數字金融如何促進民營企業成長
——基于金融監管與管理者能力的調節效應

湯 萱，高 星

引言

民營經濟的發展對經濟增長至關重要。2012—2021 年，我國民營企業在企業總量中的占比由79.4%提高到92.1%，稅收貢獻超過50%，國內生產總值貢獻超過60%，城鎮勞動貢獻超過80%，在穩增長、穩就業等方面發揮了積極作用，成為推動經濟社會發展的重要力量。2020年《中共中央國務院關于營造更好發展環境支持民營企業改革發展的意見》指出，要激發民營企業活力和創造力，進一步為民營企業發展創造公平競爭環境。但就現實境況而言，我國民營企業大多以中小企業為主，普遍存在資產少、規模小、信用記錄不完善等問題。金融機構對民營企業容易產生惜貸、抽貸及斷貸等現象，致使民營企業長期面臨“融資難、融資貴”的發展困境，發展動力不足。如何有效破解民營企業發展的金融困境是當前亟需解決的一大難題。

任何企業的發展都離不開資金支持。但由于民營企業規模有限，缺乏較大體量的優質抵押資產，金融機構對民營企業的放貸意愿較低。同時我國資本市場發展有待完善，市場準入門檻較高，大部分民營企業往往無法達到準入條件，被阻擋在資本市場之外。可見，在傳統金融體系下，債券融資與股權融資兩種方式均無法滿足民營企業的金融需求。黨的十九大報告指出，要“深化金融體制改革，增強金融服務實體經濟的能力”。近年來，人工智能、大數據、云計算以及區塊鏈等數字技術蓬勃發展，傳統金融逐漸與數字技術進行有機結合，數字金融應運而生。數字金融具有共享、低成本、突破地理邊界等典型特征，一度成為理論界與實務界的關注熱點，Lee I.,Shin Y.J.,“Fintech: Ecosystem,Business Models,Investment Decisions,and Challenges”,in,2018,Vol.61,No.1,pp.35-46;Demertzis M.,Merler S.,Wolff G.B.,“Capital Markets Union and the Fintech Opportunity”,in,2018,Vol.4,No.1,pp.157-165.這也為民營企業提供了新的發展機遇。然而現有文獻主要集中于探究制度環境、金融市場競爭、高管特征、社會失信環境等因素對民營企業成長的影響程度。關于數字金融則多聚焦于研究數字金融對經濟增長、城鄉差距、地區創業、企業創新等方面的影響。上述研究雖未將數字金融與民營企業納入同一研究框架進行分析，但也為本文的研究主題“數字金融-民營企業成長”提供了豐富的理論視角與經驗借鑒。

區別已有研究，本文力爭在如下方面有所貢獻：（1）驗證數字金融與民營企業成長之間的邏輯關系，并檢驗數字金融在不同金融業競爭程度下、不同企業注冊資本屬性下的作用效果。（2）采用中介效應模型，從融資約束、企業杠桿兩個角度論證數字金融是否有效緩解民營企業的金融困境進而助推民營企業成長。（3）在“數字金融-民營企業成長”框架中納入金融監管與管理者能力兩大因素，為探尋數字金融真正服務于實體經濟提供有益證據。

一、文獻綜述

（一）數字金融

數字金融是我國金融業發展中的一種新業態，是基于數字技術實現融資、支付、投資等的新型金融業務模式。當前學術界針對數字金融的研究十分豐富，核心脈絡大致可以分為數字金融的發展、影響、風險三個角度。從發展視角看，現有研究表明數字金融得以快速發展的原因除了數字技術之外，還歸因于傳統金融服務供給不足和金融監管相對包容。尤其是以中小企業為主的民營企業，呈現出信息披露不完善、資產抵押不足等特點，更難以獲得正規金融機構的信貸支持。有學者研究發現，中國增長速度最快的公司大多依靠非正規融資渠道，因此當數字金融出現時，資金需求者能迅速接受并推動數字金融發展。從影響的視角來看，現有文獻主要闡述了數字金融對于傳統金融、中小微企業融資、企業創新等方面的影響。如數字金融對傳統金融機構的影響主要體現在渠道和客戶。從融資來看，數字金融渠道更豐富直接，主要有點對點融資模式和基于大數據的小額貸款模式等，有效降低了信息不對稱，實現長尾客戶鏈接和大數據預測等。在風險方面，主要從金融監管的角度探討數字金融過程中所存在的風控問題。

（二）民營企業成長

關于民營企業成長的研究頗豐，主要分為宏觀和微觀層面。從宏觀視角看，學者們對民營企業成長的研究主要集中在制度環境、市場環境、社會信任等領域。在非正式制度主導的環境下，民營企業傾向于構建社會資本，擴大關系網絡的影響力，推動企業成長。在市場環境研究中，當金融發展水平較低時，商業信用對民營企業成長促進作用較大，隨著市場化改革和金融改革的深入，民營企業成長對商業信用融資的依賴逐漸減弱。而在社會失信環境下，民營企業交易成本會顯著提高，從而加劇融資約束并阻礙企業創新，最終抑制民營企業成長。從微觀視角看，學者們對企業成長研究主要集中在公司治理、企業規模、關系網絡、商業信用融資等因素。學者們普遍認為，有效的公司治理機制會降低代理成本，提升企業信用，對企業獲取外部融資具有積極影響，最終促進民營企業成長。橫向關系網絡的信息分享傳播和資源互換作用可以降低企業間的信息不對稱現象，加強交易雙方的信任關系，緩解民營企業融資約束，增加企業存貨投資、固定投資和研發投入，最終促進企業成長。

二、研究假說

在傳統金融模式下，金融機構基于盈利性目標與風險規避原則，在其放貸過程中，通常存在“所有制歧視”與“規模歧視”現象。即金融機構面對民營企業與小微企業的資金需求時，由于這類企業優質抵押資產數量有限，且沒有足夠的信用背書，審核流程嚴苛，放貸意愿較低。因此，民營企業長期存在融資缺口甚至融資困境。在傳統金融資源配置效率較低甚至資源錯配等現象頻發的背景下，數字金融應運而生。數字金融能夠突破地理限制與時空界限，拓寬金融服務邊界，讓更多經濟主體（尤其是小型企業或者民營企業）享受金融服務，為民營企業提供資金支持，在一定程度上可以彌補傳統金融的不足。同時數字金融又不同于傳統金融，是對傳統金融的有效補充，表現為數字金融不再過度依賴固定資產、財務報表等硬信息對企業進行風險評估，Duarte J.,Siegel S.,Young L.,“Trust and Credit:The Role of Appearance in Peer-To-Peer Lending”,in,2012,Vol.25,No.8,pp.2455-2484.而是借助大數據、云計算等數字技術深度挖掘企業的歷史交易、經營數據，Gomber P.,Kauffman R.J.,Parker C.,et al.,“On the Fintech Revolution: Interpreting the Forces of Innovation,Disruption,and Transformation in Financial Services”,in,2018,Vol.35,No.1,pp.220-265.合理評估企業的經營風險與發展潛力，Norden L.,Buston C.S.,Wagner W.,“Financial Innovation and Bank Behavior:Evidence from Credit Markets”,in,2014,Vol.43,pp.130-145.使得優質的民營企業有機會被市場熟知，獲取更多金融資源。因此，本文認為數字金融能夠在一定程度上緩解民營企業所面臨的“所有制歧視”與“規模歧視”現象，助力民營企業發展。

基于此，本文提出研究假設：

H1：數字金融發展水平越高，越能助推民營企業成長。

具體而言，第一，數字金融能緩解民營企業的融資約束，助推民營企業成長。首先，從“量”的角度來看，數字金融的出現，能夠借助大數據等新興技術多維搜集市場中沉淀的歷史數據，調動投資者的閑散資金與資金需求方進行匹配，且這一匹配過程不受地理位置限制，能夠遠距離實現。Laeven L.,Levine R.,Michalopoulos S.,“Financial Innovation and Endogenous Growth”,in,2015,Vol.24,No.1,pp.1-24.同時，數字金融還衍生出消費金融、供應鏈金融等新的融資方式，極大地拓寬民營企業的融資渠道，且由于數字技術的加持，融資過程中的搜尋成本、議價成本等驟減，增加了民營企業的金融供給。其次，從“質”的角度而言，以往傳統金融模式下金融機構偏好大型企業以及國有企業，金融配置結構扭曲，不利于經濟發展。而數字金融主要通過大數據技術搜集企業歷史經營數據并整合分析，由此對企業進行風險評估并預測發展潛力，Moenninghoff S.C.,Wieandt A.,“The Future of Peer-To-Peer Finance”,in,2013,Vol.65,No.5,pp.466-487.優質的民營企業即可獲取相應金融資源。可見，數字金融能夠增加民營企業的金融供給并優化金融資源配置效率，使民營企業可以較低的成本填補資金缺口，推進生產活動，實現良好發展。

基于此，本文提出研究假設：

H2：數字金融能夠有效緩解民營企業融資約束，推動民營企業成長。

第二，數字金融能降低民營企業杠桿，推動民營企業發展。從民營企業內部視角出發，數字金融的出現以及數字金融水平的提高，使得金融服務的覆蓋范圍與便利性得到極大提升，外部金融環境的改善使民營企業的外部融資壓力減少，亦因此，民營企業增加負債水平（加杠桿）的主動性下降。從民營企業外部視角來看，以往民營企業通過加杠桿方式獲取資金大多是由于融資渠道單一。數字金融的出現意味著金融基礎設施愈趨完善，Vives X.,“Digital Disruption in Banking”,in,2019,Vol.11,No.1,pp.243-272.民營企業可以獲取信貸資金的方式多樣化，且成本更低，民營企業的融資選擇增加，高成本的杠桿融資不再成為融資首選。民營企業可以通過更具性價比的融資方式獲取金融資源，節約一定的財務成本，用于主營業務的生產，推動民營企業發展。

基于此，本文提出研究假設：

H3：數字金融能夠有效降低民營企業的杠桿水平，助推民營企業成長。

三、模型構建

（一）模型設定

為驗證數字金融對民營企業成長的影響，現構建如下基準回歸模型：

式（1）中，民營企業成長（EPS）為本文的被解釋變量；數字金融（DF）為核心解釋變量；為控制變量組，α和分別表示常數項和殘差項。為提升回歸結果的科學性，本文還進行了如下處理：第一，在回歸模型中默認采用聚類穩健標準誤；第二，所有回歸方程中，采用雙向固定效應模型【控制“時間（）-行業（）”虛擬變量】進行檢驗，以盡可能地吸收固定效應。若回歸系數為正且顯著，則意味著數字金融能促進民營企業成長。

（二）變量設定

1.被解釋變量

民營企業成長（）。參照以往學者的指標設計思路，每股收益是每一普通股在某一段期間內所獲得的盈余，它可以體現企業的獲利能力，并且能在一定程度上反映出民營企業成長的動力。本文擬將每股收益作為民營企業成長的代理變量。

2.核心解釋變量

數字金融（）。北京大學數字金融研究中心編制的數字普惠金融指數以螞蟻金服提供的數據為基礎，衡量中國省級和城市級（未核算中國的港澳臺地區）數字金融發展程度。本文將其作為數字金融發展的代理變量，并對該指數進行歸一化處理。在本文的核心實證部分，采用省級層面的數字金融發展指數進行回歸分析。本文后續會進一步將數字金融指數分解為兩個指標：數字金融覆蓋廣度（，主要通過電子賬戶數等體現）和數字金融使用深度（，包括但不限于支付業務、信貸業務等，考察其實際使用人數同時也測度人均交易額）。

3.控制變量

為盡可能克服遺漏變量的影響，本文還加入了一系列控制變量。具體包括:企業規模（）、固定資產比（）、總資產增長率（）、營業利潤占比（）、人均國內生產總值（）、有形資產占比（）、經營負債比率（）、政府與市場的關系（）。變量定義參見下頁表1。

表1 變量定義

（三）數據來源

本文以滬深兩市上市A 股民營企業為研究對象，依據數字金融指數起始年限（2011 年）構建2011—2019年的面板數據集。并對數據進行如下技術性處理：（1）剔除樣本企業中的金融類、房地產類企業；（2）剔除在樣本期內ST、*ST 類企業；（3）秉持“5年連貫”原則，僅保留樣本期內至少連續5年的企業；（4）對變量數據中的連續變量（不包含虛擬變量）進行1%和99%的縮尾處理。經上述處理后，最終得到11520個“企業-年份”觀測樣本。企業的微觀財務數據均來源于國泰安數據庫，宏觀層面數據來自國家統計局。相關變量描述性統計如表2所示。

表2 描述性統計

四、實證結果分析

（一）基準回歸結果

表3（見下頁）采用遞進式方法進行回歸，探究“數字金融-民營企業成長”的邏輯關系。在M（1）中，本文僅控制了時間和行業固定效應，M（2）中本文相應加入了前文所述的控制變量組。結果顯示，M（1）與M（2）中數字金融（）對民營企業成長的回歸系數均顯著為正（回歸系數分別為0.433、0.224，且均通過了1%水平下的顯著性檢驗）。表明數字金融能夠顯著促進民營企業成長。研究假說H1得以證實。

由于數字金融指數包含覆蓋廣度及使用深度兩個子指標，同時為更加精準地刻畫“數字金融-民營企業成長”的內在關系，本文進一步將數字金融指數分解成數字金融覆蓋廣度（DF-B）和數字金融使用深度（DF-D），考察究竟數字金融哪一層面的發展會促進民營企業成長，換言之，考察數字金融助推民營企業成長是因為參與數字金融的人數增加還是受益于數字金融所提供的金融服務更為多樣化。結果如表3 中M（3）—M（4）所示，無論是數字金融覆蓋廣度（DF-B）還是數字金融使用深度（DF-D）均對民營企業成長有正向驅動作用，但數字金融使用深度對民營企業成長的驅動效應更為強勁（0.210＞0.159）。這表明隨著數字金融覆蓋廣度的不斷擴大，當地使用電子賬戶的人數增加，能夠營造良好的金融環境，降低民營企業的交易成本。數字金融使用深度的增加則意味著當地金融服務（如信貸、保險等）流程趨于簡化，能更加便利地服務于資金需求方（民營企業），在節約成本的基礎上還為其拓寬了融資渠道。同時，上述結果也從側面反映出在數字金融的發展過程中，不能過于依賴擴大數字技術應用覆蓋面，需要持續推動數字技術與民營企業主營業務的深度融合方能更加高效助力其發展。

表3 基準回歸

（二）內生性處理與穩健性檢驗

1.內生性處理

為盡可能避免“民營企業成長越好，數字金融發展程度越高”這一反向因果關系導致的內生性問題，本文將采用滯后處理及工具變量法重新進行回歸。首先在表4 的M（1）—M（2）中將數字金融（）分別滯后一期和兩期；在表4（見下頁）的M（3）—M（4）中借鑒唐松等人的研究思路，采用各省份互聯網普及率（）作為工具變量，采用工具變量法進行回歸檢驗。結果顯示，M（1）—M（2）中數字金融對民營企業成長的影響仍然顯著為正，研究結論保持不變。M（3）為第一階段工具變量對內生解釋變量的回歸結果，互聯網普及率（）的估計系數為0.004，通過1%水平下的顯著性檢驗，說明工具變量與內生解釋變量數字金融（）之間具有強相關性。M（4）為第二階段回歸結果，Kleibergen-Paap rk LM 統計量為7.867，在1%的水平上顯著，表明拒絕工具變量識別不足的原假設；Kleibergen-Paap rk Wald F 統計量為330.97，明顯大于Stock-Yogo 弱工具變量識別檢驗在10%顯著性水平上的臨界值（16.38），拒絕弱工具變量的原假設。；綜上，工具變量選取有效。同時，M（4）中數字金融（）的回歸系數顯著為正，說明本文的核心結論成立。

表4 內生性處理：自變量滯后+工具變量法

2.穩健性檢驗

為驗證本文基準結論的精準性，采用以下方法分別進行檢驗：第一，剔除部分樣本。數字金融以及微觀經濟主體的發展都與全球金融態勢密切相關，特殊的金融事件可能會擾動回歸結果。因此，在表5的M（1）中，剔除中國股災（2015 年）及后續年份的樣本，盡可能消減股災所引致的負向連鎖效應。第二，替換因變量。在表5 的M（2）中用能夠體現持續企業持續成長性的財務指標主營業務收入增長率（）作為新的因變量代理變量。第三，由于個體固定效應相較“行業-年份”固定效應更為嚴苛，因此，在表5的M（3）替換固定效應回歸方法。表5結果顯示，在經過上述穩健性檢驗操作后，數字金融對民營企業成長的影響仍然顯著為正，核心結論高度穩健。

表5 穩健性檢驗

（三）異質性分析

在前述的全樣本回歸中，已然證實“數字金融-民營企業成長”的正向邏輯關系，但值得思考的是，在不同的場景下，這一正向效應是否會存在差異化效果？如數字金融釋能是否會受到外部金融環境的影響？是否會因企業自身條件差異而呈現不同效果？為回答上述問題，本文進一步將全樣本按照金融業競爭程度與企業注冊資本分樣本回歸（表6）。

表6 異質性分析：金融業競爭與注冊資本

結果顯示，在表6 的M（1）—M（2）中，當民營企業所在地區的金融競爭程度較大時，數字金融對民營企業成長并未呈現顯著的正向作用。相反在金融競爭程度較小時，數字金融對民營企業成長展示出顯著的促進作用，M（2）中數字金融的回歸系數為0.402，且通過5%水平下的顯著性檢驗。其原因在于，金融業競爭程度的大小可以映射出企業所在地區金融資源的壟斷程度。金融業競爭程度大，意味著該地區金融資源未高度集中于某一部分領域的企業，在市場中的流動性較強，企業可以憑借自身實力爭相獲取相應金融資源用于生產活動。而金融業競爭程度小，則有可能使該地區的金融資源存在壟斷現象，即高度集中于某一特定領域或特定性質的企業中，其他企業能獲取的金融資源總量縮減，且獲取門檻較高。顯然，當金融業競爭較小時，對于民營企業而言，所有制歧視與規模歧視的存在，會進一步加劇民營企業的融資困境，不利于民營企業的生產活動。此時，數字金融憑借大數據獲取海量市場信息與企業歷史數據后，能夠合理評估民營企業的真實經營狀況，緩解金融機構與民營企業之間的信息不對稱，同時也能夠突破地理位置的局限，尋求外地金融機構的支持，民營企業拓寬融資渠道，為民營企業招攬更多金融資源，支持其經營活動，助力民營企業成長。

表6 的M（3）—M（4）顯示，按照注冊資本分組回歸后，當民營企業的注冊資本較多時，數字金融對民營企業的推動作用并不明顯。反而當民營企業的注冊資本較少時，數字金融能夠顯著促進民營企業成長。結果表明數字金融更能夠支持小型民營企業的發展。原因在于，民營企業在融資鏈條中本身就不具備先天優勢，常處于被動地位。當民營企業的注冊較少，意味著民營企業的規模相對較小，缺乏歷史經營數據，其在后期的融資過程中所面臨的規模歧視更為嚴重，其融資困境相比大型民營企業更嚴峻。然而數字金融借助大數據等前沿技術能夠迅速搜集民營企業的經營數據并進行數據分析，為金融機構的授信決策提供數據支持，緩解金融機構對民營企業尤其是小型民營企業的規模歧視，使小型民營企業有機會獲取更多金融資源。同時，數字金融通過技術支持，能夠節約大量的搜尋成本、議價成本等，能降低小型民營企業以往高昂的融資成本，將資金更多地用于生產活動，支持企業發展。

綜上，數字金融在支持民營企業發展過程中，對金融業競爭程度較小、注冊資本較少的民營企業具有更顯著的促進作用，能在一定程度上糾正“資源錯配”“規模歧視”，凸顯了數字金融的普惠性特征。

（四）機制識別

前文已確證“數字金融-民營企業成長”之間的正向驅動作用。但僅就兩者之間的關系進行了研究，并未深入探討數字金融如何推動民營企業成長。為進一步提高本文的研究深度與精度，有必要對上述兩者間的內在作用機制進行解讀。因此，本文參考現有研究成果的主流做法，借助溫忠麟等人的研究思路，構建如下遞歸方程：

其中，Mediator包含融資約束與企業杠桿兩個中介變量。融資約束的衡量方法較多，有KZ 指數、SA 指數以及WW 指數等。基于數據獲取與測量標準，本文采用SA 指數作為樣本企業融資約束（SA）的代理變量。具體計算公式為：-0.737×+0.043×-0.040×，其中為企業規模的自然對數，為企業成立時間長短。該指數越大，表示企業所面臨的融資約束程度越大，反之，則面臨的融資約束程度越小。企業杠桿（）則選取資產負債率來衡量，該指標可以從側面反映企業的還款能力，使用資產的杠桿程度。此外，考慮到中介效應模型中變量間的作用存在一定時滯性，同時也盡可能克服反向因果擾動，本文將因變量前置1 期，中介變量保持當期數據，自變量后滯1 期，其余變量設定同前文。

選取上述兩個中介變量的原因在于，從現實境況而言，民營企業成長過程中長期面臨融資困境，為獲取金融資源，其內部債臺高筑，制約了民營企業的有序發展。按照前述回歸結果數字金融能夠有效推動民營企業成長。因此，理論上，數字金融應當能夠有效緩解民營企業所面臨的“融資難、融資貴”問題，并且降低企業內部的杠桿水平，優化民營企業的資金狀況，從而推動民營企業成長。

表7（見下頁）結果顯示，數字金融（）對融資約束（）的回歸系數為-8.872，且通過1%水平下的顯著性檢驗，融資約束（）對民營企業成長（）的估計系數為-0.004，同樣通過顯著性水平檢驗。說明數字金融能夠有效緩解民營企業的融資窘況，優化金融機構的信貸資源配置，拓寬民營企業的融資渠道，充裕民營企業的資金池，助推民營企業成長。研究假說H2得以佐證。

表7 機制識別：融資約束

表8（見下頁）的M（2）—M（3）結果顯示，數字金融（）對企業杠桿（）的回歸系數為-0.054，企業杠桿（）對民營企業成長（）的回歸系數為-0.612，均通過至少5%水平下的顯著性檢驗。表明數字金融能夠有效降低民營企業的杠桿水平，降低民營企業的財務風險，穩定財務狀況，為民營企業成長提供資金支持。研究假說H3 得以印證。進一步將企業杠桿分解為短期債務杠桿與長期債務杠桿進行回歸發現，M（4）與M（6）中回歸系數分別為-6.952、-2.466，M（5）與M（7）中回歸系數分別為-0.006、-0.004，均通過1%水平下的顯著性檢驗，說明數字金融能夠顯著降低企業短期和長期債務杠桿，進而助推民營企業成長。

表8 機制識別：企業杠桿

五、進一步研究：基于金融監管與管理者能力的雙重視角

數字金融補充并優化了傳統金融體系，但其金融的本質并未改變，因而數字金融可以借助大數據、人工智能、云計算以及區塊鏈等新興技術優化金融資源配置效率，擴大民營企業的金融供給總量，助力民營企業發展。一方面，不可忽視的是，數字金融作為一種新興事物，很大程度上依賴數字技術爬取數據、整合數據并傳輸數據，在此過程中可能隱藏著數據流失、金融欺詐等風險，進而沖擊金融體系的穩定。因此，數字金融要真正作用于實體經濟（民營企業），金融監管不可或缺。另一方面，數字金融雖能為民營企業緩解融資困境，提供資金支持與決策支持。但根據高階梯隊理論，企業管理者才是企業發展戰略的最終決策者與制定者，是決定企業發展方向的關鍵因素。理論上，數字金融的發展為民營企業招攬金融資源并輔助其進行合理決策后，能否按計劃執行并收獲理想經營成果，與管理者能力密切相關。換言之，數字金融能夠為民營企業獲取外部金融資源并為其進行科學決策提供技術支持，但管理者能力關乎金融資源在企業內部的實際使用效率。綜上，本文將從民營企業內外部視角出發，引入金融監管與管理者能力兩大因素，重點檢驗上述因素對于數字金融助力民營企業成長的作用效果。為此，將構建如下回歸方程：

其中，在式（6）中，Supervision為金融監管，借鑒王韌等人的指標設計思路，采用區域金融監管支出/金融業增加值計算得出。在式（7）中MA為管理者能力，參照Demerjian 等人的研究，Demerjian P.,Lev B.,McVay S.,“Quantifying Managerial Ability: A New Measure and Validity Tests”,in,2012,Vol.58,No.7,pp.1229-1248.采用數據包絡分析法（DEA）和Tobit模型測度管理者能力。其余變量設定同上。在回歸過程中，首先，以金融監管（）【管理者能力（）】與數字金融（）進行方程（6）與方程（7）的交互項回歸；其次，為確保研究結論的可信度，本文還將以金融監管（）【管理者能力（）】的均值為界，再次進行回歸。結果如表9所示。

表9 數字金融、金融監管與民營企業成長

回歸結果表明，M（1）中，金融監管（）與數字金融（）的交互項（）系數顯著為正。說明在較強的金融監管下，數字金融更能展現對民營企業的正向驅動作用。在分組回歸M（2）—M（3）中，當金融監管較強時，數字金融（）的回歸系數為0.351，通過5%顯著性水平下的檢驗。當金融監管處于較弱區間時，數字金融（）的回歸系數并未通過任何慣常水平下的顯著性檢驗，進一步確證“金融監管越強，數字金融對民營企業的驅動作用更顯著”。當金融監管越強時，意味著在數字金融的發展過程中，出現金融風險的概率下降，發展環境良好，能夠有效支持實體經濟（民營企業）的發展。

在表9的M（4）中，管理者能力（）與數字金融（）的交互項（）系數為0.042，通過1%顯著性水平下的檢驗，說明管理者能力越強，數字金融越能顯著促進民營企業成長。為提高交互項檢驗結果的精確度，再次進行分組回歸。結果顯示，在M（5）與M（6）中，當管理者能力越強時，數字金融（）的估計系數顯著為正，而當管理者能力較弱時，數字金融（）的估計系數并未通過顯著性檢驗。這一結果也驗證了前述邏輯的合理性，即數字金融能夠為民營企業帶來金融資源存量優化與增量補充的積極效應，但所獲取的金融資源最終又能為民營企業實現多大程度的實質性績效與管理者能力相關。當管理者能力較強時，其往往擁有理性的思考能力與長遠的發展目光，出現逆向選擇與道德風險概率較低，同時能夠在數字技術的支持下進一步優化自身的決策體系與執行能力，有效減少生產過程中的損耗，推動所在民營企業良好發展。

六、結論與建議

數字金融內生于實體經濟的金融需求，但其能否解決民營企業的發展痛點與發展難點進而推動民營企業成長有待驗證。因此，本文針對數字金融與民營企業成長的影響展開系統性研究，主要得到如下結論：第一，基準結果表明，數字金融能夠有效推動民營企業成長。進一步將數字金融指標分解為數字金融使用深度與數字金融覆蓋廣度兩個指標再次進行回歸后發現，相較于數字金融覆蓋廣度，數字金融使用深度對民營企業成長所產生的驅動效應更為明顯。第二，按照金融業競爭與注冊資本進行異質性分析顯示，數字金融對民營企業的正向效應在金融業競爭較小和注冊資本較少的民營企業中更顯著，凸顯數字金融的“普惠性”特征。第三，機制路徑結果表明：首先，數字金融能有效緩解民營企業融資約束，紓解民營企業“融資難、融資貴”的問題，促進民營企業成長；其次，數字金融能降低民營企業杠桿水平，將企業杠桿劃分為短期杠桿與長期杠桿后依舊顯著，意味著數字金融能夠穩定民營企業財務狀況，從而促進民營企業成長。第四，數字金融作為一種新型金融模式，對民營企業的釋能效率會受到外部金融監管與內部管理者能力的影響。首先，考慮金融監管對數字金融與民營企業成長的作用發現，數字金融在強金融監管下更能有效發揮對民營企業成長的正向促進作用。其次，將管理者能力納入數字金融與民營企業成長研究框架顯示，當管理者能力較強時，數字金融對民營企業成長的驅動作用更為顯著。

針對所得結論，本文提出以下建議：第一，積極推動數字金融發展。一方面需加快各地金融基礎設施建設速度與質量，為數字金融支持實體經濟發展提供基礎環境；另一方面應當推動傳統金融機構向數字化發展轉型，有效增加市場中的金融供給總量。同時，政府也要給予政策支持，推動數字金融使用深度支持民營企業發展。第二，制定數字金融差異化發展戰略。數字金融具有“普惠性”特征，能夠為小微企業提供多元化金融服務，對于金融資源供給有限與增速緩慢的地區需要加大支持力度，增加金融存量與增量，盤活現有金融資源。同時，金融基礎設施較好的地區可以為落后地區提供多方位支持，如資金支持、技術支持以及人才支持等。依據各地實際情況制定差異化策略，推動各地數字金融平穩發展，從而緩解民營企業的發展窘況。第三，強化金融監管。數字金融雖然是傳統金融的補充與優化，但在數字經濟浪潮下，數字技術是一把雙刃劍，既可提增企業運營效率也可能引發金融欺詐等擾亂市場秩序的行為。因此，金融監管不可或缺。監管機構需把握好推進數字金融與防范金融風險兩者之間的動態平衡，采取適當監管措施，解決監管法律缺失問題，補齊制度短板，推動數字金融與實體經濟的融合發展。第四，管理者應提高自身數字化思維。數字時代將逐步顛覆并重塑企業發展模式，企業管理者應當盡快適應數字技術的迭代更新速度，不斷提高自身專業能力使之能匹配數字化發展模式。同時，積極借助數字技術發展與應用緩解企業內部的融資困境，遏制短視主義行為，助力企業發展。