朱 濤

（中南財經政法大學金融學院，湖北武漢 430073）

一、引言

創(chuàng)業(yè)是解決居民就業(yè)問題的重要途徑之一。李克強總理在2020年政府工作報告①http://www.gov.cn/premier/2020-05/29/content_5516072.htm。中指出，2019年大眾創(chuàng)業(yè)萬眾創(chuàng)新深入開展，企業(yè)數(shù)量日均凈增1 萬戶以上，為帶動居民就業(yè)做出突出貢獻。此外，創(chuàng)業(yè)在提升居民福祉水平，助力鄉(xiāng)村振興等方面發(fā)揮重要作用，如促進經濟增長（李宏彬等，2009；王琨和閆偉，2016）、減少貧困與返貧（單德朋和余港，2020；袁方和史清華，2019）、提升居民收入水平（楊偉明等，2020）、提升主觀幸福感等（劉鵬程等，2019；王瓊和黃維喬，2020）。因而，繼續(xù)發(fā)揮創(chuàng)業(yè)的積極效果，有利于鞏固“十三五”時期的建設成就和“十四五”規(guī)劃的順利實現(xiàn)。

研究表明，創(chuàng)業(yè)離不開金融服務的支持。其中，金融借貸是緩解居民創(chuàng)業(yè)資金約束的重要方式，但傳統(tǒng)金融服務的“嫌貧愛富”往往將需要資金幫助的創(chuàng)業(yè)者拒之門外。2015年7月，國務院印發(fā)《關于積極推進“互聯(lián)網+”行動的指導意見》（國發(fā)〔2015〕40 號），指出要推進“互聯(lián)網+”與普惠金融在創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動中的融合，更好地滿足創(chuàng)業(yè)者的金融服務需要。相較于傳統(tǒng)金融服務，普惠金融更強調幫助“中小微弱”群體能夠以可負擔的成本獲得金融服務，更加強調金融服務的廣度（李建軍和李俊成，2020）。數(shù)字普惠金融借助互聯(lián)網、大數(shù)據(jù)與區(qū)塊鏈等技術，不僅進一步發(fā)展了普惠金融，還憑借“覆蓋廣、成本低、速度快”等優(yōu)勢，在促進居民創(chuàng)業(yè)活動中發(fā)揮著重要作用（謝絢麗等，2018）。

不同群體在解決創(chuàng)業(yè)資金約束的能力方面存在顯著差異。通常，學歷、收入、健康與社會資本等水平較高的優(yōu)勢群體通過家庭民間借貸和銀行貸款解決創(chuàng)業(yè)資金約束的能力更強；而弱勢群體潛在創(chuàng)業(yè)者往往還款能力更差，難以解決資金約束問題，需要金融政策支持?，F(xiàn)有文獻深入研究了數(shù)字普惠金融對居民創(chuàng)業(yè)活的影響及其作用機制，但較少關注其在不同群體間的差異。因而，明確數(shù)字普惠金融究竟是對弱勢群體的“雪中送炭”，還是對優(yōu)勢群體的“錦上添花”具有重要現(xiàn)實意義。

基于此，本文將中國家庭追蹤調查（China Family Panel Studies，CFPS）數(shù)據(jù)和北京大學數(shù)字普惠金融指數(shù)相匹配，借助多維貧困指數(shù)區(qū)分優(yōu)勢群體（非多維貧困）與弱勢群體（多維貧困），利用似不相關回歸（SUR）模型研究數(shù)字普惠金融的創(chuàng)業(yè)普惠性，并進一步分析數(shù)字普惠金融影響弱勢群體創(chuàng)業(yè)的影響渠道。本文首次引入多維貧困概念從居民創(chuàng)業(yè)活動視角檢驗數(shù)字普惠金融的普惠性，拓寬了數(shù)字普惠金融的普惠性的研究視野，豐富了數(shù)字普惠金融與創(chuàng)業(yè)的研究內容與文獻。

二、文獻回顧與研究假設

（一）創(chuàng)業(yè)的影響因素

創(chuàng)業(yè)活動是創(chuàng)業(yè)者將擁有的資源進行整合、優(yōu)化與重新分配的過程，其重點在于創(chuàng)業(yè)者的資源。學者們分別研究了家庭內部資源與外部資源對家庭創(chuàng)業(yè)活動的影響。其中，家庭內部資源包括家庭人力資本、財富水平等方面。在人力資本方面，關愛萍和劉可欣（2019）采用甘肅省國家級貧困縣14 個建檔立卡貧困村的調研數(shù)據(jù)，實證分析了家庭稟賦與人力資本對農戶創(chuàng)業(yè)的促進作用，并進一步指出二者存在的互補關系。錢龍等（2021）基于CFPS 2012、2014 和2016 的三期面板數(shù)據(jù)的研究結論表明，老齡化顯著降低了家庭創(chuàng)業(yè)的概率。此外，金融知識、金融素養(yǎng)水平也是促進家庭參與創(chuàng)業(yè)活動的重要資源（尹志超等，2015；蘇嵐嵐和孔榮，2019）。在家庭財富方面，家庭財富對家庭創(chuàng)業(yè)的影響并未得到一致結論。蓋慶恩等（2013）利用中國農村固定觀察點數(shù)據(jù)考察了家庭財富水平與農戶創(chuàng)業(yè)的動態(tài)關系，結果表明，當農戶資產在98.7 的分位數(shù)以下時，家庭財富水平顯著促進了農戶的創(chuàng)業(yè)行為，而在98.7～100 分位時，二者呈顯著的負相關。而倪云松（2020）、朱新蓉和熊禮慧（2019）的研究結論則表明，家庭財富水平對家庭創(chuàng)業(yè)行為具有顯著的促進作用。部分學者還研究了房價對家庭創(chuàng)業(yè)的影響，結果表明，在有房家庭中，房價的上升有助于提升家庭進行創(chuàng)業(yè)的概率，而在無房家庭中則相反（吳曉瑜等，2014；李江一和李涵，2016）。

社會資本是學者們研究家庭外部資源對創(chuàng)業(yè)活動影響的重要內容。如李新春等（2017）結合全球創(chuàng)業(yè)觀察（GEM）和全球治理指標（WGI）兩大國際數(shù)據(jù)庫的實證研究表明，女性創(chuàng)業(yè)者的社會資本與其創(chuàng)業(yè)決策存在倒U 型關系。而孫健等（2016）、谷磊等（2019）分別從微觀和宏觀層面驗證了社會資本對居民創(chuàng)業(yè)的積極作用。進一步的，信任作為一種重要的社會資本，能夠顯著提升家戶創(chuàng)業(yè)決策的可能性和創(chuàng)業(yè)的強度（周廣肅等，2015）。此外，馬良等（2017）基于中國家庭金融調查（China Household Finance Survey，CHFS）數(shù)據(jù)的實證分析表明，居民的政治資本對創(chuàng)業(yè)活動也起到顯著地正向影響。而資金約束是創(chuàng)業(yè)者需要解決的重要問題之一，在家庭內部資源和外部資源都不能解決問題時，金融服務可得性成為解決問題的關鍵。

（二）數(shù)字普惠金融對創(chuàng)業(yè)的影響

信貸約束是影響居民家庭創(chuàng)業(yè)活動的重要因素，而數(shù)字普惠金融的發(fā)展提高了微觀主體的信貸可得性，并降低了融資成本，大大降低了創(chuàng)業(yè)者面臨的信貸約束（馮大威等，2020）。學者們從宏、微觀層面深入研究了數(shù)字普惠金融對居民創(chuàng)業(yè)活動的影響及其機制。在宏觀層面上，謝絢麗等（2018）、黃漫宇和曾凡惠（2021）結合數(shù)字普惠金融指數(shù)與省級數(shù)據(jù)，實證分析了數(shù)字普惠金融對創(chuàng)業(yè)活動的促進作用。張林和溫濤（2020）基于省級面板數(shù)據(jù)的研究也得到了類似的結論，并指出收入增長、服務業(yè)發(fā)展是數(shù)字普惠金融促進創(chuàng)業(yè)活動的重要機制。在微觀層面，何婧和李慶海（2019）則基于中國農業(yè)大學農村普惠金融調查數(shù)據(jù)對上述影響進行了驗證，還指出緩解農戶信貸約束、增強農戶信息可得性、提升農戶社會信任感是數(shù)字普惠金融影響家庭創(chuàng)業(yè)的重要微觀機制。

但不同群體所面臨的信貸約束程度存在較大差異。家庭收入與財富、戶主受教育程度、人力資本等方面是影響家庭信貸約束的重要因素（周洋等，2018；甘宇和徐芳，2018）。相對于非貧困群體而言，貧困群體往往陷入“貧困陷阱”，在教育、金融素養(yǎng)等方面處于劣勢，數(shù)字普惠金融的發(fā)展存在“知識鴻溝”（王修華和趙亞雄，2020），多維貧困群體更是如此。粟芳和方蕾（2016）從其他視角研究了我國農村居民銀行排斥的原因，結果表明，供給排斥是農村銀行排斥的主要根源。數(shù)字普惠金融則大大提升了金融服務的滲透性與可負擔性，有效地提升了金融服務的供給。因而，數(shù)字普惠金融對弱勢群體創(chuàng)業(yè)究竟起到什么樣的作用是本文研究的重點。

綜上，盡管現(xiàn)有文獻從不同層面深入研究了數(shù)字普惠金融對家庭創(chuàng)業(yè)的影響及其影響機制，但少有文獻回答了其對創(chuàng)業(yè)的影響究竟是對弱勢群體“雪中送炭”，還是對優(yōu)勢群體的“錦上添花”的問題。數(shù)字普惠金融對家庭創(chuàng)業(yè)的影響究竟是對非多維貧困群體“錦上添花”，還是對多維貧困群體的“雪中送炭”取決于不同群體獲得創(chuàng)業(yè)幫助的差異。借助互聯(lián)網等科技的快速發(fā)展，數(shù)字普惠金融大大提升了金融服務的覆蓋性與成本可負擔性，降低了金融機構對貸款者的財富水平限制。更加普惠的數(shù)字金融增加了居民獲得金融服務的可能，提升了居民家庭的資本積累，從直接與間接方面緩解了潛在創(chuàng)業(yè)家庭的資金約束，幫助家庭實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)行為。但多維貧困家庭與非多維貧困家庭存在較大差異。如部分非多維貧困家庭可能面臨一定的創(chuàng)業(yè)資金約束，但可憑借家庭社會資本或家庭資本進行借貸行為，從而緩解創(chuàng)業(yè)資金約束，因而數(shù)字普惠金融的發(fā)展可能對其幫助較小或沒有顯著幫助。而在教育、收入、健康與社會資本等方面都處于弱勢地位的多維貧困群體償付債務能力較低，無法獲得足夠的銀行貸款或民間借貸，數(shù)字普惠金融的發(fā)展則成為其解決創(chuàng)業(yè)資金約束的重要助力?；诖?，本文通過構建多維貧困指數(shù)將居民分為多維貧困和非多維貧困群體，研究數(shù)字普惠金融在二者之間的影響的差異，對數(shù)字普惠金融的創(chuàng)業(yè)普惠性作出回答。

三、研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源與變量選取

本文數(shù)據(jù)來源于以下兩個部分：（1）北京大學數(shù)字普惠金融中心發(fā)布的2017年中國數(shù)字普惠金融指數(shù)，該指數(shù)分地區(qū)刻畫了我國數(shù)字普惠金融的發(fā)展情況；（2）中國家庭追蹤調查（CFPS）2018 的數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)較為真實全面地記錄了我國居民家庭的數(shù)據(jù)，為本文研究提供了良好的數(shù)據(jù)支撐。剔除樣本缺失值之后，本文共獲得11766 條數(shù)據(jù)。

1.被解釋變量

本文被解釋變量為家庭創(chuàng)業(yè)選擇。根據(jù)CFPS2018年調查問卷的問題“過去12 個月，您家是否有家庭成員從事個體經營或開辦私營企業(yè)？”，我們對答案為“是”的樣本賦值為1，表示該家庭進行了創(chuàng)業(yè)活動，對答案為“否”的賦值為0。本文借鑒王修華和趙亞雄（2020）。的做法，采用分組回歸的方式驗證數(shù)字普惠金融在居民創(chuàng)業(yè)方面的影響是否是“雪中送炭”，并通過似不相關回歸（SUR）檢驗分組回歸的系數(shù)差異，若相較于非多維貧困群體，多維貧困群體獲得正向且顯著的影響，則說明數(shù)字普惠金融對弱勢群體的創(chuàng)業(yè)具有更顯著的作用，即數(shù)字普惠金融對家庭創(chuàng)業(yè)的影響在弱勢群體中發(fā)揮著“雪中送炭”的作用。

2.解釋變量

本文解釋變量為數(shù)字普惠金融發(fā)展水平。本文將北京大學數(shù)字金融研究中心發(fā)布的“北京大學數(shù)字普惠金融指數(shù)”作為代理變量，并參照唐松等（2020）的做法，對該指數(shù)及其各維度指數(shù)進行了歸一化處理。為降低可能存在的反向因果問題，本文回歸中使用2017年的數(shù)字普惠金融指數(shù)數(shù)據(jù)。

3.分組變量——多維貧困指數(shù)

不管是創(chuàng)業(yè)還是獲得金融服務，都對居民家庭的能力具有一定的要求。根據(jù)1998年諾貝爾經濟學獎獲得者、印度籍“福利經濟學家”阿馬蒂亞·森（ Amartya Sen）的能力貧困理論，貧困不僅僅表現(xiàn)為收入的低下，更表現(xiàn)為能力被剝奪，主要包括過早死亡、慢性流行病、營養(yǎng)不良和教育水平低（Gasper，2000；任付新，2018）。在“后扶貧時代”，僅從收入角度已無法準確地識別貧困，需要從更多的角度來識別困難群體。

基于此，本文參照Alkire 和Foster（2011）的“雙界限法”（A-F 法）構造多維貧困指數(shù)來識別弱勢群體（多維貧困）和非弱勢群體（非多維貧困）。由于對多維貧困的研究指標與臨界值尚未形成統(tǒng)一的規(guī)范，本文參照王小林和Alkire（2009）、張全紅等（2017）、何宗樾等（2020）等研究，并結合聯(lián)合國千年發(fā)展目標與上述文獻中創(chuàng)業(yè)的影響因素，本文從五個維度選取10 個變量，見表1。在維度與指標權重方面，現(xiàn)有文獻也沒有形成統(tǒng)一的標準，參照國內外大多研究，本文采用等權重法進行設定，以便保證每個維度所刻畫的可行能力對家庭創(chuàng)業(yè)的同等重要性。參考張全紅等（2014）的做法，本文將k=0.3 作為多維貧困的臨界值，即在表1中的10 個指標中，居民同時滿足三個及以上則被視為多維貧困群體，否則為非多維貧困群體。

表1 多維貧困維度指標

4.其余控制變量

為降低遺漏變量的影響，本文參照尹志超等（2015）、謝絢麗等（2018）、何婧和李慶海（2019）研究控制了戶主、家庭、省級三個層面的變量作為控制變量，其中，戶主層面包括戶主的年齡、年齡平方、性別、政治身份、婚姻狀態(tài)和受教育水平；家庭層面包括家庭規(guī)模、居住地域、人均收入水平和家庭社會資本；省級層面包括金融發(fā)展水平和經濟發(fā)展水平。

詳細的變量定義見表2。

表2 變量定義

（二）回歸模型設計

由于本文所研究的被解釋變量家庭創(chuàng)業(yè)活動是取值為0 和1 的啞變量，本文使用如下probit 模型進行實證分析，并聯(lián)立方程使用SUR 檢驗多維貧困組和非多維貧困組中數(shù)字普惠金融的回歸系數(shù)，比較數(shù)字普惠金融對哪個群體的創(chuàng)業(yè)作用更顯著。

其中，Entreprei,j為被解釋變量，表示位于j省第i家 庭的創(chuàng)業(yè)行為。findexj為 j省的數(shù)字普惠金融指數(shù)，本文使用2017年的數(shù)字普惠金融指數(shù)，并進行歸一化處理。Xi,j表示j省第i家 庭的控制變量，zj表示j省的省級層面控制變量，εi,j為隨機擾動項。

表3為主要變量的描述性統(tǒng)計。其中，樣本中創(chuàng)業(yè)家庭比例為10.1%，數(shù)字普惠金融平均值為0.328，表明整體而言，我國居民家庭創(chuàng)業(yè)率和數(shù)字普惠金融發(fā)展水平較低。戶主年齡平均約為50 歲，方差為14.832，說明我國居民家庭戶主主要為青壯年人群。受教育水平平均值為2.823，低于初中學歷水平，標準差為1.403，說明樣本中整體戶主受教育水平不高。家庭人口規(guī)模均值為3.558，說明我國居民家庭結構主要以三口、四口之家為主。而通過各地區(qū)的人均GDP 標準差可以看出，我國各地區(qū)經濟發(fā)展存在較大的差異。

表3 變量描述性統(tǒng)計

四、實證分析

（一）基礎回歸

1.數(shù)字普惠金融的創(chuàng)業(yè)普惠性分析

表4報告了非多維貧困、多維貧困群體分別基于回歸方程（1）和（2）的回歸結果?？梢钥闯?，對于非多維貧困戶而言，數(shù)字普惠金融對其創(chuàng)業(yè)的回歸系數(shù)為負，但并不顯著；而對于多維貧困家庭，數(shù)字普惠金融對其創(chuàng)業(yè)具有顯著的正向影響。由于本文對數(shù)字普惠金融進行了歸一化處理，其回歸系數(shù)的含義較難解釋，因而本文也對原指數(shù)進行對數(shù)化處理，再進行回歸，結果顯示數(shù)字普惠金融指數(shù)每提升1%，多維貧困居民創(chuàng)業(yè)概率增加0.45。此外，SUR 檢驗的P 值為0.002，說明數(shù)字普惠金融對居民創(chuàng)業(yè)行為的影響在貧困和非貧困家庭中存在的差異在1%的顯著性水平顯著?？梢姡瑪?shù)字普惠金融的發(fā)展提升了多維貧困群體的金融服務可得性，有效地緩解了其面臨的資金約束問題。因而，數(shù)字普惠金融的發(fā)展對于多維貧困群體起到“雪中送炭”的作用，而對非多維貧困群體的作用則是“錦上添花”。

表4 數(shù)字普惠金融的創(chuàng)業(yè)普惠性

此外，回歸結果還顯示戶主年齡對所有群體的創(chuàng)業(yè)選擇都具有一定的影響，且二者滿足倒U 型關系。從其余控制變量的結果可以看出，戶主、家庭特征主要對非多維貧困家庭創(chuàng)業(yè)行為產生顯著的影響，其中，家庭人均收入水平、家庭社會資本對非多維貧困家庭創(chuàng)業(yè)具有顯著的正向影響，這與倪云松（2020）、孫健等（2016）研究結果一致。

2.數(shù)字普惠金融創(chuàng)業(yè)普惠性的結構性分析

為更加深入地分析數(shù)字普惠金融對家庭創(chuàng)業(yè)的影響在多維與非多維貧困群體之間的差異，本文進一步從數(shù)字普惠金融的覆蓋廣度與使用深度兩個子維度進行回歸分析，研究數(shù)字普惠金融的不同方面對其創(chuàng)業(yè)普惠性的影響，具體維度分類標準參考郭峰等（2020）的做法。

表5報告了覆蓋廣度與使用深度對不同群體創(chuàng)業(yè)影響的差異?；貧w結果顯示，數(shù)字普惠金融的覆蓋廣度對多維貧困居民創(chuàng)業(yè)具有顯著的正向作用，對非多維貧困居民的影響并不顯著，回歸系數(shù)差異檢驗的P 值為0.022。而數(shù)字普惠金融的使用深度則對二者都不具有顯著的影響，回歸系數(shù)也無顯著差異?？赡艿脑蚴菙?shù)字普惠金的使用深度對居民的受教育水平、金融知識與財富水平具有一定的門檻要求，而多維貧困群體往往不具備這些條件。通過對比分析可以發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融的創(chuàng)業(yè)普惠性主要通過其覆蓋廣度的增加實現(xiàn)。此外，由于數(shù)字普惠金融的使用深度對家庭創(chuàng)業(yè)行為無顯著影響，后文將不再報告數(shù)字普惠金融使用深度的回歸結果。

表5 分維度分析

（二）穩(wěn)健性檢驗

為盡可能保證本文研究結果的可靠性，本文采用如下三種方法進行穩(wěn)健性檢驗。第一，為盡可能消除可能存在的反向因果，本文對核心解釋變量進行滯后一期處理，即使用2017年的數(shù)字普惠金融指數(shù)進行回歸，結果如以上所示。第二，為驗證數(shù)字普惠金融的創(chuàng)業(yè)普惠性，本文引入了居民陷入貧困的指標數(shù)量作為衡量居民多維貧困的代理變量，將其與數(shù)字普惠金融指數(shù)進行交互，探究在居民貧困程度逐步增加的情況下，數(shù)字普惠金融的創(chuàng)業(yè)普惠性是否依舊顯著。結果如表6所示，不管是數(shù)字普惠金融指數(shù)還是其覆蓋廣度與居民多維貧困程度的交互項系數(shù)都顯著為正，說明數(shù)字普惠金融對多維貧困居民的創(chuàng)業(yè)積極效應隨貧困程度增加而增強，SUR 檢驗的P 值均＜0.05，說明回歸結果在兩組樣本中存在顯著差異，與基礎結論保持一致，即數(shù)字普惠金融的發(fā)展是對多維貧困創(chuàng)業(yè)居民的“雪中送炭”，是對非多維貧困群體創(chuàng)業(yè)居民的“錦上添花”。

表6 交互項穩(wěn)健性檢驗

互聯(lián)網絡是居民獲取信息的重要渠道，對居民創(chuàng)業(yè)決策具有重要影響。而數(shù)字普惠金融的發(fā)展無法離開互聯(lián)網絡的使用，因而樣本中多維貧困群體創(chuàng)業(yè)的增加可能源于使用互聯(lián)網絡的影響（劉斌和辛偉濤，2020；劉銀等，2021）?；诖?，本文將戶主是否移動上網作為重要控制變量進行回歸，結果見表7。通過回歸系數(shù)顯著性與SUR檢驗的P 值可以看出，加入戶主是否上網這一控制變量后，回歸結果與基礎回歸仍然保持一致。此外，回歸結果表明，互聯(lián)網使用的創(chuàng)業(yè)效應在非多維貧困群體中效果顯著，但在多維貧困群體則無顯著影響。因而，互聯(lián)網的創(chuàng)業(yè)效應不具有包容性。

表7 增加控制變量穩(wěn)健性檢驗

五、數(shù)字普惠金融影響家庭創(chuàng)業(yè)行為的機制討論

（一）數(shù)字普惠金融的生活質量危機機制

當貧富差距較大時，創(chuàng)業(yè)成為低財富水平家庭的唯一選擇（Lippmann，2005）。家庭生活質量可以在一定程度上較好地反映家庭財富水平，而家庭質量水平的不斷下降將催生家庭產生危機感，促進弱勢家庭產生更為強烈的創(chuàng)業(yè)意愿，促進弱勢家庭的被動創(chuàng)業(yè)。但任何創(chuàng)業(yè)都存在資金約束，而數(shù)字普惠金融的發(fā)展則較好地解決此問題。數(shù)字普惠金融的生活質量危機機制表明，較低生活質量導致弱勢家庭產生更高的創(chuàng)業(yè)意愿，而數(shù)字普惠金融的發(fā)展則為弱勢家庭提供了創(chuàng)業(yè)的所需資金，幫助弱勢家庭形成了有效地創(chuàng)業(yè)需求。因而數(shù)字普惠金融的發(fā)展將對生活質量水平較低的弱勢家庭的創(chuàng)業(yè)行為更加顯著的促進作用。

為檢驗這一機制，本文將居民家庭基尼系數(shù)在0.6 以上或者將非井水、自來水、桶裝水作為生活用水定義為生活質量貧困。表8報告了數(shù)字普惠金融對居民生活質量差異群體創(chuàng)業(yè)的不同影響。由表8可以看出，數(shù)字普惠金融指數(shù)對生活質量貧困群體創(chuàng)業(yè)的促進作用更為顯著，覆蓋廣度的結果與之一致，并分別在5%和1%的顯著性水平上顯著，SUR 檢驗的P 值均小于0.05，即在生活質量貧困群體中，數(shù)字普惠金融的創(chuàng)業(yè)促進作用更加顯著。這與上述生活質量危機機制的理論分析相一致。

表8 數(shù)字普惠金融的生活質量危機機制檢驗

（二）數(shù)字普惠金融的信任補償機制

信任對居民創(chuàng)業(yè)決策具有重要的影響，社會信任的提升有助于家庭形成良好的社會網絡，促進風險共擔，進而為家庭創(chuàng)業(yè)獲得民間信貸支持；而社會信任的缺失可以通過制度進行補充（周廣肅等，2015）。數(shù)字普惠金融信任補償機制表明，社會信任較低的群體不愿輕信他人，往往在社會網絡的形成和風險共擔的能力方面較為薄弱，難以獲得民間信貸支持。數(shù)字普惠金融的發(fā)展則為其提供了良好的替代工具，從制度上提升了信任貧困家庭的融資能力，幫助家庭解決資金困難。因而，數(shù)字普惠金融對信任貧困家庭的創(chuàng)業(yè)活動具有更加顯著的作用。

為檢驗這一機制，本文將對鄰居信任度小于5 或對自己未來信心小于3 的居民界定為信任貧困居民，其余為非信任貧困居民，分別進行回歸，結果如表9所示?？梢钥闯觯谛湃呜毨У臉颖局?，數(shù)字普惠金融及其覆蓋廣度對家庭創(chuàng)業(yè)的影響均在5%的顯著性水平為正，而對非信任貧困群體則不具有顯著影響；P 值均小于0.05，說明相較于非信任貧困群體，數(shù)字普惠金融發(fā)展對信任貧困群體的創(chuàng)業(yè)促進作用更加顯著。這與上述信任補償機制的理論分析相一致。

表9 數(shù)字普惠金融的信任補償機制檢驗

六、研究結論

更充分更高質量的就業(yè)是“十四五”規(guī)劃的重要要求。本文基于Sen 的貧困理論，并參考現(xiàn)有多維貧困研究文獻將居民分為多維貧困和非多維貧困群體，利用2017年數(shù)字普惠金融指數(shù)與CFPS2018年數(shù)據(jù)相匹配，分組實證分析數(shù)字普惠金融對家庭創(chuàng)業(yè)的影響，并進行似不相關檢驗來檢驗數(shù)字普惠金融對家庭創(chuàng)業(yè)是否具有普惠性。結果發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融對多維貧困群體的創(chuàng)業(yè)行為影響更加顯著，且隨著居民多維貧困程度的增加，作用效果越顯著。進一步分析發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融通過生活質量危機和信任補償機制促進多維貧困家庭的創(chuàng)業(yè)選擇。穩(wěn)健性檢驗結果與本文基礎回歸結果相一致。

研究數(shù)字普惠金融對家庭創(chuàng)業(yè)的影響在多維貧困與非多維貧困居民之間的差異具有重要意義。創(chuàng)業(yè)是“后扶貧時代”居民提升家庭收入、脫離貧困的重要手段，在“十四五”時期，幫助多維貧困群體進行有效的創(chuàng)業(yè)不僅有利于鞏固和拓展脫貧攻堅成果，也有利于鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的全面推進?；谏鲜鲅芯拷Y論，本文提出以下建議：在數(shù)字普惠金融服務的供給上，第一，應推動數(shù)字普惠金融的發(fā)展，縮小地區(qū)間數(shù)字普惠金融的差異，讓更多弱勢群體接觸到有效的金融服務；此外，注重數(shù)字金融的政策調整，在推動居民創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新，創(chuàng)造更多的工作崗位的同時，提升產業(yè)發(fā)展質量。第二，在大力發(fā)展數(shù)字普惠金融的同時，應注意調整數(shù)字普惠金融的結構，建造真正意義上的普惠金融，使得數(shù)字普惠金融使用深度與數(shù)字化支持程度對多維貧困群體的創(chuàng)業(yè)影響也能發(fā)揮出一定的功效。在數(shù)字普惠金融服務的需求上，應著重提升居民的金融知識與素養(yǎng)，改變思想觀念，使數(shù)字普惠金融發(fā)揮出更大的作用。