数字普惠金融对农民创业决策的影响

□秦润秋

（南京农业大学 江苏 南京 210095）

2016 年G20 峰会《二十国集团数字普惠金融高级原则》倡导利用数字技术支持普惠金融发展。在此背景下，数字普惠金融应运而生，并在实践中深刻影响了中国经济的各方面，包括居民消费[1]、信贷获得[2-3]、农村减贫[4]、创业就业[5-6]、家庭金融资产配置[7]、缩小城乡收入差距[8]等。

随着数字强国战略、“十四五”规划“稳妥发展金融科技，加快金融机构数字化转型”以及2021 年中央一号文件发展农村数字普惠金融等一系列重大决策的出台，融合“互联网+”发展数字普惠金融已经成为新时代中国特色社会主义现代金融建设与发展的核心之一。在此背景下，深入研究数字普惠金融在中国经济发展各方面发挥的作用是十分必要的。

数字普惠金融的经济效应体现在诸多维度，聚焦于数字普惠金融对中国农村居民创业的影响。在城乡二元金融结构下，农民创业面临着严重的融资约束障碍和信息不对称问题，而数字普惠金融能够有效改善这一现状。一方面，数字普惠金融以数字技术为手段，拓宽了农民融资渠道，弥补了传统金融手段门槛高、效率低等短板，使农民在创业时面临的信贷约束问题得到缓解。另一方面，借助大数据平台，数字普惠金融为农民提供了大量的创业相关信息，能够帮助农民克服创业过程中遇到的信息壁垒。

同时，基于互联网与大数据，数字普惠金融能够有效降低融资的风险评估成本，从而降低了信息不对称导致的融资成本。在此背景下，数字普惠金融是否能促进农民创业、数字普惠金融对不同类型农民创业的影响是否存在显著差异、数字普惠金融通过何种机制促进农民创业等问题值得深入探讨。解决这些问题，对推进“大众创业、万众创新”具有重要意义。

基于上述目的，在梳理国内外相关文献的基础上，使用中国家庭追踪调查数据（CFPS）和北京大学中国数字普惠金融指数，从微观角度研究了数字普惠金融对农民创业决策的影响，并以性别、年龄和受教育程度为划分标准，考察其在不同特征农民群体之间的影响差异。

鉴于创业融资是创业活动顺利开展的必要条件之一，试图检验数字普惠金融能否通过影响正规融资获得中间渠道影响农民创业决策。检验结果表明，数字普惠金融能够显著促进农民的创业决策。同时，数字普惠金融的创业效应在低年龄段和中等教育水平的农民群体之间表现得更为明显，相比男性，数字普惠金融对女性农民创业决策的影响更大。机制分析表明，正规融资获得是数字普惠金融促进农民创业决策的中介变量。

1 文献综述

1.1 农民创业的影响因素

创业不但能够促进农民就业与增收，还能推动农村产业兴旺、农民生活富裕和城乡融合发展，对农村减贫和乡村振兴具有重要意义。目前，影响农民创业的因素可分为个人特征、创业资本和社会环境3 类。在个人特征方面，现有文献主要从人格特质[9]、工作经验[10]、风险偏好[11]等进行分析；在创业资本方面，主要关注金融资本[12]、人力资本[13]、社会资本[14]等内容；在社会环境方面，较多文献关注了市场环境[15]、文化环境[16]、互联网环境[17]的影响。

由此可得，农民开展创业活动是资本、技术和社会环境等因素共同影响的结果，任何一个环节出错都会导致农民创业无法顺利进行。因此，在国家实施乡村振兴战略的背景下，研究农民创业的相关问题具有重大的现实意义。

1.2 数字金融与农民创业

在数字金融与农民创业的关系方面，部分学者通过实证研究发现，数字金融采用的新形式缓解了农户创业贷款的压力，提升了农村金融的普惠性。谢绚丽等（2018）[18]研究表明，数字金融发展在省级层面上对创业产生正向影响，证明了数字金融具有普惠性。任碧云和李柳颖（2019）[19]认为，发展数字普惠金融有利于缓解农村地区的金融排斥问题，改善环境劣势导致的“努力差异的偏环境问题”，进而为农村居民提供更多的创业机会。谢文武等（2020）运用中国数字普惠金融发展指数发现，在当前阶段与覆盖广度相比，数字金融使用深度的提高更有利于促进农户创业。何婧和李庆海（2019）[20]从异质性角度出发，发现数字金融对非农创业和生存型创业的影响非常显著，且对拥有较低人力资本、物质资本和社会资本的群体影响更大。

现有文献针对数字金融促进农户创业的机制展开了研究。第一，依托于互联网、大数据和云计算，数字金融能够打破地域限制，降低交易成本，进而提高金融服务的可得性，向全社会尤其是欠发达地区和弱势群体提供较为便捷的金融服务。第二，数字金融的融资功能可以通过缓解农户的信贷约束对农户创业产生正向影响。第三，数字金融可以通过信息交互和信任升级对农户创业发挥作用。借助数字普惠金融，农户可以通过互联网等获取、传递、交流准确性和透明度更高的信息，实现信息交互，以较低的成本获取创业机会和创业资源[21]。第四，使用数字金融有助于改善社会信任环境，提升社会信任程度，而社会信任程度的提高与正规制度的完善互为补充，可以共同促进创业活动[22]。由此不难预测，数字金融将会进一步拓展金融的服务范围，降低金融的约束力，进而促进农民创业。

1.3 文献述评

现有文献对数字普惠金融与农民创业相关议题进行了一定程度的探讨，在以下两方面仍可进一步探究。首先，基于异质性角度分析数字金融对不同农户群体的影响时，当前研究选取了地理区域、农户创业类型等因素作为分类标准，鲜有文献针对微观个人特征层面因素展开异质性分析。其次，在数字普惠金融对农民创业的作用机制上，现有文献较多关注数字普惠金融在通过改善传统金融服务缺陷以缓解农户信贷约束，从而促进农民创业的作用，而忽略了作为一种新的金融手段，数字普惠金融对农民获取不同形式融资特别是正规融资的影响。因此，利用CFPS 数据，从性别、年龄和受教育程度3 个角度对数字普惠金融农民创业效应进行异质性分析，并采用中介效应法对数字普惠金融影响农民创业决策的机制进行深化研究。

2 研究设计

2.1 数据来源

使用的数据来自中国家庭追踪调查数据（CFPS）。CFPS 是由北京大学中国社会科学调查中心实施的全国性、大规模、多学科的大型微观入户调查，两年开展一轮，旨在通过长期跟踪收集个体、家庭、社区3 个层次的数据，反映中国社会、经济、人口、教育和健康的变迁，为学术研究和公共政策分析提供数据基础。CFPS采用分层多阶段抽样设计，目标样本规模为16 000 户，覆盖全国25 个省、162 个县、635 个村庄（社区），调查对象包含样本户中的全部家庭成员。由于研究对象为农民创业，故仅保留具有农村户籍的家庭。为了使样本更具代表性，采取以下方法处理数据。①将因变量农民创业决策和各控制变量剔除无效值；②为得到平滑数据，将数字普惠金融总指数及两个子指标进行对数处理；③将控制变量健康状况、婚姻状况、重大事件和政府补贴进行二值替换。最终保留了19 580 个有效样本。

2.2 变量选取

2.2.1 因变量

因变量是农民创业决策，根据CFPS 2018 问卷中的问题“过去12 个月，您家是否有家庭成员从事个体经营或开办私营企业？”对因变量进行定义，如果回答为“是”，则因变量农民创业决策取值为1，否则为0。

2.2.2 自变量

自变量为数字普惠金融发展，并采用数字普惠金融发展指数来衡量。为了保证研究数字普惠金融对农民创业决策影响的稳健性，选用了数字普惠金融指数细分成的两个子指标，即覆盖广度和使用深度。覆盖广度的衡量指标是一个账户绑定银行卡的数量，使用深度则以互联网金融服务的实际使用情况来衡量。

2.2.3 控制变量

为准确估计数字普惠金融对农民创业的影响，与现有文献一致，设置了若干控制变量。在农民个体特征方面，选取的控制变量包括年龄、性别、婚姻状况、健康状况和受教育程度。家庭特征方面，选取家庭规模和重大事件作为控制变量。另外，农民创业活动深受社会环境的影响，乡村振兴战略的实施深刻影响着农村经济，因此选取政府补贴作为社会环境层面的控制变量[23]。

2.3 模型构建

因变量农民创业决策在问卷中以二值变量的形式呈现，因此选择构建Logit 模型对其影响效应进行分析。核心自变量为数字普惠金融发展指数，对其进行对数化处理。为控制影响农民创业决策的其他因素，模型中加入了其他8 个控制变量，基准回归模型如下。

式（1）中，因变量Entrepreneurijt表示第j省第i个农民家庭在t年是否创业的二值虚拟变量；自变量lnindijt用来衡量数字普惠金融的发展水平；Xijt为控制变量，分别代表年龄、性别、受教育程度、婚姻状况、健康状况、家庭规模、重大事件和政府补贴；ηj表示省份固定效应；δt表示年份固定效应；εijt为随机误差项。

3 实证结果与分析

3.1 描述性统计

表1 对模型中的变量进行了说明，并展示了其描述性统计的结果。

表1 变量说明与描述性统计分析

3.2 数字普惠金融对农民创业的影响

由表2 第2 列可知，数字普惠金融发展指数与农民创业决策呈显著正相关。这表明随着数字普惠金融的发展，农民更倾向于采取创业决策，原因有以下几点。第一，数字金融通过移动互联网的方式直接作用于农户，快速降低了金融服务的成本，显著提高了金融服务的效率，使得农民更容易成功获得并完成创业融资。第二，在城乡二元结构下，农村居民在获取信息时通常滞后于城市居民。借助互联网技术，数字普惠金融具有高速度和低成本传播信息的优势，农民能够通过数字金融平台及时了解国家政策和市场动态，学习创业必备技能，识别并掌握创业机会。第三，由于创业过程中充满了不确定性，农民的风险偏好在一定程度上影响农民的创业决策，而数字金融可以通过创新信息传播和沟通交流方式提高农民的风险偏好，进而提高其创业决策。

个人特征层面，年龄在1%的水平下对农民创业决策呈显著的负向影响，而受教育年限的系数显著为正。婚姻状况的系数为正且在1%的水平下显著，这可能是因为结婚能够增加家庭资产并拓宽创业融资渠道，进而使农民创业的概率增大。性别和健康状况未通过显著性检验。

家庭特征层面，家庭规模和重大事件的系数分别在1%和5%的水平下显著为正，可能是因为家庭人口规模越大，农民的生活压力越大，每个家庭成员承担的创业风险越小，农民就越有可能选择通过创业增加家庭收入，而婚丧嫁娶等家庭重大事件收取的礼金能够增加农户的创业资金。

社会环境层面，政府补贴的系数在10%的水平下显著为负，可能是因为较为完善的政府补贴在一定程度上缓解了农民生活开支的压力，使其通过创业改善生活的倾向变小。

为了对回归结果的稳健性进行检验，采用变量替代的方法，选用普惠金融发展指数细分的两个子指标作为自变量另外的衡量指标，这两个子指标分别为覆盖广度和使用深度。表2 第3 列和第4 列分别体现了两个子指标对农民创业决策的影响，结果表明覆盖广度和使用深度分别在5%和1%的水平下显著正向影响农民创业，即数字普惠金融的覆盖广度和使用深度可以显著提高农民创业的可能性。因此，本研究具有高度的稳健性。此外，采用Probit 模型进行回归分析，通过对比表2 第5 列和第2 列的回归结果发现，主体结论并未发生变化，进一步说明了数字普惠金融指数的提高显著促进了农民的创业决策。

为解决内生性问题，参考谢绚丽等（2018）的研究，选用“互联网普及率”作为工具变量进行内生性检验。从相关性角度来看，数字普惠金融依托互联网技术发展，因此互联网普及率与数字普惠金融指数有较强的相关性；从外生性角度看，互联网普及率与农民的创业决策没有直接的相关关系。表2 第6 列展示了引入工具变量后Probit 模型的回归结果，由此可知，虽然引入工具变量后数字普惠金融指数的回归系数下降，但其依然在5%的水平下显著为正，这说明使用工具变量法解决内生性问题后，数字普惠金融发展仍对农民创业决策有显著的正向影响。

表2 数字普惠金融对农民创业的回归结果

3.3 异质性分析

分别按照性别、年龄和受教育水平的不同将全部样本进行分类，以此考察在不同农户个体特征条件下，数字普惠金融发展对农民创业决策的影响是否存在差异。

由表3 可知，在5%的显著性水平下，女性样本数字普惠金融发展指数的系数0.685 大于男性样本系数0.629。这说明数字普惠金融发展指数对女性农民创业的影响更大，原因有以下两点。一方面，相比男性，女性承担了照顾家庭的角色，数字金融有助于女性在兼顾家庭的同时，通过移动支付等方式更方便地获得创业融资；另一方面，女性更有耐心收集数字普惠金融平台提供的信息，这有助于其借助互联网构建和扩大社会网络，进行社会资本的积累。

根据表3 第4、5、6 列可知，数字普惠金融发展指数只对低年龄段个体有显著的正向影响。这可能是因为年轻人更易于接受新鲜事物，更善于使用互联网等先进技术，因此随着数字普惠金融的发展其参与创业的意愿更加强烈；而年纪较大的群体思想观念较保守，相对不熟悉互联网，因此数字普惠金融对其创业决策影响不大。结果显示，数字普惠金融发展指数只显著正向影响中等受教育水平农民群体的创业决策。这可能是因为受教育水平较低的农民对新时代创业必备的基本知识和技能掌握较少，特别是使用互联网的能力，且创业可能并不是高教育水平的农民追求更高收入的主要途径。

表3 基于农户个体特征的异质性分析

3.4 基于正规融资获得的中介机制分析

采取中介效应法分析数字普惠金融影响农民创业决策的机制。杨波等（2020）研究表明，数字普惠金融发展主要通过数字支付渠道显著提高家庭正规信贷获得的概率。刘新智等（2017）认为，由于缺乏抵押品，大部分创业农户很难从正规金融机构获取借款。李成友和孙涛（2018）[24]认为，正规信贷约束比非正规信贷约束对农户生产投资和经营收入更具严重的负向影响，因此扩大正规融资获得能够有效促进农民的创业行为。

由此可见，数字普惠金融的发展不仅可以直接对农民创业决策产生影响，还可以通过正规融资的获得间接影响农民创业决策。将“是否获得正规融资”设定为中介变量，通过问题“除房贷外，您家现在是否有其他没有还清的银行贷款”衡量，回答“是”取值为1，反之则取值为0。将该变量纳入模型中，以验证中介效应的存在。

中介效应的存在必须满足以下3 个条件：①未纳入中介变量前，核心自变量对因变量影响显著；②核心自变量对中介变量影响显著；③纳入中介变量后，中介变量对因变量影响显著，但核心自变量对因变量的影响程度下降或变得不显著。因此，构建模型来验证中介效应存在的第2 个条件如下。

其中，中介变量为for_finanijt，表示第j省第i个农民家庭在t年是否获得正规融资。

接着，构建模型验证第3 个条件如下。

基于正规融资获得的中介机制分析，如表4 所示。结果显示，步骤2 中数字普惠金融发展指数的回归系数在1%的水平下显著，说明数字普惠金融发展会显著影响农民正规融资的获得，符合中介效应的第二个条件；步骤3 中，数字普惠金融发展指数的系数在5%的水平下显著，正规融资获得的系数在1%的水平下显著，因此数字普惠金融发展指数的系数与步骤1中相比有所减小且显著性下降，符合中介效应的第三个条件。因此，正规融资获得在数字普惠金融发展对农民创业决策的正向作用中起到了部分中介作用，即数字普惠金融能够在一定程度上促进农民获得更多的正规融资，而正规融资获得的增加将会有效促进农民开展创业活动。

表4 基于正规融资获得的中介机制分析

4 结论与建议

基于CFPS 数据和北京大学数字普惠金融指数，研究了数字普惠金融与农民创业决策的关系，发现数字普惠金融的发展能够显著提高农民的创业决策。使用数字金融对女性农户创业的影响比对男性农户大，对处于低年龄段和中等教育水平的农民群体创业的影响更明显。

在影响机制方面，数字金融能够提高农户正规金融服务的可得性，以缓解农户信贷约束，最终激励农民创业。基于上述结论，提出以下3 点建议。

第一，完善数字普惠金融基础设施。目前中国农村地区的数字基础设施建设仍较落后，为实现数字普惠金融在农村地区的进一步推广，必须完善相关基础设施建设。例如加快宽带网络建设及更新换代，增大移动互联网在农村地区的覆盖面积，促进大数据、5G通信等先进数字技术的推广运用，依照数字普惠金融特点大力研发对应的信息终端，进而提高数字金融的终端普及率。

第二，鼓励和引导依托于数字普惠金融的农民创业活动。加强对中等受教育水平农民群体的金融知识和创业知识教育。地方政府可以联合商业银行等金融机构开展数字金融和农民创业的宣传活动，普及创业贷款、理财、互联网金融等相关信息。将数字金融知识教育和创新创业基础课程纳入基础教育中，在潜移默化中提高低年龄段农民群体的金融素养和创业能力，鼓励他们运用数字普惠金融平台开展创业活动。此外，要特别鼓励更多女性农民参与到创业活动中。

第三，通过数字普惠金融平台进一步加强农村正规金融建设。加快农村信用体系建设，建立健全农户信用档案。在客户隐私得到保护的前提下，完善政府部门、正规金融机构和互联网金融公司之间的数据共享机制。由此得到的客户信息有助于正规金融机构针对特定农户群体制定符合其创业需求的金融服务方案，并提供具体的金融产品，进一步促进农民创业。