《社会科学辑刊》2022年第5期，109-115页。
【学习贯彻*共中**十九届六中全会精神专题·数字经济研究】
数字普惠金融的农户创业效应研究
赵丙奇
［摘 要］我国数字普惠金融的发展对农户的创业行为具有积极的推动作用。在中介机制和调节机制视角下，数字普惠金融从个人特性、社会环境和金融素养等多维度全面提高了农户的创业概率，增加农户金融服务可得性、缓解融资约束等。同时，在互联网技术的助力下，数字普惠金融极大地提高农户信息可得性、缓解社会网络对农户创业的限制。因此，政府应着力扩大数字普惠金融发展的覆盖面、深度和数字化程度，创新数字金融服务模式，挖掘数字金融服务潜力；完善社会保障体系，引导居民合理配置金融资产，正确树立创业意识。通过促进数字普惠金融体系的成熟与完善，助推农村地区的“双创”发展，使之成为助力乡村振兴的有效手段。
［关键词］数字普惠金融；农户创业；中介效应；数字农业；金融素养
［基金项目］浙江省哲学社会科学规划课题（19NDJC114YB）
［作者简介］赵丙奇，宁波大学商学院教授。
［中图分类号］F832 ［文献标识码］A ［文章编号］1001-6198（2022）05-0109-07
一、引言
当前中国经济发展进入“新常态”，创新能力不足、产能过剩等经济发展方式落后和结构失衡导致的问题开始显现，社会就业结构性矛盾日益突出，就业压力凸显，企业家的创业活动在保持经济平稳增长、推动经济转型过程中扮演的角色显得尤为关键。我国政府高度重视创新创业活动：要求实施数字乡村战略，大力发展数字农业，强调通过加强不同主体协同合作、培育壮大创新创业群体，发展多种形式的创新创业支撑服务平台、完善创新创业服务体系。〔1〕借助于互联网、大数据等信息技术，数字普惠金融可以大幅度降低金融机构服务成本，提高服务渗透率，从而极大改善那些被传统金融机构排斥的弱势群体的金融服务可得性。〔2〕虽然发展数字普惠金融有利于低收入群体通过获取合理的金融需求来提高收入水平〔3〕，但是乡村地区创业在现阶段的发展问题依然是资金链供给不足，融资约束制约农户创业活动。〔4〕数字普惠金融通过降低农户融资成本扩大信贷可得性，以有效缓解贫困农户、新型农业经营主体等弱势群体的融资约束问题，促进创业。同样，通过互联网打造的便捷畅通的社交关系网络打破了时空上的信息壁垒〔5〕，为农户与金融机构之间的信任关系构建信息流动分享渠道。〔6〕
不少学者揭示数字普惠金融对农户创业行为有促进作用〔7〕，但中国农村各地文化经济社会环境发展迥异，数字金融对农户创业的影响存在差异。〔8〕而且关于数字普惠金融与创业的研究主要是关于整体影响，未能系统地阐述数字普惠金融在农户创业影响上的作用机制以及作用机制之间的相互影响关系。国内外针对农户创业影响因素的研究众多，本文从个人特性、社会环境和金融素养多维度分析农户创业的影响机制，同时剖析中介机制和调节机制视角下数字普惠金融影响农户创业的作用机制和效果，补充农户创业的研究内容，为农村地区的“双创”发展提供理论支撑，丰富和拓展了数字金融影响创业的理论与途径，从而为农户创业规划提出更有效的对策建议。
二、数字普惠金融对农户创业影响的效应分析
（一）模型构建
为检验数字普惠金融是否显著影响农户创业效应，构建二元回归模型：
（1）
其中，代表第j个县第i个调查对象是否选择创业的哑变量，指第j个县的数字普惠金融发展水平，为一系列代表第i个调查对象的控制变量，和分别为省份固定效应和年份固定效应，为随机误差项。
（二）数据和指标说明
1.解释变量和被解释变量。本文的数据来自北京大学中国社会科学调查中心实施的中国家庭跟踪调查项目（CFPS）以及金融科技公司蚂蚁集团的数字普惠金融发展水平数据库，选取2012年、2014年、2016年、2018年我国31个省、自治区、直辖市（不包括港澳台地区）的中国农村家庭跟踪调查面板数据，同时匹配相应年份相应地区的数字普惠金融发展水平指数。在剔除缺失样本后，本文使用全国6366个农村个体有效样本进行实证分析。本文的核心解释变量为数字普惠金融指数，为保证实证模型所有指标数据能在同一量纲上，以数字普惠金融发展指数及分指数与100的比值作为原始数据。
2.其他重要变量。根据2012—2018年CFPS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？”若受访者选择从事“个体经营或开办私营企业 ”，则代表受访者选择创业，赋值为1；否则赋值为0。根据现有文献，微观层面影响农民创业行为的因素可以分为农民人力资本、金融素养和社会资本。所选各具体变量的定义及描述性统计见表1。
（三）数字普惠金融对农户创业影响的总效应
基于CFPS（2018）和北京大学数字普惠金融指数，根据上述总效应模型分析2018年数字普惠金融发展对农民创业选择的影响，基准回归结果如表2所示。
表2 数字金融与农户创业：基准回归结果汇总
（1） （2） （3） （4）
DFI
（0.1014）
（0.1154）
（0.0978）
（0.0992）
Gender
（0.0124）
（0.0288）
（0.0194）
Age
（0.0037）
（0.0035）
（0.0035）
Age2
（0.0035）
（0.0041）
（0.0036）
Mar
（0.0166）
（0.0141）
（0.0211）
Healthy
（0.0057）
（0.0054）
（0.0049）
Number
（0.0038）
（0.00344）
（0.0032）
Edu
（0.0070）
（0.0131）
（0.0413）
Risk
（0.0064）
（0.0394）
Tasset
（0.0002）
（0.0046）
Borrow
（0.0160）
（0.0394）
Insure
（0.0156）
（0.0562）
Eco
（0.0110）
Society
（0.0524）
Favor
（0.0121）
Trust
（0.0058）
Cons
（0.2755）
（0.3211）
（0.1397）
（0.2240）
Region 是 是 是 是
OBS 3225 3146 1139 1076
R方 0.0313 0.0662 0.0021 0.0772
注：1.括号内数值为标准误。2.***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著。后表同不一一出注。本文还作了2012年、2014年、2016年的总体效应实证分析，与2018年实证结果基本相似，这里不作表格分析。
除第（1）列外其它几列回归中加入一系列农户家庭特征等控制变量，结果发现：男性、年龄越大，已婚、家庭成员越多且越健康的农户选择创业的几率越大；在社会资本方面投资风险资产、家庭资产的总量越多，购买保险及熟知信贷渠道的农户越倾向于创业；农户为工会或协会成员，其创业率更高，说明金融支持在贫困地区存在“精英俘获”的现象，政策导向、资源更易流向精英家庭。农户“自我认知社会关系信任程度”对于农村居民创业选择的影响为正但不显著，可能原因是基于个人认知的社会信任程度有效信息不足，从而对农村创业选择影响不够显著。本文用每年人情礼支出来量化社会网络大小，发现社会网络越大的农户其创业率也越高。Djankov指出社会网络有助于个人获取创业所需的资源和信息，并分散创业活动的风险。〔9〕
（四）稳健性检验
使用2012—2018年覆盖广度、使用深度及数字化程度三个二级维度指标对估计结果的稳健性进行了检验。经检验，单独回归时，覆盖广度和使用深度指数在促进创业行为方面效应显著，而数字化程度对农户创业的作用不显著。三者的共同作用对农村居民的创业行为其实都有显著作用。据此推测，导致农村地区数字化程度对创业率不明显的原因可能是：农村地区数字金融的覆盖广度和使用深度发展程度较高，而数字化程度的发展还不够充足。再对2012年、2014年、2016年数据进行同步实证，通过与上述实证对比，发现在所有模型中，数字普惠金融发展分指数回归系数的符号方向和稳健性都没有发生实质性改变，从而表明基准回归结论是稳健可靠的。
（五）内生性检验
参考潘越等的内生性检验方法，采取数字普惠金融指数的滞后一期DFI—1，运用广义矩估计方法进行回归分析。〔10〕同时参照Bartik的做法，构建Bartik工具变量（滞后一期的数字普惠金融指数与时间维度上的一阶差分的乘积）。〔11〕利用2012—2018年面板数据，在方程中同时控制年份和地区固定效应进行双向固定效应回归。结果显示DFI—1的估计系数显著为0.1986，而且DFI—1的系数相比于同期指数对农户创业行为的促进作用更大，说明数字普惠金融对农户创业的促进作用具有明显的时滞性。基于Bartik工具变量的回归结果，数字普惠金融的发展能够显著促进农村地区居民的创业行为，第一阶段F统计量均远大于10，工具变量是有效的。①比较基准模型和工具变量回归后的模型，发现数字普惠金融指数与农户创业之间的相关性和显著性均保持一致，工具变量回归的估值系数较之前的实证结果有所增加，具有较好的稳健性，进一步说明上述纠正内生性问题的措施是可行的。
三、数字普惠金融影响农户创业的作用机制
（一）中介效应模型
以上是关于数字普惠金融与创业的整体效应研究，但是农户创业的影响因素众多，以下将系统地阐述数字普惠金融影响农户创业的作用机制，以及作用机制之间的相互关系，具体影响路径详见图1。采用数字普惠金融与某种特征因素的中介效应检验方法，构建如下中介效应模型：
（2）
（3）
式（2）考察了数字普惠金融对中介变量的影响，选取三类指标，分别考察数字普惠金融对农户社会网络强度、金融素养水平以及融资渠道决策的影响，如果中介变量的回归系数显著，则说明数字普惠金融会对农户特性因素产生影响；式（3）将数字普惠金融与特性变量统一纳入方程中对农户创业行为进行回归。通过分析回归系数和的显著性，即可判断中介效应是否存在。
（二）中介效应检验
前文的基准回归、稳健性检验和内生性检验结果都证明了数字普惠金融发展能够显著提高农村地区居民的创业率。基于上述实证结论，本部分进一步讨论数字普惠金融发展是通过什么机制以促进农村居民创业行为。针对图1提出金融素养视角、社会网络视角以及信贷渠道视角三个方面，分析数字普惠金融影响农户创业行为的具体路径。下文所纳入机制研究的变量一律不考虑进控制变量中。表3分别从农户社会网络强度、金融素养水平和融资渠道决策的角度，针对“数字普惠金融→→农户创业行为”这一传导机制进行探究。使用Sobel方法检验该中介效应的显著性，Sobel检验的Z值均显著。结果中数字普惠金融的系数基本上也显著，意味着存在部分中介效应。
表3 中介效应检验
（1）
（2）
（3）
DFI
（0.0060）
（7.8881）
（0.0060）
（0.0987）
0.0234 0.0012 0.0249
DFI
（0.0060）
（102.3478）
（0.0062）
（0.0008）
0.0234 0.1238 0.0295
DFI
（0.0086）
（0.0080）
（0.0090）
（0.0180）
0.0256 0.0887 0.0309
控制变量 是 是 是
控制省份 是 是 是
控制年份 是 是 是
（三）提高农户金融素养
在进行金融素养机制检验中，本文分别采用OLS和Logit回归模型，以验证数字普惠金融通过提高农户的金融素养对农村居民创业产生的影响。表4仅显示Logit回归结果：个人风险偏好更高的农户有更大的概率选择创业，而数字普惠金融发展对其促进作用有显著的提升效果（见表4列1）。数字普惠金融发展提高了购买保险的农户选择创业的概率（见表4列2）。白雪秋等学者探讨中国城乡收入差距本源性问题，由于农产品的使用价值主要是满足消费者的基本生存需要，其附加值不高；同时由于自然束缚和信息不对称等原因而存在较高风险。〔12〕加之现阶段农村地区社会保障和医疗制度以及保险市场等其他相关市场仍不完善，农村家庭风险承受能力较差，而数字普惠金融的发展可以提高农村地区保险等基础设施的覆盖率和应用度，因此能够提高农村地区的创业概率。擅长使用互联网开展商业活动的农村居民更倾向于选择创业（见表4列3），而数字普惠金融发展能够激励这种促进作用。以电子商务为例，王金杰等学者指出电子商务显著地促进了农村居民的创业选择及其创业投资和雇佣规模。〔13〕另一部分学者认为互联网商业活动的进行表明农村居民的金融包容性更大，在创业过程中面临的融资门槛有所降低，农村地区数字金融的发展提供了更多附加值高的机会型创业项目。〔14〕
（四）加强农户社会网络
农村居民参加协会或工会等正规组织对于居民选择创业有较为显著的正向影响（见表4列4），而数字普惠金融的发展增强了协会或工会成员更倾向于创业行为的决策力度。从理论层面上看，居民或其家庭成员是乡、村干部或协会、工会成员的农户更易获得一些资金*款贷**，得到金融支持的可能性也越大，金融支持也存在“精英俘获”现象。使用礼品支出金额的对数值作为社会网络的代理变量，农户在人情礼支出上的占比越高，选择创业的概率就越高，而数字普惠金融的发展会增强其促进作用（见表4列5）。在数字金融环境下，农户通过互联网技能和工具来增强社会网络的参与度，使自身与亲友、合作伙伴等之间的联系更为密切。社会参与度提高和社交范围扩大会增加人情礼支出，促进农户便捷地获取创业信息和完善良好的创业环境。数字普惠金融的发展可以通过增加农村居民之间的信任度来提高创业率，但是显著性不强（见表4列6）。从理论上可知，数字金融能够增进农户的社会信任，而社会信任又能促使农户转变创业观念，提高创业的可能性。
（五）缓解农户融资约束
农民对信贷的需求，可能有两种用途，一种是抵御风险和平滑消费，另一种是获得创业所需要的资金。这里主要研究年净收入水平超过国家最低收入水平的农村居民数据，分析数字普惠金融如何调节融资约束和融资渠道以促进农户创业。如表5所示，进行信贷活动的农村居民有更大的概率选择创业（见列1），数字普惠金融通过促进农户的信贷获取，缓解信贷约束，以激发农户的创业活动（见列2），众多学者的研究结果也证明了数字普惠金融在促进农村居民创业过程中起到的信贷机制。农村地区的创业农户更倾向于选择非正规信贷（见列3），数字普惠金融的发展可以对创业农户选择非正规信贷起到一定的抑制作用，即数字金融能促进农村居民选择正规信贷，以解决创业资金约束等问题（见列4）。类似相关研究已经证实上述结论，黄凯南等学者根据家庭是否使用信用卡来衡量居民家庭面临的流动性约束，发现数字金融发展能够降低居民的信贷约束和预算约束，提高当期流动性。〔15〕所以数字普惠金融能完善农村地区正规信贷获取的渠道，显著地促进家庭正规信贷的可得性。
表5 借款途径与创业行为：机制研究
（1） （2） （3） （4）
DFI
（0.7686）
（0.1407）
（0.7688）
（0.1379）
Borrow
（0.9732）
（0.1874）
DFI×Borrow
（0.1248）
Ft7
（0.3070）
（0.1198）
DFI×Ft7
（0.1239）
控制变量 是 是 是 是
控制省份 是 是 是 是
控制年份 是 是 是 是
Obs 3558 3558 3492 3492
四、研究结论与建议
本文使用具有代表性的全国范围内的大量家庭问卷调查数据，涵盖2012—2018年我国31个省份的面板数据。通过对相关理论以及文献的梳理，使用STATA数据分析软件，选取Logit回归模型，进行具有针对性的基准回归分析、稳健性检验、内生性检验、异质性检验等计量统计分析方法，较为深入地探究我国数字普惠金融发展对农村地区居民创业行为的影响，并对数字普惠金融如何影响农村居民创业的机制进行实证分析和检验。结合理论分析以及实证检验结果，本文可以得出以下结论：（1）数字普惠金融能够增加农村居民的创业概率，而且滞后一期的数字普惠金融指数结论也显示，数字金融的发展对创业效应有更好的促进作用。而数字普惠金融指数的三个维度尤其是使用深度对创业水平的提升作用最为显著，为创业提供了信贷、信息等各方面的支持。（2）通过数字普惠金融创业机制分析，发现数字普惠金融能够通过扩大农户金融知识、降低风险厌恶、增加财富水平，进而促进农户创业。（3）数字普惠金融能够通过增加农户金融服务可得性、缓解融资约束、减少信贷约束等来促进农户创业。（4）数字普惠金融通过互联网技术提高农户信息可得性、缓解社会网络的限制等来促进农户创业。
同时针对上述实证结论，并结合农村创业现状，为农村创业提供一个更有利的环境，本文提出以下政策建议：第一，政府可以在全民发掘和启动先进的创业模式和创业理念，利用各种新闻媒体和宣传团体，重点宣传农户在创业过程中的观念转变、曲折道路、成功模式和个人经验。同时提高农村金融教育在国家金融教育战略中的地位，加强政府、学校、金融机构等不同主体在推进农村金融教育中的协调与配合。第二，进一步扩大数字普惠金融发展的覆盖面、深度和数字化程度，创新数字金融服务模式，挖掘数字金融服务潜力，推动数字普惠金融发展。从结论来看，创业效应是三个维度联合作用的结果，其中使用的深度对创业作出相对较大的贡献。第三，社会网络是中国人际关系社会的核心结构，完善社会保障体系，引导居民合理配置金融资产，正确树立创业意识。同时有助于获取金融投资的相关信息，降低参与金融市场的成本。
〔参考文献〕
〔1〕《*共中**中央 国务院印发〈乡村振兴战略规划（2018—2022年）〉》，2018年9月26日，http://www.moa.gov.cn/xw/zwdt/201809/t20180926_6159028.htm，2022年3月16日。
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〔10〕潘越、宁博、戴亦一：《宗姓认同与公司治理——基于同姓高管“认本家”情结的研究》，《经济学（季刊）》2020年第1期。
〔11〕钱雪松、杜立、马文涛：《中国货币政策利率传导有效性研究：中介效应和体制内外差异》，《管理世界》2015年第11期。
〔12〕白雪秋、包云娜：《中国城乡收入差距本源性探讨——基于劳动价值论视角》，《社会科学辑刊》2021年第5期。
〔13〕王金杰、李启航：《电子商务环境下的多维教育与农村居民创业选择——基于CFPS2014和CHIPS2013农村居民数据的实证分析》，《南开经济研究》2017年第6期。
〔14〕湛泳、徐乐：《“互联网+”下的包容性金融与家庭创业决策》，《财经研究》2017年第9期。
〔15〕黄凯南、郝祥如：《数字金融发展对我国城乡居民家庭消费的影响分析——来自中国家庭的微观证据》，《社会科学辑刊》2021年第4期。
【责任编辑：田 华】