数字普惠金融与绿色技术创新：红利还是鸿沟

钟廷勇 黄亦博 孙芳城

重庆工商大学 会计学院，重庆 400067

一、引言

随着现代金融体系不断健全，如何在国际金融体系中实现弯道超车成为当前中国金融发展的重大课题。以中国金融发展中最关切问题为研究导向、以现代金融体系下的国家金融行为属性为研究对象的国家金融学，着重探讨如何在国内建立并完善现代金融体系，准确定位中国金融的国际作用，以及国家金融科技战略部署、国家与地方金融的层级发展、国家金融监管架构作用等，能够有效助力中国金融发展实现弯道超车(陈云贤，2021[1])。数字普惠金融作为国家金融学中涉及金融科技战略部署的重点发展任务，既是数字化时代下的新兴产物，也是金融科技化的重要应用。近年来随着人工智能、云计算和大数据的不断发展，数字普惠金融的地位与重要性也不断增强(黄益平和黄卓，2018[2])，并且2016年中共中央国务院印发的《推进普惠金融发展规划》明确提出，要提升金融机构科技运用水平，利用大数据、云计算等新兴信息技术大力发展普惠金融，其已成为国家金融学研究的重要课题。

伴随着金融体系的持续发展，中国经济实现了持续高速增长的“中国奇迹”。中国已成为世界第二大经济体，然而经济高速增长的背后，却付出了沉重的环境代价。《2020中国生态环境状况公报》显示，全国337个城市中，环境空气质量达标城市占比为59.9%，尚有三分之一的城市PM2.5浓度高于国家二级标准，区域性重污染天气时有发生，重点流域水生态状况和典型海洋生态系统的健康状态总体上不太乐观。如何在经济发展的同时保护环境，成为中国现阶段转变经济发展方式、实现高质量发展所亟需解决的难题。中共十九大明确指出要“不断推进市场导向的绿色技术创新”，并在全国政协十三届二次会议上再次强调“要依靠技术创新破解绿色发展难题”，为实现绿色发展指明了道路。因此，绿色技术创新成为实现经济发展与环境保护“双赢”的关键手段(Daron et al.，2012[3]；李子豪和白婷婷，2021[4])。

回顾前期研究，针对如何驱动绿色技术创新已取得丰富研究成果，主要可以归纳为政府、社会与市场以及企业内部三大角度。其一，绿色信贷政策能够加剧高污染企业的退出风险，产生波特效应，从而促进绿色技术创新，但主要针对创新数量而非质量(陆菁等，2021[5]；王馨和王营，2021[6])，而低碳城市试点政策、环保目标责任制等同样促进了企业的绿色技术创新活动；其二，媒体关注作为重要的外部监督力量，能够促使重污染企业“知弱图强”而非“捉襟见肘”，企业所处城市的财富则对其社会责任偏好产生影响，进而产生绿色技术自选择效应并呈现自我强化特性(张玉明等，2021[7]；董直庆和王辉，2021[8])；其三，企业自身的董事会治理能够影响绿色技术创新的积极性，并提升环境规制效果，而高管薪酬激励的创新补偿效应则能够提升财税补贴政策对企业绿色创新的平滑效果，从而提升企业绿色创新能力，由此证明了公司治理在绿色创新激励中的重要影响(王锋正和陈方圆，2018[9]；王旭和王非，2019[10])。

虽然现有研究已从多个角度对绿色技术创新进行了深入探讨，但不难发现，有关数字普惠金融对企业绿色技术创新的影响效果及其作用机制目前还较少有系统性研究。事实上，金融作为微观主体绿色技术创新中的核心要素，将直接影响企业绿色技术创新的成效(Po-Hsuan et al.，2014[11]；Ramana and Tom，2014[12])。金融发展是全要素生产率的重要影响因素(陈志刚和郭帅，2012[13])，不仅对实现中国经济的绿色低碳发展具有重要意义(严成樑等，2016[14])，而且能够显著降低二氧化碳的排放(邵汉华和刘耀彬，2017[15]；Muhammad et al.，2013[16])，对环境治理具有重要影响。因此，数字普惠金融必然会对企业绿色技术创新产生重要影响。上述研究不足构成了本研究的逻辑起点和探讨重点，本文将基于此探讨数字普惠金融对企业绿色技术创新的影响效果及作用机制，对国家金融科技战略部署与绿色发展等方面做出理论解读和经验补充。

本文的边际贡献主要在于：首先，考察了数字普惠金融对企业绿色技术创新的影响，建立了科技金融与绿色技术创新的链接，扩展了数字普惠金融对绿色发展功效的文献，有助于推动数字科技与绿色发展齐头并进；其次，细分了绿色技术创新的类别，验证了数字普惠金融的差异化作用效果，同时验证了“数字普惠金融——缓解融资约束与提升城市财富——绿色技术创新”的作用路径，厘清了数字普惠金融对绿色技术创新的作用机制，丰富了绿色技术创新影响因素的文献。最后，本文研究结论为加快数字普惠金融在中国的战略布局与全面发展，健全普惠性现代金融体系，平衡风险创新，推进完善区域金融监管，提升绿色技术创新质量审核水平，构建良好生态提供了针对性的政策建议。

二、理论分析与研究假设

(一)数字普惠金融与企业绿色技术创新

数字普惠金融作为国家金融科技战略部署中的重点发展任务，实质是通过其在数据分析、信息处理方面的优势促使金融服务范围和效果有效提升，提升金融服务可得性，促进经济增长红利的释放，提高居民收入水平。因此，本文认为数字普惠金融能够通过对企业内部、外部的综合影响，促进企业绿色技术创新。

一方面，从企业内部和绿色技术创新能力出发，数字普惠金融能够降低企业融资约束程度，从而促进绿色技术创新。企业的生产经营存在逐利特点，在面对是否进行绿色技术创新的决策时，企业往往首先考虑该项活动能否为其带来经济利益。数字普惠金融作为普惠金融体系下的重要一环，不仅能够降低金融服务门槛(谢绚丽等，2018[17])，提高企业融资效率(唐松等，2020[18])，而且能够降低企业融资成本(聂秀华等，2021[19])，有效缓解企业的融资约束问题。进一步地，从成本收益角度出发，数字普惠金融发展既显著降低了企业绿色技术创新的成本，也提升了企业绿色技术创新的能力，促使企业绿色技术创新的成本收益平衡点发生移动。企业进行绿色技术创新后，能够有效规避环保处罚(李青原和肖泽华，2020[20])，向利益相关者传递其可持续经营与绿色发展的信号。基于信号传递理论与利益相关者理论，企业进行绿色技术创新促使其获得更多的资金投入与媒体关注，有利于推动企业股价上涨与扩大生产经营，为企业带来可观的经济利益。此外，从分散风险角度出发，基于资源基础理论，企业获取资源的能力决定了其对组织内外环境的响应程度。数字普惠金融有效提升了融资效率与融资可得性，缓解了金融错配问题，促使企业创新风险显著降低，使管理层更愿意以长远的目光进行绿色技术创新决策。因此，在数字普惠金融对企业内部和绿色技术创新能力的影响下，会显著促进企业绿色技术创新。

另一方面，从企业外部角度和绿色技术创新意愿出发，数字普惠金融能够提高城市财富水平从而促进绿色技术创新。企业生产经营活动往往会受到行业整体的影响，当企业所处行业整体存在绿色技术创新偏好，或是行业中存在绿色产品需求时，由于同群效应，企业更愿意进行绿色技术创新。数字普惠金融的出现与发展，不但对企业内部产生了重要影响，对企业外部发展也具有深远意义。一方面，数字普惠金融依靠其覆盖广度、使用深度与数字化程度，能够直接影响居民收入水平，提升城市财富(张勋等，2021[21])；另一方面，通过对经济增长和创业行为的影响，数字普惠金融能够间接影响居民收入水平，提升城市财富。进一步地，从居民个体角度出发，财富积累会加强个体对美好生活的向往与追求(董直庆和王辉，2021)。具体而言，消费者收入越高，对环境的需求越强，更愿意以高价购买绿色产品，而绿色产品需求增加则会激励企业进行绿色技术创新，生产符合消费者需求的绿色产品(王敏和黄滢，2015[22])。此外，从城市整体角度出发，当居民收入普遍增长时，城市整体的财富积累随之增加，此时居民个体的相似诉求将会形成群体现象，被企业和政府所重视。正如董直庆和王辉(2021)、程名望等(2019)[23]、Nguyen et al.(2020)[24]等研究所示，居民收入增长会增强其对环境的需求，从而增加绿色产品需求。数字普惠金融发展通过促进居民收入增长，将个体需求逐渐转化为群体行为。在绿色产品需求的利益驱动下，企业绿色技术创新的意愿随之提升。因此，在数字普惠金融对企业外部和绿色技术创新意愿的影响下，将会显著推动企业绿色技术创新。综上所述，本文认为数字普惠金融可以通过缓解企业融资约束和提升城市财富水平，促进企业绿色技术创新。因此本文提出假设1。

假设1：数字普惠金融能够促进企业绿色技术创新。

(二)数字普惠金融对企业绿色技术创新的作用差异分析

企业绿色技术创新可以分为实质性创新和策略性创新(徐佳和崔静波，2020[25]；黎文靖和郑曼妮，2016[26])，前者能够有效推动企业的绿色技术进步，真正实现绿色发展，而后者更多是以谋取利益为目的，通过追求创新的“速度”和“数量”，迎合政府的相关创新策略以及绿色发展趋势，是一种应规性行为。因此数字普惠金融对不同类型的绿色技术创新是否具有差异化效果，能否有助于真正实现绿色发展的目标，是本文关注的另一个焦点。

一方面，数字普惠金融发展能够提升居民个人收入，促进城市财富积累，增加绿色产品需求，迫使企业进行实质性绿色技术创新，实质性地响应社会责任和绿色发展趋势，以获取更多收益。同时，数字普惠金融通过对企业融资渠道、融资效率和融资成本等产生影响，为企业实质性绿色技术创新提供必要的基础条件，降低创新成本与风险，推动绿色创新的成本收益平衡点发生偏移。企业通过实质性绿色技术创新，为产品附加绿色属性，可以满足更多消费者需求，获取更多收益。综上所述，数字普惠金融可能会促进企业的实质性绿色技术创新。

另一方面，随着数字普惠金融发展，数字科技、智能应用和绿色发展等逐渐成为企业发展趋势。对大部分企业而言，由传统发展方式转为绿色发展需要一定成本与时间，且存在一定风险。因此，并非所有企业都会选择通过绿色技术创新提升自身绿色技术水平，实现真正的绿色发展。部分企业可能通过策略性绿色技术创新，从表层上迅速提高绿色创新数量，粉饰企业绿色创新能力，象征性地响应社会责任和绿色发展趋势，实现“漂绿”的目的。由此可见，由于绿色创新活动及其发展转型存在风险与成本，企业可能仅通过策略性绿色技术创新“漂绿”自身，开展相应的绿色营销行为，树立合法合规、积极承担社会责任的形象，并满足绿色产品需求，从而以更低成本与风险获取更多收益。综上所述，数字普惠金融可能会促进企业的策略性绿色技术创新，因此本文提出假设2a和2b。

假设2a：数字普惠金融能够促进企业的实质性绿色技术创新。

假设2b：数字普惠金融能够促进企业的策略性绿色技术创新。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文主要使用了以下数据：一是北京大学数字普惠金融指数，该数据由北京大学数字金融研究中心发布，是目前有关数字普惠金融研究的通用数据。该数据包括了省级、市级和县级三个研究层面和数字普惠金融指数、数字金融覆盖广度、数字金融使用深度以及普惠金融数字化程度四个研究角度。二是2011—2019年中国A股上市企业有关绿色技术创新、融资约束以及其他企业层面控制变量的相关信息，来自国泰安数据库(CSMAR)。此外，为了保证样本代表性与可靠性，本文对样本进行了以下处理：剔除ST、*ST的企业；剔除样本中的金融类、房地产类企业；剔除主要变量存在数据缺失的企业；对主要连续变量进行了双侧1%的缩尾处理，以消除极端值对研究结论的影响。经过上述处理，本文最终得到2011—2019年9196个“公司——年度”观测样本。

(二)变量定义

1. 被解释变量：企业绿色技术创新(Grein)。目前常见的衡量方法包括企业绿色专利的授权量与申请量。由于专利的申请到获批具有时滞性，因此本文采用绿色专利的申请量衡量企业绿色技术创新水平。为了更好地区分数字普惠金融促进了企业的何种绿色技术创新，本文将企业绿色发明申请数量定义为实质性绿色技术创新(Greinvja)，将企业绿色实用新型申请数量定义为策略性绿色技术创新(Greumja)。

2. 核心解释变量：数字普惠金融指数(Aggregate)。本文采用北京大学数字普惠金融指数进行测度，同时还使用数字普惠金融覆盖广度(Breadth)与使用深度(Depth)这一对称的具体细分指标进行分析，以确保研究结论的可靠性。

3. 控制变量。参考已有文献对绿色技术创新的研究以及数据可得性，本文主要选取了以下控制变量：企业规模(Size)，以企业总资产的自然对数衡量；资产收益率(ROA)，以企业净利润与平均资产总额的比值衡量；资产负债率(Lev)，以企业负债总额与资产总额的比值衡量；产权性质(SOE)，若企业登记注册类型为国有企业取值为1，非国有企业为0；独立董事比例(Indper)，以企业独立董事数量占比衡量；两职合一情况(Power)，若企业董事长兼任CEO则取值为1，否则取值为0；营业收入增长率(Growth)，以企业营业收入增长率衡量。具体变量定义及赋值见表1。

表1 研究变量定义

(三)模型设定

为了验证假设1，本文采用双向固定效应模型估计数字普惠金融对企业绿色技术创新的影响效果，具体模型设置如式(1)所示。

Greini,t=α0+α1DIFi,t-1+α2Controli,t+μi+ψt+εi,t

(1)

其中，i和t分别代表企业和年份；Greini,t为被解释变量，代表企业绿色技术创新总体水平；DIFi,t-1代表数字普惠金融水平，为了探究数字普惠金融的多维度影响并确保结论可靠性，将其细分为三个不同指标，包括数字普惠金融总指数Aggregatei,t-1，数字金融覆盖广度Breadthi,t-1以及数字金融使用深度Depthi,t-1。由于数字普惠金融对企业绿色技术创新活动的影响需要一定时间，因此本文对数字普惠金融水平进行滞后一期处理；Controli,t为一系列控制变量；μi为行业固定效应；ψt为时间固定效应；εi,t表示随机误差项。此外，为了检验假设2a和2b，本文将企业绿色技术创新细分为实质性绿色技术创新和策略性绿色技术创新，并构建式(2)和式(3)进行检验。

Greinvjai,t=β0+β1DIFi,t-1+β2Controli,t+μi+ψt+εi,t

(2)

Greumjai,t=δ0+δ1DIFi,t-1+δ2Controli,t+μi+ψt+εi,t

(3)

其中，Greinvjai,t和Greumjai,t为被解释变量，代表企业的实质性绿色技术创新和策略性绿色技术创新水平；DIFi,t-1为核心解释变量，代表反映数字普惠金融的三个维度指标，并采取滞后一期处理。本文主要通过观察其系数来检验数字普惠金融对何种类型的企业绿色技术创新发挥了显著作用，从而检验假设2a和2b。

四、实证结果及分析

(一)描述性统计

表2为本文主要变量的描述性统计。结果显示，企业绿色技术创新(Grein)的均值为1.555，标准差为1.298，反映出中国不同企业间的绿色技术创新水平存在异质性，为本文后续研究提供了基础保证与切入点。而且，不同类别的绿色技术创新同样存在较大差异，与王馨和王营(2021)的研究结果基本一致。此外，数字普惠金融(Aggregate)的均值为5.31，最大值为5.732，表明目前中国数字普惠金融整体发展水平较高，与唐松等(2020)的研究结果保持一致。其余控制变量与现有研究也基本一致。

表2 主要变量的描述性统计

(二)数字普惠金融对企业绿色技术创新的促进效应

数字普惠金融对企业绿色技术创新影响的回归结果如表3所示。结果显示，无论是第(1)～(3)列未添加控制变量的结果，还是第(4)～(6)列添加控制变量后的结果，数字普惠金融三个维度均对企业绿色技术创新产生了显著正向影响，验证了假设1。

数字普惠金融作为数字化时代下的新兴产物，依靠信息技术克服了传统金融服务体系下地理环境和基础设施限制，缓解了企业与金融机构间的信息不对称问题，避免了以往繁琐的审核流程中产生的人力、物力损耗成本转嫁，降低了企业融资约束。同时，数字普惠金融依靠其广度、深度和数字化程度促进了居民收入增长，可以充分释放经济增长红利，提高城市财富水平，增加绿色产品需求，最终促使企业绿色技术创新水平提升。

表3的第(7)列、第(8)列分别为数字普惠金融对实质性和策略性绿色技术创新的回归结果。不难发现数字普惠金融仅能显著促进企业实质性绿色技术创新，表明假设2a成立，假设2b不成立。原因在于，数字普惠金融通过提高居民收入、城市财富水平，促使绿色产品的需求上升，推动企业通过实质性绿色技术创新，以满足绿色产品需求，提高客户认可度，获取更多收益。同时，虽然数字普惠金融通过缓解融资约束程度为企业“漂绿”行为提供了一定条件，但由于数字科技、绿色发展等已逐渐成为企业成长发展的趋势，企业“漂绿”行为仅能为其缓解一时之困。而且，随着数字科技、数字金融等不断发展，企业与利益相关者之间的信息不对称也随之降低，企业“漂绿”行为曝光风险逐渐上升，因此更多企业选择通过实质性绿色技术创新，真正地迎合绿色发展的趋势。

表3 数字普惠金融对企业绿色技术的创新促进效应

续表3

(三)稳健性检验

1. 更换变量。本文被解释变量为上市公司的绿色专利申请量，除此之外常见的绿色技术创新衡量指标还包括企业的绿色专利授权量，因此将被解释变量更换为企业绿色专利授权量，并同样对数字普惠金融水平进行滞后一期处理，重新进行回归。此外，本文核心解释变量为地级市层面的数字普惠金融指数，通过更换计算口径，采用省级层面的数字普惠金融指数重新进行回归(1)②③限于篇幅，检验结果未列示，均与本文核心结论一致。备索。。

2. 更换回归模型。本文采用了时间与行业双向固定效应模型，然而该方法对内生性的控制可能不够严格，因此参考Petra and Alessandra(2012)[27]有关控制“时间×行业”的高阶联合固定效应研究，重新采用联合固定效应控制进行回归检验。此外，由于企业绿色专利数据虽然在正值上大致满足连续分布，但存在明显的零值堆积特征，符合Tobit模型的适用条件，因此本文采用Tobit模型重新进行回归检验②。

3. 工具变量法。由于模型中可能存在遗漏变量和测量误差等问题，即使本文采用了更换变量、更换回归模型以及剔除相关影响因素等方法进行检验，结果仍可能受到内生性问题影响，因此本文参考谢绚丽等(2018)、邱晗等(2018)[28]有关数字普惠金融的研究，采用互联网普及率(Internet)作为数字普惠金融的工具变量。该数据来源于《中国互联网络发展状况统计报告》，因为互联网普及率能够反映地区数字普惠金融基础设施建设程度，与数字普惠金融发展水平紧密相关，并且与企业的绿色技术创新活动之间不存在直接影响路径。本文进一步用两阶段最小二乘法重新进行回归检验，以更好地处理内生性问题③。

(四)机制检验

上述检验结果表明，数字普惠金融对企业绿色技术创新存在显著的正向促进作用。那么其作用机制究竟是什么？如前文所述，数字普惠金融能够通过缓解企业融资约束，提高城市财富水平，促进企业绿色技术创新水平。为验证该影响机制，参考Baron and Kenny(1986)[29]、温忠麟和叶宝娟(2014)[30]的研究，本文构建了以下模型进行中介效应检验。

Greini,t=γ0+γ1DIFi,t-1+γ2Controli,t+μi+ψt+εi,t

(4)

Mediumi,t=φ0+φ1DIFi,t-1+φ2Controli,t+μi+ψt+εi,t

(5)

(6)

式(4)～(6)为递归方程，用于检验融资约束与城市财富在数字普惠金融对企业绿色技术创新影响中的中介效应，其中Mediumi,t为中介变量，依次使用融资约束与城市财富进行检验。对于融资约束(SA)，采用企业SA指数衡量；对于城市财富(Treasure)，参考董直庆和王辉(2021)的研究，分别从经济、社会和生态等维度进行细化，并采用主成分分析法构建城市财富的衡量指标，具体包括三个方面。经济维度：地区国内生产总值(反映城市经济实力)；财政收入(反映财政收入充裕程度)；年末金融机构存款(反映金融活动规模)；居民储蓄余额(反映居民潜在消费能力)；房地产投资(反映城市不动产财富)。社会维度：每万人卫生机构床位数和每万人医生数(反映城市医疗卫生水平)；每百人公共图书馆图书藏量(反映公共教育服务水平)；高校在校学生数(反映城市高等教育水平)；人均道路面积和人均公共交通工具保有量(反映基础服务能力)。生态维度：城市建成区的绿化覆盖率(反映城市环境绿化水平)；工业固体废物综合利用率(反映城市循环发展能力)；城市污水处理率和垃圾无害化处理率(反映城市环境治理水平)；单位GDP二氧化硫排放和PM2.5浓度(反映城市空气质量)。

机制检验回归结果见表4。结果显示，数字普惠金融对企业绿色技术创新(Grein)的影响系数显著为正，对融资约束(SA)和城市财富(Treasure)的影响系数也均显著为正；加入中介变量后，数字普惠金融(L.Aggregate)的回归系数明显下降，且均通过了Sobel检验，表明融资约束与城市财富在数字普惠金融对企业绿色技术创新的影响中发挥了中介效应。数字普惠金融的发展，为企业营造了良好的金融环境，有效缓解了企业融资约束，释放了经济增长红利，提升了居民收入和城市财富水平，增加了绿色产品的需求，从而促使企业进行绿色技术创新。由此，本文认为“数字普惠金融——缓解融资约束与提升城市财富——促进企业绿色技术创新”的影响机制得以验证。

表4 机制检验

(五)异质性检验

1. CEO银行金融背景异质性。为了进一步探讨数字普惠金融的异质性作用，本文首先从金融科技角度出发，以企业内部视角切入，不同企业的CEO银行金融背景不同，对企业融资约束产生不同影响。据此，参考杜勇等(2019)[31]的研究，本文将样本按照CEO有无银行类金融机构工作经历进行分组回归，验证数字普惠金融对不同CEO银行金融背景企业的异质性影响(表5)。

从表5可以看出，数字普惠金融对CEO具有银行金融背景企业的绿色技术创新无显著影响。而且，Chow检验结果显示，两组样本间存在着显著差异，说明异质性作用显著存在。这可能是因为CEO具有银行金融背景企业本身面临的融资约束问题较小，其CEO的银行金融工作经历，为企业获取资源提供了便利，并且他们更加了解银行等金融机构的信息需求，能够有效缓解信息不对称，从而有助于达成借贷契约(邓建平和曾勇，2011[32])。因此，对于CEO具有银行金融背景的企业，数字普惠金融存在借贷能力边际递减效应，而对CEO无银行金融背景的企业，数字普惠金融能够充分发挥其融资约束缓解作用，进而促进企业绿色技术创新。

表5 CEO银行金融背景异质性检验

2. 区域异质性。从企业外部视角切入，受中国历史、政策以及地理环境等因素影响，不同区域的经济发展和金融水平存在显著差异。尤为明显的是，沿海地区和内陆地区的发展差距，而经济发展和金融水平差异也会导致数字普惠金融所产生的效果出现差异。鉴于此，参考韦倩等(2014)[33]的研究和中国海洋统计年鉴划分标准，将样本按照所处沿海或内陆地区进行分组回归，以此验证数字普惠金融对沿海、内陆地区不同企业的异质性影响(表6)。

从表6可以看出，数字普惠金融对沿海地区企业的绿色技术创新无显著影响，且Chow检验结果显示，两组样本间存在着显著差异。原因在于，沿海地区的经济发展与金融水平较高，整体金融体系更完善，企业面临的融资约束程度较低，居民收入、城市财富水平较高。数字普惠金融主要通过缓解融资约束和提升城市财富，促进企业绿色技术创新。对沿海地区企业而言，数字普惠金融并无显著作用。对于内陆地区企业而言，由于内陆地区的整体金融体系与经济发展水平等较沿海地区存在一定差距，导致内陆地区企业本身面临更为严重的融资约束问题，且城市财富水平上升空间更大。因此，当数字普惠金融有效缓解融资约束与提升城市财富水平时，相较于沿海地区企业而言，内陆地区企业的绿色技术创新效应更显著。

表6 区域异质性检验

续表6

3. 环境规制强度异质性。上述两个异质性检验分别从企业内部与外部视角探讨了数字普惠金融对企业绿色创新的异质性作用，本文进一步从绿色发展的角度进行细分。由于环境规制能够对企业绿色技术创新起到一定程度的激励与倒逼。在不同环境规制强度下，企业进行绿色技术创新的意愿不同，导致不同环境规制强度下数字普惠金融对企业的绿色创新存在异质性影响。据此，本文参考郝寿义和张永恒(2016)[34]的研究，通过查阅相关统计年鉴获取各省工业废水、工业SO2以及工业烟尘排放量数据，进行标准化处理，并计算其权重，然后相乘，计算出环境规制强度综合指数，以衡量各省环境规制强度。进一步地，以各年中位数为界限，本文将样本分为高环境规制强度组和低环境规制强度组，进行分组回归与检验(表7)。

由表7可以看出，数字普惠金融对高环境规制强度下企业具有显著的绿色技术创新促进效应，而对低环境规制强度下的企业无显著影响，两组估计系数通过了Chow检验。究其原因，本文认为高环境规制强度能够对企业产生“创新补偿”效应，促使企业为了获取市场地位与收益进行绿色技术创新，形成市场壁垒。而且，高环境规制强度能够通过信号传递反映政府相关的政策方向，向市场传递明确信号，促使利益相关者为了可持续发展而推动企业绿色技术创新。因此，在高环境规制强度下，数字普惠金融通过缓解融资约束等途径为企业创造了充分条件，能够显著促进企业绿色技术创新；而在低环境规制强度下，企业自身创新意愿不足，因此并无显著影响。

表7 环境规制强度异质性检验

(六)进一步分析

数字普惠金融促进了金融与科技的交互，但并未改变其金融的核心内涵。同时，数字普惠金融迅速发展对传统金融监管模式产生了巨大挑战，传统金融监管模式能否应对其所带来的风险以及能否确保其始终处于合理可控的发展速度，成为当前金融监管模式下需要应对的重要问题。那么，在金融监管逐渐加强，监管模式逐步变更的情况下，数字普惠金融对绿色技术创新的促进效应是否会受到冲击，抑或是得到强化，成为了本文关注的问题。

鉴于此，参考唐松等(2020)的研究，本文采用区域金融监管支出与金融业增加值的比值衡量金融监管强度，并构建其与数字普惠金融的交互项。此外，由于金融监管强度随数字普惠金融发展逐渐增强，且监管模式转变存在时耗性、周期性等特点，参考聂秀华等(2021)的研究，本文进一步以2014年为分界，探讨不同阶段下金融监管对绿色技术创新的影响。2014年数字普惠金融首次出现在政府工作报告中，说明数字普惠金融已进入国家决策，在中国的布局与发展明显加速，相关的监管措施与配套政策也逐步出台，金融监管强度与模式也随之加速转变以应对数字金融风险。因此，以2014年为分界，可以有效考察不同阶段下金融监管对绿色技术创新的影响(表8)。

表8的第(1)列为加入交互项后的全样本回归结果，交互项显著为负，表明金融监管抑制了数字普惠金融对企业绿色技术创新的促进作用。原因在于，数字普惠金融作为信息化时代的新兴产物，传统金融监管模式与之可能不相匹配，难以应对新兴数字技术应用所附带的金融欺诈、数据流失问题。而且，金融监管模式变更需要一定周期，无法在短时间内适应数字技术应用的冲击，导致数字普惠金融对绿色技术创新的促进效应受到冲击。表8第(2)列和第(3)列分别为2014年前和2014年后的分组回归结果，从中不难发现，金融监管对数字普惠金融绿色技术创新促进效应的冲击仅在2014年前成立，在2014年后则产生了正向调节作用。Chow检验结果显示，两组样本间存在显著差异。原因在于，2014年数字普惠金融正式进入国家决策，相关的政策措施不断出台，金融监管的强度与模式开始加速转变以更好地适应数字普惠金融变革，二者间的匹配程度随之提升。因此，金融监管对绿色技术创新促进效应的冲击逐渐消失，并且随着金融监管逐渐适应信息化技术带来的冲击，逐渐释放政策监管红利，强化数字普惠金融的绿色技术创新促进效应，并有效抑制其带来的新兴金融风险。

表8 金融监管的阶段性影响检验

五、研究结论与政策启示

(一)研究结论

国家金融学作为当前中国实现国际金融体系弯道超车的重要抓手，其研究与公司金融学、国际金融学和金融科技发展等密切相关、相互渗透，对维护金融秩序，提升国家金融竞争力，具有重要推动作用。基于数字普惠金融这类国家金融科技战略部署的重点发展任务，本文实证研究了数字普惠金融、融资约束和城市财富与企业绿色技术创新之间的关系，并采取更换模型、更换核心变量以及工具变量回归等方法进行了稳健性检验。研究发现：第一，数字普惠金融能够显著促进企业绿色技术创新，且融资约束与城市财富在其中发挥了中介作用；第二，细分绿色技术创新类别后，数字普惠金融仅能显著促进实质性绿色技术创新，对策略性绿色技术创新无显著作用；第三，数字普惠金融对企业绿色技术创新的促进作用在高环境规制强度地区、内陆地区以及CEO无银行金融背景企业中更为显著；第四，金融监管与数字普惠金融发展存在一定程度的不匹配，对数字普惠金融的绿色技术创新促进效应产生了冲击，但随时间推移逐渐释放政策监管红利。

(二)政策启示

基于上述研究结论，本文有三点政策启示。

第一，深化国家金融体系，推进国家金融学研究，助力国家金融的理论与实践探索。大力推进国家金融学的相关研究，以中国现代金融体系下的国家金融行为属性为研究对象，以中国金融发展中最关切的问题为研究导向，助力国家金融体系不断完善。数字普惠金融作为国家金融学中涉及金融科技战略部署的重点发展任务，其快速发展有助于中国金融市场中的信息收集与高效分析，能够通过降低金融服务门槛、提高融资效率、降低融资成本等途径有效缓解企业融资约束。因此，加快推进数字普惠金融在中国的战略布局与全面发展，有助于推动中国金融业的科技革新，破除银行信贷资源配置中的规模歧视与所有制歧视，有效缓解中小企业融资难、融资慢等信贷资源获取障碍。同时，人工智能、大数据等数字科技应用将革新金融市场的价格发现机制，降低信息不对称程度，提高金融市场的流动性和稳定性，降低传统金融行业的人力成本，减少重复劳动，有助于实现中国金融业的弯道超车。

第二，充分利用数字普惠金融优势条件，促进环境绩效与经济绩效齐头并进。数字普惠金融在缓解企业融资约束的同时，也能够促进居民收入提升，释放经济增长红利，提升城市财富水平，有助于实现民生普惠，提高绿色产品需求，进而促进企业绿色技术创新。但不同企业的作用效果存在明显差异，因此相关政策制定应该充分考虑个体与区域特征，推动企业充分发挥数字普惠金融创造的优势条件，加快转变创新模式，释放创新活力。此外，随着金融科技广泛应用，在改善民生的同时促进了企业经济绩效快速增长，企业能够通过绿色创新活动带来“创新补偿”，提高市场竞争能力，向利益相关者传递可持续发展、绿色发展的信号，从而有助于提升企业价值，最终促进环境绩效与经济绩效齐头并进，以金融助力高质量、绿色发展。

第三，良好地应对数字金融冲击，提升国家金融监管体系有效性，强化绿色技术创新质量审核水平。在助力数字普惠金融进一步发展的同时，应该坚持法治化与市场化原则，确保数字普惠金融发展始终处于合理监管下，保证金融体系的稳定性与安全性。政府应该持续完善区域金融监管水平，确保金融监管水平与数字普惠金融发展速度同步推进，缓解数字金融对传统金融体系的冲击，确保国家金融监管有效性；此外，为了更大程度地发挥数字普惠金融的绿色技术创新促进作用，应该进一步提升区域绿色技术创新质量审核水平，完善绿色技术创新评价体系，鼓励企业进行实质性绿色技术创新，避免策略性绿色技术创新带来的“专利泡沫”、绿色营销等问题，有效强化数字普惠金融的绿色技术创新促进作用。