区域数字普惠金融发展与中小企业创新——基于新三板挂牌公司的经验证据

金立民

(兰州资源环境职业技术大学，甘肃兰州 730000)

一、引言

金融发展理论认为金融发展对一国或地区经济增长具有至关重要的作用。2001年世界银行发布的研究报告表明，金融发展促进一国经济增长的途径主要是推动该国的技术创新与进步。企业作为市场的微观主体和技术创新的中坚力量在这个过程中发挥着极其重要的作用。特别是我国经济发展进入“新常态”的背景下，政府积极引导各经济主体调整发展理念，转变经济发展方式，促进供给侧结构性改革，以推动经济转型发展和产业升级。在此情况下，中央和各级政府均高度重视提升创新的作用，并主动推动和引导企业加大创新投入力度，提升创新产出水平。那么，如何充分发挥创新尤其是企业创新作为驱动发展第一动力的作用对于我国来说是一个亟待解决的现实问题。

从理论上看，创新作为企业获取竞争优势、保持持久发展的不竭动力，以及经济可持续发展的重要驱动因素，一直以来都是学术界关注的焦点和热点。围绕企业创新的影响因素和推动力量，诸多学者从企业规模(朱恒鹏，2006)[1]、企业年龄(Balasubramanian and Lee，2008)[2]、公司内部治理(李春涛和宋敏，2010；鲁桐和党印，2014)[3][4]、股权激励结构(刘宝华和王雷，2018)[5]、企业所在行业的竞争程度(Aghion et a.，2005)[6]、机构持股(温军和冯根福，2012；Aghion et a.，2013)[7][8]、风险投资(Chemmanur et a.，2014)[9]等企业和行业特征方面展开了卓有成效的研究。企业创新能力除了与自身特征密切相关外，也不能离开外部环境所提供的激励机制和条件(张杰等，2011；潘越等，2015)[10][11]。围绕影响企业创新的外部环境，学者们从要素市场扭曲(张杰等，2011)[10]、知识产权保护水平(伊志峰等，2013)[12]、企业诉讼风险和司法地方保护(潘越等，2015)[11]等视角展开了理论和实证分析。也有部分文献突出金融发展、融资约束、银行业结构等对企业创新的影响(谢维敏和方红星，2011；唐清泉等，2015；Hsu et a.，201；Atanassov，2016；Acharya and Xu，2017)[13-17]。但这些文献尚未关注到数字普惠金融发展对企业创新的影响。与本文直接相关文献是唐松等(2020)，该文考察了数字金融发展对企业技术创新的影响和传导机制[18]，但并未聚焦于中小企业。我们认为中小企业面临的融资环境以及由此带来的创新行为与大型企业不同，数字普惠金融本身的特征决定了其对缓解中小企业融资约束进而促进创新的作用更为集中和显著。

2015年底，国务院发布《推进普惠金融发展规划(2016—2020年)》，明确提出立足机会平等原则和商业可持续原则，以可负担的成本为有金融服务需求的社会各阶层和群体提供适当、有效的金融服务。在传统金融机构积极开展普惠金融活动的同时，互联网金融与数字技术的结合推动了普惠金融的新发展——数字普惠金融，进一步实现了金融资源的广覆盖、低成本和可持续，尤其是提高了创新能力较强的中小型和高科技企业的金融资源的可获得性，进而可能影响企业创新。但目前国内鲜有文献细致探讨数字普惠金融与中小企业创新的关系及异质性特征。本文通过北京大学数字普惠金融指数以及新三板挂牌企业的创新投入和产出数据就该问题展开研究。

本研究的意义在于：第一，目前已有的关于金融发展对企业创新影响的研究主要是通过分析信贷市场和资本市场的发展对于企业创新的作用，且尚未形成统一结论：如Hsu et al.(2014)认为股票市场和信贷市场的发展对于企业创新投资有不同的影响，具体表现为，股票市场的发展会促进更依赖于外源融资和高新技术企业的创新，而信贷市场的发展会抑制依赖于外源融资和高新技术企业的创新[15]；唐清泉等(2015)认为银行业竞争性的市场结构有助于缓解企业R&D投资的融资约束[14]，本文从数字普惠金融发展的视角进一步阐述金融发展与企业创新之间的关系。第二，从数字普惠金融发展的角度来探讨对于中小企业创新的作用，发展了中小企业融资约束缓解机制和推动创新外部融资环境的文献，也拓展了数字普惠金融发展微观经济后果的相关研究。第三，本文的研究结论对政府促进企业创新具有积极的指导意义，也为中小企业特别是中西部地区的中小企业获得创新投资的资金来源提供思路借鉴。

二、文献综述

(一)融资约束与企业创新

创新是企业获得并保持长期竞争优势最重要的方式，而影响企业创新的决定性因素之一就是资金。企业获得技术创新所需资金的方式包括内源融资和外源融资。创新投资需要一定时间内的稳定投入，商业周期导致的利润波动，使得单纯依靠内部资金融资无法满足R&D投资的需要(解维敏和方红星，2011)[13]。外源融资的渠道主要包括政府的技术支持金、信贷市场和资本市场，对于政府，其财政收入主要依靠税收、费收和债收，财政支出的主要目的是实现最广大人民的根本利益，所以不可能用财政收入持续普遍地支持企业创新，因此，企业技术创新所需资金的最佳获取方式便只能是资本市场和信贷市场。然而，创新投资是一个长期而持续的过程，并伴随着信息不对称和较高的投资风险，创新项目又会受到外源融资约束(Hall and Lerner，2010)[19]，所以促进金融发展的深度和广度，提高资源的配置效率对于企业创新有重要的意义。

目前在中国，信贷市场的资金供给者主要是商业银行。随着市场经济的发展，银行业的竞争性不断增强，王霄和张捷(2003)认为竞争会降低银行的期望收益率和保本贷款额，结果是更高的贷款总量，和更低的抵押品及贷款额门槛，这有利于中小企业获得贷款[20]。孙亮和柳建华(2011)研究表明我国银行业竞争性的提高，伴随着旨在提高银行市场化水平的各项改革，包括剥离不良贷款、股份制改造等等，成功地弱化了政府干预，银行谈判权得以增加，这使得银行在与企业进行利益博弈时，能够更加经济合理地分配贷款资源[21]。解维敏和方红星(2011)研究表明随着银行与企业长期关系的建立，事后成本能得到进一步的降低[13]。唐清泉等(2015)也发现银行业竞争性的市场结构有助于缓解企业R&D投资的融资约束[14]。贷款总量的增加、资源配置效率的提高和交易成本的降低被认为是银行业发展的主要优势。

然而，Hsuet al.(2014)的研究则表明，股票市场的发展对企业的创新有促进作用，信贷市场的发展则会抑制企业的创新[15]。一方面，信贷融资中缺乏理性预期均衡的反馈效应，由于缺乏价格信号，即使是回报率为负的项目，银行也可能会继续提供贷款(Rajan and Zingales，2001)[22]，进而以银行为基础的金融体系可能会阻碍外部融资向最具创新性的公司的有效流动(Beck and Levine，2002)[23]。另一方面，创新企业内部的现金流不稳定且较为有限，难以定期支付借款利息等财务费用(Brown et al.2012)[24]，此外，企业的研发产生的资产通常是无形的，无形资产的有限抵押也在很大程度上限制了企业取得贷款(Brown and Petersen，2009)[25]。

综上可见，关于信贷市场的发展是否会促进企业创新仍然存在争议，首先，是因为在探讨二者之间关系时，不应该只关注信贷市场的发展变化，还应该考虑企业的特征，如企业的规模、企业所处行业、企业的创新投资是否依赖于外源融资等。第二，由于不同地区企业所处的环境不同，金融市场所处水平不同，进而金融资源的可获得性和配置效率也有较大差异，这些因素的存在对于信贷市场发展与企业创新关系的影响具有重要性。第三，现有文献绝大部分都是探讨信贷市场中银行的信贷对创新的影响，而信贷融资还有很多其他渠道，这就需要从更加广泛的视角展开研究。

(二)数字普惠金融发展与企业融资

虽然我国股票市场经过多年发展，但信贷市场仍然是我国企业融资的主要渠道，一方面，企业会积极凭借自己的特殊优势来影响金融部门的资源流向，形成国有企业以政府或国家隐性担保形式的挤出效应，进而造成金融资本流入到效率较低而安全性较高的国有企业或国家政策性生产领域；另一方面，投资者与创新企业之间存在不对称信息，虽然信息披露是降低信息不对称的有效途径，但是该项信息的披露具有正外部性，即竞争对手能够窥探本公司的商业机密，故而企业不愿意披露有关研发创新的信息，这就使得投资者很难区分好项目与差项目，造成逆向选择；此外，由于创新企业可抵押物的缺乏，进一步加大了其取得银行贷款的难度。因此，创新企业很难获得外部融资。

立足于当前企业创新所面临的困境，以及国家经济发展进入“新常态”后的要求， 2013年11月在党的十八届三中全会通过的《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》中正式提出发展普惠金融。普惠金融包括“普”和“惠”两个层面：“普”，即广泛包容性，系指金融机构能够为社会各个阶层提供金融服务；“惠”即能够以合理的价格为居民、企业提供金融产品。Kapoor(2014)认为普惠金融是一个均衡器，它可以促进经济增长并使得所有公民从中获益[26]。王颖和陆磊(2012)认为普惠金融的建设有助于优化金融资源配置，改善中小企业融资状况，促进金融稳定并实现整体盈利水平的提高[27]。师俊国等(2016)认为普惠金融发展能够通过扩大金融服务的覆盖范围，让小微企业享受到金融服务，并提供安全可靠的金融支持，从而提高资金配置效率和社会福利，缩小收入分配差距，促进社会经济发展[28]。

综上，目前的研究都表明普惠金融可以改善中小企业的融资状况。中国普惠金融实践的历程归纳总结为公益性小额信贷、发展性微型金融、综合性普惠金融和创新性互联网金融四个阶段，当前，在传统金融机构积极开展普惠金融活动的同时，普惠金融与互联网相结合形成的创新性互联网阶段的数字普惠金融也迅速地发展，通过新型互联网金融产品为广大群众提供了互联网支付、互联网借贷以及互联网理财等更加丰富多样、更加便捷的金融服务，提升了金融资源的可获得性，从而会对企业的创新投资产生影响，但目前还鲜有文献研究普惠金融与中小企业创新的关系。

三、理论分析与假设提出

(一)数字普惠金融与企业创新

为了推动大众创业、万众创新，助推经济发展方式转型升级，增进社会公平和社会和谐，党的十八届三中全会明确提出发展普惠金融。2015年《政府工作报告》提出，要大力发展普惠金融，让所有市场主体都能分享金融服务的雨露甘霖。为推进普惠金融发展，提高金融服务的覆盖率、可得性和满意度，增强所有市场主体和广大人民群众对金融服务的获得感，2015年底，国务院发布《推进普惠金融发展规划(2016—2020年)》，明确提出：立足机会平等原则和商业可持续原则，以可负担的成本为有金融服务需求的社会各阶层和群体提供适当、有效的金融服务。普惠金融的发展是否有利于企业创新呢？本文认为普惠金融可以从以下两条路径来缓解企业创新投资所面临的外源融资约束，推动企业创新。

一方面，从金融资源的可获得性来看，数字普惠金融扩大了企业融资的来源和资金供应量。当今世界瞬息万变，技术落后、淘汰的速度越来越快，企业若想在激烈的市场竞争中存活并且获得保持领先的优势，唯一的途径就是与时俱进地进行创新，而企业的创新活动是一个长期的、持续的、高投入的活动，并且伴随着较高的风险，企业的创新活动面临着外部融资的约束。

普惠金融为企业融资扩大了资金的来源和供应量，同时，金融市场化有利于提高储蓄率，进一步增加市场的资本积累，由此资本的长期成本降低，进而降低企业研发资金投入的成本。企业可以通过研发获得更大的规模经济，投资的增加还会提高居民收入的水平，提升社会对创新产品的需求，进而提升创新的回报水平，进一步促进企业创新。近年来，我国互联网金融的迅速发展，使得与互联网紧密联系的数字普惠金融也逐渐发展起来，数字普惠金融通过开发创新型互联网金融产品、网络借贷平台、股权众筹融资平台等来满足人们多层次的资金需求，扩大普惠金融的触及范围，进一步降低客户的准入门槛，使得通常难以享受到金融服务的中小微企业的需求得到了满足，在提升了金融资源的可获得性的同时，减少了资金成本，缓解了中小企业创新所面临的外源融资约束，进而推动创新发展。

另一方面，数字普惠金融可以缓解资金供求双方的信息不对称。企业创新投资面临较大外源融资约束的原因归结起来主要是：信息不对称和抵押品的缺乏，由于信息不对称会使得事前金融部门不了解企业的创新活动进而导致“逆向选择”，若金融企业选择投资则会担心存在“道德风险”。在资金总额有限的情况下，投资人与银行为了追求自身利益最大化，倾向于规避风险，投资于创新企业的概率较小，另外，创新企业的资产中大多为无形资产，缺乏可抵押物，这就使得获得银行贷款的难度加大。

国家在《推进普惠金融发展规划(2016—2020年)》，明确提出建立健全普惠金融信用信息体系，加快建立多层级的中小微企业和农民信用档案平台，积极培育从事中小微企业和农民征信业务的征信机构，构建多元化信用信息收集渠道，依法采集覆盖全部农民、城镇低收入人群及中小微企业的政务信息，通过全国统一的信用信息共享交换平台及地方各级信用信息共享平台，推动政务信息与金融信息互联互通。所以普惠金融的发展，将会促进金融体系的建设与发展。MertonandBodie(1995)研究表明金融体系的持续发展不仅有助于金融资源进行区域性的优化配置，也能有效降低金融交易成本和减少金融市场摩擦[29]。如银行业的发展推动了企业运营信息的公开，帮助投资者鉴定其价值投资项目，进而提高信贷配置效率。这意味着金融机构有一定的能力对企业的创新进行甄别，对企业家的技术创新能力进行有效事前评估，减少企业家欺骗行为且对投资项目进行监督，一定程度上缓解了信息不对称，进而缓解融资约束，使企业获得充足的赖以支撑投资的资金，推动企业的创新与技术进步。据此提出如下假设：

H1：数字普惠金融的发展能够促进中小企业的创新。

(二)行业创新需求的影响

创新需求更高的高新技术企业的创新风险特性和面临的信息不对称程度更大，抵押物更为缺乏，特别是中小企业更需要通过除了股权融资之外的途径获得资金支持，此时，数字普惠金融的广泛可得性和缓解信息不对称等特性将得到更好的发挥。Rajan and Zingales(1998)指出，行业的特征是影响企业融资需求的重要因素[30]。高新技术企业的创新存在着较高的技术和知识壁垒，更高的不确定性，企业与投资者和银行之间也存在着更加显著的信息不对称，对投资者和银行来说就存在着更大的风险。为了降低甚至是规避这些风险，他们往往会选择减少此类投资并且要求更高的投资回报率或贷款利率甚至是不投资，而这都不利于企业进行创新活动的融资，企业从而减少创新投入，因此，相比其他行业，高新技术行业的中小企业对数字普惠金融的发展更敏感。

根据上述分析，提出如下假设：

H2：数字普惠金融对企业创新的促进作用在创新需求较高的行业中更显著。

(三)地区因素的影响

区域经济、金融发展很不平衡是我国的一个显著特点。整体而言，东部地区的经济、金融发展水平明显要高于中西部地区。现有金融发展水平的地区差异，会使得金融资源的配置效率存在较大的区别，从而不同地区的企业面临的融资约束也会有差异。得力于改革开放政策和建设有中国特色社会主义市场经济的推进，我国的经济发展水平也得到了显著的提升，但是由于政策、地理位置等因素的影响，东部地区拥有更多的优势与发展机遇。Robinson(1952)研究表明具有良好增长机会的地区会发展金融市场，以提供必要的资金来支持其良好的增长前景，在这种情况下，经济领先发展，金融紧随其后[31]。东部地区的金融发展要优于中西部地区，这导致东部地区中小企业创新的融资供给更加丰富。相对应地，中西部地区由于金融市场的落后，企业的融资限制因素多、资源配置效率低，较难获得投资与贷款，面临更严重的外源融资约束。数字普惠金融具有广覆盖、低成本和可持续性的特点，能够以可负担的成本为欠发达地区提供便捷的金融服务。在这个背景下发展普惠金融，使得缺乏资金的中西部地区金融资源的可获得性大大提高，企业可以利用充足的资金进行创新投资，为中西部地区发挥后发优势提供可能，然而，东部地区的企业由于本身面临的融资约束就相对较小，对数字普惠金融的敏感性也会相对较差，所以数字普惠金融对东部地区中小企业创新投资的边际效应也相对较小。据此提出如下假设：

H3：相比于东部地区的企业，数字普惠金融的发展促进中西部地区企业创新的作用更为显著。

四、研究设计与样本选择

(一)样本选择和数据来源

由于普惠金融的本身特征，对中小企业的影响会更加显著，考虑到数据的可得性以及可靠性，本文选择2012-2019年新三板挂牌公司作为初始样本，考虑到构建模型需要，使用2011-2018年市级层面的数字普惠金融指数和控制变量。根据现有文献和研究习惯，先后删除金融业的公司、摘牌等特殊处理的样本以及主要指标缺失的样本，最后获得28552个公司-年的观测值。

本文使用的新三板挂牌企业研发投入数据来自万德(WIND)数据库，申请专利数据来源于国家知识产权局网站《国家知识产权专利数据库》，通过公司-年度检索整理得到。数字普惠金融使用郭峰等(2016)构建的“北京大学数字普惠金融指数”表示，其余财务指标和行业等数据均使用CSMAR统计的数据计算得来。为了减弱异常值的影响，本文对连续变量进行了上下各1%的Winsorized处理。

(二)主要变量介绍

1.普惠金融

本文使用北京大学互联网金融研究中心发布的“北京大学数字普惠金融指数”作为惠普金融的代理变量[32]。该指数利用中国代表性互联网金融机构——蚂蚁金服关于数字普惠金融的微观数据，编制了一套2011-2018年省级、城市和县域三个层级的“数字普惠金融指数”，本文在检验假设时主要使用市级层面的数字普惠金融指数(DIF)。

2.企业创新

借鉴黎文靖和郑曼妮(2016)等文献，从企业研发投入和研发产出两个层面度量企业创新[33]。研发投入使用企业各年的研发投入/营业收入度量，记为R&D_Fee，研发产出使用企业当年申请专利数量的自然对数(LnPatent)来表示，考虑到发明专利更能体现实质性创新产出(黎文靖和郑曼妮，2016)[33]，本文还使用企业当年申请的发明专利数量的自然对数来表示创新产出，表示为LnInvention。

3.技术创新需求

本文将高科技行业界定为技术创新需求更高的行业，记为High_Tech。借鉴黎文靖和郑曼妮(2016)[33]、刘宝华和王雷(2018)[5]，根据《中国高技术产业年鉴》，将制造业中的医药制造业(C27)；通用设备(C34)；专用设备(C35)；铁路、船舶、航空航天和其他运输设备制造业(C37)；电气机械及器材(C38)；计算机、通讯和其他电子设备(C39)；仪器仪表制造业(C40)等划分为高科技行业。当上市公司所在行业属于上述类别时，High_Tech取值1，否则取值0。

(三)实证模型建立

为了检验上述假设，借鉴黎文靖和郑曼妮(2016)[33]等研究，设置如下模型，其中解释变量和控制变量使用滞后一期的值：

Innit=αit+β1DIFit-1+β2Sizeit-1+β4ROAit-1+β5ListAgeit-1+β6Tangibleit-1+β7CFOit-1+∑Ind+∑Year+εit

(1)

其中，Inn表示企业创新，分别使用上述的R&D_Fee、LnPatent和LnInvention来度量；DIF表示普惠金融；控制变量方面，Size表示企业规模，等于总资产的自然对数；Lev表示资产负债率；ROA是总资产收益率，表示企业盈利能力；ListAge上市年限，等于上市年数的自然对数；Tangible为资产结构，使用固定资产比例表示；CFO表示企业经营活动产生的现金流量；同时控制行业和年份。按照假设1，预计DIF前的系数应显著为正。根据企业创新变量的数据结构特征，本文使用Tobit回归进行上述检验。

在验证假设2和假设3时，分别按照技术创新需求(High_Tech)和外部融资依赖度(Fin_Dep)进行分组回归，比较DIF在各组间的差异程度，以此判断普惠金融发展与中小企业创新的关系是否受到企业本身的创新需求和外部融资依赖程度的影响。各变量的定义如表1所示。

表1 变量定义表

五、描述性统计与实证结果分析

(一)变量的描述性统计

表2报告了主要变量的描述性统计结果。数据显示，研发投入、申请专利及申请发明专利的数目均值均较小，且标准差较大，最大值也很大，这说明在我国有小部分的中小企业进行了高强度的创新活动，但是大部分中小企业创新不足的问题仍然十分严重；数字普惠金融指数的最大值与最小值相差巨大，最大值约为最小值的9倍，而标准差与均值相比较而言并不是很大，说明数字普惠金融的发展从整体来看具有覆盖度广、地区差异较小、触达力好的特点，但是仍然存在着极端情况。

表2 变量的描述性统计

(二)相关性分析

表3 主要变量的相关系数表

表3报告了主要变量的相关系数，数据显示：(1)研发投入、专利申请数量的自然对数和发明专利申请数量的自然对数两两之间的相关系数分别为0.125、0.222、0.841，均在1%的水平上显著，说明企业创新活动的不同替代变量之间具有一致性。(2)高科技行业与外源融资依赖度之间的相关系数也在1%的水平上显著，说明外源融资是高科技行业重要的融资方式。(3)外源融资依赖度对本文中创新活动的不同替代变量(研发投入、专利申请数量的自然对数和发明专利申请数量的自然对数)具有不同的影响，具体而言，外源融资依赖度越高，研发投入越高，但专利申请数量以及发明专利的申请数量越少，这可能是由于越依赖外源融资渠道来获取创新资本的企业面临着越大的融资约束及还款压力，进而导致创新投资不连续，从而影响创新产出。(4)数字普惠金融指数与外源融资依赖度之间的pearson相关系数为-0.068，在1%的水平上显著，数字普惠金融的发展能够减轻企业对外源融资的依赖度，这也符合数字普惠金融的初衷与本质特征。(5)研发投入、专利申请数量的自然对数和发明专利申请数量的自然对数在1%的水平上与数字普惠金融指数显著正相关，基本能够解释本文的第一个假设。

(三)回归结果分析

1.数字普惠金融与企业创新

本研究首先考虑数字普惠金融对中小企业创新的影响，回归结果如表4所示。从中不难发现，数字普惠金融(DIF)与创新活动的不同替代变量(研发投入R&D_Fee、专利申请数量的自然对数LnPatent和发明专利申请数量的自然对数LnInvention)之间的回归系数分别为0.0004、0.007、0.007，均在1%的水平上显著正相关，这表示数字普惠金融的发展能够促进中小企业的创新，而且不仅促进了中小企业创新的投入，也促进了以专利数表示的创新产出水平。由此，假设1得到验证。

表4 普惠金融与企业创新的回归结果

2.行业创新需求的调节作用

高科技行业面临着更加激烈的竞争，对创新的需求更高，与此同时，该行业也存在着更高水平的不对称信息和创新风险，面临着更加严重的外部融资约束，其创新对数字普惠金融的发展也可能更加敏感。因此，考虑创新需求的作用，回归结果如表5所示。实证结果显示，(1)在R%D_Fee作为被解释变量的回归中，两组间不存在显著差异。(2)在以LnPatent和LnInvention为被解释变量的回归中，在创新需求较高组中，回归系数更大，意味着普惠金融的作用更大，Chow检验结果在1%水平上显著。这说明数字普惠金融的发展并不能显著地促进高科技行业的创新投资，但是可以使高科技行业的创新产出水平显著地提高，原因可能是普惠金融的发展使得企业改变原有资金的获得渠道，选择更低成本、更加便捷的普惠金融来取得与原来水平相同甚至更高的创新资金，使得企业融资难度、还款压力变小，能够保证企业创新投资的连续性，更好地发挥企业的创新能力，进而促进了创新投资的效果，即表现为更高创新产出。假设2得到验证。

表5 普惠金融与中小企业创新：创新需求的调节作用

3.所属区域的调节作用

本文继续考虑地区因素对普惠金融与企业创新关系的影响，回归结果如表6所示。根据表中数据显示，(1)在以R&D_Fee作为被解释变量的回归方程中，DIF的系数在中西部地区样本中更大，且Chow检验通过1%和5%的检验。(2)DIF的回归系数在以LnPatent、LnInvention作为被解释变量的回归方程中虽均显著[1]，说明数字普惠金融以更低的成本、更大的触及面、更可持续更大程度上减轻西部企业所面临的外源融资约束，增加了金融资源的可获得性，使其以较低成本获得了支持创新所需资金，进而增加对核心竞争能力的投资——创新，表现为更高的研发资金的投入和产出水平。假设3得到验证。

表6 普惠金融与企业创新：地区的调节作用

六、内生性问题和稳健性检验

(一)内生性问题讨论

本文的研究结论可能受到内生性的影响，即我们观察到的普惠金融发展和企业创新之间的关系可能受到城市发展因素的共同影响，因此，它们之间更可能是相关关系，而非因果关系。为了验证本文发现是因果关系，本文使用工具变量法尝试解决上述问题。

根据已有文献，社会网络可以促进民间借贷(马光荣和杨恩艳，2011)[34]，也可以促进普惠金融的发展(陈颐，2017)[35]，为此，使用各省份的信任表示的社会网络(Scapital)作为普惠金融的工具变量，运行IV-Tobit回归。各省级的信任数据来自张维迎和柯荣住(2002)的调查[36]。当然，需要说明的是：该方法使用的前提是工具变量的选择较为合理，即是说，工具变量应与解释变量高度相关，而与被解释变量没有直接关系。本文认为，一个地区的信任水平能够直接降低市场交易成本，进而有利于普惠观念的普及和普惠金融的发展，但2002年调查的各地区信任水平并不会对2012-2019年间的中小企业创新发展产生直接影响。进一步地，我们还发现运行IV-Tobit回归的第一阶段F值为214.44，远大于Stock and Staiger(1997)所指出的临界值10[37]，说明不存在弱工具变量问题，即本文工具变量的选择是较为合理的。根据表7报告的IV-Tobit回归结果，DIF在三列中均在1%水平上显著为正，说明使用工具变量控制内生性后，文中的结果仍然存在，说明文中结果的稳健性。

表7 普惠金融与中小企业创新：社会网络作为工具变量

(二)其他稳健性检验

为了验证文中结果是否稳健，本文还执行了如下的稳健性检验：(1)变换企业创新的度量指标。使用企业无形资产的变化值作为企业创新的代理变量，因为创新产出的很大部分成为无形资产；(2)变换普惠金融的度量指标，分别使用普惠金融的覆盖广度和使用深度代替文中的DIF；(3)尝试控制更多的公司层面变量，增加海外经营、公司治理指标等。上述稳健性测试均为改变文中的结果，说明本文结果较为稳健。

七、结论与启示

随着我国经济发展进入“新常态”，人口红利逐渐消失以及人口老龄化日趋严重，劳动力的低成本优势逐渐丧失，传统的依靠要素驱动的经济增长方式已经不能适应当前的市场状况，这要求我们转换经济增长的动力，创新作为企业获取竞争优势、保持持久发展的不竭动力，以及经济可持续发展的重要驱动因素，逐步实现从要素驱动转向创新驱动是大势所趋。所以，在此背景下，考虑如何促进企业创新具有重要的理论和实践意义。基于此，本文利用2012-2019年“新三板”挂牌公司的创新投入和产出数据以及北京大学互联网金融研究中心发布的“北京大学数字普惠金融指数”，实证检验数字普惠金融的发展对中小企业创新的影响。实证结果发现：(1)数字普惠金融的发展与中小企业创新之间显著正相关，说明数字普惠金融的发展促进了企业创新意愿和动力，提高了创新产出，该结论在考虑了内生性影响之后仍然成立。(2)数字普惠金融对中小企业创新的促进作用在创新需求较高的高科技行业中更显著。(3)相比于东部地区的企业，数字普惠金融的发展促进中西部地区中小企业创新的作用更为显著。

本文不仅进一步明晰了金融发展与企业创新之间的关系，为企业获得赖以支持创新的资金提供了一种新的思路，同时还具有如下政策意义：首先，要正确认识传统的支撑我国经济增长的优势已不复存在，依靠要素驱动、投资驱动的发展道路难以为继，创新的作用日趋重要。其次，企业作为市场的微观主体应该正确认识该现象，切实采取行动，促进创新投资，增加创新产出，以获得并保持长期竞争优势。最后，从政策制定来看，政府应加强对普惠金融发展的支持，推动其持续发展，减轻企业融资约束，进一步完善促进企业创新的制度环境，削弱制约企业创新的因素，进而促进中小企业创新发展。