□雷捷 柏藝益

一、引言

“創(chuàng)業(yè)者”是推動經(jīng)濟發(fā)展和促進創(chuàng)新的動力之源（Schumpeter，1934）。截至2020 年底，我國民營企業(yè)數(shù)量超過4000 萬家，占我國企業(yè)總數(shù)量的90%以上；民間固定資產(chǎn)投資28.9 萬億元人民幣，占全國投資總量比重為55.7%；民營企業(yè)為國家稅收貢獻9.9 萬億元人民幣，占全國稅收收入的59.7%；在對外貿(mào)易方面，民營企業(yè)進出口額15 萬億元人民幣，占我國外貿(mào)總值的46.6%，同比增長11.1%。2020 年，民營企業(yè)繼續(xù)發(fā)揮就業(yè)“穩(wěn)定器”作用，在新業(yè)態(tài)共享經(jīng)濟領域吸納了約8400 萬人就業(yè)，同比增長約7.7%。2021 年10月，習近平總書記在《求是》上發(fā)文：要堅持在發(fā)展中保障和改善民生，把推動高質(zhì)量發(fā)展放在首位，為人民提高受教育程度、增強發(fā)展能力創(chuàng)造更加普惠公平的條件，提升全社會人力資本和專業(yè)技能，提高就業(yè)創(chuàng)業(yè)能力，增強致富本領。由此可見，我國民間的創(chuàng)業(yè)活力，是推動我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，促進共同富裕的重要因素。

在過去的20 年里，我國金融業(yè)因政策變動和技術發(fā)展而發(fā)生了巨變。在我國的制度背景下，國有大型銀行在信貸市場上具有較強的政策導向性和壟斷特征，在分配信貸資源時，除考慮預期利潤、資金安全外，還要優(yōu)先滿足國有企業(yè)的資金需求。創(chuàng)業(yè)具有周期長、風險高以及投融資雙方信息不對稱的特點。因此，即使擁有良好的創(chuàng)業(yè)項目，也很難從銀行獲得資金支持。2014 年民營銀行批準籌建后，城市商業(yè)銀行、農(nóng)村商業(yè)銀行等中小銀行快速發(fā)展，銀行競爭程度逐步加?。ń缎?，2019），這些中小銀行的市場化經(jīng)營程度更高，更愿意向中小微企業(yè)和家庭提供貸款。資金支持是家庭選擇創(chuàng)業(yè)時需要考慮的重要因素。由此可見，銀行競爭對家庭創(chuàng)業(yè)決策有重大影響。

為探求銀行競爭與家庭創(chuàng)業(yè)的關系，本文利用中國銀保監(jiān)會網(wǎng)站公布的金融許可證信息，統(tǒng)計出各地區(qū)銀行分支機構的數(shù)量，并由此構造出反映銀行競爭程度的赫芬達爾指數(shù)，之后再利用中國家庭金融調(diào)查（CHFS）的數(shù)據(jù)，考察銀行競爭對家庭創(chuàng)業(yè)決策和創(chuàng)業(yè)績效的影響。與現(xiàn)有文獻相比，本文試圖從以下幾點進行創(chuàng)新：國內(nèi)研究大都集中于分析銀行競爭對企業(yè)行為的影響以及探求各種微觀因素和政策改革對家庭創(chuàng)業(yè)的影響，而分析銀行競爭與家庭創(chuàng)業(yè)行為關系的內(nèi)容甚少，本文可對該部分內(nèi)容進行補充；此外，大部分學者探求家庭創(chuàng)業(yè)時，只選用當年家庭工商業(yè)項目情況來給創(chuàng)業(yè)決策變量賦值，沒有考慮不同時點的家庭創(chuàng)業(yè)行為的變動，本文在此處考慮家庭創(chuàng)業(yè)決策的跨期變動，將在兩輪問卷追訪調(diào)查中創(chuàng)業(yè)情況發(fā)生變化的家庭認定為“創(chuàng)業(yè)家庭”，這將使實證結果更具說服力，可為我國調(diào)整創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)激勵政策，推動以銀行信貸等間接融資為主導的金融體系改革等重要決策提供參考依據(jù)。

二、文獻綜述

學者們在討論銀行業(yè)市場結構對經(jīng)濟發(fā)展的影響時，觀點并不一致。有些學者認為，銀行壟斷會減少貸款供給，提高貸款利率，增加經(jīng)營成本，進而阻礙經(jīng)濟個體的發(fā)展，不利于經(jīng)濟增長（Guzman，2000）；其他學者則認為，低競爭度的銀行業(yè)，將有利于銀行與企業(yè)建立長期關系，降低信息不對稱程度，進而提高貸款可得性，推動經(jīng)濟快速增長（Petersen and Rajan，1995；Love and Peria，2014）。在此基礎上，大量學者從宏觀層面探究了銀行競爭對經(jīng)濟影響的證據(jù)，但仍未得到統(tǒng)一結論（Rajan and Zingales，1998；Valverdie et al.，2003）。因銀行競爭與各種宏觀經(jīng)濟指標間存在嚴重的內(nèi)生性問題，故部分學者轉而嘗試從企業(yè)的微觀層面來討論銀行競爭的影響，主要集中在銀行競爭對企業(yè)融資約束、投資效率和研發(fā)創(chuàng)新等方面（張金清，2018；楊興全，2017；張璇，2019）。研究銀行業(yè)市場結構對創(chuàng)業(yè)行為影響的文獻并不多，可概括為以下內(nèi)容：

（一）銀行競爭與貸款融資的關系

國內(nèi)外學者發(fā)現(xiàn)企業(yè)經(jīng)營、投資與研發(fā)的大部分資金來源是銀行貸款，因此銀行規(guī)模和競爭程度會影響貸款的實施效果，進而影響企業(yè)的借款數(shù)額及成本（Berger &Udell，2002；鄧超等，2010）。銀行競爭能提升銀行的普惠金融水平，讓更多的中小微企業(yè)和家庭獲得貸款支持（周順興，2015）。銀行競爭激烈程度的增加能提高企業(yè)獲得貸款的概率，降低其所面臨的融資約束，有利于企業(yè)快速發(fā)展。

（二）家庭創(chuàng)業(yè)與融資約束的關系

Evans 和Jovanovic （1989）發(fā)現(xiàn)，擁有更多資產(chǎn)的個人更有可能自雇并在經(jīng)營中取得成功。Fairlie（1999）還發(fā)現(xiàn)，少數(shù)族裔家庭進行創(chuàng)業(yè)活動收益更低的主要原因是他們?nèi)谫Y成本更高。國內(nèi)學者研究農(nóng)戶家庭創(chuàng)業(yè)信息后發(fā)現(xiàn)，金融可得性的增加能顯著提高創(chuàng)業(yè)概率，家庭資產(chǎn)規(guī)模越大，就越有可能創(chuàng)業(yè)（盧亞娟，2014）。沈紅麗（2019）還發(fā)現(xiàn)金融支持不僅促進了家庭創(chuàng)業(yè)，還提高了創(chuàng)業(yè)收入。國內(nèi)外研究一致認為，融資約束阻礙了家庭創(chuàng)業(yè)，銀行貸款是家庭創(chuàng)業(yè)資金的重要來源。但需要注意的是，國內(nèi)大多數(shù)學者在使用各種公開的調(diào)查數(shù)據(jù)探求家庭創(chuàng)業(yè)相關問題時，只根據(jù)當年工商業(yè)項目經(jīng)營情況來給創(chuàng)業(yè)變量進行賦值，并參與回歸，沒有考慮到同一家庭在不同時點的工商業(yè)項目經(jīng)營情況的變動，無法準確捕捉家庭創(chuàng)業(yè)選擇的真實情況。

（三）銀行競爭與家庭創(chuàng)業(yè)的關系

Petersen 和Rajan（1995）提出，競爭加劇可能會降低銀行與中小企業(yè)和工商個體戶建立長期關系的動力。此外，他們還發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)者不僅從銀行借款，還傾向于將資金集中到與其建立長期關系的銀行，這使得銀行能夠收集更多新創(chuàng)企業(yè)的信息。Boot（2000）進一步研究發(fā)現(xiàn)，銀行競爭的加劇將鼓勵銀行將“熟客”和“新客”區(qū)分開，并優(yōu)先滿足“熟客”的貸款需求，使得“新客”更難獲得貸款。Leroy（2016）提出，銀行業(yè)競爭程度越低，企業(yè)獲得的貸款就越多。因此，部分學者認為銀行競爭會阻礙創(chuàng)業(yè)。銀行競爭加劇會使貸款價格更接近貸款邊際成本，資金的使用成本降低（Jayaratne，1998）。Cetorelli 和Strahan（2006）進一步指出，更激烈的銀行競爭有利于新企業(yè)的創(chuàng)立和小企業(yè)的快速成長。由此可見，在討論銀行競爭對潛在創(chuàng)業(yè)者的影響時，學者們未達成共識。國內(nèi)與家庭創(chuàng)業(yè)相關的研究，除討論融資約束與創(chuàng)業(yè)行為的關系外，大多在探求影響家庭創(chuàng)業(yè)決策的各種因素，如戶主個體特征、教育程度、家庭財富和政策制度等（尹志超，2015；周洋，2017；琚瓊，2020），鮮有學者探究銀行競爭對家庭創(chuàng)業(yè)的影響。

三、理論分析與研究假設

（一）銀行競爭與家庭創(chuàng)業(yè)

一般而言，企業(yè)無法依靠內(nèi)部積累來滿足全部的資金需求，必須使用外部融資（林毅夫，2001）。而我國長期以來的“銀行主導型”的金融結構決定了中小企業(yè)外部資金的主要來源是銀行貸款。銀行競爭的變化肯定會影響到銀行的貸款配給行為，進而影響到中小企業(yè)的融資約束狀況（張金清，2018）。銀行競爭不僅增加銀行的風險容忍度，還通過增加貸款額度和降低貸款價格來緩解企業(yè)面臨的融資約束，促進企業(yè)發(fā)展（李波，2020）。同樣的，作為經(jīng)濟重要參與部門的家庭在選擇創(chuàng)業(yè)時，也需要外部資金支持，來自銀行的貸款融資是家庭創(chuàng)業(yè)資金的主要來源（高超，2021）。不同的銀行競爭程度會影響家庭的資金獲得情況，進而影響到家庭的創(chuàng)業(yè)行為。由上可知，資金是家庭選擇創(chuàng)業(yè)時必須考慮的問題。充足的資金能激發(fā)家庭的創(chuàng)業(yè)熱情，提升創(chuàng)業(yè)績效。由此，本文提出研究假設1：銀行競爭能促進家庭選擇創(chuàng)業(yè)，并提高創(chuàng)業(yè)績效。

（二）銀行競爭與貸款支持

已有研究指出家庭創(chuàng)業(yè)需要資金支持，除使用自有財富外，大部分需要使用外部融資，因此，銀行貸款對于家庭創(chuàng)業(yè)決策尤為重要。Mookerjee（2010）發(fā)現(xiàn)，在銀行同業(yè)競爭更為激烈時，為爭取客戶資源，銀行會加大自家產(chǎn)品的宣傳營銷力度，并適當放寬信貸條件及增加服務網(wǎng)點來吸引客戶申請貸款，此舉降低了家庭獲得貸款的利息成本和“鞋底成本”，同時向市場釋放貸款易得的信號，進一步刺激家庭信貸需求，使更多家庭獲得貸款，進而促進創(chuàng)業(yè)行為。由此，本文提出研究假設2：銀行競爭能通過提高家庭貸款可得性這一中介渠道來促進創(chuàng)業(yè)。

四、模型設定與數(shù)據(jù)

（一）模型設定

1.基準模型

為檢驗假說1，本文采用Probit 模型和普通最小二乘法模型來探究銀行競爭（re_HHI=1-HHI）對家庭創(chuàng)業(yè)決策（entrepreneur）和創(chuàng)業(yè)績效（profit）的影響，回歸方程設定如下：

模型（1）將同時使用非線性的Probit 模型和線性概率模型來進行估計。同一時期，銀行競爭的增強可能會促進家庭創(chuàng)業(yè)，相應的，也可能是創(chuàng)業(yè)家庭變多，增加了對貸款的需求，促使銀行設置更多分支機構，導致銀行競爭增加，為避免這種反向因果造成的內(nèi)生性問題，本文將模型中的核心解釋變量re_HHI 滯后一期。

模型（2）中，樣本中的很多家庭會因各種原因（成員健康狀況、家庭特征因素等）無法創(chuàng)業(yè)，這使得樣本中的創(chuàng)業(yè)績效數(shù)據(jù)是有缺失的，此時繼續(xù)使用普通最小二乘法進行回歸，會出現(xiàn)樣本選擇偏差。參考Wooldridge（2010）的研究，選擇Heckman 模型來修正樣本選擇帶來的估計偏誤。Heckman 模型由選擇方程和回歸方程構成：

上式中，X代表影響創(chuàng)業(yè)決策的控制變量，Z代表影響創(chuàng)業(yè)績效的控制變量。為避免出現(xiàn)多重共線性問題，并且有效識別方程，在影響創(chuàng)業(yè)決策的控制變量中應引入排他性識別變量。參考已有文獻的研究，本文選擇地區(qū)市場化指數(shù)（market）、家庭社會網(wǎng)絡變量（問卷中“家庭轉移性支出”項的調(diào)查數(shù)據(jù)，social）和地區(qū)營商環(huán)境（該地區(qū)個體工商戶及民營企業(yè)就業(yè)人數(shù)占比，environment）三個變量作為排他性識別變量。

2.中介效應模型

為檢驗假說2，此處使用中介效應檢驗模型，來探求銀行競爭能否通過貸款支持這一中介變量來影響家庭的創(chuàng)業(yè)決策和創(chuàng)業(yè)績效，借鑒溫忠麟（2014）提出的檢驗方法，檢驗的回歸方程設置如下：

式（5）中，media表示中介變量。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)主要來源于西南財經(jīng)大學中國家庭金融調(diào)查（CHFS）2013 年、2015 年、2017 年、2019 年四輪的數(shù)據(jù)。該調(diào)查詳細記錄了家庭貸款信息和工商業(yè)創(chuàng)業(yè)項目信息。本文使用的數(shù)據(jù)由2015 年、2017 年和2019年的追訪數(shù)據(jù)構成。為保證數(shù)據(jù)的合理性，本文只保留戶主年齡在21 歲-90 歲之間、家庭總人口數(shù)少于或等于7 的樣本。銀行業(yè)數(shù)據(jù)主要來自中國銀保監(jiān)會提供的金融許可證信息，包括金融機構批準成立的時間、發(fā)證時間以及失控和退出的信息。

（三）變量選擇

1.被解釋變量

本文的被解釋變量是家庭創(chuàng)業(yè)決策虛擬變量（entrepreneur）：“1”表示參與創(chuàng)業(yè)（問卷調(diào)查時家庭有從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營項目），“0”表示未參與創(chuàng)業(yè)，與大多數(shù)文獻僅用當年問卷答案定義創(chuàng)業(yè)決策不同的是，本文在此處使用追訪數(shù)據(jù)中家庭創(chuàng)業(yè)選擇的變動來定義創(chuàng)業(yè)決策虛擬變量：我們定義的創(chuàng)業(yè)家庭為在上一年未選擇創(chuàng)業(yè)，但在下一年選擇創(chuàng)業(yè)的家庭（2013 年未創(chuàng)業(yè)，但2015 年選擇創(chuàng)業(yè)；2015 年未創(chuàng)業(yè)，但2017 年選擇創(chuàng)業(yè)的家庭；2017 年未創(chuàng)業(yè)，但2019 年選擇創(chuàng)業(yè)的家庭），而非創(chuàng)業(yè)家庭就是在追訪的年份內(nèi)均未選擇創(chuàng)業(yè)的家庭。在CHFS2015 年的調(diào)查中，總共調(diào)查了37289 戶，成功追訪21775 戶，有1326 戶家庭選擇了創(chuàng)業(yè)；在CHFS2017 年的調(diào)查中，總共調(diào)查了40011 戶，成功追訪了26422 戶，有1268 戶家庭選擇了創(chuàng)業(yè)；在CHFS2019年的調(diào)查中，總共調(diào)查了34643 戶，成功追訪了17494 戶，有3950 戶選擇了創(chuàng)業(yè)。另一個考察家庭創(chuàng)業(yè)行為的角度是創(chuàng)業(yè)績效，參考尹志超（2019）的研究，我們將問卷中家庭工商業(yè)項目的收入作為創(chuàng)業(yè)績效進行研究。

2.解釋變量

中國家庭金融調(diào)查（CHFS）中受訪戶所在地區(qū)的數(shù)據(jù)只公布到省級層面，因此，為測定特定區(qū)域內(nèi)銀行業(yè)的競爭程度，我們使用中國銀保監(jiān)會公布的金融許可證信息來統(tǒng)計每家銀行在各個省份內(nèi)分支機構的數(shù)量，并由此構建銀行業(yè)的赫芬達爾指數(shù)（HHI，Herfindahl-Hirschman Index）。參考姜付秀（2019）和張璇（2019）的研究，HHI 指數(shù)構造的具體方法如下：

branch表示銀行b 在省份c 的分支機構數(shù)。N代表省份c 中所有銀行的分支機構數(shù)。HHI 指數(shù)的值在0-1 之間，HHI 指數(shù)的值越小，表明該地區(qū)銀行競爭就越激烈。為了使后續(xù)實證結果的分析更加直觀，我們構造re_HHI=1-HHI，該值越大，則HHI 就越小，該地區(qū)銀行競爭也越激烈。

3.控制變量

參考已有研究，本文從三個層面選擇控制變量。戶主特征層面：戶主性別（gender）、戶主年齡（age）、婚姻狀況（married）、健康狀況（healthy）、受教育年限（edu）、風險偏好（risk）；家庭特征層面：家庭資產(chǎn)對數(shù)（lnasset）、家庭人口數(shù)（size）、勞動力占比（ratio）；地區(qū)特征因素：各省份GDP 的對數(shù)（lngdp）；按照國家統(tǒng)計局的規(guī)定，我們將來自山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南的家庭劃分為中部地區(qū)的家庭，將來自內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏的家庭劃分為西部地區(qū)（未包括西藏、新疆），并引入相應的虛擬變量（middle、west）；引入了年份虛擬變量控制時間固定效應。

4.中介變量

本文選擇的中介變量為貸款支持虛擬變量（fin_support）：“1”表示家庭獲得了銀行貸款，“0”表示家庭沒有獲得銀行貸款。參考已有研究，本文將問卷中詢問家庭是否有銀行貸款（房屋貸款、工商業(yè)貸款、教育貸款、醫(yī)療貸款、汽車貸款、裝修貸款和信用卡消費貸款等）時，回答“有，正在還款”“貸款已還清”的家庭識別為獲得貸款支持。變量的描述性統(tǒng)計見表1。其中，家庭創(chuàng)業(yè)決策的均值為6.4%，說明我國家庭創(chuàng)業(yè)的比例還是偏低；銀行業(yè)HHI 指數(shù)的極差較大，說明我國各省份間銀行競爭程度的差異較大；貸款支持變量的平均值為41%，說明我國能夠獲得銀行貸款的家庭仍較少。

表1 變量定義與描述性統(tǒng)計

五、實證結果分析

（一）基本回歸結果分析

表2 報告了銀行競爭對創(chuàng)業(yè)行為影響的實證結果。第1 列和第2 列分別是銀行競爭影響創(chuàng)業(yè)決策的Probit 回歸和OLS 回歸結果，第3 列和第4 列是銀行競爭影響創(chuàng)業(yè)績效的回歸結果，為克服樣本選擇問題使用了Heckman 模型。

表2 銀行競爭對家庭決策和創(chuàng)業(yè)績效影響的回歸結果

以上回歸結果表明，銀行競爭的系數(shù)顯著為正，這說明銀行競爭確實能促進家庭選擇創(chuàng)業(yè)，同時能增加家庭創(chuàng)業(yè)項目的收入，假說1 得到驗證。從控制變量來看，在創(chuàng)業(yè)決策方面，個人特征如身體健康和風險偏好均能顯著促進就業(yè)，這和前人的研究是一致的，而年齡和受教育年限的系數(shù)顯著為負，也和現(xiàn)實情況相符，年輕人更有創(chuàng)業(yè)精神，而受過高等教育的戶主，大多擁有高薪且穩(wěn)定的工作，所以選擇創(chuàng)業(yè)的概率會變??；家庭特征如家庭資產(chǎn)、家庭人口數(shù)和家庭勞動力比例越大，在家庭選擇創(chuàng)業(yè)時能提供的物質(zhì)和人力資源更多，因此均能促進創(chuàng)業(yè)；地區(qū)特征方面，西部地區(qū)較東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展落后，初創(chuàng)企業(yè)無法獲得高效便捷的各種服務，因此，家庭選擇創(chuàng)業(yè)的概率較低，地區(qū)GDP 越高，說明當?shù)氐慕?jīng)濟就越發(fā)達，家庭選擇創(chuàng)業(yè)的概率也越大。Heckman 回歸的逆米爾斯比率顯著，說明在研究創(chuàng)業(yè)績效時存在樣本選擇問題，受教育年限的系數(shù)顯著為正，表明戶主接受教育的年限越長，工商業(yè)創(chuàng)業(yè)項目的收入就越高，這說明高學歷戶主選擇創(chuàng)業(yè)后，會將自己所學的各種知識應用到實際經(jīng)營中，提高創(chuàng)業(yè)項目的獲利能力。

（二）中介效應檢驗

表3 報告了將貸款支持虛擬變量作為中介變量的檢驗回歸結果。由第1 列和第2 列的回歸結果可知，銀行競爭對家庭創(chuàng)業(yè)決策和創(chuàng)業(yè)績效影響的總效應顯著為正；第3 列的回歸結果顯示，銀行競爭能顯著增加家庭獲得貸款的數(shù)量；第4 列和第5 列的回歸結果表明，貸款支持變量的系數(shù)顯著為正，且銀行競爭的系數(shù)仍顯著為正，由此說明，貸款支持在銀行競爭影響家庭創(chuàng)業(yè)決策與創(chuàng)業(yè)績效過程中的部分中介效應存在，即銀行競爭確實能通過增加家庭貸款可得性來促進家庭選擇創(chuàng)業(yè)，并提高創(chuàng)業(yè)收入，假說2 得到驗證。

表3 正規(guī)金融支持的中介效應檢驗

（三）異質(zhì)性分析

我國農(nóng)村地區(qū)與城市相比發(fā)展較為落后，社會保障、醫(yī)療服務和金融資源等都與城市有較大差距，農(nóng)村地區(qū)家庭因缺乏資金而無法創(chuàng)業(yè)的可能性更大，銀行競爭可能增加了農(nóng)村地區(qū)的資金可得性。因此，本文在此處以家庭實際居住地為標準將總樣本劃分為城鄉(xiāng)兩組，探究銀行競爭對創(chuàng)業(yè)決策和創(chuàng)業(yè)績效的異質(zhì)性影響。未受過高等教育的家庭在信息及資源獲取和工商業(yè)項目經(jīng)營等方面的能力可能會與受過高等教育的家庭有不小差距，其獲取貸款的成本可能更大，銀行競爭也許能讓未受過高等教育的家庭獲得更多資金，增加其創(chuàng)業(yè)的概率，本文在此處以家庭戶主受教育年限為標準，將總樣本劃分為受過高等教育（受教育年限不少于15 年）和未受過高等教育兩組（受教育年限少于15 年）進行異質(zhì)性分析。回歸結果如表4、表5 所示：

從表4 的第1 列和第2 列可以看出，銀行競爭對創(chuàng)業(yè)決策的促進作用是顯著的，但是在農(nóng)村地區(qū)更為明顯，這說明與城鎮(zhèn)地區(qū)相比，農(nóng)村地區(qū)的金融服務相對匱乏，大量的創(chuàng)業(yè)貸款需求得不到滿足，而城市地區(qū)的金融資源相對豐富，銀行競爭更加激烈。從第3 列和第4 列可以看出，銀行競爭對不同教育層次家庭的創(chuàng)業(yè)促進作用都是顯著的。

表4 創(chuàng)業(yè)決策的異質(zhì)性分析回歸結果

從表5 的第1 列和第2 列可以看出，在選擇創(chuàng)業(yè)之后，銀行競爭的加劇能顯著提高農(nóng)村家庭的創(chuàng)業(yè)績效，但對城鎮(zhèn)家庭的作用不顯著，這說明在農(nóng)村地區(qū)創(chuàng)業(yè)項目經(jīng)營時資金供給不足的問題較城鎮(zhèn)地區(qū)更為嚴重，銀行競爭帶來的更多資金支持能讓農(nóng)村家庭通過創(chuàng)業(yè)獲得更多收入；從第3 列和第4 列可以看出，銀行競爭的加劇能顯著提高未受過高等教育家庭的創(chuàng)業(yè)績效，但是對受過高等教育家庭的提升作用并不顯著，這說明未受過高等教育的家庭在創(chuàng)業(yè)后，會因信息獲取能力或項目經(jīng)營能力的不足，而在經(jīng)營時需要更多的資金支持，銀行競爭能滿足其資金需求，從而提高創(chuàng)業(yè)收入。

表5 創(chuàng)業(yè)績效的異質(zhì)性分析回歸結果

（四）內(nèi)生性處理

雖然本文已在回歸模型中將核心解釋變量滯后一期來解決反向因果問題，但銀行競爭對創(chuàng)業(yè)的影響仍可能因存在遺漏變量等問題造成內(nèi)生性。為了使本文的實證結果更加穩(wěn)健，此處采用工具變量法對內(nèi)生性進行處理。參考已有文獻，本文選擇各地區(qū)滯后一期的外資銀行數(shù)量作為工具變量。從相關性來看，我國在加入世界貿(mào)易組織后，銀行業(yè)的對外開放程度逐漸加大，越來越多的外資銀行進入國內(nèi)，對我國銀行業(yè)的競爭格局產(chǎn)生了重大影響（楊興全，2017）。從外生性來看，外資銀行獨立運營，不易受政府政策宣傳的影響，往往選擇效率更高、前景更好的高質(zhì)量項目進行貸款（姚耀軍，2015）。因此，對家庭創(chuàng)業(yè)行為的影響較小。本文使用工具變量Probit 法和兩階段最小二乘法（2SLS）分別檢驗銀行競爭對創(chuàng)業(yè)決策及創(chuàng)業(yè)績效影響的穩(wěn)健性，回歸結果如表6 所示。

表6 銀行競爭對創(chuàng)業(yè)決策和創(chuàng)業(yè)績效影響的工具變量法回歸結果

表6 第1 列和第2 列報告了工具變量Probit 的兩階段回歸結果。Wald 檢驗能夠在1%的水平上拒絕銀行競爭變量是外生變量的原假設；弱工具變量檢驗的AR 值為56.47，說明不存在弱工具變量的問題。工具變量Probit 第二階段回歸結果顯示，銀行競爭的系數(shù)顯著為正。第3 列和第4 列報告了采用工具變量的2SLS回歸結果，LM 統(tǒng)計量和CDW 檢驗F 值均顯著，說明不存在識別不足和弱工具變量的問題，工具變量的選取是合理的。2SLS 第二階段回歸結果顯示，銀行競爭系數(shù)顯著為正。以上結果表明，銀行競爭能促進家庭選擇創(chuàng)業(yè)，并提高創(chuàng)業(yè)績效的結論在處理內(nèi)生性后依舊成立。

（五）穩(wěn)健性檢驗

1.更換變量

在同一區(qū)域里，各家銀行的營業(yè)網(wǎng)點數(shù)量越多，或者營業(yè)網(wǎng)點里的工作人員數(shù)量越多，說明當?shù)劂y行競爭就越激烈，本文在此處使用同一地區(qū)銀行營業(yè)網(wǎng)點個數(shù)和營業(yè)網(wǎng)點就業(yè)人數(shù)替換原有銀行競爭變量來進行穩(wěn)健性檢驗。除了創(chuàng)業(yè)收入外，創(chuàng)業(yè)規(guī)模也是衡量家庭創(chuàng)業(yè)績效的一個重要方面，因此本文將創(chuàng)業(yè)收入替換為創(chuàng)業(yè)規(guī)模來進行穩(wěn)健性檢驗。變量替換后的回歸結果，如表7 所示。

表7 中第1 列至第3 列報告的結果是將各地區(qū)銀行營業(yè)網(wǎng)點數(shù)量和營業(yè)網(wǎng)點就業(yè)人數(shù)作為銀行競爭變量進行的回歸，結果表明，銀行網(wǎng)點的增加或網(wǎng)點就業(yè)人數(shù)的增加，能顯著提升家庭選擇創(chuàng)業(yè)的概率，并提高創(chuàng)業(yè)收入。第4列報告的回歸結果表明，銀行競爭能顯著提升家庭創(chuàng)業(yè)項目的規(guī)模，前文的研究結論是穩(wěn)健的。

表7 穩(wěn)健性分析（變量替換）

2.保留部分樣本

參考王春超（2013）的研究，并結合現(xiàn)實情況，本文認為在22 歲-55 歲的中青年人口是適齡勞動力群體中，最有可能選擇創(chuàng)業(yè)的群體。因此，本文在此處保留此年齡段的家庭作為子樣本進行回歸。保留部分樣本后的回歸結果如表8 所示。從表中結果可以看出，各解釋變量的系數(shù)大小有所改變，但系數(shù)顯著性保持不變，與前文結論保持一致。

表8 穩(wěn)健性分析（保留部分樣本）

六、研究結論與政策啟示

（一）研究結論

在“萬眾創(chuàng)新、大眾創(chuàng)業(yè)”的時代背景下，努力創(chuàng)造更好的營商環(huán)境，幫助家庭創(chuàng)業(yè)是實現(xiàn)社會機會公平，扎實推進共同富裕的重要路徑。本文利用中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)（CHFS），從家庭創(chuàng)業(yè)決策和創(chuàng)業(yè)績效兩個角度，采用Probit 模型、OLS 模型實證檢驗了銀行競爭對家庭創(chuàng)業(yè)決策和創(chuàng)業(yè)績效的影響及其內(nèi)在傳導機制，并進行了異質(zhì)性分析和穩(wěn)健性檢驗。研究發(fā)現(xiàn)：第一，銀行競爭能顯著促進家庭選擇創(chuàng)業(yè)，并提高創(chuàng)業(yè)收入，在使用Heckman 模型解決樣本選擇偏誤，并引入工具變量處理內(nèi)生性后，該結論保持不變。第二，從創(chuàng)業(yè)決策來看，銀行競爭對農(nóng)村地區(qū)家庭的創(chuàng)業(yè)決策促進作用比城鎮(zhèn)地區(qū)更為顯著；從創(chuàng)業(yè)績效來看，銀行競爭能提升農(nóng)村地區(qū)家庭創(chuàng)業(yè)項目的收入，但對城鎮(zhèn)地區(qū)的影響并不顯著；銀行競爭能顯著增加未受過高等教育家庭創(chuàng)業(yè)項目的收入，但是對受過高等教育家庭的作用并不顯著。第三，機制研究發(fā)現(xiàn)，銀行競爭能夠使家庭獲得更多的銀行貸款，進而促進家庭選擇創(chuàng)業(yè)，并提高創(chuàng)業(yè)績效。第四，本文通過變量替換和保留部分樣本的方式進行了穩(wěn)健性檢驗，其回歸結果也基本一致。

（二）政策啟示

綜上，本文研究結論說明銀行業(yè)競爭能通過增加家庭獲得的貸款支持來促進家庭選擇創(chuàng)業(yè)，并增加創(chuàng)業(yè)收入的重要問題。基于此，本文提出如下政策建議：

1.鼓勵銀行競爭，降低融資成本

我國家庭創(chuàng)業(yè)率仍偏低，創(chuàng)業(yè)項目的平均收入水平也不高，其中一個重要原因是大多數(shù)家庭面臨"融資難、融資貴"的困境，能夠獲得貸款支持的家庭占比較低，而銀行業(yè)競爭能顯著緩解家庭面臨的融資約束，促進家庭選擇創(chuàng)業(yè)。因此，我國應鼓勵銀行業(yè)的適度競爭，健全當前創(chuàng)業(yè)融資金融支持體系，拓寬創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資渠道，降低創(chuàng)業(yè)資金門檻，緩解就業(yè)壓力，推動我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

2.減輕融資約束，縮小城鄉(xiāng)差距

與城鎮(zhèn)地區(qū)和高學歷家庭相比，我國農(nóng)村地區(qū)家庭和非高學歷家庭所面臨的融資約束更加嚴重，這就要求農(nóng)村商業(yè)銀行、農(nóng)村信用社等金融單位充分利用信息化渠道優(yōu)勢，通過普惠金融、數(shù)字金融等方式，為農(nóng)戶和非高學歷家庭提供有針對性的金融產(chǎn)品與服務，緩解其在創(chuàng)業(yè)經(jīng)營時面臨的融資約束，減小城鄉(xiāng)居民資金可得性的差異。

3.提升創(chuàng)業(yè)意識，增強經(jīng)營能力

建立全面而又有針對性的創(chuàng)業(yè)能力培養(yǎng)及金融知識普及教育，多渠道、分層次地提高居民自雇意識和金融素養(yǎng)，讓家庭主動地尋求適合自身情況的資金支持和自雇項目，積極創(chuàng)業(yè)并努力經(jīng)營，不斷提高家庭的收入，推動共同富裕。