數字金融能力對家庭創業高質量發展的影響研究

摘要：本文基于2019年中國家庭金融（CHFS）數據，運用因子分析法構建數字金融能力指數，并采用Probit模型實證檢驗數字金融能力對家庭創業高質量發展的影響。研究結果表明，數字金融能力的提升對家庭創業高質量發展具有促進作用，這一效應在受教育水平、戶口類型、創業動機和所在地區等方面存在異質性。從機制檢驗結果來看，數字金融能力通過緩解信息約束和改變風險態度兩個途徑發揮作用。基于此，本文建議加強數字金融教育，推動數字技術發展，以縮小地區差距，共同推動家庭創業的高質量發展。

關鍵詞：數字金融能力；家庭創業；高質量發展；信息約束；風險態度

中圖分類號：F832；F279.2" " " "文獻標識碼：A" " " "文章編號：1007-0753（2024）11-0057-12

一、引言

黨的二十大報告明確指出“完善促進創業帶動就業的保障制度，支持和規范發展新就業形態”。中央及各級地方政府紛紛制定與落實各種扶持政策支持家庭創業，旨在通過創業方式來助推我國經濟高質量發展。創業已成為當前我國緩解就業壓力和促進經濟增長的“新引擎”。2023年國務院《政府工作報告》中指出“去年底企業數量超過5200萬戶、個體工商戶超過1.1億戶，市場主體總量超過1.6億戶、是十年前的3倍”。由此可見，我國居民的創業熱情日益高漲，家庭創業數量逐漸提高，但其創業質量還相對較低，存在著創業存活率低、創業同質化嚴重等問題。國家信息中心經濟預測部公布的數據顯示，2022 年我國資本回報率已下降至8.6%，實際宏觀資本回報率整體呈下行趨勢。為此，促進家庭創業尤其是推動家庭創業高質量發展，有利于提高家庭創業活力，破解社會就業難題，也有助于推動經濟發展由速度向質量轉變，對促進國民經濟高質量發展，實現中國式現代化具有重要意義。

與傳統金融相比，數字金融發展能夠打破時空限制，有效緩解金融機構與居民之間面臨的信息不對稱問題，在一定程度上提高了家庭金融可得性，有助于家庭創業。但數字金融發展過程中也逐漸衍生出數字不平等、數字鴻溝等問題，居民使用數字金融工具的門檻較高，這對家庭創業質量產生了不利影響。而提高居民數字金融能力正是解決這一困境的有效途徑。一方面，具有越強數字金融能力的居民家庭，往往會擁有更高水平的金融知識和金融技能，能夠在投資的同時合理規避風險，因此更有意愿將資金投資于金融市場（Bianchi，2018）。另一方面，數字金融能力能夠幫助家庭獲得更多參與現代金融市場的機會，通過開展多元化投資優化金融資產配置、緩解融資約束等，增加家庭增收渠道，促進家庭消費升級（鄧瑜，2022）。

關于家庭創業及創業高質量發展影響因素的探討，部分學者集中于政府扶持政策、產權制度、數字金融等宏觀因素，如葉睿和周冬（2023）、婁琬婷等（2024）認為政府支持和教育培訓、政府補貼等扶持政策對家庭包容性創業及創新績效產生正向影響；陳剛和陳敬之（2016）認為居民創業概率會隨著產權制度的不斷完善而提高；何婧等（2019）、鄭威等（2023）、廖婧琳等（2024）等認為數字金融促進了家庭創業或創業高質量發展。還有部分學者聚焦于居民學歷、風險偏好等微觀因素，如翟愛梅和黃立奮（2020）、張云亮等（2020）研究認為學歷越高、偏好風險的居民，其家庭創業的機率越大。然而，現有關于數字金融能力對家庭創業高質量發展影響的直接研究較少，大部分文獻以間接視角從金融素養、數字素養或金融能力對家庭創業進行分析。如蘇嵐嵐等（2019）、賈立等（2021）等認為金融素養可以有效緩解家庭的“財富約束效應”，促進家庭參與創業；李曉靜等（2022）認為農戶數字素養的提升不僅能夠促進其創業，而且能對地理鄰近農戶的創業行為產生正向空間溢出效應；周才云等（2024）發現金融能力的提升可以顯著促進農戶創業行為 。

可見，國內外學者們雖已逐步關注到金融素養、數字素養、金融能力等因素對家庭創業的影響，但缺乏從數字金融能力等新興因素視角探討其對家庭創業及創業高質量發展的研究。為此，本文基于2019年中國家庭金融（CHFS）數據，運用Probit模型進行實證分析來回答如下問題：數字金融能力能否影響家庭創業高質量發展？如果能影響，其作用機制是什么？本文可能的邊際貢獻在于：第一，將數字金融能力與家庭創業高質量發展納入同一框架進行分析，實證檢驗數字金融能力對家庭創業高質量發展的影響；第二，深入剖析并驗證了數字金融能力對家庭創業高質量發展的影響機制，為家庭創業提出優化路徑。

二、理論分析與研究假設

數字金融發展能夠有效激發居民的創業積極性，推動居民家庭實施高質量創業（鄭威和陸遠權，2023）。這是因為數字金融能夠有效降低金融服務門檻，克服時空的限制，讓更多居民能夠隨時隨地享受數字金融服務，減少金融交易成本。數字金融可以幫助居民家庭在創業過程中更方便快捷地獲取所需的創業資金，降低創業融資成本，擴大生產經營規模，從而提高家庭創業收入，促進家庭創業及其創業高質量發展。但這也要求居民需具備一定的數字金融能力，只有具備一定數字金融能力的居民才能更合理地運用數字金融產品與服務，享受上述數字金融發展帶來的紅利。不僅如此，數字金融能力作為一種人力資本，它的提升有利于家庭創業者增強經營管理、風險管理、投資管理等能力，從而幫助居民順利開展創業活動，提高家庭創業成功的概率，提升家庭創業質量。居民家庭擁有越強的數字金融能力，其獲取生產、融資、加工、銷售等信息的渠道越多，能有效減少創業過程中信息不對稱的問題，更能把握創業過程中的機遇，提高家庭創業收入，進行技術研發活動，持續開展生產經營，從而促進家庭創業及其高質量發展。基于此，本文提出假設H1。

H1：數字金融能力的提升能夠促進家庭創業及其創業高質量發展。

數字金融能力的提升可以緩解信息約束，進而對家庭創業高質量發展產生重要影響。蘇嵐嵐等（2017）認為獲取有效信息有助于農戶較好地把握市場動態和政策調整，從而參與創業活動，并提高創業績效。有效的經濟、金融信息對家庭開展創業活動是至關重要的，創業經營過程中的業務開展、市場開拓等都離不開各類信息的作用（韓艷旗和郭志文，2022）。然而，受到信息約束的居民家庭往往很難把握市場動態和相關政策，不能及時捕獲商機，無法賺取更多的家庭經營性收入，從而抑制家庭創業高質量發展。數字金融能力的提升可以有效緩解居民創業過程中受到的信息約束。一方面，數字金融能力強的居民可以借助互聯網技術，低成本地從線上各種渠道大量獲取與對比自己需要的創業信息；另一方面，數字金融能力強的家庭能利用大數據技術有效降低創業信息的搜尋成本，從而有更多資源去獲取更準確的信息，滿足創業者的信息獲取需求。總而言之，信息約束會抑制家庭創業質量，而數字金融能力的提升能夠有效緩解創業者受到的信息約束，進而促進家庭創業高質量發展。基于此，本文提出假設H2。

H2：數字金融能力的提升可以緩解信息約束，進而促進家庭創業高質量發展。

數字金融能力的提升可以改變風險態度，進而對家庭創業高質量發展產生重要影響。創業行為的決策會受諸多不確定因素的影響，從而具有一定的風險（唐藝玲和李俠，2023）。因此，居民創業質量在很大程度上取決于其對風險的態度。創業家庭對風險的厭惡程度越高，越有可能在創業過程中逃避風險選擇確定性大但收益較小的方案，從而獲得的創業收益較低，不利于家庭創業高質量發展。數字金融能力的提升可以降低居民的風險厭惡，提高居民的風險偏好。這是因為：一方面，數字金融能力的提升能夠使各種數字金融服務獲取的門檻降低，居民更容易獲取金融資源，利用數字金融工具來進行創業活動，促使居民風險偏好得到提升，風險厭惡程度得到降低；另一方面，數字金融能力的提升可以提高居民創業基本素質，使居民獲得創業資源的機會增多，并利用數字保險等金融工具防范風險與規避損失，增強了居民風險承擔能力，促使家庭創業高質量發展。總而言之，數字金融能力的提升可以改變創業者的風險態度，增強風險意識及承擔能力，促進家庭創業及其高質量發展。基于此，本文提出假設H3。

H3：數字金融能力的提升可以改變風險態度，進而促進家庭創業高質量發展。

三、研究設計

（一）數據來源

數據來自2019 年西南財經大學在全國范圍內開展的中國家庭金融調查（CHFS）。本文對樣本缺失值和異常值進行處理后，共得到 34 443 個樣本居民家庭數據。其中，樣本家庭開展創業行為的有3 351個。

（二）變量定義

1.被解釋變量：家庭創業和家庭創業高質量發展

田鴿等（2023）認為，相較于農業自雇，非農自雇更有可能屬于高質量創業。為此，本文重點關注數字金融能力對家庭非農創業的影響。關于家庭創業，參考尹志超等（2015）的做法，如果家庭有從事工商業生產經營項目，則認為家庭進行了創業，并賦值為1，否則賦值為0。借鑒A°stebro等（2012）、趙天宇和張士云（2023）等人的做法，將家庭創業收入（營業收入）高于均值的家庭創業、將上一期和當期均處于家庭創業狀態、將所屬行業的創新水平高于均值的家庭創業中符合任意一條的家庭創業認定為家庭創業高質量發展，并賦值為1，否則賦值為0。考慮到不同家庭之間創業的經營收入波動可能過大，本文對家庭經營收入采用取對數方法予以處理。

2.解釋變量：數字金融能力

數字金融能力是指在數字時代背景下，居民使用數字金融產品和服務來提高家庭經濟福祉的能力。借鑒羅煜和曾戀云（2021）、羅荷花和葉誼峰（2023）等人的做法，在 CHFS 問卷中選取四個問題“是否使用移動支付”“是否使用網絡購物”“是否使用信用卡”“是否使用互聯網理財服務”來衡量數字金融能力（表1）。先對數據進行Bartlett球形檢驗和KMO檢驗。Bartlett球形檢驗結果顯示，p值在1%的水平下顯著，KMO為0.645 2。檢驗結果表明，該數據適合進行因子分析。

3.中介變量

通過信息約束和風險態度兩個中介變量來解釋數字金融能力對家庭創業高質量發展的中介效應。Guiso和Sodini（2013）認為居民之間的風險態度是高度異質的，其影響因素主要包括家庭財富、背景風險、借貸約束、人力資本和習慣等。陳其進和陳華（2014）也對中國居民個體風險態度影響因素進行了研究，得出社會資本、風險教育、人力資本、財富資本和年齡會顯著影響居民的風險態度。由此可知，信息約束并不是影響風險態度的主要因素，兩者的關聯性不高，因此用信息約束與風險態度作為中介變量具有一定的合理性。關于信息約束，選取CHFS問卷中“您平時對經濟、金融方面的信息關注程度如何”來進行衡量。如果受訪者選擇“從不關注”或“很少關注”，則認為該家庭受到了信息約束，賦值為1；如果受訪者選擇 “一般”“很關注”或“非常關注”，則認為該家庭沒有受到信息約束，賦值為0。關于風險態度指標，選取CHFS問卷中“如果您有一筆資金用于投資，您最愿意選擇哪種投資項目”來進行衡量。對回答為“不愿意承擔任何風險”的，則認為該戶主屬于風險厭惡型，賦值為1；若選擇其他選項，則認為該戶主屬于風險偏好型，賦值為0。

4.控制變量

參考已有成果，本文選取了戶主特征變量、家庭特征變量和地區特征變量作為控制變量。其中，戶主特征層面，具體包括年齡、性別、戶口、文化程度、婚姻狀況、健康狀況；家庭特征層面，具體包括家庭總收入、家庭撫養比；地區特征變量選取家庭所在區域。

各變量說明見表2。

（三）描述性統計

全樣本家庭變量描述性統計結果見表3，因本文重點分析家庭開展創業活動的樣本，故該表不加以詳細敘述。根據表4可知，在3 351個創業家庭樣本中，屬于創業高質量家庭的均值為0.732 6，標準差為0.442 7，這表明高質量創業家庭之間存在較大的差異。在數字金融能力方面，數字金融能力指數的樣本均值為0.540 3，標準差為0.265 1，說明戶主的數字金融能力存在一定差異。就控制變量來看，年齡與性別的均值分別為48.801 9與0.811 4，

說明進行家庭創業的戶主平均年齡為49歲且大多為男性。家庭戶口的均值為0.750 8，標準差為0.432 6 ，說明參與創業的大部分戶主戶口屬于城鎮。受教育水平的均值為9.977 9，標準差為3.464 4，表明家庭創業戶主受教育水平大多在初中和高中之間。婚姻狀況的均值為 0.917 0，標準差為 0.275 9，說明進行創業的大多數戶主已婚。健康狀況的均值為3.574 8，標準差為 0.922 2，這表明大多數戶主是健康的。居民家庭總收入取對數后的均值為10.373 1 ，標準差為2.996 7，說明居民進行家庭創業的收入較高但差距較大。居民家庭撫養比的均值為0.297 6，標準差為0.277 6，說明居民家庭撫養比較小。

（四）模型設定

1.基準模型

考慮到居民家庭創業和家庭創業高質量發展是用數值 1 或 0 的離散變量來衡量的，故選用二值離散選擇模型—— Probit 模型分別研究數字金融能力對家庭創業以及家庭創業高質量發展的影響。模型具體形式如下：

Probit（decisioni =1） = γ0 + γ1fini + γ2Xi + εi" " " " " （1）

Probit（qualityi =1） = α0 + α1fini + α2Xi + εi" " " " " "（2）

其中，decisioni、qualityi為被解釋變量，分別表示第i個居民家庭是否創業、家庭創業是否屬于高質量發展。如果答案為“是”，則賦值為1，否則為0。fini為解釋變量，表示通過因子分析法構建的第i個居民家庭的數字金融能力指數，γ1、α1是對應系數，γ0 、α0是常數項。Xi是控制變量，涵蓋戶主特征變量、家庭特征變量及地區特征變量。εi為模型的隨機擾動項，分別表示影響家庭創業、家庭創業高質量發展的不可觀測因素。

2.中介效應模型

在中介效應模型設定方面，由于傳統的逐步檢驗法可能使得中介變量存在內生性問題，從而導致中介效應估計出現偏誤，為克服傳統逐步檢驗分析存在的內生性問題，本文借鑒江艇（2022）的中介效應檢驗思路，先在理論分析部分對核心解釋變量、中介變量對家庭創業高質量發展的影響進行探討，然后在實證分析部分只檢驗數字金融能力對中介變量的影響，從而減少估計上的偏誤。

數字金融能力通過信息約束對家庭創業高質量發展產生影響的中介效應模型為：

Probit（restraini =1） = β0 + β1fini + β2Xi + εi" " " " "（3）

數字金融能力通過風險態度對家庭創業高質量發展產生影響的中介效應模型為：

Probit（riski =1） = C0 + C1fini + C2Xi + εi" " " " " " " （4）

四、實證檢驗

（一）基準回歸

通過逐步加入控制變量的方法來分別研究數字金融能力對家庭創業、家庭創業高質量發展的影響。表5是數字金融能力對家庭創業的影響的基準回歸結果。列（1）為數字金融能力對家庭創業影響的回歸結果，表明在1%的水平下數字金融能力對家庭創業的影響顯著為正，系數是0.228 4。列（2）—（4）分別為加入戶主特征變量、家庭特征變量和地區特征變量后數字金融能力對家庭創業影響的回歸結果。結果均顯示，數字金融能力對家庭創業的邊際影響在1%的水平下顯著。這說明數字金融能力的提升會促進家庭創業活動。

表6是數字金融能力對家庭創業高質量的影響的基準回歸結果。列（1）為數字金融能力對家庭創業高質量發展影響的回歸結果，表明在1%的水平下數字金融能力對家庭創業高質量發展的影響顯著為正，系數是0.349 3。列（2）—（4）為逐步加入控制變量后的回歸結果。結果顯示，數字金融能力的回歸系數對家庭創業高質量發展的邊際影響均在1%的水平下顯著。這說明數字金融能力的提升會促進家庭創業高質量發展。究其原因，居民數字金融能力水平的提升，能夠降低傳統金融交易中的信息不對稱，使其受到的融資約束更小，更容易從正規金融機構獲得貸款，從而顯著提高家庭財富積累水平，家庭財富的增加可以作為初始資金投入創業來促使家庭創業高質量發展，因此假設H1成立。從控制變量來看，家庭收入與創業高質量發展在1%的顯著性水平下呈正相關，說明居民家庭收入越高，可用于創業的資金越多，越不容易受到金融約束，可以容易地達到創業門檻，所以居民家庭收入的增加可以促進家庭創業高質量發展。

（二）內生性檢驗

在采用上述模型研究數字金融能力對家庭創業高質量發展的影響時，可能會存在以下因素造成內生性問題：一方面，可能會遺漏變量。除了本文列舉的控制變量，戶主的個人能力以及環境等因素也會對結果產生影響。另一方面，變量之間存在逆向因果關系。居民家庭在進行高質量創業的過程中會不斷接觸各類金融機構，自身數字金融能力也會不斷提高。因此，為解決內生性問題，本文使用工具變量法，選取的工具變量為“同一社區內除自己家庭外其他家庭的平均數字金融能力水平”。理論上，同一社區的居民數字金融能力水平具有相似性，居民自身數字金融能力會受到同社區內部其他家庭數字金融能力的影響，但居民自身家庭創業高質量發展與同社區其他家庭數字金融能力不直接相關，滿足工具變量相關性和外生性的條件，是有效的工具變量。弱工具變量檢驗中，AR和Wald的p值小于0.1，說明不存在弱工具變量。具體結果見表7。由第一階段的結果可知，同一社區內除自己家庭外其他家庭的平均數字金融能力與數字金融能力指數顯著正相關。第二階段的結果表明數字金融能力指數的系數為0.953 1，結果顯著為正，說明數字金融能力的提升能夠促進家庭創業高質量發展。

（三）機制分析

1.信息約束

信息約束對數字金融能力影響家庭創業高質量發展的中介效應檢驗結果如表8所示。對模型（2）進行估計，得到列（1），結果顯示數字金融能力對家庭創業高質量發展的影響系數在1%的水平下顯著為正，說明存在數字金融能力的提升促進家庭創業高質量發展的總效應。對模型（3）進行估計，得到列（2），結果顯示數字金融能力的邊際影響為-0.291 5，在1%的水平下顯著為負，說明數字金融能力的提升可以顯著緩解創業受到的信息約束。信息約束使得創業者在創業過程中難以及時感知市場動態，從而無法準確地判斷創業項目的可實施性以及盈利能力，不利于作出正確的創業決策，進而創業經營效果較差，抑制家庭創業高質量發展。由此可知，信息約束是數字金融能力影響家庭創業高質量發展的中介變量。數字金融能力的提升可以緩解信息約束，進而促進家庭創業高質量發展。因此，假設H2成立。

2.風險態度

風險態度對數字金融能力影響家庭創業高質量發展的中介效應檢驗結果如表9所示。對模型（2）進行估計，得到列（1），結果顯示數字金融能力對家庭創業高質量發展的邊際影響在1%的水平下顯著為正，說明存在數字金融能力的提升促進家庭創業高質量發展的總效應。對模型（4）進行估計，得到列（2），結果顯示數字金融能力的邊際影響為-0.301 1，在1%的水平下顯著為負，說明數字金融能力的提升可以降低創業者的風險厭惡。同時，風險厭惡會導致居民使用各類數字金融產品和服務的可能性較低，創業成本更高，創業存續時長更短，進而抑制家庭創業高質量發展。由此可見，風險態度是數字金融能力影響家庭創業高質量發展的中介機制。數字金融能力的提升可以改變風險態度，進而影響家庭創業高質量發展。因此，假設H3成立。

（四）異質性檢驗

1.受教育水平

根據居民受教育水平的高低，將學歷為高中及以上的戶主分為高教育組，將學歷為高中以下的戶主分為低教育組，分別對高教育組和低教育組家庭進行分組回歸，探討數字金融能力對不同受教育水平的居民家庭創業高質量發展的影響，結果如表10所示。數字金融能力對低教育組家庭創業高質量發展的影響更大。可能的解釋為：低受教育水平居民提高數字金融能力，意味著其在創業過程中可以更多接受并合理運用數字信貸、數字保險等數字金融產品與服務，提高金融風險意識與能力，促使家庭創業收入持續提升，開展創業創新技術持續研發，從而推動家庭創業高質量發展。高受教育水平居民本身就已具備一定的金融意識和技能，能夠利用數字金融產品與服務來開展創業活動。不僅如此，各級政府對低受教育水平居民的數字金融宣傳和培訓力度可能更大，低受教育水平家庭金融能力提升更為顯著。因此，數字金融能力對低教育組家庭創業高質量發展的影響更大。

2.戶口類型

根據戶主的戶口類型，本文將樣本分成農村組和城鎮組。對該兩組分別進行回歸，探討數字金融能力對農村家庭、城鎮家庭創業高質量發展的影響，結果如表11所示。數字金融能力對農村家庭創業高質量發展的影響更大。可能的解釋為：近年來各級政府持續加大對農村金融的支持力度，在農村地區給予更多政策扶持與金融資源，面向農村居民開展數字金融政策及知識的宣傳活動與技能培訓，極大優化了農村金融環境，從而有效提升農村居民的數字金融能力，促使家庭創業高質量發展。此外，農村家庭對數字金融的依賴程度更高，導致數字金融能力對農村家庭的影響更為明顯。因此，數字金融能力對農村居民的家庭創業高質量發展影響更大。

3.創業動機

參考尹志超等（2015）的分類，本文將創業動機分為生存型創業和主動型創業。根據2019年中國家庭金融調查中詢問從事工商業的原因，將選擇“從事工商業能掙得更多”“理想愛好/想自己當老板”“更靈活，自由自在”等選項的定義為主動型創業，選擇其他選項定義為生存型創業。對該兩組分別進行回歸，探討數字金融能力對不同創業動機的家庭創業高質量發展的影響，結果如表12所示。數字金融能力對生存型創業家庭比對主動型創業家庭的影響更大一些。可能的解釋為：生存型創業家庭的數字金融能力不斷提升，可以幫助生存型創業家庭運用數字金融工具來開展創業活動，如利用數字信貸服務來破解創業信貸資金不足的難題、利用數字保險來防范與化解風險沖擊等，促使家庭創業高質量發展。主動型創業家庭能夠積極主動地獲取創業信息、結交創業伙伴等，能夠通過金融工具順利開展創業活動。因此，相比于主動型創業家庭，數字金融能力對生存型創業家庭的創業高質量發展的邊際影響更大。

4.地區

根據戶主所在地區，將地區分成東部地區和中西部地區。對該兩組分別進行回歸，探討數字金融能力對不同地區家庭創業高質量發展的影響，結果如表13所示。數字金融能力對中部和西部地區家庭創業高質量發展的影響更大，對東部地區的影響更小。可能的解釋為：中部和西部地區居民家庭提升了數字金融能力后可以更好地利用數字金融工具的優勢來實施家庭創業行為，研發家庭創業創新技術，更有利于中部和西部地區家庭創業高質量發展，而東部地區居民原本就可以利用各種傳統金融工具或數字金融工具來開展家庭創業活動。因此，相較于東部地區，數字金融能力對中部和西部地區家庭創業高質量發展的邊際效應更大。

（五）穩健性檢驗

本文采取以下三種方法進行穩健性檢驗：一是替換解釋變量的測度方法，使用直接加總法重新測度數字金融能力，將替換好的數字金融能力再次進行回歸。從表14列（1）可知，數字金融能力對家庭創業高質量發展具有正向影響并在1%的水平下顯著。說明數字金融能力越強，越能促進家庭創業高質量發展，這與前文的基準回歸結論一致。二是使用Logit模型替換Probit模型進行基準回歸。從表14列（2）可知，數字金融能力對家庭創業高質量發展的邊際影響在1%的水平下顯著為正。說明數字金融能力的提升能促進家庭創業高質量發展，與前文的基準回歸結論也是一致的。三是剔除直轄市樣本。考慮到直轄市的特殊性，本文剔除掉四個直轄市后進行基準回歸。從表14列（3）可知，實證結果仍然顯著為正。三種檢驗方式的結果均表明上述回歸結果是穩健的，數字金融能力的提升確實能夠促進家庭創業高質量發展。

五、結論與政策啟示

（一）結論

本文在深入剖析數字金融能力對家庭創業高質量發展影響機理的基礎上，根據2019年中國家庭金融（CHFS）數據，通過因子分析法構建數字金融能力指數，并運用Probit模型實證檢驗數字金融能力對家庭創業高質量發展的影響。研究結果表明：（1）數字金融能力的提升能夠促進家庭創業及家庭創業高質量發展，這一結果通過了穩健性檢驗；（2）機制檢驗結果說明，數字金融能力的提升可以緩解信息約束、改變風險態度，進而促進家庭創業高質量發展；（3）異質性檢驗發現，數字金融能力的積極作用在居民受教育水平、戶口類型、創業動機、地區等方面存在異質性。

（二）建議

1.加強數字金融教育，提高數字金融能力

一方面，將數字金融相關內容納入國民教育體系，通過高校課程、在線教育平臺等途徑，系統性地提升公眾的數字金融素養。另一方面，政府應當充分調動基層社區、金融機構或其他社會組織，開展面向全體居民的數字金融知識宣傳，對中西部地區或農村居民進行數字金融政策與知識教育（羅荷花和姚璇，2023），同時開發實踐性強的培訓項目，幫助居民熟練使用數字金融服務，跨越數字鴻溝。

2.推動數字技術發展，緩解創業信息約束

鑒于數字技術在緩解信息不對稱和降低交易成本方面有著關鍵作用，建議加大政策支持力度，推動數字技術在金融領域的廣泛應用。考慮到農村地區受到經濟發展程度的制約，信息基礎設施建設相對落后，應重點加強農村及偏遠地區的網絡基礎設施建設，提高寬帶覆蓋率，以及推廣移動互聯網的使用，擴展居民的創業信息獲取渠道。同時，鼓勵金融機構和科技公司合作開發適合農村和小微企業的數字金融服務平臺，提供便捷的金融信息和咨詢服務，破解信息不對稱困境。通過這些措施，可以有效降低家庭創業的信息獲取成本，增強創業家庭的市場競爭力，促進家庭創業的高質量發展。

3.縮小地區差距，推動家庭創業高質量發展

為縮小不同地區在家庭創業高質量發展上的差距，建議中央和地方政府實施差異化的扶持政策。對于經濟欠發達、創業環境較差的地區，應提供更多的財政補貼和稅收優惠，以降低創業門檻，激勵創業活動。同時，引導金融機構向這些地區傾斜資源，提供更優惠的貸款條件和金融產品，支持當地家庭創業；也可以通過激勵龍頭企業投資，帶動地區優勢產業發展，為家庭提供更多的創業機會與資源。此外，通過建立區域合作機制，促進發達地區與欠發達地區之間的資源共享和經驗交流，幫助后者提升創業環境和創業質量。通過這些措施，可以有效促進各地區家庭創業的均衡發展，實現區域經濟的協調增長。

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（責任編輯：唐詩柔）

The Impact of Digital Financial Capability on the High-Quality Development of Household Entrepreneurship

LUO Hehua，" XU Chunyu

（ School of Economics， Hunan Agricultural University）

Abstract： This paper is based on the 2019 China Household Finance Survey （CHFS） data， employing factor analysis to construct an index of digital financial capability and using the Probit model to empirically test the impact of digital financial capability on the high-quality development of household entrepreneurship. The study findings indicate that the enhancement of digital financial capability positively promotes the high-quality development of household entrepreneurship， with heterogeneous effects across different levels of education， household registration types， entrepreneurial motivations， and regions. Mechanism examination results reveal that digital financial capability exerts its influence by alleviating information constraints and altering risk attitudes. Consequently， this paper suggests strengthening digital financial training and promoting the development of digital technology to narrow regional disparities and jointly advance the high-quality development of family entrepreneurship.

Keywords： Digital Financial Capability；Household Entrepreneurship；High-Quality Development；Information Constraint；Risk Attitude