數字普惠金融對企業高質量發展的影響效應研究

朱兆珍，韋佩茹，陳 悅

（安徽財經大學 會計學院,安徽 蚌埠 233000）

黨的十九屆五中全會指出,新時代我國經濟發展的基本特征是以推動高質量發展為主題,堅持把發展著力點落在實體經濟上。經濟是肌理,金融是血脈,第四次技術革命加速了數字技術與傳統金融的深度融合,使得以區塊鏈、云計算為特征的數字普惠金融逐漸成為驅動實體經濟高質量發展的重要動力［1］。我國“十四五”規劃也明確提出要“加快促進數字普惠金融與實體經濟深度融合,實現數字金融賦能企業高質量發展的現實需要”。

當前我國實體經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段,高質量發展是企業在經營發展中高水平、高附加值和高效率的具體體現,其中生產效率的提高是企業現階段高質量發展的重要衡量特征［2］。然而相關研究表明,我國企業生產效率還存在一定的上升空間［3］。其中,傳統金融市場的不完備是阻礙企業高質量發展的關鍵因素［4］。如何破解此類難題,實現企業高質量發展？黨的十九大及時準確地給出了建設數字普惠金融體系,為企業提供更加公平、便捷金融服務的解決對策。近年來,由新興數字技術發展驅動的金融市場彌補了傳統金融市場諸多不足,為微觀企業轉型升級實現企業高質量發展帶來了新契機。有鑒于此,以2011-2020 年滬深A 股上市公司為研究對象,實證檢驗了數字普惠金融與企業高質量發展之間的作用機制與影響效應。考察了數字普惠金融有效驅動企業高質量發展的總量效應以及結構變化。并開展了基于數字普惠金融的“普惠性”和“數字性”特征以及企業內部、區域特征不同的異質性分析,驗證了融資約束、技術創新是數字普惠金融影響企業高質量發展的兩條重要間接機制。

1 文獻回顧

企業作為實體經濟重要微觀主體,通過融合大數據、數字技術形成創新驅動發展模式,有效實現供給側結構性改革以及自身生產效率的提升,助推實體經濟高質量發展邁出更大步伐。既有研究探究了企業作為重要微觀社會主體在經濟高質量發展中的重要作用,并從宏觀和微觀兩個方面對企業高質量發展的影響因素進行了研究。其中,宏觀方面主要關注資源配置效率［5］、政府審計［6］和市場分割［7］等因素的影響；微觀方面主要關注企業創新［8］、股權結構［9］和數字化轉型［10］等因素的影響。隨著企業進入高質量發展新階段,以新一代信息技術為基礎的數字金融成為推動產品服務高端化和高附加值的核心動力,為彌補傳統金融短板更好地服務實體經濟帶來了契機。一方面,數字普惠金融展現出“普惠性”巨大優勢［11］,有效拓展金融服務觸達范圍,緩解企業融資約束［12］。另一方面,數字普惠金融憑借“數字性”特征,通過緩解市場信息不對稱風險,提高金融服務可得性［13］,為企業創新提供基礎,同時也為本文探索“數字普惠金融—企業高質量發展”的相關機制分析提供了理論基礎與方法啟示。但僅聚焦于數字普惠金融作用企業融資、企業創新等具體企業行為,仍不利于準確把握金融發展與企業高質量增長之間的微觀機理。因此很有必要在理論上進一步厘清數字普惠金融與企業高質量發展之間的作用機制與影響效應,并使用我國企業樣本數據進行實證分析。

可能的邊際貢獻如下：第一,從微觀企業層面拓展數字普惠金融與企業高質量發展相關研究,為金融市場與實體經濟有效融合提供理論支撐。第二,將數字普惠金融納入微觀企業高質量發展的分析框架,并從融資約束和企業技術創新角度出發,基于“量”和“質”雙重視角揭示數字普惠金融促進企業高質量發展的潛在機制。第三,從區域及企業特征多個維度考察數字普惠金融對企業高質量發展的異質性,有助于深化數字普惠金融與實體企業高質量發展邊界條件的理解。

2 理論分析和研究假設

2.1 數字普惠金融對企業高質量發展的直接影響

當前我國企業金融服務資源能力獲取呈現倒金字塔形。大型企業占據了市場大部分的金融資源,而中小微企業卻一直面臨著嚴重的融資約束困境。持續的融資困境使得企業的資源配置發生扭曲,而這也是導致中國實體經濟全要素生產率降低的主要原因［13］。此外,信用擔保不足、信息不對稱一直是導致企業融資困境的主要原因［14］,數字普惠金融的出現很好地解決了這些問題。相較于傳統金融模式,數字普惠金融依據云計算、移動互聯等大數據平臺為企業提供金融服務。從金融深化論的角度來看,數字金融的普及有效緩解了利率管制對金融的約束作用。利率管制下,低水平的利率導致企業利息負擔與融資需求的扭曲,降低了企業對經濟發展的有效推動作用［15］。從金融結構論的角度來看,伴隨著金融系統結構與功能的不斷演變,數字普惠金融的出現豐富了金融工具類型,帶來了金融結構的多級化和正規金融的可得性,從而加速了商業、技術、服務等方面動態信息的精準傳播,最終助力實體企業提振創新發展效率［16］。從金融功能論的角度來看,數字普惠金融在功能上彌合了市場主導與銀行主導兩種金融機構孰優孰劣的局面,有效緩解了市場摩擦,協調了企業之間的信息不對稱問題［17］,讓處于金融弱勢地位的企業也能較快獲得研發、經營等資金資源,這對促進實體企業高質量發展無疑會起到關鍵作用。此外,數字普惠金融的技術溢出效應使企業通過數字技術以及其他業務形態擺脫了對傳統網點的依賴,降低了對市場資源的搜尋成本與交易成本,使得企業基于大數據平臺能更好地搜集沉淀關鍵信息,這將有效對沖企業發展過程中的經營風險,進而更好地促進實體企業經濟發展。因此,提出假設1：

假設1：數字普惠金融將對企業高質量發展產生正向促進作用。

2.2 數字普惠金融對企業高質量發展的間接影響

數字金融作為一種金融溢出,在保險、支付、信用等方面顛覆了傳統的金融模式,倒逼傳統金融部門轉型升級、改善信貸資源錯配、提升企業的資金配置和風險防范能力,這將有助于突破融資困境對傳統金融的邊界約束,實現對企業生產要素的創新組合,為企業獲取核心創新力促進企業高質量發展提供更高效的金融支持［18］。一方面基于信息不對稱理論,數字普惠金融在金融市場中發揮信息中介作用,促進銀企之間信息的有效溝通與反饋,降低信息不對稱程度,進而破解企業過度依賴傳統金融機構的融資困境。另一方面,在不完美市場環境下,企業融資除了與信息約束有關,代理問題也是制約企業融資的重要成因。Jensen［19］在“自由現金流”假說中指出,企業為了實現利潤最大化,會更傾向于投資能擴大企業經營規模的項目,這可能會導致企業過度舉債引發融資困境,數字金融憑借資源支持和治理效應則能有效降低企業此類代理沖突進而緩解企業融資約束。

不僅如此,與傳統金融相比,數字金融可以高效地幫助金融機構評估創新項目風險等級,降低優質企業被錯誤降級的概率,提高企業技術創新能力。特別隨著信息時代的到來,數字金融通過交叉驗證幫助企業篩選出技術價值更高、投資風險更低的項目,幫助企業在可控的投資風險下進行突破式創新獲取更大的收益。并通過拓寬金融覆蓋面、減少企業融資成本,幫助企業低成本、低風險的處理海量信息,使得長尾群體突破金融服務“卷簾門”“玻璃門”成為可能,改善企業融資環境［20］,以此進一步增強企業研發意愿,促進企業技術創新活動,為推動企業高質量發展提供了先決條件。由此,提出研究假設2、假設3：

假設2：數字普惠金融通過緩解融資約束,進而實現企業高質量發展。

假設3：數字普惠金融通過促進技術創新,進而實現企業高質量發展。

3 研究設計

3.1 樣本選取與設計來源

選取2011-2020 年中國A 股上市公司數據為研究樣本。上市公司基本特征、財務數據來源于國泰安CSMAR與Wind數據庫,數字普惠金融指數來自北京大學發布的省級數字普惠金融指數。并遵循已有文獻慣例進行以下篩選和處理：（1）剔除金融、房地產行業以及統計年份內ST 類企業數據。（2）剔除缺失數據與異常值并在1%和99%水平上對連續變量進行縮尾處理,最終得到24 478 個公司-年度觀測數據。

3.2 模型構建與變量定義

為了檢驗數字普惠金融與企業高質量發展之間的關系,本文設定模型（1）來檢驗：

其中,TFPi,t是企業i 在t 年的高質量發展水平,本文借鑒Levinsohn等［21］提出的LP法和魯曉東等［22］提出的OP法同時進行測算；DIFIm,t-1表示地區m 在第t-1年的數字普惠金融發展水平,用北京大學省份數字普惠金融指數測度；Xi,t-1表示控制變量；φi和δt分別是行業和年份固定效應。本文關注核心解釋變量DIFIm,t-1的系數,若β顯著且為正,則表示數字普惠金融發展能顯著促進企業的高質量發展,假說1成立。

3.2.1 被解釋變量：企業高質量發展（TFP）

企業高質量發展水平目前主要有多指標體系構建、基于中間變量的單指標法和全要素生產率三種方法。其中,多指標體系構建法大多依據構建者的主觀判斷,指標選取具有一定的不穩定性與主觀性；基于中間變量的單指標法則是重點關注企業在經營發展中的局部努力,不能體現企業全方位的高質量發展。相對來說,企業生產率作為被剔除了投入要素貢獻后企業技術、能力提升的總增量產出衡量指標,能更加準確地刻畫經濟層面的高質量發展。因此,使用企業全要素生產率衡量企業高質量發展,具有更強的綜合性。基于此,本文依據Levinsohn 等［21］提出的LP 法的思路,構建如下模型測算企業全要素生產率：

其中,i表示企業,t表示年份,yit表示企業的主營業務收入,lit表示企業勞動力投入,用企業員工人數衡量,kit表示企業資本投入,用企業擁有的固定資產衡量,mit則表示企業中間投入,用企業購買商品和接受勞務支付的現金衡量。本文同時借鑒魯曉東等［22］提出的OP法對全要素生產率進行測算。

3.2.2 解釋變量：數字普惠金融

本文在基準回歸中參考已有研究［23］,選取2011-2020 年北京大學數字金融研究中心發布的“北京大學省級數字普惠金融指數”刻畫數字普惠金融發展水平。該指數在總指數的基礎上同時還包括覆蓋廣度、使用深度和數字化程度3個子維度以及33個具體指標,共涵蓋31個省區市,337個地級市城市以及近2 800 個縣級市地區。數據具有縱向和橫向代表性。

3.2.3 控制變量

為減少遺漏變量可能帶來的估計誤差,本文參考段軍山等［24］的做法選取多個企業層面的變量指標作為控制變量。其中包括資產回報率、資產負債率、兩職合一、獨立董事占比、公司規模、企業年齡、審計意見、高管持股、企業成長性。具體定義見表1。

表1 變量的定義與度量

4 實證結果與分析

4.1 描述性統計

描述性統計見表2,其中采用LP 法計算的全要素生產率均值為15.21,略高于采用OP法測算的全要素生產率11.02,中位數分別為15.10和10.92,數據無明顯偏態。數字普惠金融指數最大值431.9,最小值32.4,總體呈現出“極差大,標準差大”的數據特征,各地區數字普惠金融發展水平還存在一定的差距。其他變量描述性統計與以往文獻基本一致。

表2 描述性統計

4.2 相關性分析

表3 報告了主要變量之間的Pearson 與Spearman 相關性分析。數字普惠金融（DIFI）與企業高質量發展（TFP）正相關,且在1%水平上顯著,初步驗證了前文的理論分析。其余大部分變量相關系數基本小于0.3,顯著性水平在1%,表明本文不存在嚴重的多重共線性問題,模型設定合理。通過對數據進行VIF 檢驗,檢驗值為1.33,再次證明本文實證結果不受多重共線性的影響。

表3 相關系數

4.3 基準回歸

表4 列出了數字普惠金融對企業高質量發展總體效應的回歸結果。

表4 基準回歸結果

結果顯示：對于采用LP法和OP法兩種方法測算得到的企業高質量發展水平,數字普惠金融（DIFI）的估計系數均在1%水平上顯著為正,表明數字金融發展對企業高質量發展存在顯著正向影響,即區域數字普惠金融發展越好,企業高質量發展水平越高,假說1 得證。可能的原因是,數字普惠金融緩解了傳統金融機構與企業之間的信息不對稱問題,這能降低企業的融資成本,促進企業技術創新進而賦能企業高質量發展。

此外,其他控制變量回歸系數符號和顯著性與已有文獻基本一致。資產回報率（ROA）、資產負債率（Lev）、兩職合一（Dual）、公司規模（Size）、審計意見（Audittyp）和企業成長性（Growth）系數均在1%水平上顯著為正,表示會對企業高質量發展產生顯著正向作用；獨立董事占比（Ind）、企業年齡（Age）、高管持股（Mshare）和托賓Q 值（Tobinq）對企業的高質量發展無顯著影響,說明其并不是影響企業高質量發展的主要因素。

4.4 穩健性檢驗

4.4.1 內生性問題的處理

（1）工具變量法。在模型（1）中,較高的企業高質量發展水平也可能導致較大的數字金融需求,從而帶來反向因果關系。因此為了緩解由遺漏變量、反向因果帶來的內生性問題,本文借鑒黃倩等［25］采用省份-年度移動電話普及率（IV）作為工具變量,利用工具變量兩階段最小二乘法（IV-2SLS）處理可能存在的內生性問題。表5為工具變量的兩階段回歸結果,第（1）列為工具變量一階段的回歸結果,結果顯示：省份-年度移動電話普及率（IV）的系數估計值在1%水平上顯著為正,表明隨著地區年度移動電話普及率越高,該省份的數字普惠金融發展水平也越高,驗證了工具變量的相關性前提。第（2）和第（3）列為第二階段回歸結果。結果顯示：在緩解了內生性問題后,數字普惠金融仍然對企業高質量發展水平是顯著促進作用,本文結論仍然成立。除此之外,本文還對工具變量兩階段進行了“工具變量識別不足”檢驗和“弱工具變量”。其中檢驗所對應的Kleibergen-Paap rk LM 統計量P 值均在1%的顯著性水平下顯著,表明拒絕“工具變量識別不足”原假設；在弱工具變量識別的檢驗中,Cragg-Donald Wald F statistic 都遠大于10,表明不存在弱工具變量問題。

表5 工具變量法

（2）系統GMM 動態面板。為解決企業全要素生產率的序列相關性,本文參考宋敏等［26］進一步用系統GMM動態面板檢驗結論的穩健性。表6檢驗統計量結果顯示,工具變量選取有效,滿足系統GMM 動態面板前提。且數字普惠金融均在1%顯著性水平上正向促進企業高質量發展,即在考慮了企業全要素生產率序列相關后,該結論仍然成立。

表6 系統GMM估計

4.4.2 替換解釋變量

同一省份不同城市數字普惠金融發展水平存在差異,會對本文結論產生一定影響。為了排除這一混雜因子,本文采取北京大學數字金融中心城市級普惠金融指數（Index_aggregate）替換原解釋變量,結論仍然穩健。另外,數字普惠金融依托互聯網平臺得以發展,故進一步采用《中國互聯網絡發展統計公告》發布的互聯網普及率作為數字普惠金融的代理變量［27］進行穩健性檢驗。表7 結果顯示更換測度指標后本文結論仍然穩健。

表7 更換變量估計

5 作用機制檢驗

基于前文的分析結果,繼續分析數字普惠對企業高質量發展的作用機理。通過理論分析可知,數字普惠金融將通過融資約束、技術創新兩條渠道影響企業高質量發展,本文進一步檢驗數字普惠金融是否通過上述途徑影響企業高質量發展。借鑒江艇［28］研究方法分兩步進行驗證：①檢驗數字普惠金融對融資約束、企業技術創新的影響,若數字普惠金融緩解了融資約束、提高了企業技術創新水平,則初步支持理論邏輯。②總結已有文獻識別融資約束、技術創新對企業高質量發展直接而顯然的影響,進一步驗證數字普惠金融如何影響企業高質量發展。

5.1 數字普惠金融、融資約束與企業高質量發展

借鑒Hadlock 和Piere［29］方法,使用觀測企業SA 指數作為融資約束衡量指標。表8 第（1）列即為數字普惠金融對企業融資約束的實證檢驗結果。結果顯示,DIFI的系數顯著為負,表明數字普惠金融能夠顯著緩解企業融資困境。融資困境的緩解使企業有能力做出最優的投資決策,進而對企業高質量發展產生促進作用。現有研究也基本證實了緩解融資約束對企業高質量發展的正向作用。Caggese 等［30］、張璇等［31］考察了融資約束對企業創新效率和出口投資的影響,發現緩解融資約束能促進企業技術創新效率以及投資決策,進而實現企業高質量發展。結論與前文數字普惠金融通過緩解融資約束促進企業高質量發展保持一致,假說2得證。

表8 機制分析結果

5.2 數字普惠金融、企業創新與企業高質量發展

以企業研發創新投入刻畫企業技術創新水平（RD）進行實證檢驗。表8 結果顯示技術創新（RD）變量的估計系數在1%水平上顯著為正,表明數字普惠金融發展對企業技術創新具有顯著的正向促進作用,與前文理論分析保持一致,即數字普惠金融正向促進了企業的技術創新。而對于技術創新與企業高質量發展的關系研究,已有研究給出了充分的理論支撐。熊彼特的創新理論即指出技術創新使企業獲得了可持續發展的能力；Bloom 等［32］研究也證實了企業研發投入能顯著影響企業的高質量發展,一方面,研發創新的投入能優化原有的生產技術與效率,提升企業價值；另一方面,技術創新產出也是企業高質量效應的重要因素,幫助企業突破原有增長點,實現更高水平的發展,進而對企業高質量發展產生了正向促進作用,基于此假說3得證。

6 進一步分析

6.1 結構解析

在前述總體效應回歸中,已然證實了“數字普惠金融—企業高質量發展”的正向促進作用,但值得思考的是,在數字金融不同的子維度結構下,這一正向效應對企業高質量發展的影響機制是否會表現出差異化。為了進一步明晰數字普惠金融影響企業高質量發展的結構效應,本文借鑒唐松等［12］研究將數字普惠金融進一步升維為兩個對稱的層面：數字金融覆蓋廣度（Coverage）和數字金融使用深度（Usage）,進一步探究數字普惠金融對企業高質量發展的結構差異。表9結果顯示：數字普惠金融覆蓋廣度和使用深度估計系數均在1%水平上顯著為正,表明覆蓋廣度和使用深度的擴大均有助于促進企業高質量發展。原因在于覆蓋廣度主要體現為第三方支付和電子賬戶的普及,其覆蓋率的提升可以極大的提高金融可得性,有助于企業經營發展。使用深度測度了金融服務用戶對數字金融的使用情況,隨著使用深度的拓深,小微企業可以更便捷地享受到保險、信貸等服務,提升自身發展效率。

表9 結構效應檢驗結果

6.2 異質性因素考察

為豐富數字普惠金融對企業高質量發展影響效應的研究,本文從異質性角度出發,基于企業特征以及區域特征等異質性條件對該關系進行深入探討,以期為準確把握數字普惠金融賦能企業高質量發展提供新的證據。

6.2.1 企業特征

企業是實施數字金融的載體,基于企業特征進一步探討數字普惠金融促進企業高質量發展的橫截面差異,可以進一步佐證本文結論的準確性,為提供相應的政策建議提供參考。根據企業生命周期理論,企業經營發展會經歷初創、成長以及成熟、衰敗四個階段,處于不同生命周期階段的企業,在融資約束、技術創新方面均會表現出差異化,進而影響數字普惠金融對企業高質量發展的正向促進效應。基于此,本文參考李唐等［33］研究,將企業存續年限大于10 的定義為成長期企業,取值為1,否則為0,重點考察數字普惠金融在企業“成長期-非成長期”的異質性影響。由表10 可以看出,當企業處于成長期階段,數字金融促進企業高質量發展的效果（系數為0.339 6,通過1%的顯著性檢驗）,比處于非成長期的企業（系數為0.215 9,通過1%的顯著性檢驗）表現出更強烈的促進作用,組間差異明顯。此結果表明處于成長期的企業經過前期的技術、資本積累更容易在數字經濟發展浪潮中搶占先機。非成長期的年輕企業尚未完成原始的資本積累,各類資源相對匱乏,在數字經濟促進高質量發展浪潮中稍顯落后。

表10 分組檢驗結果

6.2.2 區域特征

數字普惠金融的實施效應除了受企業內部特征影響,還取決于地區資源、基礎設施建設等外部環境因素。由于歷史、地區資源、政策效應等原因影響,我國中西部地區發展水平相比東部地區較為滯后,這也直接導致了我國經濟總體的不平衡。為進一步檢驗數字普惠金融驅動企業高質量發展的區域性差距,依據《中共中央關于制定國民經濟和社會發展第七個五年計劃的建議》將樣本劃分為東、中西部兩大經濟帶。其中東部地區屬于我國經濟發展領先的區域,金融科技基礎、人才扶持政策相對完善。相對于中西部地區,地區資源稟賦相對落后,形成數字普惠金融發展水平的區域性差距。表10 分組結果顯示,數字普惠金融均能顯著促進經濟帶企業的高質量發展,但對東部地區的促進作用更強,費舍爾檢驗經驗P 值顯著,說明東部地區與中西部地區存在顯著差異。可能的原因是：一方面雖然數字普惠金融具有邊際成本為零、普惠性的特點,讓邊遠不發達地區也可以共享數字技術發展成果,但另一方面數字金融本質仍是金融,依據于社會經濟活動而存在,東部地區的集聚效應和網絡效應使得數字普惠金融有了更大的發展空間。

7 結論與建議

在金融經濟蓬勃發展的背景下,數字技術如何高質量服務實體經濟成為我國當前亟待解決的關鍵問題。基于2011-2020年滬深A股上市公司,考察數字普惠金融發展對企業高質量水平的作用機制及影響效應。研究結果發現：（1）數字普惠金融對企業高質量發展水平具有顯著促進作用,在考慮了內生性問題,替換解釋變量并剔除特定樣本后該結論仍然穩健。（2）機制分析表明,融資約束、技術創新是數字普惠金融促進企業高質量發展的重要渠道。（3）進一步分析發現,數字普惠金融覆蓋廣度、使用深度均能正向促進企業高質量發展。并且在處于非成長期、中西部較不發達區域的企業,數字普惠金融雖整體呈現促進作用但助推力度不及成長期以及東部地區企業。

根據以上結論,提出如下政策建議：（1）大力推動數字技術發展,使數字金融更好地服務于實體經濟。重點建設大數據、工業互聯網平臺等金融基礎設施建設,加大金融經濟反哺實體經濟的力度,使數字金融成為助推實體經濟高質量發展的重要力量。（2）促進數字金融與傳統金融協調發展,紓解企業融資困境,強化金融對實體經濟的創新激勵。數字金融“賦能”一方面要鼓勵傳統金融機構接納數字經濟發展浪潮,共同助力解決企業融資約束問題,提高企業創新效率,另一方面要依托金融科技開發有差異度、有層次的銀行體系,有針對性地定制金融產品,發揮數字金融的普惠性。（3）充分發揮數字金融科技手段,將不同發展階段企業、不同區域聯合起來,在緩解信息不對稱與提升資源配置效率的同時助力解決我國傳統金融市場長期存在的金融錯配問題,實現金融資源更加合理地分配。