数字经济、金融发展与企业创新

黄锦兰 李敬湘

摘 要：本文采用2011年-2018年数字普惠金融指数和上市公司数据，考察数字金融发展对企业创新的影响。研究发现，数字金融發展极大地促进了我国上市公司的研发投入。进一步研究发现，在融资约束程度较高、非国有以及市场竞争程度较低的企业中，这种影响更为明显。本文对促进企业创新具有重要意义，为理解数字金融发展与经济增长关系的微观机制提供新证据。

关键词：数字经济;金融发展;融资约束;企业创新

一、引言

创新是企业形成核心竞争力的关键因素，对宏观经济的增长具有重要影响。党的十九大报告指出，中国经济已经从高速增长转向高质量发展阶段。经济发展方式的转变、结构的优化以及新增长动力都需要技术创新支撑，以技术创新引领高质量发展是转型成功的关键。同时，由于创新的特殊性，创新从投入到产出是成本高、周期长、不确定性大的过程。因此，企业创新的资金必须具有数量大、长期性和可持续性的特性。

企业研发投入的资金来源可分为内部融资和外部融资，其中内部融资是主要来源。与外部融资相比，内部融资具有明显的优势。如，不需提供抵押;出现信息不对称问题可能性较小;财务风险不会被放大。然而，如果创新型企业的融资渠道只有内部融资，那么企业在经营过程中，可能面临以下问题：一是当企业将创新机会变现却需要超过自身内部融资的资本时，对于规模小、资本积累少的企业而言，进行研发的可能性较小。二是内部融资的资本会受到企业利润波动影响，不利于创新项目的进行。此时，相对于内部融资而言，外部融资可实现大规模、长期的资本供给，相应地企业会面临更高的融资成本。

事实上，已有学者提出，发展更加完善的金融体系，可以缓解融资约束。Rajan et al.、Kunt et al.等人发现，金融深化可以拓宽企业融资渠道，促进产业和企业依靠外部融资发展，提高创新水平。Claessens et al.发现金融发展水平对企业可以进行外部融资的渠道有重要影响，决定着企业可利用的投资资源。解维敏和方红星的研究发现，金融市场化改革以及区域金融发展水平的提高，能显著促进公司的研发投入。数字金融，作为互联网与金融的结合体，自然也具有金融特征。

长期以来，渐进式改革导致我国区域金融发展水平差异显著，由于地方保护主义的存在，区域市场处于分割状态，尤其是金融市场，使得要素难以在各区域间高效流动。我国省级金融发展水平的不均衡为本文检验数字金融发展与企业创新提供了契机。

二、理论分析与研究假设

创新从产出到商业化，转为企业受益是长期且不确定的过程。因此，用于创新投入的资金也必须具有大规模、长期、稳定的特点。此时外部融资就显得尤其重要。然而，企业创新项目在进行外部融资时，往往面临较高的融资成本。究其原因主要有以下两个方面：一方面，是信息不对称的问题，主要出现在内部研发人员与外部投资者之间。另一方面，创新不是一种实物资产，在融资时给金融市场带来了极大的困难，首先是识别上，其次是定价，最后是资金供给方可能面临企业逆向选择和道德风险的问题。

近年来，传统金融体系遗留的诸多发展问题日益突出，主要体现在金融市场信息不对称问题突出、企业融资成本高。随着信息技术的飞速发展，数字普惠金融这一新型金融服务模式应运而生。数字普惠金融打破了传统金融服务的边界，缓解了传统金融服务中信息不对称带来的高成本问题，突破了时间和地域的限制，进一步拓展普惠金融的可及性和服务深度。

鉴于以上分析，提出本文的研究假设：在其他条件相同的情况下，数字金融发展促进企业创新。

三、模型设计与变量设计

1.数据来源

本文数据来源于北京大学数字金融研究中心、政府工作报告、统计年鉴和中国经济网统计数据库、国泰安、Wind。根据以下条件对样本做剔除处理：公司层面存在数据缺失;年份不连续;金融业和保险业;*ST、ST、PT企业。对所有连续型变量进行上下1%缩尾处理。最终样本量为9086。

2.模型设定

参考现有关于企业创新的文献，本文设定如下回归模型：

其中，i表示公司;t表示年份;c表示企业注册所在地的省份;RDit表示企业创新;Digfinict为数字经济发展水平的衡量指标;CONTROL（k）为第k个控制变量;∑Yearit和∑Industryit分别表示时间、行业固定效应，以控制经济周期和行业环境的影响;εit表示残差项。

3.变量描述性统计

由表1可知，在样本期间，RD的标准误为1.76，说明样本内企业的创新投入强度存在较大差异。数字金融发展指数约为164.43%，数字金融覆盖广度约为147.94%，数字金融覆盖深度约为166.83%。其他变量的描述性统计也列示在表1中，此处不再赘述。

四、实证结果分析

1.基准回归结果

表2第（1） -（3） 列为加入企业层面控制变量，控制时间和行业固定效应，并将稳健性标准误聚类到企业层面的回归结果。结果显示，数字金融发展的各项代理变量系数均为正，且都通过显著性水平为1%的统计检验。在第（4） -（6） 列中加入省域特征的控制变量，回归结果无本质变化。上述结论不仅具有统计意义，而且具有经济意义，支持本文假设。

2.稳健性检验

（1） 内生性问题

考虑到数字普惠金融的出现可能是基于企业的融资需求，本文结论可能还存在内生问题。因此，参照谢绚丽等将当年各省互联网普及率（IV）作为数字金融发展的工具变量。

IV回归结果显示，数字金融发展与企业创新的结果仍然存在，且其系数绝对值较OLS回归结果的系数明显增大了。Index的第一阶段回归结果显示，不存在弱工具变量问题;选取的工具变量有效且可识别。Breadth与Depth的两阶段回归结果如表3所示，在此不再赘述。

（2）其他稳健性检验

①企业创新指标敏感性分析。以企业专利授权数量和专利引用数作为替代指标。②遗漏变量问题。增加可能遗漏的变量，包括赫芬达尔指数、高管持股比例、分析师关注度、企业现金流。③变换模型。采用双向聚类模型，以期控制潜在的异方差和序列相关性问题。结果均未发生变化，限于篇幅未报告。

五、进一步分析

本部分试图从企业和市场机制角度厘清数字金融与企业创新的内在机制。

1.融资约束。本文参考鞠晓生等、卢盛峰等的做法，以SA指数绝对值取对数来代表融资约束（FC）。研究结果表明，FC与数字金融发展代理变量的交乘项都显著为正，即数字金融对企业创新的促进作用在融资约束较大的企业中更明显。

2.企业性质。从企业产权性质的角度看，与有政府为提供隐性担保的国有性质企业相比，民营企业在进行外部融资时面临的融资约束程度更高。参考现有文献设定企业产权性质哑变量（Soe）。结果表明，Soe与数字金融发展的交乘项都为负，且不显著，表明数字金融对企业创新的促进作用在民营企业中更明显。

3.市场竞争机制。参考现有文献的做法引入赫芬达尔指数。赫芬达尔指数越大，市场竞争程度越低。研究结果表明其他条件相同时，市场竞争程度的提高能够促进企业创新。

鉴于篇幅有限，均未报告结果。

六、总结与政策启示

本文的研究结果表明：（1） 数字金融的发展极大地促进了我国上市公司的研发投入，考虑了内生性和一系列稳健性检验后，上述结论仍然有效;（2） 进一步研究发现，数字金融通过融资约束、企业产权性质和市场竞争机制对企业创新产生影响。

根据以上研究结论，本文简要提出以下政策启示：（1） 政府应继续加大对传统金融的改革力度，逐步消除企业的信贷歧视，尤其是民营企业。（2） 现实中，政府应采取相应的法律监管措施，降低高集中行業的集中度，从而保证行业内企业的健康发展。同时，应减少对市场准入资格的行政干预，提高市场竞争程度，完善市场竞争机制，充分发挥数字金融的作用，让企业自发提高创新水平。

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作者简介：黄锦兰，广西大学商学院，硕士研究生;李敬湘，广西大学商学院，教授