互联网使用对女性创业的影响——基于CFPS数据的实证分析

马继迁，陈 虹，王占国

（常州大学 a.瞿秋白政府管理学院；b.商学院，江苏 常州 213164）

一、引 言

党的十九大报告指出，就业是民生之本，要以创业带动就业。女性创业在消除贫困、提高女性社会地位、实现自我成长乃至推动我国经济可持续发展过程中发挥着重要作用。2017年出台的《全国妇联关于开展创业创新巾帼行动的意见》指出，鼓励妇女在新经济时代充分利用互联网技术开展创新创业活动。借助网络技术，女性进行创新创业衍生出各种新兴的灵活创业形式并占据主导地位，如淘宝服装电商、小红书美妆博主等。2015年阿里研究院发布的《互联网+她时代：女性创业者报告》显示，创业女性占淘宝创业生态的50.1%；在服装、母婴、美妆等服务行业，女性创业者更具有优势，占比最高可达67%。

可见，互联网建构的虚拟环境作为一种新兴的社会环境，对女性创业起到一定推动作用。互联网使用对女性创业影响有多大？影响机制如何？这些问题成为“创业创新巾帼行动”持续考察的重要议题。

二、文献回顾

（一）女性创业影响因素

关于女性创业影响因素的理论探讨，西方学术界主要从个性特质、家庭禀赋、社会资本、融资渠道四个视角展开。个性特质视角认为，影响女企业家和男企业家的因素大致相同，创业共同原因是渴望更自由的工作时间和更高层次的自我实现。不同的是：男企业家倾向更高的社会地位和家庭声誉，女企业家则侧重于追求自我独立，实现工作与家庭平衡［1］。但在创业过程中，女性表现出的善于沟通、待人真诚、合作分享等女性特质，使她们比男性更能表现出卓越的领导才能，更能提高创业成功率［2］。例如，Bennett等［3］对英国、美国、澳大利亚女企业家的研究发现，具有商科背景特质的女企业家更易顺利开展创业活动。家庭禀赋视角认为，如果女性从家庭生活获取越多丰富的资源，其创业意愿就会越高［4］。Dianne等［5］研究发现，已婚女性较未婚女性能获得更多的家庭支持，进而能更好开展创业活动。此外，女企业家较男企业家受家庭环境的影响更大［6］。如果女性的子女数量越多，就越需要弹性工作时间，进而更偏向自主创业；但处于创业阶段的女性，生育意愿普遍偏低［7］。社会资本视角认为，社会资源在女性创业过程中极为重要［8］，社会网络能够为女性创业提供资金、人脉等关键性的资源［9］。因为性别不同和职业差异，女性较男性的社会网络规模相对较小且同质性高。再者，无论是在发展中国家还是发达国家，劳动力市场中普遍存在女性歧视现象，拥有社会资本的女性能避免性别歧视，更顺利开展创业活动［10］。融资渠道视角认为，创业初期，女性创业者使用正规机构融资的可能性低于男性［11］，并且在获取银行等正规融资上往往更为困难［12］，女性创业融资主要依靠非正规金融渠道实现，如民间借款机构、家庭亲戚朋友［13］。创业后期，即使控制启动资金和销售额，女性创业者筹集的后续资金仍明显少于男性。如Coleman实证发现［14］，在创业第二年里，男性创业者通过正规金融渠道进行融资金额比例大约是女性的2倍。这与女性创业者消极融资态度和规避风险个性相关［15］。

国内学者依据上述视角，结合我国女性创业现状，对创业影响因素展开了实证分析。从个性特质视角来看，我国创业女性体现出与传统的性别规范不同的个性特质［16］；创业女性的性别优势、技能水平等特质有利于她们开展创业活动［17］。刘鹏程等［18］利用GEM数据研究发现，女性创业者较高的技能水平能提高机会型创业率和生存型创业率；女性创业者较强的风险规避意识会降低机会型创业率。从家庭禀赋视角来看，女性创业的主要支撑是基于血缘关系的家庭网络，而不是主流的社会网络［19］。李雪莲等［20］实证研究认为，家庭成员具有公务员背景，能给女性创业者带来灵活的资金、较高的人力资本以及广泛的社会网络，显著提高女性创业概率。从社会资本视角来看，女性拥有的社会资源是影响女性创业的客观因素，尤其是在中国这个“人情”社会里，个体所拥有的社会资源越多，创业成功的概率就越高［21］；社会资源还有助于提升女性初创企业的合法性［22］。但李新春等［23］发现，女性创业者社会资本与创业选择呈倒U型关系。即在一定范围内，社会资本能提高女性的创业意愿，而超出这一范围的社会资本反而会降低女性的创业选择。从融资渠道来看，女性创业者的融资渠道偏好与创业资金是否约束息息相关。通过正规金融机构渠道获得贷款可以缓解自有资金不足的压力，提高女性的创业意向［24］，但女性创业者往往需要付出更高的代价才能获得正规金融机构贷款，如高利率、高价值的抵押品［25］。因此，女性创业者可以积极与银行、会计师事务所、政府机构等群体建立工具性联系或女性主导的网络，进而提高外部融资的可获得性［26］。

（二）互联网使用与女性创业

当前，国外学者对互联网使用与女性创业关系的研究集中在互联网作为社交媒体对女性创业活动的影响。第一，互联网的社交媒体是女性创业者与客户保持联系的主要媒介，女性创业者可从中及时获取对创业产品、服务等反馈信息［27］。第二，社交媒体等网络平台不仅可以提高女性创业的风险识别能力和技术革新技能［28］，还能以灵活性、互动性等网络特点给予女性灵活、自由的工作时间［29］，进而提升女性创业意愿。第三，网络社交媒体，如Facebook，可以增加女性社会资本间接促进女性开展微型创业活动［30］。总体而言，互联网作为社交媒体，给女性带来时效性的反馈信息、潜在性的市场商机和丰富性的社会资本，进而有效提高女性创业概率。

近几年，互联网与女性创业相关议题开始引起我国学者关注。相关研究发现，互联网技术普及不但能衍生各种形式的线上工作模式，帮助女性缓解工作-家庭冲突及提供更多创业机遇［31］；还能与金融结合，降低创业融资风险，提高创业可能性［32］。根据成本收益理论，利用互联网创业能降低成本，还能以较低的销售优势扩大市场份额，赚取更多的收益［33］。另外，赵荔等［17］对47位女企业家调查发现，女性特质、激励动机、工作经验等能促进她们在网络环境开展创业活动。但也有研究发现，在创新驱动发展战略下，我国女企业家没有充分利用互联网思维，“互联网+”创业模式还需创新［34］。

现有文献对互联网使用与女性创业相关议题做了一定程度的探讨，得出了一些有价值的结论。但在以下两个方面仍可进一步探究：一是女性创业影响因素相关研究大部分基于社会认同的女性身份，如妻子身份、母亲身份；在信息技术环境下忽视了女性作为网民的身份。二是互联网使用与女性创业的文献仅限于互联网作为女性创业社交媒体的作用，忽略了互联网作为信息工具是如何对女性创业产生影响，当前鲜有文献针对性探讨互联网使用影响女性创业的作用机制。因此，本文利用2016年国家庭动态跟踪调查（CFPS）数据，对互联网使用影响女性创业的作用机制进行深化研究。

三、研究假设

信息效应理论认为，互联网产生的信息传递效应对创业活动有积极影响。一方面，互联网带来丰富的信息资源，有利于女性识别潜在创业机会和降低创业风险；另一方面，上网能降低获取信息的成本，有助于女性以更低的成本实现更高的市场效率，提升市场覆盖率，使有创业意向的女性减少创业成本压力，更愿意投身创业活动。同时，互联网作为一种新兴技术，虽然会冲击传统行业，减少就业岗位，但能产生新的商机，创造创业机会［35］。新兴创业机会不仅创业门槛较低，对性别并无特别要求，且创业形式灵活，无限定工作时间。2001年全球创业观察报告（GEM）中将创业类型分为机会型创业和生存型创业两类［36］。机会型创业意指发掘潜在的商业前景，积极参与创业；生存型创业指代找不到任何工作而选择自雇。不管是哪一种创业类型，通过使用互联网，有创业意向的女性能获得创业信息，发现新兴的、潜在的创业机遇。基于上述分析，提出假设1、假设2。

H1：互联网使用对女性创业决策有直接影响；

H2：互联网使用对女性创业类型有直接影响。

网络社群嵌入理论认为，创业者以通讯、分享、社交等为目的，通过开通微信等具备交互功能的网络社群，以集体、互动方式在评论和沟通过程中结成关系并发挥影响［37］。作为一种专属性关系投资，网络社群嵌入为女性创业者的创新实践提供重要社会资本，而社会资本能在一定程度上缓解女性创业过程中的社会嵌入阻力，从而帮助女性积累更多社会资源，提高创业意愿。基于社会建构主义理论以及互联网的数字技术是一种新的社会环境因素，可以为女性开展各种形式的创业提供诸多便利［38］。互联网可以扩展女性创业者的社会网络，帮助其认识来自多个领域的人脉资源［39］，从而有助于女性创业行业的选择。因此，提出假设3、假设4。

H3：互联网使用通过提高社会资本间接影响女性创业决策；

H4：互联网使用通过提高社会资本间接影响女性创业类型。

女性创业者主要依靠自有财富和亲朋好友的借款而不是银行或其他正式金融机构来满足创业融资需求［40］。这其中与女性弱社会网络带来的信息不完善、信息不对称有一定的关系，因为拥有强社会网络的男性创业者较女性更容易、更灵敏地把握金融机构借贷信息。技术效应理论认为，互联网作为一种依托于信息技术的综合经济系统，能构建巨大的信息交流平台，帮助有创业意向的女性及时掌握正规金融机构发布的借贷信息，还可以使用正规金融机构线上服务，缓解创业女性的信息不对称和融资约束［41］。这有利于女性的融资偏好从非正规金融机构转向正规金融机构，降低资金约束对女性创业意愿的抑制作用［24］，从而推动更多女性开展创业活动。另外，互联网能给女性创业者带来大量的创业信息效应，如融资信息等；融资信息效应可以提供正规金融机构对哪种创业类型的支持、对初创企业的借贷力度等信息，有利于女性更愿意从正规金融机构获取创业贷款，更详细判断能获得多少创业贷款，从而选择更为合适的创业类型。因此，提出假设5、假设6。

H5：互联网使用通过改善正规金融机构借款偏好间接影响女性创业决策；

H6：互联网使用通过改善正规金融机构借款偏好间接影响女性创业类型。

四、数据、变量与模型

（一）数据来源

本文数据来源于2016年中国家庭动态追踪调查（CFPS）。调查数据涵盖个体、家庭、社区。样本覆盖25个省份，所以CFPS数据具有较强的代表性。为了研究互联网使用对女性创业行为的影响，本文只选取女性这一特定群体，剔除男性样本、空缺值、样本中不知道等无效数据。最终的样本量为26 917个。

（二）变量选择

1.因变量

本文从创业决策和创业类型两方面来考量女性创业行为。

（1）创业决策，即“是否创业”。该变量为二分类变量。问卷中询问了被访者“主要工作类型属于哪种？”选项有四种：①自家农业生产经营；②私营企业、个体工商户或其他自雇；③农业打工；④非农受雇。将回答②的样本作为创业样本，并采用二元取值对变量赋值。

（2）创业类型。参考2001年GEM报告，按创业动机分为机会型创业和生存型创业。本文以购买保险情况作为划分标准。问卷中询问：“您是否以个体或者私营业主的身份缴纳了以下保险：养老保险、医疗保险、失业保险、工伤保险、生育保险、以上都没有？”以该题为创业类型的代理变量。将回答选项中任何一种保险作为机会型创业的代理变量，赋值为1；将回答“以上都没有”作为生存型创业的代理变量，赋值为0。选取依据是机会型创业者更具备经济实力和社会资本，能够以雇主身份缴纳保险；而生存型创业者迫于生存压力而开展创业，很可能没有雇员或没有正式注册公司，以雇主身份缴纳保险可能性较小。

2.自变量

（1）互联网使用。问卷对互联网的使用状况调查主要包括三个指标：是否上网、上网时长、互联网获取信息重要程度。①是否上网。问卷中询问被访者“是否移动上网”和“是否电脑上网”，把两个题项合并，用来表示“是否使用互联网”，是=1，否=0。②上网时长。相关题项是“一般情况下，您每周业余时间有多少小时用于上网？”并对其取对数处理。③互联网获取信息重要程度。相关题项是“互联网对被访者而言获取信息重要吗？”选项依次为“非常不重要、不重要、一般、重要、非常重要”。分别对这些选项赋值1～5，表示通过互联网渠道获取信息重要性逐渐增加。

（2）社会资本。问卷中问到：“包括实物和现金，过去一年人情礼共支出多少元？”将人情支出作为女性社会资本的代理变量，并对其取对数值处理。

（3）正规金融机构借款偏好。问卷中首选借款对象为“父母或子女、亲戚、朋友、银行、非银行金融机构、民间借贷机构和个人以及任何情况都不会去借钱”，将其作为正规金融机构借款偏好的代理变量，其中回答“银行”或“非银行金融机构”选项设置为1，否则为0。

3.控制变量

控制变量主要包括女性个体特征变量、家庭特征变量和省份特征变量。

（1）个体特征。①年龄。考虑年龄与女性创业选择可能存在倒U型关系，本文将年龄、年龄平方项放入模型。②受教育程度。按照文盲、小学、中学、大学分组，设置为虚拟变量，以文盲作为参照组。③婚姻。问卷中将被访者的婚姻状况分为未婚、在婚、同居、离婚、丧偶五类，在婚赋值为1，否则为0，以非在婚为参照组。④户籍。将农业户口赋值为1，否则为0，以非农业户口为参照组。此外还包括党员（非党员为参照组）、工作经历（没有工作经历为参照组）。

（2）家庭特征。包括家庭子女数量和家庭经济状况。家庭经济状况的代理变量包括家庭净资产和是否有小汽车，对家庭净资产取对数值，没有小汽车为参照组。

（3）省份特征。省份特征变量以受访者所在省份（虚拟变量）来表示。

主要变量的描述性统计汇总见表1所列。

表1 变量的描述性统计分析

续表1

（三）模型构建

本文探讨互联网使用对女性创业的影响机制。将运用中介效应检验的逐步法，先对变量进行标准化处理，再建立自变量对因变量、自变量对中介变量、自变量和中介变量对因变量的回归模型如下：①Y=cX+e1；②M=aX+e2；③Y=c′X+bM+e3。其中，X为自变量：互联网使用；M为中介变量：社会资本/正规金融机构借款偏好；Y为因变量：创业决策/创业类型。逐步法检验分为三个步骤：首先，检验系数c是否显著，若显著，则存在直接影响。其次，分别检验系数a和b，若均显著，则存在间接影响。最后，检验c′，若不显著，说明直接影响不显著，只有间接影响；若显著，说明存在部分间接影响。

互联网使用与女性创业或许存在相反的因果关联，即创业女性更偏向使用网络。因此，本文使用工具变量法来检验回归结果的稳健性。由于女性创业决策和创业类型为二分类变量，本文使用二阶段的ivprobit模型。

五、实证分析结果

（一）互联网使用对女性创业的直接影响

表2中模型1是在控制女性的个体特征、家庭特征、省份特征等变量后，互联网使用对女性创业决策的直接影响。由模型1可以看出，互联网使用对女性创业决策有非常显著的正向作用。具体而言：是否上网的边际效应为0.035 7，且在1%的显著性水平下显著；上网时长的边际效应为0.019 6，互联网获取信息重要程度的边际效应为0.008 35，两者都在5%的显著性水平下显著。H1得到证实。

表2 互联网使用对女性创业决策和创业类型的直接影响

表2中模型2是在控制女性的个体特征、家庭特征、省份特征等变量后，互联网使用对女性创业类型的直接影响。由模型2可以看出，互联网使用对女性开展机会型创业具有更为显著的正向影响。具体而言：是否上网的边际效应为0.06，互联网作为获取信息重要渠道的边际效应为0.018，两者都在5%的显著性水平下显著；而上网时长对机会型创业无显著的直接影响。H2得到部分验证。

（二）互联网使用对女性创业的间接影响

互联网使用对女性创业决策、创业类型的直接影响已被证实。那么，互联网是如何或通过哪些途径间接影响女性创业？通过对文献梳理和理论思考，本文认为，互联网有利于女性创业可能源于两方面因素，即社会资本和正规金融机构借款偏好。具体的分析策略是：我们首先考察互联网使用对社会资本和正规金融机构借款偏好的影响，只有在保证这两个中介变量显著地受互联网使用的影响后，才能进一步分析间接影响。

首先考察互联网使用是否有助于提高女性的社会资本和改善女性的正规金融机构借款偏好。本文的基本假设是：互联网使用有助于提高女性的社会资本以及改善她们的正规金融机构借款偏好。具体分析中，社会资本为连续型变量，采用OLS模型进行回归；正规金融机构借款偏好为分类变量，运用Probit回归模型。

由表3可知，在控制女性的个性特征、家庭特征等变量的情况下，是否上网、上网时长对人情礼支出有显著的正向影响；是否上网、互联网获取信息重要性对正规金融机构借款偏好有显著的正向影响。这表明互联网使用有利于提高女性的社会资本和改善女性对正规金融机构借款偏好，与前面的假设基本一致。接下来将分别考察“是否上网”“上网时长”能否通过提高女性的社会资本间接影响女性创业；“是否上网”“互联网作为获取信息重要性”能否通过改善正规金融机构借款偏好间接影响女性创业。

表3 互联网使用对女性社会资本和正规金融机构借款偏好的影响

表4显示的是互联网使用通过社会资本和正规金融机构借款偏好间接影响女性创业决策和创业类型的回归分析结果，其中，模型1、模型2是针对创业决策的probit分析模型，模型3、模型4是针对女性创业类型的probit分析模型。模型1a、模型1b、模型3a、模型3b反映社会资本的间接影响机制，模型2a、模型2b、模型4a、模型4b反映正规金融机构借款偏好的间接影响机制。

表4 互联网使用对女性创业的影响：社会资本和融资偏好的间接效应

从表4的结果看出，整体而言，互联网使用对创业决策和机会型创业存在部分间接影响。但对于创业决策和机会型创业，互联网使用通过社会资本和正规金融机构借款偏好起着不同的机制作用。无论是创业决策还是机会型创业，正规金融机构借款偏好都起到显著的积极影响，也就是说，女性通过使用互联网，改善了正规金融机构借款偏好，正规金融机构借款偏好的改善提升了女性创业意愿和开展机会型创业的概率。但社会资本对女性创业决策和机会型创业的间接影响却表现出明显的不同：社会资本对创业决策有非常显著的正向影响，但不能作用于机会型创业。也就是说，互联网使用提高女性的社会资本，能增加女性创业的可能性，但未能推动女性开展机会型创业。

综合表3和表4结果，可以得出互联网使用间接影响女性创业的结论：

（1）对创业决策的间接影响。①“是否上网”“上网时长”通过提高社会资本间接影响女性创业决策。这表明，上网的女性比不上网的女性更能提高社会资本，进而提高创业几率；上网时间越长的女性，越能积累更多的社会资本，进行创业可能性就越大。H3得到部分验证。②“是否上网”“互联网作为获取信息重要性”通过改善正规金融机构借款偏好间接影响女性创业决策。这表明，对比不上网的女性，女性通过上网能获得更多正规金融机构借款信息，提高因借贷信息不对称压抑的创业意愿；女性越看重从互联网渠道获取信息，越能改善正规金融机构借款偏好，创业意愿就越高。H5得到部分证实。

（2）对创业类型的间接影响。“是否上网”“互联网作为获取信息重要性”仅通过正规金融机构借款偏好间接影响女性开展机会型创业。这表明，对比不上网的女性，上网的女性能了解到更多正规金融机构对机会型创业的支持信息，更愿意从正规金融机构获取创业贷款，进而开展机会型创业；女性越看重从互联网渠道获取信息，越会改善对正规金融机构借款偏好，开展机会型创业的可能性就越大。H6得到部分验证，H4未得到验证。

（三）内生性检验

上述的回归结果表明：互联网使用能提高女性创业概率，促进女性开展机会型创业；但如果被访女性一直进行创业实践，那么女性创业与互联网使用还可能有相反的因果关系。因此，需要采用工具变量作为互联网使用的替代变量来证实结果的稳健性。参考已有文献的方法，本文选择女性所在社区（居委会和村委会）的平均网络使用率作为互联网使用的工具变量。其背后的逻辑是：如果被访者所在社区互联网普及率越高，被访者身边使用网络的人数就越多，那么对被访者很可能形成“同伴效应”，符合关联性；但社区平均互联网使用率与被访女性是否创业不相关，具有较强的外生性。因此，本文认为该变量是代替女性互联网使用情况的较好工具变量。

表5是使用ivprobit模型进行内生性检验的结果。从第一阶段检验结果可以看出，社区平均网络使用率与被访者互联网使用情况（是否上网、上网时长、互联网获取信息的重要程度）高度相关。模型1a、模型1b、模型1c、模型2a、模型2c的F统计值分别为 520.48、24.36、435.77、34.02、32.31，高于10%偏误水平下的临界值16.38，说明社区平均网络使用率不是弱工具变量。第二阶段回归结果表明，互联网使用与女性创业决策显著相关（p＜0.01），表明了前面模型结果是稳健的；互联网使用与女性创业类型无显著相关，可能是样本量截取使整个数据发生了很大的偏差，以后需要更多的数据进行验证。综上所述，社区平均网络使用率作为互联网使用的工具变量是在可接受的范围内。

表5 互联网使用对女性创业决策和创业类型影响：工具变量回归

六、结论与建议

（一）主要结论

近年来，互联网经济迅猛发展，带动了一大批人创业致富。本文使用2016年CFPS样本数据，探讨了互联网使用对女性创业的影响机制。研究发现：互联网使用对女性创业决策、创业类型存在直接影响，也有间接作用。此外，通过工具变量证实了结果的稳健性。

直接影响结果发现，互联网使用对于女性进行创业和开展机会型创业具有显著的直接促进作用。但不同的互联网使用情况对机会型创业有不同的直接影响：上网的女性比不上网女性更有可能开展机会型创业；女性越看重从互联网渠道获取信息，越能抓住潜在的创业商机，开展机会型创业可能性越大。

间接影响结果发现，创业决策方面，互联网使用是通过社会资本和正规金融机构借款偏好间接影响女性的创业决策。即女性使用互联网有助于提高社会资本、获取更多正规机构融资信息，从而得到更多创业资源，提高创业的概率。具体表现为：对比不上网的女性，女性通过上网能提高社会资本，改善对正规金融机构借款偏好，进而提高她们的创业概率；上网时间越长的女性，越能积累更多的社会资本，进行创业可能性越大；女性越看重从互联网渠道获取信息，越能改善对正规金融机构借款偏好，从而创业意向越高。在创业类型方面，互联网使用仅通过正规金融机构借款偏好作用于机会型创业。具体表现为：对比不上网的女性，上网的女性能了解到更多正规金融机构借贷信息，更愿意从正规金融机构获取创业贷款，从而开展机会型创业。女性越看重从互联网渠道获取信息，越会改善对正规金融机构借款偏好，开展机会型创业的概率就越高。

（二）政策建议

基于上述结果，要推动女性创业，可从以下三方面着手。第一，尽快完善网络基础设施建设，加强女性的网络技术培训教育，提高女性使用互联网的能力。2019年我国互联网普及率为61.2%，但由于地区限制、教育隔离、互联网技能缺乏等因素，不同女性群体间的“数字鸿沟”非常明显，网络使用能力的差距十分突出。因此，一方面要强化移动网络基础设施建设，尤其是偏远地区互联网设施建设，加快宽带提速降费改革，从而提高女性的互联网使用频率，缩小不同女性群体间的“数字鸿沟”；另一方面，利用互联网技术开展新型教育培训，不仅推出电子商务、网络应用等教程，还可提供创业教育等知识课程，从而提高女性使用互联网技能水平，丰富女性创业知识。第二，利用互联网技术构建微信群等在线社区，扩大女性的社交网络，发展大规模、多样化、高价值的社会资本。相比于男性群体，我国女性群体的社会网络易受地域限制，局限在家庭或社区。通过互联网技术构建的在线社区，一定程度上突破了这种限制。一是女性通过互联网扩展家庭以外的社会网络，积累更多人脉资源，也可从线上的社会关系中获取和利用有关创业的信息资源，提高女性的创业意愿；二是女性通过互联网应用平台形成自身的粉丝客户群体，发展“网红”“博主”“达人”等女性多元化创业形态，从而实现灵活工作，缓解工作—家庭冲突。第三，政府和正规金融机构协同合作，利用互联网构建合法的、有保障的金融信息交流平台，帮助女性改善对正规金融机构借款偏好。当前，我国女性创办的企业以中小型企业为主，但由于国内高度集中的金融体制由大银行主导，各种融资信息和金融服务更多偏向服务于国有企业，以至于不可避免地造成中小企业融资困难。我国劳动力市场中普遍存在性别歧视现象，女性创业者较男性创业者更难以从正规金融机构获取融资。因此，一方面要利用金融信息交流平台提供创业融资信息和线上金融服务，帮助女性创业者缓解创业融资信息不对称和资金约束问题；另一方面还应规范金融市场秩序，给予女性创业群体公平、公正、公开的创业融资环境，促进女性创业的高质量发展。