企業主金融知識對小微企業勞動雇傭的影響研究
——來自中國小微企業調查(CMES)的證據

辛 大 楞,邱 悅,張 環

(1.山東師范大學 經濟學院,山東 濟南 250358;2.濟南大學 商學院,山東 濟南 250022)

一、引 言

就業是最大的民生,是國家發展的基石、社會穩定的基礎。黨的二十大報告著重強調,要“強化就業優先政策,健全就業促進機制,促進高質量充分就業”[1]。近年來,受外部經濟不確定性增加以及國內需求收縮、供給沖擊、預期轉弱三重壓力的疊加影響,我國在就業方面面臨著較大壓力。根據國家統計局的數據,2020年以來我國城鎮調查失業率一直維持在5%以上,2020年2月達到了最大值6.2%,之后開始有所回落。但總體來看,近兩年來我國失業率一直維持在高位,全國16～24歲人口城鎮調查失業率更是處于上升態勢。因此,穩定就業是當前政府面臨的重要議題。小微企業一直是國民經濟和社會發展的重要基礎,是緩解就業壓力、保持社會穩定的基礎力量[2-3]。第四次全國經濟普查顯示,我國中小微企業法人單位占全部規模企業法人單位的99.8%,吸納就業人數占全部企業就業人數的79.4%。但是,近年來由于受多方面因素影響,小微企業的就業崗位創造以及招聘需求都出現了明顯下降。政府雖然對受疫情影響的小微企業提供了一些紓困政策,但短期內稅費政策落地效率和效果偏低,難以立刻見效。因此,面對當前復雜嚴峻的經濟形勢,有效提升小微企業勞動雇傭對于緩解就業壓力具有重要現實意義。

關于如何提升勞動雇傭,學者們從多方面進行了探討。研究發現宏觀層面的技術進步[4]以及數字經濟發展或數字技術的應用[5]等因素,微觀層面的企業稅費負擔[6]、對外投資[7]以及機器人使用[8]等因素均會對勞動雇傭產生重要影響。但與之不同的是,小微企業經營權和所有權均集中于企業主,企業主的經營決策會在很大程度上決定著企業的未來發展。因此,小微企業主所具備的個人特質會影響到企業勞動雇傭。Hambrick和Mason[9]提出的高層階梯理論就指出,性別、性格、年齡、教育水平和工作經歷的不同會使得企業管理者在思維方式、風險偏好等領域形成不同的個人特質。這些特質影響著他們的認知能力和價值觀等因素,進而影響到企業運營決策。學者們的研究也發現管理層特征對企業成長具有重要影響[10],如企業CEO或高管為發明家或具有技術部門經歷[11]能夠通過提供專業知識等渠道顯著促進企業創新活動。Liu[12]還發現女性擔任CEO的企業面臨的勞動糾紛訴訟更少。

與以往研究不同的是,本文從企業主金融知識視角綜合探討小微企業勞動雇傭的影響因素。金融知識作為一種人力資本要素,體現了企業主對于經濟、金融信息的理解能力與運用能力[13-14]。具備較高金融知識水平的企業主能夠充分接收并處理多方面信息,進而有利于其判斷是否該擴大企業勞動雇傭。進一步地,企業勞動雇傭行為還會受到自身融資能力影響。如果企業主具備的金融知識水平較高,則其對于金融工具及資本運作更為熟悉,從而更容易進入金融市場進行融資并促使企業增加勞動雇傭。但目前直接探討金融知識對企業雇傭影響的研究并不多,學者們更多是探究企業主或企業高管所具備的金融知識或金融素養對企業創新活動、出口行為以及企業金融化的影響。如李建軍和周叔媛[15]發現高管金融素養能夠通過提升企業風險管理能力和現金流管理能力來降低企業受到金融排斥的概率,從而有助于緩解企業的融資約束。黃宇虹和黃霖[16]證實企業主金融知識能夠提高企業意識和提升正規金融工具的使用,最終促進小微企業創新水平。但Yang等[17]卻發現,CEO的金融從業經歷增加了企業金融資產投資,進而不利于企業創新。辛大楞和李建萍[18]進一步證實,企業主金融知識顯著促進了小微企業出口。此外,杜勇等[19]、戴澤偉和潘松劍[20]證實CEO或高管的金融背景有助于緩解企業融資約束,進而提升企業金融化行為。關于企業主金融知識與勞動力市場之間的關系,研究主要發現金融知識對促進家庭創業具有重要作用[21]。如尹志超等[22]發現金融知識能夠顯著提高家庭創業參與。蘇嵐嵐和孔榮[23]證實農民金融素養具有明顯的創業效應。宋全云等[24]指出金融知識水平不僅能夠降低家庭退出創業概率,還能夠減輕創業退出風險。

學者們積極探討了企業家或管理層金融素養或金融部門經歷對于企業經營和家庭創業行為的影響。但企業主金融知識與企業勞動雇傭之間的關系尚未有學者進行研究,其潛在影響機制以及金融知識對企業勞動雇傭的影響是否存在異質性尚不清晰,采用微觀企業層面數據進行的實證研究則更少。鑒于此,本文構建理論分析框架解析企業主金融知識對小微企業勞動雇傭的影響機理,并采用中國小微企業調查(CMES)數據實證考察兩者之間的關系。本文邊際貢獻包括以下三個方面:首先,本文從小微企業主主觀能動性,即企業主金融知識角度對影響企業勞動雇傭的影響因素進行探究,拓寬了企業勞動雇傭的研究領域。其次,本文對企業主金融知識影響小微企業勞動雇傭的內在傳導渠道進行中介效應分析與檢驗。即企業主金融知識通過緩解企業融資約束、提升企業社會責任以及推動企業數字化變革這三條渠道帶動了小微企業勞動雇傭。這對于厘清企業主金融知識和小微企業勞動雇傭之間關系的內在邏輯具有重要意義。最后,本文研究結論具有重要政策含義。根據本文實證結果,企業主金融知識水平的提高顯著提升了小微企業勞動雇傭,且該效應對外部融資依賴程度較高的企業更為明顯。進一步地,企業主金融知識對低制度質量地區、西部地區和未入住產業園區小微企業以及非國有小微企業勞動雇傭的提升作用更為強烈。以上內容豐富了本文研究結論、深化了企業主金融知識對企業勞動雇傭行為的學術認知,也為政府部門穩就業穩民生提供了重要政策啟示。

二、理論分析與研究假設

(一)企業主金融知識影響小微企業勞動雇傭的理論分析

根據Wernerfelt[25]的資源基礎理論,企業經營績效,包括勞動雇傭行為,取決于企業經營決策。而企業經營決策具有以下特征:(1)不確定性。由于有限理性和交易成本的存在,經營者只能在不完全信息下進行經營決策。(2)復雜性。企業所面臨的外部環境由一系列復雜因素所構成,這些因素互相影響導致了經營環境的復雜性。(3)組織內部沖突。企業本身是一個由決策制定者、執行者和利益相關者組成的復雜系統,每個個體之間的目標不完全一致且各方對決策的影響力存在差別。基于上述特征,企業決策的最終形成取決于企業所擁有的資源基礎。且在企業后續發展中與企業決策互相影響,形成新的資源,進而影響著企業經營行為。根據資源基礎理論,具有較強競爭優勢的企業所擁有的資源具有以下特征:(1)價值性,能夠為企業帶來經濟價值;(2)稀缺性,資源只能夠被少數企業所擁有,因此擁有這種資源的企業具有較強的競爭性;(3)難以被模仿和替代。

企業主金融知識被視作一種特殊的人力資本,可以視為企業重要的無形資源[26]。這種資源可以緩解企業在融資活動等決策中所面臨的不確定性、復雜性和組織內部沖突性,且難以在企業間流動或被競爭對手復制。因此,該資源能夠為企業帶來競爭優勢,使企業在競爭中處于有利地位。這種競爭優勢帶來企業經營行為的變化有助于提升小微企業勞動雇傭。進一步地,根據莫頓的馬太效應,在人才占有問題上,人才越多的地方越能夠吸引人才。這也就導致企業主金融知識越豐富的企業越有可能對人才產生更強吸引力,從而有助于增強企業人才引進、擴大員工雇傭規模。由此得到本文待檢驗的研究假設:

假設H1:企業主金融知識的增強可以提高小微企業勞動雇傭。

(二)融資約束的中介效應分析

企業主金融知識的提高可以幫助小微企業緩解融資難、融資貴難題,進而提升小微企業勞動雇傭。小微企業自身特征使得其難以從資本市場進行直接融資。因此,其更多是通過銀行貸款來滿足自身資金需求。考慮到信息不透明和小微企業本身的風險特性,多數企業難以從銀行獲得充足資金[27-29],且其獲取資金的成本也比較高[30-31]。面對較高的勞動力招聘、培訓和適應成本,融資約束的存在制約了企業勞動雇傭[32-33]。而企業主金融知識則可以幫助小微企業獲取更多融資支持。根據Huston[34]的定義,個體具備的金融知識包括個人金融知識優勢與個人金融應用兩方面。其中,個人金融知識優勢即個人對于金融常識和基本金融概念的掌握程度;個人金融應用即個人對于相關知識的收集與作出正確決策的能力。顯然,企業主金融知識可以給企業融資行為帶來三方面變化:一是金融知識使得企業主對正規金融流程更為了解,提高了小微企業申請貸款的審批通過概率。Lusardi和Tufano[35]和吳雨等[36]均發現,金融知識可以提高個體對正規信貸相關信息的理解,提高正規信貸的可得性。二是金融知識使企業主具備豐富的金融資源網絡信息,進而使得小微企業主可以獲取更多的信貸來源。三是金融知識使小微企業主可以及時掌握有關融資的優惠政策,如利息補貼、信貸扶持等,這將有利于降低小微企業融資成本。因此金融知識越豐富,小微企業主就越有能力運用這些知識來緩解企業所面臨的融資約束。高增亮等[37]就證實高管金融網絡關系顯著增加了企業債務融資規模。由此,提出如下假設:

假設H2:企業主金融知識通過緩解企業融資約束帶動了小微企業勞動雇傭的提升。

(三)企業社會責任的中介效應分析

企業主金融知識會幫助企業正確評估自身經營現狀,促進企業社會責任履行。企業社會責任履行使得企業更多關注員工工作環境、改善勞動條件、強調員工權益保護,為企業人力資本管理注入活力、增強員工對于企業的認同感。因此,履行社會責任的企業會增加員工的認同感,強化員工對企業的粘性。而且,積極履行社會責任的企業會更傾向于減少解雇以及增加就業來維護自身社會形象。進一步地,積極履行社會責任的企業通常會披露更為充分的信息[38],這提高了企業信息透明度、減少投資者獲取信息的成本。即使得企業更容易獲得融資支持[39],進而提高企業勞動雇傭。與此同時,企業主金融知識的缺乏會導致企業主出現過度自信,這種過度自信會導致企業主對自身形象產生過于樂觀的解讀。即不能正確認識企業在公眾心里的口碑和形象,減輕通過履行社會責任來提升自身聲譽的依賴。這會使得企業錯誤地以為其無需履行更多的社會責任,也降低了企業履行社會責任的動力。因此,金融知識較為豐富的企業主會更積極地履行企業社會責任、樹立良好的企業形象。而企業社會責任履行則會切實保障員工利益和企業自身發展機遇,并增加企業勞動力雇傭、吸引更多優秀人才的加入。由此提出研究假設:

假設H3:企業主金融知識通過提升企業社會責任帶動了小微企業勞動雇傭的提升。

(四)企業數字化變革的中介效應分析

企業主金融知識可以使企業在運營過程中充分利用數字技術,推動數字化變革。數字經濟時代,大數據、人工智能以及云計算的發展給小微企業經營帶來更多可能性。一方面,金融知識豐富的企業主通常受教育程度更高,學習能力、信息收集能力較強。隨著信息技術發展,金融知識較高的企業主基于自身教育優勢,逐漸推動企業數字化變革。即制定相應的數字化轉型戰略,對企業發展進行全面、系統、整體的規劃布局,并指明數字化轉型戰略的實施步驟。這將推動企業全鏈條數字化變革。另一方面,企業數字化變革,包括對于人工智能和互聯網技術的使用均對勞動雇傭有著顯著促進作用[40]。企業數字化變革能夠提高企業經營績效、全要素生產率以及創新能力,從而增加企業利潤、擴大生產規模,最終增加企業用工需求、提高就業規模。趙宸宇[41]證實,數字化轉型通過市場規模效應、經營范圍效應和生產率效應三條途徑顯著促進了勞動力就業。因此,企業主金融知識水平的提高會促使企業進行數字化變革,進而帶動勞動雇傭的增加。由此得到研究假設H4:

假設H4:企業主金融知識通過推動企業數字化變革帶動了小微企業勞動雇傭的提升。

(五)外部融資依賴的影響分析

金融對經濟增長的促進作用已經得到學者們的普遍證實[42]。尤其是對于外部融資依賴程度較高的行業或企業,金融發展帶來的增長效應更為明顯[43]。因此,考慮到金融支持對就業也有著明顯的提升效應[44],企業主金融知識對小微企業勞動雇傭的帶動作用很可能會因企業外部融資依賴程度的不同而存在差異。對于外部融資依賴較大的企業來說,企業對外部資金的需求更高,這使得企業會面臨著更多的不確定性與風險挑戰。當企業所處的融資環境惡化時,外部融資依賴較大的企業受到的沖擊也會更大。此時,金融知識豐富的企業主可以充分發揮其信息獲取和處理能力,從而有助于對外部環境的變化做出正確判斷,及時獲得信貸資金支持。這可以緩解企業資金緊張問題,并增加企業抵御風險能力。因此,對于外部融資依賴較大的企業來說,企業主所具備的金融知識更有利于企業進一步擴大生產規模、釋放招聘需求,增加勞動雇傭。而對于外部融資依賴較小的企業來說,企業對外部資金的需求較小,且有著較為充裕的內源資金支持,受外部環境變化影響較小。此時企業經營狀況及經營規模較為穩定,對于員工需求也不易發生較大變動。這將導致企業主金融知識對外部融資依賴較小的企業的勞動雇傭效應并不那么明顯。由此,提出以下研究假設:

假設H5:企業主金融知識對外部融資依賴程度較高的小微企業勞動雇傭的提升作用更為強烈。

三、實證設計

(一)計量模型

為了探究企業主金融知識對小微企業勞動雇傭的影響,本文構建如下計量模型:

Lnemploymentijp=α0+α1Finance_Literacyijp+ρ'Controlsijp+Industryj+Provincep+εijp

其中,i為個體企業,j為企業所屬行業,p為企業所在省份。Lnemployment用來表示小微企業勞動雇傭。Finance_Literacy是運用因子分析法計算得到的業主金融知識。變量集合Controls包含了企業層面和企業所有者層面的一系列控制變量。Industry為企業所處行業固定效應。Province為企業所處省份固定效應。ε為隨機擾動項。估計系數α1衡量了企業主金融知識對于小微企業勞動雇傭的影響程度,是本文的關注重點。

(二)相關變量

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為小微企業勞動雇傭(Lnemployment)。企業的就業人數是反映企業勞動雇傭最重要的指標。因此,考慮到數據可得性,本文采用企業目前員工(包括普通員工與管理人員)的總數量來衡量小微企業勞動雇傭,文中取其對數形式。在后文研究中本文還分別將普通員工數量和管理人員數量作為因變量進行了異質性分析。

2.解釋變量

本文的解釋變量為企業主金融知識(Finance_Literacy)。參考Rooij等[45]、尹志超等[22]以及溫濤和劉亭廷[46]的研究,本文根據中國小微企業調查(CMES)對企業主關于利率問題、通貨膨脹問題、投資風險問題的回答情況、并運用因子分析法,計算綜合得分來衡量企業主金融知識指標。具體來看,本文主要通過迭代主因子法進行因子分析。在此基礎上,以各個因子旋轉后的方差貢獻率作為各自的權重值,通過主成分乘以各自的權重值計算綜合得分,即為金融知識指標。KMO檢驗值為0.630 3且Bartlett球形度檢驗的P值為0.000 0,因此本文的樣本數據適合進行因子分析。

由表1可以看出,關于利率問題,47.08%的企業主能夠回答正確,33.09%的企業主回答錯誤,19.83%的企業主算不出來或不知道;有30.12%的企業主能夠正確計算通貨膨脹問題;有60.20%的企業主能夠正確回答投資風險問題。除此之外,平均每人能夠回答正確1.38道題,且只有14.18%的企業主能夠正確回答3個問題。由此可以看出,目前我國小微企業主金融知識水平普遍并不高。

3.控制變量

本文加入了一系列企業層面以及企業主層面的控制變量,具體如下:

企業層面:企業年齡,CMES調查的是2014年小微企業信息,因此本文用2014與企業實際經營開始時間的差額表示企業年齡。企業規模,用企業目前資產總額的自然對數衡量。盈利狀況,若企業在2014年盈利則取值為1,否則取值為0。政企關聯,若企業加入相關行業協會取值為1,否則取值為0。管理制度,若企業管理制度貫徹執行非常嚴格或較為嚴格則取值為1,否則取值為0。員工學習,若企業對員工學習能力非常重視或比較重視則取值為1,否則取值為0。

小微企業主層面:企業主年齡,用2014年減去企業所有者出生年份表示。企業主性別,男性取值為1,女性取值為0。企業主工作經歷,企業所有者在本企業之前最后一份工作與本企業所屬行業相同或相關則取值為1,否則取值為0。企業主受教育水平,企業主為本科及以上學歷則取值為1,否則取值為0。

此外,本文還根據小微企業所屬行業及所在省份,進一步控制了行業固定效應和省份固定效應。

(三)數據來源

本文數據來自西南財經大學中國家庭金融調查與研究中心2015年發布的“中國小微企業調查”(CMES)數據[2]。該數據包括了全國28個省份5 497個小微企業信息。本文解釋變量、被解釋變量和控制變量均來源于中國小微企業調查數據庫。同時,本文在進行實證分析前對數據進行了整理,剔除了部分離群值、剔除2015年新創企業、剔除主營業務屬于金融行業的企業、剔除暫停經營(停業、歇業等)、籌建、終止經營(正在關閉、破產)及因其他原因而未營業的企業以及剔除企業主金融知識為缺失值的企業。最終本文進行實證分析時用到的樣本包括1 784個小微企業。

(四)主要變量的描述性統計

由表2可以看出,企業勞動雇傭的均值為2.405 2,最小值為0.000 0,最大值為7.047 5,標準差為1.238 5,說明員工人數在各企業之間的差異較大。企業主金融知識的均值為0.000 0,最小值為-1.555 9,最大值為0.574 0,標準差為0.642 3,說明企業主整體金融知識水平不高。除此之外,其他各變量在企業樣本中的變化也比較大。

表2 描述性統計

四、實證結果分析

(一)基準回歸結果

表3為企業主金融知識對小微企業勞動雇傭的基準回歸結果。表3中第(1)列是未加入控制變量和固定效應的估計結果,可以看到企業主金融知識的系數為0.150 0,在1%的水平上顯著,說明企業主金融知識水平的提高顯著促進了小微企業勞動雇傭。第(2)列匯報的是加入行業效應和省份效應的估計結果,此時企業主金融知識的系數為0.225 9,且在1%的水平上顯著。第(3)列是在第(1)列基礎上加入企業層面和企業主層面控制變量的估計結果,企業主金融知識的系數為0.093 4,在5%的水平上顯著。第(4)列是在第(2)列的基礎上加入所有控制變量的估計結果,企業主金融知識的系數為0.140 6,在1%的水平上顯著。因此,表3的四個模型中,企業主金融知識的系數均顯著為正。即企業主所具備的金融知識顯著帶動了小微企業勞動雇傭,假設1得以驗證。

表3 基準回歸結果

(二)機制檢驗

基于前文理論分析,本文認為企業主所具備的金融知識主要通過緩解企業融資約束、提升企業社會責任履行以及推動企業數字化變革這三種機制來影響小微企業勞動雇傭。為此,本文構建如下中介效應模型進行了檢驗:

Medijp=β0+β1Fin_Literacyijp+β'2Controlsijp+Industryj+Provincep+εijp

Lnemploymentijp=λ0+λ1Fin_Literacyijp+λ'2Medijp+λ3Controlsijp+Industryj+Provincep+εijp

其中,Med為本文的中介變量,依次采用融資約束、企業社會責任、數字化變革等變量進行替換,其他變量均與前文保持一致。

1.融資約束機制。參考余明桂等[33]、Hadlock和Pierce[47]和辛大楞[48]的研究,本文采用SA指數來衡量企業融資約束。SA指數絕對值越大,則企業受到的融資約束越強。本文首先檢驗了企業主金融知識對企業融資約束的影響,如表4第(1)列所示,金融知識的系數為-0.043 3,在5%的水平上顯著。這說明企業主金融知識能夠顯著降低企業融資約束。其次,由第(2)列可以看出,融資約束的系數為-0.596 1,在1%的水平上顯著。即企業面臨的融資約束越弱越能夠促進企業勞動力雇傭。總體來看,企業融資約束對于小微企業勞動雇傭產生了部分中介效應,通過計算可以得出其對總效應的貢獻度約為18.36%。這說明企業主金融知識通過緩解企業融資約束帶動了小微企業勞動力雇傭的提升。具備較高金融知識的企業主對于正規金融流程、正規信貸資源的了解更為深刻、可以獲取更多融資規模。這有助于減輕企業融資壓力、增加企業投入生產的資金、促使企業的擴大經營,從而產生用工需求、增加企業勞動雇傭。本文研究假設H2得到驗證。

2.企業社會責任機制。為探究企業社會責任的中介效應,本文采用CMES問卷中“企業公益捐贈總額”來衡量企業社會責任。由表4第(3)列可以看出,企業主金融知識的系數為1.754 1,在10%的水平上顯著。這說明企業主金融知識顯著促進了企業社會責任履行。其次,由第(4)列可以看出,企業社會責任的系數為0.009 7,在5%的水平上顯著。即企業社會責任的提高能夠促進小微企業勞動雇傭。這說明社會責任對于企業勞動力雇傭產生了部分中介效應。通過計算可以得出其對總效應的貢獻度約為8.14%。企業主金融知識水平越高,其對于企業在公眾心里的口碑和形象越重視,越會積極履行社會責任,從而更容易為企業吸引人才、擴大企業員工規模。由此,研究假設H3得到驗證。

3.企業數字化變革機制。企業數字化變革需依托于數字技術來實現,即利用IT技術對信息進行編碼、壓縮、解碼等。因此,為驗證企業數字化變革機制,本文采用企業在設備投入、采購原材料、生產或銷售過程中是否使用過互聯網來衡量企業的數字化變革。由表4第(5)列可以看出,企業主金融知識的系數為0.040 1,在5%的水平上顯著。這說明企業主金融知識顯著推動了企業數字化變革。其次,由第(6)列可以看出,企業數字化變革的系數為0.159 6,在5%的水平上顯著。即企業數字化變革能夠促進小微企業勞動雇傭。通過計算可以得出其對總效應的貢獻度約為3.91%。這說明企業主金融知識能夠通過推動企業數字化變革來帶動小微企業勞動雇傭。具備較豐富的金融知識的企業主會加大數字技術的應用,這推動了企業數字化變革,也為企業創造了新的就業崗位、并吸引了更多優秀人才。本文的研究假設H4得以驗證。

表4 機制檢驗結果

(三)外部融資依賴程度的影響

外部融資依賴程度較大的企業對外部資金的需求更大。因此,企業主金融知識越豐富,越容易獲得外部融資,該企業勞動力雇傭可能越大。借鑒Rajan和Zingales[43]的方法,本文將外部融資依賴度定義為(固定資產價值—營業收入)/固定資產價值,并將外部融資依賴度高于中位數的企業定義為高外部融資依賴度企業。否則為低外部融資依賴度企業。由表5中第(1)、第(2)列的回歸結果可以看出,企業主金融知識對于外部融資依賴程度較低的企業勞動雇傭的帶動作用并不明顯。而對于外部融資依賴程度較高的企業來說,企業主金融知識的系數為0.181 0,且在1%的水平上顯著。即企業主金融知識對于外部融資程度較高企業勞動雇傭產生顯著的正向影響。隨后,本文又從企業是否需要銀行或民間貸款的角度對外部融資依賴程度進行衡量,并將樣本區分為不需要外部融資企業和需要外部融資企業。表5中第(3)、(4)列的回歸結果顯示,對于不需要外部融資的企業來說,企業主金融知識的系數為0.110 2,且在5%的水平上顯著。對于需要外部融資的企業來說,金融知識的系數為0.199 0,且在1%的水平上顯著。這說明企業主金融知識對于需要外部融資企業的勞動雇傭的提升效果更加強烈。對于外部融資依賴程度較高的企業來說,企業主若具備較高的金融知識,則有利于企業主運用其分析經濟、金融信息的能力及時獲取信貸資金的支持,這可以增強企業抵御風險的能力、緩解資金緊張問題,企業招聘需求將被釋放。因此,假設H5得以驗證。

表5 外部融資依賴程度的影響

五、穩健性檢驗

(一)處理內生性問題:工具變量估計

考慮到遺漏變量以及互為因果導致的潛在內生性問題,本文選取工具變量進行了2SLS估計。參考辛大楞和李建萍[18]的研究,本文選取了企業主對經濟金融信息的關注程度作為企業主金融知識的工具變量。一方面,對經濟金融信息的關注度可以反映出企業主具備了一定的金融知識。即滿足工具變量相關性的假定。另一方面,企業主對經濟金融信息關注度難以直接影響到企業勞動雇傭。因此,企業主對經濟金融信息的關注程度可以作為企業主金融知識的工具變量。本文對CMES問卷進行了調整,若企業主非常關注經濟金融類信息則取為5,比較關注取為4,一般關注取為3,不太關注取為2,非常不關注取為1。由表6第(1)列可以看出,工具變量的系數顯著為正。這表明該工具變量與本文核心解釋變量具有較強的相關性。Kleibergen-Paap Wald rk F值為45.59,大于臨界值16.38,表明不存在弱工具變量問題。Kleibergen-Paap rk LM值為43.72,p值小于0.01,拒絕“工具變量識別不足”的原假設。第(2)列的結果顯示,企業主金融知識的系數為0.420 2,在5%的水平上顯著。因此,進行2SLS估計后,企業主金融知識對于小微企業勞動雇傭的帶動作用仍然是正向顯著的。

表6 工具變量估計

(二)替換企業主金融知識衡量指標

考慮到企業主金融知識的衡量方式有很多,本文以企業主對相關問題回答正確的題目數量總和來重新對企業主金融知識水平進行刻畫。由表7中第(1)列可以看出,企業主金融知識相關問題回答正確數量的系數為0.047 2,在10%的水平上顯著。這表明企業主回答相關問題正確的數量顯著帶動了小微企業勞動雇傭,與前文回歸結果一致。接著,本文又采用企業主是否參加過經濟金融類課程衡量金融知識。若參加過相關課程則取值為1,未參加過取值為0。由表7第(2)列可以看出,參加經濟金融類課程的系數為0.245 6,在1%的水平上顯著。進一步地,本文將企業主對利率計算、通貨膨脹計算、投資風險計算的正確與否分別替換企業主金融知識。由表7第(3)列可以看出,利率計算的系數為0.092 4,在10%的水平上顯著。第(4)列中通貨膨脹計算的系數為0.203 4,在1%的水平上顯著。而對于投資風險問題的掌握程度對小微企業勞動力雇傭的帶動作用并不明顯。如表7第(5)列所示,其系數也為正值但并不顯著。企業主關于利率問題的計算體現了其對金融儲備知識的了解程度。關于通貨膨脹問題的計算則體現了企業主能否提高資金使用效率,此類能力均有助于企業的資金周轉、降低經營成本、提升企業績效,從而促進企業勞動雇傭。總體來看,通過更換企業主金融知識衡量方法,仍然可以得出企業主金融知識提升小微企業勞動雇傭的研究結論。

(三)替換企業勞動雇傭衡量指標

考慮到企業未來計劃招聘的員工數量也是企業勞動雇傭的一種體現。因此,本文選用企業未來計劃招聘的員工數量衡量小微企業勞動雇傭。如表7第(6)列所示,企業主金融知識的系數為3.324 5,在5%的水平上顯著。這表明企業主金融知識顯著提高了企業未來計劃招聘的員工數量,對小微企業勞動雇傭產生了積極影響。

表7 替換金融知識和企業勞動力雇傭衡量指標的估計結果

總體來看,通過選擇合適的工具變量進行2SLS估計、替換金融知識以及小微企業勞動雇傭的衡量方式進行的穩健性測試均顯示,企業主金融知識提升了小微企業勞動雇傭。因此,本文的研究結論是穩健的。

六、拓展性分析

(一)人員類別異質性

為探究企業主金融知識對于不同人群勞動雇傭的促進作用是否存在差異,本文將企業目前員工人數細分為普通員工、高管兩個類別。其中普通員工包含正式員工及非正式員工。表8列(1)顯示,企業主金融知識的系數為0.120 8,在1%的水平上顯著。而對高管來說,企業主金融知識的系數為0.035 7,但并不顯著。這說明企業主金融知識并不能顯著提高企業高管雇傭人數。相較于企業高管,普通員工在企業或行業之間的流動性較大,更容易受到企業規模、融資約束、經營狀況等因素的影響。因此,當企業主金融知識提高了企業融資規模或改善經營狀況時,會更容易吸引普通員工就業。而企業高管的流動性較弱,不易受到企業經營狀態的影響,這也使得企業主金融知識對于高管雇傭的帶動作用有所限制。

(二)地區制度質量異質性

為探究企業主金融知識對于企業勞動雇傭的帶動作用是否會因為所在地區制度質量不同而存在差異,本文根據王小魯等[49]的分省份市場化指數來衡量地區制度質量,并按中位數進行分組。從表8的列(3)可以看出,對低制度質量的地區來說,企業主金融知識的系數為0.174 7,在1%的水平上顯著。而對于高制度質量地區的企業來說,企業主金融知識的系數為0.108 3,在10%的水平上顯著。這表明企業主金融知識對低制度質量地區的小微企業勞動雇傭的帶動作用更為強烈。這主要是因為低制度質量地區小微企業對金融產品的了解不夠深入,容易在企業與金融機構之間產生信息不對稱問題。此時,小微企業主的金融知識可以在一定程度上減少這種劣勢,提高企業競爭力,從而促使企業勞動雇傭。而高制度質量地區制度環境較為完善,政策透明度較高,獲取相關信息的成本相對較低。因此,相對而言,高制度質量地區企業的發展對于企業主金融知識的依賴程度較低。

(三)產權性質異質性

產權性質異質性也可能會導致企業主金融知識對小微企業勞動雇傭產生不同影響。本文將全部企業樣本區分為國有企業和非國有企業。從表8第(5)列可以看到,國有企業樣本中企業主金融知識的系數為負值。而第(6)列顯示非國有企業樣本中企業主金融知識的系數為0.138 9,在1%的水平上顯著。這表明企業主金融知識能夠顯著促進非國有企業勞動雇傭。相較于國有企業來說,非國有企業的經營環境較為惡劣、相關政策支持較少,面臨的融資約束也較為嚴重。企業主若是具備較高水平的金融知識,便能夠充分發揮其自身優勢,使得非國有企業更容易進入金融市場進行融資。因此,相對而言,企業主金融知識對非國有企業勞動雇傭的帶動作用更為強烈。

表8 拓展性分析(1)

(四)區位差異

本文將全部企業樣本分為東部地區企業和西部地區企業重新進行了檢驗。表9的回歸結果表明,對于東部地區企業來說,企業主金融知識的系數為0.120 4,在5%的水平上顯著。對于西部地區企業來說,企業主金融知識的系數為0.153 7,在1%的水平上顯著。總體來看,企業主金融知識對西部地區企業勞動雇傭的提升作用更為明顯。西部地區的經濟和金融發展水平要弱于東部地區。而企業主所擁有的金融知識能夠在一定程度上使企業擺脫對地區發展水平的依賴,通過多種形式融資來增加就業崗位、擴大經營規模。而東部地區多為經濟發達地區,面臨著人才和資金飽和態勢,使得企業主金融知識對勞動雇傭的帶動作用受到一定程度的抑制。

(五)產業政策

為探究企業主金融知識對于企業勞動雇傭的帶動作用是否會因產業優惠政策而產生差異,本文采用企業是否入駐產業園區來衡量產業優惠政策的影響。如果企業位于工業園區、科技園區或出口加工區內,則屬于產業園區內的企業。否則不屬于產業園區內的企業。由表9第(3)列可以看出,對于已入駐產業園區的企業來說,企業主金融知識對其勞動雇傭的帶動作用并不明顯。這可能是因為入駐產業園區的企業本身可以享受到更多的優惠政策,而對企業主金融知識水平的依賴度較低。從第(4)列可以看出,企業主金融知識的系數0.164 5,在1%的水平上顯著。這表明企業主金融知識對未入駐產業園區的企業勞動雇傭具有顯著的促進作用。相較于入駐產業園區的企業來說,未入駐產業園區的企業所面臨的營商環境相對較差,企業融資約束較強。企業主的金融知識能夠在一定程度上彌補這些方面的不足,使企業更容易進入金融市場,從而緩解企業融資約束、增加企業勞動雇傭。

表9 拓展性分析(2)

(六)小微企業就業質量

由上文分析可知,企業主金融知識能夠促進小微企業勞動雇傭。本文又進一步探究了企業主金融知識對企業就業質量的影響。本文選取員工平均薪資來衡量員工就業質量。由表10第(1)、第(2)列可以看出,在加入行業固定效應和省份固定效應前后,企業主金融知識的系數分別為0.087 5和0.075 5,且均在1%的水平上顯著。這表明企業主金融知識能夠顯著提高員工薪資,即改善了小微企業就業質量。接著,本文又將員工平均薪資區分為普通員工薪資及高管薪資。由表10第(3)、(4)列可以看出,對于普通員工薪資來說,企業主金融知識的系數為0.047 3,且在10%的水平上顯著。對于高管薪資來說,企業主金融知識的系數為0.065 2,但并不顯著。這表明,企業主金融知識對普通員工的工資具有顯著正向的促進作用,而對于高管工資的促進作用并不顯著。普通員工薪資一般會受到企業盈利狀況的影響,當企業主運用其金融知識增加了企業利潤時,普通員工的薪資就會隨之增長。而高管薪酬相對穩定,這導致企業主金融知識對高管薪資的帶動作用并不明顯。

表10 企業主金融知識對小微企業就業質量的影響

七、結論與政策啟示

在我國就業形勢日益嚴峻、結構性矛盾突出、就業質量下降的背景下,深入分析促進小微企業勞動雇傭的影響因素,對緩解社會就業壓力、維護社會和諧穩定具有重要意義。本文從資源基礎理論視角出發,對企業主金融知識影響小微企業勞動雇傭的理論機制進行了解析。采用2015年中國小微企業調查(CMES)數據并基于因子分析法構建企業主金融知識指標,本文進一步實證考察了企業主金融知識對小微企業勞動雇傭的實際影響及其作用機理。研究結果表明,企業主金融知識水平的提高顯著提升了小微企業勞動雇傭,且該效應對于外部融資依賴程度較高的企業更為明顯。機制檢驗表明,緩解企業融資約束、促進企業社會責任履行以及推動企業數字化變革是企業主金融知識提升小微企業勞動雇傭的重要渠道。拓展性分析發現,企業主金融知識主要提升了小微企業普通員工雇傭。而且企業主金融知識對低制度質量地區、西部地區和未入住產業園區的小微企業以及非國有小微企業勞動雇傭的提升作用更為強烈。此外,企業主金融知識對小微企業就業質量也具有重要作用。即企業主金融知識有效提升了小微企業員工薪資水平,尤其是普通員工薪資水平。

本研究具有重要政策含義:首先,應健全企業主金融知識培訓體系,強化金融知識普及力度,多措來并舉提升小微企業主金融知識水平。要繼續加強金融知識在企業中的宣傳力度,保障金融教育、金融培訓的全面性。同時,拓寬金融知識的傳播渠道,例如采用金融知識講座、公眾號宣傳、社區資訊等多種形式提高企業主金融知識。此外,也要強化對金融知識普及過程中的評價與反饋,不斷改進和完善金融知識的培訓形式和內容,確保培訓行之有效。其次,疏通企業主金融知識帶動企業勞動雇傭的傳導機制。企業主金融知識主要通過緩解融資約束、提升企業社會責任以及推動數字化變革等渠道提高企業勞動雇傭。因此,應加大金融支持力度、提高企業利用金融服務的便利性,為小微企業營造良好的金融環境。增強企業主對于社會責任的正確認識,重視社會責任在企業經營發展中的重要作用。優化與互聯網相關的基礎設施建設,強化企業信息化思維、重視企業數字化轉型意識的培養,并出臺具有引導性、扶持性的經濟金融政策,鼓勵企業數字化變革。最后,完善小微企業所面臨的營商環境。應優化產業政策、改善營商環境、提升金融發展水平,減少金融知識不足對企業發展的限制。進一步地,金融政策要更多關注到外部融資依賴程度較高的小微企業。可以適當采取降低小微企業貸款準入門檻、支持企業延期還本付息、加大信用貸款投放力度等措施為小微企業提供資金支持,進而充分發揮企業金融知識對勞動雇傭的帶動作用。