數字普惠金融對農戶創業的影響機理及實證分析

宋 偉，張保珍，楊海芬

（1.河北農業大學 經濟管理學院，河北 保定 071000；2.河北金融學院 經濟貿易學院，河北 保定 071051；3.對外經濟貿易大學 國際貿易學院，北京 100020）

一、引言

2021年中央一號文件提出，吸引人才到農村創新創業，參與鄉村振興及現代農業建設。深入實施農村地區創新創業是實現農民生活富裕、城鄉融合發展的有力舉措（趙羚雅，2019）[1]，其中農戶創業是重中之重，是“十四五”時期將農戶引入現代農業發展軌道的重要途徑。而資金是創業的基礎，農村家庭的自有資金有限，難以為其創業活動提供有力支撐。傳統金融機構的信貸產品不能滿足農戶非標準化生產和運營的特點，不能實質性地降低農戶創業的金融服務門檻（劉杰、鄭風田，2011）[2]。數字普惠金融通過改善農村地區金融體系循環（星焱，2021）[3]，可突破時間、空間及成本的制約，為農戶提供普惠金融服務，提高弱勢群體的金融服務可得性（貝多廣、張銳，2016）[4]，通過激發創新創業精神可以更加精準的影響地區經濟發展和居民就業創業。

Evans&Jovanovic(1989)[5]指出創業會受到信貸約束的負面作用，而金融發展水平的提高有利于通過資源的科學分配降低這種負面作用，從而提高創業者的創業熱情（盧亞娟等，2014）[6]。數字金融機構通過提供數字金融服務能夠對碎片化的數據與信息進行有效整合，特別是網絡用戶的數據與信息，降低貸款中的信息不對稱（岳中剛等，2016）[7]。近年來，已有大量數字金融服務商向農村地區推出了更多金融產品和服務。“螞蟻金服”以農戶淘寶數據為授信依據為其提供小額信貸，使農戶可以更加從容的解決資金需求難題（黃益平、黃卓，2018）[8]；“網商銀行”充分發揮自身在渠道以及技術方面的優勢，在創業扶持、理財以及貸款等方面為農戶提供全面的金融支持。創業者在較高的包容性金融環境下，有更強的風險偏好和正規融資意愿，同時也有著更強的創業積極性（湛泳、徐樂，2017）[9]，因此數字金融發展有效促進居民創業選擇（何婧、李慶海，2019；謝文武等）[10，11]。數字普惠金融發展通過數字支持、使用深度以及覆蓋范圍等優勢有效提高社會整體創業活力，且相較于城市地區，數字普惠金融在欠發達地區可以發揮更大的邊際效應（謝絢麗等，2018）[12]。

綜上分析發現，已有文獻針對數字普惠金融對地區創新創業的影響進行了大量的研究，但較少關注數字普惠金融對農戶創業的影響。且已有研究大多從數字普惠金融通過緩解融資約束進而促進創業的視角進行分析，而忽視了數字普惠金融可能通過其他途徑對創業發生作用。因此文章做出的邊際貢獻有以下三點：第一，突破已有研究框架，深入分析數字普惠金融發展的創新效應、機會平等效應、信息傳遞效應、資源獲取效應及成本消減效應對農戶創業的影響，深化已有“作用機制”的研究。第二，深入分析并實證檢驗數字普惠金融對農戶創業選擇的影響，并檢驗數字普惠金融影響農戶創業的“長尾效應”是否成立。第三，將農戶創業績效納入農戶創業的理論分析中，拓展已有研究范疇。

二、理論分析與研究假設

1.數字普惠金融對農戶創業選擇的影響

根據Salman、Gartner及GEM等經典的創業理論模型，創業行為的發生受內外部環境及條件的影響。農戶在創業過程中面臨著諸多有利于或限制創業選擇的內外部環境及條件，數字普惠金融正是通過與內外部環境及條件發生作用，影響農戶創業的進入門檻、創業資源獲取及創業的預期收入，進而形成對農戶創業行為選擇的影響。具體來看，數字普惠金融促進農戶創業選擇的路徑包括以下幾個方面：

（1）地區創新效應

數字普惠金融發展通過緩解融資約束對中小企業專利技術創新具有激勵效應（梁榜、張建華，2019；楊君等，2020）[13，14]，因此可有效提升地區創新水平和創新氛圍。創新作為一種基礎性資源，通過積累專利技術成果，可以釋放大量全新的商業機會，為創業提供基礎和空間（謝絢麗等，2018）[12]。區域創新環境對農戶利用科學技術改造傳統農業，發展適度規模經營、電子商務創業及工商業經營等具有重要影響，可有效降低農戶創業的技術門檻，提升農戶創業能力。創新氛圍高的地區，人與人之間的交流也會載荷更豐富的內涵和信息，進而促進地區創新知識存量的不斷增加，個體在這一過程中能夠直接或間接吸收各種有效信息，形成緊密耦合的知識結構和創新的思維范式，從而幫助企業家理解和適應動態市場的發展變化（唐家龍等，2021）[15]。在創新能力強的地區，通常聚集著更多的人力、物力、資金及信息等生產要素，生產要素的集聚降低了農戶創業的機會成本，緩解創業的資源約束。一般來說，創新活動在一個地區越活躍，該區域內成員的創業意愿就越高(Bowles，2003)[16]。

（2）機會平等效應

傳統金融機構視大企業和高凈值客戶為主要的利潤來源，并為其提供專門的金融服務，這種服務的明顯差異導致弱勢群體被排斥在正規金融體系之外，不同階層之間收入差距隨之加大，形成馬太效應(Karlan&Zinman，2010)[17]。與傳統金融把主要資源投入20%的頭部客戶不同，互聯網金融更加注重規模龐大的“尾部群體”。通過先進的數據分析技術，數字金融可以最大限度的滿足不同客戶的差異化金融需求，消除傳統金融的價格、條件及抵押限制，促進農戶可以公平、合理的獲取金融服務。數字普惠金融通過促進金融普惠及金融公平，有利于城鄉之間收入的合理分配，縮小城鄉收入差距（周利等，2020；李牧辰等，2020）[18，19]。同時數字普惠金融的發展通過促進教育機會、就業機會、基礎設施條件的平等，促進中國經濟的均衡、高質量發展。經濟的均衡性及包容性增長，促使農戶等弱勢群體可以平等的參與市場活動，有利于使小農戶從傳統的生產者轉化為理性的市場經濟活動參與人。

（3）信息傳遞效應

隨著數字金融在農村家庭中的迅速普及，依賴于數字技術的新型金融業務，不僅發揮了傳統金融功能，也帶來了頻繁的網絡信息互動，進而提升了家庭社會交往水平。社會交往作為一般家庭獲取信息的重要途徑，通過創業榜樣的激勵效應，促進了家庭創業意愿的提升（高靜、張應良，2013）[20]。并且長期以來農村地區由于交通不便，信息閉塞，農戶對市場信息和創業商機的感知能力較弱。而數字金融的應用有效打破了農戶與外界聯系的“信息孤島”，幫助農戶積累創業信息，提升農戶企業家才能，降低農戶創業門檻。隨著傳統銀行不斷布局農村普惠金融網點，使得更多農戶成為數字金融平臺會員，可以更方便地瀏覽金融理財、創業致富、農技培訓及政策法規信息。借助數字金融平臺，創業農戶還可以與買方及供應商實現信息交互，進而有效判斷創業項目的可行性及市場前景。數字金融的應用還間接增加了農戶接入互聯網的機會和頻率，降低了創業農戶的信息搜尋成本，有效提升了農戶信貸可得性及信貸獲取規模（柳松等，2019）[21]。

（4）資源獲取效應

對信貸資源的獲取及配置能力影響創業企業成長及創業績效。創業農戶受道德風險及有限責任約束，無法獲得足夠的金融服務，面臨嚴重的信貸約束。數字普惠金融從供給和需求兩個方面影響農戶信貸資源的獲取。首先，數字普惠金融通過降低金融供給的基礎運營成本、風險管理成本及營銷宣傳成本提升了金融供給的正向激勵，使得金融機構增加了對農戶的信貸產品類型及信貸規模。其次，隨著中國互聯網普及率的提高，農戶觸網概率加大，通過數字金融平臺農戶可以獲取更多的金融理財信息，從而有利于提高農戶的金融知識水平和金融素養，進而降低農戶金融排斥。農戶金融排斥的降低，可以激發出更多的潛在金融需求。同時數字金融技術有利于將農戶的潛在金融需求轉變為實際資源所得。除此之外，數字普惠金融對農民非農收入的提高具有正向促進作用（劉丹等，2019）[22]，非農收入的提高意味著農戶有更高的償債能力，因而可幫助其申請更高額度的貸款（彭克強、劉錫良，2016）[23]。數字普惠金融通過移動支付渠道，有效積累用戶在線征信數據，從而提高其正規信貸可得性（楊波等，2020）[24]，緩解初創企業融資約束。數字普惠金融為農產品電子商務、帶貨直播、體驗經濟等新形式的農戶創新創業提供資金支持，幫助創業農戶突破資源約束。

（5）成本消減效應

互聯網時代，農戶創業模式不斷演進，基于電子商務平臺及社交網絡的創新創業活動漸成農戶創業主流。數字普惠金融尤其是移動支付的應用為農戶進行電子商務交易及線上購買生產原材料提供了可能。同時移動支付為線下經營者支付結算提供了便利，節省了農戶往來銀行的交通成本、時間成本，降低了資金丟失及被盜可能（尹志超等，2019）[25]。如中國農業銀行推出的“惠農e通”APP可以實現農戶之間的面對面轉賬，轉賬資金直接到達農戶個人銀行卡中，免去了通過微信或支付寶進行提現的操作及相應的手續費。除此之外，眾多商業銀行紛紛推出針對三農的數字普惠金融平臺，農戶在手機上可以隨時隨地瀏覽農技培訓、政策法規及致富門路的信息，降低了農戶創業經營及教育培訓的成本。因此，數字普惠金融發展有利于降低農戶創業成本，提升農戶創業的預期收入，進而促進農戶創業行為選擇。

綜上所述，數字普惠金融發展通過經濟增長效應、機會平等效應、信息傳遞效應、資源獲取效應及成本消減效應使得農戶創業的內外部環境及條件發生改變，有效降低農戶創業門檻，幫助農戶突破創業資源約束，提升創業預期收入，進而做出創業行為選擇。據此，提出研究假設H1。

假設H1：數字普惠金融發展有效促進農戶創業選擇。

2.數字普惠金融對農戶創業影響的“長尾效應”

已有研究肯定了數字普惠金融發展對農戶創業的影響，即數字普惠金融通過降低農戶創業門檻，提高農戶創業的預期收入，進而促進農戶創業行為選擇。然而由于數字普惠金融的本質是包容性金融，可有效解決弱勢群體遭到的價格、條件以及地理排斥等問題，因此數字普惠金融對低收入、欠發達地區等容易受到資源約束的農戶創業的邊際效應更大。數字普惠金融通過制造交易場景、大數據分析及創新金融產品可彌補傳統金融的短板，有效提高農村及偏遠地區的金融覆蓋率。手機銀行解決了落后偏遠地區的金融供給難題，提高了金融對低收入群體的包容性，使得資金可以流入到現金很難滲透的農村地區。從網絡服務的正外部性角度來看，網絡借貸平臺不存在盲點，能有效緩解地理排斥，惠及規模龐大的“長尾人群”。據此，提出研究假設H2。

假設H2：數字普惠金融發展對農戶創業的影響會產生“長尾效應”。

3.數字普惠金融對農戶創業績效的影響

根據Evans&Jovanovic[5]的職業選擇模型可知，農戶創業收入受初始財富水平及農戶融資能力的影響。如果創業者無法通過借貸獲得最優規模的資本投入，那么初始財富水平高的創業者將比財富水平低的創業者獲得更好的創業績效。數字普惠金融從三個方面影響農戶創業績效：第一，數字普惠金融從供給和需求兩方面提升創業農戶獲取金融資源的能力，為創業農戶在規避經營風險的同時，優化融資結構和融資規模提供幫助；第二，數字金融的出現降低了創業農戶的融資費用，在一定程度上解決了信息不對稱問題，改善了創業企業的金融環境，對創業企業績效提升具有積極的正向作用；第三，數字普惠金融依托APP、公眾號、網絡社區等渠道及時推送創業及理財信息，扭轉農村地區由于信息閉塞導致農戶無法有效參與市場經濟的尷尬現狀。信息獲取能力的提升，有助于農戶做出正確的投資決策，間接提升農戶創業績效。據此，提出研究假設H3。

假設H3：數字普惠金融發展有效提升農戶創業績效。

三、研究設計

1.數據來源

對數字普惠金融的研究引用了北京大學數字金融中心公布的《數字普惠金融指數（2011—2018）》中的數據，該數據在行業研究中具有較高的權威性。對農戶創業的研究選取了中國家庭追蹤調查(CFPS)2014年、2016年及2018年的三期面板數據。中國家庭追蹤調查(CFPS)和北京大學數字普惠金融指數均涉及到市級，但由于市級層面分布的變量數據較少，故只使用省級層面的數據進行匹配。除此之外，論文還選用了中國統計年鑒、各省份統計年鑒及中國互聯網絡信息中心公布的相關數據。

2.變量選取

（1）被解釋變量

文章以戶主作為家庭成員代表，以CFPS問卷中“財務問題回答人”定義戶主，以“是否有家庭成員從事個體私營”作為判別農戶創業的依據。參考Hamilton等(2000)[26]的研究，文章分別以“農村家庭經營性收入”“農村家庭創業利潤”作為農戶創業績效的衡量指標。

（2）解釋變量

文章應用了數字普惠金融總指數表征數字普惠金融發展水平，同時引入數字普惠金融的3個二級維度指標和1個三級維度指標，即覆蓋廣度、應用深度、數字化程度和移動支付指數用以研究數字普惠金融的不同層面對農戶創業的影響。其中，覆蓋廣度主要反映數字普惠金融的覆蓋率；使用深度主要衡量實際使用互聯網金融服務的額度及頻率等；數字服務程度側重于考察數字普惠金融的便利性、成本和效率；移動支付指數主要反映了以支付寶為代表的移動支付工具的使用頻率和使用深度。

（3）控制變量

考慮到除數字普惠金融發展以外的其他因素對農戶創業的可能影響，論文選取的微觀層面的控制變量有：年齡、年齡平方、性別、受教育程度、婚姻狀況、是否黨員、上網時長等個體控制變量；人口規模、禮金支出、家庭年收入等家庭層面的控制變量。地區層面選取的控制變量有：城鎮化率、傳統金融發展水平及地區互聯網普及率等。

3.描述性統計

以上各變量的定義及描述性統計值如表1所示。

表1 主要變量的定義及描述性統計值

由表1的描述性統計可知，全國農戶創業的平均概率為7.600%，經營性收入的平均值為8222元，農戶創業的平均利潤為2623元。總體來說，農戶創業水平較低，創業績效不高，以“生存型創業”為主，未來農戶創業活動仍有較大發展空間。

4.模型構建

文章主要考察數字普惠金融對農戶創業選擇的影響效應，因變量是二值選擇變量，因此使用面板離散選擇模型進行估計，基準模型如公式(1)所示：

其中，Entreijt(1，0)表示農戶創業的虛擬變量，下標i、j、t分別表示農戶、省份和年份。Indexjt為數字普惠金融總指數及各分指數，反映了所在地區數字普惠金融發展水平，Xijt為影響農戶創業行為的各個層面的控制變量，ηj和δt分別為不隨地區及時間變化的因素。

文章還考察了數字普惠金融對農戶創業績效的影響，因變量是連續變量，使用面板數據模型進行估計，基準模型如下：

其中Performanceijt表示農戶創業績效，其余變量同公式(1)。

四、數字普惠金融對農戶創業影響的實證分析

1.基準模型估計結果

文章采用了面板Probit模型對方程(1)進行估計，通過設置地區及年份虛擬變量，控制面板模型的固定效應。表2報告了模型的回歸結果，結果包含解釋變量的邊際效應、標準誤及顯著性水平。

表2 數字普惠金融及各維度對農戶創業選擇的影響

表2第(1)列為控制了地區及時間效應，但未添加任何控制變量的回歸結果，邊際效應為0.030且在5%的水平下顯著；第(2)列為控制地區及時間效應，并加入控制變量后的回歸結果，邊際效應提高到0.143，且在1%的水平下顯著。控制變量中的年齡、受教育水平、婚姻狀況、上網時長、家庭規模、禮金支出及家庭收入等均對農戶創業有顯著正向影響，年齡平方及城鎮化率則對農戶創業有顯著的負向影響。由第(2)列數據可知在控制了相關變量后，數字普惠金融指數每提高100，農戶創業概率提升14.3個百分點。2011—2020年，中國數字普惠金融實現了跨越式發展，各省數字普惠金融指數的中位值由2011年的33.6增長到2020年的334.8，因此有效推動了農戶的創業選擇。以上結論驗證了假設H1，數字普惠金融發展對農戶創業選擇具有正向影響。

為進一步探究數字普惠金融的哪一個層面對農戶創業產生了影響，文章還選用了數字普惠金融指數的3個二級維度指標:覆蓋廣度、使用深度及數字支持服務程度作為核心自變量進行回歸。同時，考慮到在農村地區農戶實際應用的數字普惠金融服務以移動支付為主，因此還引入了數字普惠金融的三級維度指標，即移動支付指數作為核心自變量進行回歸。由表2第(3)~(6)列的分析結果可知，數字普惠金融的覆蓋廣度、使用深度及移動支付指數均對農戶創業有顯著的正向影響。數字普惠金融覆蓋廣度對農戶創業的促進作用最大，使用深度次之，移動支付對農戶創業的影響在1%的水平下顯著，而數字普惠金融的數字化程度對農戶創業的影響并不顯著。數據回歸結果與中國數字普惠金融發展的實際特征相吻合，即通過擴大數字普惠金融覆蓋程度、推進數字普惠金融應用深度及推廣移動支付，可有效提高農戶金融可得性，滿足農戶創業的多元化金融需求，進而有效促進農戶創業。而現階段中國數字普惠金融針對農戶的實惠化和信用化特征并未凸顯出來，導致數字化程度對農戶創業的影響并不顯著。

2.內生性及穩健性檢驗

為了應對模型可能存在的由于互為因果以及遺漏變量偏差等帶來的內生性問題，文章采用了三種方法：第一種，數字普惠金融指數及農戶創業數據來自兩個不同的數據庫，一定程度上減輕了互為因果的可能性；第二種，通過設置虛擬變量的形式控制面板Probit模型的固定效應，最大限度解決遺漏變量偏差導致的模型內生性問題；第三種，參考柳松等(2019)[21]、楊波等(2020)[24]的研究選取滯后兩期的數字普惠金融指數及分省份互聯網使用率作為工具變量進行回歸。因2014年CFPS僅詢問了農戶“是否使用電腦端上網”，而2016年和2018年同時詢問了“是否使用電腦和手機端上網”，因此將2016年和2018年使用電腦或手機上網的群體都視為使用互聯網的群體。工具變量回歸結果見表3。

表3 工具變量兩階段回歸結果

由表3可知，工具變量第二階段的回歸結果仍為正數，與基準模型相同。針對核心解釋變量外生性原假設檢驗的P值為0.055，說明數字普惠金融確實是內生變量。針對工具變量過度識別檢驗的P值為0.698，不能拒絕原假設，說明文章選取的工具變量都是外生變量。針對弱工具變量的CLR、K-J、AR、Wald檢驗的P值均在1%的水平上顯著，說明以上工具變量不是弱工具變量。

為確保模型回歸結果的穩健性，文章還嘗試了以下研究：首先，將面板Probit模型替換成面板Logit模型及線性概率模型，替換模型的檢驗并沒有明顯改變核心解釋變量的大小及符號。其次，將農戶創業變量替換成CFPS問卷中“從事非農且自營工作的農戶”即進行替換因變量的回歸，回歸結果顯示核心解釋變量系數仍無明顯改變。最后，進一步嘗試了采用中國家庭金融調查(CHFS)2017年的數據進行替換數據來源的回歸，回歸結果仍無較大差別（因篇幅所限以上回歸結果未予顯示，詳情可備索）。以上分析證明實證結果是穩健的，數字普惠金融對農戶創業具有正向影響。

3.“長尾效應”的實證分析

數字普惠金融發展主要通過擴大金融覆蓋廣度和使用深度促進農戶創業，因此可以推知以往在經濟增長速度較慢，城鎮化率較低的欠發達地區，傳統金融的支持力度不足，金融對農戶創業并未形成有效的支撐。然而數字普惠金融發展有效彌補了欠發達地區的資源缺失，提升了農村地區的金融可得性，進而促進農村地區創業環境改善及農村家庭創業能力提升。文章以“人均收入水平”作為地區經濟增長的替代變量，以“城鎮化率”作為地區城鎮化水平的替代變量，并將二者與數字普惠金融的交叉項引入基準模型進行回歸分析（見表4）。

由表4可知，兩個變量與數字普惠金融的交互項系數均為負值，說明數字普惠金融對農戶創業影響的邊際效應隨人均收入水平及城鎮化率的提升而下降，即數字普惠金融在農村及收入較低的欠發達地區具有更強的創業促進效應，進一步證明了數字普惠金融的包容性特征及數字普惠金融促進農戶創業的“長尾效應”。以上回歸結果驗證了假設H2。

表4 數字普惠金融影響農戶創業的“長尾效應”

4.數字普惠金融對農戶創業績效影響的實證分析

為驗證數字普惠金融對農戶創業績效的影響，文章分別選擇了“農村家庭經營性收入”及“創業利潤”作為農戶創業績效的衡量指標。由于在CFPS調查中農村家庭的“經營性收入”被定義為生產性收入及非農經營收入之和，變量取值大于等于0，屬于左歸尾樣本，故文章分別選擇了對受限因變量有效的Tobit模型和普通的OLS模型進行回歸分析（見表5）。

表5 數字普惠金融對農戶創業績效的影響

表5中第(1)、(2)列為數字普惠金融對經營性收入的回歸結果，第(3)、(4)列為數字普惠金融對農戶創業利潤的回歸結果。由表中數據可知，無論是否加入控制變量，數字普惠金融對經營性收入及創業利潤均具有正向提升作用。在控制其他變量后，數字普惠金融指數每提高100，農戶經營性收入提升3.649倍，創業利潤提升10.470倍。以上結論證明，數字普惠金融發展對農戶創業績效有正向影響，有效支持了假設H3。

五、結論及對策建議

1.研究結論

文章首先研究了數字普惠金融對農戶創業的影響機制，然后應用數字普惠金融指數匹配（2014—2018年）中國家庭追蹤調查數據庫構建三期面板數據，應用Probit、Tobit及OLS模型實證檢驗了數字普惠金融發展對農戶創業選擇及創業績效的影響。研究發現：第一，數字普惠金融發展對農戶創業選擇有顯著的促進效應，在應用了工具變量回歸、替換因變量及替換模型檢驗后，該結果依然穩健。控制相關變量后，數字普惠金融指數每提高100，農戶創業概率提高14.3個百分點。從數字普惠金融發展的不同維度來看，覆蓋廣度對農戶創業的促進作用最大，使用深度次之，數字化程度的促進作用不顯著。第二，數字普惠金融發展對農戶創業選擇的影響具有“長尾效應”，即數字普惠金融在收入水平及城鎮化率較低的地區可以發揮更大的創業促進效應。第三，數字普惠金融有效促進農戶創業績效提升，控制相關變量后，數字普惠金融指數每提高100，農戶經營性收入提高3.649倍，農戶創業利潤提高10.470倍。

2.對策建議

首先，增強數字普惠金融的應用深度和數字化程度。面向創業農戶需求，開發與之精準匹配的數字金融產品，通過產品宣講、免費試用、支付寶紅包、電子消費券等多種形式提高農戶對新型金融產品的認知程度，打消農戶對移動支付、網絡信貸、網絡保險等數字金融產品的疑慮和擔憂。持續提高移動支付等數字普惠金融應用的便利性，降低數字金融產品的使用門檻，激發數字化程度對農戶創業的正向支持作用，提高創業農戶數字金融的使用深度和應用頻率。通過政府貼息、金融機構讓利及人民銀行監管等多種形式降低數字信貸的利率和移動支付的相關手續費用，增強農戶對移動支付的應用黏性，降低農戶數字金融應用成本，提高網絡用戶規模，實現數字普惠金融發展的網絡經濟效應。

其次，全面提高農戶創業能力，優化農戶創業的宏觀環境。第一，金融機構應聯合村委會開展多種形式的金融知識講座，切實提高農戶的金融素養、信息搜集能力及風險管理能力，幫助農戶識別有效的創業機會，降低創業風險，提升創業農戶融資能力及盈利能力。第二，針對經濟水平、基礎設施建設及創新創業氛圍不同的地區，制定差異化的數字普惠金融政策，使其在不同地區發揮最大程度的邊際效應。通過優化農戶創業的政策環境、融資環境及競爭環境，精準促進不同地區的農戶創業積極性，有效提升農戶創業績效。第三，建立綜合化數字金融支農平臺，以平臺建設促進“數字普惠金融—創業環境—創業能力—創業選擇—創業績效”的良性循環發展，讓數字普惠金融成為提升農戶家庭財富的有效通道。