数字普惠金融、创业对性别收入差距的影响①

李景睿 骆婉晴

（1.广东工业大学 经济学院，广东 广州 510520；2.广东工业大学 数字经济与数据治理实验室，广东 广州 510520；3.中国建设银行 广州市绿色金融改革创新试验区，广东 广州 510632）

1 引言

尽管中国女性的社会地位得到了较大的提升，但性别之间的收入不平等的问题依然明显。BOSS 直聘研究院发布的《2021 年中国职场性别薪酬差异报告》显示，2021 年中国城镇女性劳动者的平均薪酬水平为城镇男性劳动者的77%。很多的研究从提高女性的受教育水平、增加女性的就业机会、减少性别歧视等方面探讨性别收入不平等问题，但较少从金融的可获得性的视角进行探讨。从性别差异的角度而言，女性获得传统的金融服务的可能性更小。世界银行《全球Findex数据库2021》显示，从全球15 岁以上的人口范围来看，女性拥有银行账户的比例，女性从正规金融机构借款的比例，女性为开始、经营、扩大农场或生意而借款的比例均低于男性。不同于传统的金融服务，侧重于小额信贷的数字普惠金融，主要支持缺乏正规银行服务的贫困和边缘化人群的创收活动[1-3]，因此女性可能从中获益更多。

数字普惠金融依托其普惠性、包容性的特点，拓宽了传统金融业务渠道的同时整合了信用信息资源与资产资源，使得女性获得金融服务的可能性得到提升。金融服务的可获得性对于创业具有关键的作用[4-6]。那么数字普惠金融的发展能否通过影响男性和女性的创业机会进而缩小性别收入差距呢？以往的研究主要聚焦于数字普惠金融对城乡和地区收入不平等的影响，较少涉及数字普惠金融、创业对性别收入差距的作用，本研究力争有所探索。

2 文献综述与研究假设

数字普惠金融的“普惠”与“精准”特性使得其服务实体经济兼具效率与公平，对经济落后地区和低收入人群的影响更大，有助于缩小收入差距并实现包容性增长[7]。由于女性在获得正规金融服务方面可能面临比男性更高的门槛[8]，数字普惠金融通过缓解信贷约束对女性收入的影响可能呈现出有别于男性的某些特征。本文从数字普惠金融、创业对收入差距的影响视角对相关文献进行梳理并提出研究假设。

2.1 数字普惠金融、创业对收入差距的影响

数字普惠金融对收入差距的影响历来有“数字红利”和“数字鸿沟”的争论。一方面，数字普惠金融具有“普惠”特征，其可触达性、便捷性和包容性缓解了融资约束，缩小了城乡收入差距，带来了“数字红利”[9]。数字普惠金融能够为贫困人群提供储蓄及借款的渠道，从而使他们获得建立个人信用、积累资本的机会，支持他们走出贫困[10]。数字普惠金融增加了弱势群体获得金融服务的渠道，降低了他们进行金融交易的成本与门槛，同时也增强了金融机构的风险控制能力。这些有利条件使越来越多的低收入人群及中小微企业能够更容易地享受到从前无法触碰的发展机会[7]。另一方面，数字普惠信贷的“数字”技术门槛也抑制了部分低收入群体从中获益，导致了“数字鸿沟”。数字普惠金融发展虽然能为接触到互联网的居民带来机会和便利，但是也会挤占未能接触到互联网的居民原先可能获得的资源，这种数字鸿沟会使贫困居民愈加贫困[11]。

在数字普惠金融对收入差距的影响过程中，创业是一条重要的传导机制。数字普惠金融最大的特性是具有普惠性，提高欠发达地区和社会低收入阶层金融信贷服务的可获得性，有助于创业[12-14]。金融资产的可得性、资产规模对创业热情和创业绩效都存在重要的影响。关于数字普惠金融对创业影响差异的研究表明，数字普惠金融对于“雇主型”和“机会型”创业不产生影响，但是能够显著提高居民“自雇型”和“生存型”创业概率[15]。数字普惠金融覆盖广度、使用深度和数字化程度发展对居民创业的带动作用也存在差异。关于数字普惠金融对创业影响机制的研究表明，数字普惠金融可以通过扩大融资可得性，降低融资成本，缓解信贷约束，提升技术创新水平等方式影响创业[16]。张兵和盛洋虹的研究则表明数字金融不仅缓解了个体受到的信贷约束，降低了创业成本，还通过提高个体的风险偏好，促进了家庭创业[17]。

创业对收入差距存在不确定性影响，其影响效应与创业主体和创业类型有关。由于生存型创业直接促进了低收入群体的就业并提高了他们的收入，因此创业率的上升有助于缓解收入不平等，此外，创业的普惠性和正外部性也有助于缩小收入差距[18]。由于数字普惠金融对欠发达地区和社会低收入阶层的创业影响更大，可能有助于缩小收入差距。张勋等研究发现，数字普惠金融促进了创业机会的均等化，提高了低物质资本或低社会资本家庭的收入，促进了中国的包容性增长[6]。张呈磊等研究表明数字普惠金融的创业效应是影响收入不平等的重要渠道之一。数字普惠金融对收入差距存在不确定性影响，其通过促进生存型创业改善了收入不平等，而对机会型创业的促进却在一定程度上扩大了收入不平等[19]。

2.2 数字普惠金融、创业对性别收入差距的影响

女性在创业上面临比男性更大的障碍。女性劳动力供给特点和社会上女性角色定位与男性间存在差异是造成创业和性别收入差距的原因。虽然在一些国家，女性在大学入学等领域开始领先于男性，但她们在高薪和领导职位上的比例仍然不足[20]。在20 世纪90 年代美国最大的上市公司中，只有2.5%的高管是女性[21]。在美国和欧洲，女性拥有的企业比例从20%到40%不等，而在发展中国家则要低得多[22]。在“2021 福布斯中国创投人100 强榜单”中，只有12%为女性。尽管女性风险意识高、有亲和力、细致周到等生理和心理特点使得女性创业者在第三产业容易达到比男性创业者更加高的成就，但不可否认，许多女性比男性将更多的时间和精力放到照顾家庭上而非投入到创业当中。因此，相对于男性领导的企业，女性领导的企业的劳动生产率水平和增长较低，这种劣势主要存在于制造业企业，在服务性企业不存在，且仅存在于小型企业。此外，在性别平等程度较低、女性家务和家务照顾负担较重的国家，女性领导的公司在业绩方面的劣势较大[23]。

数字普惠金融通过降低金融排斥促进了女性创业。金融包容性与创收能力密切相关。女性在为其商业活动寻求足够的资金来源时面临许多障碍，这阻碍了她们发挥企业家的才能[24]。女性参与小额信贷项目有助于提高女性赋权[25]。由于数字普惠金融的发展为女性带来了更丰富多样、更灵活的资金来源渠道，这提升了女性就业、创业的质量。一方面，Islam 等研究发现小额信贷通过缓解贫困、创造就业、增强妇女在社会中的权能[26]；另一方面，信息技术能够创造性别红利，减少女性在劳动力市场的弱势，使女性在劳动力市场的价值扩大，从而消弭性别不平等[27]。Nirosha et al.基于包括8921 家私营企业在内的跨国样本债务和股权融资动态的研究发现，在2019 新型冠状病毒病大流行期间，债权人在处理现金流问题时更倾向于女性企业家。在高度不确定性的背景下，当金融机构寻求更保守的借款人来对冲风险时，女性企业家在获取融资时可能更有优势[28]。

数字普惠金融通过提升女性获得金融服务的可能性有助于缩小性别收入差距。女性在获得正规金融服务方面可能面临更多障碍。在发展中国家，虽然研究没有发现明确的法律歧视女性借款人的证据，但银行在其贷款实践中似乎确实歧视妇女。例如，在巴基斯坦，银行要求两名非家庭成员的男性背书人——女性背书人是不允许的。几乎所有女性借款人都需要获得丈夫的授权才能获得贷款，单身女性通常不被允许获得贷款[29]。相对男性，女性拥有银行账户的概率要低20%，获得正式金融贷款的概率要低17%。这种基于性别的财务差距可能源于文化差异[30]，或者是因为在大多数国家，女性的平均财务知识水平低于男性[31]。女性无法获得金融产品和服务阻碍了她们利用市场机会[32]。事实上，只要妇女有获得经济资源的途径，并且当她们将其用于创收活动而非家庭消费时，可以改善妇女地位及其家庭福祉[33]。女性获得贷款会增加其创业的机会，进而提高其收入和改善生活质量。女性拥有银行账户和信用卡比例的提高对减少收入不平等有积极的影响[34]。数字普惠金融能有效提升女性获得金融服务的可能性，可能有助于缩小性别收入差距。

基于上述分析，本文提出如下研究假说：

假说1：数字普惠金融能有效提升收入且存在性别差异。

假说2：数字普惠金融能有效促进创业且存在性别差异。

假说3：数字普惠金融通过促进创业影响性别收入差距，创业在数字普惠金融对性别收入差距的影响过程中起到中介作用。

3 模型设定与数据说明

3.1 模型设定

yijt为因变量，表示第t 年j 地区受访者i 的收入自然对数。考虑到数字普惠金融对创业的影响可能存在滞后性，参考张勋等[6]的做法，选择滞后一期的数字普惠金融指数作为自变量。indexj,t-1表示滞后一期的数字普惠金融指数的自然对数。Xijt为受访者个人、家庭以及家庭所在地区的控制变量。Mijt表示是否创业。借鉴温忠麟等人的方法设定中介效应模型如下：

其中，i 指受访者，j 表示省份，t 指年份，φi代表个体固定效应，ψt代表年份固定效应，εijt代表随机扰动项。为更严格地考察普惠金融与创业对收入的性别差异影响，式子（1）（2）（3）中加入了数字普惠金融与性别的交互项indexj,t-1*genderijt，在方程（3）中加入了创业与性别的交互项Mijt*genderijt。

方程（1）用于检验假说1，即数字普惠金融能否有效提升收入且存在性别差异。若indexj,t-1回归系数α2显著为正，说明数字普惠金融能有效提升收入。若indexj,t-1*genderijt的回归系数α3小于0，则认为数字普惠金融的发展能够缩小性别收入差距，反之则会扩大性别收入差距。

方程（2）用于检验假说2，即数字普惠金融能否有效促进创业且存在性别差异。若indexj,t-1回归系数β2显著为正，说明数字普惠金融能有效促进创业。若indexj,t-1*genderijt的回归系数β3小于0，则认为数字普惠金融的发展能够缩小性别收入差距，反之则会扩大性别收入差距。

方程（1）-（3）用于检验假说3，即数字普惠金融能否通过促进创业影响性别收入差距，创业在数字普惠金融对性别收入差距的影响过程中是否起到中介作用。若α2、β2、θ2、θ4回归结果显著，且θ2小于α2，说明创业在数字普惠金融对性别收入差距的影响过程中起到部分中介作用。若Mijt*genderijt的回归系数小于0，则认为创业能够缩小性别收入差距，反之则扩大性别收入差距。

3.2 数据说明

本文的被解释变量“收入”界定为劳动者主要工作的年收入，数据来源于北京大学“中国家庭追踪调查（CFPS）”数据库中2012、2014、2016、2018 年的微观数据。由于在成人问卷中，如果个人当前的主要工作类型为私营企业/ 个体工商户/ 其它自雇、为自家农业生产经营，其收入是没有有效值的，因此，为补充缺失数据，本文将从家庭问卷中获取以上工作类型的家人名单及经营的人均净利润与成人问卷中的样本数据进行匹配。

本文的核心解释变量为数字普惠金融指数，数据来源于北京大学数字普惠金融指数数据库。鉴于普惠金融发展程度与居民收入、创业行为的逆向因果关系，本文对普惠金融的发展进行了滞后一年的调整，以评价上一年普惠金融发展程度对当年收入的影响。因此，最终使用2011、2013、2015、2017 年的数字普惠金融指数与CFPS 数据库中2012、2014、2016、2018 年的数据进行合并匹配。

在衡量中介变量“创业”时，本文将当前主要工作类型为私营企业/ 个体工商户/ 其它自雇的受访者定义为创业者，赋值为1，其余主要工作类型赋值为0。在控制变量部分，本研究在个体特征层面上选取了性别（男=1）、年龄及其平方项、户口（城市=1）、受教育年限、婚姻状况（有配偶=1）、健康状况、工作年限及其平方项、是否使用互联网（是=1）及是否使用手机（是=1）。变量受教育年限、工作年限属于定距变量，参考已有推算方法：文盲/ 半文盲为3，小学为6，初中为9，高中/中专/ 技校为12，大专为15，大学为16，硕士为19，博士为22。由于CFPS 数据库中并无直接说明工作年限的问题及信息，参考已有做法，本研究采用“受访者的年龄-受教育年限-6”所得出的数据以衡量工作年限。健康状况为定类变量：非常健康为1，很健康为2，比较健康为3，比较健康为4，一般为5，不健康为6。在家庭特征层面上选取了家庭纯收入、家庭人口规模以及少儿比例，并选取了家庭待偿银行贷款作为传统金融发展程度的代理变量。在社区特征层面上选取了个体所在村、镇/ 居委会的总人口及经济状况。以上数据均来源于CFPS 数据库。在宏观特征层面上选取了各省份的年生产总值及交通基础设施密度，数据来源于国家统计局，其中综合交通基础设施密度用各省份交通运营线路中里程之和占各省级行政区域面积的比值来衡量。

本研究主题为数字普惠金融、创业与性别收入差距，研究对象界定为18-60 岁的当前有主要工作的劳动者，因此会剔除在调查期间非此年龄范围及最近一年没有工作的样本。对回答信息缺失及数据结构性缺失的样本清理后，最终得到四年的分析样本共48272个，其中男性样 本 25540个，女性样本22732 个。表1为2012 年和2018 年样本变量的描述性统计及性别差异。

表1 2012 年及2018 年变量均值及性别差异比较

总体而言，从描述统计来看，数字普惠金融指数的均值及个人年收入对数的均值都有了明显的提升，选择创业的人口比例也有所上升。但是，数字普惠金融、个人收入、创业状态仍然存在明显的性别差异，数字普惠金融、创业与性别收入差距之间的关系还有赖于进一步的实证检验。

4 实证检验与结果分析

实证分析中，首先探讨数字普惠金融发展对个体收入的性别差异影响，以及创业在两者之间的中介效应；其次，采用替换核心解释变量、工具变量回归方法检验数字普惠金融、创业对性别收入差距影响的稳健性；最后，从人力资本、物质资本及社会资本的异质性出发分析数字普惠金融、创业对性别收入差距的影响以及其差异原因。

4.1 基准回归分析

4.1.1 数字普惠金融对性别收入差距的影响

数字普惠金融发展对性别收入差距的回归结果显示（见表2），从影响效应上看，数字普惠金融指数的回归系数均显著为正，表明数字普惠金融的发展对个人收入有提升作用。在性别差异方面，数字普惠金融指数与性别的交互项回归系数显著为正，表明数字普惠金融发展对男性收入的促进作用更大。从影响趋势上看，根据列（5）在控制了年份固定效应和个体特征、家庭特征、社区特征、宏观特征后的回归结果，数字普惠指数每增长1%，男性个人收入增长0.227%，女性个人收入增长0.195%。以上结果表明：一方面，数字普惠金融的发展能有效提高个人收入水平，带来了“数字红利”；另一方面，数字普惠金融的发展也扩大了男性和女性的收入差距，产生了“数字鸿沟”。综上，数字普惠金融的发展能有效提高居民收入水平但扩大了性别收入差距。该结论验证了假说1：数字普惠金融能有效提升收入，且对男性收入的促进作用大于女性。

表2 数字普惠金融对性别收入差距的影响

4.1.2 数字普惠金融对创业的性别差异影响

数字普惠金融发展对创业的性别差异影响的回归结果显示（见表3），从影响效应上看，逐步控制个人、家庭、社区、宏观等因素，数字普惠金融指数的回归系数都显著为正，表明普惠金融对创业具有积极的促进作用。在性别差异方面，数字普惠金融指数与性别的交互项回归系数显著为正，表明数字普惠金融的发展对男性创业行为的促进作用大于女性。理论上，由于女性可能面临更大的金融排斥，而数字普惠金融在降低金融排斥方面比传统金融服务更有优势，因此数字普惠金融的发展理应对女性的影响更大。但是，实证研究表明数字普惠金融对男性创业的促进作用大于女性。因此，有理由认为数字鸿沟仍普遍存在于男性与女性之间，有待弥合。该结论验证了假说2：数字普惠金融能有效促进创业，且对男性创业的促进作用大于女性。

表3 数字普惠金融对创业的性别差异影响

4.1.3 数字普惠金融、创业与性别收入差距

数字普惠金融、创业对性别收入差距影响的回归结果显示（见表4），从影响效应上看，数字普惠金融指数的回归系数显著为正，表明数字普惠金融的发展显著提升了个人收入水平；是否创业的回归系数显著为正，表明选择创业也显著提升了个人收入水平。在性别差异方面，数字普惠金融指数与性别的交互项显著为正，表明数字普惠金融的发展对男性收入提升的促进作用大于女性，会扩大性别收入差距；创业与性别的交互项显著为负，表明创业对女性收入提升的促进作用大于男性，有利于缩小性别收入差距。从影响机制上看，结合表2、表3 和表4 的逐步回归结果，表4 在增加了创业变量之后，数字普惠金融指数对个人收入的影响系数比表2 的回归结果有所下降，表明创业在数字普惠金融发展与个人收入之间存在部分中介作用。数字普惠金融的发展可通过促进个人创业活动，进而提高个人的收入。性别差异方面，数字普惠金融的发展直接扩大了性别收入差距，但是数字普惠金融通过促进创业间接缩小了性别收入差距。因此，创业是数字普惠金融有助于缩小性别收入差距的一种作用机制。该结论验证了假说3：数字普惠金融通过促进创业影响性别收入差距，创业在数字普惠金融对性别收入差距的影响过程中起到部分中介作用。

表4 数字普惠金融、创业对性别收入差距的影响

4.2 稳健性检验

为保证基准回归分析的稳健性，本文还进行了替换核心解释变量和工具变量回归。结果均显示与前文的基准模型有较好的一致性，印证了基本结论的稳健性。

4.2.1 替换核心变量

参考已有文献，本文将核心解释变量数字普惠金融指数替换为其分指数中的覆盖广度、使用深度，对第三部分的回归模型（1）（2）（3）进行稳健性检验。结果显示（见表5），数字普惠金融的覆盖广度和使用深度均可以通过促进个人创业活动，进而提高个人的收入，印证了基准模型结论的稳健性。

表5 替换核心解释变量的稳健性检验结果

4.2.2 工具变量回归

考虑到数字普惠金融与创业、收入之间可能存在反向因果关系而导致的内生性问题对模型估计结果的影响，在前文的分析中选择了滞后一期的数字普惠金融指数作为自变量。此外，参考张勋等[6]的做法，本文采用样本所在地区与杭州的球面距离的对数作为数字普惠金融发展的工具变量进行进一步回归分析（见表6）。第一阶段回归结果显示，工具变量家庭所在地区与杭州的球面距离对数的系数均在1%的置信水平上显著为负，这表明家庭所在地距离杭州越近，数字金融的发展程度就越高，反之则越低。第一阶段F 统计值远大于经验值10，可排除弱工具变量或者识别不足存在的可能性。第二阶段的回归结果表明，无论是数字普惠金融还是创业，它们对个体收入的影响都是正向且显著的，且与前文的研究结果基本吻合。从影响机制上看，数字普惠金融通过促进创业显著提升了个人收入。性别差异方面，数字普惠金融的发展对男性收入提升的促进作用大于女性，会扩大性别收入差距；创业对女性收入提升的促进作用大于男性，有利于缩小性别收入差距。而且，在解决了内生性问题后，数字金融发展对个体创业及收入的促进作用更大。

表6 工具变量回归结果

4.3 异质性分析

本文根据人力资本、物质资本、社会资本的差异对样本进行分组，对数字普惠金融、创业与性别收入差距的关系进行异质性分析。

4.3.1 人力资本的异质性

本文将样本根据受教育年限的中位数9 进行分组，受教育年限小于或等于9 的样本为低人力资本组，大于9 的样本为高人力资本组，分别拟合模型（见表7）。从对收入的总体影响而言，一方面，数字普惠金融对高人力资本组个体收入的促进作用显著大于低人力资本组，可能源于不同人力资本水平的人群间存在教育鸿沟。因为数字普惠金融依托数字技术，要求使用者拥有一定的学习能力及文化水平，高人力资本人群显然获益更多。另一方面，创业对低人力资本组个体收入的促进作用显著大于高人力资本组，原因可能是高人力资本水平的人群容易获得更多的、除创业以外的就业机会及报酬更好的工作，所以对创业所带来的的收入提升并不敏感。从性别差异来看，一方面，数字普惠金融对个体收入的促进作用在高人力资本组女性中体现得更强。可能是高学历女性拥有较高的文化水平及学习能力，更容易获得数字红利。另一方面，创业对个体收入的促进作用主要体现在低人力资本组女性，原因可能是低学历女性在劳动力市场上竞争力不足，但受益于互联网发展及当今金融服务的可得性与包容性，其创业领域、空间及时间更灵活，如电商、直播等行业，显著提升了低人力资本女性群体的收入。

表7 数字普惠金融、创业对性别收入差距的影响（人力资本的异质性）

4.3.2 物质资本的异质性

本文选用年收入作为物质资本的代理变量，根据个体年收入对数的中位数10.091 进行分组，小于或等于中位数的样本归为低物资资本组，大于中位数的样本归为高物质资本组[6]，分别拟合模型（见表8）。从对收入的总体影响而言，一方面，数字普惠金融对高物质资本组的收入没有显著的影响，仅对低物资资本组的收入有显著提升效应；另一方面，创业显著提升了所有个体的收入，且对低物质资本组个体收入的促进作用显著大于高物质资本组，体现出包容性特征。从性别差异来看，数字普惠金融及创业对个体收入的促进作用在低物质资本的女性组别上表现得最为明显，显著促进低物质资本女性的收入提升。上述结果共同证明，数字普惠金融不仅能够缩小不同物质资本水平群体间的收入差距，而且能够缩小低物质资本水平群体的性别收入差距。

表8 数字普惠金融、创业对性别收入差距的影响（物质资本的异质性）

4.3.3 社会资本的异质性

本文将转移支付收入规模作为社会资本的衡量指标，根据样本个体所在家庭转移支付收入的中位数进行分组，小于或等于中位数的样本归为低社会资本组，大于中位数的样本归为高社会资本组[35]，分别拟合模型（见表9）。从对收入的总体影响而言，一方面，数字普惠金融对收入有显著提升效应；另一方面，创业对收入有明显的促进作用。数字普惠金融和创业对收入的提升作用没有表现出明显的与社会资本相关的组别差异。从性别差异来看，一方面，无论是在高社会资本组中，还是在低社会资本组中，数字普惠金融对男性收入的促进作用都显著大于女性，原因可能是男性的社会网络比女性更广泛，与外界来往更加密切，更容易获得收入的提高机会。另一方面，在所有回归中创业对个体收入的促进作用主要体现在女性样本，且在低社会资本女性样本中最为明显，这表明创业能够显著缩小性别收入差距，是促进性别平等的重要方式。

表9 数字普惠金融、创业对性别收入差距的影响（社会资本的异质性）

5 结论

本文从创业对收入的性别差异影响视角为数字普惠金融对缩小性别收入差距的作用机制提供了一种新的解释。理论上，数字普惠金融通过创业对收入产生重要的影响，这种影响存在典型的性别差异。实证上，本文将宏观层面的数字普惠金融指数与微观层面的中国家庭追踪调查数据相结合，探讨数字普惠金融、创业对收入的性别差异影响。从影响机制上看，数字普惠金融通过促进创业对个人收入起到了显著的提升作用。在性别差异方面，数字普惠金融的发展对男性收入提升的促进作用大于女性，会扩大性别收入差距；而创业对女性收入提升的促进作用大于男性，有利于缩小性别收入差距。该结论在替换核心解释变量和使用工具变量回归依然稳健。

基于人力资本、物质资本及社会资本的异质性分析显示，在数字普惠金融通过创业对收入的影响过程中，“数字红利”和“数字鸿沟”同时并存。基于人力资本异质性分析显示，数字普惠金融对个体收入的促进作用在高人力资本组女性中体现得更强，而创业对个体收入的促进作用在低人力资本组女性中更大，能够有效缓解性别收入差距扩大。基于物质资本异质性分析发现，数字普惠金融及创业对收入的积极效应均主要体现在低物质资本组女性，这表明数字普惠金融能够有效降低低收入女性创业的物质资本门槛，缩小收入差距。基于社会资本异质性分析显示，数字普惠金融对男性收入的促进作用都显著大于女性，而创业对个体收入的促进作用主要体现在女性样本，且在低社会资本女性样本中最为明显。总体而言，对于低人力资本、低物质资本、低社会资本的女性而言，创业能够显著缩小性别收入差距，是促进性别平等的重要方式。

基于上述结论，本文提出以下建议：（1）提升女性人力资本水平，弥合数字性别鸿沟。创业作为一项全方位要求的综合性活动，需要创业者拥有一定的经验和积累。教育始终是提升女性职场竞争力和收入水平的有利武器，提高女性文化水平、就业意识、金融素养等人力资本水平，强化女性技能培训，缩小性别数字鸿沟，使得女性能够更好地享受数字普惠金融所带来的“数字红利”。（2）促进数字普惠金融发展，拓宽女性的融资渠道。金融科技及移动数字媒体的发展突破了时间和空间等限制，提升了金融的可获得性，降低了女性融资门槛及创业成本。让受流动性约束的女性得到了相对公平的融资机会的线上渠道，在更大程度上缓解了女性的创业资金瓶颈。（3）建立社交网络合作平台，提供平等的创业环境。社会网络作为一种重要资源在劳动者资金获取、机会搜寻等方面发挥着巨大的作用。社交网络合作平台可以帮助女性创业者扩大人脉、寻找商机、分享经验等，提高创业成功的概率。此外，政府和社会应共同努力，完善相关创业政策和法规，保护女性创业者的权益，减少性别歧视现象发生。充分调动有创业想法的女性的主动性和创造性，激发女性创业的内生动力，鼓励女性自我进步、自我发展。（4）创造灵活的创业机会，减轻女性创业者的负担。女性的角色定位决定了女性的工作更需要具备灵活性，这包括为她们提供灵活的工作时间和地点、更广范围的婴幼儿托管服务和老人照看服务等社会环境。这样可以更大程度上缓解女性劳动者在工作与家庭之间的矛盾，使女性和男性处在更平等的地位，更好地应对创业过程中的挑战，更加专注于自己的事业发展，以有效缩小性别收入差距。