張 林 溫 濤

(1. 西南大學 經濟管理學院，重慶 400715；2.西南大學 普惠金融與農業(yè)農村發(fā)展研究中心，重慶 400715)

一、引言

金融是創(chuàng)業(yè)環(huán)境的重要組成部分，金融服務尤其是信貸支持對推進創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)具有重要的作用。已有研究表明，資金約束是影響居民創(chuàng)業(yè)活躍度和創(chuàng)業(yè)績效的重要因素[1][2]。能否解決好資金約束問題是加快推進創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的關鍵，金融機構是否愿意向創(chuàng)業(yè)企業(yè)提供融資以及對創(chuàng)業(yè)企業(yè)的友好程度將直接影響居民創(chuàng)業(yè)活躍度和創(chuàng)業(yè)性質[3]。但單純的金融規(guī)模擴張對居民創(chuàng)業(yè)的影響作用并不明顯[4]，因此在強調金融深化的同時還需注重金融廣化[5]。而普惠金融發(fā)展強調居民獲取金融服務的平等性，讓金融在增進社會整體福利中發(fā)揮更加積極的作用，這正是重視金融廣化的表現(xiàn)[6]。2015年國務院印發(fā)的《推進普惠金融發(fā)展規(guī)劃(2016-2020年)》明確指出，普惠金融發(fā)展有利于促進創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)。2016年國務院印發(fā)的《關于積極推進“互聯(lián)網+”行動的指導意見》也提出要在創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動中促進“互聯(lián)網+”與普惠金融的深度融合，鼓勵互聯(lián)網與正規(guī)金融服務和產品的融合創(chuàng)新，更好地滿足創(chuàng)業(yè)者的投融資需求。普惠金融以相對較低的成本為弱勢群體提供有效便捷的金融服務，有助于緩解創(chuàng)業(yè)者面臨的資金約束問題和提高居民金融能力[6][7]，從而對居民創(chuàng)業(yè)產生重要的推進作用。

隨著互聯(lián)網、大數(shù)據、區(qū)塊鏈等現(xiàn)代信息技術與傳統(tǒng)金融的深度融合，數(shù)字科技逐漸改變著傳統(tǒng)普惠金融的信貸邏輯，為普惠金融發(fā)展帶來了市場增量?；ヂ?lián)網和智能手機等移動終端的快速普及為數(shù)字普惠金融發(fā)展創(chuàng)造了有利的條件，網上銀行、手機銀行、第三方支付等數(shù)字金融服務正在加速發(fā)展。數(shù)字普惠金融快速發(fā)展并逐漸成為普惠金融發(fā)展的主要模式，也成為普惠金融解決“最后一公里”的重要途徑。數(shù)字普惠金融不僅具有與傳統(tǒng)金融相似的特征，又具有比傳統(tǒng)金融更多的功能和作用，可以通過場景、數(shù)據、信息和創(chuàng)新來彌補傳統(tǒng)金融服務的短板，充分發(fā)揮“覆蓋廣、成本低、速度快”等優(yōu)勢[8]，從而有效地緩解貧困農戶、新型農業(yè)經營主體、中小微企業(yè)等弱勢群體的融資約束問題。

與現(xiàn)有文獻相比，本文可能的邊際貢獻在于：第一，數(shù)字普惠金融與傳統(tǒng)金融發(fā)展在理論內涵、發(fā)展目標等方面的顯著差異使得二者對創(chuàng)業(yè)的影響作用也不盡相同，而已有相關文獻尚缺乏對數(shù)字普惠金融與居民創(chuàng)業(yè)關系的系統(tǒng)研究。本文在理論分析的基礎上，利用2011～2018年中國31個省區(qū)市的面板數(shù)據進行實證研究，從總體上評估數(shù)字普惠金融發(fā)展對居民創(chuàng)業(yè)的影響效應和作用機制，為數(shù)字普惠金融與居民創(chuàng)業(yè)的關系提供了經驗證據。第二，已有文獻大多是基于單一平臺企業(yè)的微觀機制研究或是采用某區(qū)域小范圍截面微觀調查數(shù)據的實證研究，容易受到樣本的限制，難以從總體上評估數(shù)字普惠金融對居民創(chuàng)業(yè)的影響效應及異質性，本文利用2011～2018年中國31個省區(qū)市的面板數(shù)據實證研究了數(shù)字普惠金融發(fā)展及其分指數(shù)對居民創(chuàng)業(yè)的影響效應，并進一步檢驗了該影響作用在不同地區(qū)之間、不同對象之間以及城鄉(xiāng)之間的差異性。第三，已有研究鮮有涉及數(shù)字普惠金融影響居民創(chuàng)業(yè)的中介效應與門檻效應等問題，本文實證檢驗了居民收入增長和服務業(yè)發(fā)展對數(shù)字普惠金融影響居民創(chuàng)業(yè)的中介效應，以及數(shù)字普惠金融發(fā)展影響居民創(chuàng)業(yè)基于自身發(fā)展水平、市場化程度和創(chuàng)新能力的門檻效應，有利于更加全面掌握數(shù)字普惠金融發(fā)展影響居民創(chuàng)業(yè)的作用路徑以及可能受到的約束條件，從而提高政策的針對性和有效性。

二、文獻綜述與研究假設

隨著數(shù)字金融的迅速發(fā)展，其對居民創(chuàng)業(yè)的影響作用受到了學者們的廣泛關注。從微觀層面來看，湛泳等利用中國家庭跟蹤調查(CFPS)2014年度數(shù)據研究發(fā)現(xiàn)，“互聯(lián)網+”與包容性金融的融合發(fā)展通過“信息流”融通“資金流”降低家庭創(chuàng)業(yè)的融資風險，加大其正規(guī)金融市場參與度，從而促進居民家庭創(chuàng)業(yè)[9]。何婧和李慶海利用中國農業(yè)大學農村普惠金融調查數(shù)據實證研究發(fā)現(xiàn)，數(shù)字金融的使用可以通過緩解農戶信貸約束、增強農戶信息可得性、提升農戶社會信任感來促進農戶創(chuàng)業(yè)和提供創(chuàng)業(yè)績效[10]。從宏觀層面來看，北京大學數(shù)字金融研究中心研究表明，數(shù)字金融發(fā)展能顯著提高企業(yè)的創(chuàng)業(yè)積極性，而且數(shù)字普惠金融的邊際作用在城鎮(zhèn)化率較低的地方更大。謝絢麗等利用省際數(shù)字普惠金融指數(shù)實證研究發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融及其分指數(shù)均對創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)有顯著的促進作用[11]。張勛等將省際層面的數(shù)字普惠金融指數(shù)和中國家庭追蹤調查(CFPS)數(shù)據相結合進行研究，他們發(fā)現(xiàn)數(shù)字金融發(fā)展有助于改善農村居民創(chuàng)業(yè)行為和促進創(chuàng)業(yè)機會的均等化，尤其有助于促進低物質資本或低社會資本家庭的創(chuàng)業(yè)行為[12]。此外，也有學者研究發(fā)現(xiàn)移動支付、網絡借貸等數(shù)字金融產品的廣泛使用可以緩解創(chuàng)業(yè)家庭面臨的金融排斥，降低創(chuàng)業(yè)家庭的融資成本，提高創(chuàng)業(yè)家庭的融資效率[13]。

上述文獻從微觀層面和宏觀層面均證明數(shù)字普惠金融發(fā)展可以通過不同途徑促進居民創(chuàng)業(yè)。但是，當前中國省際普惠金融發(fā)展水平整體偏低且呈小幅下降趨勢，而且還存在較大的省際差異，東部地區(qū)普惠金融發(fā)展水平高于西部地區(qū)，東部地區(qū)多極分化現(xiàn)象明顯，西部地區(qū)呈上升趨勢且發(fā)展速度較快[14][15]。同時，農村數(shù)字普惠金融水平與城鎮(zhèn)相比存在較大的差距，數(shù)字金融發(fā)展的創(chuàng)業(yè)效應也存在顯著的城鄉(xiāng)差異。已有研究發(fā)現(xiàn)，在城鄉(xiāng)的整體樣本下，數(shù)字普惠金融發(fā)展水平每提高1%，新增企業(yè)將增長1.61%[11]；而在農村樣本下，數(shù)字金融使用率每提升1%，農戶創(chuàng)業(yè)概率增加0.44%[10]。不同類型的創(chuàng)業(yè)主體，其經營規(guī)模、融資能力、市場競爭能力以及對數(shù)字經濟的接受度都存在差異，因此數(shù)字普惠金融發(fā)展對居民創(chuàng)業(yè)的影響也可能存在差異。據此，本文提出假設1：

假設1：數(shù)字普惠金融及其分指數(shù)均有助于促進居民創(chuàng)業(yè)，但其作用效應可能在不同地區(qū)、對象和城鄉(xiāng)之間存在異質性。

數(shù)字普惠金融發(fā)展影響居民創(chuàng)業(yè)的作用路徑是多方面的，除了直接為創(chuàng)業(yè)家庭提供便捷、低成本的創(chuàng)業(yè)金融服務以外，還可以通過其他多種路徑影響居民創(chuàng)業(yè)。首先，數(shù)字普惠金融發(fā)展可以通過促進家庭收入增長進而影響居民創(chuàng)業(yè)。已有研究表明，數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)居民收入增長和收入分配均衡具有顯著的影響作用，尤其有利于提高低收入家庭的收入水平和促進農民非農收入增長，而且存在顯著的空間溢出效應[16][17]。而居民家庭可支配收入高低是決定居民創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)成功與否的關鍵因素。當然，也有學者研究發(fā)現(xiàn)中國低收入群體受到嚴重的數(shù)字金融排斥，數(shù)字金融并未顯著提高低收入群體的金融服務可得性[18]。其次，數(shù)字普惠金融發(fā)展可以通過促進生產性服務業(yè)發(fā)展改善居民創(chuàng)業(yè)條件，通過促進消費性服務業(yè)發(fā)展創(chuàng)造更多的創(chuàng)業(yè)機會，進而影響居民創(chuàng)業(yè)。數(shù)字普惠金融發(fā)展一方面可以通過緩解流動性約束和提高支付便利性兩種途徑促進居民消費增長，而且這一作用對農村地區(qū)、中西部地區(qū)和中低收入階層家庭更為明顯[19]；另一方面也可以增加農村消費性正規(guī)信貸需求概率，尤其是對受教育水平較高和有網購習慣群體的影響較大[20]，進而促進農村消費結構升級。數(shù)字普惠金融發(fā)展，尤其是支付寶的廣泛使用，極大地拓展了電子商務發(fā)展的維度和空間，促進了線下商務的線上化，釋放了大量新的商業(yè)機會，共享經濟、網約車、農村淘寶、農產品電商等新興領域的新創(chuàng)企業(yè)大量涌現(xiàn)。據此，本文提出假設2：

假設2：數(shù)字普惠金融發(fā)展對居民創(chuàng)業(yè)的影響作用存在基于收入增長和服務業(yè)發(fā)展的中介效應。

顯然，數(shù)字普惠金融發(fā)展促進居民創(chuàng)業(yè)在很大程度上會受到自身發(fā)展水平的影響，數(shù)字金融服務廣度的提升會提高居民對數(shù)字金融的參與度[21]，數(shù)字普惠金融對居民創(chuàng)業(yè)的促進作用也隨之增強。數(shù)字普惠金融發(fā)展及其創(chuàng)業(yè)效應還受到地區(qū)經濟發(fā)展水平、互聯(lián)網普及程度、市場化程度、城鎮(zhèn)化水平等多種因素的影響[22]，尤其是地區(qū)市場化程度與地區(qū)創(chuàng)新能力的影響作用較大。一方面，中國市場化進程顯著改善了資源配置效率，提升了區(qū)域創(chuàng)業(yè)活力[23][24]，金融市場化水平的提高可以有效緩解家庭創(chuàng)業(yè)的融資約束[25]。而且在市場化程度越高的地區(qū)，創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)行動速度越快[26]，創(chuàng)業(yè)企業(yè)能夠更加便利地獲取資源從而提升創(chuàng)業(yè)績效[27]。另一方面，居民是否參與創(chuàng)業(yè)以及創(chuàng)業(yè)項目的選擇在很大程度上受當?shù)貏?chuàng)新能力的影響，在創(chuàng)新能力突出的地區(qū)，居民參與創(chuàng)業(yè)的意識和積極性更高。數(shù)字普惠金融發(fā)展可以通過緩解融資約束和降低債務融資成本促進企業(yè)創(chuàng)新，尤其對傳統(tǒng)金融覆蓋不足的民營企業(yè)和中小企業(yè)具有更強的創(chuàng)新激勵效應[28]，地區(qū)創(chuàng)新能力的提升又可以促進居民創(chuàng)業(yè)，即數(shù)字普惠金融可以通過提高創(chuàng)新能力促進居民創(chuàng)業(yè)[11]。據此，本文提出假設3：

假設3：數(shù)字普惠金融發(fā)展對居民創(chuàng)業(yè)的影響作用可能存在基于自身發(fā)展水平、地區(qū)市場化程度和地區(qū)創(chuàng)新能力的門檻效應。

三、實證研究設計

(一)數(shù)據來源與指標選擇

考慮到數(shù)據的可得性和一致性問題，研究樣本的時間跨度為2011～2018年，研究對象包括中國31個省區(qū)市。對所有與價格有關的變量以2011年為基期進行平減處理，對非比值型指標取對數(shù)處理以減少數(shù)據異方差的影響。相關數(shù)據來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國固定資產投資統(tǒng)計年鑒》《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》和《中國分省份市場化指數(shù)報告2018》。本文采用STATA14軟件進行數(shù)據統(tǒng)計分析和計量檢驗。

1.被解釋變量。居民創(chuàng)業(yè)(CY)：關于省際層面居民創(chuàng)業(yè)行為的衡量，目前尚未形成普遍認可的指標體系。黃亮雄等采用私營企業(yè)戶數(shù)和個體戶數(shù)總和來表示創(chuàng)業(yè)企業(yè)數(shù)量的存量[29]，范香梅等采用每萬人擁有的企業(yè)法人數(shù)來表示創(chuàng)業(yè)選擇[30]。借鑒現(xiàn)有研究的做法，同時考慮到研究目的和數(shù)據可得性問題，本文同時采用各省市私營企業(yè)和個體就業(yè)總人數(shù)(CY1)、私營企業(yè)戶數(shù)和個體戶數(shù)之和(CY2)來反映居民創(chuàng)業(yè)行為。

2.核心解釋變量。數(shù)字普惠金融發(fā)展水平(DIF)：本文采用北京大學數(shù)字金融研究中心所發(fā)布的《北京大學數(shù)字普惠金融指數(shù)(2011～2018年)》。該指數(shù)編制基礎是螞蟻金服集團所提供的海量互聯(lián)網金融數(shù)據，該指標的編制彌補了現(xiàn)有研究中金融服務比較單一、指標體系維度不夠全面、創(chuàng)新性互聯(lián)網金融因素缺失等不足，是目前國內最權威、被使用最頻繁的數(shù)字普惠金融指數(shù)。此外，本文還將引入數(shù)字普惠金融發(fā)展的覆蓋廣度(Width)、使用深度(Depth)和數(shù)字化程度(Digital)三個分指數(shù)，以進一步研究數(shù)字普惠金融各分指數(shù)對城鄉(xiāng)居民創(chuàng)業(yè)的影響效應。

3.控制變量。居民收入增長(Income)：采用居民可支配收入衡量；服務業(yè)發(fā)展(Service)：采用各省市第三產業(yè)產值占GDP之比衡量；市場化程度(Market)：采用王小魯?shù)人l(fā)布的各省份市場化指數(shù)衡量[31](P216)；地區(qū)創(chuàng)新能力(Innovate)：采用各省市專利申請數(shù)衡量；經濟發(fā)展水平(GDP)：以各省份人均實際GDP衡量；公路密度(Road)：采用各省市等級公路和等外公路的總里程數(shù)與國土面積之比衡量；互聯(lián)網使用(Internet)：采用各省市居民互聯(lián)網寬帶接入戶數(shù)衡量；投資水平(Invest)：采用全社會固定資產投資總額衡量；居民受教育水平(Educate)：采用6歲及以上人口平均受教育年限衡量。

(二)計量模型設定

基于上述被解釋變量、核心解釋變量和控制變量的選擇，為了檢驗數(shù)字普惠金融發(fā)展水平對居民創(chuàng)業(yè)的影響效應，本文首先設定如下動態(tài)面板數(shù)據模型：

CYit=α0CYit+α1Xit+Zitβ+μi+εit

(1)

式(1)中，CY表示居民創(chuàng)業(yè)，分別為私營企業(yè)和個體就業(yè)總人數(shù)(CY1)、私營企業(yè)和個體戶總數(shù)(CY2)。核心解釋變量X為數(shù)字普惠金融發(fā)展，包括數(shù)字普惠金融發(fā)展水平總指數(shù)(DIF)、覆蓋廣度(Width)、使用深度(Depth)和數(shù)字化程度(Digital)共四個指標。Z為控制變量向量。α、β分別為變量的回歸系數(shù)，i表示第i個省市，t表示第t年，μ表示不隨時間變化的各省市截面的個體差異，ε為隨機擾動項。在模型(1)的基礎上，本文采用引入交叉項的方法來檢驗數(shù)字普惠金融影響居民創(chuàng)業(yè)的中介效應，模型設定如下：

CYit=α0CYi,t-1+α1Xit+α2Incomeit+α3Xit×Incomeit+Zitβ+μi+εit

(2)

CYit=α0CYi,t-1+α1Xit+α2Serviceit+α3Xit×Serviceit+Zitβ+μi+εit

(3)

式(2)和式(3)中，中介變量Income和Service分別表示居民收入增長和服務業(yè)發(fā)展，其他參數(shù)含義不變。為了檢驗數(shù)字普惠金融發(fā)展影響居民創(chuàng)業(yè)的門檻效應，設定如下面板門檻模型：

CYit=α1DIFitI(Qit<γ)+α2DIFitI(Qit≥γ)+Zitβ+μi+εit

(4)

式(4)中，Qit為門檻變量，即影響數(shù)字普惠金融發(fā)展促進居民創(chuàng)業(yè)的主要因素；γ為需要確定的門檻值；I(·)為示性函數(shù)，當括號內的表達式為真時，取值為1，反之為0；其他參數(shù)的含義不變。

四、數(shù)字普惠金融發(fā)展對居民創(chuàng)業(yè)的影響效應檢驗

(一)總效應檢驗

實證研究之前，對所有變量進行單位根檢驗以保證結果的可信性，結果顯示所有變量都是平穩(wěn)序列(單位根檢驗結果備索)。下面首先檢驗數(shù)字普惠金融發(fā)展總指數(shù)對居民創(chuàng)業(yè)的影響效應，以探究數(shù)字普惠金融是否可以促進創(chuàng)業(yè)。然后分析數(shù)字普惠金融三個分指數(shù)對居民創(chuàng)業(yè)的影響效應，以探究是數(shù)字普惠金融哪些層面的發(fā)展促進了居民創(chuàng)業(yè)，即檢驗數(shù)字普惠金融對居民創(chuàng)業(yè)的促進作用是因為數(shù)字普惠金融服務人群增多、服務種類擴大，還是因為數(shù)字普惠金融服務效率的提高，或是幾種因素都有。GMM估計結果如表1所示。從結果可以看出，所有模型的Wald值全部顯著，AR(2)檢驗和Sargan檢驗結果說明計量模型設定是合理有效的，估計結果是可信的。

表1結果表明，數(shù)字普惠金融發(fā)展的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說明數(shù)字普惠金融發(fā)展有助于促進居民創(chuàng)業(yè)，這一實證結果與本文假設1完全相符，與謝絢麗等以北京大學數(shù)字普惠金融指數(shù)為基礎的研究結果[11]、何婧和李慶海以微觀調查數(shù)據為樣本的研究結果均一致[10]。由表1中模型1結果可知，數(shù)字普惠金融指數(shù)每增長1個單位，私營企業(yè)和個體總戶數(shù)、私營企業(yè)和個體就業(yè)總人數(shù)均增長0.03%，考慮到數(shù)字普惠金融指數(shù)從2011年的平均值40.01增長到2018年的平均值300.21[12]，可以看到這是一個非常可觀的促進作用。數(shù)字普惠金融分指數(shù)的檢驗結果表明，數(shù)字普惠金融覆蓋廣度、使用深度和數(shù)字化程度三個分指數(shù)在所有模型中均顯著為正，即各分指數(shù)也有利于促進居民創(chuàng)業(yè)。隨著一個地區(qū)數(shù)字普惠金融發(fā)展水平不斷提升，數(shù)字金融覆蓋廣度不斷擴大，參與數(shù)字普惠金融的人數(shù)越來越多，可以為創(chuàng)業(yè)者提供更好的金融環(huán)境。數(shù)字普惠金融支付、信貸、保險、投資、信用等各種服務功能的創(chuàng)新和發(fā)展可以為創(chuàng)業(yè)者提供資金支持，可以協(xié)助創(chuàng)業(yè)者投資理財和分散風險，從而促進創(chuàng)業(yè)動機，增強創(chuàng)業(yè)積極性。數(shù)字支付更具效率，交易更方便，金融服務效率的提升有助于降低創(chuàng)業(yè)者交易成本，促進商業(yè)模式創(chuàng)新。

表1 數(shù)字普惠金融發(fā)展對居民創(chuàng)業(yè)的影響效應

(二)考慮區(qū)域差異的檢驗

考慮到中國數(shù)字普惠金融發(fā)展水平存在較大的區(qū)域差異，東部沿海省市數(shù)字普惠金融發(fā)展水平明顯高于中西部地區(qū)，而且西部地區(qū)部分省市數(shù)字普惠金融發(fā)展的相對增速近年來有所放緩。因此，本文以中西部省市為參照，設立東部省市的虛擬變量(D)來檢驗數(shù)字普惠金融發(fā)展影響居民創(chuàng)業(yè)的區(qū)域差異性，估計結果如表2中的模型1和模型4所示。由表2可知，數(shù)字普惠金融發(fā)展對東部地區(qū)居民創(chuàng)業(yè)具有顯著的正效應(回歸系數(shù)分別為0.0014和0.0005，且均在1%的水平上顯著)，而對中西部地區(qū)居民創(chuàng)業(yè)具有一定的阻礙作用(回歸系數(shù)分別為-0.0010和-0.0001，模型1在1%的水平上顯著，模型4不顯著)。這說明數(shù)字普惠金融發(fā)展對不同省市居民創(chuàng)業(yè)的影響具有顯著的區(qū)域差異，與假設1相符。此外，本文以中西部省市的樣本數(shù)據進行了檢驗，表2中模型2和模型3列示了以私營企業(yè)和個體就業(yè)人數(shù)為被解釋變量的回歸結果，模型5和模型6列示了以私營企業(yè)和個體戶數(shù)為被解釋變量的回歸結果。結果顯示，數(shù)字普惠金融發(fā)展對中西部地區(qū)居民創(chuàng)業(yè)的影響效應不顯著，覆蓋廣度和使用深度兩個分指數(shù)的回歸系數(shù)都顯著為正，但數(shù)字化程度分指數(shù)的回歸系數(shù)不顯著，說明數(shù)字普惠金融目前主要通過提高金融服務覆蓋率和增加金融服務種類促進中西部地區(qū)居民創(chuàng)業(yè)。

表2 數(shù)字普惠金融對不同地區(qū)居民創(chuàng)業(yè)的影響效應

(三)考慮對象差異的檢驗

鑒于私營企業(yè)和個體戶在經營規(guī)模、融資能力等方面的差異性，本文將分別以私營企業(yè)戶數(shù)、私營企業(yè)就業(yè)人數(shù)、個體戶數(shù)和個體戶就業(yè)人數(shù)4個變量作為被解釋變量，進一步考察數(shù)字普惠金融發(fā)展對不同類型創(chuàng)業(yè)主體的影響效應是否存在差異?；貧w結果如表3所示。從回歸結果可以看出，無論是以私營企業(yè)就業(yè)人數(shù)、戶數(shù)還是個體就業(yè)人數(shù)、戶數(shù)為被解釋變量，數(shù)字普惠金融綜合指數(shù)及其三個分指數(shù)的回歸系數(shù)都顯著為正，說明數(shù)字普惠金融發(fā)展確實有助于促進居民創(chuàng)業(yè)。進一步比較經過標準化處理后的回歸系數(shù)還可以發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融發(fā)展對私營企業(yè)的促進作用更大，可能原因在于私營企業(yè)相比個體戶具有更高的數(shù)字經濟接受度以及數(shù)字金融市場參與能力和競爭能力。

表3 數(shù)字普惠金融對不同類型創(chuàng)業(yè)主體的影響效應

(四)考慮城鄉(xiāng)差異的檢驗

由于現(xiàn)有統(tǒng)計資料沒有區(qū)分城鎮(zhèn)和農村的私營企業(yè)與個體戶數(shù)的相關數(shù)據，因此本文僅以城鎮(zhèn)私營企業(yè)和個體戶就業(yè)人數(shù)、農村私營企業(yè)和個體戶就業(yè)人數(shù)為被解釋變量進行城鄉(xiāng)差異檢驗。為了更好地表征城鄉(xiāng)之間外部環(huán)境的差異，同時考慮到數(shù)據的可得性問題，在實證研究過程中對部分指標進行了城鄉(xiāng)差異化處理。比如，投資水平(Invest)分別以非農戶固定資產投資額和農戶固定資產投資額衡量，互聯(lián)網使用(Internet)分別以城鎮(zhèn)居民和農村居民互聯(lián)網接入戶數(shù)衡量，受教育水平(Educate)分以城鎮(zhèn)居民和農村居民6歲及以上人口平均受教育年限衡量。估計結果見表4。結果顯示，數(shù)字普惠金融的回歸系數(shù)在城鎮(zhèn)樣本模型中顯著為正，在農村樣本模型中為正但不顯著，說明數(shù)字普惠金融發(fā)展對城鎮(zhèn)居民的創(chuàng)業(yè)行為影響作用更大；覆蓋廣度和使用深度兩個分指數(shù)在城鎮(zhèn)樣本和農村樣本下都通過了顯著性檢驗，而數(shù)字化程度分指數(shù)僅在城鎮(zhèn)樣本下顯著為正?？赡艿脑蛞环矫媸悄壳稗r村居民對數(shù)字金融的參與度較小，且以支付寶和微信錢包支付使用居多，對網絡借貸、眾籌、P2P等其他數(shù)字金融的涉獵較少甚至沒有；另一方面，與城鎮(zhèn)居民家庭相比，農村居民家庭收入較低，創(chuàng)業(yè)的原始資本積累不足，加上缺乏有效的抵押物，難以獲得金融機構的資金支持。為此，本文進一步檢驗了數(shù)字普惠金融支付指數(shù)和信貸指數(shù)對農村居民創(chuàng)業(yè)的影響效應，發(fā)現(xiàn)支付指數(shù)的回歸系數(shù)顯著為正，而信貸指數(shù)的回歸系數(shù)不顯著(因篇幅受限，結果備索)。

表4 數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)居民創(chuàng)業(yè)行為的影響效應

五、中介效應和門檻效應檢驗

(一)中介效應檢驗

首先檢驗居民收入增長的中介效應，即檢驗數(shù)字普惠金融是否通過居民可支配收入增長促進居民創(chuàng)業(yè)。仍然采用GMM估計模型，結果如表5所示。Wald值通過顯著性檢驗，AR(2)檢驗結果顯示不存在自相關，Sargan檢驗結果表明所有工具變量均有效，不存在工具變量冗余，因此可以認為模型設定是合理的，回歸結果是可信的。在模型中加入居民收入增長變量后，數(shù)字普惠金融及其三個分指數(shù)對居民創(chuàng)業(yè)的影響仍顯著為正，居民收入增長、數(shù)字普惠金融及其各分指數(shù)與收入增長交叉項的回歸系數(shù)也都顯著為正，說明居民收入增長在數(shù)字普惠金融發(fā)展促進居民創(chuàng)業(yè)的過程中存在部分中介效應。對于低收入群體，數(shù)字普惠金融可以通過有效的金融服務緩解創(chuàng)業(yè)過程中的融資難題，對其創(chuàng)業(yè)產生“雪中送炭”的作用；對于高收入群體，其穩(wěn)定的收入和家庭積蓄可以成為其創(chuàng)業(yè)的原始資本積累，而數(shù)字普惠金融可以幫助其擴大生產經營規(guī)模，產生“錦上添花”的作用。

表5 居民收入增長的中介效應估計結果

其次，以第三產業(yè)產值占GDP之比為中介變量檢驗服務業(yè)發(fā)展對數(shù)字普惠金融發(fā)展影響居民創(chuàng)業(yè)的中介效應，模型估計結果如表6所示。同理，Wald值、AR(2)檢驗和Sargan檢驗的結果說明模型設定是合理的，結果是可信的。從表6中的結果可知，在加入服務業(yè)發(fā)展指標及其與數(shù)字普惠金融的交叉項以后，數(shù)字普惠金融及其三個分指數(shù)的回歸系數(shù)仍顯著為正，服務業(yè)發(fā)展及交叉項也大部分顯著為正(個別情況除外)，說明服務業(yè)發(fā)展在數(shù)字普惠金融發(fā)展促進居民創(chuàng)業(yè)的過程中存在部分中介效應，即數(shù)字普惠金融發(fā)展可以通過帶動服務業(yè)發(fā)展對居民創(chuàng)業(yè)產生間接作用。本文進一步將服務業(yè)分成消費性服務業(yè)和生產性服務業(yè)進行檢驗，檢驗結果顯示結論是穩(wěn)健的。

表6 服務業(yè)發(fā)展的中介效應估計結果

綜上可知，在數(shù)字普惠金融發(fā)展促進居民創(chuàng)業(yè)的過程中確實存在基于居民收入增長和服務業(yè)發(fā)展的部分中介效應，即數(shù)字普惠金融發(fā)展一方面可以直接促進居民創(chuàng)業(yè)，另一方面又通過帶動居民收入增長和服務業(yè)發(fā)展促進居民創(chuàng)業(yè)。這說明本文假設2是成立的。

(二)門檻效應檢驗

接下來，本文以數(shù)字普惠金融發(fā)展水平(DIF)、市場化程度(Market)、地區(qū)創(chuàng)新能力(Innovate)為門檻變量來檢驗數(shù)字普惠金融影響居民創(chuàng)業(yè)的門檻效應。首先是門檻效應檢驗，結果如表7所示。從門檻效應檢驗結果可知，無論是以私營企業(yè)和個體戶就業(yè)總人數(shù)(CY1)還是以二者總戶數(shù)(CY2)為被解釋變量，以數(shù)字普惠金融發(fā)展水平(DIF)、市場化程度(Market)和地區(qū)創(chuàng)新能力(Innovate)為門檻變量的模型均通過了單門檻效應檢驗，而雙門檻效應檢驗均不顯著，說明數(shù)字普惠金融發(fā)展對居民創(chuàng)業(yè)的影響存在基于自身發(fā)展水平、市場化程度和地區(qū)創(chuàng)新能力的單門檻效應。

表7 門檻效應檢驗結果

其次是門檻值估計。表8顯示了以數(shù)字普惠金融、市場化程度和地區(qū)創(chuàng)新能力為門檻變量的門檻值估計結果及95%的置信區(qū)間。以數(shù)字普惠金融發(fā)展水平為門檻變量的門檻值分別為87.91和45.56，似然比值LR均小于5%顯著性水平上的臨界值，處于原假設接受范圍內，說明以私營企業(yè)和個體戶就業(yè)總人數(shù)為被解釋變量(CY1)與以私營企業(yè)和個體總戶數(shù)為被解釋變量(CY2)的兩個模型的估計門檻值與實際門檻值相等。同理，以市場化程度和地區(qū)創(chuàng)新能力為門檻變量的估計結果可以得出相同的結論，不再贅述。

表8 門檻值估計結果及置信區(qū)間

最后是對面板門檻模型進行參數(shù)估計，結果如表9所示。當數(shù)字普惠金融發(fā)展水平低于相應的門檻值時(87.91和45.56)，數(shù)字普惠金融發(fā)展對居民創(chuàng)業(yè)的影響效應為正但不顯著，當數(shù)字普惠金融發(fā)展水平跨越相應的門檻值以后，其對居民創(chuàng)業(yè)的影響顯著為正，而且作用力度變大。這說明數(shù)字普惠金融發(fā)展對居民創(chuàng)業(yè)的影響效應存在基于自身水平的門檻效應，當數(shù)字普惠金融發(fā)展水平越過門檻值以后，其對居民創(chuàng)業(yè)的正向促進作用才得以發(fā)揮，證明假設3是成立的。中西部地區(qū)大多數(shù)省市早期的數(shù)字普惠金融發(fā)展水平相對較低，尚未跨越相應的門檻值，數(shù)字普惠金融發(fā)展對居民創(chuàng)業(yè)的影響作用不顯著，甚至還可能產生一定的阻礙作用。近年來中西部地區(qū)各省市的數(shù)字普惠金融發(fā)展水平相繼跨越門檻值，其對居民創(chuàng)業(yè)的正向促進作用逐漸突顯。

表9 門檻模型估計結果

以地區(qū)市場化程度和創(chuàng)新能力為門檻變量的結果顯示，在控制其他影響因素的情況下，當?shù)貐^(qū)市場化程度低于相應的門檻值時(4.85和7.54)，數(shù)字普惠金融對居民創(chuàng)業(yè)的影響效應為正但不顯著，當市場化程度跨越相應的門檻值以后，其對居民創(chuàng)業(yè)的影響效應顯著為正。當?shù)貐^(qū)創(chuàng)新能力低于相應的門檻值時(9.33和7.19)，數(shù)字普惠金融對居民創(chuàng)業(yè)的影響效應為負但不顯著，當?shù)貐^(qū)創(chuàng)新能力跨越門檻值以后，數(shù)字普惠金融發(fā)展對居民創(chuàng)業(yè)的影響效應顯著為正。這說明數(shù)字普惠金融發(fā)展對居民創(chuàng)業(yè)的影響效應確實存在基于市場化程度和創(chuàng)新能力的單門檻效應，證明假設3是成立的。數(shù)字普惠金融發(fā)展對居民創(chuàng)業(yè)的影響作用大小和方向在一定程度上取決于地區(qū)市場化程度和創(chuàng)新能力的高低，當?shù)貐^(qū)市場化程度和創(chuàng)新能力分別跨越相應的門檻值以后，數(shù)字普惠金融發(fā)展對居民創(chuàng)業(yè)的促進作用將隨著市場化程度和地區(qū)創(chuàng)新能力的提升而逐漸增大。

六、進一步討論

(一)更換被解釋變量的檢驗

考慮到本文實證研究中被解釋變量所采用的兩個衡量指標“各省市私營企業(yè)和個體就業(yè)總人數(shù)(CY1)”和“各省市私營企業(yè)戶數(shù)和個體戶數(shù)之和(CY2)”都是絕對性指標，本文借鑒鄧曉娜等和范香梅等的方法采用相對指標來衡量居民創(chuàng)業(yè)[7][30]。同時，考慮到具有創(chuàng)業(yè)行為的居民一般都是適齡勞動力，高中及以下的適齡學生等其他特殊群體參與創(chuàng)業(yè)的可能性較小，鑒于數(shù)據的可得性問題，本文分別采用“(個體就業(yè)人數(shù)+私營企業(yè)就業(yè)人數(shù))/15歲及以上人口數(shù)”和“(個體總戶數(shù)+私營企業(yè)總戶數(shù))/15歲及以上人口數(shù)”衡量居民創(chuàng)業(yè)行為來進行檢驗，結果如表10所示。從檢驗結果可知，以相對指標衡量居民創(chuàng)業(yè)行為時，數(shù)字普惠金融及其分指數(shù)對居民創(chuàng)業(yè)的影響效應、中介效應和門檻效應仍然存在，說明本文實證結論是穩(wěn)健可信的，結果備索。

表10 基于相對指標的穩(wěn)健性檢驗

(二)內生性討論

除此之外，考慮到數(shù)字普惠金融、居民收入增長、服務業(yè)發(fā)展與居民創(chuàng)業(yè)行為之間可能的反向因果關系使得模型存在內生性問題，本文做了如下幾個方面的檢驗：一是借鑒張勛等的方法，采用數(shù)字普惠金融指數(shù)的滯后1期進行回歸估計[12]。二是分別采用滯后1期的居民可支配收入和滯后1期的第三產業(yè)產值占比進行回歸，這樣居民可支配收入和第三產業(yè)產值占比均屬于模型的前定變量，雙向因果關系的影響相對較弱。結果顯示，數(shù)字普惠金融發(fā)展及其分指數(shù)、居民收入增長及其與數(shù)字普惠金融交叉項、第三產業(yè)產值占比及其與數(shù)字普惠金融交叉項的回歸系數(shù)仍全部顯著為正，沒有發(fā)生實質性改變，說明本文的研究結論是穩(wěn)健的。

七、研究結論與政策啟示

本文首先從理論上梳理了數(shù)字普惠金融發(fā)展影響居民創(chuàng)業(yè)的作用機理，然后基于北京大學數(shù)字金融研究中心2019年所公布的數(shù)字普惠金融指數(shù)和2011～2018年中國31個省區(qū)市的宏觀統(tǒng)計數(shù)據，采用動態(tài)面板模型和面板門檻回歸模型實證檢驗了數(shù)字普惠金融發(fā)展影響居民創(chuàng)業(yè)的總效應、中介效應和門檻效應。研究發(fā)現(xiàn)：數(shù)字普惠金融及其分指數(shù)均對居民創(chuàng)業(yè)具有顯著的促進作用，但該作用在不同地區(qū)、對象和城鄉(xiāng)之間均存在顯著的異質性，對東部地區(qū)、私營企業(yè)和城鎮(zhèn)地區(qū)的影響作用更顯著。數(shù)字普惠金融一方面直接促進居民創(chuàng)業(yè)，另一方面還可以通過帶動居民收入增長和服務業(yè)發(fā)展促進居民創(chuàng)業(yè)。數(shù)字普惠金融發(fā)展對居民創(chuàng)業(yè)的影響存在基于自身發(fā)展水平、市場化程度和地區(qū)創(chuàng)新能力的門檻效應，數(shù)字普惠金融發(fā)展對居民創(chuàng)業(yè)的促進作用只有在門檻變量跨越相應門檻值后才得以發(fā)揮，而且其促進作用隨著門檻變量水平的提高而逐漸增大。

基于此，本文認為加快發(fā)展數(shù)字普惠金融并不斷完善數(shù)字普惠金融的各個維度，充分發(fā)揮數(shù)字普惠金融在服務廣度、服務深度、服務效率等方面的優(yōu)勢，可以通過多種途徑有效地促進居民創(chuàng)業(yè)。但數(shù)字普惠金融影響居民創(chuàng)業(yè)的作用發(fā)揮有賴于良好的外部環(huán)境，外部環(huán)境的改善可以增大數(shù)字普惠金融對居民創(chuàng)業(yè)的促進作用。因此，要充分發(fā)揮數(shù)字普惠金融對居民創(chuàng)業(yè)的作用效應，可從以下兩個方面著手：

一方面，加強現(xiàn)代科學技術與金融的深度融合，多管齊下提高省際數(shù)字普惠金融發(fā)展水平，并力爭縮小數(shù)字普惠金融發(fā)展水平的省際差異。適度放寬金融科技市場準入門檻，大力支持新型金融科技公司創(chuàng)立和發(fā)展，促進金融科技、智能金融、智慧金融在現(xiàn)代金融市場的規(guī)范發(fā)展，為數(shù)字金融產品和服務創(chuàng)新奠定基礎。加快完善數(shù)字普惠金融服務的配套設施建設，實施村級聯(lián)動機制，聯(lián)合基層政府和金融機構統(tǒng)一建設設備齊全的農村數(shù)字普惠金融服務站，實現(xiàn)農村普惠金融全覆蓋，基礎金融服務不出村、綜合金融服務不出鎮(zhèn)。完善數(shù)字普惠金融監(jiān)管制度，加快推進電子簽名、視頻簽約、人臉識別等技術在數(shù)字金融領域的合法應用，推進線上普惠金融落地落實。根據居民現(xiàn)實需求加快數(shù)字普惠金融技術升級和創(chuàng)新，開發(fā)設計操作簡單、交易便捷的數(shù)字金融產品與服務，防止數(shù)字金融產品和服務的供需失衡，實現(xiàn)金融產品生產數(shù)字化、消費網絡化、交易信息化，提高金融服務效率，降低金融交易成本。

另一方面，完善數(shù)字金融使用條件，提升居民數(shù)字金融能力，改善數(shù)字普惠金融支持創(chuàng)業(yè)的外部環(huán)境。加快實施城鄉(xiāng)居民家庭、小微企業(yè)互聯(lián)網絡提速降費優(yōu)惠力度，加強數(shù)字普惠金融風險防范與市場監(jiān)督，確保數(shù)字金融安全。金融機構聯(lián)合高校成立數(shù)字普惠金融大學生宣講團和專業(yè)技能培訓團，加強數(shù)字普惠金融基礎知識的宣傳普及和專業(yè)技能培訓，提升居民金融素養(yǎng)，增強居民對網絡騙局的辨識能力，減少居民對數(shù)字普惠金融的自我排斥，使居民對數(shù)字金融產品和服務“敢用”“能用”和“會用”。實施各類優(yōu)惠政策，強化數(shù)字普惠金融對服務業(yè)尤其是生產性服務業(yè)的扶持。加大投入推行物聯(lián)網、云平臺體系、征信體系、數(shù)據采集渠道和信用信息共享系統(tǒng)建設，為數(shù)字普惠金融發(fā)展提供良好的基礎。完善金融制度體系和監(jiān)管體系，加快金融市場化改革進程，實現(xiàn)金融資源要素在不同地區(qū)、不同行業(yè)、不同主體間的自由合理流動，營造各類數(shù)字普惠金融機構有序競爭的良好金融生態(tài)環(huán)境。加強普惠金融對企業(yè)科技創(chuàng)新活動的支持，適度放寬企業(yè)科技創(chuàng)新的融資門檻，對科技創(chuàng)新活動實施免抵押低息貸款和財政資金補貼，營造“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”的文化氛圍。