蔡冬青，張子旋

（南京郵電大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，江蘇 南京 210023）

一、引言與文獻(xiàn)綜述

隨著人工智能、云計(jì)算等互聯(lián)網(wǎng)新技術(shù)的快速發(fā)展，數(shù)字金融得到大力發(fā)展，同時(shí)普惠金融的實(shí)施，使其發(fā)展成為“數(shù)字普惠金融”，該服務(wù)主要通過(guò)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展普惠金融。數(shù)字普惠金融作為重點(diǎn)支持小微企業(yè)、低收入人群等群體的重要金融工具，近年來(lái)發(fā)揮著舉足輕重的作用。新冠肺炎疫情導(dǎo)致全球經(jīng)濟(jì)陷入停滯狀態(tài)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)形成“國(guó)內(nèi)國(guó)際雙循環(huán)”的經(jīng)濟(jì)發(fā)展新格局，創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)是擴(kuò)大內(nèi)需、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的最重要方式。“雙創(chuàng)”是近年來(lái)我國(guó)重要發(fā)展戰(zhàn)略之一，是經(jīng)濟(jì)“穩(wěn)中向好”的關(guān)鍵措施，打造大眾創(chuàng)業(yè)、萬(wàn)眾創(chuàng)新“雙引擎”，不僅能夠保持經(jīng)濟(jì)增速不減，還能夠?qū)崿F(xiàn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)提質(zhì)增效。

數(shù)字普惠金融和創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)都成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的新動(dòng)力。然而，創(chuàng)業(yè)活動(dòng)持續(xù)時(shí)間長(zhǎng)、資金要求高，資金約束是家庭創(chuàng)業(yè)的主要困難。中國(guó)家庭普遍存在信貸約束（Li C et al.，2016）[1]，這就制約了家庭創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，同時(shí)也制約了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。在此背景下，本文通過(guò)家庭是否受到信貸約束，研究數(shù)字普惠金融對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)的影響及作用機(jī)制。

數(shù)字普惠金融完善了傳統(tǒng)金融和普惠金融，其運(yùn)用數(shù)字技術(shù)更廣泛地普及金融服務(wù)，使盡可能多的個(gè)體享受到金融便利。Evans & Jovanovic（1989）[2]認(rèn)為資本對(duì)于創(chuàng)業(yè)者至關(guān)重要，而流動(dòng)性約束往往將資金不足的人排除在創(chuàng)業(yè)之外，數(shù)字普惠金融加快了資本的流動(dòng)。Nykvist et al.（2008）[3]的研究表明財(cái)富水平與是否創(chuàng)業(yè)之間存在正相關(guān)關(guān)系，且數(shù)字普惠金融能夠加快財(cái)富的流動(dòng)，從而增加創(chuàng)業(yè)幾率。張兵和盛洋虹（2021）[4]認(rèn)為數(shù)字金融能夠緩解創(chuàng)業(yè)者的信貸約束，減少創(chuàng)業(yè)成本，還能夠提高創(chuàng)業(yè)者的風(fēng)險(xiǎn)偏好，促進(jìn)家庭創(chuàng)業(yè)，同時(shí)數(shù)字金融有利于創(chuàng)業(yè)活動(dòng)的創(chuàng)新。孫繼國(guó)等（2020）[5]對(duì)2017年CHFS數(shù)據(jù)的研究表明，數(shù)字金融能夠通過(guò)促進(jìn)居民創(chuàng)業(yè)來(lái)降低信貸約束。

數(shù)字普惠金融與信貸息息相關(guān)，而信貸是否受到約束很大程度上決定了家庭是否愿意創(chuàng)業(yè)，而金融制約和創(chuàng)業(yè)精神是影響發(fā)展中國(guó)家經(jīng)濟(jì)的關(guān)鍵因素（Karavianov，2012）[6]。創(chuàng)業(yè)活動(dòng)啟動(dòng)與否受限于創(chuàng)業(yè)準(zhǔn)備金，如果創(chuàng)業(yè)準(zhǔn)備金不足，創(chuàng)業(yè)活動(dòng)會(huì)受到制約，金融支持變成非常重要的影響因素，而傳統(tǒng)金融的信貸資源配置、風(fēng)險(xiǎn)抵御能力、金融創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)機(jī)制、配套支持機(jī)制等均會(huì)制約創(chuàng)業(yè)者是否創(chuàng)業(yè)（許琪，2018）[7]。田霖和金雪軍（2018）[8]研究了金融服務(wù)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)的影響，結(jié)果表明，主流金融在家庭創(chuàng)業(yè)中起到主導(dǎo)作用，而在新金融的影響下，數(shù)字金融等非主流金融服務(wù)的作用開始顯現(xiàn)，兩者互利互惠的關(guān)系越來(lái)越明顯。此外，國(guó)外學(xué)者大多數(shù)都認(rèn)為對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)具有重要影響的是融資約束，家庭創(chuàng)業(yè)會(huì)受到其與金融服務(wù)業(yè)關(guān)系的影響。Lelarge et al.（2008）[9]通過(guò)法國(guó)信貸項(xiàng)目研究了企業(yè)家精神與信貸約束的關(guān)系，結(jié)果顯示信貸約束會(huì)顯著抑制創(chuàng)業(yè)活動(dòng)。

綜上，目前多數(shù)研究集中在數(shù)字普惠金融、金融支持、信貸約束對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)的影響，鮮有文獻(xiàn)研究信貸約束在數(shù)字普惠金融影響家庭創(chuàng)業(yè)中的影響機(jī)制。本文以中國(guó)家庭金融調(diào)查（China Household Finance Survey，簡(jiǎn)稱CHFS）微觀調(diào)查數(shù)據(jù)為樣本，采用中介效應(yīng)模型研究數(shù)字普惠金融對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)的信貸約束傳導(dǎo)路徑。本文認(rèn)為，普惠金融不僅可以直接影響家庭創(chuàng)業(yè)，還可以通過(guò)緩解創(chuàng)業(yè)的信貸約束間接影響家庭創(chuàng)業(yè)。本文是對(duì)現(xiàn)有研究的補(bǔ)充：一是研究數(shù)字普惠金融對(duì)信貸約束、家庭創(chuàng)業(yè)的具體影響；二是研究信貸約束在數(shù)字普惠金融影響家庭創(chuàng)業(yè)的中介效應(yīng)；三是從城鄉(xiāng)、不同區(qū)域考察信貸約束中介效應(yīng)的異質(zhì)性。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）研究假設(shè)

互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟(jì)的崛起，使得數(shù)字普惠金融得到了長(zhǎng)足發(fā)展。在“雙循環(huán)”新發(fā)展格局下，數(shù)字普惠金融強(qiáng)有力地推動(dòng)了供給側(cè)改革、經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和“雙創(chuàng)”戰(zhàn)略，能夠顯著影響創(chuàng)業(yè)活動(dòng)（錢海章等，2020）[10]。由于數(shù)字普惠金融能夠便捷地使用，能夠優(yōu)化金融配置，降低了企業(yè)使用金融的成本，提高企業(yè)的收益，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)升級(jí)（杜金岷等，2020）[11]，所以數(shù)字普惠金融促進(jìn)了金融服務(wù)，從而更好地服務(wù)家庭創(chuàng)業(yè)?；诖?，提出假設(shè)1：

H1：數(shù)字普惠金融能夠顯著影響家庭創(chuàng)業(yè)。

信貸約束對(duì)于企業(yè)家創(chuàng)業(yè)獲取資金及獲取的資金規(guī)模具有較大影響。通常而言，受到信貸約束的創(chuàng)業(yè)者在選擇是否創(chuàng)業(yè)時(shí)會(huì)根據(jù)自有資金量決定，而沒有信貸約束的創(chuàng)業(yè)者則會(huì)通過(guò)借貸金額數(shù)量來(lái)決定是否創(chuàng)業(yè)。信貸約束首先會(huì)制約潛在創(chuàng)業(yè)者對(duì)創(chuàng)業(yè)與否的選擇，其次會(huì)制約成功創(chuàng)業(yè)者的企業(yè)規(guī)模。此外，信貸約束也會(huì)影響到金融行業(yè)的發(fā)展，信貸約束門檻越高，則受到信貸約束的人越多，資本流動(dòng)性會(huì)越低，進(jìn)而影響到數(shù)字普惠金融的發(fā)展?；诖耍岢黾僭O(shè)2：

H2：數(shù)字普惠金融能夠顯著影響信貸約束。

根據(jù)前文的分析，信貸約束會(huì)影響到數(shù)字普惠金融，而數(shù)字普惠金融會(huì)顯著影響家庭創(chuàng)業(yè)，因此，信貸約束還可能通過(guò)影響數(shù)字普惠金融對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生影響。基于此，提出假設(shè)3：

H3：數(shù)字普惠金融可通過(guò)信貸約束顯著影響家庭創(chuàng)業(yè)。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源與變量定義

本文依托中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS），該項(xiàng)調(diào)查是由西南財(cái)經(jīng)大學(xué)主導(dǎo)的調(diào)研項(xiàng)目，其目的是收集包括人口特征與就業(yè)、負(fù)債與信貸約束等在內(nèi)的家庭金融微觀層次的相關(guān)信息，全面細(xì)致地刻畫中國(guó)家庭的經(jīng)濟(jì)和金融行為。本文選取2013年、2015年、2017年的調(diào)查面板數(shù)據(jù)。通過(guò)對(duì)數(shù)據(jù)清洗，最終獲得71 951個(gè)樣本數(shù)據(jù)。數(shù)字普惠金融采用對(duì)應(yīng)年份的北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心中國(guó)數(shù)字普惠金融指數(shù)。

1.被解釋變量：家庭創(chuàng)業(yè)。創(chuàng)業(yè)定義為一種職業(yè)轉(zhuǎn)換行為，也即“自主就業(yè)或者創(chuàng)辦企業(yè)”，以區(qū)別于工資性工作（Hurst & Lusardi，2004）[12]。參考張兵和盛洋虹（2021）[4]的做法，在調(diào)查問(wèn)卷中，受訪者回答是從事個(gè)體戶、租賃、運(yùn)輸、網(wǎng)店、經(jīng)營(yíng)企業(yè)等定義為家庭創(chuàng)業(yè)，賦值為1，否則為0。

2.解釋變量：數(shù)字普惠金融。本文采用相同年份的省級(jí)數(shù)字普惠金融總指數(shù)作為衡量指標(biāo)。

3.中介變量：信貸約束。一方面，信貸約束會(huì)影響數(shù)字金融的發(fā)展，另一方面，信貸約束會(huì)影響家庭創(chuàng)業(yè)選擇（翁辰和張兵，2015）[13]。對(duì)此，本文研究信貸約束是否會(huì)通過(guò)數(shù)字普惠金融影響家庭創(chuàng)業(yè)選擇。信貸是指從正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的信用貸款，受到其約束則信貸約束為1，否則為0。

4.控制變量：本文從戶主特征和家庭特征兩方面進(jìn)行控制。戶主特征包括性別、年齡、受教育程度、政治面貌、婚姻狀況、身體狀況。性別和年齡會(huì)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)有影響，性別能顯著提高創(chuàng)業(yè)的發(fā)生概率（Holtz-Eakin et al.，1993）[14]，年齡與個(gè)人勞動(dòng)經(jīng)驗(yàn)相關(guān)，年齡越大的會(huì)越考慮規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)（朱紅根和梁曦，2017）[15]。受教育程度會(huì)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生影響，受教育水平越高，收入會(huì)越高，創(chuàng)業(yè)的成本越高，這就會(huì)使其降低創(chuàng)業(yè)概率；而有研究（Ree & Shah，1986）[16]指出，教育加強(qiáng)了人力資本，使其更具有創(chuàng)業(yè)能力，從而提高創(chuàng)業(yè)概率。政治面貌同樣也與是否創(chuàng)業(yè)有關(guān)，黨員能顯著促進(jìn)創(chuàng)業(yè)（戚迪明和劉玉俠，2018）[17]?；橐鰻顩r、身體狀況也能影響到家庭創(chuàng)業(yè)，通常情況下，未婚、身體狀況好，創(chuàng)業(yè)的概率較大。

家庭層面上，選擇家庭成員數(shù)量、子女?dāng)?shù)量、轉(zhuǎn)移支付額、家庭總收入為控制變量（張龍耀等，2020）[18]。家庭成員數(shù)量和子女?dāng)?shù)量越多，一方面是撫養(yǎng)家庭的責(zé)任越大，會(huì)因規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)而降低創(chuàng)業(yè)的概率；另一方面是家庭支出度越大，創(chuàng)業(yè)資源會(huì)更多，從而降低了創(chuàng)業(yè)門檻。家庭轉(zhuǎn)移支付額越多，則需要撫養(yǎng)的老人或者子女越多，所能承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)越小，選擇創(chuàng)業(yè)的概率越小。家庭總收入越高，則越不容易創(chuàng)業(yè)（呂誠(chéng)倫，2016）[19]。

所有變量的解釋和描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 變量解釋和描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

（三）模型設(shè)定

為研究數(shù)字普惠金融對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)的影響機(jī)制，根據(jù)Imai K et al.（2010）[20]的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法來(lái)設(shè)計(jì)模型，式（1）為不考慮中介效應(yīng)情況下數(shù)字普惠金融對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)影響模型，式（2）為考慮中介效應(yīng)情況下數(shù)字普惠金融對(duì)信貸約束影響模型，式（3）為將信貸約束作為中介變量加入方程（1）后得到的完整回歸模型。

其中，Engageit表示家庭創(chuàng)業(yè)變量，表示家庭i在年份t時(shí)是否創(chuàng)業(yè)；lnfinanceindexit表示家庭i所在省份年份t的數(shù)字普惠金融指數(shù)；CreditConstit為中介變量，表示家庭i在年份t時(shí)是否受到信貸約束；controlitk表示家庭i在年份t時(shí)的控制變量k。待估參數(shù)α1反映了數(shù)字普惠金融對(duì)同省份家庭創(chuàng)業(yè)的總效應(yīng)，待估參數(shù)β1反映了數(shù)字普惠金融對(duì)同省份家庭信貸約束的影響，待估參數(shù)γ2反映了數(shù)字普惠金融通過(guò)信貸約束影響家庭創(chuàng)業(yè)的中介效應(yīng)。

上述3個(gè)方程構(gòu)成了完整的中介效應(yīng)模型，該模型可以反映出數(shù)字普惠金融指數(shù)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)的影響機(jī)制，同時(shí)可以體現(xiàn)出這種影響的作用程度。通過(guò)對(duì)待估參數(shù)α1、β1、γ1、γ2的顯著性檢驗(yàn)，可判斷數(shù)字普惠金融指數(shù)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)的顯著影響和以信貸約束為中介變量的間接影響。

三、實(shí)證結(jié)果

（一）中介效應(yīng)模型

本文采用的基準(zhǔn)模型是Probit模型，采用三步法探討數(shù)字普惠金融指數(shù)與家庭創(chuàng)業(yè)之間是否存在關(guān)于信貸約束的中介效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證研究。此外，還運(yùn)用Sobel檢驗(yàn)中介效應(yīng)的存在性。中介效應(yīng)評(píng)估結(jié)果如表2所示。

表2 中介效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

由表2可知，方程（1）中，數(shù)字普惠金融指數(shù)對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)的回歸系數(shù)在1%置信水平上顯著為負(fù)，表明數(shù)字普惠金融指數(shù)越大，家庭創(chuàng)業(yè)的概率越小，也即數(shù)字普惠金融越發(fā)達(dá)，家庭越不愿意創(chuàng)業(yè)，驗(yàn)證了假設(shè)1。方程（2）中，數(shù)字普惠金融指數(shù)對(duì)信貸約束的回歸系數(shù)在1%置信水平上顯著為正，說(shuō)明數(shù)字普惠金融指數(shù)越大，則信貸約束越強(qiáng)，驗(yàn)證了假設(shè)2。

在引入中介變量信貸約束后，數(shù)字普惠金融指數(shù)進(jìn)一步抑制了家庭創(chuàng)業(yè)，其回歸系數(shù)為-0.4651且在1%置信水平上顯著，同樣表明發(fā)展數(shù)字普惠金融會(huì)抑制家庭創(chuàng)業(yè)，驗(yàn)證了假設(shè)3。在方程（3）中，Sobel檢驗(yàn)結(jié)果顯著，表明信貸約束的中介效應(yīng)存在。信貸約束的影響系數(shù)為0.3135，表明信貸約束會(huì)促進(jìn)家庭創(chuàng)業(yè)概率。信貸約束的總效應(yīng)為-0.4404，中介效應(yīng)為0.03039，直接效應(yīng)為-0.7498，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重為-0.7025。

（二）穩(wěn)健性分析

為驗(yàn)證信貸約束在數(shù)字普惠金融指數(shù)影響家庭創(chuàng)業(yè)中介效應(yīng)結(jié)果的可靠性和穩(wěn)定性，將數(shù)字普惠金融總指數(shù)替換成數(shù)字普惠金融使用深度，再構(gòu)建中介效應(yīng)模型。結(jié)果如表3所示。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

數(shù)字普惠金融總指數(shù)替換成數(shù)字普惠金融使用深度后，Sobel檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量在1%置信水平上顯著，信貸約束的中介效應(yīng)存在。由此可見，上述實(shí)證結(jié)果具有穩(wěn)健性。

（三）異質(zhì)性分析

1.城鄉(xiāng)異質(zhì)性分析。由于我國(guó)經(jīng)濟(jì)體是城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)，本文分別從城市和農(nóng)村分析信貸約束在數(shù)字普惠金融影響家庭創(chuàng)業(yè)中的中介效應(yīng)，具體結(jié)果如表4所示。

表4 城鄉(xiāng)中介效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

對(duì)于城市家庭而言，數(shù)字普惠金融抑制了家庭創(chuàng)業(yè)，其回歸系數(shù)為-0.599且在1%置信水平上顯著，加入中介變量信貸約束后，進(jìn)一步降低了家庭創(chuàng)業(yè)概率，回歸系數(shù)變?yōu)?0.638。此外，男性、家庭成員數(shù)量、子女?dāng)?shù)量、家庭總收入能顯著促進(jìn)家庭創(chuàng)業(yè)概率，而年齡、受教育程度、黨員、身體狀況會(huì)顯著降低家庭創(chuàng)業(yè)概率。對(duì)于農(nóng)村家庭而言，數(shù)字普惠金融同樣會(huì)降低家庭創(chuàng)業(yè)概率，但程度比城市輕，數(shù)字普惠金融的回歸系數(shù)為-0.264，在1%置信水平上顯著，加入信貸約束后，回歸系數(shù)為-0.277。

Sobel檢驗(yàn)結(jié)果顯示信貸約束對(duì)城市和農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)均具有中介效應(yīng)。其中，間接效應(yīng)分別為0.0086、0.0018，直接效應(yīng)分別為-0.1278、-0.041，總效應(yīng)分別為-0.0724、-0.0476。這表明信貸約束對(duì)城市家庭創(chuàng)業(yè)的中介效應(yīng)比農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)的中介效應(yīng)更強(qiáng)，城鄉(xiāng)之間存在較強(qiáng)的異質(zhì)性，驗(yàn)證了假設(shè)4。這是由于城市家庭創(chuàng)業(yè)對(duì)信貸的依賴更多，而農(nóng)村家庭則會(huì)根據(jù)自身經(jīng)濟(jì)條件選擇是否創(chuàng)業(yè)，信貸約束對(duì)其創(chuàng)業(yè)影響較小。

2.不同地區(qū)異質(zhì)性分析。由于我國(guó)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，本文將全國(guó)樣本劃分為東部、東北、中部和西部四個(gè)地區(qū)（由于資料的完整性原因，未包括新疆和西藏），分別建立中介效應(yīng)模型。限于篇幅原因，在此僅列出各地區(qū)方程（3）的結(jié)果，即包含中介變量的回歸方程。具體如表5所示。

表5 不同地區(qū)中介效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

東部地區(qū)樣本數(shù)字普惠金融的系數(shù)在1%置信水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明數(shù)字普惠金融會(huì)顯著降低東部地區(qū)家庭創(chuàng)業(yè)概率；信貸約束的回歸系數(shù)為0.4131，在1%置信水平上顯著，表明信貸約束會(huì)提高家庭創(chuàng)業(yè)概率。Sobel檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)Z值在1%置信水平上顯著，說(shuō)明信貸約束具有中介效應(yīng)，其間接效應(yīng)為0.0075，直接效應(yīng)為-0.1328，總效應(yīng)為-0.1252。

東北地區(qū)樣本的Sobel檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)Z值僅在10%置信水平上顯著，表明信貸約束在數(shù)字普惠金融影響家庭創(chuàng)業(yè)中均不具有中介效應(yīng)或其中介效應(yīng)較弱。數(shù)字普惠金融對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)的系數(shù)在5%置信水平上顯著為負(fù)，表明數(shù)字普惠金融顯著降低家庭創(chuàng)業(yè)的概率，信貸約束不會(huì)顯著影響該地區(qū)家庭創(chuàng)業(yè)的概率。

中部地區(qū)樣本數(shù)字普惠金融的系數(shù)在1%置信水平上顯著為負(fù)，表明數(shù)字普惠金融會(huì)顯著降低家庭創(chuàng)業(yè)概率，信貸約束的回歸系數(shù)為0.4974，在1%置信水平上顯著，信貸約束會(huì)提高家庭創(chuàng)業(yè)概率。Sobel檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)Z值在1%置信水平上顯著，說(shuō)明信貸約束具有中介效應(yīng)，其間接效應(yīng)為0.0122，直接效應(yīng)為-0.1552，總效應(yīng)為-0.1430。

西部地區(qū)樣本數(shù)字普惠金融的系數(shù)在1%置信水平上顯著為負(fù)，表明數(shù)字普惠金融會(huì)顯著降低家庭創(chuàng)業(yè)概率，信貸約束的系數(shù)在1%置信水平上顯著為正，表明信貸約束會(huì)提高家庭創(chuàng)業(yè)概率。Sobel檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)Z 值在1%置信水平上顯著，說(shuō)明信貸約束具有中介效應(yīng)，其間接效應(yīng)為0.0073，直接效應(yīng)為-0.0927，總效應(yīng)為-0.0854。

四、結(jié)論

創(chuàng)業(yè)活動(dòng)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展注入了新動(dòng)力，而金融服務(wù)則為創(chuàng)業(yè)提供了強(qiáng)有力的支持。數(shù)字普惠金融是金融市場(chǎng)中繼普惠金融后的又一項(xiàng)金融創(chuàng)新，而信貸約束則是制約家庭貸款的重要因素。

本文研究顯示，數(shù)字普惠金融會(huì)顯著降低家庭創(chuàng)業(yè)的概率，但能夠促進(jìn)信貸約束，在信貸約束作為中介變量加入模型后，數(shù)字普惠金融能夠進(jìn)一步降低家庭創(chuàng)業(yè)概率。在城市和農(nóng)村中數(shù)字普惠金融同樣會(huì)顯著降低家庭創(chuàng)業(yè)概率，信貸約束均在數(shù)字普惠金融影響家庭創(chuàng)業(yè)中具有中介效應(yīng)，且城市樣本的中介效應(yīng)強(qiáng)于農(nóng)村樣本。在東部、中部、西部地區(qū)的樣本中，數(shù)字普惠金融同樣對(duì)家庭創(chuàng)業(yè)具有顯著負(fù)向影響，信貸約束具有中介效應(yīng)，而在東北地區(qū)信貸約束則沒有中介效應(yīng)。