何廣文 劉甜

摘?要：從創(chuàng)業(yè)動機異質性的視角探究貧困地區(qū)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的信貸需求及影響機理，結果發(fā)現(xiàn)：貧困地區(qū)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的信貸需求總體與其預期收益呈正相關關系，由于不同創(chuàng)業(yè)動機農(nóng)戶的資本積累和對外部資金的依賴程度存在差異，部分抵消了預期收益對信貸需求的影響， 生存維持型和價值實現(xiàn)型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的信貸需求相對較大;不同創(chuàng)業(yè)動機農(nóng)戶的正規(guī)信貸需求未表現(xiàn)出顯著差異，貧困地區(qū)正規(guī)信貸產(chǎn)品同質化嚴重;創(chuàng)業(yè)年限等創(chuàng)業(yè)特征對不同創(chuàng)業(yè)動機農(nóng)戶的信貸需求有差異性影響。

關鍵詞： 貧困地區(qū);信貸需求;創(chuàng)業(yè)動機

中圖分類號：F830.58????文獻標識碼：?A????文章編號：1003-7217（2019）05-0011-08

一、引?言

精準扶貧如何“精”，金融精準扶貧如何“準”，充分了解貧困地區(qū)農(nóng)戶的金融需求特征是必要條件。在扶貧攻堅的決勝階段，準確把握貧困地區(qū)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的信貸需求特征，精準投放金融服務是取得脫貧攻堅勝利的強力武器;而在后扶貧時代，如何滿足創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的金融需求、幫助其提升創(chuàng)業(yè)項目的可持續(xù)發(fā)展能力，亦是關系到能否鞏固脫貧成果、加速貧困地區(qū)鄉(xiāng)村振興進程的關鍵問題。

持有不同創(chuàng)業(yè)動機的農(nóng)戶其初始資源稟賦及訴求具有較大差異因而分屬于不同層次[1-3]，而不同層次的農(nóng)村金融需求主體其信貸需求有鮮明的層次性[4-6]。盡管已有較多學者指出持有不同創(chuàng)業(yè)動機的創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶對資源的需求存在差異，但鮮有文獻具體關注不同創(chuàng)業(yè)動機農(nóng)戶其信貸需求的差異性。創(chuàng)業(yè)動機會影響創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)行為和決策，包括對機會的評估以及對資源的尋求，進而影響其創(chuàng)業(yè)績效[3，7]。農(nóng)戶不同層次的創(chuàng)業(yè)動機在經(jīng)營發(fā)展能力影響創(chuàng)業(yè)績效的關系中發(fā)揮調節(jié)作用，創(chuàng)業(yè)的主動性越強，越有利于激勵創(chuàng)業(yè)者充分利用各項資源提升創(chuàng)業(yè)績效、達成創(chuàng)業(yè)目標[1]。機會型創(chuàng)業(yè)對創(chuàng)業(yè)者的社會資本和人力資本有較高要求，這些要素使創(chuàng)業(yè)者能夠獲得更多的創(chuàng)業(yè)資金，而生存型創(chuàng)業(yè)則對創(chuàng)業(yè)者自身的堅韌品質有較高要求，使其能夠克服資本上的短缺[2]?？梢?，農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)動機直接影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)過程中對資源的尋求和使用，使得不同創(chuàng)業(yè)動機的農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)行為產(chǎn)生差異。那么，不同創(chuàng)業(yè)動機的農(nóng)戶對資金信貸需求的特征如何、存在哪些差異、影響機制是什么、如何予以滿足，對這些問題的研究對于精準、高效地扶持貧困地區(qū)的創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶尤為重要。

二、理論分析及研究假說

以全球創(chuàng)業(yè)觀察GEM和其他相關文獻對創(chuàng)業(yè)動機的劃分為基礎[1，3，8-11]，本文將農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)動機分為生存維持型、效益追求型和價值實現(xiàn)型。生存維持型包括：首要創(chuàng)業(yè)動機為“找不到工作”“糊口”的創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶;效益追求型包括：首要創(chuàng)業(yè)動機為“想多掙點錢”的創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶;價值實現(xiàn)型動機包括：首要創(chuàng)業(yè)動機為 “發(fā)揮自身特長”“看好行業(yè)發(fā)展前景”“成就一番事業(yè)”“實現(xiàn)自我價值”“帶領村民致富”等的創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶。

不同創(chuàng)業(yè)動機對應著不同水平的預期收益。根據(jù)Schumpeter[12]的理論，三種不同創(chuàng)業(yè)動機對應著三種創(chuàng)業(yè)與期望收入的關系：直接相關，即以獲得收入、增加個人財富為唯一目標和結果;收入為第二產(chǎn)出，即獲得成功的同時獲得更多的收入，收入的獲得是創(chuàng)業(yè)成功的一種標識;第三種則與收入無關，創(chuàng)業(yè)完全出于追求自我價值實現(xiàn)、成就自己的事業(yè)。結合效用理論，假設每個農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的效用由兩方面因素決定：預期收益I和獲得感s。s包括個人發(fā)展、自我實現(xiàn)等，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的效用可以寫成U（I，s）。生存維持型創(chuàng)業(yè)是由于農(nóng)戶缺乏其他選擇、為了維持生活而進行的被動創(chuàng)業(yè)，其創(chuàng)業(yè)動機直接與預期收入相關：當創(chuàng)業(yè)的預期收益I大于原有生產(chǎn)經(jīng)營方式的收入I0，創(chuàng)業(yè)的效用即大于原生產(chǎn)經(jīng)營方式帶來的效用。由于此類農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)動機是維持生存，意味著其原有的生產(chǎn)經(jīng)營方式所帶來的收入較低，進而對創(chuàng)業(yè)的預期收益要求相對較低。效益追求型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶以增加收入、提高生活水平為最主要的創(chuàng)業(yè)目的，只有當創(chuàng)業(yè)的預期收益I和對自我發(fā)展和生活水平提高等方面的獲得感s均大于原生產(chǎn)經(jīng)營或就業(yè)方式，創(chuàng)業(yè)行為才會發(fā)生，且創(chuàng)業(yè)的預期收入I在其效用函數(shù)的權重高于獲得感s。因此，效益追求型農(nóng)戶對創(chuàng)業(yè)收益的預期高于原有的收入，亦高于以維持生存為目的進行創(chuàng)業(yè)的農(nóng)戶的預期收益。在價值實現(xiàn)型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的效用函數(shù)中，自我實現(xiàn)的獲得感s的比重要高于創(chuàng)業(yè)的預期收入I;自我是否實現(xiàn)的結果最終體現(xiàn)于創(chuàng)業(yè)是否成功，直接體現(xiàn)在是否獲得更大的收益，收益越高，代表創(chuàng)業(yè)越成功，自我實現(xiàn)的獲得感越強。因此，價值實現(xiàn)型創(chuàng)業(yè)者對創(chuàng)業(yè)的預期收益相對最高。簡而言之，生存維持型創(chuàng)業(yè)、效益追求型創(chuàng)業(yè)和價值實現(xiàn)型創(chuàng)業(yè)，因創(chuàng)業(yè)動機的差異使得對創(chuàng)業(yè)的預期收益水平順次升高，這與程郁和羅丹[13]的初始財富影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)層次的觀點不謀而合。

進一步，Schumpeter的理論表明，創(chuàng)業(yè)是生產(chǎn)函數(shù)的變化，通過生產(chǎn)技術的革新、新商品的引進等行為對生產(chǎn)要素進行重新組合，以形成新的生產(chǎn)方式和生產(chǎn)結構，并在這一過程中衍生出對資金的需求，在自有資金難以滿足資金需求的情況下，即產(chǎn)生了強烈的信貸需求[12]。Baydas認為創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶對正規(guī)信貸的需求差異是由風險差異造成的[14];一些國際學者也從風險的角度構建理論模型研究創(chuàng)業(yè)經(jīng)營決策對信貸需求的影響機制，其基本的邏輯是創(chuàng)業(yè)者對債務的使用與他們承擔金融風險的意愿和需要有關[15]，融資被視為一種平衡經(jīng)營風險的重要手段，使得農(nóng)戶面臨的總風險保持在其可承受的區(qū)間范圍[16]。這類模型被稱為風險平衡模型，最初由Gabriel和 Baker[15]提出，已被廣泛應用于美國和歐洲農(nóng)戶或農(nóng)業(yè)企業(yè)的融資問題研究。本文根據(jù)該模型來分析創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的最優(yōu)借貸規(guī)模。設農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的凈收益為r，凈資產(chǎn)為E，資產(chǎn)為A，根據(jù)杜邦分析法：rE=rA×AE。

根據(jù)式（3）可以從理論上得出結論：創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的信貸需求與其創(chuàng)業(yè)項目的預期收益性呈正相關關系，預期收益越高，信貸需求越大。為此，提出研究假說：創(chuàng)業(yè)動機通過預期收益的異質性正向影響創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的信貸需求。生存維持型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶預期收入最低，信貸需求最小;效益追求型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶預期收入較高，信貸需求較大;價值追求型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶對創(chuàng)業(yè)的預期收益最高，信貸需求最旺盛。

三、模型設定

（一）數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來自課題組于2016年7-8月在廣西、貴州、四川的調查，調查采取分層抽樣的方式。首先，從2015年貧困人口超過500萬的六個省份中選擇廣西、四川和貴州三個省份作為調研對象;然后，在三個省份中各選擇2個國家級貧困縣;最后，在每個樣本縣中根據(jù)經(jīng)濟發(fā)達程度將鄉(xiāng)鎮(zhèn)分成上、中、下三類，每類鄉(xiāng)鎮(zhèn)選擇2～6個典型村，包括貧困村和非貧困村，在樣本村隨機入戶進行一對一訪談，最終獲得了農(nóng)戶問卷1035份，剔除存在缺失值或異常值的樣本后，共獲得有效問卷959份。其中，貧困村農(nóng)戶占比為47.24%，貧困戶①占比為31.11%，創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶占比為33.68%，其中生存維持型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶59戶，效益追求型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶121戶，價值實現(xiàn)型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶54戶②。

（二）變量選擇與模型設定

本文對創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶信貸需求的研究從兩個角度展開：正規(guī)信貸需求以及總體信貸需求。首先，本文關注的是創(chuàng)業(yè)動機對創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶正規(guī)信貸需求的異質性影響。考慮到信貸約束問題的存在，正規(guī)信貸需求規(guī)模可能難以充分反映創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的信貸需求。鑒于Nagarajan等[17]和Swain[18]等認為貸款來源途徑多樣化的情況下，總貸款金額可以代表農(nóng)戶總體需求規(guī)模，本文進一步從創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的總體信貸需求角度研究農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)動機異質性對信貸需求的影響。因此，被解釋變量分別為：正規(guī)信貸需求規(guī)模、總體信貸需求規(guī)模。

正規(guī)信貸需求規(guī)模具體為創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶在2015年從農(nóng)信社、商業(yè)銀行等正規(guī)金融機構獲得的正規(guī)信貸金額。在234個創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶樣本中，有57.69%的創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶有正規(guī)貸款，生存維持型、效益追求型和價值實現(xiàn)型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶中有正規(guī)信貸的創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶占比分別為50.85%、61.98%和55.56%，貸款均值分別為8.07萬元、7.767萬元和7.8萬元，貸款最大金額為50萬，貸款平均金額為7.84萬元，全部創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶樣本的貸款均值為4.53萬元。可見，正規(guī)信貸需求規(guī)模存在大量0值樣本，但這些0值的存在原因可能不同，即創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶正規(guī)信貸需求規(guī)模的樣本值存在自選擇過程。具體而言，創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶正規(guī)信貸需求規(guī)模受兩個階段決策的影響：“是否借”以及“借多少”，且這兩個階段的決定因素存在差異[19]。因此，在可觀察的正規(guī)信貸規(guī)?；A上采用Heckman模型（亦被稱為TobitⅡ模型）進行估計，模型設定如下：

Heckman模型分兩個階段進行估計：第一階段使用Probit模型對選擇方程進行估計，獲得逆米爾斯比率（IMR）后，將逆米爾斯比率作為解釋變量加入第二階段的主方程中，使用OLS線性回歸對模型進行估計。IMR系數(shù)顯著不為0時，即代表樣本存在自選擇，Heckman模型選定有效，否則代表不存在自選擇問題。

為滿足Heckman模型有效的識別條件[20]，在選擇方程中加入金融獲取特征變量作為識別變量。Elhiraika[21]認為農(nóng)戶是否參與正規(guī)信貸市場不僅取決于影響農(nóng)戶信貸需求的因素，還取決于信貸供給的可得性。因此，本文對識別變量的選取主要從信貸獲得性角度出發(fā)，選擇權利親友[22]、是否有信用證[23]以及到最近金融機構距離[24]等作為識別變量，這些識別變量從信貸可獲得性角度對農(nóng)戶正規(guī)借貸行為的決策產(chǎn)生影響，但不影響信貸需求規(guī)模，符合Heckman模型對識別變量的要求。

總體信貸需求規(guī)模具體為農(nóng)戶在2015年從各個渠道獲得的信貸資金總和，包括來自于農(nóng)信社、商業(yè)銀行等正規(guī)金融機構的正規(guī)信貸，以及來自親朋好友的非正規(guī)信貸。在234個創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶樣本中，有70.91%的農(nóng)戶有借款，生存維持型、效益追求型和價值實現(xiàn)型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶中有借款的創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶占比分別為86.44%、80.17%和72.22%，貸款均值分別為8.16萬元、8.17萬元和11.05萬元，最大金額為62萬，平均金額為8.77萬元，全部創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的借款均值為7.01萬元?？紤]到總體信貸需求規(guī)模也存在部分樣本取值為0的情況，可觀察到的僅為發(fā)生了借款行為的農(nóng)戶，因此，可能存在樣本選擇偏差，但不存在自選擇問題，為刪失數(shù)據(jù)，因此，采用Tobit模型對創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的總體信貸需求規(guī)模進行估計。模型設定如下：

四、 實證結果及分析

（一）創(chuàng)業(yè)動機異質性對貧困地區(qū)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶信貸需求的影響

表2是創(chuàng)業(yè)動機影響貧困地區(qū)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶正規(guī)信貸需求規(guī)模和總體信貸需求規(guī)模的估計結果。正規(guī)信貸需求規(guī)模模型的ρ顯著不為0，表明確實存在自選擇，采用Heckman模型是合理的。

在正規(guī)信貸需求規(guī)模的模型中，不論是選擇方程（“是否借”）還是主方程（“借多少”），創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)動機均沒有對其產(chǎn)生顯著的差異性影響，與理論預期不一致，可能的原因是創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的正規(guī)信貸需求受到約束，且正規(guī)信貸產(chǎn)品同質性較強，不同創(chuàng)業(yè)動機可獲得的正規(guī)信貸規(guī)模差距較小。

在總體信貸需求規(guī)模估計模型中，效益追求型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶顯著小于生存維持型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶，價值實現(xiàn)型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶與生存維持型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶沒有顯著差異。這一估計結果與理論預期也不一致，可能的原因是創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶經(jīng)濟基礎的差異抵消了預期收入對信貸需求的影響。生存維持型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的經(jīng)濟基礎和資本積累相對較弱，盡管其預期收益和投資規(guī)模均相對最小，但其自有資本積累無法支撐其創(chuàng)業(yè)投資，因此，對外部資金有較高的依賴;而效益追求型和價值實現(xiàn)型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶在創(chuàng)業(yè)前可能有一定的資本積累，因而對外部資金的需求規(guī)模小于實際的投資規(guī)模，由于價值實現(xiàn)型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的預期收益和投資規(guī)模相對更大，因此，對信貸的需求總額略大于效益追求型農(nóng)戶。初始投資規(guī)模顯著正向影響創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的總體信貸需求規(guī)模的估計結果進一步支持了上述假設。

創(chuàng)業(yè)年限對創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的正規(guī)信貸需求規(guī)模產(chǎn)生了顯著的正向影響，但對創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的總體信貸需求規(guī)模無顯著影響，意味著隨著創(chuàng)業(yè)年限的增加，創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的正規(guī)信貸可得性有所提高。是否參與產(chǎn)業(yè)鏈對創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的正規(guī)和總體信貸需求規(guī)模均沒有產(chǎn)生顯著的影響，表明貧困地區(qū)的產(chǎn)業(yè)沒有形成集聚和帶動效應，對創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的帶動作用仍較弱[25]。

其他控制變量中，戶主教育水平對創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的正規(guī)信貸行為產(chǎn)生顯著的負向影響，對正規(guī)信貸需求規(guī)模產(chǎn)生顯著的正向影響，這分別與秦建群等[26]和劉西川等[27]的研究結論相一致。出現(xiàn)這種反差的原因是，教育水平低的創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶其自有積累相對較弱，因而更加關注“能否借到”;而教育水平高的創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶具有更高的企業(yè)家能力，投資和擴大經(jīng)營規(guī)模的能力更強，更加關注“借多少”。金融知識和村干部身份顯著正向地影響創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的總體信貸需求，亦表明創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的企業(yè)家才能對其信貸需求有正向影響。收入水平對創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶總體信貸需求有顯著正向的影響，由于較高的收入水平代表創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶有更多的投資機會和更強的把握機會的能力[28，29]，從這一角度看，創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶預期收益與信貸需求規(guī)模呈正相關的理論假說得到支撐。貧困村特征顯著且正向地影響創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的正規(guī)信貸行為，顯著且負向地影響創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的正規(guī)信貸需求規(guī)模，表明貧困村的創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶信貸需求相對較小，更加注重能否借到，而非貧困村的農(nóng)戶信貸需求規(guī)模相對更大。

此外，在正規(guī)信貸需求規(guī)模估計方程的識別變量中，權利親友和獲得信用證顯著地正向影響創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的正規(guī)信貸行為，表明信貸的可得性是決定創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶信貸行為的重要因素。而與最近金融機構的距離影響并不顯著，表明隨著普惠金融的推進和貧困地區(qū)基礎設施的不斷完善，交通成本已不是影響貧困地區(qū)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶借貸的重要因素。

（二）創(chuàng)業(yè)特征對不同創(chuàng)業(yè)動機農(nóng)戶信貸需求的影響

在表2估計結果的基礎上，進一步加入創(chuàng)業(yè)動機與創(chuàng)業(yè)特征變量的交互項，考察各創(chuàng)業(yè)特征對持有不同創(chuàng)業(yè)動機農(nóng)戶的正規(guī)信貸需求規(guī)模和總體信貸需求規(guī)模的影響，估計結果分別如表3和表4所示。從總體來看，創(chuàng)業(yè)特征對持有三種創(chuàng)業(yè)動機農(nóng)戶的正規(guī)信貸需求和總體信貸需求的影響較為一致。

首先，創(chuàng)業(yè)年限對持有不同創(chuàng)業(yè)動機農(nóng)戶的正規(guī)信貸行為未產(chǎn)生顯著的差異性影響，對效益追求型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的正規(guī)信貸需求規(guī)模和總體信貸需求規(guī)模的影響均顯著弱于生存維持型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶和價值實現(xiàn)型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶，對價值實現(xiàn)型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的正規(guī)和總體信貸需求規(guī)模的影響較生存維持型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶均未表現(xiàn)出顯著差異。這可能是因為生存維持型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的初始規(guī)模相對較小，后期的擴展投資還具有較大的空間，因而產(chǎn)生更大的信貸需求規(guī)模;而價值實現(xiàn)型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶追求更高的收益水平，因而有更強的擴展投資傾向，故信貸需求規(guī)模較大。其次，初始投資規(guī)模對效益追求型和價值實現(xiàn)型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的正規(guī)和總體信貸需求規(guī)模影響均顯著大于生存維持型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶。這可能是因為效益追求型和價值實現(xiàn)型的初始投資規(guī)?；鶖?shù)較大，投資規(guī)模每增加1%會帶來更大的資金需求，進而使得這兩類創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的信貸需求規(guī)模增長顯著。最后，參與產(chǎn)業(yè)鏈對價值實現(xiàn)型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶正規(guī)信貸行為和需求規(guī)模的影響顯著大于其他兩類創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶，對效益追求型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的總體信貸需求規(guī)模的影響顯著大于生存維持型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶和價值實現(xiàn)型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶，但僅略大于0（-4.519+4.522=0.003），意味著實際上參與產(chǎn)業(yè)鏈對創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶信貸需求規(guī)模的影響并不大。

五、結論及政策啟示

本文從創(chuàng)業(yè)動機異質性的視角探討了貧困地區(qū)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的信貸需求及影響機理，結果表明：（1）持有不同創(chuàng)業(yè)動機的農(nóng)戶其正規(guī)信貸需求規(guī)模未表現(xiàn)出顯著差異，而總體信貸需求規(guī)模則有顯著差異，說明正規(guī)信貸在支持創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶方面缺乏靈活性、差異性的貸款產(chǎn)品和服務，且存在正規(guī)信貸約束問題。（2）創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的信貸需求總體與其預期收益呈正向相關，但由于持有不同創(chuàng)業(yè)動機的農(nóng)戶其經(jīng)濟基礎的差異，即自有資本積累水平存在差異，使得對外部資金的依賴程度存在差異，部分抵消了預期收益對信貸需求的影響，生存維持型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶和價值實現(xiàn)型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的信貸需求高于效益追求型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶。（3）創(chuàng)業(yè)年限、初始投資規(guī)模和參與產(chǎn)業(yè)鏈對持有不同創(chuàng)業(yè)動機農(nóng)戶的正規(guī)和總體信貸需求的影響總體相近，創(chuàng)業(yè)年限對效益追求型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶信貸需求規(guī)模的影響顯著弱于其他兩類創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶;受初始投資規(guī)?；鶖?shù)較大的影響，初始投資規(guī)模對效益追求型和價值實現(xiàn)型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的信貸需求規(guī)模的影響顯著大于對生存維持型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶;由于貧困地區(qū)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展仍不夠充分，對創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的帶動能力不足，參與產(chǎn)業(yè)鏈對創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶信貸需求的影響總體較弱。

本文研究結論對增強金融精準扶貧的精準性、提升貧困地區(qū)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶信貸需求滿足水平、加速推進貧困地區(qū)鄉(xiāng)村振興進程有如下啟示：（1）結合貧困地區(qū)持有不同創(chuàng)業(yè)動機的創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的差異性信貸需求特征優(yōu)化產(chǎn)品結構，為不同類型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶提供有針對性的信貸產(chǎn)品，適當增加對生存維持型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶和價值實現(xiàn)型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的信貸供給和額度，提升貧困地區(qū)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的信貸產(chǎn)品可得性。（2）根據(jù)創(chuàng)業(yè)年限、經(jīng)營規(guī)模對不同類型創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶信貸需求的影響，建立多層次的成長性信貸服務機制，為貧困地區(qū)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶持續(xù)提供定制化信貸支持。（3）完善貧困地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策，提高貧困地區(qū)產(chǎn)業(yè)的帶動效應，發(fā)揮產(chǎn)業(yè)扶貧作用。

注釋：

① 貧困村農(nóng)戶樣本包括生活在貧困村的全部樣本農(nóng)戶，即貧困農(nóng)戶和普通農(nóng)戶;貧困戶樣本包括貧困村的貧困戶和非貧困村的貧困戶。

② 實際創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶樣本為323戶，由于部分創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)動機信息缺失，予以剔除。此外，由于本文關注的是創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶在創(chuàng)業(yè)及經(jīng)營發(fā)展過程中表現(xiàn)出的信貸需求，因此，已進入成熟發(fā)展階段的創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶并不是本文關注的重點，且易造成結果偏差。本文對貧困地區(qū)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的考察將創(chuàng)業(yè)年限設定為10年，剔除聲稱創(chuàng)業(yè)10年以上的樣本后，有效創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶樣本為234份。

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（責任編輯：寧曉青）