數字普惠金融、融資約束與區域創新

崔 冉，高玉強，盧昱辰

（青島大學，山東 青島266071）

一、引言

創新是引領發展的第一動力，是我國構建新發展格局、實現高質量發展的必由之路。在“十四五”起步階段，進一步優化生態環境、推動各類創新要素向企業集聚是落實創新驅動發展戰略的關鍵。然而，我國金融要素市場存在嚴重的價格扭曲和資源分配失衡，傳統金融機構基于成本效益最大化原則，對具有高度不確定性的創新融資存在嚴重的“融資歧視”，導致企業創新融資困難、創新投入不足，抑制了區域創新發展。對此，我國從國家戰略層面出發，制定了《推進普惠金融發展規劃（2016—2020年）》，致力于推動移動互聯、大數據、云計算和傳統金融深度融合，構建開放、公平的創新融資環境。

既有文獻中，對傳統金融發展與創新關系的研究較為全面，學者們從多角度、多層次證實了傳統金融發展對技術創新具有顯著的正向激勵作用［1-2］，并對傳統金融發展影響技術創新的內在機理如降低交易成本［3］、擴大貿易開放［4］、創新項目甄別［5］等進行了充分探索。近年來，數字普惠金融發展突飛猛進，利用數字技術開展普惠金融，深刻改變了傳統金融機構觸達用戶、識別風險的方式，降低了成本，為普惠金融規模化奠定了堅實基礎，從而為區域創新發展帶來了新的機遇。隨著數字普惠金融規模的不斷擴大，相關評價指標體系得以建立與完善，其對區域創新的激勵作用也逐漸成為金融發展與區域創新關系研究的新方向。任碧云［6］基于雙循環背景，從供給和需求兩個層面研究了數字普惠金融對區域創新的促進作用；徐子堯［7］基于地級市數據探究了數字普惠金融改善信貸配置促進區域創新的作用機理；鄭雅心［8］從間接角度研究了高等教育水平、基礎設施建設和平均收入水平等對數字普惠金融激勵區域創新的中介作用；張曉丹［9］利用門檻模型研究發現，數字普惠金融對區域創新的影響具有非線性特征。

既有關于數字普惠金融對區域創新激勵作用的研究成果雖為本文提供了良好的研究基礎，但多僅從宏觀或微觀角度研究數字普惠金融對區域創新的激勵效應。本文在既有研究的基礎上，使用較為完整的理論框架研究數字普惠金融、融資約束與區域創新之間的關系，并從宏觀城市層面和微觀企業層面研究緩解融資約束對數字普惠金融激勵區域創新的中介作用，進一步驗證數字普惠金融對區域創新的促進作用，以期為因地制宜、因企施策提供理論依據。

二、理論分析與研究假說

（一）基本傳導機制及研究假說

創新發展離不開金融的支持，但創新融資往往具有金額大、不確定性高、創新信息保密、監管難度大等特征。出于資金安全性、收益性的考慮，金融機構對企業創新融資需求的滿足始終有限。對此，利用數字技術發展普惠金融可為解決創新融資困難提供新思路。研究表明，數字普惠金融不僅能有效緩解地區信貸約束、提高區域創新水平，還能緩解企業融資約束、破解企業創新融資難題。具體而言，數字普惠金融主要通過以下途徑促進區域創新發展。

首先，利用數字技術開展普惠金融能夠有效改善信貸資源錯配以及低配地區的創新狀況。經濟發展不平衡、地區信貸資源配置不均會影響實體經濟的健康發展，而數字普惠金融可通過作用于信貸約束這一途徑為地區內發展緩慢、融資困難的企業帶來生機，從而優化地域之間的創新生態環境［7］。具體來說，受信貸資源制約，傳統金融機構對不發達地區和中小企業在信貸資源配給方面往往存在資源錯配和融資歧視現象［10］，一定程度上抑制了創新型企業的創新活力，使不發達地區形成“經濟荒漠”和“金融荒漠”的惡性循環，不利于地區創新發展。利用數字技術開展普惠金融，能夠有效提高金融服務質量和效率，降低經營成本，緩解金融營利性與普惠性之間的矛盾［11］。此外，在提高銀行信貸創新水平方面，數字普惠金融能夠有效降低交易雙方信息不對稱程度，提高“長尾市場”金融服務可得性，進而促進區域創新發展［12］。

其次，數字普惠金融能夠有效解決企業融資難、融資貴的問題，為企業技術創新提供有力支撐。數字普惠金融的包容性弱化了傳統金融機構對中小企業的金融排斥，加強了對中小企業的融資支持，有效降低了企業的融資成本［13］。數字普惠金融依托大數據、互聯網等技術能夠有效減少金融信息不對稱，加快企業信用積累速度，使金融機構與企業建立“雙向選擇”的良性投融資關系［14］。此外，傳統金融機構處于相對強勢的地位，雖然能夠為企業創新活動提供合適的創新治理機制［15］，但往往面臨風險監管和轉型升級的壓力。數字普惠金融通過互聯網和大數據的加持，不僅能有效解決企業“融資難、融資貴”的問題，還能驅動企業去杠桿、穩定財務狀況，有助于促進企業技術創新產出的增加［16］。

綜上，數字普惠金融能夠緩解企業融資約束，并從多方面促進企業創新發展。據此，本文提出研究假說1和研究假說2。研究假說1即數字普惠金融能夠顯著促進區域創新；研究假說2即數字普惠金融能夠通過改善地區信貸資源配置、緩解企業融資約束，從而激勵區域創新。

（二）非線性傳導機制及研究假說

數字普惠金融在不同發展階段對區域創新的激勵作用也有所不同。數字普惠金融發展初期，其基礎設施、基本制度和風險補償環境尚不完善，服務效率較低，因而對創新的激勵作用有限。隨著數字普惠金融的不斷發展，利用數字技術提供金融服務的水平越來越高，服務類型也越來越多樣化，創新主體所需的金融資源得到更好的滿足，數字普惠金融對區域創新的邊際作用也會有所提升。進一步分析發現，由于各地區要素資源稟賦不同，因而數字普惠金融對創新的激勵作用可能存在地區差異［17］。例如，東中部地區較西部地區而言金融機構數量多、覆蓋廣、密度高，依托傳統金融機構發展數字普惠金融具有先天優勢［18］。此外，東中部地區具有良好的人力和技術基礎，可為金融資源促進區域創新提供較好的保障。隨著數字普惠金融的進一步發展，不同地區創新能力提升的關鍵因素也會發生變化，因而數字普惠金融對區域創新的非線性影響可能存在地區異質性。

地區經濟發展條件包含諸多要素，經濟發展水平的提高能夠對數字普惠金融的創新激勵效應產生影響［19］。創新發展離不開金融資源的支持，但僅有金融資源還遠遠不夠。地區經濟發展水平高可在一定程度上表征當地政府具有先進的管理經驗，出臺了積極的稅收政策，同時也能更好地吸引外部投資提升技術水平，從而推動區域創新發展再上新臺階。

基于以上分析，本文提出研究假說3和研究假說4。研究假說3即數字普惠金融對區域創新的激勵作用具有邊際效應遞增的非線性特征，且這種特征可能存在地區異質性；研究假說4 即數字普惠金融與區域創新之間的門檻效應會受經濟發展水平的影響。

三、研究設計

（一）變量選取

1.被解釋變量。衡量創新的指標主要包括研發投入、專利產出數量等，且相比專利申請量，專利授權量更能體現實際創新能力。因此本文參考徐子堯［7］、蔣長流［20］的研究，從創新產出角度選取發明專利授權量作為區域創新產出的衡量指標。為更準確地衡量區域創新績效，本文進一步選取專利密度即每萬人發明專利授權量作為被解釋變量。

2.核心解釋變量。本文選取2011年—2019年我國地級市數字普惠金融指數作為核心解釋變量，并分別對數字普惠金融指數的覆蓋廣度、使用深度、數字支持服務程度這3 個分維度指數與區域創新的關系進行實證檢驗。其中，覆蓋廣度通過電子賬戶覆蓋率來體現，使用深度通過數字金融實際服務狀況來體現，數字化程度通過移動化、實惠化、信用化和便利化等指數來體現。

3.中介變量。本文的中介變量為融資約束。宏觀城市層面的融資約束情況采用城市信貸規模來衡量。由于微觀企業層面的融資約束情況無法直接觀察，現有研究主要通過綜合企業各項指標來構建相關指數，如KZ 指數、WW 指數等。由于KZ 指數中的托賓Q 值通常具有較大的測量誤差，因此本文選擇WW 指數測度微觀企業層面的融資約束情況。

此外，本文參考梁榜［10］、萬佳彧［21］的研究選取城市及企業層面的控制變量。研究中各變量定義及說明見表1。

表1 變量定義及說明

續表1

（二）計量模型

本文參考蔣長流［20］、韓先鋒［22］的研究，構建面板計量模型研究數字普惠金融對區域創新的激勵效應，同時引入個體固定效應和時間固定效應。模型基本形式設定如下：

Innovi,t=α0+α1indexi,t+α2Controlsi,t+λi+μt+εi,t（1）

式（1）中，Innovi,t表示i城市在t時期的專利授權量，indexi,t表示i城市在t時期的數字普惠金融指數，Controls表示城市層面可能影響創新水平的其他變量，λi和μt分別表示個體固定效應和時間固定效應，εi,t為隨機擾動項。

式（1）研究的是數字普惠金融與區域創新的線性關系。為檢驗數字普惠金融對區域創新是否存在非線性溢出，本文參考Hansen［23］的做法，設定門檻計量模型如下：

I.Innovi,t=α0+β1indexi,t·I(Ti,t≤δ)+β2indexi,t·I(Ti,t＞δ)+β3Controls+εi,t（2）

式（2）中，考慮創新產出可能存在時滯性，故對創新指標滯后一期進行估計；indexi,t既是核心解釋變量又是門檻變量；I（×）為指示性函數，在滿足條件情況下取值為1，反之則取值為0；δ為待估門檻值；其他變量定義同式（1）。

為進一步探究數字普惠金融影響區域創新的作用機制，驗證緩解融資約束在數字普惠金融與區域創新之間的中介作用，本文從宏觀城市層面和微觀企業層面出發建立中介效應模型，參考溫忠麟［24］的做法，設定中介效應模型如下：

medi,t=β0+β1indexi,t+βcControlsi,t+λi+μt+εi,t（3）

Innovi,t=γ0+γ1indexi,t+γ2medi,t+γcControlsi,t+λi+μt+εi,t（4）

其中，medi,t表示中介變量，在后文的計量中分別以城市信貸規模和企業融資約束水平來衡量，其他變量定義同式（1）。若數字普惠金融確實通過改善融資約束、擴大城市信貸規模進而促進了區域創新，那么式（3）中的β1和式（4）中的γ1、γ2的系數均應顯著，并能通過中介效應的Sobel檢驗，方可說明存在中介作用。

（三）數據來源

本文從宏觀城市層面和微觀企業層面出發，研究數字普惠金融對區域創新的激勵效應。數字普惠金融發展數據來自北京大學數字金融研究中心提供的《北京大學數字普惠金融指數（2011—2020年）》。宏觀城市層面采用2011 年—2019 年我國地級市數據研究數字普惠金融對區域創新的影響。其中，城市發明專利授權量來源于中國研究數據服務平臺，其他控制變量數據均來自《中國城市統計年鑒》。為使樣本數據更具代表性，本文剔除4個直轄市樣本和主要變量數據缺失的樣本，最終得到258個地級市樣本。微觀企業層面以A 股上市公司作為研究對象，相關財務數據來源于國泰安數據庫，剔除金融業和公共事業企業樣本以及主要變量數據缺失的樣本后最終得到3851 個樣本。主要變量的描述性統計結果見表2。

表2 變量的描述性統計結果

四、實證結果分析

（一）數字普惠金融對區域創新的影響

1.基準回歸結果分析。對本文數據進行Hausman 檢驗并考慮時間個體效應可以發現，基于雙向固定效應模型進行估計更為適合。表3 為基準回歸結果。其中：列（1）為數字普惠金融對區域創新影響的回歸結果，結果顯示index系數在1%的置信水平上顯著為正，表明數字普惠金融能夠驅動區域創新發展，驗證了本文提出的研究假說1；列（2）～列（4）是數字普惠金融3 個分維度指數對區域創新影響的回歸結果，結果顯示覆蓋廣度（coverage）、使用深度（usage）和數字支持服務程度（digit）對區域創新均有顯著的促進作用。

表3 基準回歸結果

續表3

2.內生性處理：工具變量估計。由于上述基于線性模型的實證研究可能因存在反向因果關系導致系數估計偏誤，因而本文嘗試在模型中加入工具變量以降低內生性干擾。本文參考梁榜［10］的做法，選取數字普惠金融指數的平均值和互聯網水平（互聯網用戶數）作為工具變量，估計結果見表4。其中列（1）為數字普惠金融指數對區域創新的回歸結果，列（2）～列（4）為3個分維度指數的回歸結果。從實證結果來看，考慮了模型可能存在的內生性問題后，數字普惠金融仍然對區域創新具有顯著的正向促進作用，由此表明數字普惠金融對區域創新的激勵效應是穩健存在的。

表4 工具變量估計結果

（二）數字普惠金融影響區域創新的非線性效應分析

為避免人為分組造成主觀偏差，本文采用門檻回歸方法研究數字普惠金融與區域創新的非線性關系。參考Hansen［23］的方法，對樣本進行門檻存在性檢驗，結果表明數字普惠金融通過了單一門檻檢驗，因此，可在全國層面選取單一門檻回歸模型進行估計。同樣，對東部、中部和西部地區分區域進行門檻存在性檢驗，結果表明均通過了單一門檻檢驗。門檻效應檢驗結果見表5。

表5 門檻效應檢驗結果

為克服可能存在的異方差影響，本文采用穩健標準差檢驗進行門檻模型估計，門檻模型回歸結果見表6。其中，列（1）為以數字普惠金融發展指數為門檻變量對全樣本進行門檻回歸的結果。全樣本在單一門檻模型下的數字普惠金融指數變量系數在各個門檻區間均顯著為正，說明數字普惠金融與區域創新之間存在顯著的動態門檻效應，即數字普惠金融對區域創新的促進作用是邊際遞增的。當門檻值低于240.98 時，數字普惠金融估計系數為0.004 且在1%置信水平上顯著，表明在第一門檻區間數字普惠金融有積極且顯著的創新溢出效應。當門檻值高于240.98時，數字普惠金融估計系數增大至0.01且在1%置信水平上顯著，表明隨著數字普惠金融水平的提高，數字普惠金融對區域創新的激勵效應顯現出顯著正向邊際效應遞增的非線性特征，由此驗證了本文提出的研究假說3。

進一步地，本文分別對東中西部地區數字普惠金融與區域創新的動態非線性關系進行考察，相應的門檻檢驗結果分別見表6 中的列（2）～列（4）。結果表明，數字普惠金融對東中西部地區區域創新的動態影響特征與全國基本一致，均表現出顯著的正向邊際效應遞增的非線性特征。同時，隨著數字普惠金融的發展，其對區域創新的影響具有動態差異性，具體表現為：其一，基于數字普惠金融估計系數分析，當數字普惠金融指數跨越各自門檻值后，東部地區數字普惠金融溢出強度由0.007增至0.015，中部地區數字普惠金融溢出強度由0.005增至0.008，西部地區數字普惠金融溢出強度由0.002增至0.003，且均在1%置信水平上顯著。這表明相較于西部地區，東中部地區數字普惠金融對區域創新的促進強度更大。這主要是因為東中部地區金融基礎設施相較于西部地區更完善，早期的人力和技術積累程度高，為后期區域創新水平快速提高奠定了基礎。其二，基于門檻值分析，考察期內東中西部地區尚未跨越門檻值的城市占比分別為50%、43%和19.35%，東部和中部地區有更多城市的數字普惠金融發展水平仍處于門檻值以下，這表明東中部地區數字普惠金融對區域創新的激勵效應并未得到充分發揮。未來較長一段時間內，在運用數字普惠金融提升區域創新水平進而縮小各地區創新差距的發展過程中，東部和中部地區具有較大優勢。

數字普惠金融與區域創新之間呈現出正向且邊際效應遞增的動態規律，然而數字普惠金融對區域創新的激勵效應的發揮不僅受自身發展水平的影響，還受其他因素的影響。表6 中列（5）為以經濟發展水平作為門檻變量的估計結果。可以看出，隨著經濟發展水平的提高，數字普惠金融對區域創新的激勵效應持續增強，其正向且邊際效應遞增的非線性特征依然存在，由此驗證了本文提出的研究假說4。以經濟發展水平作為調節變量的門檻值依次為17.01 和17.34，且當經濟發展水平的門檻值高于17時數字普惠金融的估計系數明顯變大，表明經濟發展能夠強化數字普惠金融對區域創新的激勵效應。

表6 面板門檻模型回歸結果

（三）數字普惠金融促進區域創新的作用渠道

既有研究已驗證了數字普惠金融的發展能夠緩解地區融資約束，而良好的融資環境是創新發展的重要條件。基于此，下文將探究數字普惠金融能否通過緩解融資約束這一中介渠道驅動區域創新發展，具體傳導機制如圖1所示。

1.宏觀城市層面的實證分析。表7 為中介效應檢驗結果，其中列（1）和列（2）分別為以城市信貸規模和每萬人城市發明專利授權量作為被解釋變量的實證結果，結果顯示數字普惠金融的系數均為正且在1%置信水平上顯著，表明數字普惠金融能夠擴大城市信貸規模和促進區域創新發展。進一步地，列（3）為基于式（4）將城市信貸規模納入基準回歸的回歸結果，可以發現數字普惠金融對區域創新的回歸系數在5%置信水平上仍然顯著為正，且數值相較列（2）明顯減小，Sobel 檢驗結果也在1%置信水平上顯著，由此驗證了存在中介效應，即數字普惠金融通過緩解融資約束這一中介傳導渠道對區域創新產生了推動作用。

2. 微觀企業層面的實證分析。本文參考萬佳彧［21］的研究，以A 股上市公司為研究對象，將地級市數字普惠金融指數與企業財務數據相匹配，樣本時間跨度為2011年—2019年。同時，以企業年度發明專利申請量來衡量企業技術創新程度，控制變量的選取見表1，實證結果見表7 中的列（4）～列（6）。列（5）的結果顯示，數字普惠金融對企業技術創新具有促進作用；列（4）和列（6）分別為基于式（3）和式（4）的回歸結果，通過構建中介效應模型發現，緩解融資約束在數字普惠金融與企業技術創新之間發揮了中介傳導作用；Sobel 檢驗結果在5%置信水平上顯著，表明在微觀企業層面也存在緩解融資約束這一中介渠道。綜上，本文提出的研究假說2得以驗證。

表7 中介效應檢驗結果

（四）穩健性檢驗

上文通過工具變量檢驗發現，本文的基本結論具有一定的穩健性。為進一步增強結論的可靠性，本文采取以下兩種方式進行穩健性檢驗：一是替換被解釋變量重新進行估計，將衡量城市創新的指標由每萬人年度發明專利授權量替換為每萬人年度發明專利申請量，結果見表8 中的列（1）～列（4）。二是選取部分年度樣本即2011 年—2017 年研究樣本重新進行估計，結果見表8 中的列（5）～列（8）。結果顯示，數字普惠金融指數及其3 個分維度指數的回歸系數均顯著為正，從而驗證了上述研究結論的穩健性。

表8 穩健性檢驗

五、結論與建議

（一）研究結論

數字普惠金融將數字技術與普惠金融深度融合，利用大數據挖掘、人工智能和云計算等技術手段克服融資交易中的信息不對稱，降低金融服務門檻，進而為創新提供更好的融資環境。本文基于2011年—2019年258個地級市面板數據，實證考察了數字普惠金融對區域創新的激勵效應，主要結論如下：第一，無論是從數字普惠金融指數，還是數字普惠金融覆蓋廣度、使用深度以及數字支持服務程度3個分維度指數來說，數字普惠金融對區域創新均有顯著的促進作用。第二，數字普惠金融對區域創新的激勵作用呈現明顯的正向邊際效應遞增的非線性特征，且存在區域異質性，東中部地區的激勵作用強度大于西部地區。第三，中介效應檢驗結果表明，數字普惠金融能通過緩解融資約束、改善融資環境激勵創新產出，這一效應在宏觀層面和微觀層面均存在。

（二）政策建議

1.統籌規劃、因地制宜制定數字普惠金融發展政策。我國數字普惠金融區域發展不均衡，西部地區數字普惠金融發展水平不及東中部地區。在“新基建”部署背景下，應充分考慮縮小地區間數字基礎設施的差距，加大對西部地區的資源傾斜和政策傾斜，進一步推動數字技術與金融業深度融合，為數字金融服務區域創新奠定良好基礎。

2.著力打造區域內數字普惠金融中心城市。各地區應加強數字金融中心城市布局，通過以強帶弱、抱團發展發揮數字普惠金融對區域創新發展的溢出和輻射作用。雖然總體上西部地區數字普惠金融發展水平低于東中部地區，但依然有個別城市如攀枝花市的數字普惠金融發展水平較高。應充分利用數字技術打破金融要素流動的時空限制，帶動區域內其他城市數字普惠金融發展，協同推進區域創新發展。

3.鼓勵發展多層次的數字金融服務體系，滿足創新主體差異化的融資需求。從融資領域角度看，現階段，數字普惠金融的發展主要以傳統銀行業為載體，在原有的金融服務體系內滿足小額分散的融資需求，數字金融服務類型較為單一。應鼓勵發展多層次數字金融服務體系，激勵市場主體在符合規則的前提下積極創新數字普惠金融服務模式，發揮市場在金融資源配置中的作用，營造市場化融資環境。例如，可鼓勵互聯網企業與金融機構合作建立直銷銀行，鼓勵互聯網企業科技公司以從事網絡借貸的形式發展數字普惠金融，豐富數字普惠金融服務類型，進而更好地發揮其對區域創新的促進作用。