Can Farmer Entrepreneurship and Financial Service Innovation Achieve Synergistic Development?

改革开放以来，随着我国工业化、城镇化进程加速推进，加之城乡二元户籍制度的松动，城市经济逐渐具备了较强的农业劳动力吸纳能力，全国统一的劳动力市场开始形成，原本被固定在土地上的农业劳动力开始大量向城市转移，农业开始去“过密化”，农民人均耕地面积开始逐渐增大，部分创业农户^①在生产、销售等领域应用先进科学技术及组织方式，逐步实现从生产规模小、科技含量低的“小农”生产向规模化、专业化生产转变。随着中国特色社会主义进入新时代，农村、农民发展不充分成为我国最大的不充分，城乡之间的不均衡成为我国最大的不均衡。培育和扶持农户创业发展，促进小生产与大市场有效对接，推动农业产业兴旺，农民生活富裕，已成为促进农村、农民充分发展，缩小城乡差距、解决我国社会矛盾的重要途径。

① 目前国内大部分文献对于创业农户的定义主要有广义和狭义之分，广义创业农户定义指从事非农经营与农业规模经营的农户；狭义创业农户定义仅指从事农业规模经营的农户。就实际调查而言，以“两权抵押”为核心的金融服务创新主要服务于从事农业规模经营的农户，为此本文采用狭义创业农户的定义。

金融是保障创业农户可持续发展的核心生产要素，但是由于城乡二元结构、农业经济大而不强等原因，我国农村金融发展滞后，难以为创业农户的发展提供足够的金融支持。为此，各级政府高度重视农户创业的金融支持问题，自2014年“大众创业、万众创新”提出以来，历年中央一号文件均指出加快农村金融制度创新，强调综合运用财政税收、货币信贷、金融监管等政策措施，推动金融资源继续向“三农”倾斜，支持创业农户发展。但是如果一味强调金融供给，而不考虑创业农户对涉农金融机构发展形成有效支撑，那么就无法实现农户创业与金融服务创新的协同^①推进，实现经济可持续发展。为此，保障农户创业与金融服务创新的成长，实现二者有效协同与良性互动，便成为促进创业农户的可持续发展、推动金融服务创新，进而助推乡村振兴和全面小康的关键所在。

①本文综合Ansoff[19]、Hiroyuki Itami[20]等人的定义，将协同定义为系统内部两个或者两个以上的不同资源或者个体协同一致地完成某一目标，在结果上实现系统内部个体之间的相互促进与发展。

早在1912年，创新经济学大师熊彼特就提出金融的本质就是为企业家的“创新”活动提供信贷支持^[1]。King & Levine^[2]、Klappera et al.^[3]、张龙耀等^[4]的研究进一步显示，完善的金融市场和充分的创业信贷支持有助于缓解创业者在创业过程中的流动性约束，使缺乏初始启动资金的个体获得融资而进入创业领域，同时宽松的信贷环境能降低人们的风险规避程度，提高创业倾向，促进创业的产生和发展，推动经济的增长。然而，从现实来看，我国正规金融长期外生于农业经济，农村家庭普遍面临着较严重的正规信贷约束^[5]，农村创业获得正规金融支持的力度严重不足，金融约束长期制约农村地区的家庭创业活动，农村正规金融机构的创业资本支持功能有待开发^[6]。有鉴于正规金融普遍存在于农村地区，对农户创业的抑制作用较强，部分学者将研究目光转向了内生性更强的非正规金融。马光荣、杨恩艳^[7]对社会网络、金融约束、农户创业三者之间的关系进行了研究，发现依托血缘、地缘的非正规金融在一定程度上弥补了农村正规金融发展滞后的缺陷。李袆雯、张兵^[8]发现，非正规金融基于信息获取、契约执行和交易成本优势，通过缓解供给型与需求型信贷约束进而影响了农村家庭创业决策，并促进其发现创业机会和资源进而成为机会型创业者。张梓榆、温涛^[9]指出：非正规金融供给对农户创业收入增长则具有较好的普惠性，对中、低收入农户提升作用明显。但是鉴于非正规金融发展起步晚、规模小、可持续性弱，尚难以完全替代正规金融。

由于传统金融在支持农户创业方面有着诸多不足，通过金融服务创新来促进农户创业，推动创业农户的发展便成为当前一条行之有效的路径。Vitaliano^[10]、Dutrenit et al.^[11]基本一致认为，由于农业弱质性、基础性和维护粮食安全的公共性和市场失灵，根据创业农户的特征进行针对性的金融创新，从而缓解创业农户的金融约束是理所当然的。江春、周宁东^[12]研究发现新一轮金融市场化改革对于农村地区企业家创新精神具有显著的促进作用，但是对农村地区企业家创业精神的支持仍显不足。张三峰等^[13]指出加快农户信用评级体系建设，设计差异化的金融服务和产品应成为未来金融政策调整的方向。王曙光等^[14]认为，要促进农业产业化经营，鼓励农户创业，需要从农业组织自身特点出发，加快金融服务创新。郭云南、王云飞^[15]基于新型农村合作医疗保险视角，对金融服务创新与农户创业的关系进行探究，发现新型合作医疗的推广能够有效提升农户创业的积极性。苏岚岚等^[16]指出应推进农村房屋产权抵押贷款政策的宣传和全面落实，并逐步扩大创业农户抵押贷款的担保物范围，进一步推动农村信用社等涉农贷款机构发展，优化农村地区的网点布局，开展对辐射范围内农户的资产和信用状况评估，健全完善征信体系。林文声等^[17]发现以土地确权为基础的农村土地经营权抵押，能够显著提升农户的信贷可获得性，促进农户扩大投资，从事创业活动。苏岚岚、孔荣^[18]的研究结果表明，农地抵押贷款显著促进了农户创业尤其是农业创业的概率，且农地抵押贷款对受教育程度为高中及以上、兼业型、规模经营农户创业尤其是农业创业的影响效应更明显。

综上所述，国内外学者围绕农户创业与金融约束、金融服务创新与创业农户发展做了大量研究，指出创业农户普遍面临较强的流动性约束，金融服务创新能够促进农户创新创业，提升农户创业绩效。但是既有研究过于强调金融供给对农户创业的推动作用，却忽视了农户创业对金融服务创新的支撑作用。如果农户创业不能有效地支撑金融创新的发展，金融对于农户创业的促进也将不可持续。有鉴于此，本文从协同视角出发，对农户创业与金融服务创新的协同机理及有效性进行分析，探究当前我国农户创业与金融服务创新的协同性，以期为金融服务创新更好地促进农户创业，农户创业能够更为有效地支持金融服务创新发展提供政策参考。

随着城镇化进程的不断推进，非农工资上涨造成农村劳动力转移，我国农业逐渐“去过密化”，农业经营的规模效应逐渐显现，同质化的“小农”开始逐渐分化，从事规模化、专业化经营的创业农户应运而生。相对于传统“小农”，创业农户在转入土地之后，势必会采取劳动力替代的资本密集型生产方式，大量使用机械、新技术，进而极大地节约生产成本。然而，资本密集型生产方式必然要求创业农户投入大量资金，提升资本-劳动比例，导致其产生大量的资金需求。从融资顺序的角度来看，当创业农户产生融资需求时，首先会考虑自有储蓄，在自有储蓄无法满足资金需求的情况下，创业农户便会将目光投向金融机构，这其中包括正规金融和非正规金融。

然而，就中国现实而言，绝大部分创业农户的自有储蓄无法满足投资需求，因此只能求助于外部融资。但是从供给端来看，正规金融往往由于农业经营风险高、利润低而吝于对农户融资^[21]。同时，农村由于地理位置较偏、基础设施缺失，导致正规金融难以形成规模效应，逆向选择和道德风险严重，进而远离农村，创业农户难以获得金融支持^[22]。相对于正规金融，非正规金融在信息甄别、监督管理以及合约执行上有着比较优势，并且愿意接受部分正规金融不愿意接受的抵押物，通过缓解供给型与需求型信贷约束进而影响了农村家庭创业决策，并促进农户发现创业机会和资源进而成为机会型创业者，促进农村家庭创业活动的经营运转和后续发展，对借贷双方是一种互惠的制度安排^[23]。但是，受自身供给能力所限，非正规金融无法对创业农户形成长期、持续的供给，对正规信贷的替代作用较弱^[24]。综上所述，受我国农村金融发展水平和农业、农村经济特征等诸多因素限制，创业农户的融资需求受到较强的传统金融抑制，这也必将对他们的经营和发展形成严重制约。

毋庸置疑，创业金融抑制仍然是当前以及今后一段时期制约中国农户创业提档升级的关键因素，因而迫切需要深化农村金融产品和服务供给的创新。长久以来，受制于我国特殊的农村土地制度以及城乡二元产权结构，绝大部分农村产权资产无法成为符合正规金融机构要求的抵押物，帮助创业农户获取金融服务。于是，创业农户便陷入了如下的困境：一方面是规模化、专业化的生产经营方式导致他们存在大量的金融服务需求，一方面是手中大量的农村产权资产无法帮助他们获得金融服务。近年来，为打破这一困境，中央政府明确提出加快农村金融制度创新，推动金融资源继续向“三农”倾斜，推进农村产权抵押融资，充分盘活农户存量资产，唤醒农村沉睡的资产，为创业农户的发展提供强大的内生动力。

但是，如果一味强调外部制度供给，忽视了创业农户与金融机构之间的良性互动循环，也无法确保金融服务供给的可持续性。长期以来，“小农”盈利能力弱、缺乏有效抵押物，难以支撑农村正规金融的可持续发展是制约金融服务供给的瓶颈。然而，相对于小规模、细碎化经营的“小农”而言，规模化、专业化经营的创业农户更强的盈利能力能够为金融服务创新奠定坚实的经济基础，从而保证金融供给的可持续性。此外，随着我国农业现代化进程的进一步推进，农村产权资产市场建设的扩大和完善，创业农户现有的农村产权资产将能够通过产权交易获得更为科学的市场定价，并逐步成为符合正规金融机构认可的抵押物，进而突破制约金融机构可持续发展的瓶颈。以“两权”抵押贷款为代表的金融服务创新也正是在这一背景下应运而生。因此，随着创业农户盈利能力增强，农村产权交易市场的进一步完善，金融服务创新的涌现，农户与金融机构之间的供求矛盾将有望被打破。金融服务创新可能成为符合金融机构与创业农户现实需要，推动二者协同发展的有效制度安排。综上所述，本文提出以下研究假说：

假说1：农户创业迎合了金融机构发展需要，能够在一定程度上促进金融服务创新发展。

假说2：金融服务创新可以在一定程度上缓解创业农户融资约束，提升其创业绩效。

假说3：农户创业与金融服务创新存在协同性，但鉴于二者方兴未艾，协同性还有待进一步深化。

本文数据来源于2019年国家社科基金青年项目课题组^①，在三大经济带中的江苏、浙江、河南、安徽、四川和重庆6省(市)开展的创业农户金融需求调查，问卷调查内容主要围绕创业农户^②的个人特征、家庭特征、生产经营特征、金融需求与供给特征等方面。调查县选择的都是农村土地经营权和农村住房财产权抵押贷款的试点县，这确保了数据来源对于我国农村金融服务创新发展状况具有非常强的代表性。最终，本次调查共获得1 135个样本，其中，有效样本1 098个，占全部调查样本的96.74%。其中，创业农户750户。

① 国家社会科学基金青年项目“基于社会责任视角的农村金融服务乡村振兴战略研究”(19CJY031)。

② 对于创业农户的筛选，我们设置了问题：贵经营主体属于什么类型？[1]专业大户；[2]家庭农场；[3]农业生产企业；[4]合作社；[5]一般农户。本文将选择[1]、[2]、[3]的农户定义为创业农户。

根据第一部分内容，本文将协同定义为系统内部两个或者两个以上的不同资源或者个体，协同一致地完成某一目标，在结果上实现系统内部个体之间相互促进与发展。因此，本文对农户创业与金融服务创新协同关系进行检验，便需要将农户创业与金融服务创新之间纳入农村经济这个系统，并检验二者在系统内是否实现了相互促进与发展，即农户创业是否促进了金融服务创新的发展，以及金融服务创新是否促进了农户创业的发展。综上，本文的实证分析分为三个部分，以保证对农户创业与金融服务创新协同检验的合理性和完备性。第一个部分，我们将检验农户创业对金融服务创新发展的影响；第二个部分，我们将检验金融服务创新对农户创业发展的影响；第三部分，我们根据一、二部分的实证结果，就二者的协同关系进行讨论。

实证分析的目标是对农户创业与金融服务创新协同性进行测度，即农户创业是否促进了金融服务创新发展，以及金融服务创新是否提高了农户创业绩效。因此，本文的实证分析分为三部分。第一部分，检验农户创业对金融服务创新发展的因果关系；第二部分，检验金融服务创新对农户创业绩效的因果关系；最后，对二者协同性进行客观的评价，以保证对农户创业与金融服务创新协同检验的合理性和完备性。

在对农户创业与金融服务创新发展的因果关系检验时，我们设定如下的统计模型：

在上述三式中，HQ、SL、BL分别表示是否获得金融创新服务、金融创新服务获得数量与金融创新服务占比，CY表示农户创业，cons₁、cons₂、cons₃控制变量，β₁、β₂、β₃为自变量系数，α₁、α₂、α₃为截距项，ε₁、ε₂、ε₃为扰动项。

在对金融服务创新与农户创业绩效的因果关系检验时，我们设定如下的统计模型：

在上述三式中，CS、ZS、LR分别表示农户创业收入、农户家庭总收入、农户创业利润，HQ表示是否获得金融创新服务，cons₁、cons₂、cons₃控制变量，β₁、β₂、β₃为自变量系数，α₁、α₂、α₃为截距项，ε₁、ε₂、ε₃为扰动项。

在实证方法的选取上，如果采取传统的最小二乘法对模型进行估计可能会产生两类问题，一是农户创业绩效与金融创新服务获取之间的内生性可能会造成OLS方法的估计是有偏的；二是模型仍然可能存在遗漏变量的问题，这使得我们不能完全分离影响创业绩效的其他相关因素。为了解决上述问题，本文采用了倾向性得分匹配方法。

1.因变量

根据模型设定，本文因变量选取分为两个部分。第一个部分选择金融服务创新发展的代理变量作为因变量，我们选择了是否获得金融创新服务、金融创新服务获得数量、金融创新服务数量占金融服务总量比例(以下简称“金融创新服务占比”)三个代理变量，进而能够从获取难易、总体规模、覆盖深度三个维度对金融服务发展进行分析。第二个部分选择农户创业绩效的代理变量作为因变量。本文选择了农户创业收入、家庭总收入、创业利润三个代理变量，进而能够从数量绩效、家庭绩效、质量绩效三个维度对农户创业绩效进行分析。

2.自变量

与因变量的选取一样，本文的自变量的选择也分为两个部分，第一部分选取金融服务创新^①的代理变量作为自变量，第二部分是选取农户创业的代理变量作为自变量。

① 近年来，各种各样的金融服务创新不断涌现，例如农村产权资产抵押贷款、农业担保、农业保险、农村产权资产信托、农业投资基金等。但是，我国目前的金融服务创新主要是围绕农村产权资产抵押贷款来展开，亦即农村产权资产抵押贷款是当前我国金融服务创新的最基本、最主要形式。因此，本文选择了是否获得农村土地经营权抵押贷款作为界定金融服务创新变量的标准。

3.控制变量

鉴于影响农户创业绩效和金融服务创新的因素较多，为防止遗漏变量对估计结果造成系统性偏差，需要加入一系列的控制变量对回归方程进行控制。首先，在农户创业绩效方面，我们加入了性别、年龄、受教育程度变量对户主特征进行控制；加入经营年限、土地面积、劳动力、机械化程度、生产性投资变量对农户家庭经营特征进行控制；加入党员变量对农户社会资本特征进行控制；加入财政补贴对政府支持进行控制。其次，在金融服务创新方面，除了上述影响农户创业绩效的控制变量之外，其他贷款会直接影响金融服务创新的需求与供给，为此，我们进一步加入了其他贷款变量作为控制变量。此外，为规避数据波动带来的影响，我们对数值较大的变量进行了加1之后取对数处理。

① 此处的经营性收入由粮食作物种植收入、经济作物种植收入、养殖业收入和工商经营收入组成。

1.金融创新服务供求情况

表 3显示了创业农户获取金融创新服务的基本情况。从表 3的情况来看，申请“两权”贷款的创业农户有312户，占到创业农户总数的41.60%，获得“两权”贷款的284户，获得率高达91.02%，平均每笔贷款金额为84.32万元。其中获得农村土地经营权抵押贷款(以下简称“农地贷款”)的创业农户有248户，占到获得金融创新服务总数的87.32%，平均每笔金额为93.93万元；获得农村住房财产权抵押贷款(简称“农房贷款”)的创业农户有64户，占到获得金融创新服务总数的20.51%，平均每笔金额为33.79万元。上述结果表明，虽然仍然处于试点阶段，我国已经有相当数量创业农户中拥有金融创新服务需求。同时，从获得率来看，创业农户金融创新服务的获得率超过90%，这说明金融创新服务已经成为供求双方认可的金融服务，农户创业与金融服务创新之间的有效协同初步形成。

2.金融创新服务结构分析

我们进一步对比农地贷款和农房贷款的供求情况，从而对金融创新服务结构进行分析。首先，从申请的情况来看，申请农地贷款的创业农户要略高于申请农房的创业农户，同时无论从贷款获得率还是获得数量来看，农地贷款都远高于农房贷款。其次，从两类贷款自身的特征来看，二者在贷款期限上相差不大，但是农房贷款的利率要明显高于农地贷款。上述结果说明，当前的金融创新服务中，创业农户倾向于选择农地贷款，农房贷款在获得率和供给数量上还略显不足。

3.金融创新服务与创业农户绩效

我们对比获取金融创新服务与未获取金融创新服务的创业农户的创业收入、总收入、利润，来分析金融创新服务对农户创业绩效的影响。从表 4可知，获取金融创新服务的农户的创业收入为356.48万元，总收入为387.82万元，利润为86.21万元；未获取金融创新服务的农户创业收入为279.69万元，总收入为315.76万元，利润为75.24万元。通过上述对比我们可以发现，获取金融创新服务农户的创业收入和总收入明显高于未获取金融创新服务的农户，但是利润方面的优势并不明显。

我们采用干预效应的非实验研究方法，将农户创业作为干预对象，把所有农户分为干预组(创业农户)和控制组(普通农户)两组子样本，对模型(1)、(2)、(3)进行检验。表 5是按照农户是否创业分为干预组和控制组的频数分布，创业农户比例为68.31%，普通农户比例为31.79%。我们将从是否获取金融创新服务、金融创新服务数量、金融创新服务占总金融服务比例三个维度来衡量农户金融服务创新的发展情况。

1.控制组与干预组的选择

2.农户是否创业的Logit回归结果及分析

根据倾向性得分匹配方法的研究逻辑，我们首先估计创业农户是否创业的Logit概率模型。这样做的目的，一是根据数据来源选择最外生的控制变量，如年龄、性别、受教育程度等；二是保证是否获得金融创新服务的Logit概率模型中的解释变量与绩效方程中的解释变量一致。

从实证结果来看，在户主特征中，受教育程度对农户创业产生了显著的正效应，这说明受教育程度能够明显提升农户创业的概率。受教育程度越高，获取和处理信息的能力越强，经营和管理水平也相应越高，从而能够积累资本、扩张规模，从事创业活动。在经营特征中，土地面积、生产性投资和劳动力三个变量农户创业产生了显著的正效应，这说明这三个变量都能明显提高农户创业概率。随着土地、资本、劳动力投入增加、规模报酬递增，农户越倾向于创业。在政府支持中，财政补贴对农户创业产生了显著的正效应，这说明财政补贴能够明显提升农户创业的概率。政府补贴能够在一定程度上缓解创业农户的资金压力，促使其选择创业。

3.倾向得分匹配结果及分析

在对干预组和控制组进行匹配之后，我们对农户创业对于金融服务创新发展的处理效应进行了估计。从表 7的估计结果来看，在金融创新服务获取方程中，干预组处理效应为0.07，在5%水平上显著；控制组的处理效应为0.04，在10%水平上显著；平均组处理效应为0.06，在5%水平上显著。这说明农户创业与金融创新服务之间存在因果关系，相比于普通农户，创业农户获得金融创新服务的概率明显更高。在金融创新服务数量方程中，干预组处理效应为0.38，在1%水平上显著；控制组的处理效应为0.32，在5%水平上显著；平均组处理效应为0.36，在1%水平上显著。这说明农户创业与金融创新服务获取数量之间存在因果关系，创业农户获得金融创新服务的数量明显高于普通农户。在金融创新服务占比方程中，干预组处理效应为0.03，不显著；控制组的处理效应为0.01，不显著；平均组处理效应为0.02，不显著。这说明农户创业与金融创新服务占比之间不存在因果关系。相比于普通农户，创业农户的金融创新服务占比没有明显提升。

上述实证结果说明，农户创业与是否获取金融创新服务、获取金融创新服务数量之间均存在因果关系，但是与金融创新服务占比不存在因果关系。创业农户在大量转入土地之后，势必会采取劳动力替代的资本密集型生产，其资本—劳动比会出现大幅提升，因而其金融服务需求相对于普通农户更加旺盛；同时，创业农户所拥有农村产权资产也远远大于普通农户，在传统金融服务无法满足自身融资需求时，自然会将眼光投向以农村产权资产抵押贷款为出发点的金融创新服务，所以无论是获得概率还是获得数量而言，创业农户都明显高于普通农户。但是鉴于当前的金融服务创新尚处于试点阶段，无论是服务对象的数量还是资金投放的数量均有限，尚不足以对农户的融资结构产生决定性的影响，因此创业农户的获取金融创新服务数量占总体金融服务数量的比例还有限，有待进一步提高，上述结果也证明了假说1的正确性。

4.匹配平衡检验

依据Smith & Todd^[25]的研究，我们通过计算配对后处理组与对照组基于各匹配变量的标准偏差进行匹配平衡性检验，以进一步验证匹配结果的有效性^①，如果标准偏差的值越小，可认为模型匹配效果越好。同时，为进一步检验匹配的效果优劣，在计算匹配变量标准偏差的同时，对处理组和控制组农户匹配变量的均值进行T检验，以判断二者是否存在显著差异，如果没有统计上的显著差异则可认为匹配效果满足要求，相反则必须改变匹配办法重新匹配。从表 8的结果来看，各匹配变量的标准偏差的绝对值均显著小于20%，可认为选取的匹配变量是适合的，且匹配方法选择恰当，配对估计结果是可以信赖的。平衡性检验的T检验的概率值，表明上述匹配变量均不能在10%的显著性水平下拒绝匹配后处理组与控制组无显著差异的原假设。因此，匹配结果满足了匹配平衡的要求。

① Rosenbaum & Rubin^[26]指出，一般情况下，只要标准偏差的绝对值小于20%，匹配就是有效的。

1.干预组与控制组的选择

在检验金融服务创新与农户创业绩效的因果关系时，本文将金融创新服务作为干预对象，把创业农户分为干预组(获得金融创新服务)和控制组(未获得金融创新服务)两组子样本，对模型(4)、(5)、(6)进行检验。表 9是创业农户按照是否获得金融创新服务分为干预组和控制组的频数分布，获得金融创新服务的创业农户比例为37.87%，未获得金融创新服务的创业农户比例为62.13%。本文将从创业收入、总收入以及利润三个维度来衡量农户创业绩效。

2.是否获得金融创新服务的Logit回归结果及分析

与第(一)部分一样，本部分首先估计创业农户是否获得金融创新服务的Logit概率模型。从表 10的实证结果来看，农户经营特征变量中，经营年限对金融服务创新产生了显著的负效应，这说明经营年限会显著降低获得金融创新服务的概率。创业农户经营年限越长，资金实力越强，融资渠道越稳定，寻求金融创新服务可能性越小。土地面积对金融服务创新产生了显著的正效应，这说明土地面积显著提高了获得金融创新服务的概率。土地面积越大，创业农户生产性投资越多，资金需求越强；同时，当前的金融服务创新是以农村土地产权改革为核心而展开，因此土地面积能够极大地提高获得金融创新服务的概率。在政府支持中，财政补贴对金融服务创新产生了显著的正效应，这说明财政补贴会显著提高创业农户获得金融创新服务的概率。当前政府对于创业农户的扶持通常是金融和财政两种手段配套实施，因此财政补贴对金融创新服务需求既有替代效应又有互补效应，但是由于创业农户整体资金需求较大，其互补效应大于替代效应。其他贷款对金融服务创新产生了显著的负效应，这说明其他贷款的获取会降低创业农户获取金融创新服务的概率，这是因为其他贷款和金融创新服务之间存在典型的互补效应，其他贷款的获取会降低创业农户的融资需求，从而降低借助金融创新服务进行融资的可能性。

3.倾向得分匹配结果及分析

在对干预组和控制组进行匹配之后，我们对农户创业对于金融服务创新发展的处理效应进行了估计。从表 11的估计结果来看，在创业收入方程中，干预组处理效应为0.17，在10%的水平上显著；控制组的处理效应为0.23，在5%的水平上显著；平均组处理效应为0.21，在5%的水平上显著。这说明金融创新服务与农户创业收入之间存在因果关系，相比于未获得金融创新服务的农户，获得金融创新服务农户的创业收入明显更高。在总收入方程中，干预组处理效应为0.36，在1%的水平上显著；控制组的处理效应为0.44，在1%的水平上显著；平均组处理效应为0.39，在1%的水平上显著。这说明金融创新服务与创业农户总收入之间存在因果关系，获得金融创新服务的创业农户总收入明显高于未获得金融创新服务的创业农户。在利润方程中，干预组处理效应为0.04，不显著；控制组的处理效应为0.07，不显著；平均组处理效应为0.05，不显著。这说明金融创新服务与农户创业利润之间不存在因果关系，相比于未获得金融创新服务的创业农户，获得金融创新服务的农户创业利润没有明显的提升。

上述结果说明，金融服务创新与农户创业收入、总收入均存在因果关系，但是与创业利润不存在因果关系。对此，我们结合实证结果和调查情况，做出以下解释：首先，在创业初期，农户获得融资可以提高生产性投资，扩大经营规模，从而增加产出，提高创业收入与总收入。但是，利润的提升却需要资金、劳动力、技术、管理等多重因素协同发挥作用，金融服务创新要对利润产生显著的作用需要与上述多种因素形成合力。其次，我国金融服务创新目前仍处于起步阶段，尚未成为一种成熟的金融服务，因而金融机构对于创业农户的支持也持一定保留的态度，在描述性统计部分，我们也已经提到，对大部分创业农户而言，金融创新服务占总融资比例较小，因此对各生产要素的整合能力有限，难以对利润的提升起到显著的作用。再次，农业投资的周期往往较长，农业经营利润的产生相比于投资存在滞后，投资尤其是固定投资是一次性投入，但是之后的多期均能产生收益，从而实现利润回流。我国的农户创业尚处于初期，就我们的调研数据来看，农户创业的平均经营年限仅为6.13年，大部分尚未进入回报期，因此也制约了金融创新服务对利润的提升作用，上述结果也验证了假说2的正确性。

4.匹配平衡检验结果

从表 12的结果来看，各匹配变量的标准偏差的绝对值均显著小于20%，匹配变量与方法选取是合适的。同时，T检验概率值显示匹配变量均不能在10%的显著性水平下拒绝匹配后处理组与控制组无显著差异的原假设，满足了匹配平衡的要求。

首先，从第(一)部分的实证结果来看，农户创业与是否获取金融创新服务以及获取金融创新服务数量之间均存在因果关系，但是与金融创新服务占比不存在因果关系。其次，从第(二)部分的实证结果来看，金融服务创新与农户创业收入与总收入之间均存在因果关系，但是与农户创业利润不存在因果关系。这说明农户创业在一定程度上促进了金融服务创新发展，同时金融服务创新也在一定程度上提高了农户创业绩效，二者之间已经产生初步协同。但是我们也应该看到：一方面，当前的金融服务创新尚处于试点阶段，无论是服务对象的数量还是资金投放的数量均有限，尚不足以对农户的融资结构产生决定性的影响，农户创业与金融创新服务占比不存在因果关系；另一方面，创业利润的提升却需要资金、劳动力、技术、管理等多重因素协同发挥作用，因而金融服务创新要对利润产生显著的作用还需要与上述多种因素形成合力，金融创新服务与农户创业利润不存在因果关系，二者协同性还有待进一步深化，上述结果也验证了假说3的正确性。

本文利用微观调查数据，采用倾向得分匹配法，对农户创业与金融服务创新协同发展进行研究。发现：(1)创业行为能够显著地改善农户的金融创新服务可得性与数量，但金融创新服务占总体金融服务获取比例还有待提高；(2)金融创新服务能够有效地提高创业农户的总收入、创业收入，但是对其利润改善尚不明显；(3)农户创业与金融服务创新在一定程度上已经形成了有效协同，但有待进一步深化。

根据以上结论，本文的政策启示在于：要实现农户创业与金融服务的协同推进，则必须要保障二者的成长能够有效地促进对方发展。如果忽视上述特征，则不仅金融服务创新无法有效与创业农户形成精准对接，农户创业也难以对金融服务创新形成有效支撑。有鉴于此，政府在今后关于创业农户与金融创新协同推进方面的政策调整应注意以下几点：(1)加快金融服务创新力度，推出更多符合条件的产权资产抵押服务，进一步提升金融创新服务在创业农户融资结构中的比例；同时，加快农业保险、担保、投资基金等金融创新服务的推广，丰富金融服务创新维度。(2)强化融智服务，将咨询、企划等服务与现有的融资服务结合，让创业农户能够将资金、技术、劳动力、管理等要素更好地融合，提升经营绩效。(3)加强创业农户的金融素养培训，提高创业农户金融能力，使其能够更加充分地获取金融服务，更好地运用各种金融工具来改善自身经营，实现内生发展。