數字金融發展對家庭創業決策的影響及機制探討

王海燕 岳華 李韞琪

摘 要：基于2012-2016年北京大學數字普惠金融指數與中國家庭追蹤調查（CFPS）匹配數據，考察數字金融發展與家庭創業決策二者之間的內在關系。研究發現：數字金融發展顯著提升了家庭的創業意愿，而這種提升作用主要通過緩解家庭所面臨的信貸約束、信息約束和金融知識約束來實現。同時，相對于東部地區高收入家庭和農村中的高教育水平家庭，數字金融發展對家庭創業的促進效果在中西部地區低收入家庭和城市中的低教育水平家庭更為明顯，在一定程度上體現出了數字金融普惠性和包容性的特征。

關鍵詞： 數字金融發展;家庭創業決策;機制探討;異質性分析

中圖分類號：F063.4?? 文獻標識碼： A??? 文章編號：1003-7217（2022）02-0024-09

一、引 言

新冠肺炎疫情對我國國民經濟運行造成嚴重沖擊，穩就業已成為政府當前最重視的任務之一。2020年政府工作報告指出，要引導各方面集中精力抓好“六穩”與“六保”，而就業成為“六穩”與“六保”唯一的交集[1]。“十四五”規劃則進一步指出：“實施就業優先戰略，全面提升勞動者就業創業能力。”除狹義的正規就業外，家庭經營等形式的靈活創業對“穩”“保”居民就業、全面提升就業創業能力具有重要的實踐意義。大量發展中國家的經驗表明，創業對解決就業問題至關重要[2]，創業形成的小微企業及個體經營戶為發展中經濟體提供了絕大部分的就業崗位[3，4]。正因如此，李克強總理提出了“大眾創業、萬眾創新”的“雙創”口號，旨在激發全社會的創新創業。而后中國政府又出臺了《國務院關于大力推進大眾創業萬眾創新若干政策措施的意見》（國發〔2015〕32號）、《國務院關于推動創新創業高質量發展打造“雙創”升級版的意見》（國發〔2018〕32號）等一系列鼓勵創新創業的政策文件。在為經濟發展注入活力的同時，也為推動新舊動能轉換和經濟結構優化升級提供有力支撐，成為供給側結構性改革的重要組成部分。因此，如何激發“雙創”活力成為政府和社會各界廣泛討論的議題。

雖然“政策”東風已至，但創業是有條件的。由于創業通常存在一個最低的資金門檻，因而信貸約束一直被認為是制約家庭創業的重要因素[5，6]。信貸約束一直難以消除的主要原因在于傳統金融機構對弱勢群體的排斥，服務可達性不足，無法向借款人提供充足的金融產品和服務。一些地方的非正規金融組織雖然可在一定程度上緩解信貸約束，但仍不能完全滿足家庭創業時的資金需求，緩釋作用十分有限。此外，內生于各地方的城市銀行、城市商業銀行、村鎮銀行以及小額信貸公司等本著服務中小微弱群體而設立，但為了自身可持續發展的需要，長期實踐中“惜貸”“懼貸”現象依然嚴重，抑制了地區創業熱情。除信貸約束外，創業的軟信息約束和創業者本身的金融知識不足使得創業者無法準確評估創業項目的可行性與前景，也是影響家庭創業不可或缺的因素。

2019年8月，《金融科技（FinTech）發展規劃（2019-2021年）》應時而出，該規劃指出要最大限度發揮金融科技在普惠金融領域的賦能作用。以大數據、云計算、人工智能等為代表的新技術為解決上述問題提供了新思路。本質而言，數字金融依托大數據、云計算、人工智能等技術，克服了傳統金融中一直存在的信息不對稱問題，從而改善因信息不對稱所帶來的高風險溢價與高運營成本“雙高”狀況[7]，極大提高了受排斥群體的金融資源可利用性。通過數字技術與金融的結合，數字金融可以減少信息不對稱、緩解信貸約束、降低交易成本和優化金融資源配置[8]。在此背景下，數字金融發展是否會對家庭創業決策產生影響？以及產生怎樣的影響？在不同的群體中該影響是否存在異質性效果？其中的影響機制又是什么？對于這些問題的回答，有助于科學總結我國數字金融促進家庭創業的理論與實踐經驗，極具理論價值和現實意義。

針對上述問題，結合中國數字普惠金融指數與中國家庭追蹤調查（CFPS）兩個數據庫，系統考察了數字金融發展對家庭創業決策的影響，并通過工具變量法和不同的識別策略對該結果進行內生性處理和穩健性檢驗;進一步地檢驗了數字金融發展影響家庭創業決策的異質性效果和作用機制。

二、理論分析與研究假說

數字金融最大的優點是普惠性，作為數字技術和金融的結合體，具有覆蓋廣泛、觸達便捷、政策靶向性強、邊際成本幾乎為零等獨特優勢[9]，對于提高家庭創業意愿產生了有目共睹的積極作用。因此，越來越多的文獻開始探討數字金融發展對家庭創業的影響。謝絢麗等（2018）將省級數字普惠金融指數與地區新增企業注冊信息相匹配，探討了數字金融發展是否能夠顯著提升地區企業的創業意愿，結果發現，數字金融發展對企業創業具有顯著的促進作用，并提高該地區的企業創業活躍度。進一步發現，數字金融的三個分指數覆蓋廣度、使用深度和數字支持服務程度也都能夠正向影響地區企業創業，對企業創業有明顯的促進作用[6]。何婧和李慶海（2019）基于微觀調查數據從微觀視角分析了數字金融發展如何影響農戶的創業行為和創業績效，得出了數字金融發展激發了農戶創業的積極性還同時提高了農戶創業績效的結論[10]。張林和溫濤（2020）、馮大威等（2020）也都研究了數字普惠金融發展對居民創業的影響，結果都表明數字普惠金融的發展能夠顯著提升居民創業的概率[11，12]。據此，提出如下待檢驗基礎性研究假說：

假說1 數字金融發展能夠顯著促進家庭創業，兩者呈正相關關系。

隨著數字技術與金融的深度融合，數字金融發展降低了創業家庭的融資門檻。以往傳統金融機構因無法解決自身與中小微弱群體的信息不對稱問題而將中小微弱群體排斥在正規金融服務之外，導致該類群體在進行創業時常常面臨棘手的資金短缺問題[13]。數字金融通過信息技術，降低了信息不對稱程度，能使中小微弱群體同樣享受金融服務，破解了長期存在的金融服務不足和金融排斥問題。它通過大數據與技術手段對借款人的信用水平評級，并據此放貸[14]。同時，由于家庭借貸具有短、小、頻、急等特點，傳統金融機構發放信貸的成本高、收益低[10]，不愿意為中小微弱群體提供金融服務，而數字金融能以低成本提供金融服務。與傳統金融“二八定律”不同的是，數字金融的尾部效應和規模效應更為凸顯，利用已經積累的數據可以將受正規金融排斥的那部分群體納入自己的服務范疇，而且擴展服務的邊際成本幾乎為零[15]，恰好解決了傳統金融的規模不經濟問題[8]。此外，數字金融還擴充了創業家庭的資金來源，依托數字技術能夠有效突破地域限制，實現借貸雙方的供需匹配及資金交換[10]。基于此，提出如下研究假說：gzslib202204011311

假說2 數字金融可以通過緩解家庭所面臨的信貸約束對創業活動產生正向影響。

互聯網作為信息技術的主要載體，改變了信息傳播的方式，提高了信息傳播效率并擴寬了信息傳播范圍。對于家庭創業而言，信息起到了十分重要的作用，如商機捕獲、企業日常經營管理、業務開展、銷售渠道擴展等[16]。事實上，獲取有效的創業項目信息可以使家庭熟知項目市場動態和國家政策變化，從而有助于激發家庭的創業意愿并促使家庭做出合理的創業決策。數字金融的使用可以通過大數據技術抓取和篩選更為準確的海量信息，且獲取信息的成本極低甚至為零。另外，對于那些有創業動機或創業意愿的家庭而言，他們還可以借助數字金融平臺跟其他創業者進行創業項目交流，從而能夠更好地研判和評估創業項目的可行性。由此，提出如下研究假說：

假說3 數字金融可以通過緩解家庭所面臨的信息約束對創業活動產生正向影響。

數字經濟的發展，已經滲透到人們生活的方方面面，提高了居民對融資、投資和支付三項功能的認知水平。比如，在日常的交易情境中，人們使用支付寶和微信支付付款，使用螞蟻花唄和借唄進行小額借貸，使用P2P和眾籌進行理財投資借貸等。假如沒有這些新事物的出現，人們可能還停留在原有的現金支付和銀行存款階段，所以數字金融的發展提升了包括融資、投資和支付三項功能在內的居民金融知識水平，從而緩解其面臨的金融知識約束。金融知識在一定程度上體現了創業資金的管理能力、創業項目的認知能力、風險控制能力、行業和市場洞察力等多方面能力，這些能力可以幫助創業者制定合理、有效的創業決策，規劃創業路線，也能夠保證創業資源的合理配置以及企業日常的良好運轉。可以說，金融知識水平的高低極大地影響著家庭創業意愿，并對家庭創業活動產生積極影響[17，18]。據此，提出如下研究假說：

假說4 數字金融可以通過提高家庭的金融知識水平對創業活動產生正向影響。

三、研究設計

（一）數據來源

本文所用數據來自兩個方面：一是由北京大學數字金融研究中心所報告的“中國數字普惠金融指數”;二是由北京大學中國社會科學調查中心所建立的中國家庭追蹤調查（CFPS）數據庫。CFPS數據庫涵蓋了我國25個省（自治區、直轄市），每期目標樣本規模大約有16000戶，詳細包含了家庭中所有成員信息，是一個比較有代表性的全國家庭調查數據。由于創業通常以家庭為單位進行決策，所以本文在家庭層面對這一問題進行研究。同時，為研究需要，把家庭創業者作為戶主來看待。經過剔除關鍵變量存在缺失值的樣本后，共得到有效樣本量10844個。此外，使用的CFPS數據年份為2012年、2014年和2016年三年，為了使數字普惠金融指數與之匹配，選取的數字普惠金融指數樣本年份為2012年、2014年和2016年，最終得到一套包含2012年、2014年和2016年三年的非平衡面板數據。

（二）變量選取與統計性描述

1.被解釋變量：家庭創業決策。遵循已有研究的慣常做法[18，19]，采用CFPS家庭問卷中的“家庭是否有人從事個體私營？”這一問題來衡量家庭的創業行為，若家庭有人從事個體私營則該變量取值為1，否則為0。

2.核心解釋變量：數字普惠金融指數。借鑒成學真和龔沁宜（2020）的研究[20]，采用“中國數字普惠金融指數”作為數字金融發展的代理變量。為了檢驗估計結果的可靠性，進一步使用總指數下的覆蓋廣度、使用深度、數字化程度進行穩健性測試。對于覆蓋廣度，表征數字金融覆蓋人群的評價指標。對于使用深度，衡量地區實際使用互聯網金融服務的頻率等。對于數字化程度，側重于考察地區數字金融的便利性和效率[6]。

3.控制變量。參照何婧和李慶海（2019）的研究[10]，選取的控制變量包括戶主特征變量、家庭特征變量及其他控制變量。首先是戶主特征變量，包括戶主年齡、年齡平方項、性別（0，1變量，1=男性）、婚姻狀態（0，1變量，1=已婚）、受教育程度、健康狀況、外出務工經歷（0，1變量，1=有外出務工經歷）、風險偏好、是否電腦上網（0，1變量，1=電腦上網）、是否手機上網（0，1變量，1=手機上網）。其次是家庭特征變量，包括家庭收入水平、家庭人口規模、老年人比例（60歲以上）、少兒比例（16歲以下）、是否持有金融產品（0，1變量，1=持有金融產品）、是否自有房屋（0，1變量，1=自有房屋）、家庭現金及銀行存款總額、是否銀行貸款（0，1變量，1=銀行貸款）、銀行貸款額度、是否有親友及民間借款（0，1變量，1=親友及民間借款）、親友及民間借款額度。具體變量的描述性統計如表1所示。最后是其他控制變量，包括年份和省份固定效應。

（三）計量模型設定

為考察數字金融發展對家庭創業決策的影響，構建Probit基準模型進行實證檢驗，并同時使用OLS模型的回歸結果作為對照。具體Probit模型設定如下：

Pr（Entrepreneurijt=1）=Φ（α0+α1Digital_Financej，t+

β′Xijt+θj+δt+εijt） （1）

其中，Entrepreneurijt表示第j省i家庭在t年是否創業的二值虛擬變量，取值為1表明家庭參與創業，否則為0;Digital_Financej，t表示家庭所在地區的數字金融發展程度;Xijt表示戶主和家庭層面的特征變量;θj表示省份固定效應;δt表示年份固定效應;εijt為隨機擾動項。

四、實證結果分析

（一）基準模型的估計結果

表2給出了數字金融發展對家庭創業決策的回歸結果。其中列（1）-（3）為Probit模型的回歸結果;列（4）-（6）為OLS模型的回歸結果。由列（1）-（6）的估計結果可知，在依次控制戶主和家庭等一系列特征變量后，數字金融發展的估計系數依然在1%的顯著性水平上為正。以列（3）和列（6）為例，數字金融發展每提高一個單位，將促使個體家庭創業的意愿分別提高0.12百分點和0.14百分點。綜上，通過不同模型的估計結果可知，數字金融發展顯著提高了家庭的創業意愿，較好地驗證了理論假說1。gzslib202204011311

對于控制變量。首先，戶主特征方面，與未婚的戶主相比，已婚戶主的家庭創業意愿更高。其次，戶主年齡的一次項系數為負，二次項系數為正，這表明年齡與家庭創業決策之間呈現出先降后升的U形關系。戶主受教育程度越高且具有風險偏好的家庭也都會提高家庭參與創業的意愿。再者，家庭特征方面，家庭收入水平越高、人口規模越大、現金及存款總額越高都會提高家庭的創業意愿。而持有金融產品、自有房屋、老年人比例和少兒比例會降低家庭的創業意愿，說明持有金融產品、自有房屋、老年人和少兒占比過高會擠占家庭用于創業的資金，從而抑制創業意愿。最后，銀行借貸規模和民間借貸規模也都會提升家庭的創業意愿。

（二）關于內生性問題的處理

1. 內生性問題處理一：工具變量法。上述基準回歸初步證實了數字金融發展能夠正向影響家庭的創業決策。但事實上，基準回歸中可能存在反向因果問題。家庭創業在受到數字金融影響的同時，家庭創業本身也會反過來影響數字金融的發展。因為隨著家庭創業數量的增加，創業者可能需要更多地利用互聯網進行信息交互、業務擴展、資金借貸等活動，促使數字金融朝著更便利與低成本的方向進步，從而產生反向因果問題。為了解決上述問題，參考張勛等（2019）研究中的方法[21]，選取“家庭所在地區與杭州的距離”作為數字金融發展的工具變量，并采用IV-Probit模型進行估計。由于“家庭所在地區與杭州的距離”是一個固定不變的量，這時的工具變量不具有時間變化效應，造成第二階段估計有偏。據此，根據何宗樾和宋旭光（2020）的研究[22]，將“不變的距離與具有時間變化效應的數字金融指數均值進行交互”作為新的工具變量。這一變量滿足工具變量的相關性和外生性兩個條件：從相關性來看，杭州是數字金融發展的起源地，其數字金融發展程度居于全國領先位置，依靠杭州的輻射作用，距離杭州越近，數字金融發展程度應該更高，反之亦然，因而滿足工具變量相關性條件;從外生性來看，這一地理距離并不會直接影響家庭的創業選擇，因而滿足工具變量外生性條件。綜上分析，本文所構造的工具變量具有一定的合理性。

表3的列（1）-（3）給出了工具變量IV-Probit模型的估計結果。第一階段回歸結果顯示，“家庭所在地區與杭州的距離”與數字金融發展顯著負相關，表明距離杭州越近，數字金融的發展程度就越高;距離杭州越遠，數字金融的發展程度就越低。且弱工具變量F統計量的值遠大于經驗值10，可以認為所選擇的工具變量與內生解釋變量之間是高度相關的，從而排除了弱工具變量存在的可能性。第二階段回歸結果顯示，數字金融發展的回歸系數依然顯著為正，該結果與基準模型的回歸結果在顯著性和方向上保持一致，這表明在使用工具變量克服了潛在的內生性問題后，數字金融發展仍然能夠顯著提高家庭參與創業的意愿。

2. 內生性問題處理二：滯后數字金融發展。為保障估計結果的穩健性，通過估計滯后數字金融發展對家庭當期創業選擇的影響進一步解決潛在的內生性問題。借鑒胡浩等（2018）[19]的研究方法，基本思路為：以CFPS2012年樣本和CFPS2014年樣本為例，保持基于CFPS2014年數據的被解釋變量和除數字金融外的解釋變量不變，用基于CFPS2012年的數字金融變量替換CFPS2014年的對應變量，即通過分析CFPS2012年的數字金融發展對CFPS2014年家庭創業決策的影響來克服潛在的反向因果問題。此外，需要注意的是，本文研究的基本論點是：數字金融發展對家庭創業決策的影響。考察2012年家庭未參與創業的數字金融發展與2014年家庭是否進行創業的關系，更能契合本文的研究問題。據此，剔除了2012年和2014年兩個觀察時點上均未進行創業和均進行創業的家庭，以及2012年進行創業而2014年未進行創業的家庭，僅考察2012年家庭未參與創業的數字金融發展與2014年家庭是否進行創業這兩者之間的關系。基于此邏輯，共進行了三組樣本估計，分別是CFPS2012-2014年、CFPS2014-2016年和CFPS2012-2016年。

估計結果如表3的列（4）-（6）所示。回歸結果顯示，無論是CFPS2012-2014年、CFPS2014-2016年還是CFPS2012-2016年，數字金融發展對家庭創業決策的影響都顯著為正。由此，可以肯定的是，數字金融發展可以顯著提高家庭的創業意愿，而這一結果并不受反向因果關系的干擾。

（三）穩健性檢驗

1.替換數據庫。保持原有的數字金融指標不變，把中國家庭追蹤調查（CFPS）數據庫換成中國勞動力動態調查（CLDS）數據庫，并使用2014年的數字普惠金融指數與2014年的CLDS數據庫相匹配，以驗證數字金融發展對不同數據庫中家庭創業決策的影響是否會因數據庫的不同而發生顯著性變化。

2.剔除直轄市樣本。由于直轄市的經濟特殊性，無論是數字金融發展程度還是家庭的創業活動都可能存在顯著差異性。為此，借鑒唐松等（2020）的研究[7]，剔除了直轄市樣本重新進行回歸檢驗。

3.采用數字普惠金融分指數。上述分析采用的是數字普惠金融總指數，總指數由覆蓋廣度、使用深度、數字化程度三個子指數構建而成。因此，進一步探究了數字金融哪些維度的發展促進了家庭創業。

上述三種穩健性檢驗方法的估計結果如表4所示。由回歸結果可知，三種策略的估計結果與基準模型基本保持一致，進一步印證了基本結論的穩健性。

五、機制檢驗

基準回歸和穩健性檢驗結果表明，數字金融發展能夠顯著提升家庭的創業意愿，而且數字金融的覆蓋廣度、使用深度和數字支持服務程度都是促進家庭創業的具體途徑。那么，進一步需要解釋的是，數字金融影響家庭創業的渠道是什么？在理論分析部分，對可能的影響機制進行了梳理：一是緩解家庭創業時的信貸約束;二是緩解信息約束;三是提升創業家庭的金融知識水平。為了驗證以上三個機制，前兩個機制沿用本文之前的模型，分別加入來自正規金融機構的信貸約束和是否關注與自身創業項目相關的信息兩個代理指標衡量信貸約束和信息約束。借鑒Dinkova等（2021）的研究[23]，使用得分加總法測度金融知識。該方法是根據受訪者對相關金融知識的回答來計算得分，具體計算原則是：答案能夠反映其具備金融知識的或有確定答案的，不論程度，均計1分，其他計0分，最后將所有得分加總，從而得到能夠反映受訪者金融知識水平的數值。按照金融知識測度內容的不同，將其進一步分類為基礎金融知識和高級金融知識①。而CFPS2012年和CFPS2016年數據庫中并未給出相關的指標，囿于數據的可得性，對金融知識水平的檢驗，僅使用2014年的CFPS截面數據進行回歸分析，并以金融知識水平均值為界，通過設置虛擬變量的形式將樣本劃分為受金融知識約束家庭和不受金融知識約束家庭②。實證分析中，用數字金融指數與三個代理變量的交互項來著重刻畫數字金融發展程度如何影響家庭創業。具體模型設定如下：gzslib202204011312

Pr（Entrepreneurijt=1）=Φ（β0+

β1Digital_Financej，t+β2Digital_Financej，t×

Proxy_variable+β3Proxy_variable+

β′Xijt+θj+δt+εijt）（2）

其中，Proxy_variable表示信貸約束、信息約束和金融知識約束;其他變量的含義如式（1）所述。

表5給出了數字金融發展影響家庭創業的機制檢驗結果。經驗結果顯示，信貸約束、信息約束和金融知識約束都對家庭創業決策產生了顯著的負向影響。這表明當家庭面臨信貸約束、信息約束與金融

知識約束時，會抑制家庭的創業意愿。數字金融發展的系數顯著為正，且二者交叉項的系數顯著為正，這表明數字金融的發展可在一定程度上緩解信貸約束、信息約束與金融知識約束，從而促進家庭的創業活動。以上結果較好地支持了假說2、假說3和假說4。

六、異質性影響分析

雖然數字金融發展對家庭創業具有促進作用，但由于家庭本身的自然屬性和社會屬性等方面的差異，可能會產生不同的影響效果。因此根據家庭所屬區域、城鄉差異、受教育程度及收入水平將樣本家庭進行分組，來驗證這種異質性效果。實證結果如表6所示。列（1）和列（2）按照家庭所屬區域分為東部和中西部兩組，結果發現數字金融發展對家庭創業的影響主要存在于中西部地區家庭。列（3）和列（4）按照家庭所屬城鄉分為城市和農村兩組，結果發現數字金融發展對家庭創業的影響主要存在于城市家庭。列（5）和列（6）按照受教育程度分為初中及以下（低教育水平）和高中及以上（高教育水平）兩組，結果發現數字金融發展對家庭創業的影響主要存在于低教育水平家庭。列（7）和列（8）按照家庭收入分為高收入和低收入兩組，結果發現數字金融發展對家庭創業的影響主要存在于低收入家庭。以上估計結果表明，數字金融發展對家庭創業的促進效果在中西部地區家庭、城市家庭、低教育水平家庭和低收入家庭更為明顯。

不難理解的是數字金融因普惠性使得其對東部、中部和西部家庭創業都具有顯著性影響，但中西部城市中的低教育水平和低收入水平的家庭創業意愿更大。一個可能的解釋是與農村相比，城市中的家庭不管是在物資資本上還是在社會資本上都比農村家庭更發達，使其面臨的信貸約束較小，且信息也較為發達，能夠多渠道、多途徑地獲取自身所需要的資金和相關信息，因而其創業意愿也會更高。但從另一個角度來看，城市樣本家庭統計顯著，而農村樣本家庭統計不顯著，在一定程度上體現出數字金融的迅速發展帶來了“數字鴻溝”，這也是政策制定者應重點關注的問題之一。再從收入分組的估計結果來看，無論是高收入群體還是低收入群體均對家庭創業決策產生顯著的正向影響，從側面表明了收入是影響家庭創業選擇的一個非常重要的因素。

七、研究結論與啟示

選取2012-2016年北京大學數字普惠金融指數與中國家庭追蹤調查（CFPS）數據為研究樣本，就數字金融發展對家庭創業決策的影響及其作用機制進行實證分析。結果發現：第一，數字金融發展能夠顯著提升家庭的創業意愿。以表2中列（3）和列（6）為例，數字金融發展每提升1個單位，將促使個體家庭創業的概率分別增加0.12百分點和0.14百分點。為了控制內生性，以“家庭所在地區與杭州的距離”作為工具變量和檢驗“滯后數字金融發展”對家庭創業決策的影響兩種識別策略進行內生性處理，所得結論一致。第二，影響機制檢驗表明，數字金融發展通過緩解信貸約束、信息約束和提高金融知識水平而對家庭創業決策產生積極影響。第三，進一步研究發現，數字金融發展對家庭創業決策的影響在中西部地區家庭、城市家庭、低收入家庭及低教育水平家庭更為明顯。

基于上述分析，本文的政策啟示有：（1）根據回歸結果，數字金融發展并沒有顯著促進農村家庭創業，這可能存在“數字鴻溝”，因此要加快農村金融基礎設施建設，促進數字金融平衡協調發展，共享數字金融發展成果。（2）數字金融發展會通過金融知識提升家庭創業意愿，因此要加強金融知識教育，提升居民的金融素養水平。居民只有具備一定金融知識技能，才能更好地利用數字金融工具，從而享受數字金融發展的“紅利”。在這一過程中，還要特別關注農村地區居民的金融知識教育，將數字金融惠及更多的經濟主體。（3）數字金融發展的落腳點是實體經濟，而家庭創業活動也是促進實體經濟發展的重要一環，因此要大力發展具有普惠性的數字經濟和鼓勵家庭創業，實現二者良性發展，共同促進經濟增長。（4）應當給予科技與金融深度融合的支持政策，積極推動大數據、人工智能等高端技術發展，推動信息有效流動，助力破解中小微弱主體的融資約束，進而促進個體家庭創業。

注釋：

① 這里的基礎金融知識和高級金融知識并不是指居民金融知識水平的高低，而是按照金融知識測度內容的不同來劃分的。其中，基礎金融知識考察的內容包括利率和復利計算、通貨膨脹、貨幣的時間價值以及借貸安排等，這些內容與居民的日常生活緊密相關，是常用的金融知識;高級金融知識則考察投資風險、股票與基金的含義及區別、央行職能和理財產品等知識，這些金融知識通常與居民的投資決策有關。

②以金融知識水平均值為界，將基礎金融知識和高級金融知識劃分成兩組，高金融知識水平家庭為不受金融知識約束的家庭，低金融知識水平家庭為受金融知識約束的家庭。

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（責任編輯：厲 亞）

Discussion on the Influence and Mechanism of the Development

of Digital Finance on Family Entrepreneurial? Decisions

WANG Haiyan， YUE Hua， LI Yunqi

（School of Economics， East China Normal University， Shanghai 200062， China）

Abstract：Based on the matching data of the Peking University Digital Financial Inclusion Index and the China Family Tracking Survey （CFPS） from 2012 to 2016， this paper examines the internal relationship between the development of digital finance and household entrepreneurial decision-making. The study found that the development of digital finance has significantly increased the entrepreneurial willingness of families， and this improvement is mainly achieved by alleviating the credit constraints， information constraints and financial knowledge constraints faced by families. At the same time， compared with high-income families in the eastern region and high-education families in rural areas， the effect of digital finance development on family entrepreneurship is more pronounced in low-income families in the central and western regions and low-education families in cities， to a certain extent. Reflects the inclusive and inclusive characteristics of digital finance.

Key words：digital financial development; family entrepreneurial decision-making; mechanism discussion; heterogeneity analysis

收稿日期： 2021-06-21; 修回日期： 2021-12-15

基金項目：? 上海哲學社會科學規劃一般課題（2018BJB020）;國家自然科學基金青年項目（12101239）