大眾創業、互聯網發展與城市全要素生產率

程慧，蘇任剛，季學芳

摘? 要：城市經濟發展面臨要素規模和投資規模驅動瓶頸，迫切需要提升全要素生產率水平。基于283個城市面板數據，運用多種計量方法在同一理論框架內，對大眾創業、互聯網發展與城市全要素生產率進行了實證研究。研究發現：大眾創業與互聯網發展都顯著提升了城市全要素生產率水平；互聯網發展對于大眾創業提升城市全要素生產率水平，具有正向調節效應和非線性溢出效應。大眾創業對城市全要素生產率水平提升有重要作用，而互聯網是相關政策實施的有力抓手。

關鍵詞：大眾創業；互聯網發展；城市全要素生產率

中圖分類號：F49；F124? ? ? ? 文獻標識碼：A? ? ? ? ? 文章編號：1671-9255（2022）03-0001-08

一、引 言

隨著資本積累速度下降、人口紅利消失和資源環境壓力增大，城市經濟發展動力出現下降趨勢。在這種情況下，通過提升城市全要素生產率水平來增加投入要素的報酬率是解決以上困局的代表性思路，也是實現經濟高質量發展的主流思路。自熊彼特提出“創造性破壞”理論后，圍繞創業議題的相關研究與日俱增。創業被認為是提升經濟效率的重要動力之一 。目前，準確評估創業對于城市全要素生產率影響的實證研究不多。互聯網的快速普及和廣泛滲透，5G技術、大數據、人工智能和云計算等新興技術的發展，既降低了創業門檻，也對提升城市全要素生產率產生了積極影響。[1]同時，國家也出臺政策充分肯定了互聯網對于“雙創”以及經濟效率提升的重要作用。在這一背景下，有必要將大眾創業、互聯網發展和城市全要素生產率統一到一個理論框架內進行研究。本文在梳理已有文獻的基礎上進行深入的理論分析和實證檢驗從而得出嚴謹的研究結論。

已有的研究主要是三個方面：第一，企業家精神對于全要素生產率的影響。已有研究認為企業家精神提升了全要素生產率水平，同時也存在異質性特征。更多學者關注了創業與經濟發展的關系。[2]研究認為創業促進了經濟發展，同時也有不同結論。[3]第二，互聯網發展對于全要素生產率的影響。

研究表明互聯網對全要素生產率水平的提升有促進作用。[4]第三，互聯網對于創業的影響。研究表明互聯網發展促進了創業活動的開展，尤其是短視頻商業模式為大眾創業帶來了價值回報。互聯網對于金字塔底層創業，以及包容性市場的構建都具有賦能作用。[5]從以上三方面的研究進展看，研究大眾創業、互聯網發展對于城市全要素生產率的影響問題具有理論價值和政策含義。從目前這一領域的研究現狀看，在研究問題視角方面，已有研究集中于探究創業對于經濟增長（經濟數量）的影響，忽視了其對于全要素生產率（經濟質量）的影響。相關研究多強調精英創業和企業家精神對于全要素生產率的影響，而對于大眾創業影響城市全要素生產率的研究并不多。在數據應用方面，已有研究主要以國家數據、省級面板數據和問卷調查數據為主，可能存在數據量不足和樣本偏差的問題。在研究結論方面，主要是創業影響全要素生產率的解釋性研究，缺乏政策的可操作性。因此，本文針對以上問題，在同一個理論框架內理論分析和實證檢驗大眾創業、互聯網發展同城市全要素生產率的關系，明確大眾創業政策實施的著力點并提出相關建議。

本文的邊際貢獻如下：第一，在研究問題的視角方面，將大眾創業、互聯網發展和城市全要素生產率歸于同一個研究框架下，圍繞城市全要素生產率開展研究，厘清了三者之間的關系。相較于宏觀的結論性研究，聚焦了研究范圍，體現了政策的可操作性。第二，在研究數據方面，采用283個城市的面板數據，更能反映研究內容在城市空間單元上的特殊性和異質性。樣本量更加豐富，避免了樣本選擇性偏差。第三，在研究對象方面，以大眾創業為研究對象，突破了精英創業和企業創業的研究范圍，有著更廣泛的經濟意義。第四，在研究方法方面，綜合運用多種計量模型進行了多角度、多層次的實證分析和穩健性檢驗，實證結果更扎實。

二、理論分析與研究假說

（一）大眾創業與城市全要素生產率

大眾創業通過以下三個方面提升了城市全要素生產率水平。第一，大眾創業通過促進產業集群發展提升了城市全要素生產率水平。大眾創業活動的開展往往是效仿和追隨成功者的活動，以成功創業者為中心衍生出創業網絡，通過創業網絡中資源的交互共享逐步形成產業集群。依托產業集群通過連接和集聚的力量，發揮規模效應和網絡效應，實現知識信息快速傳播、成本控制、效率提升、互利共生和演化發展。單個創業者在產業集群中會獲得更多的創業機會，同時也會減少創業風險。大眾創業集群實現了信息、技術和資本的高度集中和快速流動，提高了資源配置效率，降低了能量損耗，實現了效率與彈性兼具，提升了城市全要素生產率水平。第二，大眾創業通過精準的消費供給提升了城市全要素生產率水平。大眾創業開拓了城市“下沉市場”，滿足了城市“下沉市場”細枝末節的需求。很多基層創業者銷售產品都是日清月結，帶動生產要素快速流動。同時，大眾創業與互聯網融合發展，在線下和線上串聯了人們的生活，實現了流量整合，孕育了發展動力，激發了經濟活力，提升了城市全要素生產率水平。第三，大眾創業通過優化要素配置提升了城市全要素生產率水平。大眾創業活動擴大了要素的使用范圍，利用閑置資源增加了經濟效益。在市場化程度高、要素自由流動的情況下，通過大眾創業活動，資源要素可以得到優化配置，發揮出更高的生產效率，從而提升城市全要素生產率水平。第四，大眾創業通過“生存競爭”提升了城市全要素生產率水平。大眾創業者為了能在競爭中勝出，就要“小步快跑”式地進行技術與管理創新。競爭會倒逼大眾創業者不斷學習新的知識技能，提升城市人力資源水平，也為更多創業活動的開展打下基礎，從而進一步提升城市全要素生產率水平。第五，大眾創業通過形成創業文化提升了城市全要素生產率水平。大眾創業不是個別創客的單獨行為，而是大眾的協同集聚。大眾創業以廣大人民的奮進精神集聚強大的創業動能，形成社會創業價值生態系統，孕育新的經濟發展動力，提升城市全要素生產率水平。基于以上分析提出研究假設H1。

H1：大眾創業提升了城市全要素生產率水平。

（二）互聯網發展與城市全要素生產率

第一，信息通訊技術（ICT）的進步提升了全要素生產率水平。ICT產業通過資本深化、生產部門內部創新以及部門生產率增長提升了城市全要素生產率水平。同時，ICT的應用降低了產業部門的生產成本，提升了城市全要素生產率水平。從更微觀的層面來看，個人可以借助互聯網充分展現自身價值，實現自身發展效率的提升。企業對于互聯網等信息基礎設施的應用可以提高投入要素的生產效率，提升城市全要素生產率水平。第二，作為一項技術，互聯網實現了知識信息的跨時空傳播，打破了信息不對稱，提高了決策效率，降低了交易成本，優化了資源配置。互聯網實現了消費者、生產者和科研人員等主體的多元參與，有利于資源共享和開放創新，提升了創新效率，進一步提升了城市全要素生產率水平。互聯網強調開放、共享、合作、包容和創新的互聯網精神，有利于社會資本積累、研發合作和開放創新，從而提升城市全要素生產率水平。基于以上分析提出研究假設H2。

H2：互聯網發展提升了城市全要素生產率水平。

（三）大眾創業、互聯網發展與城市全要素生產率

第一，互聯網對于大眾創業具有賦能作用。互聯網平臺實現了創業者與消費者雙方直接互動，減少了流通成本。通過互聯網普惠金融服務，增強了創業者金融資源的可得性與便利性。創業者依托互聯網平臺建立和傳播成功的商業模式。互聯網促進了創業者從單個創業種子到創業集聚的自發式發展，實現了創業者物質與精神雙重提升。第二，數字經濟時代，信息對于創業者的重要性不言而喻。信息資源配置不均會導致信息不平等，使得普通大眾喪失很多創業機會。互聯網的普及和技術的進步整體上提升了普通大眾信息獲取和應用的水平，降低了創業者的信息搜尋成本，擴大了市場參與范圍，提升了人力資本水平。基于互聯網平臺的電子商務模式實現了信息的整合，激發了大眾創業的活力。第三，精英創業模式和經驗對于普通大眾的借鑒意義有限。大眾創業的成功典型在互聯網上出現和傳播會引發更多人的效仿。普通人創業成功會大大激發大眾創業的激情。互聯網、數字技術和人工智能等為大眾創業提供了很好的技術支持，提升了大眾獲取信息的范圍和質量。當大眾作為生產者和消費者融入互聯網平臺后，大眾創業規模和社交網絡就會迅速擴大，促使更多盈利機會不斷涌現，為地區經濟發展注入新活力。第四，重大科技發明的應用會帶來創業的浪潮。“現有產業+新技術=新產業”。[6]互聯網是一項偉大的技術發明，其對現有產業的廣泛滲透提高了大眾創業的積極性。一臺電腦加一根網線，甚至只會“一指禪”就可以開網店。“互聯網+大眾創業”開拓了銷售市場、促進了專業分工、提高了生產效率。第五，大眾創業帶頭人的商業模式被周圍群眾模仿產生商業裂變。商業規模擴大，分工合作更加細化，逐漸形成上下游產業鏈集群。“淘寶村”的產生基本沿襲了這一路徑。借助互聯網平臺，大眾創業改變的不僅是經濟狀況，也提升了知識技能水平，改變了舊的思想觀念，讓大眾更加重視知識和教育，看重誠信品質和創新意識。這就增強了一個地區經濟持續高質量發展的底蘊。第六，互聯網發展對于大眾創業的賦能作用隨著技術水平的提升而逐步顯現。在互聯網接入數量少、網速慢的時代，文字表達是主要交流方式，對信息生產者和接受者的操作能力、表達能力、閱讀能力和受教育水平都有著較高的要求。大眾很難通過互聯網去展示自己，更難獲取創業機會。隨著互聯網技術的進步，信息載體由原來的文字、圖片轉換為（短）視頻，信息傳播變得非常直觀、容易解讀，數字內容生產變得極為簡單方便。基于互聯網平臺，結合有效商務推廣模式，通過（短）視頻信息載體形式傳播，構建了一個大眾生產、大眾傳播、大眾消費的包容性市場，提升了城市全要素生產率水平。第七，信息網絡改善了區域營商環境，促進了大眾創業，提升了城市全要素生產率水平。互聯網構架的市場相比于地理市場，實現了產品品牌的快速傳播，降低了準入條件，加速了企業合法性的獲得，縮短了創業成功的時間，創建了較為寬松、公平的市場環境。同時，大眾創業離不開政府的支持。政府部門積極推行網上辦公和移動辦公，推行網絡化行政審批、程序化辦理，大大簡化了行政審批手續，降低了權力尋租的可能性，提高了行政效率，改善了營商環境。第八，互聯網提升了大眾的知識技術水平，進而提升了城市全要素生產率水平。大眾創業所需的技術和知識并不是無本之木、無源之水，需要融合已有知識，構建知識技術支撐平臺，以此降低大眾創業的不確定性，成為企業的智力支撐通道，賦能大眾創業活動。大眾可以通過互聯網快速獲取各種學習資料和共享資源。知識的傳播和學習變得非常便捷。在線互動與網絡平臺交流降低了學習成本，改善了社會教育環境，推動了人力資本素質提升，促進了大眾創業開展，提升了城市全要素生產率水平。基于以上分析提出研究假設H3。

H3：互聯網發展對于大眾創業提升城市全要素生產率水平，具有正向調節效應和非線性溢出效應。大眾創業與互聯網的融合發展，是提升城市全要素生產率水平的有效途徑。

三、研究設計

（一）模型設定

為了檢驗以上研究假說，構建雙向固定效應模型如下：

（1）

模型（1）中下標代表城市，代表年份，表示城市全要素生產率，表示大眾創業，表示互聯網發展，表示一系列控制變量，表示個體固定效應，表示時間固定效應，表示隨機擾動項。

對于互聯網的非線性溢出效應，采用Hansen提出的面板門檻模型檢驗[7]，進一步采用面板分位數模型進行穩健性檢驗。為了緩解遺漏空間地理因素造成的內生性問題，采用空間滯后模型（SAR）進行穩健性檢驗。

（二）變量測度與說明

被解釋變量全要素生產率（TFP）：基于超越對數生產函數的隨機前沿分析測算城市全要素生產率。優點在于除了考慮資本存量和勞動力投入之外，還考慮了隨機不可測因素對于全要素生產率的影響，比較而言，更全面、更符合實際情況。[8]

解釋變量大眾創業（entre）：個體私營經濟是激發大眾創業的重要力量，為新常態下中國經濟轉型發展注入了新活力。個體私營經濟的發展過程充分體現了大眾創業的過程。本文借鑒已有研究，采用城市個體經濟和私營經濟從業人數占城市人口總數的比例作為大眾創業的代理變量。[9]

調節變量、門檻變量（net）：互聯網目前主要是通過規模效應和網絡效應賦能大眾創業。本文借鑒已有研究，采用互聯網滲透率指標作為互聯網發展的代理變量，采用“互聯網寬帶訂購用戶數”和“年末人口數”計算得到。

控制變量：控制變量的設置主要參考已有研究的做法，結合研究內容的特點，選取使用較多的控制變量。控制變量選取具體參考文獻，變量的描述性統計分析見下表1。

（三）樣本選擇與數據來源

選取2003—2016年中國283個城市為研究樣本，在數據篩選過程中做了以下幾方面的處理：具有時間價值的數據以2002年為基期進行了平減處理，個別缺失值采用線性差值法進行了插補。為了控制離群值對實證結果的影響，對于連續變量在1%水平上進行縮尾winsorize處理。數據來源于《中國城市統計年鑒》和城市統計局公布數據，數據范圍選擇的是“全市數據”。

四、實證結果與分析

（一）大眾創業、互聯網發展提升城市全要素生產率水平回歸檢驗

1．基準回歸檢驗

基準回歸結果見表2。模型（1）是穩健標準誤的最小二乘模型檢驗，回歸結果顯示：大眾創業entre和互聯網發展net的回歸系數都達到1%以下的正向顯著水平。這說明大眾創業與互聯網發展顯著提升了城市全要素生產率水平。為了克服雙向因果關系造成的偏差，在模型（1）中分別加入變量entre和net的滯后一期進行回歸，回歸結果見（2）所示：L.entre和L.net回歸系數在1%的水平下顯著為正。在模型（1）的基礎上加入城市個體固定效應和時間固定效應，雙向固定效應模型的回歸結果見（3）所示：entre和net回歸系數仍在 1%的水平下顯著為正。在模型（2）的基礎上加入城市個體固定效應和時間固定效應，回歸結果見（4）所示：L.entre和L.net回歸系數仍在 1%的水平下顯著為正。這說明大眾創業與互聯網發展顯著提升了城市全要素生產率水平。H1和H2的研究假說得到初步驗證。

2．分組回歸檢驗

從區域異質性角度分為東部、中部和西部三個地區樣本組。從城市類型角度分為資源型城市、非資源型城市、國開區城市和非國開區城市四個樣本組。采用（1）式的雙向固定效應模型進行檢驗，回歸結果見下表3。大眾創業entre和互聯網發展net的回歸系數在所有樣本組都達到5%以下的正向顯著水平。這說明大眾創業與互聯網發展顯著提升了城市全要素生產率水平。H1和H2的研究結論得到進一步證實。

3．互聯網發展net的調節效應檢驗

在式（1）雙向固定效應模型中，加入大眾創業entre與互聯網發展net的交互項entrenet，檢驗互聯網發展的調節效應，檢驗結果見下表4。交互項entrenet在七組樣本回歸中都達到了10%以下的正向顯著水平，總體說明互聯網發展通過促進大眾創業，提升了城市全要素水平，互聯網發展從中起到了調節效應。H3的研究結論得到證實。

4．互聯網發展net的非線性溢出效應檢驗

根據面板門檻模型檢驗互聯網發展的非線性溢出效應，檢驗結果如表5所示。使用Hansen提出的“自抽樣”通過重疊模擬似然比統計量500次得到F值和P值。互聯網發展變量net通過了一重門檻檢驗，門檻值是0.113，第二重門檻值是0.217， 但未達顯著性水平，門檻區間回歸系數分別是0.005、0.193和0.287，呈現逐漸增大趨勢，除了0.005之外都達到1%以下顯著性水平。這說明當互聯網發展未跨越門檻之時，對于大眾創業提升城市全要素生產率水平的促進作用不顯著。當互聯網發展突破門檻值后，其非線性溢出效應越來越顯著。從面板門檻模型回歸結果看，互聯網發展依然有上升空間。H3的研究結論得到證實。

五、穩健性檢驗

（一）內生性檢驗IV-2SLS回歸

內生性問題是實證研究必須解決的一個難題。采用IV-2SLS工具變量法緩解內生性。以城市地形起伏度作為第一個工具變量。城市地形起伏度度量的是城市所在地區的地形地貌，處在高山峻嶺地區的人們較難從事農耕，惡劣環境逼迫當地人走出大山去從事商業活動。從歷史來看，徽商、晉商、閩商等都是從大山中走出來的商幫。反之，處在農耕發達的平原地區的人們容易獲得溫飽，相對缺乏企業家的冒險精神，所以，變量城市起伏度（updlt）與創業活力（entre）有關。城市起伏度會影響互聯網基礎設施建設成本以及信號傳輸質量。所以，城市起伏度（updlt）與互聯網發展（net）也相關。又因為城市起伏度（updlt）是自然形成，與隨機擾動項無關。同時，選擇大眾創業變量entre和互聯網發展變量net的滯后一期lentre和lnet，作為第二個工具變量。變量lentre和lnet與當期entre和net高度相關，又因為隨機擾動項前定，變量滯后期與當期隨機擾動項不相關。因此，解釋變量滯后一期可以成為當期的工具變量，IV-2SLS回歸結果見下表6。變量entre和net的DWH檢驗統計量為3.371、13.287，都在10%水平下顯著，說明解釋變量存在內生性問題。工具變量updlt、lentre和lnet對于解釋變量entre和net的回歸結果都達到了10%以下顯著水平，說明工具變量與解釋變量具有較強的相關性。同時，工具變量都通過了“弱工具變量”和“工具變量過度識別”檢驗，證明工具變量選取合理模型設定可靠。大眾創業變量entre和互聯網發展變量net回歸系數是0.072和0.154，都在5%水平下正向顯著，表明大眾創業和互聯網發展提升了城市全要素生產率水平，在緩解內生性情況下再次證實了H1和H2的研究結論。

（二）面板分位數模型穩健性檢驗

Koenker提出的分位數回歸模型使用殘差絕對值的加權平均回歸作為最小化目標函數，不容易受極端值的影響。分位數回歸屬于半參數回歸，避免了對回歸誤差參數分布的假設，使得回歸結果更加穩健。[10]采用面板分位數回歸模型的檢驗結果顯示：大眾創業變量entre回歸系數在9個分位點都達到了5%以下正向顯著性水平，互聯網發展變量net在6個分位點回歸系數達到了1%以下正向顯著性水平，互聯網對于城市全要素生產率水平的提升隨著應用市場規模的擴大逐漸顯現，所以，回歸系數呈逐步變大趨勢。發展初期在市場規模不足的情況下，相對投入而言會有成本超支，所以，在0.1和0.2兩個低分位點回歸系數為負。面板分位數檢驗結果進一步證實了H1和H2的研究結論。

（三）空間滯后模型（SAR）穩健性檢驗

為了緩解遺漏地理空間要素導致的內生性問題，采用空間滯后模型（SAR）進行計量檢驗。因為空間距離權重矩陣的選擇對空間計量結果有較大影響，所以采用地理距離矩陣和鄰接矩陣兩種空間權重矩陣進行檢驗。[11]檢驗回歸結果顯示：空間自回歸系數rho（）都在1%水平下顯著為正，大眾創業變量entre和互聯網發展變量net，在所有城市樣本組的估計系數，都達到了5%以下正向顯著性水平。這說明大眾創業、互聯網發展提升了城市全要素生產率水平，進一步證實了H1和H2的研究結論。

（四）交互項entrenet面板分位數模型穩健性檢驗

采用面板分位數模型檢驗互聯網net調節效應是否顯著。回歸結果顯示：entrenet變量回歸系數在6個分位點都達到了5%以下正向顯著性水平。整體而言，互聯網發展（net）對于大眾創業（entre）促進城市全要素生產率（TFP）水平提升具有調節效應，證實了H3的研究結論。

（五）交互項entrenet空間滯后模型（SAR）穩健性檢驗

采用空間滯后模型對互聯網net的調節效應進行計量檢驗。回歸結果顯示：空間自回歸系數rho（）都在1%水平下顯著為正，entrenet變量回歸系數全部為正，除了西部城市樣本鄰接距離權重矩陣回歸之外，都達到了10%以下顯著性水平。整體而言，互聯網發展（net）對于大眾創業（entre）促進城市全要素生產率（TFP）水平提升具有調節效應，再一次證實了H3的研究結論。

（六）互聯網發展net的非線性溢出效應穩健性檢驗

中心城市（包括直轄市、副省級城市和省會城市）與普通地級市相比，享有政策、資本等多方面的優勢。混合樣本有可能會造成門檻檢驗的樣本偏差，所以采用去掉中心城市后的樣本重新進行門檻檢驗。檢驗結果顯示：互聯網發展變量net通過了一重門檻檢驗，門檻區間回歸系數依然呈現逐漸增大趨勢，除第一重門檻系數外，其他門檻系數都達到1%以下顯著性水平。這說明互聯網發展在大眾創業促進城市全要素生產率水平提升過程中，發揮了非線性溢出效應。H3的研究結論具有穩健性。

六、政策建議

（一）依托互聯網構建大眾創業商業模式，發揮典型創業者的示范帶頭作用，激發大眾創業活力

第一，通過互聯網平臺互動，以社交為情感紐帶、誠信為基礎、疊加商品交易的方式，實現對大眾創業項目的推廣和價值的挖掘。第二，創業活動的區域差異是社會環境分異和行為榜樣空間分布的結果。除了在技術層面搭建創業平臺，政府還需要開辟創業空間，營造創業環境，塑造“容敗”的文化氛圍，多方面鼓勵創業，構建政府與創業者之間快速高效的雙向溝通機制。深化“放管服”改革，為創業者提供及時高效的信息和行政服務。營造法治、公平、有序的市場競爭環境，培育良好的大眾創業沃土和創業生態系統。第三，充分發揮創業者的示范作用和精神激勵作用。大眾創業也離不開創業帶頭人的示范作用，同時他們為廣大創業者建構了一種“他/她行，我也行”的合理化的心理過程，激發了大眾創業熱情。[12]借助互聯網傳播創業知識，播種全民創業種子，使大眾創業成為一種常態化的就業形式，通過創業活動的開展促進產業網絡形成和產業集聚。

（二）加強互聯網基礎設施建設，充分發揮互聯網對大眾創業的賦能作用，提升城市全要素生產率

第一，從門檻檢驗結果分析互聯網還有發展空間。可以從硬件和軟件兩個方面推進互聯網發展。硬件方面，加大互聯網基礎設施建設和網絡設備投入，加快5G技術、大數據、云計算和人工智能的推廣和應用。軟件方面，積極引進互聯網技術人才，依托企業和高校加強互聯網應用人才的培養。第二，擴大無線網絡覆蓋范圍，依托個性化的商業推廣和互聯網視頻的高效傳播，助推大眾創業活動。第三，利用互聯網為創業者搭建展示自我、尋求合作、解決問題、成果展示的平臺，提供不斷改進產品和服務的通道，促進大眾創業快速發展。

（三）利用互聯網的科技賦能作用，實現城市經濟的“數量”和“質量”雙提升

政府部門要充分發揮城市管理智慧，提升科技應用水平，為大眾創業開辟發展空間。要利用互聯網和大數據分析等現代手段，引導和規范大眾創業行為，保證大眾創業在有序、可控、安全和保質的基礎上健康發展。要促進大眾創業和互聯網融合發展，激發大眾創業活力，實現城市經濟的“數量”和“質量”雙提升。

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Mass entrepreneurship， Internet development and urban total factor productivity

Cheng Hui， Su Rengang， Ji Xuefang

（School of Accounting， Anhui Business College of Vocational Technology， Wuhu Anhui 241002）

Abstract： Urban economic development is faced with the bottleneck driven by factor scale and investment scale， under the background of the urgent need to improve the level of total factor productivity. Based on the panel data of 283 cities and using a variety of measurement methods in the same theoretical framework， this paper makes an empirical study on mass entrepreneurship， Internet development and urban total factor productivity. The findings are as follows： First， mass entrepreneurship and the development of the Internet have significantly improved the level of urban total factor productivity. Second， Internet development has positive moderating effect and nonlinear spillover effect on mass entrepreneurship to improve urban total factor productivity. Based on the above analysis， mass entrepreneurship plays an important role in the improvement of urban total factor productivity， and the Internet is a powerful starting point for the implementation of relevant policies.

Keywords： Mass entrepreneurship; Internet development; Urban Total Factor Productivity Growth