■楊曉燕 夏詠 王鈺

一、引言

著力推動(dòng)農(nóng)村“雙創(chuàng)”活動(dòng)，充分調(diào)動(dòng)廣大農(nóng)民群眾創(chuàng)業(yè)的積極性已成為鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要內(nèi)容。在波動(dòng)的市場(chǎng)環(huán)境下，創(chuàng)業(yè)決策往往需要?jiǎng)?chuàng)業(yè)者依據(jù)現(xiàn)有信息和個(gè)人特征，采用理性認(rèn)知做出決斷[1]。這也增加了軟信息在創(chuàng)業(yè)行為中的重要性。創(chuàng)業(yè)的優(yōu)勢(shì)在于為農(nóng)戶提供更多的就業(yè)崗位，解決疫情沖擊、經(jīng)濟(jì)下行等因素造成的農(nóng)民就業(yè)率下降等問(wèn)題，但農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)也面臨著資本稟賦不足、依賴內(nèi)源性融資難以彌補(bǔ)資金缺口等困難。因此，從金融借貸視角研究軟信息是否能夠以及如何影響金融借貸來(lái)促進(jìn)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)，能夠?yàn)橥七M(jìn)鄉(xiāng)村振興提供積極的現(xiàn)實(shí)論據(jù)。

長(zhǎng)期以來(lái)，勞動(dòng)力非農(nóng)轉(zhuǎn)移為提升農(nóng)戶收入水平作出了突出貢獻(xiàn)，未來(lái)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)將成為支撐農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的必然選擇。從既有文獻(xiàn)來(lái)看，影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的因素主要包括經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、農(nóng)戶個(gè)體和家庭特征等[2]，其中，土地流轉(zhuǎn)、金融科技和社會(huì)資本等已得到學(xué)界的廣泛研究。近年來(lái)，軟信息作為影響個(gè)人行為的重要因素逐漸獲得學(xué)術(shù)界的關(guān)注。相對(duì)于可量化的資產(chǎn)、財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)等硬信息而言，軟信息難以被直接核實(shí)，透明度低、搜尋成本高，但因其含有個(gè)人偏好、價(jià)值判斷和主觀信念等關(guān)鍵核心內(nèi)容，更能保證個(gè)人信息的真實(shí)性和有效性[3—5]。

已有關(guān)于軟信息、金融借貸與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的研究主要集中在以下幾個(gè)方面：一是軟信息與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的研究?？傮w來(lái)看，前期學(xué)者關(guān)于軟信息與創(chuàng)業(yè)的研究主要基于“大五人格”（包括嚴(yán)謹(jǐn)性、外向性、順同性、開(kāi)放性和神經(jīng)質(zhì)人格特征）展開(kāi)，研究對(duì)象多為在校大學(xué)生[6，7]，有關(guān)軟信息與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的相關(guān)研究較少。農(nóng)戶從事創(chuàng)業(yè)活動(dòng)不是基于單個(gè)能力的簡(jiǎn)單活動(dòng)，而是多種能力的綜合活動(dòng)，創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的人格特征處于核心地位[8]。Zhao等[9，10]基于創(chuàng)業(yè)者與職業(yè)經(jīng)理人在人格維度上的特征差異，得出人格特征中的責(zé)任感、開(kāi)放性和情緒穩(wěn)定性更有利于創(chuàng)業(yè)的結(jié)論，在人格特征與創(chuàng)業(yè)的研究方面做出了首創(chuàng)性貢獻(xiàn)。柴時(shí)軍等[11]沿用“大五人格”考察其對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)選擇的影響時(shí)，同樣得到開(kāi)放性和外傾性特質(zhì)可促進(jìn)農(nóng)戶選擇創(chuàng)業(yè)的結(jié)論，但順同性特質(zhì)對(duì)農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)動(dòng)機(jī)有抑制作用。二是已有文獻(xiàn)對(duì)金融借貸與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)之間關(guān)系的研究較為豐富。金融資本是影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的首要因素之一[12]，在農(nóng)村轉(zhuǎn)型發(fā)展中起著重要作用[13]。正規(guī)借貸與民間借貸對(duì)資本稟賦不同的農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)所產(chǎn)生的影響效用大小存在結(jié)構(gòu)性的差別[14]。從總體作用來(lái)看，兩種形式的金融借貸均能促進(jìn)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)[15，16]，且二者存在一定的替代性[17]。三是軟信息與金融借貸關(guān)系的研究。Garcia-Appendini[18]首次提出軟信息借貸模型，表明了軟信息對(duì)貸款人做出借貸決策時(shí)所產(chǎn)生的重要作用。已有文獻(xiàn)主要集中于軟信息在民間小額借貸市場(chǎng)的研究，研究對(duì)象多為企業(yè)。通過(guò)研究軟信息在借貸交易中的識(shí)別作用，發(fā)現(xiàn)民間借貸可降低融資成本，減小企業(yè)貸款難度[19，20]。另外，雖然正規(guī)金融機(jī)構(gòu)也能通過(guò)搜集與企業(yè)相關(guān)的軟信息（信譽(yù)、企業(yè)家才能和社會(huì)關(guān)系等）來(lái)決策授信，但受限于前期調(diào)研和后期資質(zhì)審核的復(fù)雜性，以軟信息為借貸決策依據(jù)來(lái)規(guī)模推廣民間借貸仍相對(duì)困難[21]。

綜上所述，已有文獻(xiàn)在探討軟信息與金融借貸的關(guān)系及其對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的影響等方面已獲得諸多有益的結(jié)論，但仍存在以下不足：一是缺乏軟信息和金融借貸具體構(gòu)成成分對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)影響的細(xì)分研究。二是軟信息和金融借貸引起的農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)效應(yīng)可能具有一定的時(shí)滯性，尤其是金融借貸的滯后效應(yīng)更為明顯，但大多數(shù)文獻(xiàn)未考慮到這一點(diǎn)。三是現(xiàn)有文獻(xiàn)雖然對(duì)軟信息的個(gè)別內(nèi)容如社會(huì)資本等展開(kāi)了豐富的研究，但鮮有文獻(xiàn)對(duì)軟信息主要內(nèi)容展開(kāi)綜合研究并作出比較。

鑒于此，本文結(jié)合農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)特征，從社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、人格特征和風(fēng)險(xiǎn)感知三個(gè)維度衡量農(nóng)戶軟信息。并從農(nóng)戶層面出發(fā)引入金融借貸變量，在量化軟信息和金融借貸對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)影響的同時(shí)，進(jìn)一步考察軟信息與金融借貸之間可能存在的作用機(jī)制，探究其作用于農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的具體路徑，以期進(jìn)一步提升對(duì)軟信息在創(chuàng)業(yè)過(guò)程中重要作用的認(rèn)識(shí)，推動(dòng)將社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、人格特質(zhì)和風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度納入農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)改革機(jī)制中。

二、理論分析與研究假說(shuō)

（一）軟信息對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的作用機(jī)制

社會(huì)網(wǎng)絡(luò)作為軟信息的傳遞載體，能通過(guò)提供相關(guān)資金與信息資源，分散創(chuàng)業(yè)投資風(fēng)險(xiǎn)，節(jié)省信息搜尋成本，拓展創(chuàng)收空間，降低創(chuàng)業(yè)面臨的高風(fēng)險(xiǎn)和不確定性，從而使農(nóng)戶獲得更加適宜的創(chuàng)業(yè)環(huán)境，提高農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的可能性。對(duì)于創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶來(lái)說(shuō)，這種“非正式制度”發(fā)揮了達(dá)成協(xié)議、促進(jìn)農(nóng)戶就業(yè)等方面的積極作用[22]。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H1a：軟信息中的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)具有正向影響。

人格特征作為軟信息的內(nèi)在心理動(dòng)機(jī)，可解釋由心理因素作為先導(dǎo)，結(jié)合資本稟賦所產(chǎn)生的創(chuàng)業(yè)效應(yīng)。人格特征中的“感覺(jué)訴求”作為農(nóng)戶追求某種經(jīng)歷和相應(yīng)價(jià)值的渠道，推動(dòng)創(chuàng)業(yè)者做出創(chuàng)業(yè)決策?；谶@一邏輯，人格特征通過(guò)父母早期引導(dǎo)、教育投資等實(shí)現(xiàn)有效積累[23]，進(jìn)而對(duì)學(xué)習(xí)能力、信息與問(wèn)題處理能力和工作表現(xiàn)等重要的個(gè)人因素產(chǎn)生影響，逐漸蘊(yùn)蓄形成優(yōu)秀的人格特征，繼而提高農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的可能性。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H1b：軟信息中的人格特征對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)具有正向影響。

風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度直接影響家庭的創(chuàng)業(yè)決策。從內(nèi)部機(jī)制來(lái)看，創(chuàng)業(yè)一般由家庭為單位做出決策，家庭成員所處的場(chǎng)域環(huán)境對(duì)其整體的社會(huì)信任關(guān)系的影響往往表現(xiàn)出內(nèi)部同質(zhì)性。相較于低風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度農(nóng)戶而言，高風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度農(nóng)戶對(duì)人際關(guān)系所付出的潛在社會(huì)和經(jīng)濟(jì)成本不敏感，對(duì)于朋友、陌生人等表現(xiàn)出更高的信任促使他們更易于獲取信息，繼而影響其創(chuàng)業(yè)決策。從外部機(jī)制來(lái)看，高風(fēng)險(xiǎn)偏好農(nóng)戶更傾向于選擇外源性融資，在獲貸額度充足的情況下，選擇創(chuàng)業(yè)的可能性增大；而低風(fēng)險(xiǎn)偏好農(nóng)戶考慮到規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)會(huì)購(gòu)買(mǎi)多種保險(xiǎn)[24]，在保障財(cái)產(chǎn)和生命安全后，由于風(fēng)險(xiǎn)厭惡者的經(jīng)濟(jì)回報(bào)期望低，相較創(chuàng)業(yè)更偏好于獲取雇傭工資[25]。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H1c：軟信息中的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)具有正向影響。

（二）金融借貸對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的作用機(jī)制

當(dāng)內(nèi)源性融資滿足不了資金需求時(shí)，農(nóng)戶會(huì)首選具有惠農(nóng)性質(zhì)的正規(guī)借貸。正規(guī)金融機(jī)構(gòu)通過(guò)為農(nóng)戶提供額度相對(duì)較高的金融貸款，滿足農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)融資需求。為追求收益最大化目標(biāo)，農(nóng)戶會(huì)引進(jìn)新產(chǎn)品，學(xué)習(xí)新技術(shù)，繼而擴(kuò)大生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)規(guī)模[26]，推動(dòng)其創(chuàng)業(yè)。由于正規(guī)借貸監(jiān)督農(nóng)戶履約，因此產(chǎn)生的制度性還款壓力對(duì)農(nóng)戶生產(chǎn)投資和創(chuàng)業(yè)活動(dòng)會(huì)起到更大的鼓勵(lì)作用。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H2a：正規(guī)借貸對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)具有正向影響。

民間借貸通過(guò)為農(nóng)戶提供額度較低的金融貸款，幫助農(nóng)戶提高受教育水平、平滑消費(fèi)和保障健康，緩解正規(guī)借貸的時(shí)滯性、擔(dān)保抵押等問(wèn)題。然而，民間借貸往往會(huì)使農(nóng)戶產(chǎn)生“面子成本”，且低額度融資難以滿足農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)資金需求，同時(shí)基于地緣、親緣等的民間借貸存在安全性低、違約可能性大等特點(diǎn)，并不適合市場(chǎng)化經(jīng)濟(jì)活動(dòng)[27]。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H2b：民間借貸對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)無(wú)顯著影響。

（三）軟信息對(duì)金融借貸的作用機(jī)制

在農(nóng)村正規(guī)借貸市場(chǎng)中，擁有良好的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)更有助于農(nóng)戶獲得貸款擔(dān)保，并有助于農(nóng)戶優(yōu)先詳細(xì)了解到借貸優(yōu)惠補(bǔ)貼政策，降低其信息搜尋成本。同時(shí)，借貸雙方長(zhǎng)期的信任關(guān)系可使正規(guī)金融機(jī)構(gòu)更可能規(guī)避還貸違約風(fēng)險(xiǎn)，降低農(nóng)戶機(jī)會(huì)主義行為，且社會(huì)資本的短期、可追溯等特點(diǎn)可降低金融機(jī)構(gòu)壞賬風(fēng)險(xiǎn)，繼而更容易對(duì)農(nóng)戶放貸。在熟人關(guān)系維系的農(nóng)村社會(huì)差序格局中，對(duì)等的情感信任是民間借貸的基礎(chǔ)。貸方會(huì)更多地考慮農(nóng)戶的人際交往能力，農(nóng)民所擁有的社會(huì)資本能起到降低借貸成本、提高民間借貸可得性和平衡生活性消費(fèi)現(xiàn)金流的重要作用。據(jù)此，本文提出如下假說(shuō)：

H3a：軟信息中的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)農(nóng)戶正規(guī)借貸與民間借貸均有正向影響。

正規(guī)借貸機(jī)構(gòu)在信息受限時(shí)會(huì)形成來(lái)自貸方的數(shù)量配給，因此正規(guī)金融機(jī)構(gòu)通常以抵押擔(dān)保進(jìn)行甄別、監(jiān)管以及合同強(qiáng)制執(zhí)行，從而克服信息不對(duì)稱。人格特征則可以在很大程度上彌補(bǔ)農(nóng)戶擔(dān)保抵押品缺乏的劣勢(shì)[28]。金融機(jī)構(gòu)若根據(jù)人格特征綜合評(píng)級(jí)確定授信額度，能消減人格特征在銀農(nóng)借貸過(guò)程中的“遮掩效應(yīng)”和短期識(shí)別性低等缺點(diǎn)，為需求方縮短貸款時(shí)滯、降低資金成本，進(jìn)而緩解供給型信貸約束。與此同時(shí)，基于親緣、地緣等內(nèi)生形成的民間借貸雙方對(duì)對(duì)方的勤奮、善意和能力等個(gè)人特質(zhì)信息掌握充分，長(zhǎng)期建立的人格信任具有減少交易成本、提高市場(chǎng)效率、契約執(zhí)行周期短和降低違約率等特征[29]，即人格特征在農(nóng)村非正規(guī)借貸關(guān)系中可起到樞紐作用。據(jù)此，本文提出如下假說(shuō)：

H3b：軟信息中的人格特征對(duì)農(nóng)戶正規(guī)借貸與民間借貸均有正向影響。

風(fēng)險(xiǎn)感知是指農(nóng)戶對(duì)病蟲(chóng)害傳播、市場(chǎng)價(jià)格等風(fēng)險(xiǎn)特征和災(zāi)損性的主觀認(rèn)知[30]，與農(nóng)戶自身的職業(yè)技能、文化水平認(rèn)知能力等密切相關(guān)[31]。對(duì)于高風(fēng)險(xiǎn)偏好農(nóng)戶來(lái)說(shuō)，其對(duì)正規(guī)金融知識(shí)、市場(chǎng)動(dòng)態(tài)等方面的了解程度更深，具有更大的耐性和冒險(xiǎn)精神[32]，進(jìn)而更可能選擇正規(guī)借貸，借貸額度也會(huì)更高。而對(duì)高借貸成本感知農(nóng)民而言，為規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，其預(yù)期借貸可得性下降，導(dǎo)致其產(chǎn)生需求型借貸約束。據(jù)此，本文提出如下假說(shuō)：

H3c：軟信息中的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)農(nóng)戶正規(guī)借貸有正向影響，對(duì)農(nóng)戶民間借貸有負(fù)向影響。

（四）金融借貸的中介效應(yīng)分析

社會(huì)學(xué)習(xí)理論指出，認(rèn)知、環(huán)境和行為之間相互影響，外界環(huán)境有效激活個(gè)體認(rèn)知，在軟信息的作用下對(duì)決策行為產(chǎn)生影響[33]。金融借貸作為外部環(huán)境具有信息傳遞與資源共享的作用。具體而言，家庭所擁有的軟信息水平越高，越有助于獲取融資，尤其是作為人情社會(huì)的中國(guó)農(nóng)村地區(qū)，軟信息所起的作用舉足輕重。

需要指出的是，根據(jù)麥金農(nóng)提出的“借貸融資-技術(shù)投資-收入水平”模型[34]，按照兩期費(fèi)雪研究框架，農(nóng)戶借貸目的主要分為生活性消費(fèi)和生產(chǎn)性消費(fèi)。生活性借貸資金主要用于滿足農(nóng)戶現(xiàn)期消費(fèi)需求，其融資來(lái)源通常為民間借貸或小額信貸；生產(chǎn)性借貸資金主要用于農(nóng)戶擴(kuò)大生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)規(guī)模和跨期消費(fèi)投資，其融資來(lái)源通常為正規(guī)借貸。農(nóng)戶軟信息水平越高，獲得正規(guī)借貸的可能性就越大，越會(huì)參與創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。受民間借貸規(guī)模小、風(fēng)險(xiǎn)高和相對(duì)無(wú)序等特征影響，農(nóng)戶參與創(chuàng)業(yè)的可能性降低。據(jù)此，本文提出如下假說(shuō)：

H4a：正規(guī)借貸在軟信息和農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)間具有中介效應(yīng)。

H4b：民間借貸在軟信息和農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)間不具有中介效應(yīng)。

圖1 軟信息、金融借貸與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的影響機(jī)制

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源和樣本特征描述

本文主要使用北京大學(xué)中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2016年、2018年的調(diào)研數(shù)據(jù)。需要說(shuō)明的是，由于農(nóng)戶軟信息具有“高度穩(wěn)定性”的特征，故核心自變量與控制變量選取2018年的截面數(shù)據(jù)即可?？紤]到農(nóng)戶當(dāng)期借貸可能在后期才會(huì)做出創(chuàng)業(yè)決策，因此篩選出2018年農(nóng)戶樣本后，使用跨期家庭編碼合并2018年無(wú)金融借貸而2016年有金融借貸的農(nóng)戶樣本，并將兩期樣本進(jìn)行合并，剔除信息缺失和極端樣本，最終得到有效創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶樣本量408戶，非創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶樣本量5549戶。另外，2018年省際涉農(nóng)金融機(jī)構(gòu)數(shù)來(lái)自《中國(guó)區(qū)域金融運(yùn)行報(bào)告》，2018年省際行政村人口指標(biāo)來(lái)自《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)城鄉(xiāng)建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

由表1 可知：被訪者男性居多，占比為58.09%；已婚樣本占比85.88%；調(diào)查對(duì)象年齡主要集中在51～65歲，占受訪者的39.92%；受教育程度大都集中在初中及以下，高中及以上學(xué)歷占比僅為11.60%，說(shuō)明農(nóng)戶整體受教育程度還處于較低水平；在家庭負(fù)擔(dān)比重方面，絕大多數(shù)家庭的負(fù)擔(dān)比重在0～20%，但家庭負(fù)擔(dān)比重在80%以上的農(nóng)戶占比達(dá)16.20%，反映出仍有較大一部分農(nóng)村家庭在教育、養(yǎng)老和醫(yī)療等方面面臨著很大困難；在住房?jī)r(jià)值上，各房屋估值段的家庭分布比較均勻，這與各區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r密切相關(guān)；地區(qū)分布方面，東、中、西地區(qū)受訪者人數(shù)分布相對(duì)均勻，東北地區(qū)受訪樣本相對(duì)較少，僅為12.32%。

表1 樣本特征分布情況

（二）模型設(shè)定

1.因子分析法

本文用因子分析法和因子綜合得分測(cè)算社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和人格特征各變量權(quán)重。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與人格特征指標(biāo)的KMO 和巴特利特球型檢驗(yàn)結(jié)果均顯示P 值為0.000，變量間相關(guān)性較強(qiáng)，拒絕變量相互獨(dú)立的原假設(shè)，KMO 取樣適切性量數(shù)分別為0.696 和0.724。各變量間信息重疊程度尚可，故樣本適合用因子分析法計(jì)算權(quán)重。

2.Logistic模型

由于金融借貸與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)均是二元決策問(wèn)題，因此建立Logistic模型，具體公式如下：

其中，Yi表示農(nóng)戶是否有創(chuàng)業(yè)行為；Xi為核心解釋變量，即農(nóng)戶的軟信息；Ci為控制變量；ei為隨機(jī)誤差項(xiàng)；β與γ為待估計(jì)系數(shù)。

3.中介效應(yīng)模型

根據(jù)前述理論分析框架，借鑒溫忠麟等[35]提出的中介效應(yīng)機(jī)制檢驗(yàn)方法，構(gòu)建本文的計(jì)量模型對(duì)軟信息影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的機(jī)制進(jìn)行分析。模型設(shè)定如下：

其中，M為中介變量金融借貸，包括正規(guī)借貸與民間借貸；C為控制變量，α、γ、a、b、c、c′為待估計(jì)參數(shù)，e為隨機(jī)誤差項(xiàng)。檢驗(yàn)步驟如下：首先，基于（2）式進(jìn)行回歸。若c顯著，則繼續(xù)下一步，否則停止中介效應(yīng)檢驗(yàn)。其次，對(duì)（3）和（4）式進(jìn)行回歸。如果a和b顯著，但c′不顯著，則說(shuō)明X對(duì)Y的影響完全是由中介變量M實(shí)現(xiàn)的；若a、b、c′均顯著，則中介變量M只起部分中介作用；若a與b至少有一個(gè)不顯著，則需要進(jìn)一步用Bootstrap 法進(jìn)行檢驗(yàn)來(lái)判斷中介效應(yīng)是否存在。

（三）變量選取

1.被解釋變量

本文被解釋變量為農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)，即家庭中是否有人從事個(gè)體經(jīng)營(yíng)或開(kāi)辦私營(yíng)企業(yè)。

2.核心解釋變量

本文核心解釋變量為農(nóng)戶軟信息。根據(jù)農(nóng)貸市場(chǎng)特征，將軟信息劃分為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、人格特征和風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度三個(gè)維度。

一是社會(huì)網(wǎng)絡(luò)。參考童馨樂(lè)等[36]對(duì)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的定義，指農(nóng)戶依附各種社會(huì)網(wǎng)絡(luò)所獲取的資本，涵蓋農(nóng)戶進(jìn)行生計(jì)活動(dòng)的各個(gè)領(lǐng)域，較大限度的決定了農(nóng)戶汲取外源資本的能力。本文社會(huì)網(wǎng)絡(luò)包括：①政治資本，指農(nóng)戶由其政治身份所產(chǎn)生的一定關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，以農(nóng)戶是否為共產(chǎn)黨員來(lái)測(cè)度。②組織資本，指農(nóng)戶與專業(yè)合作社形成的較為清晰的產(chǎn)前、產(chǎn)中和產(chǎn)后聯(lián)系，以農(nóng)戶是否為工會(huì)成員來(lái)衡量。③鄰里關(guān)系，以農(nóng)戶對(duì)鄰居的信任程度來(lái)衡量。④人情禮支出，以送出實(shí)物和現(xiàn)金的總價(jià)值來(lái)衡量。

二是人格特征。借鑒王會(huì)娟等[29]的研究，本文人格特征包括：①能力，如戶主學(xué)歷，職業(yè)技能等，以戶主最高學(xué)歷界定。②善意，借款人向出借人表達(dá)善意的傾向，以為他人著想程度來(lái)衡量。③踏實(shí)，出借人對(duì)借款人的信任程度，以努力工作就有回報(bào)的認(rèn)知態(tài)度來(lái)衡量。④勤奮，以勤勞程度來(lái)衡量。其中，能力、善意代表誠(chéng)信，踏實(shí)、勤奮代表正直，借方誠(chéng)信、正直的人格會(huì)讓貸方更能相信其會(huì)如期履行還貸義務(wù)。

三是風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度，包括農(nóng)戶主觀和客觀風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度。以匯總問(wèn)卷中依據(jù)受訪者喜好所設(shè)定的問(wèn)題來(lái)確定農(nóng)戶主觀風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度（詢問(wèn)題目及過(guò)程詳見(jiàn)2018 CFPS Wave 5 questionnaries，ENG）。以受訪者的最終答案來(lái)給其主觀風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度賦值，以受訪者是否持有股票、債券等風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)來(lái)衡量其客觀風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度。

3.控制變量

參考相關(guān)文獻(xiàn)[2，16]，本文還控制了影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為的其他變量，其中人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征包含戶主性別、年齡、健康狀況和婚姻狀況?？紤]到戶主年齡對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)選擇可能存在的非線性關(guān)系，加入戶主年齡平方指標(biāo)。家庭生產(chǎn)要素特征包括家庭人口規(guī)模、負(fù)擔(dān)比、農(nóng)地流出、農(nóng)地流入和居住房屋估值。另外，加入農(nóng)戶所在村到縣城的距離和地區(qū)虛擬變量，以控制區(qū)域異質(zhì)性。

4.工具變量

考慮到正規(guī)借貸與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)可能存在因果關(guān)系以及誤差項(xiàng)中存有對(duì)因變量有較強(qiáng)解釋力度的遺漏變量問(wèn)題，本文以“基本金融素養(yǎng)”和“正規(guī)金融機(jī)構(gòu)農(nóng)戶普及率”作為工具變量進(jìn)行穩(wěn)健性分析。

5.中介變量

本文的中介變量為金融借貸，包括正規(guī)借貸與民間借貸。若農(nóng)戶通過(guò)金融機(jī)構(gòu)貸款，則正規(guī)借貸賦值為1；反之，賦值為0。若農(nóng)戶通過(guò)親友及民間借款，則民間借貸賦值為1；反之，賦值為0。具體變量說(shuō)明如表2所示。

表2 變量說(shuō)明與描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

本文使用Stata16.0 計(jì)量軟件進(jìn)行回歸，在實(shí)證檢驗(yàn)前對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行了多重共線性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示VIF 值遠(yuǎn)小于臨界值10，故解釋變量之間不存在多重共線性問(wèn)題。

表3 為軟信息、金融借貸對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策影響的回歸結(jié)果。方程1、2、3 的估計(jì)結(jié)果顯示，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、人格特征與風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度綜合指標(biāo)均在1%的顯著性水平上對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生正向影響。這表明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)規(guī)模的擴(kuò)大、人格特征指數(shù)的增大與農(nóng)戶風(fēng)險(xiǎn)偏好指數(shù)的提高均會(huì)顯著促進(jìn)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)。方程4中合并社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、人格特征和風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度后的回歸結(jié)果顯示，在控制相關(guān)變量之后，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、人格特征與風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的作用雖然有所減弱，但是與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)行為仍然呈顯著正相關(guān)關(guān)系，假說(shuō)H1a、H1b、H1c 得到驗(yàn)證。從影響程度來(lái)看，人格特征＞社會(huì)網(wǎng)絡(luò)＞風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度，說(shuō)明農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)首先由其特定的人格特征作為主導(dǎo)，對(duì)其創(chuàng)業(yè)決策、行事效率等產(chǎn)生影響，受內(nèi)外部制度環(huán)境等影響而形成的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度則起到次要決定作用。

表3 軟信息、金融借貸對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)影響的實(shí)證結(jié)果

方程5、6估計(jì)結(jié)果顯示，正規(guī)借貸在1%的顯著性水平上對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生正向影響，而民間借貸對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)影響不顯著。這可能是由于農(nóng)戶通過(guò)民間借貸獲取的融資額度較小，不足以作為其創(chuàng)業(yè)的啟動(dòng)或周轉(zhuǎn)資金。方程7是合并正規(guī)借貸與民間借貸的回歸結(jié)果，在控制相關(guān)特征變量后，正規(guī)借貸仍然顯著促進(jìn)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)，而民間借貸依然無(wú)顯著影響。假說(shuō)H2a、H2b得到驗(yàn)證。

從控制變量估計(jì)結(jié)果來(lái)看，戶主年齡顯著正向影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)，而年齡平方與此相反，即戶主年齡對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系。家庭人口規(guī)模越大，農(nóng)戶選擇創(chuàng)業(yè)的概率越大，這是因?yàn)楫?dāng)家庭人口越多，家庭內(nèi)部支持力度就越大，創(chuàng)業(yè)資源更加豐富，農(nóng)戶個(gè)體創(chuàng)業(yè)門(mén)檻也隨之降低。土地流出在1%水平上顯著促進(jìn)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)，而土地流入對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)呈負(fù)向影響但不顯著，這可能是因?yàn)橥恋亓鞒鍪罐r(nóng)戶對(duì)土地依賴性降低，土地租金收入為農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)提供了一定支持。居住房屋估值越高，越有利于農(nóng)戶選擇創(chuàng)業(yè)，這是因?yàn)榉课菘勺鳛檗r(nóng)戶創(chuàng)業(yè)融資的有效質(zhì)押擔(dān)保，影響農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)初始啟動(dòng)資金。家庭負(fù)擔(dān)比與村縣距離對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)呈顯著負(fù)向影響。距離商業(yè)中心越近越有利于農(nóng)戶就近就業(yè)，這在一定程度上抑制了農(nóng)戶的創(chuàng)業(yè)行為。

由表4 軟信息對(duì)金融借貸的回歸結(jié)果可知，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與人格特征均在1%的顯著性水平上正向促進(jìn)農(nóng)戶正規(guī)借貸和民間借貸，且社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和人格特征對(duì)農(nóng)戶正規(guī)借貸的促進(jìn)作用小于對(duì)民間借貸的促進(jìn)作用。風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度在1%的顯著性水平上正向促進(jìn)農(nóng)戶正規(guī)借貸，對(duì)民間借貸影響系數(shù)為負(fù)但不顯著。假說(shuō)H3a、H3b 和H3c 得到驗(yàn)證。方程14 進(jìn)一步合并正規(guī)借貸與民間借貸后發(fā)現(xiàn)，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度均顯著促進(jìn)農(nóng)戶借貸，而人格特征對(duì)農(nóng)戶借貸有正向影響但不顯著。這可能是因?yàn)閷?duì)于那些維持固有生計(jì)模式或者已轉(zhuǎn)變生計(jì)模式的農(nóng)戶來(lái)說(shuō)，人格特征不再是他們獲取金融借貸的主要影響因素。

表4 軟信息對(duì)金融借貸的影響

（二）內(nèi)生性處理與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性處理

在研究過(guò)程中發(fā)現(xiàn)，正規(guī)借貸可顯著促進(jìn)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)，但這一結(jié)果可能存在內(nèi)生性問(wèn)題。一方面，正規(guī)借貸有助于促進(jìn)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)，反過(guò)來(lái)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶更傾向于選擇正規(guī)借貸；另一方面，如政府為農(nóng)戶提供創(chuàng)業(yè)平臺(tái)，平臺(tái)越好，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的積極性也就越高。針對(duì)反向因果和遺漏變量問(wèn)題，本文引入有效的工具變量，使用兩階段最小二乘法（2SLS）進(jìn)一步檢驗(yàn)。

如表5 所示，DWH 內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果表明，可以在1%的顯著性水平上拒絕所有變量均為外生的原假設(shè)，即認(rèn)為基準(zhǔn)回歸模型存在內(nèi)生性。為了判斷工具變量的合理性，對(duì)農(nóng)戶基本金融素養(yǎng)和涉農(nóng)正規(guī)金融機(jī)構(gòu)農(nóng)戶普及率兩個(gè)變量進(jìn)行弱工具變量和過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，第一階段F 檢驗(yàn)值為51.17，高于臨界值16.38，說(shuō)明該模型不存在弱工具變量。過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)中score chi（2）=1.987，其P 值為0.159，說(shuō)明上述兩個(gè)工具變量屬于外生關(guān)系，且與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)并不相關(guān)。在通過(guò)內(nèi)生性檢驗(yàn)后，正規(guī)借貸顯著正向影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)這一結(jié)論仍然成立，進(jìn)一步證實(shí)了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

表5 中介變量?jī)?nèi)生性檢驗(yàn)

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步探究回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文用以下方法進(jìn)行檢驗(yàn)：一是參考張?jiān)屏恋萚24]的穩(wěn)健性檢驗(yàn)方法，選取戶主年齡在30～60 歲的農(nóng)戶樣本單獨(dú)進(jìn)行回歸。這部分樣本群體是家庭戶主適齡勞動(dòng)力的主體，具有較強(qiáng)的樣本代表性。二是將Logistic模型替換為OLS模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。以上結(jié)果除個(gè)別控制變量及系數(shù)大小發(fā)生變化外，核心變量的顯著性與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致。

（三）軟信息、金融借貸對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的影響機(jī)制檢驗(yàn)

依據(jù)中介效應(yīng)的相關(guān)檢驗(yàn)步驟，表3 回歸結(jié)果表明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、人格特征和風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的影響通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，即c顯著。表4 中社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和人格特征對(duì)正規(guī)借貸與民間借貸的檢驗(yàn)中均在1%的水平上顯著；而風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)正規(guī)借貸的影響通過(guò)了檢驗(yàn)，但對(duì)民間借貸的影響未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，即存在a不顯著的情況。表6 中加入軟信息變量（社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、人格特征和風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度）和金融借貸變量（正規(guī)借貸、民間借貸）進(jìn)行回歸，結(jié)果顯示正規(guī)借貸的系數(shù)通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，即b顯著；社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、人格特征和風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的系數(shù)顯著，即直接效應(yīng)c′顯著。故正規(guī)借貸起到部分中介作用。其中，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、人格特征和風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重分別為50.06%、37.56%和74.31%，說(shuō)明社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、人格特征和風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策的影響分別有50.06%、37.56%和74.31%是通過(guò)正規(guī)借貸實(shí)現(xiàn)的。假說(shuō)H4a得到驗(yàn)證。而民間借貸的系數(shù)未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，即此時(shí)b不顯著，無(wú)法判斷是否存在中介效應(yīng)，需進(jìn)一步根據(jù)Bootstrap法來(lái)檢驗(yàn)中介效應(yīng)。

表6 中介效應(yīng)檢驗(yàn)與估計(jì)結(jié)果

采用Percentile 和Bias-corrected 兩種置信區(qū)間的估計(jì)方式，分析民間借貸對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的直接和間接效應(yīng)，將軟信息中社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、人格特征和風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度分別進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，重復(fù)樣本數(shù)設(shè)為500，置信區(qū)間95%，結(jié)果如表7。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、人格特征與風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的直接影響Percentile 和Bias-corrected 的95%的置信區(qū)間均不包括0，中介效應(yīng)可能存在。進(jìn)一步檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、人格特征與風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的間接影響Percentile 和Bias-corrected 的95%的置信區(qū)間均包括0，因此認(rèn)為民間借貸在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、人格特征與風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的影響中并未起到中介效應(yīng)。假說(shuō)H4b得到驗(yàn)證。

表7 民間借貸在軟信息對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的中介作用檢驗(yàn)

五、結(jié)論與建議

本文采用Logistic回歸模型和中介效應(yīng)模型，利用CFPS 數(shù)據(jù)分析了軟信息對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的作用機(jī)理及影響效應(yīng)，并引入工具變量克服了正規(guī)借貸中介變量的內(nèi)生性，得到如下結(jié)論：軟信息的提高可促進(jìn)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)，具體表現(xiàn)為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、人格特征和風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度均在1%顯著水平上促進(jìn)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)，且影響程度排序?yàn)椋喝烁裉卣鳎旧鐣?huì)網(wǎng)絡(luò)＞風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度，正規(guī)借貸顯著促進(jìn)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)，而民間借貸對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)無(wú)顯著影響；考慮金融借貸的中介效應(yīng)后，正規(guī)借貸在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、人格特征和風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的影響中存在部分中介效應(yīng)，具體表現(xiàn)為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、人格特征和風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度的中介效應(yīng)占比分別為50.06%、37.56%和74.31%，而民間借貸在該路徑中不存在中介效應(yīng)。

根據(jù)以上結(jié)論，提出如下政策建議：

一方面，為從源頭上推動(dòng)農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)發(fā)展理念更新，要基于農(nóng)戶人格特征對(duì)其創(chuàng)業(yè)的決定性作用，在農(nóng)村地區(qū)開(kāi)展農(nóng)戶人格專項(xiàng)教育。經(jīng)濟(jì)的發(fā)展歸根結(jié)底在于人的發(fā)展，要盡可能轉(zhuǎn)變農(nóng)戶長(zhǎng)期以來(lái)形成的思維模式，通過(guò)開(kāi)辦人物宣講、典型事跡演出等多種方式，逐漸消除思想桎梏；同時(shí)在農(nóng)村職業(yè)技能培訓(xùn)過(guò)程中，要多注重引導(dǎo)利于激發(fā)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)意識(shí)的積極性人格特征的培養(yǎng)，釋放農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)活力。另外，要拓展基于親緣、地緣和業(yè)緣的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，通過(guò)組建聯(lián)誼等方式促進(jìn)人際交往，減緩創(chuàng)業(yè)信息焦慮；通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)教育讓農(nóng)戶客觀認(rèn)識(shí)預(yù)測(cè)風(fēng)險(xiǎn)，搭建風(fēng)險(xiǎn)分散平臺(tái)，培養(yǎng)農(nóng)戶風(fēng)險(xiǎn)管理意識(shí)與能力。優(yōu)化農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的外部制度環(huán)境，通過(guò)“鯰魚(yú)效應(yīng)”為農(nóng)村涉農(nóng)正規(guī)金融機(jī)構(gòu)注入競(jìng)爭(zhēng)活力，切實(shí)推動(dòng)農(nóng)村正規(guī)金融、涉農(nóng)經(jīng)濟(jì)的雙向流通發(fā)展。

另一方面，對(duì)正規(guī)金融機(jī)構(gòu)而言，要依托大數(shù)據(jù)等金融科技將農(nóng)戶的軟信息系統(tǒng)“硬化”，不斷完善信用等級(jí)評(píng)分，減少信息不對(duì)稱問(wèn)題?？紤]和村兩委共同協(xié)作，積極了解農(nóng)戶的社會(huì)資本、人格素養(yǎng)和風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度水平，依據(jù)以上信息進(jìn)行綜合分類，針對(duì)各類目標(biāo)用戶推出不同金融產(chǎn)品，提高農(nóng)村金融資源的配置效率，進(jìn)一步明確農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的政策實(shí)施對(duì)象，甄選潛在創(chuàng)業(yè)者，發(fā)揮帶頭示范作用，結(jié)合農(nóng)村金融發(fā)展扶持政策等外部環(huán)境的激勵(lì)作用，激發(fā)其他農(nóng)戶的企業(yè)家精神?！?/p>