數字普惠金融、創業對性別收入差距的影響①

李景睿 駱婉晴

（1.廣東工業大學 經濟學院，廣東 廣州 510520；2.廣東工業大學 數字經濟與數據治理實驗室，廣東 廣州 510520；3.中國建設銀行 廣州市綠色金融改革創新試驗區，廣東 廣州 510632）

1 引言

盡管中國女性的社會地位得到了較大的提升，但性別之間的收入不平等的問題依然明顯。BOSS 直聘研究院發布的《2021 年中國職場性別薪酬差異報告》顯示，2021 年中國城鎮女性勞動者的平均薪酬水平為城鎮男性勞動者的77%。很多的研究從提高女性的受教育水平、增加女性的就業機會、減少性別歧視等方面探討性別收入不平等問題，但較少從金融的可獲得性的視角進行探討。從性別差異的角度而言，女性獲得傳統的金融服務的可能性更小。世界銀行《全球Findex數據庫2021》顯示，從全球15 歲以上的人口范圍來看，女性擁有銀行賬戶的比例，女性從正規金融機構借款的比例，女性為開始、經營、擴大農場或生意而借款的比例均低于男性。不同于傳統的金融服務，側重于小額信貸的數字普惠金融，主要支持缺乏正規銀行服務的貧困和邊緣化人群的創收活動[1-3]，因此女性可能從中獲益更多。

數字普惠金融依托其普惠性、包容性的特點，拓寬了傳統金融業務渠道的同時整合了信用信息資源與資產資源，使得女性獲得金融服務的可能性得到提升。金融服務的可獲得性對于創業具有關鍵的作用[4-6]。那么數字普惠金融的發展能否通過影響男性和女性的創業機會進而縮小性別收入差距呢？以往的研究主要聚焦于數字普惠金融對城鄉和地區收入不平等的影響，較少涉及數字普惠金融、創業對性別收入差距的作用，本研究力爭有所探索。

2 文獻綜述與研究假設

數字普惠金融的“普惠”與“精準”特性使得其服務實體經濟兼具效率與公平，對經濟落后地區和低收入人群的影響更大，有助于縮小收入差距并實現包容性增長[7]。由于女性在獲得正規金融服務方面可能面臨比男性更高的門檻[8]，數字普惠金融通過緩解信貸約束對女性收入的影響可能呈現出有別于男性的某些特征。本文從數字普惠金融、創業對收入差距的影響視角對相關文獻進行梳理并提出研究假設。

2.1 數字普惠金融、創業對收入差距的影響

數字普惠金融對收入差距的影響歷來有“數字紅利”和“數字鴻溝”的爭論。一方面，數字普惠金融具有“普惠”特征，其可觸達性、便捷性和包容性緩解了融資約束，縮小了城鄉收入差距，帶來了“數字紅利”[9]。數字普惠金融能夠為貧困人群提供儲蓄及借款的渠道，從而使他們獲得建立個人信用、積累資本的機會，支持他們走出貧困[10]。數字普惠金融增加了弱勢群體獲得金融服務的渠道，降低了他們進行金融交易的成本與門檻，同時也增強了金融機構的風險控制能力。這些有利條件使越來越多的低收入人群及中小微企業能夠更容易地享受到從前無法觸碰的發展機會[7]。另一方面，數字普惠信貸的“數字”技術門檻也抑制了部分低收入群體從中獲益，導致了“數字鴻溝”。數字普惠金融發展雖然能為接觸到互聯網的居民帶來機會和便利，但是也會擠占未能接觸到互聯網的居民原先可能獲得的資源，這種數字鴻溝會使貧困居民愈加貧困[11]。

在數字普惠金融對收入差距的影響過程中，創業是一條重要的傳導機制。數字普惠金融最大的特性是具有普惠性，提高欠發達地區和社會低收入階層金融信貸服務的可獲得性，有助于創業[12-14]。金融資產的可得性、資產規模對創業熱情和創業績效都存在重要的影響。關于數字普惠金融對創業影響差異的研究表明，數字普惠金融對于“雇主型”和“機會型”創業不產生影響，但是能夠顯著提高居民“自雇型”和“生存型”創業概率[15]。數字普惠金融覆蓋廣度、使用深度和數字化程度發展對居民創業的帶動作用也存在差異。關于數字普惠金融對創業影響機制的研究表明，數字普惠金融可以通過擴大融資可得性，降低融資成本，緩解信貸約束，提升技術創新水平等方式影響創業[16]。張兵和盛洋虹的研究則表明數字金融不僅緩解了個體受到的信貸約束，降低了創業成本，還通過提高個體的風險偏好，促進了家庭創業[17]。

創業對收入差距存在不確定性影響，其影響效應與創業主體和創業類型有關。由于生存型創業直接促進了低收入群體的就業并提高了他們的收入，因此創業率的上升有助于緩解收入不平等，此外，創業的普惠性和正外部性也有助于縮小收入差距[18]。由于數字普惠金融對欠發達地區和社會低收入階層的創業影響更大，可能有助于縮小收入差距。張勛等研究發現，數字普惠金融促進了創業機會的均等化，提高了低物質資本或低社會資本家庭的收入，促進了中國的包容性增長[6]。張呈磊等研究表明數字普惠金融的創業效應是影響收入不平等的重要渠道之一。數字普惠金融對收入差距存在不確定性影響，其通過促進生存型創業改善了收入不平等，而對機會型創業的促進卻在一定程度上擴大了收入不平等[19]。

2.2 數字普惠金融、創業對性別收入差距的影響

女性在創業上面臨比男性更大的障礙。女性勞動力供給特點和社會上女性角色定位與男性間存在差異是造成創業和性別收入差距的原因。雖然在一些國家，女性在大學入學等領域開始領先于男性，但她們在高薪和領導職位上的比例仍然不足[20]。在20 世紀90 年代美國最大的上市公司中，只有2.5%的高管是女性[21]。在美國和歐洲，女性擁有的企業比例從20%到40%不等，而在發展中國家則要低得多[22]。在“2021 福布斯中國創投人100 強榜單”中，只有12%為女性。盡管女性風險意識高、有親和力、細致周到等生理和心理特點使得女性創業者在第三產業容易達到比男性創業者更加高的成就，但不可否認，許多女性比男性將更多的時間和精力放到照顧家庭上而非投入到創業當中。因此，相對于男性領導的企業，女性領導的企業的勞動生產率水平和增長較低，這種劣勢主要存在于制造業企業，在服務性企業不存在，且僅存在于小型企業。此外，在性別平等程度較低、女性家務和家務照顧負擔較重的國家，女性領導的公司在業績方面的劣勢較大[23]。

數字普惠金融通過降低金融排斥促進了女性創業。金融包容性與創收能力密切相關。女性在為其商業活動尋求足夠的資金來源時面臨許多障礙，這阻礙了她們發揮企業家的才能[24]。女性參與小額信貸項目有助于提高女性賦權[25]。由于數字普惠金融的發展為女性帶來了更豐富多樣、更靈活的資金來源渠道，這提升了女性就業、創業的質量。一方面，Islam 等研究發現小額信貸通過緩解貧困、創造就業、增強婦女在社會中的權能[26]；另一方面，信息技術能夠創造性別紅利，減少女性在勞動力市場的弱勢，使女性在勞動力市場的價值擴大，從而消弭性別不平等[27]。Nirosha et al.基于包括8921 家私營企業在內的跨國樣本債務和股權融資動態的研究發現，在2019 新型冠狀病毒病大流行期間，債權人在處理現金流問題時更傾向于女性企業家。在高度不確定性的背景下，當金融機構尋求更保守的借款人來對沖風險時，女性企業家在獲取融資時可能更有優勢[28]。

數字普惠金融通過提升女性獲得金融服務的可能性有助于縮小性別收入差距。女性在獲得正規金融服務方面可能面臨更多障礙。在發展中國家，雖然研究沒有發現明確的法律歧視女性借款人的證據，但銀行在其貸款實踐中似乎確實歧視婦女。例如，在巴基斯坦，銀行要求兩名非家庭成員的男性背書人——女性背書人是不允許的。幾乎所有女性借款人都需要獲得丈夫的授權才能獲得貸款，單身女性通常不被允許獲得貸款[29]。相對男性，女性擁有銀行賬戶的概率要低20%，獲得正式金融貸款的概率要低17%。這種基于性別的財務差距可能源于文化差異[30]，或者是因為在大多數國家，女性的平均財務知識水平低于男性[31]。女性無法獲得金融產品和服務阻礙了她們利用市場機會[32]。事實上，只要婦女有獲得經濟資源的途徑，并且當她們將其用于創收活動而非家庭消費時，可以改善婦女地位及其家庭福祉[33]。女性獲得貸款會增加其創業的機會，進而提高其收入和改善生活質量。女性擁有銀行賬戶和信用卡比例的提高對減少收入不平等有積極的影響[34]。數字普惠金融能有效提升女性獲得金融服務的可能性，可能有助于縮小性別收入差距。

基于上述分析，本文提出如下研究假說：

假說1：數字普惠金融能有效提升收入且存在性別差異。

假說2：數字普惠金融能有效促進創業且存在性別差異。

假說3：數字普惠金融通過促進創業影響性別收入差距，創業在數字普惠金融對性別收入差距的影響過程中起到中介作用。

3 模型設定與數據說明

3.1 模型設定

yijt為因變量，表示第t 年j 地區受訪者i 的收入自然對數?？紤]到數字普惠金融對創業的影響可能存在滯后性，參考張勛等[6]的做法，選擇滯后一期的數字普惠金融指數作為自變量。indexj,t-1表示滯后一期的數字普惠金融指數的自然對數。Xijt為受訪者個人、家庭以及家庭所在地區的控制變量。Mijt表示是否創業。借鑒溫忠麟等人的方法設定中介效應模型如下：

其中，i 指受訪者，j 表示省份，t 指年份，φi代表個體固定效應，ψt代表年份固定效應，εijt代表隨機擾動項。為更嚴格地考察普惠金融與創業對收入的性別差異影響，式子（1）（2）（3）中加入了數字普惠金融與性別的交互項indexj,t-1*genderijt，在方程（3）中加入了創業與性別的交互項Mijt*genderijt。

方程（1）用于檢驗假說1，即數字普惠金融能否有效提升收入且存在性別差異。若indexj,t-1回歸系數α2顯著為正，說明數字普惠金融能有效提升收入。若indexj,t-1*genderijt的回歸系數α3小于0，則認為數字普惠金融的發展能夠縮小性別收入差距，反之則會擴大性別收入差距。

方程（2）用于檢驗假說2，即數字普惠金融能否有效促進創業且存在性別差異。若indexj,t-1回歸系數β2顯著為正，說明數字普惠金融能有效促進創業。若indexj,t-1*genderijt的回歸系數β3小于0，則認為數字普惠金融的發展能夠縮小性別收入差距，反之則會擴大性別收入差距。

方程（1）-（3）用于檢驗假說3，即數字普惠金融能否通過促進創業影響性別收入差距，創業在數字普惠金融對性別收入差距的影響過程中是否起到中介作用。若α2、β2、θ2、θ4回歸結果顯著，且θ2小于α2，說明創業在數字普惠金融對性別收入差距的影響過程中起到部分中介作用。若Mijt*genderijt的回歸系數小于0，則認為創業能夠縮小性別收入差距，反之則擴大性別收入差距。

3.2 數據說明

本文的被解釋變量“收入”界定為勞動者主要工作的年收入，數據來源于北京大學“中國家庭追蹤調查（CFPS）”數據庫中2012、2014、2016、2018 年的微觀數據。由于在成人問卷中，如果個人當前的主要工作類型為私營企業/ 個體工商戶/ 其它自雇、為自家農業生產經營，其收入是沒有有效值的，因此，為補充缺失數據，本文將從家庭問卷中獲取以上工作類型的家人名單及經營的人均凈利潤與成人問卷中的樣本數據進行匹配。

本文的核心解釋變量為數字普惠金融指數，數據來源于北京大學數字普惠金融指數數據庫。鑒于普惠金融發展程度與居民收入、創業行為的逆向因果關系，本文對普惠金融的發展進行了滯后一年的調整，以評價上一年普惠金融發展程度對當年收入的影響。因此，最終使用2011、2013、2015、2017 年的數字普惠金融指數與CFPS 數據庫中2012、2014、2016、2018 年的數據進行合并匹配。

在衡量中介變量“創業”時，本文將當前主要工作類型為私營企業/ 個體工商戶/ 其它自雇的受訪者定義為創業者，賦值為1，其余主要工作類型賦值為0。在控制變量部分，本研究在個體特征層面上選取了性別（男=1）、年齡及其平方項、戶口（城市=1）、受教育年限、婚姻狀況（有配偶=1）、健康狀況、工作年限及其平方項、是否使用互聯網（是=1）及是否使用手機（是=1）。變量受教育年限、工作年限屬于定距變量，參考已有推算方法：文盲/ 半文盲為3，小學為6，初中為9，高中/中專/ 技校為12，大專為15，大學為16，碩士為19，博士為22。由于CFPS 數據庫中并無直接說明工作年限的問題及信息，參考已有做法，本研究采用“受訪者的年齡-受教育年限-6”所得出的數據以衡量工作年限。健康狀況為定類變量：非常健康為1，很健康為2，比較健康為3，比較健康為4，一般為5，不健康為6。在家庭特征層面上選取了家庭純收入、家庭人口規模以及少兒比例，并選取了家庭待償銀行貸款作為傳統金融發展程度的代理變量。在社區特征層面上選取了個體所在村、鎮/ 居委會的總人口及經濟狀況。以上數據均來源于CFPS 數據庫。在宏觀特征層面上選取了各省份的年生產總值及交通基礎設施密度，數據來源于國家統計局，其中綜合交通基礎設施密度用各省份交通運營線路中里程之和占各省級行政區域面積的比值來衡量。

本研究主題為數字普惠金融、創業與性別收入差距，研究對象界定為18-60 歲的當前有主要工作的勞動者，因此會剔除在調查期間非此年齡范圍及最近一年沒有工作的樣本。對回答信息缺失及數據結構性缺失的樣本清理后，最終得到四年的分析樣本共48272個，其中男性樣 本 25540個，女性樣本22732 個。表1為2012 年和2018 年樣本變量的描述性統計及性別差異。

表1 2012 年及2018 年變量均值及性別差異比較

總體而言，從描述統計來看，數字普惠金融指數的均值及個人年收入對數的均值都有了明顯的提升，選擇創業的人口比例也有所上升。但是，數字普惠金融、個人收入、創業狀態仍然存在明顯的性別差異，數字普惠金融、創業與性別收入差距之間的關系還有賴于進一步的實證檢驗。

4 實證檢驗與結果分析

實證分析中，首先探討數字普惠金融發展對個體收入的性別差異影響，以及創業在兩者之間的中介效應；其次，采用替換核心解釋變量、工具變量回歸方法檢驗數字普惠金融、創業對性別收入差距影響的穩健性；最后，從人力資本、物質資本及社會資本的異質性出發分析數字普惠金融、創業對性別收入差距的影響以及其差異原因。

4.1 基準回歸分析

4.1.1 數字普惠金融對性別收入差距的影響

數字普惠金融發展對性別收入差距的回歸結果顯示（見表2），從影響效應上看，數字普惠金融指數的回歸系數均顯著為正，表明數字普惠金融的發展對個人收入有提升作用。在性別差異方面，數字普惠金融指數與性別的交互項回歸系數顯著為正，表明數字普惠金融發展對男性收入的促進作用更大。從影響趨勢上看，根據列（5）在控制了年份固定效應和個體特征、家庭特征、社區特征、宏觀特征后的回歸結果，數字普惠指數每增長1%，男性個人收入增長0.227%，女性個人收入增長0.195%。以上結果表明：一方面，數字普惠金融的發展能有效提高個人收入水平，帶來了“數字紅利”；另一方面，數字普惠金融的發展也擴大了男性和女性的收入差距，產生了“數字鴻溝”。綜上，數字普惠金融的發展能有效提高居民收入水平但擴大了性別收入差距。該結論驗證了假說1：數字普惠金融能有效提升收入，且對男性收入的促進作用大于女性。

表2 數字普惠金融對性別收入差距的影響

4.1.2 數字普惠金融對創業的性別差異影響

數字普惠金融發展對創業的性別差異影響的回歸結果顯示（見表3），從影響效應上看，逐步控制個人、家庭、社區、宏觀等因素，數字普惠金融指數的回歸系數都顯著為正，表明普惠金融對創業具有積極的促進作用。在性別差異方面，數字普惠金融指數與性別的交互項回歸系數顯著為正，表明數字普惠金融的發展對男性創業行為的促進作用大于女性。理論上，由于女性可能面臨更大的金融排斥，而數字普惠金融在降低金融排斥方面比傳統金融服務更有優勢，因此數字普惠金融的發展理應對女性的影響更大。但是，實證研究表明數字普惠金融對男性創業的促進作用大于女性。因此，有理由認為數字鴻溝仍普遍存在于男性與女性之間，有待彌合。該結論驗證了假說2：數字普惠金融能有效促進創業，且對男性創業的促進作用大于女性。

表3 數字普惠金融對創業的性別差異影響

4.1.3 數字普惠金融、創業與性別收入差距

數字普惠金融、創業對性別收入差距影響的回歸結果顯示（見表4），從影響效應上看，數字普惠金融指數的回歸系數顯著為正，表明數字普惠金融的發展顯著提升了個人收入水平；是否創業的回歸系數顯著為正，表明選擇創業也顯著提升了個人收入水平。在性別差異方面，數字普惠金融指數與性別的交互項顯著為正，表明數字普惠金融的發展對男性收入提升的促進作用大于女性，會擴大性別收入差距；創業與性別的交互項顯著為負，表明創業對女性收入提升的促進作用大于男性，有利于縮小性別收入差距。從影響機制上看，結合表2、表3 和表4 的逐步回歸結果，表4 在增加了創業變量之后，數字普惠金融指數對個人收入的影響系數比表2 的回歸結果有所下降，表明創業在數字普惠金融發展與個人收入之間存在部分中介作用。數字普惠金融的發展可通過促進個人創業活動，進而提高個人的收入。性別差異方面，數字普惠金融的發展直接擴大了性別收入差距，但是數字普惠金融通過促進創業間接縮小了性別收入差距。因此，創業是數字普惠金融有助于縮小性別收入差距的一種作用機制。該結論驗證了假說3：數字普惠金融通過促進創業影響性別收入差距，創業在數字普惠金融對性別收入差距的影響過程中起到部分中介作用。

表4 數字普惠金融、創業對性別收入差距的影響

4.2 穩健性檢驗

為保證基準回歸分析的穩健性，本文還進行了替換核心解釋變量和工具變量回歸。結果均顯示與前文的基準模型有較好的一致性，印證了基本結論的穩健性。

4.2.1 替換核心變量

參考已有文獻，本文將核心解釋變量數字普惠金融指數替換為其分指數中的覆蓋廣度、使用深度，對第三部分的回歸模型（1）（2）（3）進行穩健性檢驗。結果顯示（見表5），數字普惠金融的覆蓋廣度和使用深度均可以通過促進個人創業活動，進而提高個人的收入，印證了基準模型結論的穩健性。

表5 替換核心解釋變量的穩健性檢驗結果

4.2.2 工具變量回歸

考慮到數字普惠金融與創業、收入之間可能存在反向因果關系而導致的內生性問題對模型估計結果的影響，在前文的分析中選擇了滯后一期的數字普惠金融指數作為自變量。此外，參考張勛等[6]的做法，本文采用樣本所在地區與杭州的球面距離的對數作為數字普惠金融發展的工具變量進行進一步回歸分析（見表6）。第一階段回歸結果顯示，工具變量家庭所在地區與杭州的球面距離對數的系數均在1%的置信水平上顯著為負，這表明家庭所在地距離杭州越近，數字金融的發展程度就越高，反之則越低。第一階段F 統計值遠大于經驗值10，可排除弱工具變量或者識別不足存在的可能性。第二階段的回歸結果表明，無論是數字普惠金融還是創業，它們對個體收入的影響都是正向且顯著的，且與前文的研究結果基本吻合。從影響機制上看，數字普惠金融通過促進創業顯著提升了個人收入。性別差異方面，數字普惠金融的發展對男性收入提升的促進作用大于女性，會擴大性別收入差距；創業對女性收入提升的促進作用大于男性，有利于縮小性別收入差距。而且，在解決了內生性問題后，數字金融發展對個體創業及收入的促進作用更大。

表6 工具變量回歸結果

4.3 異質性分析

本文根據人力資本、物質資本、社會資本的差異對樣本進行分組，對數字普惠金融、創業與性別收入差距的關系進行異質性分析。

4.3.1 人力資本的異質性

本文將樣本根據受教育年限的中位數9 進行分組，受教育年限小于或等于9 的樣本為低人力資本組，大于9 的樣本為高人力資本組，分別擬合模型（見表7）。從對收入的總體影響而言，一方面，數字普惠金融對高人力資本組個體收入的促進作用顯著大于低人力資本組，可能源于不同人力資本水平的人群間存在教育鴻溝。因為數字普惠金融依托數字技術，要求使用者擁有一定的學習能力及文化水平，高人力資本人群顯然獲益更多。另一方面，創業對低人力資本組個體收入的促進作用顯著大于高人力資本組，原因可能是高人力資本水平的人群容易獲得更多的、除創業以外的就業機會及報酬更好的工作，所以對創業所帶來的的收入提升并不敏感。從性別差異來看，一方面，數字普惠金融對個體收入的促進作用在高人力資本組女性中體現得更強?？赡苁歉邔W歷女性擁有較高的文化水平及學習能力，更容易獲得數字紅利。另一方面，創業對個體收入的促進作用主要體現在低人力資本組女性，原因可能是低學歷女性在勞動力市場上競爭力不足，但受益于互聯網發展及當今金融服務的可得性與包容性，其創業領域、空間及時間更靈活，如電商、直播等行業，顯著提升了低人力資本女性群體的收入。

表7 數字普惠金融、創業對性別收入差距的影響（人力資本的異質性）

4.3.2 物質資本的異質性

本文選用年收入作為物質資本的代理變量，根據個體年收入對數的中位數10.091 進行分組，小于或等于中位數的樣本歸為低物資資本組，大于中位數的樣本歸為高物質資本組[6]，分別擬合模型（見表8）。從對收入的總體影響而言，一方面，數字普惠金融對高物質資本組的收入沒有顯著的影響，僅對低物資資本組的收入有顯著提升效應；另一方面，創業顯著提升了所有個體的收入，且對低物質資本組個體收入的促進作用顯著大于高物質資本組，體現出包容性特征。從性別差異來看，數字普惠金融及創業對個體收入的促進作用在低物質資本的女性組別上表現得最為明顯，顯著促進低物質資本女性的收入提升。上述結果共同證明，數字普惠金融不僅能夠縮小不同物質資本水平群體間的收入差距，而且能夠縮小低物質資本水平群體的性別收入差距。

表8 數字普惠金融、創業對性別收入差距的影響（物質資本的異質性）

4.3.3 社會資本的異質性

本文將轉移支付收入規模作為社會資本的衡量指標，根據樣本個體所在家庭轉移支付收入的中位數進行分組，小于或等于中位數的樣本歸為低社會資本組，大于中位數的樣本歸為高社會資本組[35]，分別擬合模型（見表9）。從對收入的總體影響而言，一方面，數字普惠金融對收入有顯著提升效應；另一方面，創業對收入有明顯的促進作用。數字普惠金融和創業對收入的提升作用沒有表現出明顯的與社會資本相關的組別差異。從性別差異來看，一方面，無論是在高社會資本組中，還是在低社會資本組中，數字普惠金融對男性收入的促進作用都顯著大于女性，原因可能是男性的社會網絡比女性更廣泛，與外界來往更加密切，更容易獲得收入的提高機會。另一方面，在所有回歸中創業對個體收入的促進作用主要體現在女性樣本，且在低社會資本女性樣本中最為明顯，這表明創業能夠顯著縮小性別收入差距，是促進性別平等的重要方式。

表9 數字普惠金融、創業對性別收入差距的影響（社會資本的異質性）

5 結論

本文從創業對收入的性別差異影響視角為數字普惠金融對縮小性別收入差距的作用機制提供了一種新的解釋。理論上，數字普惠金融通過創業對收入產生重要的影響，這種影響存在典型的性別差異。實證上，本文將宏觀層面的數字普惠金融指數與微觀層面的中國家庭追蹤調查數據相結合，探討數字普惠金融、創業對收入的性別差異影響。從影響機制上看，數字普惠金融通過促進創業對個人收入起到了顯著的提升作用。在性別差異方面，數字普惠金融的發展對男性收入提升的促進作用大于女性，會擴大性別收入差距；而創業對女性收入提升的促進作用大于男性，有利于縮小性別收入差距。該結論在替換核心解釋變量和使用工具變量回歸依然穩健。

基于人力資本、物質資本及社會資本的異質性分析顯示，在數字普惠金融通過創業對收入的影響過程中，“數字紅利”和“數字鴻溝”同時并存?；谌肆Y本異質性分析顯示，數字普惠金融對個體收入的促進作用在高人力資本組女性中體現得更強，而創業對個體收入的促進作用在低人力資本組女性中更大，能夠有效緩解性別收入差距擴大?；谖镔|資本異質性分析發現，數字普惠金融及創業對收入的積極效應均主要體現在低物質資本組女性，這表明數字普惠金融能夠有效降低低收入女性創業的物質資本門檻，縮小收入差距?；谏鐣Y本異質性分析顯示，數字普惠金融對男性收入的促進作用都顯著大于女性，而創業對個體收入的促進作用主要體現在女性樣本，且在低社會資本女性樣本中最為明顯?？傮w而言，對于低人力資本、低物質資本、低社會資本的女性而言，創業能夠顯著縮小性別收入差距，是促進性別平等的重要方式。

基于上述結論，本文提出以下建議：（1）提升女性人力資本水平，彌合數字性別鴻溝。創業作為一項全方位要求的綜合性活動，需要創業者擁有一定的經驗和積累。教育始終是提升女性職場競爭力和收入水平的有利武器，提高女性文化水平、就業意識、金融素養等人力資本水平，強化女性技能培訓，縮小性別數字鴻溝，使得女性能夠更好地享受數字普惠金融所帶來的“數字紅利”。（2）促進數字普惠金融發展，拓寬女性的融資渠道。金融科技及移動數字媒體的發展突破了時間和空間等限制，提升了金融的可獲得性，降低了女性融資門檻及創業成本。讓受流動性約束的女性得到了相對公平的融資機會的線上渠道，在更大程度上緩解了女性的創業資金瓶頸。（3）建立社交網絡合作平臺，提供平等的創業環境。社會網絡作為一種重要資源在勞動者資金獲取、機會搜尋等方面發揮著巨大的作用。社交網絡合作平臺可以幫助女性創業者擴大人脈、尋找商機、分享經驗等，提高創業成功的概率。此外，政府和社會應共同努力，完善相關創業政策和法規，保護女性創業者的權益，減少性別歧視現象發生。充分調動有創業想法的女性的主動性和創造性，激發女性創業的內生動力，鼓勵女性自我進步、自我發展。（4）創造靈活的創業機會，減輕女性創業者的負擔。女性的角色定位決定了女性的工作更需要具備靈活性，這包括為她們提供靈活的工作時間和地點、更廣范圍的嬰幼兒托管服務和老人照看服務等社會環境。這樣可以更大程度上緩解女性勞動者在工作與家庭之間的矛盾，使女性和男性處在更平等的地位，更好地應對創業過程中的挑戰，更加專注于自己的事業發展，以有效縮小性別收入差距。