數字金融與企業創新產出
——基于民營上市公司逆向混改的調節效應

王 平（教授），王 凱

一、引言

經過改革開放40 余年的快速發展，我國經濟總量實現了大幅度、跨越式提升，成為世界第二大經濟體，但同時也面臨著“跨越中等收入陷阱”等需要提升經濟發展質量的新問題。創新則是推動我國經濟結構轉型、換擋增速，實現經濟高質量發展的關鍵驅動力。在“十四五”規劃中，國家進一步明確了創新在我國現代化建設中的核心地位。這不僅體現了創新在我國經濟發展中的重要性，更凸顯了創新發展的迫切性。民營企業是我國經濟發展中最具活力、最具能動性和積極性的企業組織，其創新能力的高低在某種程度上代表著我國企業整體創新水平的高低。而提升民營企業主體的創新能力，不僅需要強化民營企業自身的創新意愿，更需要完善宏觀金融體系，從而更好地服務實體經濟創新。但是長期以來，我國傳統金融存在資源錯配、效率低下、成本較高等缺點[1]，金融錯配和信貸歧視限制了微觀企業的創新[2]。

近年來，為破解傳統金融難題，中國政府積極倡導云計算、人工智能等數字技術與金融業相互結合，大力推進數字金融的發展。緩解民營企業融資約束、促進創新產出是我國數字金融服務微觀企業的重要功能定位，所以數字金融成為解決傳統金融體系問題的重要抓手。因此，積極發揮數字金融在民營企業創新產出中的作用，對于深化金融供給側結構性改革、增強金融服務實體經濟能力、促進我國經濟高質量發展具有重要意義。

現有文獻對企業創新影響因素的探討主要集中在微觀和宏觀兩個層面。在微觀層面，企業規模[3]、高管股權激勵和薪酬激勵[4，5]、融資約束[6]、股權結構[4]等都被認為是影響企業創新的重要因素。在宏觀層面，有研究認為，知識產權保護作為正式制度，不僅對創新具有事前激勵的效果，而且具有信號傳遞作用，能夠降低信息不對稱，從而促進企業開展創新活動[7]；社會信任作為一種非正式制度，對正式制度具有替代效應，有助于借貸雙方的融資交流，緩解融資約束，從而促進企業創新產出[8]。還有部分學者研究了中觀層面市場競爭對企業創新的影響，認為壟斷企業為了維持其市場地位，會產生持續的創新動力[9]。

但現有研究還存在以下不足：一是大量學者從宏觀、微觀層面探討了企業創新的影響因素，但對中觀層面金融發展影響創新產出的研究較少，特別是：在數字經濟時代普惠金融如何影響微觀企業創新產出行為？其后果是什么？這些問題還有待進一步探討。二是已有文獻探討了外部因素對數字金融與創新產出之間關系的影響，但對內部因素的關注較少。公司治理水平是影響企業行為不可忽視的內部因素[10]，吸收國有資本參股的逆向混改是改善民營企業公司治理水平的直接手段，不僅會影響民營企業融資，還會影響其創新策略[11]，進而對數字金融與創新產出之間的關系產生重要影響。

基于此，本文以2013 ～2020年我國滬深A股上市民營企業為樣本，實證檢驗數字金融與創新產出的關系，以及民營企業逆向混改對數字金融與創新產出之間關系的調節效應，并進一步探討不同區域、行業、高管背景對民營企業逆向混改調節效應的影響。研究結論將豐富中觀層面數字金融對創新產出影響的經驗證據，同時為民營企業吸收國有資本逆向混改這一政策效果提供理論依據。

二、理論分析與研究假設

（一）數字金融與創新產出

受產權性質、外部環境等諸多因素的影響，信息不對稱和融資約束成為制約民營企業創新發展的重要因素[12]。大數據、人工智能、云計算等數字技術改變了我國傳統金融生態，數字金融的發展可能成為破解民營企業融資困難、信息不對稱，從而突破創新產出制約的一條可行路徑。

數字金融可以通過緩解融資約束促進民營企業創新產出增加。第一，數字金融擴寬了融資渠道，為民營企業提供了更多的資金來源。數字金融具有普惠性、包容性、開放性等特點，降低了傳統金融機構的服務門檻，使得民營企業以及中小企業能夠享受到更多的金融服務[13]。數字金融通過廣泛吸收傳統金融市場上分布不均、資金額度較小但數量龐大的小規模投資者，突破了傳統金融體系因吸收此類投資者資金的成本高、難度大、效率低而放棄吸收此類投資者資金的困境[14，15]，增加了企業的融資渠道，從而能夠促進民營企業的創新產出增加。第二，數字金融提高了融資效率，為企業提供了更便捷的資金服務。人工智能等數字技術為金融體系孕育了更新的融資模式，簡化了融資手續，開創了新型金融服務業務，克服了傳統金融機構服務模式效率低、成本高的弊端[2]。數字金融提高了金融服務的效率，使得融資方和投資方更快達成合作，為民營企業提供資金服務，從而促進民營企業創新產出增加。第三，數字金融為民營企業創造了更多、更便捷的融資渠道，注入了更多資金，從而能夠緩解金融錯配。基于大數據等先進技術的數字金融，不僅彌補了傳統金融機構在信息收集、整理方面的不足，而且使得個人、企業、行業的信息快速匹配，以優化資源配置，減少金融錯配[2]，從而緩解民營企業融資約束，促進民營企業創新產出增加。

數字金融可以通過降低信息不對稱來緩解融資約束，進而促進民營企業創新產出增加。首先，依靠大數據、人工智能等數字技術，數字金融能夠快速實現信息的篩選和整理，為民營企業提供更為客觀的風險評估報告[16]。客觀、公正的風險評估能為民營企業投資者提供更多的企業信息，方便其了解企業的經營情況，從而降低外部人員和企業之間的信息不對稱，緩解融資約束。其次，在數字金融的幫助下，外部投資者能依靠數字技術更好地分析企業的創新活動，實時掌握企業的創新進展，極大地降低傳統創新活動的信息不對稱，從而促進民營企業創新產出增加。最后，利潤最大化是民營企業的目標，企業可能因為厭惡創新風險而導致對創新的投入有限。數字金融利用其信息處理能力，對企業現有資源和風險進行實時分析，幫助企業定位最合適的創新活動，從而避免創新可能存在的高風險與低收益，提高民營企業創新效率。

企業創新產出能夠反映企業創新質量，企業創新產出分為發明專利、實用新型專利和外觀設計專利。其中，實用新型專利和外觀設計專利有可能是企業為了迎合政府政策、補貼或優惠而申請的創新成果，是一種策略性創新[17]。根據《專利法》和現有研究，發明專利具有更高的含金量和原創性，可以視為企業的高質量創新產出，即突破式創新產出[18]。突破式創新產出是企業的實質性創新成果，更能反映企業創新產出的質量。數字金融通過緩解融資約束，降低信息不對稱，提高融資效率，擴寬融資渠道，吸引更多投資者，從而能促進民營企業創新產出以及其突破式創新產出。基于此，本文提出以下假設：

H1a：數字金融能夠促進民營企業創新產出的增加。

H1b：數字金融能夠促進民營企業突破式創新產出的增加。

（二）民營企業逆向混改的調節效應

管理層是創新活動的決策者和推動者，對企業創新具有直接影響[19]。

首先，混合所有制改革作為調整股權結構的重要手段，能夠改變管理層競爭機制，提高公司治理水平[10]。吸收國有資本參股的逆向混改，則是民營企業混合所有制改革的主要表現形式。逆向混改引入的國有股權具有信號傳遞作用，如果國有資本參股了某一企業，投資者會認為這是一種積極信號，進而更加信任該企業，有助于企業獲得更多的外部融資[20]。對于民營企業而言，國有股權的促進效應更為明顯[21]。逆向混改給民營企業引入了國有股東，國有股東對政府深化金融供給側結構性改革、增強金融服務實體經濟能力的戰略意圖和目的會產生積極影響，從而會重視數字金融對微觀企業行為的影響。

其次，由于創新活動風險高、投入力度大，民營企業管理層的創新意愿不強[11]。根據信號傳遞理論，逆向混改引入國有股東時就傳遞了一個積極信號。一方面，國有股東對于政府的宏觀戰略意圖更清楚，且執行力強，會堅定不移地推進民營企業的數字化轉型，推動數字金融對微觀企業行為的影響；另一方面，國有資本參股給予了金融機構更大的信心，因為其側面反映出企業創新活動得到了政府的支持，具有發展潛力[22]。吸收國有股權的逆向混改行為給民營企業提供了隱形的擔保，從而能夠吸引更多金融機構的投資，緩解融資約束和減少信貸歧視。因此，如果數字金融可以促進民營企業創新產出和突破式創新產出，即在H1a和H1b成立的情況下，逆向混改可以對數字金融與民營企業創新產出之間的關系起到“錦上添花”的作用。此外，民營企業逆向混改吸收的國有股東更希望其能扎根關鍵技術，提高創新質量，從而促進更有技術水平的突破式創新產出。基于此，本文提出以下假設：

H2a：民營企業逆向混改正向調節了數字金融與創新產出之間的關系。

H2b：民營企業逆向混改正向調節了數字金融與突破式創新產出之間的關系。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

考慮到2013年黨中央首次提出“積極發展混合所有制經濟”，本文以2013 ～2020 年滬深A 股民營上市公司為樣本，并剔除其中的ST、*ST、數據異常、金融類和三年之內上市的公司。本文所使用的數據均來源于CNRDS 和CSMAR 數據庫，為避免極端值的影響，對所有連續變量進行了上下1%的縮尾處理。

（二）變量定義

1. 被解釋變量：創新產出（Patents1）與突破式創新產出（Patents2）。前文已述及，創新產出是發明專利、實用新型專利和外觀設計專利的總和，因此本文用三類專利申請數量的總和衡量企業創新產出。對于突破式創新產出，現有研究主要利用問卷調查法、專利引用法及發明專利申請數量法等三種常見的方法進行度量，但問卷調查法存在較多的主觀成分，專利引用法也存在我國企業專利引用數量普遍過低的問題[23-25]。在三類專利申請中，發明專利的申請更加注重創新性和新穎性，一般認為其能反映企業創新產出的突破性[18]。因此，本文借鑒李遠慧和陳思[26]、萬赫等[27]的做法，采用發明專利申請數量衡量企業突破式創新產出。

2. 解釋變量：數字金融（DF）。本文以北京大學數字金融研究中心編制的數字普惠金融指數作為數字金融的代理變量[28]。該指數包含總指數、使用深度和覆蓋廣度等，本文以總指數作為核心解釋變量，以使用深度和覆蓋廣度作為穩健性檢驗的替換變量，同時將所有指數取自然對數進行平滑處理。

3. 調節變量：民營企業逆向混改（Mix）。本文借鑒鄧永勤和汪靜[11]的做法，使用以下兩種方法衡量民營企業逆向混改：一是將民營企業前十大股東中的國有股東持股比例相加，得到國有資本參股比例，將其作為民營企業逆向混改的代理變量，以衡量民營企業逆向混改的程度；二是判斷民營企業前十大股東中是否有國有股東，有則取值為1，代表民營企業進行了逆向混改，沒有則取值為0，代表民營企業沒有進行逆向混改，將其作為穩健性檢驗的替換變量。

4. 控制變量。本文選取了企業規模、發展能力、資產負債率、股權制衡度、薪酬激勵、獨立董事比例、產權比率、審計師是否為四大會計師事務所、上市年齡作為控制變量。此外，本文還控制了年份和行業效應。具體變量說明如表1所示。

表1 變量定義

（三）模型設定

為檢驗數字金融與民營企業創新產出之間的關系，設定如下模型：

為檢驗民營企業逆向混改對數字金融與民營企業創新產出之間關系的調節效應，設定如下模型：

四、實證檢驗與分析

（一）描述性統計

表2列示了相關變量的描述性統計結果。創新產出（Patents1）的均值為2.732、中位數為2.890、最小值為0、最大值為6.709，突破式創新產出（Patents2）的均值為1.942、中位數為1.946、最小值為0、最大值為5.855，說明我國民營上市企業之間創新產出存在較大差異。數字金融DF1的均值為5.584、中位數為5.591、最小值為4.956、最大值為6.035，說明我國各地區之間的數字金融發展水平差異較大。民營企業逆向混改Mix1 的均值為0.022、最小值為0、最大值為0.594，Mix2的均值為0.554、中位數為1，說明民營企業逆向混改中吸收國有資本的程度不高，且差異較大，不過有超過一半的民營企業選擇引入國有股權，其參與逆向混改的積極性較高。

表2 相關變量的描述性統計

（二）回歸分析

表3是數字金融與創新產出的關系及民營企業逆向混改調節效應的回歸結果。第（1）列中，數字金融（DF1）的回歸系數為0.344，且在10%的水平上顯著，說明數字金融能促進民營企業創新產出的增加，H1a得到驗證。第（3）列中，數字金融（DF1）的回歸系數為0.547，且在1%的水平上顯著，說明數字金融能促進民營企業突破式創新產出的增加，H1b得到驗證。對比第（1）列和第（3）列的回歸結果可以發現，數字金融對突破式創新產出的促進效應更明顯（0.547〉0.344）。

表3 第（2）列中，數字金融與民營企業逆向混改交互項（Mix1×DF1）的回歸系數為4.298，且在5%的水平上顯著，說明民營企業逆向混改正向調節了數字金融與創新產出之間的關系，H2a得到驗證。第（4）列中，數字金融與民營企業逆向混改交互項（Mix1×DF1）的回歸系數為4.662，且在5%的水平上顯著，說明民營企業逆向混改正向調節了數字金融與突破式創新產出之間的關系，H2b得到驗證。可能的原因是：一是政治關聯的積極效應。民營企業逆向混改后股權多樣性增加，民營資本和國有資本優勢互補，國有股權持股比例提高，給民營企業帶來了政治關聯；二是公司治理水平的提高。國有股東委派人員進入管理層增加相互制衡，并且對政府深化金融供給側結構性改革、增強金融服務實體經濟能力的執行力增強，從而提升了數字金融的創新效應。對比第（2）列和第（4）列的回歸結果可以發現，民營企業逆向混改對數字金融與突破式創新產出之間關系的調節效應更強（4.662〉4.298）。

表3 數字金融與創新產出的關系及民營企業逆向混改調節效應的回歸結果

（三）穩健性檢驗

1. 工具變量法。數字金融能夠促進企業創新，創新也可能會影響數字金融的發展，兩者之間可能存在互為因果的關系，從而導致內生性問題。因此，本文使用工具變量法檢驗模型內生性問題。結果顯示：數字金融（DF1）與創新產出（Patents1）的回歸系數為0.612，且在1%的水平上顯著；數字金融（DF1）與突破式創新產出（Patents2）的回歸系數為0.393，且在5%的水平上顯著。

2. 補充控制變量。我國各地區的數字金融發展水平存在較大差異，這可能是導致數字金融對企業創新產出具有影響的關鍵因素。因此，本文增加地區層面的控制變量重新進行檢驗。結果顯示：以創新產出（Patents1）作為被解釋變量時，數字金融（DF1）的回歸系數為0.241，且在1%的水平上顯著，數字金融與民營企業逆向混改交互項（Mix1×DF1）的回歸系數為3.624，且在10%的水平上顯著；以突破式創新產出（Patents2）作為被解釋變量時，數字金融（DF1）的回歸系數為-0.535，但不顯著，數字金融與民營企業逆向混改交互項（Mix1×DF1）的回歸系數為3.810，且在5%的水平上顯著。

3. 更換解釋變量。本文采用數字普惠金融的使用深度和覆蓋廣度代替數字普惠金融總指數重新進行檢驗。結果顯示：以創新產出（Patents1）作為被解釋變量時，數字金融DF2、DF3 的回歸系數分別為0.295 和0.259，其與民營企業逆向混改交互項的回歸系數分別為3.609 和3.558；以突破式創新產出（Patents2）作為被解釋變量時，數字金融DF2、DF3的回歸系數分別為0.449和0.336，其與民營企業逆向混改交互項的回歸系數分別為4.315和3.545。以上回歸系數均通過了顯著性測試。

使用以上方法進行穩健性檢驗的回歸結果與前文基本一致，證明本文的結論是可靠的、穩健的。限于篇幅，具體回歸結果予以省略。

五、進一步研究

（一）區域異質性

我國各地區在經濟發展水平、制度環境、市場競爭等方面存在較大差異，可能會導致民營企業逆向混改對各地區企業的調節效果不同。東部地區經濟發展較好，信息化程度和透明度較高，市場機制較健全[26]，金融基礎建設體系相對完善，對經濟的驅動力已從要素驅動變成創新驅動，微觀企業更加依賴創新發展。但是，東部地區傳統金融機構眾多，可能存在金融資源分配不均的問題。數字金融的發展彌補了傳統金融機構的不足，幫助民營企業進一步發展。因此，東部地區金融機構大力發展數字金融，企業積極利用數字金融發展創新。此時，民營企業逆向混改的信號作用增強，其公司治理水平進一步提高，實現金融資源的合理分配，新進入的國有資本基于東部地區較高的數字金融發展水平，能增強數字金融的創新效應，以及數字金融與民營企業創新產出的關系。而中西部地區信息傳遞不流暢，融資難度大，金融基礎薄弱，金融基礎建設落后，對新興的數字技術反應不靈敏，缺乏數字技術人才，而且中小型企業居多，很難利用數字金融發展對創新的促進效應。民營企業逆向混改對公司治理水平的提升空間降低，從而可能導致民營企業逆向混改的調節效應減弱或不存在。

為進一步檢驗民營企業逆向混改的調節效應是否存在區域異質性，本文將樣本分為東部地區和中西部地區兩組，東部地區包括北京、上海、江蘇等十個省份（包括直轄市、自治區，下同），其他省份則為中西部地區①，重新進行檢驗，回歸結果如表4所示。

表4 民營企業逆向混改調節效應的區域異質性回歸結果

由表4 第（1）列和第（2）列可知，在東部地區，數字金融與民營企業逆向混改交互項（Mix1×DF1）的回歸系數分別為4.837、5.581，都通過了顯著性檢驗，并且民營企業逆向混改對數字金融與突破式創新產出之間關系的增強效應更顯著（5.581〉4.837）。由第（3）列和第（4）列可知，在中西部地區，數字金融與民營企業逆向混改交互項（Mix1×DF1）的回歸系數均不顯著。這說明民營企業逆向混改的調節效應存在區域異質性，民營企業逆向混改對數字金融與創新產出及突破式創新產出之間關系的正向調節效應在東部地區存在較為確定的效果，而在中西部地區不存在。

（二）行業異質性

制造業是我國最為重要的經濟實體，制造業企業的創新能力決定了我國整體的創新水平。特別是在我國制造業進一步轉型升級的背景下，切實尋找并消除抑制制造業創新的因素刻不容緩。基于此，本文將樣本分為先進制造業和非先進制造業兩組，重新檢驗民營企業逆向混改調節效應的行業異質性。參考李遠慧和陳思[26]的做法，將“計算機、通信和其他電子設備制造業”“汽車制造業”等十個重點發展領域作為先進制造業的代表，其他行業劃分為非先進制造業②，回歸結果如表5所示。

表5 民營企業逆向混改調節效應的行業異質性回歸結果

由表5 第（1）列和第（2）列可知，在先進制造業中，數字金融與民營企業逆向混改交互項（Mix1×DF1）的回歸系數分別為6.704、6.908，都通過了1%水平的顯著性檢驗，并且民營企業逆向混改對數字金融與突破式創新產出之間關系的增強效應更顯著（6.908〉6.704）。由第（3）列和第（4）列可知，在非先進制造業中，數字金融與民營企業逆向混改交互項（Mix1×DF1）的回歸系數均不顯著。這說明民營企業逆向混改的調節效應存在行業差異，民營企業逆向混改對數字金融與創新產出及突破式創新產出之間關系的正向調節效應在先進制造業中存在較為確定的效果。先進制造業民營企業可以通過逆向混改更好地利用數字金融的發展，促進創新產出的增加，從而實現企業的快速發展。

（三）高管特征異質性

高管異質性是影響企業創新的重要因素[29]，高管背景對數字金融與企業創新之間的關系具有調節作用[30]，會直接影響數字金融的創新效應。當企業高管具有金融背景時，其對宏觀數字金融發展的反應可能更迅速，能快速抓住金融發展的趨勢，利用數字金融加快推進企業創新決策。民營企業進行逆向混改后，引入的國有股權可能傾向于重用具有金融背景的高管，讓其有更多的發揮空間，更好地落實金融制度改革的國家戰略，從而使得民營企業逆向混改對數字金融的創新效應發揮更好的調節作用。因此，為進一步考察高管金融背景對民營企業逆向混改調節效應的影響，本文將樣本分為高管有金融背景和高管無金融背景兩組，重新進行檢驗，回歸結果如表6所示。

表6 民營企業逆向混改調節效應的高管特征異質性回歸結果

由表6 第（1）列和第（2）列可知，當高管有金融背景時，數字金融與民營企業逆向混改交互項（Mix1×DF1）的回歸系數分別為4.008、5.323，都通過了顯著性檢驗，并且民營企業逆向混改對數字金融與突破式創新產出之間關系的增強效應更顯著（5.323〉4.008）。由第（3）列和第（4）列可知，當高管無金融背景時，數字金融與民營企業逆向混改交互項（Mix1×DF1）的回歸系數均不顯著。這說明當高管具有金融背景時，民營企業逆向混改的調節效應更加確定、有效。民營企業可以通過吸引具有金融背景的高管，從而使得逆向混改更好地發揮作用，進一步強化數字金融的創新效應。

六、研究結論與啟示

（一）研究結論

本文研究了數字金融與企業創新產出的關系，并且探討了民營企業逆向混改對數字金融與創新產出之間關系的調節效應，在此基礎上進一步分析不同區域、行業和高管特征對民營企業逆向混改調節效應的影響。研究結論如下：一是數字金融能促進創新產出和突破式創新產出，并且數字金融的創新促進效應在突破式創新產出中更明顯和有效；二是民營企業逆向混改正向調節了數字金融與創新產出及突破式創新產出之間的關系，并且民營企業逆向混改對數字金融與突破式創新產出之間關系的調節效應更強；三是不同區域、行業、高管背景都會對民營企業逆向混改的調節效應產生影響，在東部地區、先進制造業和高管具有金融背景的企業中，民營企業逆向混改對數字金融與創新產出及突破式創新產出之間關系的正向調節效應更為明顯和有效。

（二）啟示

基于本文的研究結論，可以得到以下啟示：

1. 充分利用數字金融促進民營企業創新發展。

數字金融可以促進創新產出及突破式創新產出，提升民營企業的創新績效，表現出數字經濟的優勢，對資源的合理分配具有積極作用。為此，政府應加大力度發展數字技術，同時要強化對金融體系的監管和審查，防止出現金融風險和資金空轉現象。

2. 穩步推進民營企業逆向混改，提升民營企業在數字金融時代的創新意愿。民營企業逆向混改可以增強數字金融的創新效應，為此應積極引導和深化民營企業逆向混改，從而給民營企業一種隱性擔保，增強民營企業創新意愿。

3. 中西部地區要加強新基建建設，為數字金融發揮效用創造條件。民營企業逆向混改的調節效應在東部地區更加有效，說明逆向混改是進一步提升東部民營企業創新效率的可行路徑，但在中西部地區不顯著，可能是因為中西部地區金融等基礎建設較為落后。政府應加強中西部地區基礎建設，讓中西部企業也能享受數字技術下金融發展的紅利，進而實現共同富裕。

4. 通過逆向混改促進先進制造業發展，引導傳統企業轉型升級。民營企業逆向混改的調節效應在先進制造業中更加有效，說明政府可以利用國有資本參股的手段，對重點行業和企業進行扶持，發揮國有資本的引導作用，進一步加深數字金融的創新效應，加快重點行業的發展。

5. 重視人才，尤其是注重高管選拔。民營企業逆向混改的調節效應在高管有金融背景的企業中更加有效，說明高管是影響企業行為的重要因素。面對數字金融紅利，企業應該重視金融人才。這不僅有利于企業更好地利用數字金融發展對技術創新的促進效應，而且有助于民營企業通過逆向混改強化數字金融與創新產出的關系，從而提高企業創新績效。

【注 釋】

①東部地區具體包括：河北省、北京市、天津市、山東省、江蘇省、上海市、浙江省、福建省、廣東省、海南省。其余省份劃分為中西部地區。

②先進制造業具體包括：計算機、通信和其他電子設備制造業，儀器儀表制造業，鐵路、船舶、航空航天和其他運輸設備制造業，汽車制造業，石油加工、煉焦和核燃料加工業，電氣機械和器材制造業，化學原料和化學制品制造業，通用設備制造業，專用設備制造業，醫藥制造業。其余行業劃分為非先進制造業。

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