數字金融與中小企業技術創新：“雨露均沾”抑或“厚此薄彼”？

曹曉雪 張子文

（吉林財經大學會計學院，吉林 長春 130117）

一、引言

根據《中國知識產權統計年報》統計，2010—2020年末，我國國內專利申請數每兩年平均增速分別為24%、31%、7.8%、22%、12%、10%，說明技術創新增速處于下滑狀態。企業作為技術創新的直接參與主體，其創新意愿的減弱是導致增速下滑的關鍵。研究發現，中國傳統金融市場發展不平衡所造成的創新資源匱乏，是企業創新意愿不高、技術進步緩慢的主要原因（謝絢麗等，2018），近幾年更是成為阻礙企業創新的“絆腳石”（梁榜和李曉琳，2021）。因此，解決企業創新資源匱乏問題，調動企業技術創新積極性成為助力創新驅動發展的關鍵。

近年來，在我國金融體制改革背景下，數字化信息技術與傳統金融結合催生了一種金融新業態——數字金融。數字金融是傳統金融與互聯網等數字技術的結合，具體表現為傳統的融資、投資等業務模式的數字化（黃益平和黃卓，2018）。其具有效率高、覆蓋面廣的特點，為解決企業技術創新資源缺乏問題帶來了新契機，但是也存在部分企業“掉隊現象”，即數字金融對企業技術創新的賦能具有選擇性。從理論基礎層面來看，根據資源依賴理論，創新活動投入周期長、規模大的特點使企業無法擺脫對外部資源的依賴，而數字金融豐富了金融市場中的金融產品以及金融服務的類型，企業可以更加靈活地匹配適合自身的創新資源（謝婷婷和高麗麗，2021）。但是，根據信息不對稱理論，由于數字金融覆蓋廣度有限，部分企業自身市場地位較低，市場資源提供方可能會因獲取信息的不完整、不對稱而對部分企業缺乏信心，導致這些企業無法獲得數字金融對技術創新的賦能作用。從實踐情況來看，馮永琦和張浩琳（2021）通過中國270 個城市數據研究發現，雖然區域創新績效能夠受到數字金融發展的激勵作用，但卻存在基于數字金融覆蓋廣度的門檻效應，數字金融覆蓋廣度沒有達到門檻值的地區存在“掉隊”現象。邵偉和劉建華（2021）通過A 股上市公司數據研究發現，市場資源在流向企業技術創新活動的過程中受到企業規模和市場地位的約束，資源更容易向規模大、地位高的企業傾斜。因此，數字金融覆蓋廣度、企業市場地位很有可能是造成數字金融選擇性賦能企業技術創新的重要因素。

盡管萬佳彧等（2020）通過A股上市公司數據分組比較發現數字金融的創新激勵效應可能在中小企業中更強，但是少有文獻單獨研究數字金融對中小企業技術創新的影響，現實中部分中小企業無法通過數字金融賦能降低創新資源獲取難度，中小企業在數字金融賦能創新中的“掉隊”現象更加嚴重。中小企業因其龐大的數量充當著促進技術創新的中堅力量，探討數字金融對其創新激勵的效果、尋找部分企業“掉隊”的原因，對解決中小企業創新資源匱乏和實施創新驅動發展戰略具有重要意義。基于此，本文將深入研究數字金融與中小企業技術創新的關系：首先，通過理論分析構建數字金融對中小企業創新激勵的作用機制，實證檢驗數字金融賦能中小企業技術創新的存在性；其次，結合現有結論驗證數字金融覆蓋廣度和企業市場地位是否為數字金融賦能中小企業技術創新的約束條件；最后，進一步探討數字時代企業“聲譽無形資產”會對數字金融的創新激勵作用產生何種影響。

二、理論分析與研究假設

（一）數字金融對技術創新的影響

數字金融的發展使消費、制造、科技、投資、服務和金融六大板塊協同并進（馮永琦和張浩琳，2021），通過改變企業周圍金融環境，為中小企業發展帶來了機遇與挑戰。根據資源依賴理論，其對技術創新的影響主要體現在企業內部創新資源創造與外部創新資源獲取兩個方面：

第一，數字金融通過促進外部消費，提高中小企業內部創新資源創造能力。數字金融的發展通過改善市場化程度，增大投資理財包容性，使中低收入階層創業行為增多、理財需求得到滿足，從而提高了居民的收入水平（梁榜和李曉琳，2021）；同時，電子商務和移動支付的發展刺激了居民消費欲望，促進居民消費升級（洪錚等，2021）。這種居民收入水平與消費欲望的平衡增長會有效增大企業銷售規模，提升企業盈利能力，從而為技術創新提供物質資源基礎。此外，隨著消費水平的提高，居民消費也出現分層，不同階層的消費者由于經濟實力、個性喜好的不同產生多元化、差異化的消費需求。中小企業可以更加靈活地應對消費分層，其定制化產品與服務可以以數字技術為支撐覆蓋到更多的長尾人群、不發達地區，從而進一步提高自身收入和創新資源創造能力。

第二，數字金融通過緩解資源錯配，降低中小企業外部創新資源獲取難度。就貨幣資金而言，一方面，在以銀行為主體的傳統金融市場中，以報表數據、抵押資產為依托的企業評價體系造成了嚴重信息不對稱，使中小企業被排斥在金融服務之外（賈俊生和劉玉婷，2021）。數字金融的發展有效緩解了這種信息不對稱問題，銀行可以依托大數據精準挖掘企業征信信息，從多方面綜合評價企業信用，更加精準地評估和把握企業狀況（謝婷婷和高麗麗，2021），大幅提升中小企業的融資可得性。另一方面，數字金融通過網絡交易平臺提供了小額信貸等新型融資途徑，其門檻低、品種多、效率高的特色服務拓寬了中小企業融資渠道，提高了中小企業融資效率，對企業技術創新形成有力支撐。就非貨幣技術而言，數字金融的發展提高了金融市場的包容性，知識產權金融的發展使科技公司以此為契機涌入金融市場，知識產權的流動性大幅提升，中小企業依托金融市場獲得技術資源的可能性隨之提高。此外，市場的連鎖反應也為技術創新服務平臺的發展帶來新契機，基于信息技術的多維度評級體系能夠甄選出更具有投資價值和市場認可度的技術創新項目，促進產學研融合，為企業創新提供技術支撐。

基于此，提出假設H1：數字金融能夠賦能中小企業技術創新。

（二）數字金融賦能技術創新的選擇性

1.數字金融廣度的門檻效應。在數字金融覆蓋廣度較低時，企業內部創新資源創造能力無法得到提升，外部融資渠道尚未打開，導致企業技術創新動力不足。具體而言，一方面，在數字金融發展起步期，居民消費欲望已被刺激，但收入的滯后性導致居民消費者可支配收入還未得到提高，此時居民會通過資本借貸實現消費的跨期平衡（易行健和周利，2018）；而由于數字金融覆蓋廣度不足，普惠網絡效應機制尚未覆蓋到本部分尾部人群，中低收入者的信貸約束問題依然存在，導致消費的跨期平衡無法實現。因此，雖然居民的消費需求和消費欲望受到有效刺激，但是其實際收入水平沒有同步增長，實際消費能力受到抑制，從而導致企業無法實現銷售收入的擴大，內部創新資源的創造能力無法得到提高，數字金融無法賦能企業技術創新。另一方面，在數字金融覆蓋廣度較低時，小額信貸等融資渠道尚未打破場域、時效和成本的邊界，其資本規模雖小，但依然極力向大型集團企業靠攏。此時中小企業的融資渠道并沒有真正打開，融資約束問題依然嚴重（馮永琦和張浩琳，2021），外部資源獲取受限，數字金融便無法有效賦能企業技術創新。只有當數字金融覆蓋廣度得到有效擴大，數字金融服務做到真正下沉，居民消費者、中小企業的流動性約束和融資約束等問題得到緩解，才能有效促進企業技術創新。

基于此，提出假設H2：數字金融對技術創新的促進作用存在數字金融覆蓋廣度的非線性門檻效應。

2.企業市場地位的門檻效應。數字技術支持下，企業外部資源提供者能夠以較低成本獲取企業市場地位信息，信息不對稱的緩解使中小企業的“低市場地位”信息不再被忽視，成為與其他企業同質的“無差別無形資產”。企業的市場地位向外部資源提供者傳遞以下信息：企業的市場地位決定了企業對“經濟租金”的賺取能力（Yung 和Nguyen，2020），低市場地位意味著扣除相關費用后無法賺取“經濟租金”，即企業的抗風險能力相對不足；當市場地位較低時，企業影響力及議價能力有限，為了吸引客戶不得不讓渡部分資金進行“關系投資”，企業被客戶“敲竹杠”的可能性較大（Hussein和Oscar，2018）；企業為了彌補市場地位低下造成的客戶關系松散問題進行“關系投資”，不能提高其對市場需求的感知能力，企業需要進行大量的市場調研來彌補對市場機會洞察力的缺乏（Cao 等，2020），這難免增大企業經營成本，提高企業經營風險。雖然數字金融的發展緩解了資源錯配問題，但資本的趨利避險屬性使其對企業的資源供給依然具有選擇性，因此，上述中小企業的“低市場地位”信息在數字金融發展下由原來的全部忽視，成為現在企業外部資源提供者需要考慮的非實物因素。當企業市場地位低于某一臨界值時，綜合投資風險高于資本對風險的容忍度，外部資源不會流向企業，市場地位形成企業獲取外部技術創新資源的門檻約束。此外，數字金融促進了供應鏈金融的發展，供應鏈金融中商業信用的存在會增大低市場地位企業的“尷尬局面”，市場地位高的企業通過商業信用更多地占用上下游企業資金（張新民等，2012）。此時，低市場地位企業不僅不能有效獲得外部資源支持，反而會增大自身資源被占用的程度。只有當企業市場地位達到一定高度，數字金融的發展進一步傳播了企業話語權高的信號，企業獲取外部資源的門檻才能真正降低，企業技術創新得以促進。

基于此，提出假設H3：數字金融對技術創新的促進作用存在企業地位的非線性門檻效應。

三、研究設計

（一）數據來源

選取2011—2020年中國A股中小板非金融保險類上市公司樣本，并剔除ST 類、數據嚴重缺失等企業。根據Hansen 面板門檻模型的需要，將研究樣本處理為強平衡面板數據，經過篩選處理，得到459 家公司的4590 個有效樣本。微觀企業財務數據來源于國泰安數據庫，研發投入數據、專利數據來源于中國研究數據服務平臺和國家知識產權局，宏觀數字金融相關數據來源于北京大學數字金融課題組。

12月4日，阿里大文娛集團發布消息，根據舉報，原大優酷事業群總裁、阿里音樂CEO楊偉東因經濟問題，正在配合警方調查。阿里影業董事長樊路遠將兼任優酷總裁。

（二）變量定義

1.被解釋變量。企業技術創新（Rd）。現有文獻對于企業技術創新的度量主要分為創新投入與創新產出兩方面。投入方面的衡量指標包括研發投入程度、水平等，優點是以貨幣計量且可以明確所屬期間。產出方面通常采用企業新產品與專利的產出（陽鎮等，2021），能夠準確衡量企業技術創新，但是其長期滯后特點導致無法確定所屬期間。考慮到本文基于技術創新資源提供的視角進行分析，因此，采用創新投入衡量企業技術創新，包括創新投入程度（Rds）和創新投入水平（Rdd），并以創新產出（Rdn）作為技術創新的替換變量進行穩健性檢驗。具體衡量方式如表1所示。

表1：變量定義表

2.解釋變量。數字金融（Df）。現有三種方法衡量數字金融發展水平：第一種是通過關鍵字的網絡搜索頻數構建數字金融指數（李春濤等，2020）。第二種是從技術投入與產出角度運用研發投入、數字金融技術成果等指標量化數字金融發展（巴曙松等，2020）。第三種是運用結構化交易數據、地區金融技術發展情況等構建多指標體系。其中北京大學數字金融研究中心的數字普惠金融指數最具有代表性，并已經被學者們廣泛用于數字金融的相關研究中。因此，本文借鑒賈俊生和劉玉婷（2021）做法，使用數字普惠金融指數衡量數字金融（郭峰等，2020），并在研究過程中對指數進行除以100的處理。

3.門檻變量。本文從企業自身與外部環境兩方面選取企業市場地位（Inds）與數字金融廣度（Dfd）作為門檻變量來研究數字金融對企業技術創新的非線性影響。其中企業市場地位用勒納指數衡量。數字金融廣度由北京大學數字普惠金融指標體系中地級市層面的數字普惠金融廣度指數予以衡量，并在原指數的基礎上做除以100 的處理（江紅莉和蔣鵬程，2021）。

4.控制變量。借鑒李春濤（2020）等的研究選取控制變量（見表1）。

（三）模型構建

構建基本回歸模型（1）以探討數字金融對技術創新的影響，以驗證研究假設H1：

其中， Rd包括創新投入程度（Rds）和創新投入水平（Rdd）；∑、∑為時間、行業固定效應。同時，考慮到數字金融對企業技術創新的影響可能存在滯后性特征，利用下一期企業技術創新投入（F.Rd）進行進一步檢驗以增強結論的可靠性。

進一步，根據Bruce（1999）提出的面板門檻模型，構建多重門檻回歸模型（2）、（3），用以檢驗研究假設H2、H3：

四、實證分析

（一）描述性統計

表2 報告了描述性統計結果。技術創新方面，三類衡量指標均值分別為0.048、17.929、3.114，標準差分別為0.043、1.304、1.377，說明總體上企業技術創新存在較大差異。數字金融方面，總指數均值為2.059，最小值、最大值分別為0.315和3.345，廣度指數最小值、最大值分別為0.148 和3.265，說明不同城市數字金融發展程度以及覆蓋廣度差異較大。企業市場地位方面，均值為0.108，標準差為0.163，最小值達到了-7.421，說明中小企業市場地位總體較低，而且部分企業毫無市場地位。

表2：變量描述性統計

（二）基準回歸分析

先檢驗數字金融賦能技術創新的存在性，回歸結果如表3 所示。第（1）列和第（2）列分別報告了以當期創新投入程度（Rds）和創新投入水平（Rdd）衡量技術創新的回歸結果。結果顯示數字金融（Df）的回歸系數分別為0.008、0.358，均通過了1%顯著性檢驗，說明數字金融的發展能夠顯著賦能中小企業技術創新。此外，第（3）列和第（4）列報告了以未來一期技術創新（F·Rd）為因變量的回歸結果，即考慮數字金融對技術創新影響的滯后性特點后，數字金融（Df）的回歸系數分別為0.010、0.420，依然在1%的顯著性水平上顯著，再次驗證了數字金融對中小企業技術創新的顯著促進作用，回歸結果證實了假設H1。根據理論分析，結合已有基于省域數據和全部企業數據的研究，回歸結果意味著在總體上，數字金融帶來的新興的融資方式、數字信息技術的使用、外部消費水平的提高等，緩解了中小企業技術創新資源缺乏的問題，提高了技術創新績效，數字金融對中小企業的影響與其他企業并無本質上的差異，即數字金融賦能中小企業技術創新的存在性結論成立。

表3：數字金融對企業技術創新回歸結果

（三）內生性與穩健性檢驗

1.內生性處理。本文的解釋變量數字金融屬于宏觀經濟數據，而被解釋變量中小企業技術創新屬于微觀企業數據，二者屬于不同層級的數據，因此，其反向因果造成的內生性問題并不突出。但為了增強結果的可靠性，一方面，基準回歸中引入未來一期的因變量初步緩解了潛在的內生性問題，結論未發生改變；另一方面，采用工具變量法來避免因無法識別的干擾因素同時影響數字金融與企業技術創新造成的內生性問題。本文借鑒江紅莉和蔣鵬程（2021）的做法，采用數字金融在時間上的一階差分與滯后一期的乘積作為工具變量，進行回歸估計。表4 報告回歸結果顯示，第一階段中，工具變量（Df×Df）回歸系數為0.716，通過1%的顯著性檢驗，模型整體擬合度達到0.939，說明選取的工具變量滿足高度相關性要求。第二階段中，在緩解了潛在內生性問題后，數字金融（Df）對創新投入程度（Rds）和創新投入水平（Rdd）的回歸系數分別為0.019 和0.345，均通過1%顯著性檢驗，數字金融對中小企業技術創新的賦能作用依然顯著，與基準分析結果一致。

表4：工具變量法回歸檢驗

2.穩健性檢驗。采用創新產出（Rdn）作為衡量技術創新的替換變量進行穩健性檢驗，回歸結果如表5 所示。其中F.Rdn 表示考慮創新產出延后性特點的未來一期專利申請數量，并對專利申請數加1 后取對數。結果顯示，無論是否添加控制變量，數字金融對企業技術創新的正向影響均在1%的水平上顯著，說明數字金融顯著賦能中小企業技術創新的結論穩健，假設H1再次得到驗證。

表5：數字金融對企業技術創新（創新產出）回歸結果

（四）門檻效應檢驗

本文分別以企業自身因素市場地位（Inds）和外部因素數字金融廣度（Dfd）為門檻變量，研究數字金融對中小企業技術創新的影響是否存在門檻效應。

首先，分別在兩個衡量企業技術創新的指標下進行門檻存在性的顯著性檢驗。根據表6 報告的檢驗結果，企業市場地位的單一門檻通過1%的顯著性檢驗，雙重門檻分別通過1%和5%顯著性檢驗，三重門檻均不顯著；數字金融覆蓋廣度的單一門檻通過1%的顯著性檢驗，雙重門檻均不顯著。因此，數字金融對中小企業技術創新的激勵作用存在基于市場地位的雙重門檻效應、基于數字金融覆蓋廣度的單一門檻效應。

表6：門檻效應檢驗

其次，在檢驗分析出門檻個數后，針對不同被解釋變量分別估計其門檻值，表7 報告了各門檻值估計結果及其在95%水平下的置信區間。根據估計結果，以創新投入程度衡量企業技術創新時，企業市場地位的兩個門檻值分別為0.111 和0.222，數字金融覆蓋廣度的單一門檻值為2.747。以創新投入水平衡量企業技術創新時，企業市場地位的兩個門檻值分別為0.053 和0.154，數字金融覆蓋廣度的單一門檻值為2.109。以不同指標衡量企業技術創新時門檻值有所差異，但數字金融對企業技術創新存在基于企業市場地位的雙重門檻和基于數字金融覆蓋廣度的單一門檻效應的結論不受影響。

表7：門檻值估計

最后，進一步分析數字金融對中小企業技術創新的非線性影響，結果如表8 所示。若以創新投入程度衡量企業技術創新：當企業市場地位低于0.111 時，數字金融對技術創新的促進作用并不顯著；當企業市場地位介于0.111 與0.222 之間時，數字金融的回歸系數在1%的水平下顯著為正；當企業市場地位大于0.222 時，系數值有顯著的提高，且依然在1%水平下顯著。當數字金融覆蓋廣度低于2.747 時，數字金融對技術創新的促進作用不顯著；當數字金融覆蓋廣度大于2.747后，數字金融對其促進作用才在1%水平下顯著。若以創新投入水平衡量企業技術創新：基于企業市場地位的雙重門檻效應除門檻值波動外，結論與創新投入程度一致。在數字金融廣度達到門檻值前后數字金融的回歸系數均顯著為正，但其影響程度具有顯著差距，當達到門檻之后數字金融對企業技術創新的促進作用更加突出，單一門檻效應依然存在。

表8：門檻效應回歸結果

綜上所述，數字金融對企業技術創新的促進作用存在門檻效應：（1）當數字金融覆蓋廣度低于相應門檻值時，數字金融對企業技術創新的促進作用不顯著或效果不明顯；只有當數字金融覆蓋廣度達到一定程度時，中小企業資源壁壘才慢慢被打破，居民消費需求開始被拉動，數字金融服務做到真正下沉，才能真正賦能中小企業技術創新。（2）當企業市場地位低于第一門檻值時，資本的趨利避險屬性導致市場資源并不會流向企業，企業技術創新并不能得到數字金融發展的賦能；只有當企業市場地位跨過第一道門檻值后，企業技術創新才能獲得數字金融發展帶來的資源賦能；當企業市場地位達到第二個門檻值后，企業獲得資源的傾斜程度更大，相應的數字金融對技術創新的賦能作用更加突出。

五、進一步研究

通過理論分析與實證檢驗發現數字金融的發展能夠賦能中小企業技術創新，并且存在基于數字金融覆蓋廣度的單一門檻效應以及基于企業市場地位的雙重門檻效應。根據對數字金融影響企業技術創新的機制分析，非實物信息對企業越來越重要，那么企業聲譽是否在市場資源提供者的考慮范圍內呢？相關研究表明，良好的聲譽能夠成為企業一項具有排他性和戰略意義的無形資本，是企業日積月累形成的，構成了企業對自身信譽、發展等的一種擔保和抵押（管考磊和張蕊，2019）。良好的企業聲譽以及與利益相關者和睦相處的外在形象將會作用于企業未來的收益函數，而當企業聲譽受損時，也會對企業未來收益產生抑制作用（鄭超愚和孟祥慧，2021）。當企業有一個良好的聲譽時，會向市場資源的提供者傳遞一種企業值得信賴的良好信號，并通過數字金融的發展將此效果進一步放大。基于此，我們認為高企業聲譽會放大數字金融對中小企業技術創新的賦能作用。

為驗證企業聲譽對數字金融創新激勵的作用，在管考磊和張蕊（2019）的研究基礎上，從社會、消費者、債權人、股東、企業五個方面選擇11 個企業聲譽二級指標，進行因子分析打分，計算企業聲譽得分，并根據因子得分由低到高將企業分為1—10 共十組（其中1—6 為低聲譽組，7—10 為高聲譽組），分組研究數字金融與企業技術創新的關系，結果如表9 所示。兩組內數字金融對企業技術創新的促進作用都顯著，但高聲譽組中數字金融對企業技術創新的回歸系數為0.009，低聲譽組僅為0.007，低于高聲譽組，并且通過費舍爾組合檢驗，兩組中數字金融對企業技術創新促進作用的差異在1%的顯著性水平下顯著，說明數字金融對中小企業技術創新的促進作用受企業聲譽的正向調節，數字金融對高聲譽企業技術創新的賦能作用更加突出。

表9：基于企業聲譽的分組回歸檢驗

六、結論與建議

本文以數字金融對中小企業技術創新的影響機制為理論出發點，從企業自身以及外部環境兩個方面的門檻效應視角對數字金融是否有效賦能企業技術創新進行實證分析，研究發現：（1）數字金融能夠從多方面為中小企業提供創新資源，賦能企業技術創新。（2）數字金融對中小企業技術創新的促進作用受到數字金融覆蓋廣度的制約并表現出單一門檻效應。（3）數字金融對技術創新的促進作用受到企業市場地位的制約并表現出雙重門檻效應。只有當企業市場地位跨過第一重門檻值后，企業技術創新才能受到數字金融發展的促進，并且在跨過第二重門檻值后，促進作用更加突出。（4）數字金融對中小企業技術創新的促進作用受到企業聲譽的調節。高企業聲譽會強化數字金融對技術創新的賦能作用。

基于研究結論，本文提出以下建議：（1）政策上深化金融體制改革，繼續推動數字金融發展。拓寬數字金融覆蓋領域，各地區可由金融科技企業或銀行牽頭形成金融科技聯盟，廣泛吸引不同領域的參與者，以促進金融資源配置的均等化，緩解資源錯配問題從而解決居民及企業的信貸約束。在深化數字金融發展的同時，注意防范數字金融發展為金融市場帶來的系統性風險，加大監管力度，加快相關法律法規體系建設，避免再次出現類似網貸平臺集體爆雷的事件。（2）企業努力提升自身市場地位，形成數字金融賦能與企業發展的交互促進效果。數字技術帶來的長尾客戶是一塊大蛋糕，中小企業在沒有規模優勢時應該優化自身產品結構，通過特色定制化服務提升市場地位，從而更好地利用數字金融的賦能作用。同時，積極進行供應鏈管理，合理把握競合關系尺度，以求在不斷發展變化的市場環境中提升話語權，讓數字金融的資源天平傾向自身。（3）優化企業與各利益相關者的關系，提高企業聲譽。通過提高主營業務競爭力來滿足股東和債權人的利益需求，而不是通過投機獲利，美化報表；積極承擔社會責任，讓利消費者與社會以得到良好的口碑與社會聲譽。總之，企業應當約束自身行為，兼顧各方利益，在社會、消費者、債權人、股東等諸多方面塑造一個良好的形象，從而使自身的“無形資本”在數字金融的發展中進一步擴大。

①二級指標包括：社會與消費者角度，凈利潤和資產規模與行業均值的比、產品市場占有率（同行業主營業務收入比）、是否為知名事務所審計；債權人角度，流動比率、長期負債率；股東角度，每股收益、每股股利；企業角度，可持續發展能力、獨立董事比例、聲譽投入（無形資產自然對數）。