張光利 秦麗華 楊長漢 焦敏智

一、引言

作為經濟發(fā)展的重要推動力，創(chuàng)業(yè)行為對社會經濟增長具有不容忽視的重要作用(Hause和Rietz，1984[1]；Black和Strahan，2002[2])。自“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”的口號提出以來，創(chuàng)業(yè)問題得到了更加廣泛的關注，社會創(chuàng)業(yè)熱情被極大調動起來。根據(jù)工商局企業(yè)注冊數(shù)據(jù)，2017年全國新登記注冊企業(yè)數(shù)量已達941.7萬，這是2000年注冊企業(yè)數(shù)量的近10倍。創(chuàng)立企業(yè)需要獲取一定的資金支持，金融資源是否充足直接決定了創(chuàng)業(yè)理想能否實施。從創(chuàng)業(yè)的視角來看，自有資金、關系借貸、風險投資等金融資源被視為支撐創(chuàng)業(yè)行為的典型金融資源。由于銀行借款對抵押資產、資金用途等方面的嚴格要求，銀行借款在支撐創(chuàng)業(yè)方面的直接效應并不明顯。然而，銀行關系型借款、銀行資源通過支持實體經濟進而對創(chuàng)業(yè)活動形成外溢效應等因素的存在，導致銀行發(fā)展、銀行業(yè)結構都對創(chuàng)業(yè)活動產生了重要影響(Black和Strahan，2002[2]；Di Patti和Dell’Ariccia，2004[3])。

在我國，銀行是最重要的金融機構，銀行部門在經濟增長中發(fā)揮著至關重要的作用，銀行分支機構對于提高銀行的攬儲能力、增強客戶粘性以及降低監(jiān)督成本等方面具有重要影響，但由于經營的特殊性，銀行分支機構的擴張往往受到嚴格監(jiān)管。長期以來，我國的銀行資源較為集中，四大國有銀行的分支機構數(shù)量遠遠超過股份制銀行、城市商業(yè)銀行等銀行的分支機構數(shù)量。為提高商業(yè)銀行經營行為的市場化程度，2009年和2013年銀監(jiān)會先后出臺政策，進一步放寬了銀行分支機構擴張的政策限制，這些政策使銀行分支機構的設置更加市場化。銀行部門作為金融資源的重要載體，銀行分支機構擴張不僅能夠拉近銀行和客戶之間的地理距離，降低銀企之間的信息不對稱(姜付秀等，2019[4])，而且能夠提高該地區(qū)金融資源的可獲得性。同時，銀行分支機構擴張會加劇當?shù)劂y行業(yè)的競爭程度、豐富地區(qū)金融資源，從而促進當?shù)亟鹑谒揭约敖洕陌l(fā)展(郭妍和張立光，2005[5])。Gao等(2019)[6]在研究思路上為本文提供了可行的參考，該研究運用DID方法，發(fā)現(xiàn)放松銀行準入管制后，新增銀行雖然傾向于給國有企業(yè)更多信貸額，但是仍舊改善了私營公司的增長和盈利能力，這啟發(fā)了我們探究中國銀行分支機構的擴張是否能促進企業(yè)的成立，從而影響地區(qū)創(chuàng)業(yè)行為?？傮w來看，銀行分支機構的開設為地區(qū)經濟發(fā)展帶來了更多金融資源，市場化程度高的分支機構擴張有利于提高金融資源的使用效率。而金融資源的可獲得性從宏觀層面上降低了創(chuàng)業(yè)行為面臨的外部融資約束。那么，銀行分支機構的擴張對地區(qū)創(chuàng)業(yè)行為是否具有顯著的促進作用？這種促進作用呈現(xiàn)出什么樣的異質性特征？本文將圍繞這些問題展開分析。

基于2001—2017年全國各個城市層面的創(chuàng)業(yè)數(shù)據(jù)和銀行分支機構數(shù)據(jù)，我們實證分析了銀行分支機構擴張對該地區(qū)創(chuàng)業(yè)行為的影響。通過理論和實證分析，我們得到以下結論：第一，銀行分支機構擴張對于地區(qū)創(chuàng)業(yè)行為產生了顯著的激勵效應，在利用政策沖擊進行因果識別的實證檢驗中，該結論依然成立。第二，結合銀行類型和創(chuàng)立企業(yè)特性的不同，本文發(fā)現(xiàn)不同類型銀行分支機構擴張對不同類型企業(yè)創(chuàng)立活動具有異質性影響。第三，實證結果顯示，銀行分支機構擴張對創(chuàng)業(yè)活動的影響受到地區(qū)銀行分支機構存量、地區(qū)銀行市場化程度的影響，并受到地理范圍的約束。與現(xiàn)有研究相比，本文的貢獻主要體現(xiàn)在以下三方面：第一，選題視角新穎。本文從銀行分支機構擴張的視角，從宏觀層面討論了銀行資源對地區(qū)創(chuàng)業(yè)行為的溢出效應。金融資源的可得性是創(chuàng)業(yè)行為出現(xiàn)的重要前提條件，現(xiàn)有研究主要關注了風險投資(黃福廣等，2013[7])、民間借貸(馬光榮和楊恩艷，2011[8]；李樹和于文超，2018[9])等金融資源對創(chuàng)業(yè)行為的影響，國內研究幾乎沒有關注銀行金融資源對創(chuàng)業(yè)行為的溢出效應。區(qū)別于Kerr和Nanda(2009)[10]立足美國銀行體系的研究，本文關注中國銀行體系對地區(qū)創(chuàng)業(yè)的影響，結合中國銀行情形在影響機制及異質性上進行了多種探討，以期對銀行與創(chuàng)業(yè)行為之間的關系提供可靠的解釋。盡管銀行金融資源在直接支持創(chuàng)業(yè)行為方面不具有天然優(yōu)勢，但銀行業(yè)在中國金融體系中的中樞位置決定了銀行金融資源對地區(qū)創(chuàng)業(yè)行為具有重要的溢出效應，這意味著更多的銀行資源注入能夠在宏觀上降低創(chuàng)業(yè)活動面臨的融資約束，這將引致更多的地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動；而且，中國商業(yè)銀行在創(chuàng)業(yè)活動支持方面也不斷進行貸款業(yè)務的創(chuàng)新，銀行對創(chuàng)業(yè)行為的直接融資支持更加普遍。因此，關注銀行金融資源對創(chuàng)業(yè)行為的影響具有重要的理論和現(xiàn)實意義。第二，本文為理解銀行分支機構擴張的經濟影響提供了微觀證據(jù)?，F(xiàn)有研究關注了銀行分支機構對提高銀行競爭程度(賈春新等，2008[11])、協(xié)調信貸調配與資產配置(曹鳳岐和楊樂，2014[12])、促進企業(yè)創(chuàng)新成長(方芳和蔡衛(wèi)星，2016[13])等方面的影響，這都是理解銀行分支機構影響經濟發(fā)展的重要視角。然而，創(chuàng)業(yè)活動是一個國家或地區(qū)經濟活力的重要微觀基礎，討論關于銀行分支機構對創(chuàng)業(yè)行為的影響有助于進一步理解銀行分支機構擴張影響經濟發(fā)展的潛在機制。第三，本文從銀行機構擴張的視角，為研究中國區(qū)域創(chuàng)業(yè)行為的差異性提供了新的解釋。現(xiàn)有研究主要從資源的可得性(Kerr和Nanda，2009[10])、經濟基礎(Lee和Mukoyama，2015[14])以及政府政策(Lu和Tao，2010[15])等視角解釋了導致區(qū)域創(chuàng)業(yè)行為存在差異的原因，銀行金融資源作為中國區(qū)域經濟發(fā)展的核心金融資源能夠直接影響區(qū)域內金融資源的供給水平，那么銀行金融資源的變化能否解釋區(qū)域性創(chuàng)業(yè)行為的差異？由于銀行分支機構是金融資源的重要載體，本文將從銀行分支機構的視角解釋銀行金融資源對創(chuàng)業(yè)行為的影響，同時也為解釋區(qū)域創(chuàng)業(yè)行為的差異提供了更新的視角。

余文安排如下：第二部分為理論分析與研究假設；第三部分為研究設計；第四部分為實證結果與分析；第五部分對銀行分支機構擴張與地區(qū)創(chuàng)業(yè)行為做了進一步分析；第六部分為全文總結。

二、理論分析與研究假設

金融發(fā)展是促進經濟發(fā)展的重要推動力(Rajan和Zingales，1998[16])，從微觀視角來看，金融發(fā)展能夠通過篩選高質量的創(chuàng)業(yè)者和創(chuàng)業(yè)項目促進經濟的長期發(fā)展(King和Levine，1993[17])。商業(yè)銀行是中國金融體系的主要構成，銀行金融資源對于促進中國區(qū)域經濟發(fā)展具有重要作用(Allen等，2005[18])。隨著監(jiān)管部門對銀行開設分支機構管制的放松，地區(qū)銀行業(yè)的競爭更加激烈和市場化，這為地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動創(chuàng)造了更有利的經濟和金融環(huán)境(Jayaratne和Strahan，1996[19])。基于現(xiàn)有理論和研究基礎，我們將從三個方面論述銀行分支機構開設對地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動的正向作用。

首先，銀行分支機構開設拉近了銀行與客戶的關系，降低了篩選客戶和監(jiān)督客戶的成本，這能夠提高客戶從銀行獲取貸款的概率(Degryse和Ongena，2005[20]；Agarwal和Hauswald，2010[21])。銀行分支機構的開設有助于銀行獲取新的客戶，當客戶長期使用銀行提供的各種服務時，銀行與客戶之間就形成了長期關系，客戶通過使用銀行賬戶進行頻繁交易，銀行通過客戶交易行為獲取了其更多私人信息，這種關系有助于銀行對客戶的還款能力進行系統(tǒng)性評估，這種效果有助于銀行向新的潛在借款客戶借款(Cestone和White，2003[22])。另一方面，現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)銀行分支機構的開設能夠提高銀行金融服務的普惠性，有助于居民財富的積累(Célerier和Matray，2019[23])，而這將緩解潛在創(chuàng)業(yè)者的融資約束，激勵創(chuàng)業(yè)行為的出現(xiàn)(Evans和Jovanovic，1989[24]；Holtz-Eakin等，2001[25])。Di Patti和Dell’Ariccia(2004)[3]認為當銀行資金是創(chuàng)業(yè)行為的主要金融資源時，銀行資金資源的可獲得性成為決定新企業(yè)成立的重要因素。具體到中國情形，銀行是中國金融體系的主要組成部分，銀行資金是企業(yè)外部融資的首要渠道。銀行分支機構的開設可以降低通過抵押貸款進行創(chuàng)業(yè)活動的成本并提高這類創(chuàng)業(yè)者獲得貸款的概率。另外，中國商業(yè)銀行的國有屬性決定了銀行將承擔很多政策性目標，其中提高就業(yè)水平就是非常重要的政策性目標。為此，商業(yè)銀行充分發(fā)揮金融供給優(yōu)勢，在監(jiān)管部門和各部委的協(xié)同下，紛紛開設了創(chuàng)業(yè)貸款業(yè)務，為創(chuàng)業(yè)者提供更多的“小額擔保貸款”，這顯著提高了創(chuàng)業(yè)資金的可得性，促進了地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動的開展(1)中國人民銀行會同財政部、國家經貿委、勞動和社會保障部出臺的銀發(fā)〔2002〕394號 、銀發(fā)〔2006〕5號、銀發(fā)〔2008〕238號政策文件，鼓勵銀行提供個人創(chuàng)業(yè)貸款，為創(chuàng)業(yè)融資拓寬渠道。以陜西省人力資源和社會保障廳、財政廳、中國人民銀行西安分行的通報數(shù)據(jù)來看，自創(chuàng)業(yè)擔保貸款工作啟動至2016年9月底，陜西全省累計發(fā)放貸款439.72億元，直接扶持創(chuàng)業(yè)54.65萬人。借助銀行業(yè)規(guī)范的抵押制度，可促使金融資源流向前景良好的投資項目，推動創(chuàng)業(yè)企業(yè)的成立。，而銀行分支機構的開設將強化銀行金融資源對創(chuàng)業(yè)行為的激勵作用。

其次，銀行分支機構的開設可以加劇地區(qū)銀行競爭程度，這有助于緩解創(chuàng)業(yè)活動面臨的融資約束，激勵更多創(chuàng)業(yè)活動?，F(xiàn)有研究主要通過美國放松銀行業(yè)管制的法案考察了銀行分支機構開設的競爭效應，普遍認為銀行業(yè)跨地區(qū)開設分支機構能夠加劇地區(qū)銀行競爭水平，提高銀行的金融供給，這對創(chuàng)業(yè)活動產生了非常強的激勵效應(Black和Strahan，2002[2]；Cetorelli和Strahan，2006[26]；Kerr和Nanda，2009[10])。銀行分支機構的開設通過提高銀行競爭程度可以促進銀行以較低的成本提供更多的金融供給，從而提高創(chuàng)業(yè)者獲取資金的可能性(Freixas和Rochet，2008[27])，這種效應在中小企業(yè)獲取銀行金融資源的過程中更加明顯(Rice和Strahan，2010[28])。盡管一些基于美國和歐洲的研究發(fā)現(xiàn)銀行競爭對經濟的影響有限(Huang，2008[29])、對創(chuàng)業(yè)活動呈現(xiàn)倒U型的關系(Di Patti和Dell’Aiccia，2004[3])，但由于銀行體系在中國金融系統(tǒng)的重要程度以及中國銀行業(yè)壟斷性較高的特征，這使銀行分支機構開設帶來的競爭效應占主導。因此，銀行分支機構開設帶來的競爭效應有助于給潛在創(chuàng)業(yè)者提供金融支持，促進創(chuàng)業(yè)活動的產生。

最后，銀行分支機構的開設可以擴大銀行金融資源對實體經濟的輻射能力，有助于為創(chuàng)業(yè)活動提供更有利的商業(yè)環(huán)境。分支機構對于商業(yè)銀行經營的重要性不僅體現(xiàn)在其具有服務客戶的功能，更重要的是分支機構可以提高銀行吸收存款的能力(Gennaioli等，2014[30])，在商業(yè)銀行貸款乘數(shù)的作用下，社會閑置資金的集中有利于提高地區(qū)金融供給，這能夠顯著降低地區(qū)實體經濟面臨的融資約束，并改善銀行貸款的質量(Jayaratne和Strahan，1996[19]；Keil和Müller，2020[31])，這將對創(chuàng)業(yè)企業(yè)形成間接支持。另外，隨著銀行業(yè)市場準入管制的放松，地區(qū)金融資源供給顯著提高，這將積極推動本地區(qū)的社會投資水平發(fā)展，進而促進地區(qū)經濟增長(King和Levine，1993[17]；Levine，1997[32]；Berger等，2021[33])。創(chuàng)業(yè)資源基礎理論指出，社會經濟條件、人口和經濟因素往往是影響創(chuàng)業(yè)行為的重要因素(Minnitti和Bygrave，1999[34])。隨著銀行金融資源對地區(qū)經濟發(fā)展的推動，地區(qū)收入水平提高，多樣化、個性化的新需求會不斷涌現(xiàn)，使得市場上出現(xiàn)更多創(chuàng)業(yè)機會(Gries和Naude，2011[35])，這為新企業(yè)的創(chuàng)立提供了更加有利的商業(yè)環(huán)境(Shapero和Sokol，1982[36])。從創(chuàng)業(yè)者角度來看，經濟發(fā)達的地區(qū)往往意味著較好的創(chuàng)業(yè)市場環(huán)境，這對創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)預期產生積極影響，從而能夠有效促進創(chuàng)業(yè)行為發(fā)生(Saxenian，2002[37]；Noorderhaven等，2004[38])。

基于以上分析，我們提出本文的主要研究假設：

假設1：銀行分支機構的擴張對地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動具有顯著的激勵效應。

三、研究設計

(一)模型設定

基于已有文獻以及所提出的假設，本文采用以下模型進行實證分析：

Yi,t=α0+α1Xi,t-1+γControli,t+ηi+λt+εi,t

(1)

其中：被解釋變量Yi，t為t年度城市i(地級市及直轄市)的衡量企業(yè)創(chuàng)立的相關變量，包括人均企業(yè)創(chuàng)立數(shù)目Firmi，t、人均法人公司創(chuàng)立數(shù)Lfirmi，t、人均個體戶創(chuàng)立數(shù)Ifirmi，t。解釋變量Xi，t-1是代表t-1年度城市i銀行分支機構擴張的情況，本文從銀行分支機構創(chuàng)立數(shù)目的對數(shù)Brani，t-1、銀行分支機構新設數(shù)與存量比例的對數(shù)Bra_Stoi，t-1進行衡量，在后續(xù)分析中又設置了中小銀行與四大行相關變量。Controli，t為一系列城市層面的控制變量，涵蓋GDP增長率(G_Gdp)、人均GDP(P_Gdp)、進出口總額占GDP的比重(Trade)、稅收收入占GDP的比重(Tax)、第二產業(yè)增加值占GDP的比重(Inds)、金融機構貸款余額占GDP的比重(Finance)以及總人口數(shù)的對數(shù)(Pop)。ηi為城市虛擬變量，λt表示年份虛擬變量，εi，t為隨機擾動項?？紤]到銀行分支開立對創(chuàng)立企業(yè)產生影響需要一定時間，模型中的銀行分支機構開設變量滯后一期，本文中所有回歸都采用地級市層面的聚類標準差。

(二)數(shù)據(jù)來源和變量界定

1.數(shù)據(jù)來源。

本文選取2001—2017年我國331個地級市及直轄市作為研究樣本，構建出了銀行分支機構開設與企業(yè)創(chuàng)立的面板數(shù)據(jù)，由于存在某些年份樣本缺失的問題，每年樣本中的地級市數(shù)量占當年中國地級市總數(shù)的比率有所變化，但樣本期間該比率的均值為88.26%，這意味著本文的數(shù)據(jù)具有較強的代表性。其中，銀行分支機構的設立數(shù)據(jù)來自中國研究數(shù)據(jù)服務平臺；通過天眼查網站獲取本文所需要的企業(yè)注冊數(shù)據(jù)，2001—2017年樣本中的企業(yè)注冊信息共計7 908.03萬條；GDP增長率、人均GDP、進出口總額、第二產業(yè)增加值、稅收收入、人口總數(shù)、金融機構貸款余額等數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫、Wind數(shù)據(jù)庫、中經網統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫以及中國各省份統(tǒng)計年鑒；銀行貸款市場化指數(shù)來自樊綱等(2011)[39]的《中國分省份市場化指數(shù)報告》。由于直轄市在經濟規(guī)模、政策支持方面具有較多的特殊性，我們在分析中剔除了直轄市的樣本，并在后文增加了直轄市樣本進行穩(wěn)健性分析。另外，為了剔除異常值對估計結果的影響，所有變量均在1%和99%水平上進行了縮尾處理。

2.變量界定。

(1)地區(qū)創(chuàng)業(yè)行為的變量。本文所關注的主要被解釋變量為地區(qū)的企業(yè)創(chuàng)立活躍度，現(xiàn)有研究主要采用工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫、年鑒數(shù)據(jù)以及抽樣調查數(shù)據(jù)(吳曉瑜等，2014[40]；陳剛，2015[41]；葉文平等，2018[42])度量地區(qū)企業(yè)創(chuàng)立數(shù)量，這些數(shù)據(jù)僅度量了規(guī)模以上企業(yè)的創(chuàng)立或者部分樣本的創(chuàng)業(yè)情形，關于創(chuàng)業(yè)行為的度量誤差對估計結果存在較大影響。本文基于企業(yè)注冊的客觀數(shù)據(jù)度量地區(qū)創(chuàng)業(yè)行為，具體而言，我們遵循Glaeser(2007)[43]的做法，選擇每萬人對應的地區(qū)注冊企業(yè)數(shù)量度量該地區(qū)的企業(yè)創(chuàng)立活躍度(Firm)(2)采用該方法度量創(chuàng)業(yè)活動的弊端在于無法排除虛假注冊的數(shù)據(jù)。。除了企業(yè)注冊數(shù)量之外，我們還能觀察到注冊企業(yè)類型信息，在分析中我們將創(chuàng)業(yè)企業(yè)分為公司制企業(yè)(Lfirm)和非公司制企業(yè)(Ifirm)，其中公司制企業(yè)包括有限責任公司以及股份有限公司，非公司制企業(yè)包括獨資企業(yè)、合伙制企業(yè)以及個體工商戶企業(yè)。

(2)銀行分支機構擴張變量。本文從多維度衡量銀行分支機構擴張的行為，具體而言我們選取了銀行分支機構設立數(shù)目的對數(shù)(Bran)、新進入銀行分支機構占上一年存量比例的對數(shù)(Bra_Sto)作為主要解釋變量。此外，為進一步分析不同銀行分支進入的影響，我們還將Bran分組為小規(guī)模銀行分支機構數(shù)量和工、農、中、建四大行的銀行分支機構數(shù)量。

(3)控制變量?；诂F(xiàn)有文獻，本文在實證分析中控制了影響地區(qū)創(chuàng)業(yè)行為的其他外部因素，如地區(qū)經濟、貿易水平、財政收入、行業(yè)結構、人口因素。參考現(xiàn)有文獻，本文使用GDP增長率(G_Gdp)、人均GDP(P_Gdp)分別度量地區(qū)經濟發(fā)展速度和經濟發(fā)展水平以控制地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動面對的不同外部經濟環(huán)境(王擎等，2012[44])，采用總人口數(shù)的對數(shù)(Pop)刻畫地區(qū)人口狀況。借鑒雷震和彭歡(2010)[45]的研究，控制了進出口總額占GDP的比重(Trade)、第二產業(yè)增加值占GDP的比重(Inds)對地區(qū)創(chuàng)業(yè)行為的影響。Domar和Musgrave(1944)[46]研究表明邊際稅率(或稅收累進度)與創(chuàng)業(yè)之間存在正相關關系，因此本文控制了稅收收入占GDP的比重(Tax)對地區(qū)創(chuàng)業(yè)行為的影響。地區(qū)金融機構貸款對于地區(qū)企業(yè)緩解融資約束具有重要意義，本文采用金融機構貸款余額占GDP的比重(Finance)對地區(qū)金融貸款情況進行衡量。

(4)調節(jié)變量。在實證分析中，我們分析了銀行分支機構擴張在不同環(huán)境下對地區(qū)創(chuàng)業(yè)行為產生的異質性影響。具體而言，我們考慮了地區(qū)銀行分支機構存量和地區(qū)銀行貸款的市場化程度兩個外部因素的調節(jié)效應。地區(qū)銀行分支機構存量采用該地區(qū)上一年度銀行分支機構存量的對數(shù)衡量。銀行貸款的市場化程度采用樊綱等(2011)[39]《中國分省份市場化指數(shù)報告》中的信貸資金市場分配指數(shù)進行度量。具體變量如表1所示。

表1 變量選取與說明

四、實證結果與分析

(一)統(tǒng)計分析

1.主要變量的統(tǒng)計分析。

首先，本文對主要的變量進行了統(tǒng)計分析。表2列出了相關統(tǒng)計分析結果，樣本中Firm為地區(qū)人均企業(yè)創(chuàng)立數(shù)目，其均值為28.735，說明地區(qū)每萬人平均擁有28.735個創(chuàng)業(yè)企業(yè)，最小值和最大值對應為1.333和178.508。地區(qū)人均公司制企業(yè)創(chuàng)立數(shù)目(Lfirm)均值為8.612，相比較而言，非公司制企業(yè)創(chuàng)業(yè)數(shù)量(Ifirm)均值更高一些(14.454)。地區(qū)企業(yè)創(chuàng)立數(shù)目的最小值與最大值差距較大，這意味著各城市企業(yè)創(chuàng)立活躍度水平的不同。在樣本范圍內，銀行分支機構創(chuàng)立數(shù)目的對數(shù)(Bran)均值為2.209，最大值為5.375，最小值為0，表明銀行機構分布的區(qū)域性差異較大。在控制變量方面，G_Gdp代表GDP增長率，其最小值為0.004，平均值為0.118；人均GDP(P_Gdp)的均值為3.021萬元，最大值為13.306，最小值僅為0.309；進出口總額占GDP的比重(Trade)最大值為0.284，最小值僅為0.000 1；稅收收入占GDP的比重(Tax)和第二產業(yè)增加值占GDP的比重(Inds)的均值分別為0.064和0.468；金融機構貸款余額占GDP的比重(Finance)的均值為0.792，該指標的最值同樣說明我國地區(qū)間金融發(fā)展水平差異較大；總人口數(shù)的對數(shù)(Pop)的均值為14.931，對應的原始值為305.070(萬)。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

2.均值差異性檢驗。

通過比較各地級市在樣本期間中銀行分支機構進入(Bran)均值和銀行分支機構占存量比例(Bra_Sto)均值與總體樣本兩個均值的大小，我們將各地級市分為兩個子樣本，并對兩個子樣本中人均企業(yè)創(chuàng)立數(shù)進行均值差異性檢驗。表3的結果顯示，在銀行分支機構創(chuàng)立數(shù)目較少的地區(qū)，地區(qū)人均企業(yè)創(chuàng)立數(shù)為23.882，顯著低于銀行分支機構創(chuàng)立數(shù)目較多地區(qū)的人均企業(yè)創(chuàng)立數(shù)37.354。同樣，我們發(fā)現(xiàn)在銀行分支機構占存量比例較高地區(qū)，其人均企業(yè)創(chuàng)立數(shù)量的均值顯著高于占存量比例較低的地區(qū)?？梢钥闯?，分組均值差異性檢驗的結果初步支持了本文的研究假設。但由于銀行分支機構的設置需要充分考慮地區(qū)的經濟發(fā)展狀況、經濟交易活躍度等因素，這些因素也能夠顯著影響地區(qū)創(chuàng)業(yè)行為，因此，銀行分支機構擴張對地區(qū)企業(yè)創(chuàng)立行為的影響需要通過回歸模型做進一步分析。

表3 差異性檢驗

(二)銀行分支機構擴張影響企業(yè)創(chuàng)立的基準分析

首先，我們分析了銀行分支機構擴張對企業(yè)創(chuàng)立活躍度(Firm)的影響。表4列(1)和列(2)為銀行分支機構擴張與企業(yè)創(chuàng)立活躍度的單變量回歸結果，結果顯示銀行分支機構的擴張能夠顯著提升該地區(qū)的企業(yè)創(chuàng)立活躍度，初步證明了本文的假設。列(3)和列(4)為控制了地區(qū)效應的結果，我們發(fā)現(xiàn)銀行分支機構的擴張對地區(qū)創(chuàng)業(yè)數(shù)量的正向影響仍然存在，但兩個系數(shù)比列(1)和列(2)的對應系數(shù)顯著變小，這意味著創(chuàng)業(yè)活動具有顯著的地區(qū)特征。進一步地，我們在列(5)和列(6)的回歸中同時控制了年度效應和地區(qū)年度效應，銀行分支機構擴張對地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動的正向影響沒有顯著變化。綜上，本文的基準回歸結果表明，銀行分支機構擴張能夠顯著提高地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動的數(shù)量，這驗證了本文的研究假設。同時，這些結果與Black和Strahan(2002)[2]、Cetorelli和Strahan(2006)[26]等的研究發(fā)現(xiàn)保持一致。

控制變量方面，表4列(5)和列(6)的結果顯示GDP增長率(G_Gdp)與人均GDP(P_Gdp)越高的地區(qū)，企業(yè)創(chuàng)立活躍度(Firm)越大。經濟發(fā)展速度快、經濟發(fā)展水平高的地區(qū)創(chuàng)業(yè)機會更多，這引致了更多的創(chuàng)業(yè)活動，這與朱華晟和孔一粟(2018)[47]的研究相一致。貿易水平(Trade)、地區(qū)稅收水平(Tax)對企業(yè)創(chuàng)立活躍度(Firm)并沒有顯著影響。產業(yè)機構(Inds)的回歸結果顯示，第二產業(yè)增加值占比越大，地區(qū)企業(yè)創(chuàng)立活躍度越低。金融發(fā)展水平(Finance)也顯著提升了地區(qū)企業(yè)創(chuàng)立活躍度，這與謝絢麗等(2018)[48]的研究結果保持一致。人口變量方面，我們發(fā)現(xiàn)地區(qū)人口規(guī)模越大，該地區(qū)企業(yè)創(chuàng)立活躍度越低，這主要是由于創(chuàng)業(yè)者在總人口中占比較低，人口越多創(chuàng)業(yè)行為被平均的傾向越嚴重。

表4 銀行分支機構擴張與企業(yè)創(chuàng)立(3)受篇幅限制，后文實證結果無法列出全表，感興趣的讀者可聯(lián)系作者索取。

(三)內生性問題討論——基于雙重差分(DID)的方法

作為重要的金融中介，銀行為實體經濟的交易行為提供資金支持。然而，銀行機構的服務半徑有限，因此，銀行在分支機構的設置過程中要充分考慮周邊微觀經濟交易的活躍度。從創(chuàng)業(yè)行為的角度來看，創(chuàng)業(yè)行為的發(fā)生需要外部市場環(huán)境的支持，活躍的微觀經濟交易是誘發(fā)創(chuàng)業(yè)行為出現(xiàn)的重要外部因素?？梢钥闯?，創(chuàng)業(yè)行為和銀行分支機構設置存在顯著的內生性關系。為了降低內生性問題對估計結果的影響，我們采用雙重差分(DID)的方法做進一步分析。

1.雙重差分基準結果。

雙重差分需要尋找一個政策時點作為外部沖擊，2009年銀監(jiān)會頒布了143號文件(4)原證監(jiān)會辦公廳印發(fā)2009年第143號文《關于中小商業(yè)銀行分支機構市場準入政策的調整意見(試行)》。，該政策明確提出已在省會(首府)城市設有分行的股份制商業(yè)銀行和城市商業(yè)銀行，在該城市所在省(自治區(qū))內的其他城市再申請設立下設分行和支行，不再受數(shù)量指標控制。在該政策頒布之前，這兩類商業(yè)銀行分支機構的設置受監(jiān)管指標的約束，但大型國有銀行分支機構的設置受監(jiān)管指標的約束較弱。因此，該政策對地區(qū)銀行分支機構擴張產生了一個較好的外生沖擊，為采用雙重差分法(DID)提供了準自然實驗的環(huán)境，從而有助于克服內生性問題的影響。

參考Gao 等(2019)[6]的研究方法，本文采用以下雙重差分模型(DID)進一步研究銀行分支機構擴張對企業(yè)創(chuàng)立的影響：

+ηi+λt+εi,t

(2)

其中：Firmi，t代表城市i年份t的人均創(chuàng)業(yè)數(shù)目；Treat是城市分組變量，衡量143號政策對不同城市的異質性影響，將處理組城市賦值為1，控制組賦值為0；為刻畫政策沖擊的效果，根據(jù)政策實施時間，2009年及之后年份Post賦值為1，否則為0。另外，本部分的控制變量(Control)與基準回歸一致。ηi表示城市固定效應，控制城市層面不隨時間變化的因素對企業(yè)創(chuàng)立的影響；λt表示年份固定效應，剔除時間趨勢的影響；εi，t為隨機誤差項。

上述模型中，θ是本文關心的回歸系數(shù)，該系數(shù)度量了政策實施前后處理組和控制組企業(yè)創(chuàng)立活躍度(Firm)變化的平均差異。若θ顯著為正，說明銀行分支機構設立對地區(qū)企業(yè)創(chuàng)立產生正向影響;若θ顯著為負，說明銀行分支開立不利于企業(yè)創(chuàng)立。以政策實施年份2009年為中心，本文取前后三年，將雙重差分法運用窗口期定位于2006—2012年。處理組和控制組的定義方面，如果按照在2009年政策實施前股份制銀行和城市商業(yè)銀行是否在省會城市設立分行這一標準來分，我們發(fā)現(xiàn)2009年只有拉薩沒有這兩類銀行的分支機構，因此這種分類將影響雙重差分的估計效果。既然絕大多數(shù)省會在2009年都有股份制銀行和城市商業(yè)銀行的分行，這意味著該政策實際放開了對兩類銀行設置分支機構的監(jiān)管數(shù)量限制。從進入戰(zhàn)略分析，較早的市場進入者可以獲得市場勢力(Lieberman和Montgomery，1998[49])、成本優(yōu)勢(Lilien和Yoon，1990[50])等競爭優(yōu)勢，并以此形成對潛在進入者的競爭威脅。銀行在新的地區(qū)開設分支機構意味著銀行進入了該市場，這對于提升銀行攬儲能力、拉近銀行與客戶的關系等方面都具有重要的影響。當股份制銀行和城商行分支機構設置的管制放松之后，如果某地區(qū)沒有股份制銀行和城商行的分支機構，那么該地區(qū)對于兩類銀行分支機構的開設是更具有吸引力的?；诖?，我們將143號文件頒布之前沒有股份制銀行和城商行分支機構的地級市視為實驗組，將政策頒布之前存在兩類銀行分支機構的地級市視為控制組(5)我們統(tǒng)計分析了政策頒布之前兩年(2007年和2008年)，實驗組和控制組的兩類銀行分支機構增長率分別為31.44%和21.69%，政策頒布之后兩年(2010年和2011年)，對應增長率為51.90%和17.64%?？梢钥闯?，當?shù)貐^(qū)沒有股份制銀行和城商行分支機構時，分支機構設立管制的放松政策刺激了這些銀行在本地區(qū)的擴張行為。，控制組和實驗組的數(shù)量分別為106和223個地級市，我們結合政策頒布的時間定義了雙重差分的交乘項(Treat×Post)。

表5匯報了銀行分支機構開設對企業(yè)創(chuàng)立活躍度(Firm)的回歸結果。表5列(1)是雙重差分的結果，我們發(fā)現(xiàn)雙重差分項(Treat×Post)顯著正向影響了地區(qū)創(chuàng)業(yè)數(shù)量，這說明相比存在股份制銀行和城商行分支機構的地區(qū)，分支機構管制的放松政策顯著提高了沒有兩類銀行分支機構地區(qū)的創(chuàng)業(yè)活躍度。交乘項的回歸系數(shù)為1.404，這意味著在政策實施后處理組與控制組每萬人對應的創(chuàng)業(yè)數(shù)量提高了1.404個，該數(shù)值占到每萬人創(chuàng)業(yè)數(shù)量均值的4.886%(1.404/28.735)，占到實驗組每萬人創(chuàng)業(yè)數(shù)量均值的8.173%(1.404/17.178)。我們利用外部政策作為沖擊事件，在控制了內生性問題的影響之后，結果表明銀行分支機構的擴張確實對地區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度產生了顯著的正向激勵效應，同時也說明上文的基準回歸結果具有較強的穩(wěn)健性。

表5 雙重差分分析：銀行分支進入與企業(yè)創(chuàng)立

2.平行趨勢分析。

雙重差分估計有效性的前提是滿足平行趨勢假定。參考Amore等(2013)[51]的研究思路，我們對2009年政策的效應逐年估計。本文將事件研究的基準年份設為2009年，考慮了2006—2012年的窗口期，覆蓋銀行市場準入管制放松政策的前后各三年，構建如下的實證模型對平行趨勢假定進行檢驗：

(3)

3.安慰劑檢驗。

另外，在滿足平行趨勢假設之后，為了排除2009年143號文實施之后處理組和控制組受到其他政策或隨機性因素的影響，本文進行了安慰劑檢驗。借鑒已有研究普遍采用的方法(周茂等，2018[52])，本文隨機定義了雙重差分的交乘項(Treat×Post)，若虛構估計出的回歸結果仍顯著，則表明原有的估計結果極可能出現(xiàn)了偏誤。本文借助計算機生成特定沖擊，隨機重復操作了1 000次，由圖1繪制的結果可以看出估計系數(shù)均值在0附近，且大致服從正態(tài)分布，進一步檢驗發(fā)現(xiàn)前述回歸系數(shù)(1.404)不在該結果的90%置信區(qū)間[-0.017，0.021]。該結果顯示本文的DID估計結果通過了安慰劑檢驗，這意味著銀行分支機構設置與地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動的關系受其他不可觀測因素的影響較小。

圖1 安慰劑檢驗

五、進一步分析

上文回歸分析表明：銀行分支機構擴張對地區(qū)創(chuàng)業(yè)行為具有非常顯著的促進作用。在本部分中，我們將從創(chuàng)業(yè)類型、銀行類型、銀行分支機構存量以及銀行市場化程度等視角，進一步探討銀行分支機構擴張對地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動的異質性影響，從而為銀行分支機構擴張如何影響地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動提供更多經驗證據(jù)。

(一)銀行分支機構擴張與不同類型創(chuàng)業(yè)活動

從企業(yè)注冊類型來看，股份有限公司、有限責任公司、合伙制企業(yè)、個體工商戶是創(chuàng)業(yè)企業(yè)的主要類型。相比獨資企業(yè)、合伙制企業(yè)、個體工商戶，股份有限公司和有限責任公司的規(guī)模相對較大，對創(chuàng)業(yè)資金的需求更強。另外，銀行業(yè)具有規(guī)范的抵押制度，因此在銀行貸款業(yè)務中往往需要借款方有足夠資產作為抵押。一般而言，個體創(chuàng)業(yè)者很難從銀行獲取創(chuàng)業(yè)貸款，其創(chuàng)業(yè)資金的主要來源是自有資金或親友關系借款(馬光榮和楊恩艷，2011[8])。因此，相比較于獨資企業(yè)、合伙制企業(yè)、個體工商戶，股份制和有限責任公司更有可能從銀行獲取抵押貸款。基于此，我們預期銀行分支機構對公司制企業(yè)(股份有限公司和有限責任公司)創(chuàng)業(yè)活動的激勵效應要大于對非公司制企業(yè)(獨資企業(yè)、合伙制企業(yè)、個體工商戶)創(chuàng)業(yè)活動的激勵效應。

按照企業(yè)類型，我們將創(chuàng)業(yè)企業(yè)分為公司制企業(yè)和非公司制企業(yè)，并基于此研究了銀行分支機構擴張對于不同類型企業(yè)創(chuàng)立活躍度產生的差異性影響。從實證結果來看(6)受篇幅限制,未報告當前及后續(xù)實證結果,若讀者需要，可聯(lián)系作者索取。，銀行分支機構進入(Bran)顯著提高了公司制企業(yè)的創(chuàng)業(yè)數(shù)量，但對非公司制企業(yè)的創(chuàng)立數(shù)量沒有顯著影響。在以銀行分支機構占存量的比例(Bra_Sto)作為解釋變量的分析中，我們同樣發(fā)現(xiàn)銀行分支機構進入僅僅對公司制企業(yè)的創(chuàng)立數(shù)量具有顯著影響。

(二)不同規(guī)模銀行分支機構擴張對地區(qū)創(chuàng)業(yè)行為的差異化影響

林毅夫等(2009)[53]提出的最優(yōu)金融結構理論指出銀行業(yè)存在著規(guī)模分工現(xiàn)象，大銀行注重企業(yè)的“硬”信息，主要傾向于向大企業(yè)發(fā)放貸款，中小銀行在搜集和處理“軟”信息方面具有比較優(yōu)勢，因此，中小銀行能夠與中小企業(yè)建立起緊密關系，促進中小企業(yè)的創(chuàng)立(Berger等，2005[54]；張一林等，2019[55])。即使在金融自由化程度較高的美國，中小企業(yè)的金融支持也主要依靠中小銀行(Jayaratne和Wolken，1999[56])。因此，我們預期不同規(guī)模的銀行分支機構擴張對地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動的影響存在差異。我們將中國工商銀行、中國建設銀行、中國農業(yè)銀行和中國銀行分支機構擴張歸為大規(guī)模銀行分支機構擴張樣本，其他銀行列為小規(guī)模銀行分支機構擴張樣本?？傮w而言，本部分的結果表明銀行的規(guī)模特征影響了銀行分支機構擴張的創(chuàng)業(yè)激勵效應。相比四大國有銀行的分支機構擴張而言，股份制銀行、城商行等中小商業(yè)銀行分支機構擴張對區(qū)域創(chuàng)業(yè)數(shù)量的正向影響更加顯著，而且這種創(chuàng)業(yè)激勵效應主要體現(xiàn)在對公司制創(chuàng)業(yè)活動中。

(三)銀行分支機構存量、銀行市場化程度的調節(jié)效應

我國各地區(qū)銀行分支機構的存量差異較大，在東部經濟發(fā)達地區(qū)的存量較大，而中西部地區(qū)的銀行分支機構存量較小。根據(jù)經濟學邊際效用遞減的基本原理，我們預期相比銀行分支機構存量較大的地區(qū)，銀行分支機構擴張對創(chuàng)業(yè)活動的激勵效應在銀行分支機構存量較少的地區(qū)更大。我們在基準回歸模型中增加了每個城市銀行分支機構存量(Stock)，并按照城市銀行分支機構存量均值定義了銀行分支機構數(shù)量規(guī)模大小的虛擬變量(Stock_Dum)，當城市的銀行分支機構存量規(guī)模高于當年的全國城市銀行存量規(guī)模均值水平時，Stock_Dum取值為1，否則取值為0，計算了銀行分支機構開設數(shù)量與分支機構存量數(shù)量虛擬變量的交乘項。從實證結果來看，相比銀行分支機構存量較多的地區(qū)，銀行分支機構的開設對分支機構存量較少地區(qū)的創(chuàng)業(yè)活動影響更強，在采用銀行分支機構新開數(shù)量與該地區(qū)銀行分支機構存量占比度量城市分支機構新開設水平時(Bra_Sto)，該結論同樣成立。

市場化程度是影響銀行經營行為的重要外部制度環(huán)境，當?shù)貐^(qū)的市場化程度較高時，銀行經營行為更加市場化，這將提高銀行資源的配置效率，提高銀行金融資源對創(chuàng)業(yè)活動的激勵作用(王秀麗等，2014[57]；李從剛等，2017[58])。本文采用樊綱等(2011)[39]編制的《中國分省份市場化指數(shù)報告》中信貸資金市場分配指數(shù)度量地區(qū)銀行貸款市場化程度(Mark)。由于該市場化指數(shù)在2009年之后調整了量綱，同時為了降低樣本量的損失，本部分的分析采用2001—2010年的樣本，我們按照2001—2009年平均增長趨勢計算得出了2010年信貸資金市場分配指數(shù)。我們按照市場化指數(shù)的均值計算了市場化指數(shù)虛擬變量(Mark_Dum)，并將該變量與兩個度量地區(qū)銀行分支機構擴張的指標分別生成交乘項，從實證結果來看，相比于市場化程度較低的地區(qū)，銀行分支機構擴張在市場化程度較高地區(qū)對創(chuàng)業(yè)企業(yè)成立數(shù)量的正向影響更大。

(四)穩(wěn)健性檢驗

1.銀企距離。

距離是影響銀行信息搜集成本和客戶監(jiān)督成本的重要因素，因此，銀行分支機構的服務半徑具有有限性。銀行分支機構與客戶的距離越近，銀企關系的成本越低(Benfratello等，2008[59])。上文的分析基于城市層面的行政區(qū)劃范圍討論了銀行分支機構擴張對創(chuàng)業(yè)活動的激勵效應。本部分將通過創(chuàng)業(yè)活動與銀行分支機構的地理分布，進一步考察銀行分支機構擴張對創(chuàng)業(yè)活動產生的影響。通過銀行分支機構的地址和企業(yè)注冊信息，我們分別識別了銀行和企業(yè)的經緯度，并基于此識別了銀行分支機構附近5公里、10公里、20公里、30公里、50公里等距離的企業(yè)創(chuàng)立數(shù)目，并采用以下計量模型分析銀行分支機構擴張對區(qū)域創(chuàng)業(yè)活動的影響。

Firm(j)i,t=α0+α1Entryi,t-1+γControli,t+ηi+λt+εi,t

(4)

其中：Firm(j)i，t是根據(jù)經緯度匹配出的某一銀行分支機構附近j公里的人均企業(yè)創(chuàng)立數(shù)目，以此衡量銀行分支機構周圍的企業(yè)創(chuàng)立活躍度情況。Entryi，t-1是虛擬變量，在銀行分支機構開設當年設置為1，其余年份對應值為0。Controli，t為一系列城市層面的控制變量，具體定義與模型(1)保持一致。

從回歸結果來看，地級市某一銀行分支機構開立一年后，該銀行分支機構將顯著提升周圍一定范圍內的企業(yè)創(chuàng)立活躍度。我們對相鄰組的回歸系數(shù)進行了差異性檢驗，進一步討論銀行分支機構擴張對不同范圍內創(chuàng)業(yè)活動是否有差異性影響。我們發(fā)現(xiàn)銀行分支機構擴張對其半徑5公里范圍內的創(chuàng)業(yè)活動數(shù)量的促進作用顯著小于半徑10公里范圍內的創(chuàng)業(yè)活動數(shù)量，而后者顯著小于半徑20公里范圍內的創(chuàng)業(yè)活動數(shù)量，但半徑20公里和半徑30公里范圍內的影響系數(shù)沒有顯著差異，這意味著銀行分支機構開設對創(chuàng)業(yè)活動的激勵效應在半徑20公里范圍內呈現(xiàn)遞增的趨勢。而半徑50公里和半徑30公里的檢驗結果顯示，在半徑50公里范圍內銀行分支機構開設對創(chuàng)業(yè)活動的正向影響要顯著小于在30公里范圍內的結果，這說明銀行分支機構對創(chuàng)業(yè)活動激勵效應在衰減。

2.新設立銀行的數(shù)目。

銀行分支機構的擴張包括本地區(qū)已有銀行新設分支機構和本地區(qū)新進入銀行首次設立分支機構兩種不同情況。為了提供穩(wěn)健性分析結果，我們以銀行是否在本地區(qū)首次開設分支機構為標準識別了本地區(qū)銀行分支機構開設數(shù)量，并基于此分析了銀行分支機構擴張對本地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動數(shù)量和不同類型企業(yè)創(chuàng)業(yè)活動數(shù)量的異質性影響，結果與上文結果保持基本一致。

3.增加直轄市樣本的穩(wěn)健性分析。

由于經濟發(fā)展水平、經濟政策等方面的差異，我們在上文的分析中將四個直轄市的樣本剔除，本部分將直轄市的樣本納入回歸分析中來檢驗上文分析結果的穩(wěn)健性。從回歸結果來看，增加了樣本之后的結果與基準回歸中結果保持基本一致，這些結果表明銀行分支機構擴張能夠顯著激勵本地區(qū)的創(chuàng)業(yè)活動。

六、結論與建議

金融市場如何影響實體經濟是經濟研究關注的重要話題，在我國現(xiàn)有以銀行間接融資為主導的金融體系下，銀行分支機構的擴張為地區(qū)帶來了豐富的金融資源，有效地支撐了地區(qū)經濟的發(fā)展。而創(chuàng)業(yè)活動是經濟發(fā)展的重要微觀推動力，創(chuàng)業(yè)活動是否活躍直接關系到經濟的可持續(xù)發(fā)展能力?；?001—2017年中國商業(yè)銀行分支機構數(shù)據(jù)和全國工商企業(yè)注冊數(shù)據(jù)，本文采用雙向固定效應模型探討了銀行分支機構擴張對地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動的影響。我們主要有以下結論：第一，銀行分支機構擴張可以顯著提升當?shù)仄髽I(yè)創(chuàng)立活躍度，在利用政策沖擊進行因果識別的實證檢驗中，我們仍然發(fā)現(xiàn)銀行分支機構對創(chuàng)業(yè)活動存在顯著的激勵效應。第二，從創(chuàng)業(yè)活動的類型和銀行規(guī)模來看，我們發(fā)現(xiàn)銀行分支機構擴張對公司制企業(yè)的創(chuàng)業(yè)活動的激勵效應更強，相比四大國有銀行，中小銀行分支機構擴張對地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動的影響效應更加顯著。第三，從外部競爭環(huán)境和制度環(huán)境來看，我們發(fā)現(xiàn)銀行分支機構擴張對創(chuàng)業(yè)活動的激勵效應在銀行分支機構存量少、市場化程度高的地區(qū)更強。第四，銀行分支機構對創(chuàng)業(yè)活動的激勵效應受到地理范圍的約束，在半徑20公里范圍內的激勵效應呈現(xiàn)遞增的趨勢，在半徑20～30公里范圍內銀行分支機構擴張的創(chuàng)業(yè)激勵效應沒有顯著變化，而在半徑30公里以上這種激勵效應呈現(xiàn)顯著下降的趨勢。

本文研究結論具有以下政策啟示：

第一，監(jiān)管部門應該適當放松對銀行分支機構擴張行為的監(jiān)管，促進更多中小銀行的發(fā)展，豐富中國商業(yè)銀行的結構體系。銀行分支機構的擴張不僅能夠為地區(qū)增加金融資源供給水平，而且能夠拉近銀行和客戶的距離，降低銀行的客戶篩選和監(jiān)督成本。相比四大國有銀行，中小銀行分支機構擴張對地區(qū)創(chuàng)業(yè)活動的影響效應更為顯著，通過銀行資金供給端的改革能為緩解中小企業(yè)融資貴、融資難的問題提供更多解決方案。

第二，必須注重地區(qū)市場環(huán)境的改善，調整政府與市場的關系，讓市場主導企業(yè)經濟，持續(xù)深入推進市場化改革。與市場化程度低的地區(qū)相比，高市場化的地區(qū)推行銀行部門改革對創(chuàng)業(yè)行為的激勵作用更高，有助于激發(fā)和保護企業(yè)家精神。

第三，應繼續(xù)推進銀行普惠金融進程，加大類似“小額擔保貸款”直接支持創(chuàng)業(yè)行為的投入。銀行分支機構擴張帶來的金融資源對創(chuàng)業(yè)企業(yè)是一種有力支持，實證結果顯示公司制企業(yè)憑借現(xiàn)有優(yōu)勢所呈現(xiàn)的激勵效應更強。銀行部門應該注重對農民、大學生等群體創(chuàng)業(yè)活動的支持，鼓勵更多社會主體投身創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)，并進一步增加對非公司制企業(yè)的支持，激發(fā)各類創(chuàng)業(yè)企業(yè)活力，推動發(fā)展高質量高效率的市場經濟。