科技金融、融資約束與中小企業高質量發展
——來自創業板上市公司的證據

趙 夢

(河南工學院 經濟學院,河南 新鄉 453003)

0 引言

我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段,黨的二十大報告明確指出“高質量發展是全面建設社會主義現代化國家的首要任務”。中小企業作為國民經濟和社會發展的生力軍,對擴大就業、改善民生、促進創新創業有重要作用,其高質量發展對于支撐我國經濟韌性、構建新發展格局具有重要意義。然而,從中小企業自身、金融體系、金融機構三個角度來看,均存在導致中小企業融資難、融資貴的誘因,而緩解中小企業融資約束是促進中小企業高質量發展的重要著力點之一。

在互聯網、大數據、人工智能、區塊鏈等技術快速發展的時代背景下,科技與金融的融合對金融領域產生了深遠影響。在緩解中小企業融資約束方面,科技金融被寄予厚望。那么,科技金融能否有效促進中小企業高質量發展?其作用機制是什么?本文以2013—2021年創業板上市公司為研究樣本,運用固定效應模型和中介效應模型進行實證分析,研究科技金融對中小企業高質量發展水平的影響及作用機制。

1 文獻綜述

1.1 關于中小企業高質量發展的研究

王琳等[1]指出企業是社會經濟的微觀構成,對社會整體經濟的高質量發展具有重要意義。已有研究表明,數字技術創新可以推動企業的數字化轉型并賦能其自身高質量發展[2],而融資約束則會阻礙企業高質量發展[3]。在現有金融體系下,金融機構基于利潤、風險偏好等因素引發了對中小企業的“金融歧視”[4],相比大企業,中小企業面臨的融資約束、創新投入不足等問題更加嚴峻[5],融資約束抑制了中小企業的創新及發展[6]。綜上,多項研究表明制約中小企業高質量發展的一個關鍵因素是其面臨的融資約束問題。

1.2 關于科技金融影響的研究

已有研究表明,科技金融作為一種創新的資本供給模式具有創新驅動、研發激勵、產業集聚、資金儲備與配置等功能。汪淑娟等[7]認為科技金融顯著促進了我國經濟高質量發展,其資金儲備與配置功能和風險管理功能,能夠推動經濟實現創新發展;方磊等[8]認為科技金融加大了財政科技投入和優惠補貼激勵,能夠有效地引導金融主體改進科技金融服務模式;郭景先等[9]認為科技金融能夠通過引導和激勵功能、審查功能、金融產品創新功能等有效緩解技術創新資金不足,進而推動產業轉型;宋敏等[10]指出科技金融能夠通過“科技”賦能傳統金融機構,進而緩解傳統金融機構與企業間的信息不對稱和信貸配給。

綜上,現有關于科技金融影響的研究多集中于宏觀層面,而關于科技金融作用于微觀企業的研究較少。本文擬在現有研究的基礎上,以創業板上市公司為研究對象分析科技金融對其產生的影響,通過控制公司、企業、地區三個層次的虛擬變量,運用固定效應模型分析科技金融對中小企業高質量發展的影響。

2 理論分析與假設

科技金融作為科技與金融的深度融合,可通過財政補貼、風險投資、科技信貸、科技保險、科技擔保、服務平臺政策等多個途徑優化中小企業金融供給環境,促進中小企業發展。首先,科技金融能夠通過資金儲備與配置功能,引導資金流向發展前景好且有資金需求的企業,即科技金融能夠為中小企業和各類資本搭建資金融通的渠道,進而緩解企業的資金壓力;其次,科技金融對企業的研發和創新有積極的引導作用,有助于提高企業的產出效率。基于此,本文提出以下兩個假設:

假設H1：科技金融能夠促進中小企業高質量發展。

假設H2：科技金融能夠通過緩解中小企業融資約束促進中小企業高質量發展。

3 實證研究設計

3.1 樣本選取和數據來源

本文以2013—2021年創業板上市公司為初始研究樣本,樣本公司的基本信息、財務指標及公司治理相關數據均來自CSMAR數據庫,科技金融原始數據來自2013—2021年的《中國科技統計年鑒》。為保證數據客觀地反映統計結果,本文對樣本公司數據進行如下處理:(1)剔除ST類公司樣本;(2)根據證監會2012版行業分類標準剔除金融行業公司樣本;(3)剔除IPO未滿一年的公司樣本。參考已有文獻經驗,本文刪除了主要變量缺失的樣本,最終篩選出符合條件的樣本公司721個,得到公司—年度樣本觀測值共計4660個。為了減輕極端值對實證結果的影響,本文對連續型變量進行了雙側1%的縮尾處理。

3.2 變量定義和測算

3.2.1 被解釋變量:企業高質量發展

企業高質量發展是指企業高水平、高效率地為社會創造價值。王一鳴[11]指出提高全要素生產率是推動高質量發展的核心任務之一。企業全要素生產率能夠衡量勞動、資本等要素投入之外的技術進步、資源配置效率改善、組織和制度創新等帶來的產出增長。本文參考黃勃等[2]的做法,用企業全要素生產率衡量企業高質量發展水平,以測度出的企業全要素生產率作為中小企業高質量發展的衡量指標。

現有關于企業全要素生產率的估計方法有OP法、LP法、最小二乘法、固定效應法、GMM法等,考慮到數據的可得性及樣本選擇偏差,本文將使用LP法估計的企業高質量發展水平FHD_LP作為被解釋變量。此外,在本文的穩健性檢驗部分,將使用OP法估計的企業高質量發展水平FHD_OP作為替代的被解釋變量。

借鑒魯曉東等[12]的做法,本文用LP法估計企業高質量發展水平的模型如下:

LnYit=β0+β1LnLit+β2LnKit+β3LnMit+

∑id+∑year+εit

(1)

其中,i表示公司,t表示年份,Yit為第i個公司第t年的營業收入;Lit為第i個公司第t年的勞動投入,用上市公司員工人數衡量;Kit為第i個公司第t年的資本投入,用固定資產凈額衡量;Mit為第i個公司第t年的中間投入,用購買商品、接受勞務支付的現金衡量;∑id和year分別是公司和時間層面的固定效應,εit為殘差項,即本文要估計的企業高質量發展水平FHD_LP。

3.2.2 解釋變量:科技金融

參照汪淑娟、谷慎[7]的做法,本文以各地區財政科技支出額和科技貸款額的加權平均數作為科技金融原值,用地方財政科技支出額與金融機構科技貸款額加權平均值的自然對數TF作為解釋變量,用以衡量科技金融水平。由于從2009年開始,國家統計局不再統計各地區科技貸款額,本文用《中國統計年鑒》各地區研究與試驗發展(R&D)經費內部支出中的其他來源這一指標衡量金融機構的科技貸款額。

3.2.3 控制變量

考慮到企業自身發展對實證結果穩健性帶來的潛在影響,本文選取了一系列控制變量Controls,具體包括企業年齡Age、增長速度Growth、財務杠桿Lev、企業規模Size、市場價值Tobin、盈利能力Return、流動比率Liquid和研發投入RDI。此外,為了控制公司個體因素、時間趨勢及地區因素可能帶來的影響,在回歸分析中控制了公司效應(id)、年度效應(year)和地區效應(PR),并對標準誤依次進行公司層面、地區層面、公司及地區層面的聚類穩健處理(cluster)。

實證分析中所用的變量名稱、符號及定義具體如表1所示。

表1 變量定義

3.3 模型構建

在檢驗科技金融對中小企業高質量發展水平的影響時,為避免遺漏變量偏差和外生性問題,本文通過控制公司效應和年份效應構建雙向固定效應模型,考慮到科技金融對中小企業高質量發展水平的提升具有時滯效應,將所有解釋變量都滯后一期,構建基準回歸模型如下:

FHD_LPit=α0+α1TFit-1+∑Controlsit-1+∑id+∑year+εit-1

(2)

其中,i表示公司,t表示年份,FHD_LPit表示第i個公司在第t年的高質量發展水平,TFit-1表示第i個公司所在省在第t-1年的科技金融水平,Controls表示控制變量的集合,id、year分別表示公司和年份的虛擬變量。在上述模型中,α1是核心解釋變量TFit-1的回歸系數,若回歸系數α1顯著為正,則表明科技金融有助于提升當地中小企業的高質量發展水平,假設H1得以驗證。

4 實證結果與分析

4.1 描述性統計

表2匯報了主要變量的描述性統計結果,用LP法計算得到的企業高質量發展水平FHD_LP變量的均值為16.19,略高于用OP法計算得到的FHD_OP變量的均值14.01,兩個變量的中位數分別16.14和13.96,表明數據無明顯偏態,與宋敏等[10]的估計結果接近。其他變量均值和中位數均較為接近,分布均處于合理區間內。

4.2 基準回歸分析

本文運用公司-年份雙向固定效應模型檢驗了科技金融TF對中小企業高質量發展水平FHD_LP的影響效果,并在此基礎上進行了公司、地區、公司及地區層面的聚類穩健標準誤修正,回歸檢驗結果如表3所示。

表3 基準回歸檢驗結果

第(1)列所示為基準回歸結果,結果顯示科技金融的回歸系數為0.163,且在1%水平上顯著,表明科技金融對中小企業高質量發展水平具有顯著的正向影響。

標準誤直接影響著回歸系數的顯著性和置信區間,為修正異方差及組內自相關問題,提升統計推斷結果的準確性,在第(1)列基準回歸的基礎上,分別進行了公司層面、地區層面、公司及地區層面的聚類穩健處理,結果如第(2)—(4)列所示。經過三個層面的聚類標準誤修正,解釋變量TF的t值由原來的5.22分別下降至3.56、4.28和3.38,回歸結果仍均在1%的水平上顯著。上述結果表明,科技金融能顯著提升中小企業高質量發展水平。

鑒于第(4)列對標準誤進行了最嚴格的聚類穩健處理,下面著重對第(4)列回歸結果進行分析。結果顯示,控制變量企業年齡Age的回歸系數為0.484,且在5%的水平上顯著,這表明企業成立時間越長,越利于中小企業的高質量發展;增長速度Growth、企業規模Size、盈利能力Return的回歸系數分別為0.269、0.272、0.175,且均在1%的水平上顯著,這表明企業營業收入年度增長率、企業規模、盈利能力的提升都對中小企業的高質量發展有顯著的正向影響;財務杠桿Lev、市場價值Tobin的回歸系數為分別為0.257、0.018,且均在10%的水平上顯著,這表明增加企業財務杠桿或市場價值的提升均對中小企業高質量發展有一定的促進作用;流動比率Liquid的回歸系數為0.298,且在5%水平上顯著,表明提升流動資產占總資產的比重對促進中小企業高質量發展有積極作用;研發投入RDI的回歸系數為-0.012,且在5%水平上顯著,表明研發投入比重的增加對中小企業的高質量發展有負面作用,這可能是由于研發投入的增加需要一定的時間才能產生作用,在短期內來看反而增加了公司的成本,所以本模型中研發投入對中小企業高質量發展水平有輕微的負向影響。

綜上,以上回歸檢驗結果驗證了前文提出的假設H1,即科技金融能夠促進中小企業高質量發展,與理論分析相符。

4.3 穩健性檢驗

為保證統計結果的準確性,下文通過替換被解釋變量和構建基于公司-地區-年份層面的三維固定效應模型進行穩健性檢驗。

4.3.1 替換被解釋變量

借鑒王琳等[1]的做法,本文用OP法重新測算的企業高質量發展水平FHD_OP替換被解釋變量,構建回歸模型(3),以檢驗基準回歸結果的穩健性,結果如表4所示。結果顯示,替換被解釋變量后科技金融TF的回歸系數仍顯著為正,且在1%的水平上顯著,經過聚類穩健處理后顯著性水平仍保持不變,實證結果有較強的穩健性。

(3)

FHD_OPit=α0+α1TFit-1+∑Controlsit-1

+∑id+∑year+εit-1

4.3.2 控制公司-地區-年份固定效應

針對基準回歸結論依然存在遺漏變量的擔憂,本文在雙向固定效應模型基礎上進一步控制了地區變量,構建三維固定效應模型(4),此模型可以控制公司隨時間及地區資源稟賦變化的因素,從而減少結論的偏誤。回歸結果如表5第(1)列所示。結果顯示,科技金融對中小企業高質量發展水平的回歸系數為0.160,且在1%水平上顯著,這表明在控制了公司、地區、年份三個因素的影響后,科技金融對中小企業高質量發展水平仍存在顯著正向影響。

表5 控制公司-地區-年份固定效應的穩健性檢驗結果

FHD_LPit=α0+α1TFit-1+∑Controlsit-1+

∑id+∑year+∑PR+εit-1

(4)

參考前文做法,為修正異方差及組內自相關問題,對模型(4)標準誤分別進行了公司層面、地區層面、公司及地區層面的聚類穩健處理,回歸結果如表5第(2)—(4)列所示。結果顯示,經過修正科技金融TF的t值由原來的4.78分別下降至3.32、3.75和3.03,回歸結果均仍在1%的水平上顯著,進一步說明本文的研究結論具備一定的穩健性。

4.4 作用機制檢驗

前文理論分析認為,科技金融可以通過資金儲備與配置、研發激勵等功能緩解企業融資約束。為此本文運用中介效應模型進行檢驗,從緩解融資約束的角度考察科技金融對中小企業高質量發展水平的作用機制。參考宋敏等[10]的做法,本文用企業觀測年度的SA指數作為融資約束的衡量指標FC。SA指數為負值,數值越大,說明融資約束程度越高。

根據中介效應檢驗三步法的思路,本文在基本回歸模型(2)的基礎上構建中介效應模型(5)和(6):

FCit=α0+α1TFit+∑Controlsit+∑id+∑year+εit

(5)

FHD_LPit=α0+α1TFit-1+α2FCit-1+

∑Controlsit-1+∑id+∑year+εit-1

(6)

其中,FCit為中介變量融資約束指標,模型(5)用于檢驗科技金融對中介變量的影響,模型(6)用于檢驗融資約束在科技金融影響中小企業高質量發展過程中具有的中介效應。

表6報告了中介效應檢驗的結果。其中,第(1)列為基準回歸的結果,科技金融TF的回歸系數為0.163,且在1%水平上顯著;第(2)列為模型(5)的檢驗結果,結果顯示科技金融TF對中介變量FC的回歸系數為-0.005,且在10%的水平上顯著,表示提高科技金融發展水平能顯著緩解中小企業的融資約束;第(3)列為模型(6)的檢驗結果,結果顯示融資約束FC對中小企業高質量發展水平的回歸系數為-1.424,科技金融TF對中小企業高質量發展水平的回歸系數為0.161,且均在1%水平上顯著,表示融資約束確實會抑制中小企業高質量發展,且在控制融資約束后,科技金融對中小企業高質量發展水平影響的邊際效應有所下降,這意味著融資約束是科技金融與中小企業高質量發展水平之間的部分中介因子。

表6 作用機制檢驗

綜上,假設H2得到驗證,即科技金融能夠通過緩解中小企業融資約束促進中小企業高質量發展。

5 結論與建議

本文基于2013—2021年創業板上市公司數據,運用固定效應模型及中介效應模型研究了科技金融、融資約束與中小企業高質量發展之間的關系。結果顯示,科技金融對中小企業高質量發展水平的提高有顯著作用,且能夠通過緩解中小企業融資約束提高其高質量發展水平。

根據以上結論,提出以下建議:

第一,充分利用金融科技優勢,推動區域性中小企業信息服務平臺建設,加強金融服務實體經濟的能力;第二,加大政府財政科技支持力度,提升財政資金使用效益,運用科技金融的引導和激勵功能優化創新資源配置;第三,創新科技金融產品,優化債權融資、股權融資和政府投資資金的準入條件和審批流程,拓展中小企業融資渠道;第四,推動完善貸款風險補償和分擔機制,提高中小企業“能貸”的資本及金融機構“敢貸”的勇氣,為中小企業注入金融“活水”。綜上,通過政府、金融系統及中小企業的通力協作,優化中小企業金融供給環境,可滿足中小企業創新及研發需求,促進中小企業高質量發展。

(責任編輯 陳秀娟)