不同学者对金融素养的测量指标、研究对象、研究方法以及采用的数据存在差异，对金融素养与创业关系的探讨并未形成统一的结论. 有学者从金融知识层面进行论证，认为金融素养显著促进家庭的创业意愿^[6]，并且对农村家庭创业促进作用更大^[7]. Struckell等^[8]认为金融素养是成功开启创业的人力资本要素之一，且金融素养得分较高的女性比男性更有可能成为个体经营者. 另一部分学者认为，金融素养较低的农户去创业的可能性更大，如罗荷花等^[9]以深度贫困农村局面为例，发现金融知识水平较低的深度贫困农户更有可能创业，原因在于深度贫困农户更容易受到政府扶贫政策的帮助.

已有研究主要从信息获取、风险偏好等方面探讨金融素养对创业决策的影响路径，鲜有以不同类型的信贷约束作为影响路径进行讨论^[10-12]. 现有研究认为金融知识水平越高，个体解读有关政策、产品、市场发展机遇的能力越强^[13-15]，越善于发掘市场的不均衡与空白之处^[16-17]，因而更能识别、开发与评估机会^[18]，进而参与创业. Liu等^[19]利用2021年土地经济调研数据，证实发现风险偏好会弱化金融素养对农户创业决策的促进作用. 值得说明的是，该文章也发现了金融素养对信贷约束具有缓解作用，然而却仅从金融知识的视角对金融素养进行测评，而金融素养是一个综合的概念^[20-22]，还应包括人们的金融技能和金融意识. 此外，该文章也并没有进一步对信贷约束进行深入挖掘，仅关注了金融素养对信贷约束的平均效应.

现有研究还存在样本量偏小、缺乏全国代表性的问题. 因而，金融素养与农户创业决策的研究仍然需要根据全国范围内的代表性数据进行科学严谨的实证探讨. 既有研究聚焦在验证金融素养对信贷约束的平均效应上，鲜有研究从供给型和需求型角度进行分类，进一步深入探讨金融素养究竟是通过缓解何种类型信贷约束而形成创业效应. 鉴于此，本文从异质性信贷约束入手，实证分析金融素养对农户创业决策的影响机制.

①金融素养有助于农户挖掘商业机会，促进农户创业. 金融知识反映农户的计算能力及对资金时间价值的理解. 金融知识水平越高，个体更能识别、开发与评估机会. ②金融素养有助于农户获取创业资源，促进农户创业. 农户金融技能反映其对传统金融工具、投资理财及数字金融工具的使用能力. 金融技能水平较高的农户熟悉各种金融产品和工具，与金融市场有较强的黏性，擅于获取各项金融资源^[23-25]. 但创业需要启动资金，容易有财富门槛限制. Evans等^[26]指出“聪明的企业家”面临更低的资金门槛，创业能力和财富对创业的影响具有一定的替代关系. ③金融素养有助于农户实现资源和机会的适配与均衡，促进农户创业. 金融意识反映的是农户金融资源规划能力，金融意识较强的农户能更加精准地计算创业所需的劳动资料数量和资产金额^[27]，更清晰地剖析创业活动的边际成本和收益，并更加准确地衡量创业成本，有效地整合企业经营所需的人、财、物等资源，以促进创业的发生.

农户金融素养水平越高，发现与评估机会的能力越强，越擅长对机会和资源进行调适配置，从而创业的可能性越高，因此提出以下假设：

H1：金融素养水平越高，农户参与创业的可能性越高.

金融素养反馈了农户的金融知识、金融技能、金融意识，这些要素有利于农户熟知金融产品和金融政策，拓宽借贷渠道，为自身金融福祉谋利. 金融素养水平可以在一定程度上体现个体信用价值，较好的信用记录为农户获得信贷供给提供了保障. 较高的金融素养可以帮助农户拓宽投资渠道，促进农户合理借贷，帮助农户合理消费，提高农户储蓄水平，增加财富积累^[28]，推动外在信贷资本提升，扩大信贷市场有效供给.

与供给型信贷约束相比，金融素养对农户需求型信贷约束的缓解作用可能更强. 由两种不同类型信贷约束的形成机制可知，供给型信贷约束是由金融机构自身决策导致的资金数量配给，农户自身金融素养水平的提高可能无法直接作用于信贷供给方而引起数量变化. 随着农户金融素养提高，其融资渠道趋于多样化，未必会选择从正规金融市场获取信贷. 需求型信贷约束是需求方自身决策导致的信贷约束，强调信贷约束是信贷需求者主动选择的结果^[29]. 金融素养作为农户的内部特征，体现了农户加工金融信息、合理配置金融资产和选择金融产品的能力，通过修正农户对信贷的认知偏差，增强个体对信贷产品、信贷政策等的了解，进而缓解信贷约束.

金融资本是农户实现创业转换的重要资本，资金资源的获取与农户创业决策呈显著正相关. 为启动创业程序，农户必须先获得足额的启动资金和运营资金. 然而，农户往往资金积累较少，且面临家庭生活支出、赡养老人、负担子女教育等一系列开支，可灵活运作的资金贫瘠. 当自有资金无法弥补创业缺口时，农户能否获得外部资金支持就会影响创业是否发生. 农户无法获得足额借贷会削弱其参与创业的意愿，并且加大创业资金链断裂的风险，进而抑制农户参与创业的动机，打击农户的创业热情. 据此，本文认为信贷约束缓解可以满足农户大额资金需求，提升农户创业升值预期，增加农户创业意愿，进而促进农户创业的发生.

相比供给型信贷约束，需求型信贷约束对农户创业决策的抑制作用更为严重. 从形成机制来看，需求型信贷约束主要是信贷需求者对信贷政策不熟悉或不了解，产生信贷认知偏差而造成其“无信心申贷”^[30]. 遭受需求型信贷约束的农户对信贷不抱希望，信贷尚未开始就已结束^[31-33]，这种“信贷恐慌”更容易导致其减少生产经营^[34]，降低创业的可能性. 在农户创业决策方面，需求型信贷约束会产生比供给型信贷约束更为严重的抑制作用. 结合前文金融素养与信贷约束分析(图 1)，提出以下假设：

H2：信贷约束对金融素养促进农户参与创业具有中介作用.

H3：需求型信贷约束、供给型信贷约束对金融素养促进农户参与创业均具有中介作用，且需求型信贷约束的中介作用贡献度更大，即金融素养的主要作用路径是缓解需求型信贷约束.

本文采用的数据来源于2019年西南财经大学中国家庭金融调查(China Household Finance Survey，CHFS)和浙江大学“中国家庭大数据库”(Chinese Family Database，CFD). 将户主户口所在地为农村或者家庭所在地为农村地区归为农户，共有20 260户，扣除户主年龄小于18周岁或大于70周岁，以及其他信息缺失较严重的样本，最终获得有效样本为14 528户.

本文的因变量是创业决策，即农户是否参与创业. 以下两种类型创业方式，有任何一种则认为农户有参与创业，取值为1，否则取值为0. 第一类创业农户：工商创业. “您家是否从事工商业生产经营项目，包括个体户、租赁、运输、网店、微商、代购、经营公司企业等?”若有从事，则视为农户有选择工商创业. 第二类创业农户：农内种养殖创业. 本文选择有从事农业生产，且播种面积超过3.33 hm²或当年购买农资产品超过5万元的农户为农内种养殖创业. 具体问题包括：①您家是否从事农业生产经营(不包括受雇于他人的农业生产经营)? ②您家的播种面积是多少公顷? ③您家采购种子、化肥、种苗、幼崽、幼苗、农药等农资产品花费了多少钱?

本文的核心解释变量为金融素养，参考众多学者对金融素养的测评，将金融素养分为金融知识、金融技能、金融意识3个维度，并分别利用得分法、因子分析法计算金融素养的指标. 金融知识指标选取单利计算、复利计算与通货膨胀认知3道题进行测评^[1]. 金融技能测评主要考察农户对理财、保险及金融产品的了解和使用水平，选取了金融理财方式(股票或基金等金融产品)、保险参与、数字金融工具使用、信用卡使用等进行测量. 农户对不同风险类型金融产品的使用可以反映出农户对一些相对复杂或者有信用风险的金融产品的了解程度^[20]，也可以从侧面映射出农户的金融风险感知能力和对金融市场参与的连续性，因此可以用来测评金融技能. 金融意识主要考察农户的长期储蓄意识、收支规划意识^{[22, 35]}和金融信息敏感意识，本文选取了长期储蓄、收支规划意识、主观金融信息关注度3个问题进行测评.

本文的中介变量是信贷约束，并采取直接诱导测量法(Direct Elicitation Method，DEM)对信贷约束进行测量^[33]. 数据库对农户是否有申请或是否打算向银行申请贷款进行问询，没有申请或者不打算向银行申请贷款的农户则进一步询问原因. 若回答“不需要贷款”，本文将这部分农户定义为无信贷需求. 若回答“觉得申请不到” “怕还不起、没有偿还能力” “没有抵押品” “申请过程麻烦” “与信贷员不熟” “不知道如何申请”等视为需求型约束. 针对有申请银行贷款的农户，若申请被拒或获得的额度小于其计划申请的额度，则定义为供给型信贷约束；若获得全部计划申请的额度，则定义为无信贷约束.

根据已有研究，控制变量主要由个人特征、家庭特征、外部环境等组成^[36-39]. 各变量的赋值说明及描述性统计如表 1所示.

(1) 基准回归模型

本文选择二元Probit回归法考察金融素养对农户创业决策的影响，设定模型构建如下：

式中，Y_i是虚拟变量，Y_i=1表示农户有选择创业这一行为，否则Y_i=0. FL_id表示第i个农户的金融素养水平及其分维度水平. X_i是控制变量，α_i与β_i则是估计的系数，μ_i是服从标准正态分布的随机误差项.

(2) 中介检验模型

中介机制检验借鉴温忠麟等^[41]的方法，采用逐步回归模型，构建如下：

式中，Y_i，FL_i，CR_ki分别表示第i个用户的创业决策、金融素养与信贷约束；CR_1i，CR_2i，CR_3i分别表示第i个农户的信贷约束、需求型信贷约束、供给型信贷约束；X_i表示可能同时影响农户创业和信贷约束的控制变量. 系数c是金融素养对创业决策的总效应；系数a是金融素养对中介变量信贷约束的效应；系数c′是控制中介变量后金融素养对创业决策的直接效应；a₁，b，b₁是估计的系数，ε₂，ε₃均表示误差项.

表 2展示了金融素养对农户创业决策的影响效应. 回归结果表明，金融素养对农户是否创业的边际效应为0.02，在p＜1%水平上具有统计学意义，即金融素养显著促进农户创业发生的概率，金融素养越高的农户越有可能选择创业. 假说H1得到证实.

本文采取工具变量法对上述模型进一步估计. 工具变量采取“同一村庄同一收入层次(除受访者本人外)的其他受访者的金融素养平均值”作为金融素养工具变量(工具变量的计算方法是：同一村庄剔除样本后同一收入阶层农户金融素养的平均值. 收入阶层m的划分是将农户年家庭总收入按照高、中、低分成3个等级，m取值3，2，1. 计算公式是$ \left[ {\left( {\sum\limits_{i = 1}^{{N_{cm}}} F {L_{cmi}}} \right) - F{L_{cmi}}} \right]/\left( {{N_{cm}} - 1} \right)$，其中N_cm代表村庄c同一收入阶层m的样本量). 表 3采用Ⅳ-Probit模型是两阶段工具变量检验的结果.

两个阶段工具变量检验显示，一阶段估计的F值是309.55，表明所选同一村庄同一收入阶层其他农户的平均金融素养水平作为样本农户金融素养的工具变量合适. DWH(Durbin-Wu-Hausman)检验结果表明在p＜1%的水平上拒绝了金融素养不存在内生性的假设，表明两个阶段估计结果与基本Probit估计系数存在差异. 从回归结果来看，金融素养对农户创业决策具有显著正向影响，与基准结果保持一致.

本文将因子分析法构建的金融素养指标作为金融素养(得分法)的替代变量，纳入金融素养与创业决策的基准回归模型，以检验基础回归的稳健性. 因子分析法采用主成分分析，抽取特征值大于1，并采用最大方差法进行旋转，最终获取的公因子方差贡献率为68.324%，可以有效涵盖金融素养大部分信息. 同时，考虑到模型可能存在的内生性问题，采用除受访者以外同村同一收入阶层其他受访户的金融素养(因子分析法)平均值作为工具变量进一步分析，工具变量的计算方法与金融素养(得分法)相同. 两个阶段估计结果显示，在金融素养(因子分析法)影响农户创业决策的基本模型中，拒绝金融素养为外生变量的假设，且所选工具变量非弱工具变量. 由表 4可以看出，金融素养(因子分析法)在p＜1%的水平正向促进农户的创业决策概率，运用工具变量法解决内生性问题后结果仍然显著.

1) 有无信贷约束的中介作用检验. 表 5列(2)显示，将金融素养及信贷约束共同纳入模型中，金融素养在p＜1%的水平上显著增加农户选择创业的可能性，边际效应为0.015 2，与基准回归相比有所下降. 信贷约束在p＜1%的水平上显著抑制农户创业决策的概率，边际效应为-0.186，说明信贷约束在金融素养影响农户创业决策中发挥了中介作用. 假设H2得到证实.

2) 需求型信贷约束的中介作用检验. 如表 5列(4)所示，将金融素养、需求型信贷约束同时纳入回归模型，金融素养在p＜1%的水平上显著增加农户创业决策的概率，边际效应为0.013 7，与基准回归相比有所下降. 需求型信贷约束在p＜1%的水平上显著抑制农户创业决策的可能性，边际效应为-0.112，需求型信贷约束的中介作用得到验证.

3) 供给型信贷约束的中介作用检验. 如表 5列(6)所示，将金融素养、供给型信贷约束同时纳入回归模型，金融素养在p＜1%的水平上显著增加农户创业决策的概率，边际效应为0.016 8，与基准回归相比有所下降. 供给型信贷约束在p＜1%的水平上显著抑制农户创业决策的可能性，边际效应为-0.202，供给型信贷约束的中介作用得到验证.

与供给型信贷约束相比，需求型信贷约束对金融素养影响农户创业决策的中介作用贡献度更高，即金融素养通过缓解需求型信贷约束的中介效应对促进农户选择创业的影响更大. 由表 5列(3)和表 5列(5)可知，金融素养对需求型信贷约束及供给型信贷约束均有显著的缓解作用，但就显著性水平而言，金融素养对需求型信贷约束的缓解程度更高. 若通过计算中介效应在总体效应中的占比来比较供给型信贷约束及需求型信贷约束这两个中介变量的贡献度，需求型信贷约束的贡献度为23.03%，供给型信贷约束的贡献度为5.62%. 因而，需求型信贷约束的中介作用贡献度要高于供给型信贷约束. 假设H3得到证实.

考虑到不同金融素养水平家庭的资金规划、投资渠道有较大差异，那么在不同金融素养水平下信贷约束如何发挥作用? 有什么差异? 为了剖析这一问题，按照中位数将金融素养水平高低分成2组，分组回归有助于发现信贷约束如何对农户的创业决策产生作用. 表 6展示了较低金融素养组和较高金融素养组信贷约束对农户创业决策的作用效果.

如表 6列(2)所示，信贷约束在p＜1%的水平上显著抑制较低金融素养组农户创业决策的可能性，边际效应为-0.181. 表 6列(3)反映了信贷约束在p＜1%的水平上显著抑制较高金融素养组农户创业决策的可能性，边际效应为-0.192. 但实际上，信贷约束缓解对金融素养较低的家庭创业决策的促进作用可能弱于金融素养较高的家庭. 一方面金融素养较低的家庭不熟悉借贷政策，借贷成本可能较高，造成较大的还款压力；另一方面金融素养较低的家庭可能存在资金滥用、缺乏规划等问题.

利用似无相关模型对两组间的系数差异进行检验，发现信贷约束系数在两组之间存在显著差异，对应的p-value为0.05，显著性较好，进一步说明与较低水平金融素养组相比，较高金融素养组农户的信贷约束对其创业决策的抑制作用更明显，即对拥有较高金融素养水平的农户，信贷约束缓解对农户创业决策促进作用更大. 高金融素养水平的农户更善于规划资金，而且有良好的借贷意识，并且更擅长收集各类金融市场信息，有助于其发现创业机会，在信贷约束缓解时更敢于去创业.

本文基于全国14 528个有效样本，运用Ⅳ-Probit模型和工具变量法实证检验了金融素养对农户创业决策的影响，从有无信贷约束、不同类型信贷约束视角检验了金融素养的影响机制，并剖析了不同金融素养水平下信贷约束的作用差异. 结果表明金融素养水平越高，农户选择创业的概率越大.

此外，本文还发现金融素养可以通过缓解农户的信贷约束来增加其选择创业的概率，且主要作用路径是缓解需求型信贷约束. 本文还发现与低金融素养水平组农户相比，信贷约束对高金融素养水平组农户的创业决策抑制作用更强.

普及金融教育对农户均有重要的现实意义. 本文实证检验结果表明，金融素养水平的提高可以缓解农户需求型及供给型信贷约束，进而缓解信贷约束对其创业决策的负向影响. 同时，本文还发现农户整体金融素养水平较低，遭受信贷约束尤其是因为农户自身信贷认知偏差和信息偏差等原因造成的需求型信贷约束较为严重. 因此，在我国针对整体农户的金融素养教育非常必要.

中年农户应成为金融教育的重点对象. 本文实证检验结果表明，年龄对农户创业决策呈现倒U形关系. 可见，农户在创业上有明显的年龄效应，中年农户是创业的主要群体，也是农村金融市场最活跃、最主要的参与者，同时也是农户间互相模仿的对象. 该年龄段农户金融素养水平的高低将关系到农村经济发展的活力，因此应重点加强对中年农户的金融素养培育.

缓解需求型信贷约束是促进农户创业的关键举措. 根据CHFS数据，本文统计发现农户需求型信贷约束问题较为突出，有23%的农户面临需求型信贷约束，占据总信贷约束的79.3%. 实证检验结果发现，相比供给型信贷约束，需求型信贷约束对农户创业决策的负向影响更大，意味着在增加农户信贷供给时，还应更加注重缓解农户需求方的“信贷恐慌”问题，如此才可双管齐下，更加有效地缓解农户信贷约束，促进农户创业水平提升. 此外，还要注意供给型信贷约束对农户创业产生的不利影响. 本文研究发现供给型信贷约束对农户的创业决策有显著的制约作用. 根据CHFS数据，本文统计得出有6%的农户遭受供给型信贷约束. 因此，应进一步完善金融征信体系建设，推动农内创业农户组织化，消除银行不敢贷、不愿贷的顾虑，适当缓解供给型信贷约束，推动金融赋能创业发展.

对高金融素养水平农户予以适当的信贷政策倾斜. 金融市场对农户创业决策的作用可能是相对的，考虑金融素养水平后，对信贷约束的作用应有新的认识. 本文发现对于低水平金融素养农户，信贷约束缓解并不能带来创业显著增加. 低金融素养水平农户对金融产品不熟悉，其资金运用和规划能力较差，容易出现借贷不合理、金融资源错配、资金使用效率低下等问题，因此需要重点关注这类农户面临的金融困境.