數字金融是否提高了城市創新質量？

霍 林 程子昂

（1.廣西大學國際學院，廣西 南寧 530004；2.廣西大學中國-東盟研究院，廣西 南寧 530004）

一、引言

當前我國經濟發展已從高速增長轉向高質量發展階段，原本的“粗放型”經濟模式難以滿足我國高質量發展需求。在這樣的背景下，2019年，習近平在參加十三屆全國人大二次會議福建代表團審議時提出“要營造有利于創新創業創造的良好發展環境，向改革開放要動力，最大限度釋放全社會創新創業創造動能”。2020年，李克強再次強調“創業創新是國家贏得未來的基礎和關鍵。雙創由“眾”而積厚成勢，因“創”而破繭成蝶。這說明，隨著創新發展戰略的深入，創新已經成為我國經濟高質量發展的新動能。而如何發展創新質量，也成為當前我國亟需解決的重要議題。

由于傳統金融供給模式存在局限性，其在一定程度上抑制了我國創新水平的發展，具體表現為：一方面，研發機構的創新離不開研發資金的支持。[1]在傳統的金融體系中，資金的供給方與需求方之間往往會因為信息不對稱等問題而導致較高的交易成本，對于企業尤其是中小企業來說，融資渠道的限制往往帶來過高的資金門檻，會導致其缺乏動力和相關要素來提高創新能力。[2]另一方面，傳統的金融機構提供金融服務的范圍會受到地理因素的影響，導致很多研發機構難以獲得金融服務，在一定程度上也限制了創新質量的提升。[3]

隨著數字科技的不斷發展，數字金融作為一種新型金融模式應運而生，重塑和完善了金融服務體系。依托于互聯網這一媒介，數字金融擴大了傳統金融的服務廣度和深度，有效降低了交易成本和生產成本。[2]通過移動支付、網絡借貸等新型金融業務方式，幫助企業減少融資成本，緩解資金約束，提升了金融資源配置的效率，[4]讓更多的資金流向高效率行業，促進了相關產業升級，[5]為創新創業提供了發展契機。然而，數字金融不是“無源之水”，雖然數字金融是依托數字技術的新型金融供給形式，然而其仍離不開信息技術、管理經驗以及人才的支持，[6]這使得數字金融效能不僅依賴于傳統金融中介的發展程度，[7]還會因為城市的自身特征而存在較大差異。在這樣的背景下，探討這種新型的金融模式是否真正促進了城市的創新質量以及會受到何種城市特征因素影響極具現實意義。

當前學術界對數字金融的影響進行了大量研究，取得了較為豐碩的成果。一部分學者從微觀層面入手。他們發現數字金融提升了企業信用透明度，降低了企業的借貸成本、促進了企業借款結構的長期化，從而緩解了企業的融資約束。[8]同時，數字金融也能有效緩解信息不對稱問題，幫助企業有效的管控研發過程中的風險，穩定資金風險與杠桿，通過緩解金融資源配置的效率問題提升創新能力。[9]也有學者通過調節效應發現企業高管自身的科研背景能提高企業對于數字金融的支持程度，進一步推動數字金融對于企業創新能力的提升。[10]另一部分學者則基于宏觀角度，不僅發現數字金融的出現加劇了所在城市銀行業之間的競爭，提高當地市場化水平和發展潛力，為創新發展提供良好的激勵環境，[11]最終促進了城市的經濟增長。[12]還發現數字金融的發展能有效促進居民就業率，[13]并減少居民收入水平上的差距[14]。

基于現有文獻，發現當前從城市層面分析數字金融對創新質量的影響以及路徑的文章較少，[15]并且僅采用單一指標測度城市創新質量，并不能反映城市創新發展的實際情況。基于此，本文采用2011—2018年中國274個城市面板數據，探究數字金融對于城市創新質量的影響，并進一步探究這一過程中的影響途徑。

二、文獻綜述與研究假設

（一）數字金融發展與創新質量

創新具有高風險、高成本、長周期的特征，在研發的過程中往往存在極高的失敗率，并且這一過程往往需要極大的前期投入。[16]此時，如果研發機構沒有充足的資金進行支撐，技術研發將難以推進。所以對于城市的創新發展來說，即使在人才以及知識等方面達到了研發條件，融資約束仍然是主要阻礙因素。而傳統金融體系提供資金和金融服務的對象較為集中，其受眾群體也存在諸多限制，大量的中小企業和低收入人群難以獲得資金供給和相關的金融服務。[3]由于這種不完善的金融服務體系，導致相關群體缺乏足夠的激勵來進行創新。

而數字金融的出現，在一定程度上打破了傳統金融模式的限制，有助于促進城市的創新質量。首先數字金融不受限于地理距離，擴大了金融服務范圍，[17]幫助原本在傳統金融體系范圍之外的地區獲得金融服務，[18]提高了各類要素的配置效率，加快了相關產業升級的進程，有助于促進當地的創新活力。其次，金融市場上存在著許多分散的小規模投資群體，傳統金融體系過高的門坎也導致難以吸納這些投資群體，[8]限制了這部分投資群體的資金獲取渠道。而數字金融通過互聯網平臺，將海量移動終端連接起來，能夠廣泛的吸納這些投資者，為背景相對薄弱的機構提供可行的資金獲取渠道，激勵這些機構進行創新。最后，隨著數字金融服務的普及，大量新的商業機會得以釋放，有效擴展了金融服務的應用場景。例如電子商務、網約車的發展和共享汽車等新型商業機會的出現，[19]也為區域創新的發展提供了機會。基于此，本文提出如下假說：

H1:數字金融水平的提高有助于城市創新質量發展。

（二）數字金融對城市金融發展水平的間接影響機制

當前中國已經形成了以銀行業為主導的金融發展模式。[20-21]滯后的區域金融發展水平往往伴隨著借貸雙方嚴重的信息不對稱問題，并伴隨著道德風險和逆向選擇問題。在這種情況下，銀行體系將會極其謹慎的度量需要貸款機構的風險問題，并為此提高貸款門檻以及制定大多機構難以承受的高貸款利率。[22]在這種環境下，研發機構的資金獲取將面臨較大障礙，不利于區域的創新發展。而數字金融拓展了服務范圍，降低了服務成本，促進了區域金融深化。[23]這種新型金融模式與傳統銀行業的融合，極大的提升了城市金融發展水平，也降低了逆向選擇產生的道德風險。[24]基于信息技術支持，數字金融能抓取不同創新主體的信息并建立第三方征信系統，更加高效與全面的獲取信貸方的信用情況，有效緩解資金借貸中的信息不對稱問題。[11]有助于減少研發機構的銀行貸款成本，優化了區域創新資源的配置，進而有利于創新能力的提升，從城市層面來說也促進了整體城市的創新發展。基于此，本文提出如下假說：

H2: 數字金融通過降低研發機構的融資成本，提高城市金融發展水平，進而促進了城市的創新質量發展。

（三）數字金融對城市居民消費水平提升的間接影響機制

“需求引致供給”理論認為技術創新來源于對市場競爭中利潤的追求，只有當市場需求達到了一定規模，才能激勵相關創新活動的開展[25]。由于創新活動具有極大的風險性，需要支付巨大的前期投入[16]，當創新產品需求過少時，市場將難以形成規模經濟分攤創新活動的固定投入。而數字金融的出現簡化了人們購買的方式，人們可以選擇手機、電腦等多種方式獲取創新產出品的相關信息，并通過線上支付的方式快速便捷地完成對于創新產品的交易，減少了攜帶現金的不便，加強了人們的購買意愿以及支付強度[26]。同時伴隨數字金融的發展，淘寶等線上平臺也搭建起了城市之間相互交易的電子橋梁[17]，使得當地居民有更多的購買選擇，會提升城市居民的消費水平。而隨著居民消費水平的提升，也意味著創新產品的需求市場規模的擴大。對于那些優質的創新產品來說，其巨大的前期投入將會被市場規模效應所分攤，降低了研發投入的風險。這就激勵了越來越多的創新機構進行研發，從而讓各類創新要素充分涌流，從整體上促進了城市的創新發展。基于此，本文提出了如下假說：

H3: 數字金融通過擴大需求市場規模，提高城市居民消費水平，激勵城市創新質量的提升。

三、研究設計

本文采用2011—2018年中國274個城市面板數據，分析了數字金融發展對于城市創新質量的影響以及異質性差異。本文首先采用雙向固定效應模型研究了數字金融發展對城市創新質量的影響，并分析城市數字金融是通過何種途徑影響城市的創新質量。其次，為保證本文結論的穩健性，采用了工具變量的方法處理可能存在的內生性問題，并通過替換變量對模型進行穩健性檢驗。再次，從不同地區和互聯網覆蓋率的角度，考察了數字金融對于城市創新質量的影響是否存在異質性特征。最后，本文進一步采用中介效應模型，從居民的消費水平和當地金融發展水平提升的角度出發，考察數字金融對于城市創新質量影響的作用機制。

（一）基準模型設定

為了驗證數字金融水平是否促進了區域的創新質量，本文構建如下模型進行實證分析：

其中，invi,t表示城市的創新質量，inderi,t表示城市的數字金融水平，Control表示控制變量，包括城市的發展潛力、外商直接投資水平、產業結構等，wt表示控制年份效應，μt表示控制了不隨時間變動的個體固定效應，?i,t表示隨機誤差項。

（二）變量定義

1.被解釋變量——城市創新質量

本文參照毛文峰和陸軍[27]、龍建輝[28]的做法，采用北京大學企業大數據研究中心《中國區域創新創業指標》，該指標包含5個一級指標（包括新建企業數、吸引外來投資額、吸引風險投資額、專利授權量以及商標注冊量5個方面），20個二級指標以及138個三級指標構成，更加真實準確地度量了區域的創新質量，指標數值分布在0～100之間，數值越高表示城市的創新質量越高。

2.解釋變量——數字金融水平

參考郭峰等[6]、謝絢麗等[2]和張梁等[29]的研究，本文采用北京大學金融研究中心和螞蟻金服集團聯合課題組發布的“中國數字普惠金融指數”中城市層面的數字普惠金融指標作為城市數字金融水平的衡量指標，該指標的測度來源分別包括覆蓋廣度（coverage）、使用深度（usage）以及數字化程度（digitization）三個方面，能全面測度城市的數字金融發展水平。

3.控制變量

參考張呈磊等[14]、張梁等[29]、陸軍和毛文峰[30]的研究，在模型中引入如下控制變量：城市發展潛力（Gdp_rate），采用城市GDP增長率來衡量；城市產業結構（Structure），采用1×第一產業增長值占比+2×第二產業增長值占比+3×第三產業增加值占比來衡量；外商直接投資（Fdi）,采用外商直接投資占GDP百分比值來衡量；郵電業務占比（Inf）,采用地區郵電業務量占GDP百分比值來衡量；自然增長率（Natural_rate）,采用人口凈增長千分比數值來衡量。

考慮到數據的可得性，本文數據為2011—2018年274個地級市的數據集，其中剔除了數據缺失嚴重的地級市，同時考慮到4個直轄市體量與其他地級市的差異，同樣予以剔除，其中城市有關數據來源于《中國城市統計年鑒》。各變量描述性統計結果如表1所示。

表1 主要變量的描述性統計

四、實證檢驗與分析

在實證之前，本文對解釋變量進行相關性分析以及方差膨脹因子檢驗，結果發現模型中不存在嚴重的多重共線性問題。并且根據豪斯曼（Hausman）檢驗發現，本文所有回歸均應采用固定效應模型。

（一）基準回歸

借助于固定效應模型，本文對模型（1）進行回歸分析，探究城市數字金融水平對于創新創業能力的影響作用，回歸結果如表2所示。表中第（1）列表示的是基礎回歸的結果，第（2）列表示的是加入控制變量之后的回歸結果，這里可以看出此時系數在1%的置信水平下顯著為正，這說明數字金融能有效促進城市的創新質量，此時假說1成立。進一步，分別從數字金融的覆蓋廣度（coverage）、使用深度（usage）和數字支持服務程度（digitization）進行分析，城市的數字金融是具體通過何種途徑來促進城市的創新質量的提升。通過對比第（3）—（5）列可以發現：其中第（3）列在1%置信水平上顯著為正，系數為0.1818，第（4）列在1%置信水平上顯著為正，系數為0.0735，可以看出數字金融的覆蓋程度每提高一個單位，對于城市的創新質量的促進作用將提高0.1818個單位，而數字金融的使用深度每提高一個單位，對于城市的創新質量的促進作用將提高0.0735個單位。這表明當前數字金融的覆蓋廣度提升，擴大了相關金融服務的影響范圍，幫助了越來越多的群體創新創業。而數字金融的使用深度則帶來了金融服務的專業化和多樣化，同樣有助于城市創新創業的提高。兩者相比之下，在控制其他因素的情況下，數字金融的覆蓋廣度對于城市創新質量具有更大的促進作用，是使用深度的(0.1818/0.0735)≈2.47倍。第（5）列的系數不顯著，說明數字化程度尚不能對城市創新質量產生有效的促進作用，可能原因是數字化程度的提升所帶來的效果存在更長的時滯，所帶來的金融風險和轉移風險往往較高，[31]在一定程度上抵消其對創新創業的促進作用。

表2 基礎回歸結果

（二）內生性處理與穩健性檢驗

1.內生性處理

盡管數字金融水平的提高能有效促進城市的創新質量，但數字金融水平也可能會受到城市創新質量的影響，即可能存在雙向因果關系而導致偏誤。為緩解內生性問題，本文采用工具變量的方法進行內生性檢驗。

參考張勛等[32]、韓亮亮[33]和張銘心等[34]的做法，選取的工具變量為該地級市到杭州的球面距離，同時考慮到文中工具變量應具有時間變化效應，故將該變量與同一省份其他地級市的普惠金融發展指數均值進行交互，從而形成隨時間變化的工具變量（Distance）①采用該工具變量的原因在于：數字金融這一指標離杭州相距越遠，相對應的推廣難度將會越大，滿足相關性，且杭州與各個地級市的距離不會受到其他變量的影響，滿足外生性。同時，同省份其他城市的數字金融水平除了影響該城市的數字金融發展水平外，很難影響該城市的其他相關特性指標。所以該工具變量只能通過數字金融這一途徑影響城市創新質量。，并采用兩階段最小二乘法（2SLS）進行回歸。回歸結果如表3所示，此時第一階段回歸系數顯著為負，F統計量數值為 205.14，說明了工具變量與內生變量的相關性。同時采用Wald檢驗，其最小特征值為448.66，遠大于在接受“真實顯著水平”不超過15%下的臨界值8.96，則說明不存在弱工具變量。第二階段回歸系數顯著為正且在1%置信水平上顯著，說明在考慮內生性問題后結論仍穩健。

表3 內生性檢驗結果

2.穩健性檢驗

本文從創新采用所在城市的授權專利數（Pat）的對數作為城市創新水平的替代變量，進行穩健性檢驗。回歸結果如表4所示，此時回歸系數分別為0.0069，在1%的置信水平上顯著，這再次說明城市的數字金融水平的提升對于城市的創新產出以及就業水平有正向的促進作用。同時，本文借鑒毛文峰和陸軍[27]，采用城市人均創新創業指數（avginv）作為被解釋變量再次進行估計，結果如表4第（2）列所示，此時系數在1%置信水平上顯著為正，也表明了結論的穩健性。

表4 穩健性檢驗結果

（續表）

（三）異質性分析

1.中東西地區

從區域發展的角度來說，數字金融對于城市創新質量的影響是否會因為城市所在地區的生產要素和政策環境存在差異。基于此，本文根據所在城市的省份，將樣本分為東部城市、中部地區城市和西部地區來檢驗地區之間的差異性，回歸結果如表5的第（1）—（3）列所示。對于東部城市來說，此時第（1）列系數顯著為正，為0.1974，說明數字金融水平的發展提高了東部城市的創新質量，數字金融水平每提高1個單位，則東部城市的創新質量則提升0.1974個單位。對于中部城市來說，此時第（2）列系數同樣顯著為正，為0.1491，這說明數字金融水平的發展能顯著地促進中部地區城市的創新質量。數字金融水平每提高1個單位，則中部城市的創新質量則提升0.1491個單位。但是對于西部城市來說，此時第（3）列系數不顯著，這說明數字金融水平的發展對于西部城市的創新質量影響并不顯著。

表5 中西東地區異質性檢驗

這一現象出現說明了數字金融對于城市創新質量的影響對于不同區域城市存在差異，呈現“東部＞中部＞西部”的趨勢。具體來說：東部地區的城市發展數字經濟較早，同時其生產要素以及政策環境有更大的優勢[32]，能夠較為充分的利用數字金融“紅利”發展當地的創新質量。而對于中部地區城市來說，當前“中部崛起”戰略的提出為其提供了新的發展機會。借助數字金融這一新型的金融體系，中部地區能夠利用自身的區位優勢和資源要素，加快產業升級進程，實現城市創新質量的提升。但由于政策環境和初始發展水平等原因，這種對城市創新質量的促進效應會稍微弱于東部地區。而對于西部地區城市來說，盡管當前我國提出了“西部大開發”的戰略，但相比于中部地區來說，西部地區城市的人力資源和創新資源要素水平相對匱乏，同時數字金融水平發展的進程相較于其他地區也更慢，所以數字金融對于城市創新質量的促進作用當前還并不顯著。這也說明數字金融對于不同城市的創新質量的影響存在“馬太效應”，即原本資源要素豐富和發展水平高的城市會憑借其優勢吸引各類要素，進一步擴大與其它地區創新質量的差距。

2.互聯網覆蓋率

進一步考慮到數字金融對于東中部城市與西部城市存在差異影響。而互聯網作為數字金融的重要載體，其普及率的大小是否也會作為數字金融影響城市創新質量的重要途徑。我們參考張梁等[19]的方法，根據城市所在省份互聯網覆蓋率中值將樣本分為高互聯網覆蓋率和低互聯網覆蓋率城市，回歸結果如表5的第（4）—（5）列所示，可以看出對于互聯網覆蓋高的城市來說，第（4）列系數顯著為正，為0.2480，這說明數字金融每提高一個單位，城市創新質量將會提升0.2480個單位。而對于互聯網覆蓋率低的城市來說，此時第（5）列系數不顯著，這說明對于互聯網覆蓋率低的城市來說，數字金融對于城市創新質量的促進作用并不顯著。這一結論說明了互聯網覆蓋率是數字金融影響城市創新質量的重要因素。互聯網技術覆蓋率高的地區往往具有較高的物質資本[35]，同時數字金融相關服務需要通過互聯網這一媒介傳遞相關的金融服務，高互聯網覆蓋率的城市能有效傳遞數字金融服務，充分地利用相關創新要素來提升城市的創新質量。這在一定程度上也解釋了：相比于東部和中部城市，西部城市由于地理和環境原因導致互聯網的覆蓋率較低，所以數字金融相關服務通過互聯網這一媒介影響城市創新創業的效率較低，使得西部地區所獲得數字金融的紅利相對較少。

五、影響機制檢驗

城市的創新發展離不開資金的供給便利程度以及當地的市場需求。一方面，當地的金融發展水平越高，則當地創新主體往往能更加便利的獲取資金供給；另一方面，當地居民消費水平的提升也會帶動當地市場的需求規模。前文的實證分析已經證明了數字金融對城市創新質量的促進作用，那么數字金融是否通過提高了城市當地的金融發展水平以及當地居民需求水平這兩條途徑來促進城市創新質量呢？

（一）基于城市金融發展水平途徑

首先，本文構建了中介效應模型用于探究城市數字金融發展是否能通過促進當地金融發展水平這一途徑來促進當地的創新質量，具體模型形式如下：

其中，Fd表示的是城市的金融發展水平，借鑒楊友才[36]、賈俊生等[37]的研究，采用戈式指標，即城市金融機構貸款余額與GDP的比值作為該城市金融發展水平的替代變量。模型（4）和模型（5）的回歸結果如表6的第（2）列和第（3）列所示，由第（2）列可以看出，此時系數在10%的顯著性平上顯著為正，這說明城市數字金融水平的提升有助于城市金融發展水平的提高。同時如第（3）列所示，當加入中介變量，即金融發展水平這一指標后，城市數字金融發展的系數有所下降，而城市金融發展水平在1%的顯著性水平上顯著為正。

這說明此時城市金融發展水平的提升在其中起到部分中介作用。在一定程度上證明了假說2的成立，即城市數字金融的發展能通過提升城市的金融發展水平這一途徑來提升城市的創新質量。

（二）基于居民消費水平途徑

其次，本文繼續采用中介效應模型檢驗城市數字金融發展是否能通過促進當地居民消費水平這一途徑來促進當地的創新質量，具體模型形式如下：

其中，Consume表示的是城市居民的消費水平，借鑒郭華等[23]的研究，采用城市的人均消費水平作為其替代變量。模型（6）和模型（7）的回歸結果如表6的第（4）列和第（5）列所示。由第（4）列可以看出，此時系數顯著為正，這說明城市數字金融水平的提升帶來了城市居民消費水平的提高。由第（5）列可知，在加入中介變量居民消費水平后，數字金融對應的系數同樣有顯著的下降，居民消費水平的系數則在1%顯著性水平上顯著為正，這說明居民消費水平的提升同樣存在部分中介效應。

表6 中介效應回歸結果

此時假說3成立，即城市的數字金融也通過提升城市居民的消費水平，擴大市場需求規模，倒逼城市創新質量的提升。

六、結論與建議

本文基于2011—2018年274個地級市數據，采用固定效應模型、工具變量、中介效應等方法，探究了數字金融對于城市創新質量的影響和內在作用機理，得到如下結論。第一，數字金融的發展有助于促進城市的創新質量，并主要通過覆蓋廣度和使用深度這兩條途徑來實現影響作用。第二，數字金融對于創新質量的影響也存在異質性。相較于西部地區城市，數字金融對于東中部地區城市的創新質量水平具有顯著地促進作用，表示當前數字金融加深了區域之間的創新質量的差距。從互聯網覆蓋率的角度來看，數字金融對于互聯網覆蓋率高的城市創新質量具有顯著促進作用，尚不能對互聯網覆蓋率低的城市產生顯著促進作用，這說明數字金融對城市創新質量的影響需要具有一定的互聯網發展基礎，否則這種新型的金融模式將難以對城市的創新質量產生激勵作用。第三，通過中介效應模型進行分析，發現數字金融有助于刺激城市金融水平的提升以及居民消費水平的提高，并通過這些途徑提高了城市的創新質量。

結合上述研究結論，本文提出如下建議。一是政府應該大力推進信息化基礎設施的建設進度，加快互聯網覆蓋速度和廣度，減少信息“孤島”的存在，讓更多的地區享受到數字金融所帶來的紅利。同時著力宣傳數字金融的相關知識和教育，提高數字金融服務地區群眾素養，提高金融服務效率，助力城市創新質量提升，并進一步促進城市經濟發展。二是考慮到數字金融對于城市的創新質量存在“馬太效應”，進一步拉大了中東部地區與西部城市之間以及互聯網覆蓋率高和覆蓋率低城市之間的創新質量差距。因此，政府應該通過適當合理的干預措施，加快西部地區互聯網覆蓋進程，同時加強對于西部地區政策傾斜，通過政策激勵為西部地區創造新的要素吸引點，突破要素限制，激發該地區的創新創業活力。三是基于數字金融通過改善城市金融發展水平以及提升居民消費水平這兩條途徑來促進城市創新質量這一結論。一方面，考慮到當前中國主要是以銀行為主導的金融發展模式，故需要在保證嚴格的金融監管的前提下，進一步提升數字金融在銀行業的應用范圍，借助這一新型金融形式改善地區金融發展狀況，進而提升城市的創新質量；另一方面則需要當地政府出臺相關政策進一步規范市場競爭行為，避免因為市場需求規模擴大所帶來的惡性競爭，助力數字金融更好地提升城市創新質量。