共同富裕视角下数字金融促进农户创业机制与路径

一、引言

“治国之道，富民为始”。共同富裕是社会主义的本质要求，是中国式现代化的重要特征。《“十四五”规划和2035年远景目标纲要》明确提出，到2035年，全体人民共同富裕取得更为明显的实质性进展。当前促进共同富裕，最艰巨最繁重的任务仍然在农村。长期以来，我国农村存在劳动力过剩但生产要素利用率不高、农村产业政策力度大但农村产业发展滞后的现实问题。农户创业成为整合农村资源、提升产业附加值，将传统分散化的农户经营转为集中经营、增加就业弹性的主要途径（王庶、岳希明，2017），是盘活生产要素、助力农户增收和解决农村发展的重要抓手。在国家政策引导和推动下，虽然农村创业取得阶段性成果，但农户创业仍然受制于诸如资金门槛、信贷约束等多方面因素。

数字金融应在秉承普惠金融理念的同时利用数字化技术更好地服务农户，在支持农户创业、实现共同富裕的道路上应大有作为。一方面，针对农户与资金供给者之间的信息不对称（谢绚丽等，2018）以及获取资金面临极高交易成本与效率损失的问题（殷浩栋等，2017），数字金融可通过数字技术的运用增强信息传递效率，更加有效地分析农户信用情况、改善信用监控，从而降低金融机构的交易成本，提高农户贷款获取率。与此同时，数字金融采取创新化的储蓄、信贷方式可以扩大农户对于金融资源接触与获得的可能，提高农户询价、议价能力（黄倩等，2019）。另一方面，数字金融可以实现对农户资金需求的“精准匹配”，从而使得外部资源与农村内部资源形成良性互动，促进农业生产、人才、信息以及管理等要素的市场化进程与要素合理配置。农业生产要素配置改善的带动效应使得农业生产经营活动整体效率得到提升。同时，数字金融内涵的技术溢出效应有助于培养农户创业者的技术使用意识，进而提升农户创业者的生产要素整合能力及经营素质（杨怡等，2022）。综上所述，数字金融通过使用数字技术增强了信息搜寻、识别与加工的能力，降低了金融服务的成本，并有效解决了相关主体间信息不对称的问题。因此，数字金融凭借其低成本、低门槛、交易高效等特点提高了对普通消费者、中小企业等“长尾群体”的服务能力，拓展了“长尾市场”的盈利空间，可以有效满足农户群体小额、零散、不确定性强等特征的金融需求（张勋等，2019），从而最终促进农户创业实现共同富裕。

二、理论机制与假说（完整版详见知网）

三、数据、变量及模型设定

（一）数据来源

本文使用的数据来源于三部分。第一，中国家庭金融调查（CHFS）。本文对该数据进行如下处理以满足研究需求：（1）剔除城镇地区样本；（2）保留受访者为户主的样本；（3）剔除主要变量缺失样本；（4）对主要连续型变量进行上下1%缩尾处理以避免极端值影响；（5）为体现工作动机产生、丧失与年龄的关系（郭厦，2022），本文将户主年龄限制在18～60岁，最终形成有效样本5971个。第二，北京大学数字普惠金融指数（郭峰等，2020）。本文将数字普惠金融指数按照省级编码与CHFS数据匹配并将该指数原始数据除以100。第三，国家统计局和相关年鉴。本文有关地区宏观控制变量数据来源于国家统计局及年鉴数据。

（二）变量选取

1.被解释变量

非农创业。CHFS问卷中“目前，您家是否从事工商业生产经营项目，包括个体户、租赁、运输、网店、经营企业等?”判断农户是否从事非农创业，若受访农户回答“是”则认为其从事非农创业。

农业创业。CHFS问卷中“您家属于下列哪种农业生产经营户?”、农业经营收入以及土地流转面积判断，若农户选择“农业企业”“家庭农场”或“专业大户”、农业经营收入大于五万元或土地流转面积大于等于十亩便判断农户从事农业创业。

并行创业。如果农户同时从事非农创业与农业创业两类创业，则认为农户进行并行创业。

农户创业。如果农户从事非农创业与农业创业两类创业中的其中一种则认为农户进行创业活动，将农户创业赋值为1，否则赋值为0。

2.核心解释变量

数字金融。本文以数字普惠金融指数作为数字金融的代理变量，并构造“数字金融使用”与“数字普惠金融指数”的交互项，该交互项能够有效识别并判断数字金融使用及数字金融发展程度对于农户创业个体及地区层面的影响。其中“数字金融使用”通过CHFS数据判断农户是否存在互联网借贷、互联网理财、众筹以及数字支付等行为，存在赋值为1，否则记为0。考虑到数字普惠金融指数对CHFS调查数据影响的滞后性，本文选取2018年各省的数字普惠金融指数。

3.控制变量

本文参考借鉴前人研究，控制变量设置从个人特征、家庭特征（李伟等，2022；齐乐等，2022；熊德平、黄倩，2022），以及地区特征（李晓园、刘雨濛，2021；王阳、贾晋，2021）三方面出发选取并构建指标。各控制变量具体选择与定义方式的详细情况参见表1。

4.中介变量

融资约束。本文将正规渠道融资约束与非正规渠道融资约束的代理变量设置为：（1）正规渠道融资约束，通过CHFS问卷中农户是否申请贷款与是否得到该贷款确定2个虚拟变量，当农户发生该类行为时赋值为1，否则记为0。（2）非正规渠道融资约束，通过农户是否计划通过民间借款筹集资金和是否得到民间借贷设置2个虚拟变量，当农户发生该行为赋值为1，否则记为0。

经营能力。本文从人力资本投入、社会网络、信息知识获取三方面对农户经营能力进行刻画，具体定义及构建方式如表1所示。

（三）模型构建（完整版详见知网）

四、实证检验与结果分析

（一）基准回归分析

从表2中模型1～模型3可以得出，数字金融的估计系数显著性较为稳定，即使控制了个体、家庭及地区等方面的相关变量，数字金融对农户创业的影响依旧是显著的，这说明数字金融的确有助于农户创业。本文模型4～模型6进一步汇报了数字金融对于农户不同类型创业的影响。

通过对回归结果的分析可以发现，数字金融在1%置信水平下显著提高了农户进行非农创业与并行创业的概率，在10%置信水平下显著提高了农业创业的概率。具体来说，数字金融对于非农创业、并行创业与农业创业的边际效应分别为25.6%、8.62%和3.2%。数字金融对于非农创业的促进作用显著大于对并行创业与农业创业的促进作用，而数字金融对于农业创业促进作用较弱。出现该现象的原因可能为：第一，农民天然拥有类似于土地、泥塘等农业生产资料，农民进行农业创业对于初始启动所需要购买生产资料的资金需求相较于非农创业与并行创业来说要小；第二，目前我国农村规模化农业生产可能较多出现于农业现代化改革示范点，一般地区的农业生产规模还处于小而散的状态，因此农业生产过程中所需求的维系资金量较小；第三，由于农民农业创业的资金需求较小，农民往往更倾向于向亲朋好友等非正规渠道寻求资金支持，这点在上文的描述中也有提及，故进行农业创业的农民对于数字金融的需求较小，数字金融的效用难以触及该类人群。

综上，假设H0：“数字金融促进农民创业”得到初步证实。

（二）影响机制分析

首先，本文检验了农户经营能力在数字金融与农户创业直接的作用机制，相关结果如表3所示。考虑到不同类型的农户创业所需的生产资料、投入资本存在差异，从而可能导致农户经营能力在不同类型的创业选择中发挥不同的作用，形成差异化的机制，因此本文依旧采取使用创业类型细分的办法探究经营能力在其中的作用机理。农户经营能力在不同类型创业中均发挥部分中介作用。具体来看，依据表3第（1）列结果可知，数字金融在1%的置信水平下能够显著增强农户经营能力；第（2）列结果显示数字金融与农户经营能力对农户创业的影响系数均显著为正，农户经营能力的中介效应系数约为0.066，占总效应的比重为14.8%，进一步表明农户经营能力在数字金融影响农户创业的机制中发挥了部分中介作用。从农户不同类型的创业行为来看，农户经营能力在农业创业的中介效应系数为0.045，占总效应比重为6.7%；农户经营能力在非农创业与并行创业的中介效应系数分别为0.291、0.256，分别占总效应的比重为15.25%、14.48%。结果说明，农户经营能力对非农创业与并行创业的中介效应大于农业创业的中介效应，我们认为造成这一结果的可能原因是：第一，非农创业与并行创业相较于农业创业来说，所需要的物质投入、资本消耗要大于农业创业，同时非农创业与并行创业需要协调更多的社会关系，获取更多与创业相关的行业信息，因此对于农民个人经营能力的要求也就越高。换言之，选择非农创业与并行创业的农户拥有更高的经营能力；第二，大多农户长期以来从事农业生产，相较于非农创业来说是天然的“熟练工人”，农户对于农业的了解程度高于非农创业，因此在进行农业创业时所面临的经营风险较小，农户因农业创业而所必须具备的经营能力偏低。

其次，本文检验了融资约束在数字金融与农户创业之间的作用机制，相关结果如表4所示。为探究三者之间的作用机制，筛选出具有融资需求的2727家农户作为研究样本。从第（1）列中可知，尽管研究样本更迭，但数字金融仍对农户创业及三种不同的创业类型具有显著的正向促进作用，且实证结果显示的回归系数与全样本较为接近，估计系数稳健；从第（2）列中可知，数字金融在1%的置信水平下能够显著减缓农户融资约束；由第（3）列可知，融资约束能显著约束农户进行创业选择，即农户融资约束水平越低，则农户选择创业的概率越大。结合表4的回归结果可知，对于农户创业来说融资约束的中介效应系数为0.092，占总效应的比重为21.83%；对于农业创业来说融资约束的中介效应系数为0.124，占总效应的比重为18%；融资约束对非农创业与并行创业的中介效应系数分别为0.580、0.415，占总效应的比重分别为25.45%、20.24%。由此可知，融资约束在数字金融促进农户创业的机制中发挥部分中介效应。

（三）稳健性检验

本文主要采用以下两种方法进行稳健性检验：一是更换回归模型。本文采用Logit模型与OLS模型替换Probit模型再次检验数字金融对农户创业的影响。二是剔除特殊样本。剔除所属地区为直辖市的农户样本，对样本进行重新估计；缩小样本年龄区间，本文将样本中年龄低于21岁或超过55岁的农户剔除；剔除贫困户样本，依据CHFS调查问卷去除属于贫困/低保家庭的样本。表5报告了稳健性检验的结果，由回归结果可知，无论是更替回归模型还是剔除特殊样本，数字金融对农户创业回归系数的正负方向及显著性均未发生变化，其数值也与基础回归结果接近，故说明本文的研究结论是稳健可靠的。

（四）内生性分析

1.潜在因素导致的内生性问题

本文报告了“智能手机使用”（李超伟、张龙耀，2023）与“互联网普及率”（岳慧诗、邹新阳，2021）作为工具变量的Iv-Probit模型回归结果（见表6）。检验结果显示，Wald检验在1%的置信水平下显著拒绝原假设，即不存在弱工具变量的问题；“智能手机使用”与“互联网普及率”第一阶段的回归结果均显著为正，说明两种工具变量均对数字金融有很好的解释力；此外，第二阶段回归结果显示，在控制了内生性问题后，数字金融对农户创业的影响均在1%的置信水平下显著为正，这与前文所给出的结论保持一致，说明本文的估计结果具有稳健性。

2.反向因果、遗漏解释变量导致的内生性问题

农户是否使用数字金融服务可能并不一定是随机的，而是“样本自选择”的结果。故此，本文选择倾向匹配得分法（PSM）构建数字金融影响农户创业的反事实情景假设，缓解因样本自选择问题带来的估计偏差。表7报告了不同倾向匹配得分方法下数字金融对农户创业影响的估计结果，从检验结果来看，各匹配方法的估计结果相近，并且处理组的平均处理效应（ATT）结果显示，在消除处理组与控制组之间可观测的系统差异之后，数字金融对农户创业仍然表现出支持作用。

五、进一步分析

（一）数字金融对创业绩效与经营规模的影响

全面推进乡村振兴，盘活农村资产，增加农民财产性收入，使得更多农村居民勤劳致富，这是实现共同富裕目标的重点任务。那么，数字金融能否实现“机会平等、惠及民生”的“初心目标”，帮助农民分得增长红利的“蛋糕”，实现农民创业增收致富？为此，进一步探讨数字金融对农户创业绩效与经营规模的影响。本文使用农业与工商业收入、农业与工商业资产分别作为农户创业绩效与农户经营规模的代理变量。考虑到创业绩效与经营规模为截断变量，本文采用Tobit模型进行实证检验。

依据表8所汇报的回归结果，可以发现除对并行创业的创业绩效无显著促进作用外，数字金融在不同农户创业类型维度上均对创业绩效与创业规模具有显著促进作用。从创业绩效来看，数字金融对农业创业、非农创业与并行创业的边际效应分别为5.7%、35.8%与12.9%，可以发现数字金融对非农创业的促进作用最大，即数字金融能极大促进非农创业农户的创业收入；从创业规模来看，数字金融对农业创业、非农创业与并行创业的边际效应分别为17.4%、54.1%与26.4%。总体来说，数字金融对非农创业的促进作用最大，实证结果证实数字金融能够实现农民增收致富的美好愿景。

（二）异质性分析

1.创业动机异质性

生存型创业是指在面临生计压力或者缺乏就业机会的情况下开展的创业行为。在这种情况下，创业成为一种生存和谋生的手段，这种创业方式往往是为了满足基本的生活需求而进行的自我雇佣。机会型创业则是指发现并抓住市场机会，通过创新和创业来实现商业成功。机会型创业者愿意冒险并投入大量时间和资源来追求自己的商业目标。本文依据农户是否雇佣他人将农户划分为“机会型创业”与“生存型创业”。

2.个体异质性

农户受教育程度很大程度上影响着农户创业水平，依据烙印理论，农户在接受教育的过程中所积累的管理能力、实用技能和沟通能力能够在创业行为中为农户提供支持，从而提高创业效率和绩效。本文依据户主学历状况将农户受教育水平划分为“低教育水平”与“高教育水平”两个等级。

3.家庭异质性

相较于被雇佣者，创业等自雇佣者行为者往往需要一定的初始投入，即创业行为具有一定的资金门槛。当农户的创业行为面临资金约束时，其拥有的家庭财富不但可直接投入到创业行为中，还可以通过抵押担保等方式获取外部融资机会。本文按照家庭总资产中位数将农户家庭分为“低财富家庭”与“高财富家庭”。

4.区域异质性

地区间的差异通过数字基础设施建设、居民数字经济接受程度、数字经济日常使用等渠道导致数字金融在各地区的发展存在与所处地区经济发展水平相关的差异。为识别不同区域之间数字金融发展水平对农户创业的影响，本文按照农户所在地分为中、东、西部地区。

表9体现了异质性检验的回归结果。从创业动机来看，数字金融对“机会型创业”的促进作用远大于“生存性创业”的促进作用；从个人异质性的角度来看，数字金融对“高教育水平”农户群体上的促进作用体现得更加明显；从家庭异质性的角度来看，数字金融对于“高财富水平家庭”的促进作用更强，而对于“低财富水平”的家庭来说数字金融对其创业行为的边际效应都较低。此外，对于非农创业来说，“低财富水平”家庭的创业行为受数字金融的影响并不显著；从地区异质性的角度来看，数字金融对于东部地区农户创业行为的影响高于中部及西部地区，数字金融对于西部地区农户创业支持作用最低。

六、结论与启示

当前我国正处于实现共同富裕的推进时期，数字金融向农村金融市场的渗透拓宽了传统金融的边界，对于农村地区盘活生产性物质资产、释放生产要素活力、增强农民创业活跃度，实现农民收入迈上“新台阶”具有重要意义。文章研究发现：第一，数字金融对农户创业具有显著的支持作用。且对于非农创业的促进作用最强，并行创业次之，对农业创业的促进作用最弱。第二，农户经营能力与融资约束在数字金融对农户创业的影响机制中发挥部分中介效应，即数字金融能通过提高农户经营能力、缓解农户融资约束促进农户创业行为发生。其中农户经营能力与融资约束在非农创业中的中介效应最大，对农业创业的中介效应最小。第三，数字金融对农户创业的影响存在异质性。数字金融对机会型创业、高教育水平、高财富家庭以及东部地区农户创业行为的支持作用更为显著。第四，数字金融能显著提升农户创业绩效、扩大农户创业规模，且促进作用在选择非农创业行为的农户群体中表现更加明显。研究结论为实现我国共同富裕目标、提升农民创业积极性与促进乡村数字金融拓展提供了政策启示。

（一）优化数字金融在农业创业中的支持作用

鉴于数字金融在非农创业和并行创业中的显著作用，政府和金融机构应关注并加强数字金融在农业创业领域的支持力度。首先，设计和推广更多针对农业创业的金融产品和服务，例如提供定制化的贷款、保险和投资产品，以满足农户在创业过程中的多样化需求。其次，提高农户对数字金融的认知和使用水平，通过开展培训、宣传和普及活动，使农户更加熟悉和信任数字金融服务。最后，加强数字金融在农村地区的普及，通过政策引导和基础设施建设，提高农村地区的网络覆盖率和金融服务可达性。

（二）提升农户经营能力，缓解融资约束

为提高农户经营能力和缓解融资约束，政策应采取多方面的措施。一方面，通过开展培训、技术支持等手段，提高农户的经营管理能力。可以依托农村商业银行、农村信用社和数字金融便民服务中心等机构，针对广大农民群众开展有针对性的创业教育，普及个人征信、金融工具、金融法律法规等基础金融知识，并组织开展电商、数字金融等培训活动。另一方面，政府和金融机构应加大对农户的金融支持力度。具体措施包括：降低农户融资成本，例如提供低息贷款、贴息贷款等优惠政策；拓宽融资渠道，例如支持民间借贷、互联网金融等多元化融资方式；以及优化金融服务，例如简化贷款申请流程、提高审批效率等，以缓解农户的融资约束。

（三）关注数字金融对不同类型农户创业的影响异质性

政策制定者应关注数字金融对不同类型农户创业的影响异质性，并采取相应措施。对于机会型创业、高教育水平、高财富家庭以及东部地区的农户创业行为，政策应充分发挥数字金融的支持作用，为这些农户提供更多创业机会。具体措施包括：提供更多针对这些群体的金融产品和服务，以及加大政策扶持力度，例如提供税收优惠、创业补贴等。同时，也要关注弱势群体的创业需求，通过政策引导和扶持，开发易于学习和使用的应用软件，引导农民提升数字操作能力，增强数字安全意识，提高他们通过数字金融服务平台获取金融服务的能力，使数字金融在更广泛的农户群体中发挥积极作用。

（四）促进数字金融发展，提升农户创业绩效和规模

政府和金融机构应关注数字金融在提升农户创业绩效和规模方面的潜力，并采取相应措施。一方面，通过提供优惠政策、技术支持等手段，鼓励农户利用数字金融服务进行创业活动。另一方面，通过优化金融产品和服务，为农户提供更多的创业资金支持，扩大创业规模。特别是对于选择非农创业行为的农户群体，政策应充分发挥数字金融的促进作用，助力其实现创业目标。