蔡洋萍 汪晨 熊佳琪

摘要：本文基于家庭兼業(yè)情況，將農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營活動分為農(nóng)業(yè)、非農(nóng)業(yè)與兼業(yè)三類。通過分析融資約束對農(nóng)業(yè)和非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營活動的影響，發(fā)現(xiàn)融資約束只對非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營活動效益有顯著影響；通過分析兼業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動中農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)兩個組成部分之間的關系，發(fā)現(xiàn)融資約束顯著抑制兼業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動效益；通過總結融資約束對三類生產(chǎn)經(jīng)營活動效益的影響，得出融資約束通過抑制生產(chǎn)要素投入，降低生產(chǎn)經(jīng)營活動效益?；谏鲜鲅芯拷Y論，本文從緩解融資約束角度提出了改善農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營經(jīng)營活動效益的政策建議。

關鍵詞：生產(chǎn)經(jīng)營活動 整體效益 融資約束

*基金項目：（1）湖南省自然科學基金項目“我國農(nóng)村普惠金融的減貧效應研究”（2018JJ3245）；（2）湖南省社科基金項目“湖南省農(nóng)村居民金融能力對收入質量的影響研究”（18YBQ066）；（3）湖南省教育廳項目“湖南省農(nóng)村居民金融能力對家庭金融資產(chǎn)配置的影響研究”（18B104）；（4）國家級大學生創(chuàng)新性實驗計劃項目“融資約束對農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營活動的影響研究”（201910537029）；（5）湖南省大學生創(chuàng)新性實驗計劃項目“融資約束對農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營活動的影響研究”（S201910537003）。（6）湖南省哲學社會科學基金項目：“我國分類資本流動的周期特征研究”（18JD15）]

各種生產(chǎn)經(jīng)營活動是我國農(nóng)戶的主要收入來源，改善生產(chǎn)經(jīng)營活動效益對提升農(nóng)戶收入的充足性、穩(wěn)定性，提高農(nóng)戶的福利水平具有重要意義。近年來，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶數(shù)量急劇增長，農(nóng)村地區(qū)工商業(yè)得到了一定發(fā)展，出現(xiàn)了大量兼業(yè)農(nóng)戶，農(nóng)村地區(qū)產(chǎn)業(yè)融合進程快速推進。在產(chǎn)業(yè)扶貧、精準扶貧的背景下，提高農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營活動效益，是解決“三農(nóng)”問題的重要著力點，是實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)興旺、鄉(xiāng)村振興的重要途徑。高效益的生產(chǎn)經(jīng)營活動往往需要大量的資金投入，農(nóng)戶的自有資金規(guī)模限制了他們的生產(chǎn)經(jīng)營活動效益，但由于信息不對稱和交易成本等方面原因，農(nóng)戶面臨嚴重的融資約束問題（Stiglitz，1981）。

農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營活動可依據(jù)行業(yè)劃分為農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)兩類，按農(nóng)戶兼業(yè)情況可劃分為純農(nóng)業(yè)、兼業(yè)與非農(nóng)業(yè)。每一類生產(chǎn)經(jīng)營活動在生產(chǎn)要素、生產(chǎn)規(guī)模，資金周轉和風險可控性方面都存在特異性。本文對融資約束對農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營活動效益的影響進行深入研究，對比分析融資約束對各類生產(chǎn)經(jīng)營活動效益的影響中存在的差異，并在此基礎上總結出融資約束對農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營活動整體效益的影響。

一、文獻回顧

關于融資約束對農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營活動影響的研究較多，但從效益角度進行的研究很少，大多是從效率角度展開，且大多是對農(nóng)戶某類特定的生產(chǎn)經(jīng)營活動進行研究，而沒有進行分類和整體研究。

少部分學者從農(nóng)戶角度研究了融資約束對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動效益的影響。張龍耀（2018）和賈蕊（2017）基于農(nóng)地水平對生產(chǎn)效率進行評估，發(fā)現(xiàn)融資約束會抑制農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率。毛日昇（2018）發(fā)現(xiàn)村鎮(zhèn)銀行的信貸供給增加是通過促進二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，帶動農(nóng)業(yè)基礎設施的建設，從而提高了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的效益，而不是通過對農(nóng)戶進行直接金融支持。

在農(nóng)戶的非農(nóng)工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動方面，學者一般將其視作一種家庭創(chuàng)業(yè)（蔡棟梁等，2018）。學者們關于融資約束對家庭創(chuàng)業(yè)的研究，逐步從最開始的正規(guī)金融轉向非正規(guī)金融。最初的文獻大多集中于正規(guī)金融是否能促使農(nóng)戶進行創(chuàng)業(yè)決策，即融資約束是否抑制了農(nóng)戶開展工商業(yè)經(jīng)營活動或規(guī)?；霓r(nóng)業(yè)經(jīng)營（翁辰，2015；朱泓宇，2020）。后來逐步有學者注意到了非正規(guī)融資對家庭創(chuàng)業(yè)的影響（沈紅麗，2019）。只有少部分學者關注了融資約束對非農(nóng)創(chuàng)業(yè)活動績效的影響，如李祎雯（2018）認為非正規(guī)融資通過借貸雙方的供需匹配提高了農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)活動的績效。

綜上可知，目前大多數(shù)研究都只關注融資約束對某類特定生產(chǎn)經(jīng)營活動的影響，從農(nóng)戶視角出發(fā)，研究融資約束對生產(chǎn)經(jīng)營活動效益整體影響的文獻較少。少數(shù)研究農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營活動效益的文獻，也僅僅就融資約束與生產(chǎn)經(jīng)營活動效益的關系進行分析，沒有注意到各類生產(chǎn)經(jīng)營活動的差異。因此，本文在根據(jù)農(nóng)戶兼業(yè)情況，對其生產(chǎn)經(jīng)營活動分類的基礎上，從理論和實證兩方面研究融資約束對各類生產(chǎn)經(jīng)營活動效益的影響，并通過分析他們的異同研究融資約束對農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營活動效益的整體影響。

二、研究假設

本文借鑒第二次全國農(nóng)業(yè)普查的分類方法，按照家庭兼業(yè)情況，將農(nóng)戶的生產(chǎn)經(jīng)營活動分為農(nóng)業(yè)、兼業(yè)和非農(nóng)業(yè)三類。需要注意的是，本文研究的農(nóng)業(yè)為狹義上的農(nóng)業(yè)，即種植業(yè)。首先研究融資約束對農(nóng)業(yè)和非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營活動效益的影響，然后研究融資約束對結合農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)特點的兼業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動效益的影響，最后在分析融資約束對三類生產(chǎn)經(jīng)營活動效益的影響的基礎上，總結出融資約束對農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營活動整體效益的影響。

假設1：融資約束抑制農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動效益。

我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)熟制在一年一熟到一年三熟之間，涉及多個流程，需要運用多種技術。融資約束主要會影響農(nóng)戶播種、灌溉、病蟲害防治、農(nóng)產(chǎn)品加工等環(huán)節(jié)，使農(nóng)戶無法適當擴大農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模。購買良種和采用高效的灌溉技術以及農(nóng)田水利設施，無法科學地進行病蟲害防治，減少多種農(nóng)機具的使用，降低了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的效率，從而降低了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動效益。

假設2：融資約束抑制非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營活動效益，但抑制程度低于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動。

融資約束通過限制農(nóng)戶在廠房、機械設備、工藝技術等方面的資金投入，使得農(nóng)戶的非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營活動效益降低。但如果考慮多次融資，相較農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的土地和農(nóng)機具等，非農(nóng)工商業(yè)中的廠房和機械設備抵押能力更強，在多次融資時會一定程度地緩解農(nóng)戶的融資約束。因此，融資約束對農(nóng)戶非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營活動效益的影響較小。

假設3：融資約束抑制兼業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動效益。

兼業(yè)農(nóng)戶一般從事季節(jié)性的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，在農(nóng)閑時間從事非農(nóng)業(yè)工作。兼業(yè)農(nóng)戶的兩種生產(chǎn)經(jīng)營活動之間相互作用，一方面，非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營可能會與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營產(chǎn)生資源競爭；另一方面，非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營活動效益的增長可能促進農(nóng)業(yè)投入的增加。按照農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)收入的相對比例，還可進一步劃分為第Ⅰ類和第Ⅱ類兼業(yè)農(nóng)戶。具體標準是：非農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入的比重少于10%的農(nóng)戶為純農(nóng)戶，介于10%—50%的為第Ⅰ類兼業(yè)農(nóng)戶，50%以上的為第Ⅱ類兼業(yè)農(nóng)戶（陳曉紅，2006）。第Ⅱ類兼業(yè)農(nóng)戶的數(shù)量一般遠大于第Ⅰ類兼業(yè)農(nóng)戶，說明兼業(yè)農(nóng)戶主要收入來自非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營活動效益，因此融資約束對兼業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動的影響可能主要集中于非農(nóng)業(yè)部分，但無法判斷融資約束對兼業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動效益的影響程度。

假設4：融資約束抑制農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營活動整體效益。

本部分借鑒De Mel（2008）關于信貸和生產(chǎn)率的理論。融資約束對農(nóng)業(yè)、非農(nóng)業(yè)和兼業(yè)三類生產(chǎn)經(jīng)營活動效益的影響的共同點，是限制了農(nóng)戶獲得資金。在資金邊際成本遞減的前提下，農(nóng)戶生產(chǎn)營運資金的邊際效益等于市場利率。不受融資約束時，農(nóng)戶可以從農(nóng)村金融市場上自由獲取資金，生產(chǎn)經(jīng)營活動效益不受家庭自有資金的制約。反之，在受到融資約束時，由于農(nóng)戶自有資金差異，自有資金足夠的家庭仍然能以最大效益進行生產(chǎn)，自有資金不足的家庭則以較高的邊際收益和較低的效益進行經(jīng)營活動。

三、實證研究

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用作者2019年暑假在湖南省桑植縣、新田縣、衡陽縣實地調研取得的數(shù)據(jù)，發(fā)放471份問卷，收回462份，有效率98.09%。

（二）變量設定

本文研究融資約束對農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營活動效益的影響，因而以農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營活動效益為被解釋變量，以融資約束為解釋變量進行研究，所有變量設定如下：

1.被解釋變量：生產(chǎn)經(jīng)營活動效益。大多數(shù)學者運用生產(chǎn)效率和投資回報率、單位產(chǎn)出等指標度量農(nóng)業(yè)和兼業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動效益，主要的計量方法包括數(shù)據(jù)包絡法（DEA）、隨機前沿法（SFA）（朱麗娟，2018； Kumbhakar，2014）。對于非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營活動的效益，主要方式是用企業(yè)效益的指標進行度量。但這些方法一般只適用于某種特定類型的生產(chǎn)經(jīng)營活動。本文用剔除轉移性收入和財產(chǎn)性收入后的農(nóng)村家庭人均純收入，代表農(nóng)戶的生產(chǎn)經(jīng)營活動效益。這部分收入直接來源于生產(chǎn)經(jīng)營活動，并且能夠反映生產(chǎn)經(jīng)營活動效益在農(nóng)戶福利方面的實現(xiàn)程度。

2.解釋變量：融資約束。本文判斷融資約束的標準如下：首先判斷農(nóng)戶是否有融資需求，將沒有融資需求的農(nóng)戶自動歸為不受約束，之后通過問卷中的“向正規(guī)（非正規(guī)）金融機構申請的貸款金額”和“最后獲取的貸款金額”來判斷農(nóng)戶是否受到融資約束。融資約束可能通過影響資本投入影響生產(chǎn)經(jīng)營活動效益，預期系數(shù)為負。

3.控制變量。參考已有研究，本文將家庭特征、戶主特征和社會資本作為控制變量納入模型，其中家庭特征包括貧困和贍養(yǎng)比。非貧困戶相較政府認定的貧困戶，在家庭稟賦和人力資本方面都具有相對優(yōu)勢，因此其生產(chǎn)經(jīng)營活動效益可能較好，預期系數(shù)為負。贍養(yǎng)比提高會增加農(nóng)戶照顧老人需要付出的經(jīng)歷與時間，減少農(nóng)戶在生產(chǎn)經(jīng)營活動上的投入，從而抑制生產(chǎn)經(jīng)營活動效益，預期系數(shù)為負。戶主特征包括戶主年齡、最高受教育程度和戶主健康水平，三者均可以看作是農(nóng)戶不同方面的人力資本的積累，從而影響生產(chǎn)經(jīng)營活動的效益，三者對生產(chǎn)經(jīng)營活動的預期影響均為正。社會資本主要用社會關系度量，社會關系可以幫助農(nóng)戶獲取信息，識別投資機會，從而對生產(chǎn)經(jīng)營活動效益產(chǎn)生正向影響，預期系數(shù)為正。（見表1）

（三）統(tǒng)計分析

在462份樣本問卷中，農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營活動平均效益為1.567，標準差為1.085，說明農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營活動效益基本維持在一個穩(wěn)定的區(qū)間（見表2）。但生產(chǎn)經(jīng)營活動效益最大值達到了7.7，最小值卻僅為0.17，說明生產(chǎn)經(jīng)營活動效益兩端差距較為明顯。融資約束的均值為0.193，因為采用的是虛擬變量，說明有19.3%的農(nóng)戶受到了融資約束，考慮到這個比例包括了那些沒有融資需求的農(nóng)戶，農(nóng)戶的確較為普遍地受到了融資約束。此外，戶主性別均值為0.561，說明農(nóng)村仍存在一定程度的男女不均衡，但男女比例總體正常。戶主平均年齡為49.325，說明農(nóng)村人口老齡化較為嚴重。從貧困戶比例來看，28.6%的農(nóng)戶仍未脫貧，說明調研地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展狀況較差，貧困率較高，社會關系欠缺，教育水平也相對較低，這些因素可能導致農(nóng)戶組織生產(chǎn)能力，識別投資機會能力較差，均有可能降低生產(chǎn)經(jīng)營活動效益。

（四）模型設定

本文采用多元線性回歸模型進行研究，具體模型如下：

（五）實證結果分析

融資約束對農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動效益有負向影響，但系數(shù)接近0，且影響不顯著，與假設1不符，可能是因為從事純農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動的農(nóng)戶中，大部分為從事傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)村留守的婦女和老人，只有少部分為規(guī)模經(jīng)營農(nóng)戶。這部分留守人員本身融資需求較少，生產(chǎn)能力和生活水平都相對較差，因此其融資大部分用于平滑消費，也就不會對生產(chǎn)經(jīng)營活動效益產(chǎn)生影響。相較而言，融資約束對非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營活動效益產(chǎn)生了顯著負向影響，且影響程度在所有類型的生產(chǎn)經(jīng)營活動中最高，說明融資約束高度抑制了非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動中的廠房和設備等固定資產(chǎn)的投入，而這些固定資產(chǎn)在多次融資中起到的作用有限。因此，假設2中，融資約束抑制非農(nóng)工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動效益可由實證結果得到驗證，但融資約束對其影響程度的假設并不能得到實證支持（見表3）。

融資約束對兼業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動效益產(chǎn)生顯著負向影響，但影響程度略低于非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營活動。一方面，從事兼業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動的農(nóng)戶中，主要是收入來源為非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營活動的第Ⅱ類兼業(yè)農(nóng)戶，因此受到融資約束影響的程度更偏向非農(nóng)戶；另一方面，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動的投入可以依靠非農(nóng)收入不足，減少了這部分農(nóng)戶對外源融資的依賴，驗證了假設3。

融資約束對農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營活動整體效益產(chǎn)生顯著負向影響，融資約束減少了農(nóng)業(yè)活動中的各類農(nóng)機具和先進農(nóng)業(yè)技術的使用，減少了非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營活動中的固定資產(chǎn)投入，本質上都是減少了農(nóng)戶生產(chǎn)要素的投入，使得農(nóng)戶只能進行邊際效益較高的生產(chǎn)經(jīng)營活動，無法達到效益最高的勞動力，資本和技術投入水平，驗證了假設4。

在控制變量方面，戶主年齡和最高受教育程度都顯著影響了各類生產(chǎn)經(jīng)營活動效益，并對生產(chǎn)經(jīng)營活動效益產(chǎn)生了整體影響。年齡對生產(chǎn)經(jīng)營活動效益產(chǎn)生正向影響，年齡越大，積累的技能和經(jīng)營越多，因此可以將年齡的增長看作是人力資本的積累，從而一定程度地提高了生產(chǎn)經(jīng)營活動效益。受教育程度則可能直接幫助農(nóng)戶掌握生產(chǎn)技術，提高投資機會識別能力，組織生產(chǎn)經(jīng)營活動的能力從而改善效益。性別對所有生產(chǎn)經(jīng)營活動效益的影響均不顯著，說明男性和女性在生產(chǎn)能力方面的差異在進一步縮小。貧困戶認定和社會關系均對整體生產(chǎn)經(jīng)營活動效益有顯著影響，但分類后發(fā)現(xiàn)其僅對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動效益產(chǎn)生影響。貧困戶認定對農(nóng)業(yè)產(chǎn)生負向影響，可能是由于在精準扶貧背景下，政府一般安排貧困戶種植當?shù)靥厣r(nóng)產(chǎn)品。社會關系可以幫助農(nóng)戶獲取各類農(nóng)業(yè)社會化服務，可能會促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動的效益；而由于農(nóng)戶在金融機構和政府的社會關系大多是認識某個基層職員，所以并不能對兼業(yè)和非農(nóng)工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動效益產(chǎn)生影響。

四、結論與政策建議

本文從農(nóng)戶視角出發(fā)，以兼業(yè)情況為標準，對生產(chǎn)經(jīng)營活動進行分類，研究了融資約束對各類生產(chǎn)經(jīng)營活動效益的影響，并在此基礎上探究了融資約束對農(nóng)戶生產(chǎn)經(jīng)營活動效益的整體影響?；诶碚摵蛯嵶C分析，本文發(fā)現(xiàn)融資約束對除農(nóng)業(yè)活動外的其他生產(chǎn)經(jīng)營活動效益都有顯著負向影響，并且抑制了農(nóng)戶整體的生產(chǎn)經(jīng)營活動效益。但本文未能考慮進行規(guī)模農(nóng)業(yè)經(jīng)營的農(nóng)戶與傳統(tǒng)農(nóng)戶之間生產(chǎn)經(jīng)營活動和融資需求的差異，無法判斷融資約束對不同形式的農(nóng)業(yè)活動的影響是否存在差異。

基于上述研究，本文提出以下政策建議：

（一）推進金融供給側改革，加大金融資源傾斜力度

應從資金投放、網(wǎng)點與服務終端布設和金融服務方面加大金融支農(nóng)力度；進一步規(guī)范民間金融機構發(fā)展，并結合農(nóng)戶融資需求，實現(xiàn)正規(guī)與非正規(guī)融資渠道的互補；充分考慮鄉(xiāng)鎮(zhèn)金融機構自身業(yè)務特點，選擇重點項目，特色產(chǎn)業(yè)和潛在創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶增加信貸規(guī)模。

（二）加大金融支農(nóng)力度，推動傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化

通過適度降低金融市場準入條件，支持有能力的農(nóng)戶適度擴大農(nóng)地經(jīng)營規(guī)模。通過銀行信貸、專項資金和融資租賃等多種融資方式，提高現(xiàn)代化農(nóng)機具在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的普及率。

（三）創(chuàng)新信貸抵押方式，支持農(nóng)戶非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營活動

在信用貸款方面，在充分考慮風險的前提下，可以考慮將農(nóng)戶的消費行為、人際關系等“軟信息”納入信用評價體系；在抵押貸款方面，應加快推進兩權抵押貸款試點與推廣的銜接，合理確定農(nóng)戶資產(chǎn)價值，保障農(nóng)戶金融權利。

參考文獻：

[1]蔡棟梁，邱黎源，孟曉雨，馬雙.流動性約束、社會資本與家庭創(chuàng)業(yè)選擇——基于CHFS數(shù)據(jù)的實證研究[J].管理世界，2018，34（09）：79-94.

[2]陳曉紅.經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)農(nóng)戶兼業(yè)及其因素分析——來自蘇州農(nóng)村的實證調查[J].經(jīng)濟與管理研究，2006（10）： 90-94.

[3]賈蕊，陸遷.不同灌溉技術條件下信貸約束對農(nóng)戶生產(chǎn)效率的影響——以甘肅張掖為例[J].資源科學，2017， 39（04）：756-765.

[4]李祎雯，張兵.非正規(guī)金融與農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)成效：影響效應及作用機理[J].農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟，2018（12）：4-17.

[5]毛日昇，羅駿.村鎮(zhèn)銀行發(fā)展對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響研究——基于四川省縣級區(qū)域數(shù)據(jù)的分析[J].金融評論， 2018，10（02）：96-110+126.

[6]沈紅麗.正規(guī)金融、非正規(guī)金融與家庭創(chuàng)業(yè)——基于Logit和PSM模型的研究[J].統(tǒng)計與信息論壇，2019，34（12）： 31-39.

[7]翁辰，張兵.信貸約束對中國農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)選擇的影響——基于CHFS調查數(shù)據(jù)[J].經(jīng)濟科學，2015（06）： 92-102.

[8]張龍耀，周南，許玉韞，吳比.信貸配給下的農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟與土地生產(chǎn)率[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2018（07）：19-33.

[9]朱泓宇，蔣遠勝.城鄉(xiāng)家庭創(chuàng)業(yè)與“信貸激勵假說”適格性檢驗——基于CFPS2010～2016面板數(shù)據(jù)分析[J].農(nóng)村經(jīng)濟，2019（05）：85-96.

[10]朱麗娟，王志偉.黑龍江省種糧大戶的技術效率及其影響因素[J].資源科學，2018，40（08）：1583-1594.

[11] De， Mel S and Mckenzie， D.， Woodruff C. Returns to capital in microenterprises： evidence from a field experiment[J]. The quarterly journal of economics

[12] Kumbhakar ， S C and Gudbrand， l and Hardaker， J B. Technical efficiency in competing panel date models： a studyofNorwegiangrainfarming[J]. Journal of productivity analysis，2014， 41（2）： 321-337.

[13] Stiglitz， J.E. and Weiss a. Credit rationing in markets with imperfect information[J]. The American economic review. 191.71（3）：393-410

（作者單位：湖南農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟學院、湖南大學金融與統(tǒng)計學院）

責任編輯：欣文