黃惠春 袁俊麗 高仁杰 謝 勇

(南京農(nóng)業(yè)大學(xué)，江蘇 南京 210095)

一、 引言與相關(guān)文獻(xiàn)回顧

創(chuàng)業(yè)在推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新、吸納就業(yè)和推進(jìn)城鎮(zhèn)化等方面具有不可替代的作用，可以為經(jīng)濟(jì)增長提供持續(xù)動(dòng)力(Schumpeter，1934；Baumol，1990；李宏彬 等，2009)。尤其在當(dāng)前以國內(nèi)大循環(huán)為主體的新發(fā)展格局下，鼓勵(lì)創(chuàng)業(yè)對促增收保民生、應(yīng)對疫情沖擊以及擴(kuò)大內(nèi)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(jìn)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(dòng)性需求作為一個(gè)資金準(zhǔn)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(shí)，持續(xù)自主經(jīng)營意味著創(chuàng)業(yè)者需要時(shí)刻關(guān)注資金流動(dòng)性，承受經(jīng)營的不確定性與風(fēng)險(xiǎn)。外部金融資源的可得性可以分散工商業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)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(xiàn)分別從宏觀和微觀兩個(gè)層面就正規(guī)金融對創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的促進(jìn)作用進(jìn)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(guān)系等(Paulson et al.，2004；李磊 等，2014；周廣肅 等，2015；Cai et al.，2018)。與此同時(shí)，相關(guān)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(yán)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(shí)際需求。非正規(guī)金融具有內(nèi)生金融優(yōu)勢，可以通過緩解信貸約束進(jìn)而影響家庭創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)和創(chuàng)業(yè)決策。

與正規(guī)金融通過其分支機(jī)構(gòu)提供金融服務(wù)相比，非正規(guī)金融活動(dòng)十分分散，具有典型的地域差異性，依托地方社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)開展的非正規(guī)金融活動(dòng)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(nóng)村地區(qū)的生存與發(fā)展提供了空間。因此，國內(nèi)對非正規(guī)金融與創(chuàng)業(yè)關(guān)系的研究主要以農(nóng)戶為對象，強(qiáng)調(diào)農(nóng)村非正規(guī)金融市場在正規(guī)金融服務(wù)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(guān)系紐帶展開。因此，目前國內(nèi)更關(guān)注社會(huì)網(wǎng)絡(luò)這一概念，研究中國人情社會(huì)特征下社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)在促進(jìn)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(xiàn)對這一問題的實(shí)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(luò)的代理變量(胡楓 等，2012；李慶海 等，2016；李祎雯 等，2016；賀建風(fēng) 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(xiàn)關(guān)于非正規(guī)金融與創(chuàng)業(yè)行為的實(shí)證研究往往忽略借貸資金的實(shí)際用途，未將非正規(guī)融資與創(chuàng)業(yè)活動(dòng)直接聯(lián)系起來，從而導(dǎo)致相關(guān)研究結(jié)論不一致(程郁 等，2009；馬光榮 等，2011)(1)已有文獻(xiàn)實(shí)證分析了家庭當(dāng)前非正規(guī)融資獲得情況與創(chuàng)業(yè)決策之間的關(guān)系，并未考慮當(dāng)前融資是否用于創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，所得結(jié)論存在明顯差異。部分研究認(rèn)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(rèn)為非正規(guī)融資是創(chuàng)業(yè)活動(dòng)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(gè)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(guān)，其對該地區(qū)家庭的借貸渠道偏好、融資習(xí)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(shí)現(xiàn)更大規(guī)模的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)？為回答這些問題，本文利用2012—2016年的中國勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)(CLDS)，檢驗(yàn)非正規(guī)金融活躍度與家庭創(chuàng)業(yè)行為之間的關(guān)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(xiàn)有以下三個(gè)方面：一是結(jié)合非正規(guī)金融活動(dòng)地域性、分散性特點(diǎn)，從社區(qū)維度考察非正規(guī)金融對創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的影響，為相關(guān)研究提供新的視角；二是同時(shí)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(guān)系，豐富了已有研究；三是本文使用的CLDS數(shù)據(jù)較為詳細(xì)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(yàn)證非正規(guī)金融在創(chuàng)業(yè)決策中的作用，為相關(guān)研究提供了更嚴(yán)謹(jǐn)?shù)慕?jīng)驗(yàn)證據(jù)。在后疫情時(shí)期，重新審視家庭創(chuàng)業(yè)的突出瓶頸、更精準(zhǔn)地尋求解決方案，對激發(fā)創(chuàng)業(yè)活力、恢復(fù)國民經(jīng)濟(jì)內(nèi)在動(dòng)力無疑具有重大的現(xiàn)實(shí)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(jì)發(fā)展的重要?jiǎng)恿?，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(jī)會(huì)并選擇創(chuàng)業(yè)(Bianchi，2010)。一般認(rèn)為，工商業(yè)經(jīng)營等生產(chǎn)性活動(dòng)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(fèi)或應(yīng)對突發(fā)風(fēng)險(xiǎn)(葉敬忠 等，2004；黃祖輝 等，2007；朱信凱 等，2009)?；谶@一經(jīng)驗(yàn)認(rèn)知，除了個(gè)別研究關(guān)注到非正規(guī)金融在為家庭擴(kuò)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(dòng)的作用。

從創(chuàng)業(yè)家庭的實(shí)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(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)、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(huì)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(dòng)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(rèn)為是家庭抵御風(fēng)險(xiǎn)和平滑消費(fèi)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(fēng)險(xiǎn)的家庭考慮到創(chuàng)業(yè)后的流動(dòng)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(fēng)險(xiǎn)識別、交易流程等方面更具優(yōu)勢，對創(chuàng)業(yè)家庭而言準(zhǔn)入門檻更低。首先，在風(fēng)險(xiǎn)識別方面，非正規(guī)借貸活動(dòng)依賴于地緣、血緣、親緣等關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，同一社會(huì)網(wǎng)絡(luò)具有信息識別優(yōu)勢，能較為準(zhǔn)確地評估借款人的創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)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(dān)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(guān)系、聲譽(yù)等非正規(guī)履約機(jī)制進(jìn)行后續(xù)審查與監(jiān)督，來自同一社會(huì)網(wǎng)絡(luò)內(nèi)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(jì)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(qiáng)，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(xiàn)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(xiàn)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(rèn)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(zhuǎn)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(gè)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(fēng)險(xiǎn)問題導(dǎo)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(diǎn)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(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)內(nèi)，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(guān)鍵(劉民權(quán) 等，2003)。此外，社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中存在的信任機(jī)制、聲譽(yù)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(jī)制作用的發(fā)揮程度與地方的社會(huì)文化傳統(tǒng)密切相關(guān)。在地方商業(yè)文化發(fā)達(dá)的地區(qū)，對商業(yè)價(jià)值與契約執(zhí)行的認(rèn)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(qiáng)的地區(qū)，居民因其血緣關(guān)系及宗族祭祀活動(dòng)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(rèn)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(yàn)研究均表明非正規(guī)金融市場與地方經(jīng)濟(jì)、社會(huì)文化等因素密切相關(guān)，具有典型的地域性和內(nèi)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(dāng)?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(dāng)?shù)貏?chuàng)業(yè)者跨越資金門檻。已有經(jīng)驗(yàn)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(dòng)機(jī)能否轉(zhuǎn)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(dòng)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(jī)會(huì)?；钴S的地方非正規(guī)金融有助于潛在創(chuàng)業(yè)家庭及時(shí)、有效地獲得初始創(chuàng)業(yè)資金，進(jìn)而促進(jìn)其開展創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。第二，創(chuàng)業(yè)活動(dòng)可持續(xù)需要保持足夠的資金流動(dòng)性，寬松的金融環(huán)境能有效滿足創(chuàng)業(yè)者的流動(dòng)性需求并分散創(chuàng)業(yè)經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)(Banerjee et al.，1993；Levine，1997)。承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)是企業(yè)家的重要特質(zhì)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(fēng)險(xiǎn)的作用，可以緩解創(chuàng)業(yè)者對資金周轉(zhuǎn)困難的擔(dān)憂，進(jìn)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(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自于2012—2016年中山大學(xué)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心開展的中國勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查(CLDS)。CLDS樣本覆蓋中國29個(gè)省、市和自治區(qū)(除港澳臺(tái)、西藏、海南之外)。CLDS問卷共分為三種類型：一是勞動(dòng)力個(gè)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(fù)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(shè)施等)。CLDS 2016數(shù)據(jù)涉及401個(gè)社區(qū)，初始樣本包含14226戶家庭，在剔除部分家庭勞動(dòng)力個(gè)體就業(yè)情況缺失及無效勞動(dòng)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(zhuǎn)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(dòng)力的就業(yè)狀況分為雇員、雇主、自雇、務(wù)農(nóng)、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(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(zhǔn)確性(2)需要說明的是，這里考察的創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目中沒有包括有關(guān)農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營項(xiàng)目，這主要是考慮到工商業(yè)經(jīng)營項(xiàng)目在帶動(dòng)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與促進(jìn)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(gè)區(qū)間。本文根據(jù)創(chuàng)業(yè)家庭經(jīng)營項(xiàng)目投入額的分布情況并結(jié)合7個(gè)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(guān)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(gè)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(nèi)家庭當(dāng)前實(shí)際借貸情況計(jì)算非正規(guī)借貸發(fā)生率，即社區(qū)內(nèi)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(dāng)前的債務(wù)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(gè)人處借錢的家庭認(rèn)定為有非正規(guī)借貸家庭。。

從總體來看，2016年，401個(gè)社區(qū)的非正規(guī)借貸發(fā)生率平均值為82.53%，標(biāo)準(zhǔn)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(yàn)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(nóng)村社區(qū)進(jìn)行了比較，結(jié)果如表1所示?？梢钥吹?，農(nóng)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(bǔ)充，在正規(guī)金融市場相對匱乏的農(nóng)村地區(qū)更加活躍。為進(jìn)一步檢驗(yàn)這一度量的穩(wěn)定性和合理性，對2012 —2016年的CLDS數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，結(jié)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(gè)體特征、家庭特征和社區(qū)特征三個(gè)層次的變量作為控制變量。其中：戶主個(gè)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(dòng)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(jì)、金融機(jī)構(gòu)、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(jì)如表2所示。

表2 變量說明及描述統(tǒng)計(jì)

四、非正規(guī)金融活躍度對家庭創(chuàng)業(yè)的影響的實(shí)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(shè)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(shè)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(guān)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(jī)誤差項(xiàng)。

2.實(shí)證結(jié)果

模型1的回歸結(jié)果如表3所示。其中，表3列(1)～(4)列出了Probit模型的估計(jì)系數(shù)及邊際效應(yīng)。由表3列(1)、(2)結(jié)果可知，關(guān)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(guān)，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(jié)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(jié)論一致。會(huì)使用移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)及社會(huì)網(wǎng)絡(luò)較發(fā)達(dá)的家庭在社會(huì)關(guān)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(dòng)(周廣肅 等，2018)。此外，從社區(qū)環(huán)境因素來看，地處經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)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(jī)構(gòu)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(jìn)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(jìn)一步驗(yàn)證上述回歸結(jié)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(jì)結(jié)果的有效性，估計(jì)結(jié)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(jié)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(guān)系和遺漏變量而導(dǎo)致內(nèi)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(jìn)創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的發(fā)生，但家庭的創(chuàng)業(yè)決策也會(huì)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(fēng)險(xiǎn)偏好等難以觀測，但其可能會(huì)同時(shí)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(nèi)生性問題可能導(dǎo)致的估計(jì)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(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，本文加入這一工具變量，使用Ivprobit方法對模型(1)進(jìn)行重新估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表3列(5)所示。

第一階段估計(jì)中工具變量在1%置信水平上正向顯著，對內(nèi)生變量非正規(guī)借貸發(fā)生率(debt_ratio)具有較強(qiáng)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(jì)結(jié)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(jìn)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(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致。同樣地，依據(jù)戶主年齡對樣本進(jìn)行縮減回歸的結(jié)果如表3中列(6)所示，主要變量的回歸結(jié)果仍支持上述結(jié)論。

3.異質(zhì)性分析

創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的開展是商業(yè)機(jī)會(huì)、創(chuàng)業(yè)者個(gè)體特征和創(chuàng)業(yè)資源三個(gè)要素共同作用的結(jié)果(Timmons，1999)。其中，商業(yè)機(jī)會(huì)主要與外部社會(huì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境有關(guān)，處于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)區(qū)域的城鎮(zhèn)居民擁有更多的創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)，有利于城鎮(zhèn)居民抓住機(jī)會(huì)和實(shí)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(dòng)的主體，其受教育水平、年齡等個(gè)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(huì)網(wǎng)絡(luò)可以幫助自有財(cái)富不足或缺乏流動(dòng)性的家庭通過民間融資跨越資金門檻，從而促進(jìn)創(chuàng)業(yè)(張博 等，2015)。與此同時(shí)，相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)年齡、受教育水平等居民個(gè)體特征、經(jīng)濟(jì)環(huán)境以及社會(huì)網(wǎng)絡(luò)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(rèn)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(gè)體特征、不同借貸網(wǎng)絡(luò)水平而存在差異?；诖耍疚闹饕獜募彝ド鐓^(qū)類型、戶主受教育水平、戶主年齡、借貸網(wǎng)絡(luò)四個(gè)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(zhì)性，具體模型設(shè)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(luò)虛擬變量(borr_num2、borr_num3)的交互項(xiàng)。家庭借貸網(wǎng)絡(luò)變量是通過問卷中“在本地這些關(guān)系密切的人中，您可以向他/她借錢(5000元為標(biāo)準(zhǔn))的有幾個(gè)？”這一問項(xiàng)得出，并按照借貸網(wǎng)絡(luò)水平的高低將該變量進(jìn)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(xiàng)以考察社區(qū)類型對估計(jì)結(jié)果的影響，以農(nóng)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(xiàng)。這里結(jié)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(xué)及以下、初中和高中及以上三組，并以小學(xué)及以下群體作為基準(zhǔn)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(xiàng)以考察其對家庭創(chuàng)業(yè)的異質(zhì)性影響。同樣地，結(jié)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(zhǔn)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(zhì)性

表4列(1)結(jié)果顯示，社區(qū)非正規(guī)借貸發(fā)生率和家庭借貸網(wǎng)絡(luò)的交互項(xiàng)(debt_ratio×borr_num2、debt_ratio×borr_num3)系數(shù)負(fù)向顯著，表明與自身借貸網(wǎng)絡(luò)發(fā)達(dá)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(luò)不發(fā)達(dá)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(huì)網(wǎng)絡(luò)獲得，活躍的社區(qū)非正規(guī)借貸能夠彌補(bǔ)家庭借貸網(wǎng)絡(luò)的匱乏，提高其非正規(guī)信貸資金可得性，進(jìn)而為家庭創(chuàng)業(yè)提供資金支持(楊汝岱 等，2011)。

表4列(2)結(jié)果顯示，社區(qū)非正規(guī)借貸發(fā)生率與農(nóng)村社區(qū)的交互項(xiàng)(debt_ratio×type)的系數(shù)顯著為負(fù)，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。可能的原因有以下兩點(diǎn)：一是相比農(nóng)村社區(qū)，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的城鎮(zhèn)地區(qū)的商業(yè)機(jī)會(huì)更多，資金可得性的提高更有助于家庭抓住創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)；二是城鎮(zhèn)地區(qū)的技術(shù)、信息等資源更為豐富，有利于家庭開展創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。

除物質(zhì)資本外，人力資本也是企業(yè)家精神能否實(shí)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(zhì)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(xiàng)(debt_ratio×edu2、debt_ratio×edu3)的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)。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(jìn)作用。可能的原因是，相比受教育程度較高家庭，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(zhì)性分析結(jié)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(xiàng)(debt_ratio×age2)的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，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(dòng)促進(jìn)作用更大。已有研究證明，盡管年輕人更可能選擇風(fēng)險(xiǎn)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(dòng)(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(shí)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(dòng)的一個(gè)重要內(nèi)容。創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目的投入規(guī)模不僅反映了創(chuàng)業(yè)者開展風(fēng)險(xiǎn)性經(jīng)營活動(dòng)的信心與決心，更直接影響到經(jīng)營項(xiàng)目的盈利能力與長期發(fā)展?jié)摿?。相關(guān)研究表明，初始創(chuàng)業(yè)門檻并不高，與促進(jìn)創(chuàng)業(yè)決策相比，資金約束的緩解更可能會(huì)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(jìn)行估計(jì)。根據(jù)前文對創(chuàng)業(yè)規(guī)模變量的設(shè)定，本文首先使用OLS方法進(jìn)行估計(jì)，進(jìn)一步使用Oprobit方法估計(jì)相關(guān)結(jié)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(guān)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(gè)體、家庭及家庭i所在社區(qū)的特征變量以外，進(jìn)一步控制了主要?jiǎng)?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(qiáng)調(diào)的是，考慮到同一家庭內(nèi)部多個(gè)勞動(dòng)力經(jīng)營同一創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目的情況，根據(jù)經(jīng)營項(xiàng)目的資金投入、現(xiàn)有資產(chǎn)與經(jīng)營利潤等信息對重復(fù)的創(chuàng)業(yè)樣本進(jìn)行識別與清理，以確保創(chuàng)業(yè)樣本的有效性)；εi為隨機(jī)誤差項(xiàng)?；貧w結(jié)果如表5所示。

由表5列(1)、(3)可知，OLS與Oprobit估計(jì)結(jié)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(fù)相關(guān)，表明在非正規(guī)金融活動(dòng)較活躍的地區(qū)，創(chuàng)業(yè)項(xiàng)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(dòng)(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(dòng)，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(diǎn)，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(jìn)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(xiàng)目。主要?jiǎng)?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(zhì)資源積累，從而有條件開展較大規(guī)模的經(jīng)營活動(dòng)。創(chuàng)業(yè)規(guī)模與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有關(guān)，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(jī)構(gòu)的社區(qū)及數(shù)字金融較發(fā)達(dá)地區(qū)的家庭面臨較好的金融環(huán)境，更能實(shí)現(xiàn)較大規(guī)模的創(chuàng)業(yè)經(jīng)營。表5列(2)、(4)報(bào)告了僅保留戶主年齡16～65歲的家庭樣本的回歸結(jié)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(yàn)

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(guān)系，本文剔除創(chuàng)業(yè)家庭自身的非正規(guī)借貸活動(dòng)，以社區(qū)內(nèi)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(yàn)結(jié)果如表6所示。

由表6列(1)、(2)結(jié)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(guān)，在使用Ivprobit方法處理內(nèi)生性問題后，估計(jì)結(jié)果仍支持上述結(jié)論，表明模型1的實(shí)證結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。表6列(4)、(5)報(bào)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(jié)果，OLS與Oprobit估計(jì)結(jié)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(fù)相關(guān)，與前文結(jié)果一致。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、基于創(chuàng)業(yè)初始融資情況的進(jìn)一步檢驗(yàn)

(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(guān)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(qiáng)調(diào)該項(xiàng)融資是否直接用于創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。為了驗(yàn)證上述結(jié)論的可靠性，本文根據(jù)家庭創(chuàng)業(yè)項(xiàng)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(jìn)而促進(jìn)社區(qū)內(nèi)家庭創(chuàng)業(yè)行為的作用進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。

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(gè)體問卷中對問題“開業(yè)時(shí)投入資金的來源？”的回答來界定創(chuàng)業(yè)時(shí)的融資情況，構(gòu)造兩個(gè)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(huì)關(guān)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(jī)構(gòu)的資金判定。?？梢钥吹?，59.83%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(jié)果與Aliber(2002)、馬光榮等(2011)的研究結(jié)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(yàn)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(guān)系，構(gòu)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(gè)二元虛擬變量，表示家庭i初始創(chuàng)業(yè)時(shí)是否獲得非正規(guī)融資或是否獲得正規(guī)融資；關(guān)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(jī)誤差項(xiàng)。使用創(chuàng)業(yè)子樣本進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表8所示。

表8回歸結(jié)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(guān)，與創(chuàng)業(yè)正規(guī)融資(if_form)在1%置信水平上顯著負(fù)相關(guān)。由此可見，在非正規(guī)金融活動(dòng)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(jìn)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(dòng)互聯(lián)網(wǎng)、處于經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)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(shí)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(nèi)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(dòng)性不足問題，更能推動(dòng)經(jīng)營項(xiàng)目以更大規(guī)模開展。但是相關(guān)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(guān)系，且結(jié)論并不一致。因此，本文使用OLS和Oprobit模型同時(shí)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(shè)定為式(8)，估計(jì)結(jié)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(jié)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(jìn)更大規(guī)模的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。但從估計(jì)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(jié)合表8的估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，處于非正規(guī)金融活動(dòng)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?jì)結(jié)果則與前文基本一致。

六、結(jié)論與啟示

本文使用中國勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查(CLDS)數(shù)據(jù)，分別驗(yàn)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(guān)系，所得結(jié)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(jìn)了家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的發(fā)生；第二，異質(zhì)性分析結(jié)果顯示，社區(qū)非正規(guī)金融活躍度對借貸網(wǎng)絡(luò)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(jìn)作用；第三，從創(chuàng)業(yè)規(guī)?？矗钦?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(dòng)，處于非正規(guī)金融較活躍地區(qū)的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)規(guī)模較小。進(jìn)一步對創(chuàng)業(yè)家庭初始融資情況的檢驗(yàn)結(jié)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(jié)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(nèi)部社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的規(guī)模和強(qiáng)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(shí)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(dòng)。要進(jìn)一步擴(kuò)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(jié)論，本文提出以下政策建議：第一，健全當(dāng)前創(chuàng)業(yè)融資金融支持體系，擴(kuò)充非正規(guī)金融資金的有效供給者，進(jìn)一步規(guī)范并鼓勵(lì)小貸公司、農(nóng)村資金互助會(huì)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(fēng)險(xiǎn)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(shí)代的低成本創(chuàng)業(yè)經(jīng)濟(jì)，緩解就業(yè)壓力，刺激經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇。第二，創(chuàng)業(yè)項(xiàng)目的持續(xù)經(jīng)營與進(jìn)一步發(fā)展亟需正規(guī)信貸的支持，應(yīng)通過專項(xiàng)補(bǔ)貼、風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償?shù)却胧┮龑?dǎo)商業(yè)性金融機(jī)構(gòu)回歸服務(wù)中小微企業(yè)等實(shí)體經(jīng)濟(jì)的本源，為家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)提供創(chuàng)新金融產(chǎn)品和服務(wù)，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(shí)簡化貸款審批流程，降低貸款時(shí)滯，及時(shí)、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(tái)等數(shù)字信息技術(shù)，健全完善征信體系，拓展非正規(guī)金融的渠道與網(wǎng)絡(luò)，擴(kuò)大金融服務(wù)的覆蓋范圍。第四，通過政府擔(dān)保、財(cái)政貼息、稅收減免等優(yōu)惠措施加強(qiáng)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(yàn)分享會(huì)、創(chuàng)業(yè)模范評選等活動(dòng)，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。