）的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。

為了檢驗(yàn)前述工具變量的有效性，我們首先使用金融多樣性對(duì)工具變量和其他控制變量進(jìn)行第一階段的OLS回歸。表4第（1）列報(bào)告的2SLS第一階段回歸結(jié)果表明，工具變量系數(shù)通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)。同時(shí)，弱工具變量檢驗(yàn)Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計(jì)量也達(dá)到952.693，明顯超過(guò)16.38的臨界值，這說(shuō)明變量finannum并不是金融多樣性的弱工具變量。表4第（2）列結(jié)果顯示，變量finance_div系數(shù)為正且在1%水平上顯著，說(shuō)明金融多樣性有助于提升農(nóng)民創(chuàng)業(yè)概率，前述結(jié)論依然成立。同時(shí)，我們還針對(duì)方程（1）展開(kāi)IVProbit估計(jì)，表4第（3）列結(jié)果顯示，變量finance_div系數(shù)依然顯著為正，且相比于表2第（6）列的Probit估計(jì)，其系數(shù)值有所提高。綜上所述，即使考慮了金融多樣性可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，金融多樣性依然有助于促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)。

表4金融多樣性與創(chuàng)業(yè)：考慮變量?jī)?nèi)生性

（五）金融多樣性與不同類(lèi)型的創(chuàng)業(yè)。我們將創(chuàng)業(yè)活動(dòng)區(qū)分為“雇主”型創(chuàng)業(yè)和“自雇”型創(chuàng)業(yè)，并考察金融多樣性對(duì)這兩類(lèi)創(chuàng)業(yè)的影響是否存在差異，因?yàn)槔碚撋?，“雇主”型?chuàng)業(yè)需要更高的資金門(mén)檻和融資規(guī)模，而“自雇”型創(chuàng)業(yè)的資金門(mén)檻更低，其資金需求更少。表5第（1）、（2）列的Probit估計(jì)結(jié)果表明，金融多樣性顯著促進(jìn)“雇主”型創(chuàng)業(yè)，但對(duì)“自雇”型創(chuàng)業(yè)無(wú)顯著影響，這證明假說(shuō)2成立。同時(shí)，男性的創(chuàng)業(yè)概率更高，年齡對(duì)創(chuàng)業(yè)概率存在倒U形影響，而家庭身體不好成員數(shù)量抑制了創(chuàng)業(yè)活動(dòng)開(kāi)展，家庭收入對(duì)個(gè)人創(chuàng)業(yè)概率有顯著正向影響，這些與使用全樣本時(shí)的發(fā)現(xiàn)一致。值得注意的是，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、宗教信仰、健康狀況和從親戚朋友處獲得借款都能顯著促進(jìn)“雇主”型創(chuàng)業(yè)，而對(duì)“自雇”型創(chuàng)業(yè)無(wú)顯著影響?？赡艿脑蚴?，相比于“自雇”型創(chuàng)業(yè)，開(kāi)展“雇主”型創(chuàng)業(yè)在市場(chǎng)信息、資金、人脈和創(chuàng)業(yè)者素質(zhì)等方面有更高“門(mén)檻”，而豐富的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、擁有宗教信仰、較高健康水平和更多民間融資往往能幫助個(gè)人克服上述門(mén)檻開(kāi)展“雇主”型創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。另外，新農(nóng)合保險(xiǎn)能顯著促進(jìn)“自雇”型創(chuàng)業(yè)，而對(duì)“雇主”型創(chuàng)業(yè)無(wú)顯著影響。這說(shuō)明參加新農(nóng)合更有效促進(jìn)了就業(yè)機(jī)會(huì)不足的弱勢(shì)群體的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，健全新農(nóng)合體系有助于平衡各群體間的就業(yè)機(jī)會(huì)。①為節(jié)約文章篇幅，表5未報(bào)告控制變量的估計(jì)系數(shù)，感興趣的讀者可以向作者索取。

表5金融多樣性與不同類(lèi)型創(chuàng)業(yè)

由于“雇主”型創(chuàng)業(yè)對(duì)其他變量展開(kāi)Probit模型回歸會(huì)損失部分樣本，我們重新利用“雇主”型創(chuàng)業(yè)和“自雇”型創(chuàng)業(yè)對(duì)其影響因素展開(kāi)OLS回歸，結(jié)果列示在表5第（3）、（4）列。可以看出，金融多樣性依然顯著促進(jìn)“雇主”型創(chuàng)業(yè)，而對(duì)“自雇”型創(chuàng)業(yè)無(wú)顯著影響。

（六）不同類(lèi)型金融機(jī)構(gòu)與創(chuàng)業(yè)。前文構(gòu)建村莊金融多樣性指標(biāo)并考察其對(duì)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響，為進(jìn)一步克服變量賦值主觀性帶來(lái)的估計(jì)偏誤，這里本文使用虛擬變量描述金融多樣性。我們將農(nóng)村信用社、農(nóng)業(yè)銀行和郵儲(chǔ)銀行視為正規(guī)金融機(jī)構(gòu)，將居民合作基金會(huì)、農(nóng)民互助儲(chǔ)金會(huì)和小額貸款公司等歸為非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)，這有助于我們比較這兩類(lèi)金融機(jī)構(gòu)對(duì)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響是否存在系統(tǒng)差異。本文構(gòu)造兩個(gè)0-1虛擬變量formal和informal，以分別表示本村是否有正規(guī)金融機(jī)構(gòu)和非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)?？紤]到村莊附近的正規(guī)金融機(jī)構(gòu)也能為本村居民提供較便利的金融服務(wù)，當(dāng)本村有農(nóng)信社或村外一定范圍內(nèi)有信用社、農(nóng)業(yè)銀行和郵政儲(chǔ)蓄中的任一機(jī)構(gòu)時(shí)，formal賦值為1，否則formal賦值為0。另外，當(dāng)本村有居民合作基金會(huì)、農(nóng)民互助儲(chǔ)金會(huì)和小額貸款公司等任一機(jī)構(gòu)時(shí)，informal賦值為1，否則informal賦值為0。

表6報(bào)告了兩類(lèi)金融機(jī)構(gòu)影響創(chuàng)業(yè)的Probit模型估計(jì)結(jié)果。第（1）、（2）列結(jié)果表明，變量informal系數(shù)值和顯著性都明顯大于變量formal，這意味著，非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)對(duì)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的邊際影響都明顯強(qiáng)于正規(guī)金融機(jī)構(gòu)，這證實(shí)了假說(shuō)3?？紤]到農(nóng)民會(huì)同時(shí)參與正規(guī)金融與非正規(guī)金融，為準(zhǔn)確比較正規(guī)金融機(jī)構(gòu)與非正規(guī)機(jī)構(gòu)邊際影響的差異，我們將變量formal和informal同時(shí)加入方程（1）展開(kāi)估計(jì)。表6第（3）列結(jié)果表明，非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)系數(shù)值和顯著性都明顯大于正規(guī)金融機(jī)構(gòu)。上述發(fā)現(xiàn)可能的解釋在于，在農(nóng)村金融市場(chǎng)不甚完善的背景下，正規(guī)金融機(jī)構(gòu)在抵押品和信譽(yù)擔(dān)保方面對(duì)借款人有嚴(yán)格要求，這容易將一些缺乏足夠抵押品的潛在創(chuàng)業(yè)者排除在正規(guī)市場(chǎng)之外，而非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)能憑借信息獲取成本和監(jiān)督成本上的優(yōu)勢(shì)，為這一部分人提供融資支持，進(jìn)而彌補(bǔ)正規(guī)金融市場(chǎng)的缺陷，由此導(dǎo)致非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)對(duì)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生更明顯的促進(jìn)作用。

表6兩類(lèi)金融機(jī)構(gòu)與創(chuàng)業(yè)（Probit邊際）

進(jìn)一步地，本文比較正規(guī)金融機(jī)構(gòu)和非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)對(duì)“雇主”型創(chuàng)業(yè)和“自雇”型創(chuàng)業(yè)的影響差異。表7報(bào)告的Probit邊際效應(yīng)顯示，無(wú)論是分別加入還是同時(shí)加入變量formal和informal，正規(guī)金融機(jī)構(gòu)都能顯著促進(jìn)“雇主”型創(chuàng)業(yè)，但對(duì)“自雇”型創(chuàng)業(yè)無(wú)顯著影響；而非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)能顯著促進(jìn)“自雇”型創(chuàng)業(yè)，對(duì)“雇主”型創(chuàng)業(yè)無(wú)顯著影響，這說(shuō)明假說(shuō)4成立。背后的原因在于，“雇主”型創(chuàng)業(yè)者資金需求更多，能通過(guò)正式財(cái)務(wù)報(bào)告從正規(guī)金融機(jī)構(gòu)獲得貸款；而“自雇”型創(chuàng)業(yè)者資金需求更加靈活、多元化，且缺乏正式財(cái)務(wù)報(bào)告，非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)對(duì)此更有優(yōu)勢(shì)。這與表6的發(fā)現(xiàn)是相契合的，由于非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)顯著促進(jìn)了“自雇”型創(chuàng)業(yè)，而在我們的研究樣本中，“自雇”型創(chuàng)業(yè)（5.9%）比重遠(yuǎn)大于“雇主”型創(chuàng)業(yè)（2.1%），這導(dǎo)致總體上而言，非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)（比正規(guī)金融機(jī)構(gòu)）更能促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)（假說(shuō)3）。

表7兩類(lèi)金融機(jī)構(gòu)與不同類(lèi)型創(chuàng)業(yè)（Probit邊際）

需要說(shuō)明的是，農(nóng)民之間依靠社會(huì)網(wǎng)絡(luò)所組織的民間融資也是農(nóng)村非正規(guī)金融的重要內(nèi)容，但前文構(gòu)建的非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)指標(biāo)并未體現(xiàn)民間融資的影響，因此，本文嘗試將民間融資因素納入非正規(guī)金融指標(biāo)之中。由于CLDS2012僅提供了村莊層面的非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)和家庭層面的民間融資數(shù)據(jù)，而同時(shí)利用不同層面數(shù)據(jù)構(gòu)建指標(biāo)可能引發(fā)明顯的實(shí)證偏誤。借鑒已有研究并結(jié)合樣本數(shù)據(jù)的可得性，我們利用“村莊層面是否有宗祠、祠堂”刻畫(huà)村民之間形成的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，進(jìn)而描述社會(huì)網(wǎng)絡(luò)帶來(lái)的民間融資水平。這是因?yàn)椋袊?guó)農(nóng)村許多社會(huì)交往活動(dòng)都是以血緣和宗族關(guān)系為紐帶展開(kāi)的，宗族網(wǎng)絡(luò)被視為中國(guó)農(nóng)村最重要和穩(wěn)定的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)之一，宗族網(wǎng)絡(luò)所具備的“普遍互惠”特性和信用擔(dān)保機(jī)制將顯著提升農(nóng)民獲得民間融資的概率和額度（馬光榮和楊恩艷，2011；郭云南等，2013；林建浩等，2016）。我們根據(jù)上述分析構(gòu)建新的非正規(guī)金融指標(biāo)informal_app：當(dāng)時(shí)受訪村莊有居民合作基金會(huì)、農(nóng)民互助儲(chǔ)金會(huì)和小額貸款公司等任一機(jī)構(gòu)或有宗祠、祠堂時(shí)，變量informal_app賦值為1；否則，變量informal_app賦值為0。本文利用新指標(biāo)informal_app代替原有非正規(guī)金融指標(biāo)informal，并重復(fù)表6、表7的實(shí)證估計(jì)，所得結(jié)論未發(fā)生實(shí)質(zhì)性改變，即非正規(guī)金融比正規(guī)金融更能從整體上促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)；正規(guī)金融機(jī)構(gòu)更有助于“雇主”型創(chuàng)業(yè)，比較之下，非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)對(duì)“自雇”型創(chuàng)業(yè)的影響更明顯。

（七）金融多樣性與創(chuàng)業(yè)意愿。上述實(shí)證結(jié)果證實(shí)，金融多樣性有助于促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)，且這一影響更多體現(xiàn)在“雇主”型創(chuàng)業(yè)上。正如前文理論分析所示，較強(qiáng)的創(chuàng)業(yè)意愿是潛在創(chuàng)業(yè)者開(kāi)展實(shí)際創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的重要前提，也是金融多樣性影響農(nóng)民實(shí)際創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的中介因素。因此，我們繼續(xù)利用CLDS2012提供的創(chuàng)業(yè)意愿數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)金融多樣性對(duì)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿的影響。CLDS調(diào)查了受訪者“未來(lái)2年內(nèi)的工作打算”，從時(shí)間順序上看，受訪者未來(lái)創(chuàng)業(yè)打算不會(huì)直接影響一個(gè)村莊當(dāng)前的金融多樣性水平。因此，如果我們能進(jìn)一步確認(rèn)那些金融多樣性水平更高的村莊，其居民未來(lái)2年創(chuàng)業(yè)意愿更高，無(wú)疑將印證“金融多樣性促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)”這一結(jié)論的穩(wěn)健性。

我們首先構(gòu)造0-1虛擬變量cy_pro以刻畫(huà)受訪者在未來(lái)2年內(nèi)是否存在創(chuàng)業(yè)意愿。我們利用兩個(gè)問(wèn)題對(duì)cy_pro賦值：首先詢(xún)問(wèn)受訪者“您未來(lái)2年內(nèi)有何打算（問(wèn)題I7.12）”，當(dāng)受訪者選擇“找一份新工作/創(chuàng)業(yè)”時(shí)，問(wèn)卷會(huì)接著詢(xún)問(wèn)受訪者“您打算做一份什么樣的新工作（問(wèn)題I7.13）”，如果受訪者進(jìn)一步選擇“私營(yíng)企業(yè)主”或“個(gè)體戶(hù)主”時(shí)，變量cy_pro賦值1，否則cy_pro賦值0?？紤]到問(wèn)卷將受訪者當(dāng)前從業(yè)狀態(tài)分為雇員、雇主、自雇非體力工作者、自雇體力工作者、務(wù)農(nóng)和無(wú)工作六類(lèi)。對(duì)當(dāng)前正從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)（雇主、自雇非體力工作者和自雇體力工作者）的受訪者而言，在未來(lái)打算“繼續(xù)目前工作”或“維持原狀”意味著受訪者未來(lái)會(huì)繼續(xù)從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。因此，當(dāng)受訪者當(dāng)前從業(yè)狀態(tài)為雇主、自雇非體力工作者或自雇體力工作者且回答“您未來(lái)2年內(nèi)有何打算”這一問(wèn)題時(shí)選擇“繼續(xù)目前工作/上學(xué)”、“沒(méi)考慮過(guò)/維持原狀”，我們也將該受訪者視為有創(chuàng)業(yè)打算，并將cy_pro賦值1。變量cy_pro具體賦值原則如表8所示。

表8創(chuàng)業(yè)意愿 cy_pro 賦值原則

本文進(jìn)一步以變量cy_pro作為方程（1）的被解釋變量重復(fù)前文實(shí)證過(guò)程，對(duì)應(yīng)的Probit模型邊際效應(yīng)結(jié)果列示在表9中。村莊金融多樣性對(duì)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)意愿有正向影響但不顯著，金融多樣性能顯著促進(jìn)“雇主”型創(chuàng)業(yè)，這部分證實(shí)了假說(shuō)5。

表9金融多樣性與創(chuàng)業(yè)意愿（Probit邊際）

五、結(jié)論、啟示和展望

中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展實(shí)踐表明，農(nóng)民創(chuàng)業(yè)對(duì)增加非農(nóng)就業(yè)、提升農(nóng)戶(hù)收入和減少城鄉(xiāng)發(fā)展差距有重要意義，然而在城鄉(xiāng)二元金融結(jié)構(gòu)下，農(nóng)民創(chuàng)業(yè)面臨著嚴(yán)重的融資約束障礙。因此，推動(dòng)農(nóng)村金融多樣性發(fā)展，對(duì)激發(fā)農(nóng)村地區(qū)創(chuàng)業(yè)活力具有重要意義。本文基于2012年中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)，利用村莊層面的金融機(jī)構(gòu)信息，系統(tǒng)評(píng)估了金融多樣性對(duì)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的影響，研究結(jié)論梳理如表10所示。概言之，農(nóng)村金融多樣性顯著提高了農(nóng)民創(chuàng)業(yè)概率，且更有助于促進(jìn)“雇主”型創(chuàng)業(yè)。這表明當(dāng)前的農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)多元化改革有助于改善農(nóng)村融資環(huán)境，激發(fā)農(nóng)村地區(qū)創(chuàng)業(yè)的活力。本文還發(fā)現(xiàn)，非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)比正規(guī)金融機(jī)構(gòu)更能促進(jìn)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)，且非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)有助于“自雇”型創(chuàng)業(yè)，正規(guī)金融機(jī)構(gòu)有助于“雇主”型創(chuàng)業(yè)?？梢?jiàn)，正規(guī)金融機(jī)構(gòu)更“趨富”，而非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)更“親貧”，農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)多樣性的優(yōu)勢(shì)在于較好滿(mǎn)足不同類(lèi)型創(chuàng)業(yè)者的融資需求。

表10研究結(jié)論梳理

自黨的十八大以來(lái)，推動(dòng)“形成大眾創(chuàng)業(yè)、萬(wàn)眾創(chuàng)新的生動(dòng)局面”成為中國(guó)政府重要的施政目標(biāo)之一，而探尋激發(fā)創(chuàng)業(yè)活力的有效路徑成為決策者和理論界關(guān)心的熱點(diǎn)話題。本文結(jié)論顯示，對(duì)金融供給不足的農(nóng)村地區(qū)而言，推進(jìn)金融機(jī)構(gòu)多樣性發(fā)展，豐富農(nóng)村金融服務(wù)主體無(wú)疑有助于緩解潛在創(chuàng)業(yè)者的融資約束，促使其更多參與到創(chuàng)業(yè)活動(dòng)中去。這一點(diǎn)與中央政府陸續(xù)出臺(tái)的《國(guó)務(wù)院辦公廳關(guān)于金融服務(wù)“三農(nóng)”發(fā)展的若干意見(jiàn)》（以下簡(jiǎn)稱(chēng)《意見(jiàn)》）①和《推進(jìn)普惠金融發(fā)展規(guī)劃（2016?2020年）》（以下簡(jiǎn)稱(chēng)《規(guī)劃》）②等文件精神密切相關(guān)，《意見(jiàn)》和《規(guī)劃》明確提出要“豐富農(nóng)村金融服務(wù)主體”和“提升‘三農(nóng)’金融服務(wù)水平”。因此，在未來(lái)的農(nóng)村金融改革中，政府應(yīng)進(jìn)一步降低市場(chǎng)準(zhǔn)入門(mén)檻，著眼于健全多層次、多樣化、全覆蓋的金融服務(wù)體系，為農(nóng)村經(jīng)濟(jì)健康、可持續(xù)發(fā)展提供金融支持和制度保障。

值得注意的是，本文不可避免地存在局限和亟待完善之處：第一，本文僅使用農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)數(shù)量信息衡量金融多樣性，忽視不同機(jī)構(gòu)在經(jīng)營(yíng)效率和產(chǎn)品服務(wù)上的差異，嘗試完善金融多樣性指標(biāo)有助于得到更穩(wěn)健、更豐富的結(jié)論。第二，由于數(shù)據(jù)等方面的限制，未能探討金融多樣性對(duì)農(nóng)民自身融資可得性和融資成本的影響，而完善這一點(diǎn)將有助于識(shí)別金融多樣性影響農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的機(jī)制。第三，農(nóng)村金融多樣性不僅會(huì)影響農(nóng)民創(chuàng)業(yè)行為，其帶來(lái)的融資便利性也可能影響農(nóng)村家庭消費(fèi)、儲(chǔ)蓄和資產(chǎn)配置等方面，深入理解農(nóng)村家庭的消費(fèi)、儲(chǔ)蓄和資產(chǎn)配置等行為是宏觀經(jīng)濟(jì)政策制定的重要前提，具有理論和實(shí)踐上的重要價(jià)值。

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