数字普惠金融如何影响农村居民创业活动——来自中国家庭追踪调查（CFPS）的证据
■ 母璇
中国科学院大学中丹学院 北京 100190
我国正处于实现“两个一百年”奋斗目标的历史交汇期，人民日益增长的美好生活需要与不平衡不充分的发展之间的矛盾成为社会的主要矛盾。中共中央、国务院在《关于实施乡村振兴战略意见》中指出，我国发展不平衡不充分问题在乡村最为突出，这主要表现在农民持续增收的长效机制尚未完全建立等[1]。因此，如何壮大乡村产业并促进农民增收成为新时代“三农”工作的核心要义，也是解决当下这一问题的基本举措。创业作为促进资源融合，拓宽增收渠道的主要途径，是提升农民市场竞争力并促进其增收的源动力，也是实现农村经济发展的关键[2]。
自十三五以来，我国逐步制定实施农村居民创业扶持政策并构建农村创业生态体系，这使得农民创业呈现出良好的发展态势，但依旧面临一定挑战，这些挑战主要分为三个方面：首先，部分农村居民创业受阻于资金短缺及资信水平不足等，这会产生创业融资信息不对称问题并进一步导致融资约束[3]；
其次，社会视野及创业环境的局限性会使农村居民缺乏创业意识，进而导致其较难依靠自身力量把握创业机会；
最后，农村地区存在的外部社会联结不足等问题，可能会通过阻碍农民获取社会资源和使用电子信息技术进而影响其创业动机[4]。因此，满足农村居民创业资金需求、培养其创业意识并提高互联网信息获取能力是改善农村居民创业现状的重要途径。
随着信息技术的不断发展，数字科技所具有的普及性、便捷性和可信性等特点让其在解决信息不对称、资金约束等问题中展现出独有优势，这有助于个体获取更多信息以提升自身能力[5]。数字普惠金融作为立足于数字技术的金融服务体系，因而能够为促进农村居民创业提供新的思路。根据现有实证研究，谢文武等[6]从家庭创业视角表明，数字普惠金融使用深度可正向影响农村家庭创业活动，且该种作用呈现区域的异质性特征，秦润秋[7]认为数字普惠金融可通过正规融资获得进而正向影响农民家庭创业决策。另外，黄倩等[5]从个体创业视角表明，数字普惠金融及其覆盖广度、使用深度以及数字化程度均可显著促进农民创业。具体来说，数字普惠金融可通过影响农民的信贷可得性、电子支付使用及信息获取进一步影响创业活动。
但现有研究仍存在以下不足。首先，从研究角度来看，多数研究采用宏观视角探究普惠金融对农村地区或家庭创业的影响，较少聚焦于个体。根据史晋川等[8]的观点，使用个体层面的数据可以克服变量的度量误差问题；
另外，从个体层面探究普惠金融对创业活动的影响有助于进行精准深入的机制分析。因此，基于微观视角探究普惠金融对农村个体创业的影响可以为该领域提供更细粒度的结论补充；
其次，从研究内容来看，探索数字普惠金融对农村居民创业活动影响机制的文献仍然较少[5]。虽然有学者已经关注到这一问题，但其相关阐述呈现出“主导机制明显，其余机制离散且不完善”等特点。多数研究强调数字普惠金融作为金融服务体系所具有的融资属性，认为普惠金融可通过增强信贷可得性、缓解融资约束等间接促进农村居民创业活动[5][7][9]，这也被很多学者看作是该过程的主导机制。较少有学者关注数字普惠金融作为互联网技术在社会金融服务领域的应用所具备的科技及社会属性等，探究普惠金融对提高农村居民自身创业能力，如互联网信息获取能力，及培养农村居民创业意识的作用。
根据传统制度理论，制度是规则集合[10]，可决定一个国家或地区是否拥有积极的创业环境并同时影响个人创业行为[11]。2015年底，国务院发布《推进普惠金融发展规划（2016-2020）》，这使得互联网技术得到深入普及并为农村居民提供技术环境，使其能够快速提升互联网信息获取能力，获得人力及社会资本进而促进其创业；
这也让农村居民意识到电子商务对于开展创业活动的重要性，进而引发其对创业的思考并促进创业；
另外，家庭创业榜样对农村居民创业也十分重要。根据社会学习理论，对他人进行观察可使个体获得关于自我可能性的认识，进而引发其产生行为[12]。作为“通常被看作是可以影响潜在创业者目标设定及创业动机的模板”，家庭创业榜样可通过提供创业资金及积极商业经验进而促进个体产生创业意向[13]。
因此，基于2018年中国家庭动态追踪调查（CFPS）及北京大学数字金融研究中心于同年构建的“中国数字普惠金融发展指数”，本研究旨在探究数字普惠金融对农村居民创业活动的影响，并引入互联网信息获取能力、电子商务重要性感知及家庭创业榜样等构建该影响的作用机制框架，以此对现有文献进行理论补充。
1.1 数字普惠金融对农村居民创业活动的影响效应
基于宏观和微观层面，现有文献表明数字普惠金融可正向影响农村居民创业活动。从宏观层面来看，Xie等[14]表明数字普惠金融深度发展对促进农村创业具有显著作用，且该影响具有区域异质性；
张勋等[15]认为，数字金融可以促进农村家庭创业并提高创业机会均等化，且在低物质和低社会资本家庭更为显著。从微观层面来看，秦润秋[7]证实数字普惠金融可显著促进农民的创业决策，且在女性、低年龄段和中等教育水平的农民群体中更为显著；
黄倩等[5]同样强调，数字普惠金融发展可显著促进农户创业，且其覆盖广度、使用深度以及数字化程度均会影响农户创业。
学者对该过程作用机制的探讨主要集中在以下方面。第一，数字普惠金融可通过缓解融资约束、降低融资门槛等促进农村居民创业活动。一方面，数字普惠金融可打破地域限制，借助新型技术手段为经济落后地区的农民提供金融服务，以此缓解农村融资约束以促进农民创业[16]；
另一方面，数字普惠金融可为农民提供多种融资渠道并降低其贷款限制，通过提高融资效率帮助农民开展创业[17]。第二，社会信任可中介数字普惠金融与农村居民创业之间的关系。基于其信息透明度高，便于扩展社会资本等特点，它有利于提升社会信任程度，并通过加强风险分担等与正规制度互为补充，以此推动创业活动展开[18]；
第三，数字普惠金融可通过便捷电子支付使用从而正向影响农村居民创业。由于数字普惠金融依托多种信息科技，农村居民可通过其进行快速交易，进而使资金交易更加透明化和准确化，以此降低创业成本并进一步推动创业发展[19]；
第四，数字普惠金融可通过扩展创新商业模式进而促进农村居民创业。数字普惠金融的出现重塑了诸多商业模式，如电商、网络直播等，这为农民提供更多创业机会，有利于农村居民开展创业活动[6]。因此，提出假设1：
H1：数字普惠金融及其覆盖广度和使用深度可正向影响农村居民创业活动。
1.2 数字普惠金融对农村居民创业活动的影响机制
本研究认为，除直接效应外，数字普惠金融还可通过以下机制对农村居民创业活动产生影响。（图1）
图1 数字普惠金融对农村居民创业活动的理论分析框架
首先，数字普惠金融的互联网信息获取效应可促进农村居民创业。根据社会认知生涯理论[20]，自我效能感被定义为"相信自己有能力组织和执行所需行动以取得一定成就"[21]，它被认为是影响个体的目标选择的重要因素。互联网信息获取能力作为拓展创业资源、学习创业技能的重要途径之一，就可通过提升农村居民的创业自我效能感进而影响其做出创业选择。随着数字普惠金融的深入发展，农村地区科技环境得到大幅提升，这使得农村居民更容易接触使用互联网，并从中获取创业信息及资源，以此促进其开展创业活动。因此，提出假设H2:
H2：数字普惠金融可以通过增强农村居民互联网信息获取能力进而促进其开展创业活动。
其次，数字普惠金融的电子商务感知效应可促进农村居民创业。根据期望价值理论，感知重要性可以被看作是个体赋予某一目标的价值，个体认为达到这一目标的价值越大，其产生的行为动机就越强[22]。延伸至农村居民创业情景，即农村居民对电子商务重要性感知越强，就越有可能产生创业动机进而促进其产生创业活动。数字普惠金融作为数字科技在社会金融服务的应用，可以提高电商平台在农村地区的普及力度，进而间接影响农村居民对电子商务的重要性感知，以此激发其创业动机并产生创业行为。因此假设H3被提出。
H3：数字普惠金融可以通过增加农村居民电子商务重要性感知进而促进其开展创业活动。
另外，家庭创业榜样对农村居民开展创业活动具有促进作用。根据上述论述，农村居民对电子商务重要性感知越强，其产生创业活动的可能性越大，但个体在实施行为前，还会对该行为的可行性进行评估。Oyserman等[23]认为，感知重要性和可行性是预测个体产生行为的重要变量。感知重要性可通过引发个体内在动机及积极情绪，进而促进行为产生；
可行性可通过影响个体对行为的感知相似性，进而促进其提升能力形成自我效能感，进一步促进行为产生。家庭创业榜样作为“潜在影响个体创业动机及行为的模板”，可以通过提供如何创业等信息，提高个体对创业的感知可行性进而促进其产生创业活动[24]，这可为农村居民产生创业行为提供除感知重要性外的另一途径。因此，相比于没有家庭创业榜样的农村居民，拥有家庭创业榜样的个体除电子商务重要性感知外，还可通过提升创业可行性感知开展创业活动。因此。家庭创业榜样可能负向调节电子商务重要性感知与其创业活动之间的关系。基于以上，假设H4被提出，由此也可构建以电子商务重要性感知为中介变量，以家庭创业榜样为调节变量的有调节的中介模型。
H4：家庭创业榜样可负向调节农村居民电子商务重要性感知与其创业活动之间的关系。
2.1 数据说明
本研究的样本数据来源于2018年中国家庭动态追踪调查（CFPS）及北京大学数字金融研究中心于同年构建的“中国数字普惠金融发展指数”。经数据清洗及农村样本筛选等处理后，共得到观测样本15954 个；
另外，除采用数字普惠金融发展指数外，本研究将其使用深度和覆盖广度也纳入使用范围。
2.2 变量的定义和说明
（1）因变量。农村居民创业活动，根据CFPS 问卷中的“当前工作类型”题项，选择当前工作为非农且为自己工作的个体标记为1，否则为0。
（2）自变量。数字普惠金融指数。参考张青等人的数据处理方法[16]，对各省份数字金融普惠指数取常用对数值，并将其与农村居民所在省份进行匹配。
（3）中介变量。电子商务重要性感知，根据受访者对CFPS 问卷中“使用互联网时，商业活动的重要程度”的打分，将得分大于1 的值设置为1，其余均设置为0；
互联网信息获取能力，对CFPS 问卷中“使用互联网进行社交、工作、学习的频率（次）”这三个题项的数据进行加总。将打分大于9的值设置为1，其余均设置为0。
（4）调节变量。家庭创业榜样。根据个体所在家庭及个体父母所在家庭的创业情况对其是否拥有家庭榜样进行判断。若个体的关联家庭中含有创业者且创业者不是该个体，则将其视为具有家庭创业榜样，对应值设置为1，否则为0。
（5）控制变量。与现有文献保持一致[16]，控制变量包括个体特征、家庭特征及地区特征。具体变量说明如表1所示。
表1 变量说明
2.3 模型设定
由于本研究的因变量为二元虚拟变量，和现有文献一致[3][25]，首先构建Probit 模型以验证假设1。具体模型如下：
其中，Entreprei表示农村居民i是否参加创业活动，indexi代表数字普惠金融发展指数、覆盖广度及使用深度，Controli代表各控制变量。
为验证假设2 的中介效应，本研究引入中介变量互联网信息获取能力，具体如模型（2）所示,数据分析方法为二元Logistic回归。
其中，index代表数字普惠金融发展指数,Med代表互联网信息获取能力；
为验证假设3 和4 的有调节的中介效应，本研究引入中介变量电子商务重要性感知和调节变量家庭创业榜样，具体模型如下：其中，Med代表电子商务重要性感知，role_m代表家庭创业榜样。
3.1 描述性统计分析
根据表2，农村居民创业活动均值为0.05，表明有5%的农村居民从事创业活动。数字普惠金融发展指数、覆盖广度和使用深度的均值分别为2.466，2.440 和2.438。农村受访者的平均年龄为44.56 岁，平均家庭人口规模为4.51 人，其互联网信息获取能力的平均值为0.224，电子商务重要性感知的平均值为0.233，7%的农村居民拥有家庭创业榜样。
表2 描述性统计分析
3.2 数字普惠金融与农村居民创业活动回归结果
表3为数字普惠金融对农村居民创业活动的回归结果。在加入个体特征、家庭特征及地区特征等控制变量后，根据模型1，数字普惠金融发展指数的边际影响为2.028（p＜0.01）；
根据模型2，数字普惠金融覆盖广度的边际影响为2.048（p＜0.01）；
根据模型3，数字普惠金融使用深度的边际影响为1.101（p＜0.01）。这可表明数字普惠金融指数及其覆盖广度和使用深度均可正向影响农村居民创业活动，因此，假设1得到验证。
表3 数字普惠金融与农村居民创业活动回归结果
3.3 互联网信息获取能力的中介效应
基于Baron 等[26]的中介作用检验原则，本研究旨在探讨互联网信息获取能力在数字普惠金融与农村居民创业活动之间的作用，具体数据分析结果如表4 所示。根据模型1，数字普惠金融对农村居民创业活动之间的回归系数显著（β=3.456，p＜0.01）；
根据模型2，数字普惠金融对互联网信息获取能力之间的回归系数显（β=1.811，p＜0.05）；
根据模型3，在模型1 上增加互联网信息获取能力后，数字普惠金融可显著预测农村居民创业活动（β=3.277，p＜0.05），且互联网信息获取能力对农村居民创业活动的影响也显著（β=0.672，p＜0.01），因此H2 得到验证。
表4 互联网信息获取能力的中介效应分析
3.4 电子商务重要性感知的中介效应及有调节的中介模型构建
基于叶宝娟等[27]的观点，本研究对电子商务重要性感知及家庭创业榜样在数字普惠金融与农村居民创业活动之间的作用进行检验，具体分析结果见表5。根据模型1，数字普惠金融可正向促进农村居民创业活动（β=3.797，p＜0.01）；
根据模型2，数字普惠金融对电子商务重要性感知具有正向促进作用（β=3.472，p＜0.01）；
根据模型3，电子商务重要性感知可正向预测农村居民创业活动（β=1.052，p＜0.01），且数字普惠金融对农村居民创业活动仍存在显著正向影响（β=3.135，p＜0.01），由此H3 得到支持。根据模型4，电子商务重要性感知与家庭创业榜样的交互项对农村居民创业活动具有负向预测作用（β=-0.363，p＜0.01），即家庭创业榜样负向调节电子商务重要性感知与农村居民创业活动的关系。因此H4 得到支持。
表5 电子商务重要性感知的中介效应分析及有调节的中介模型构建
4.1 替换回归方法
为保证数字普惠金融与农村居民创业回归结果的稳健性，本研究使用Logit 模型和OLS 模型替换原有Probit模型对该回归关系进行再次验证。根据表6，数字普惠金融发展指数及其覆盖广度和使用深度对农村居民创业活动仍存在显著正相关关系，该结果并未与原模型产生实质性差异，即原模型具有稳健性。
表6 更换模型的稳健性检验分析
4.2 工具变量法
为避免因内生性问题导致的模型系数结果偏差，本研究旨在使用工具变量法对遗漏变量及变量间可能存在的反向因果问题进行处理。根据现有文献，本研究将农村居民所在地区省会城市与杭州市的球面距离的常用对数值(distance)作为数字普惠金融发展指数的工具变量[28]。由于蚂蚁集团可充分带动杭州地区数字技术的快速发展，且参与数字普惠金融指数的编制过程，因此农村居民所在地区与杭州的距离可能会影响该地区数字普惠金融的发展。尚未有证据发现该距离会对农村居民创业活动产生影响，因此该变量符合选取工具变量的相关性和外生性要求。具体分析结果如表7所示。
表7 内生性检验分析
第一阶段回归结果表明，农村居民所在地区省会城市与杭州市的球面距离对数字普惠金融发展指数及其各维度均存在1%统计水平上的显著影响，即该距离对内生变量具有较强解释力，这表明该工具变量的选取具有一定合理性。此外，在控制内生性问题后，根据第二阶段回归结果，数字普惠金融及其各维度对农村居民创业活动仍存在1%统计水平上的显著影响，因此前文结论得到支持。
我国仍存在地区经济及技术发展不均衡等问题，这可能使数字普惠金融对农村居民创业活动的影响在不同地区内有所差异。为进一步对该影响进行异质性检验，本研究将样本划分为东部（area1）、中部（area2）、东北部（area3）及西部地区（area4）进行分组回归。根据表8，数字普惠金融发展指数对农村居民创业活动的影响在东部和西部地区显著，在中部和东北部地区不显著。
表8 地区异质性检验
由于中央加大对西部地区数字普惠金融的扶持力度，签订如《普惠金融发展专项资金管理办法》等条例，建立试点并以最高奖补档次对其予以奖励，这使得数字普惠金融在西部地区得到大力发展，因此它对农村居民开展创业活动的影响也较为明显；
另外，东部地区经济发展态势仍旧良好，且互联网等技术设施建设完备，这可以为数字普惠金融的发展奠定基础，因此数字普惠金融可对农村居民创业活动产生显著影响。
现有文献较少探索数字普惠金融与农村居民创业活动的关系，且缺乏对该影响机制的完善讨论。多数研究强调数字普惠金融的融资属性，认为数字普惠金融可通过缓解融资约束、提供信贷支持等促进创业，较少关注数字普惠金融对农村居民创业意识及创业能力的影响。而创业能力和意识是引发个体产生创业动机并促进其创业的重要源动力，可真正实现农村居民由“要我创业”向“我要创业”的转变。因此，本研究旨在引入互联网信息获取能力、电子商务重要性感知及家庭创业榜样构建数字普惠金融对农村居民创业活动的作用机制，基于2018年中国家庭动态追踪调查（CFPS）及北京大学数字金融研究中心于同年构建的“中国数字普惠金融发展指数”，实证分析数字普惠金融对农村居民创业活动的影响及其影响机制。研究结果表明，数字普惠金融发展指数及其覆盖广度和使用深度均可显著促进农村居民创业活动，该结论经Logit模型和OLS 模型检验，并在控制内生性问题后仍然成立，因此具备一定稳健性。该结论与黄倩等[5]的已有观点一致。另外，数字普惠金融可通过影响农村居民的互联网信息获取能力及电子商务重要性感知进一步影响其创业活动，家庭创业榜样可调节电子商务重要性感知与农村居民创业活动之间的关系。异质性检验表明，数字普惠金融在我国东部和西部地区对农村居民创业活动存在正向影响。上述结论强调数字普惠金融作为金融服务体系具有的社会属性，表明除便利融资外，数字普惠金融还可通过以上途径影响农村居民创业活动，以此对现有理论予以补充。
该结论可为我国深入发展数字普惠金融，促进农村居民开展创业并推动新三农工作提供政策建议。第一，优化农村地区网络设施配置，推动区域数字技术改革，特别是深化数字普惠金融在欠发达地区如中西部地区的发展，逐渐改善其地区发展不均衡现状。提高数字普惠金融的覆盖广度和使用深度，充分利用数字普惠金融可缓解融资约束、提高融资效率等特点，使其能够实现数字金融服务的“最后一公里”进而带动农村居民开展创业。第二，加强数字普惠金融的普及力度，带动农村居民互联网信息获取能力培养，拓宽其获取创业社会及人力资本的渠道。例如，政府可定期开展“帮扶活动”、互联网使用培训会等加速互联网普及力度。第三，在农村地区持续推广电子商务活动，增强农村居民创业意识，并提高其对电子商务重要性的感知。数字普惠金融作为系统服务工程，除提供融资支持外，还应完善电子商务平台打造、推动新型媒介升级等，让农村居民充分感受数字普惠金融除“信贷支持”以外的创业意识体验。第四，鼓励农村居民树立家庭创业榜样并营造家庭创业氛围。政府可引导创业家庭内部或创业家庭之间开展“创业分享会”以提升创业技能并获取创业资源。
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