数字金融发展对小微企业创新的影响研究——基于融资约束及企业人力资本视角

郭 晴 陈思宇

(中国人民大学劳动人事学院， 北京 100872)

一、引言

技术创新是企业核心竞争力，也是实现经济增长和高质量发展的重要内生动力。在国际竞争日益激烈的今天，掌握核心技术、拥有自主知识产权，对于建设世界科技强国具有十分重要的意义。近年来，我国营商环境日渐改善，为企业创新提供了良好的制度环境，企业创新活力得到一定程度的释放。截至2017年底，全国小微企业已达7328.1万户(1)中国城市报：《全国小微企业已超7000万户，走出国门自信迎接更大考验》，2019年3月6日，https://www.sohu.com/a/299485550_99951576，2021年11月12日。，贡献全国约65%的发明专利、75%以上的企业技术创新和80%以上的新产品开发(2)央广网：《我国65%的发明专利来自中小企业》，2016年8月3日，http://finance.cnr.cn/txcj/20160803/t20160803_522869180.shtml，2021年11月12日。，在促进经济增长中发挥无可替代的作用。同时我们也观察到，我国金融市场尚处于发展的初级阶段，目前在制度和操作层面上仍存在着种种问题(如缺少抵押物、程序繁琐、信贷寻租等)，部分企业难以获得有效融资，这对于技术创新无疑造成了一定程度的阻碍。传统银行信贷融资偏向国有大型企业(3)张璇、刘贝贝、汪婷、李春涛：《信贷寻租、融资约束与企业创新》，《经济研究》2017年第5期。，传统融资形式对于小微企业和个体经营者的触达能力有限,加之新冠肺炎疫情等因素的影响，小微民营企业的融资困难进一步加剧，使得我国传统金融服务未能达到理想效果。数据显示，截至2020年2月，小微企业运行指数为31.9，较上月下降14.2个点，其中融资指数为48.6，下降0.2个点。(4)中国报告网：《2020年中国小微企业行业分析报告——行业深度调研与发展趋势预测》,2020年4月11日，http://baogao.chinabaogao.com/xixinfuwu/414325414325.html，2021年11月12日。

除资金外，企业人力资本同样为有价值且稀缺的资源，对企业创新发挥关键作用。(5)Rao H.,Drazin R.,“Overcoming Resource Constraints on Product Innovation by Recruiting Talent From Rivals: A Study of the Mutual Fund Industry, 1986-1994”, Academy of Management Journal, no.3(2002),pp.491-507.受限于资金存量，小微企业人力资本升级困难，更对企业创新产生双重阻力，难以实现小微企业促进经济转型升级的关键作用。(6)全国工商联：《2019—2020小微企业融资状况报告》，2020年5月8日，http://www.199it.com/archives/1057933.html，2021年11月12日。在中国市场上，数量庞大的小微企业如同毛细血管一般，为国家经济增长注入动力的同时，也成为新常态经济中吸纳就业的主力军。根据国际劳工组织(ILO)来自99个国家的数据显示，70%的就业来自于小微企业和个体经营者。然而我国小微企业当前所获得的金融服务支持与其在国民经济中的重要作用难以匹配。(7)全国工商联：《2019—2020小微企业融资状况报告》，2020年5月8日，http://www.199it.com/archives/1057933.html，2021年11月12日。因此，如何弥补传统金融服务短板，进一步释放小微企业研发创新活力，成为我国创新驱动战略背景下重要的研究议题，对于我国实现经济高质量发展具有重要现实意义。

伴随着大数据、云计算、人工智能时代的到来，数字技术的应用极大地推动了我国普惠金融的发展。相对于传统金融而言，数字金融具有更好的地理穿透性、更强的用户触达能力，能够有效降低小微企业融资成本，扩大金融服务覆盖范围。(8)北京大学数字金融研究中心：《北京大学数字普惠金融指数(2011—2015)》，2016年7月，https://idf.pku.edu.cn/attachments/d67f649195fd4a7ea8082d1324de7e78.pdf，2021年11月12日。2015年底国务院印发推进普惠金融发展规划(2016—2020年)通知将发展普惠金融作为国家级战略规划(9)中央政府门户网站：《国务院印发 推进普惠金融发展规划(2016—2020年)》，2016年1月15日，http://www.gov.cn/xinwen/2016-01/15/content_5033105.htm，2021年11月12日。以来，我国数字金融得到迅速发展。据北京大学数字金融研究中心数据计算显示，各省份平均数字普惠金融指数从2011年的40.004上升至2018年的300.208。数字金融的快速发展开始引起学界关注。研究表明，数字金融的发展能够促进创业(10)谢绚丽、沈艳、张皓星、郭峰：《数字金融能促进创业吗——来自中国的证据》，《经济学(季刊)》2018年第4期。、影响居民消费(11)易行健、周利：《数字普惠金融发展是否显著影响了居民消费——来自中国家庭的微观证据》，《金融研究》2018年第11期。、缩小城乡收入差距(12)宋晓玲：《数字普惠金融缩小城乡收入差距的实证检验》，《财经科学》2017年第6期。,以及促进经济包容性增长(13)张勋、万广华、张佳佳、何宗樾：《数字经济、普惠金融与包容性增长》，《经济研究》2019年第8期。等。也有文献研究了数字金融对融资约束、企业技术创新的影响(14)梁榜、张建华：《数字普惠金融发展能激励创新吗——来自中国城市和中小企业的证据》，《当代经济科学》2019年第5期。(15)唐松、伍旭川、祝佳：《数字金融与企业技术创新——结构特征、机制识别与金融监管下的效应差异》，《管理世界》2020年第5期。，但这些文献均以上市公司作为研究对象。众所周知，能够申请上市的公司，通常需要在经营时间、注册资金等方面达到一定条件。因此，现有文献未能深入探究数字金融针对小微企业创新行为的影响，可见对于数字金融的“普惠性”仍有待深入研究。那么我们不禁要问，数字金融是否真正发挥了普惠性, 助力小微企业的创新发展？其中的作用机制究竟如何？特别是在2020年初新冠肺炎疫情的冲击下，小微企业更是面临前所未有的挑战。我国政府连续发文指示，要“强化对中小微企业普惠性金融支持”(16)中央政府门户网站：《我国强化对中小微企业普惠性金融支持》，2020年4月1日，http://www.gov.cn/zhengce/2020-04/01/content_5497725.htm，2021年11月12日。，在此背景下，研究数字金融针对小微企业的普惠性影响，无论是在学术研究中，还是在实践层面上，都显得意义重大。

为解答上述问题，本文结合中国数字普惠金融指数和中国小微企业调查(CMES)数据，系统考察数字金融发展对小微企业创新的影响，并进一步分析数字金融促进小微企业创新的微观影响机制。在经济新常态背景下，释放小微企业创新活力、激发市场经济动力，为我国经济高质量发展提供活力源泉。区别于已有文献，本研究的边际贡献如下：第一，与已有研究数字金融对上市公司影响的文献不同，本文关注小微企业——普惠金融政策的重点扶持对象，研究数字金融能否发挥普惠性，促进小微企业创新，从而为疫情冲击下的小微企业发展路径提供经验证据，同时对数字金融在微观企业层面的研究做出重要补充；第二，本文对数字金融促进小微企业创新的影响机制做出深入分析，研究发现数字金融能够降低企业融资约束，同时通过企业人力资本升级，即科技人员比重及收入提升、员工培训增加，促进小微企业创新，尤其是自主研发型创新。

后文安排如下：第二章展开文献综述，第三章展开数字金融对小微企业创新影响的机制分析，第四章展开数字金融对小微企业创新影响的基准回归分析，第五章展开数字金融对小微企业创新影响的异质性检验，第六章展开进一步拓展性分析，第七章得出结论并提出政策建议。

二、文献综述

与本文相关的文献可分为两个部分:一是数字金融对经济发展和创新的影响效应；二是企业创新的影响因素。接下来，本文将从这两个方面展开文献回顾。

一方面回顾数字金融对经济发展和创新的影响效应文献。数字金融对经济发展的影响近年来开始受到学者关注，目前的研究主要围绕数字金融对创业、居民消费、城乡收入差距、包容性增长等方面展开。从宏观层面来看，谢绚丽等利用省级层面数据研究发现，数字金融的发展和普及能够显著促进创业。(17)谢绚丽、沈 艳、张皓星、郭 峰：《数字金融能促进创业吗——来自中国的证据》，《经济学(季刊)》2018年第4期。宋晓玲利用省级面板数据研究发现数字金融能够显著缩小城乡居民收入差距。(18)宋晓玲：《数字普惠金融缩小城乡收入差距的实证检验》，《财经科学》2017年第6期。从微观层面来看，现有研究普遍做法是将数字普惠金融指数与微观调查数据(如CFPS、CLDS等)相匹配进行考察。研究表明，数字金融在落后地区发展更快，且能够显著提升家庭收入，特别是农村低收入群体收入(19)张勋、万广华、张佳佳、何宗樾：《数字经济、普惠金融与包容性增长》，《经济研究》2019年第8期。；促进居民消费(20)易行健、周利：《数字普惠金融发展是否显著影响了居民消费——来自中国家庭的微观证据》，《金融研究》2018年第11期。；通过增加金融可得性、降低门槛效应从而缩小城乡收入差距(21)周利、冯大威、易行健：《数字普惠金融与城乡收入差距：“数字红利”还是“数字鸿沟”》，《经济学家》2020年第5期。。此外，黄益平等对近年来我国数字金融发展的研究进行了回顾和总结，并对未来的研究问题进行了阐述。(22)黄益平、黄卓：《中国的数字金融发展:现在与未来》，《经济学(季刊)》2018年第4期。

具体到数字金融对企业创新的影响，现有文献主要关注上市公司。例如，万佳彧等利用中国A股上市公司面板数据研究发现，数字金融能够降低融资约束促进企业创新。(23)万佳彧、周勤、肖义：《数字金融、融资约束与企业创新》，《经济评论》2020年第1期。唐松等利用沪深两市A股上市公司数据研究认为，数字金融通过融资约束、财务费用、杠杆与风险稳定对企业技术创新产生影响，且这一效应存在结构性驱动效果。(24)唐松、伍旭川、祝佳：《数字金融与企业技术创新——结构特征、机制识别与金融监管下的效应差异》，《管理世界》2020年第5期。然而，目前尚无研究聚焦于小微企业，对数字金融的普惠性展开具有针对性的研究，且数字金融促进企业创新的影响机制，仍有待进一步深入研究。

另一方面回顾企业创新的影响因素文献。国内外学者从经济与金融、企业管理、政策和制度环境、文化和社会网络等角度，对企业创新的影响因素进行了广泛的研究。具体来看，有研究从传统金融视角出发，考察金融与企业创新的关系。例如，张璇等研究发现信贷寻租和融资约束对企业创新具有显著的抑制作用(25)张璇、刘贝贝、汪婷、李春涛：《信贷寻租、融资约束与企业创新》，《经济研究》2017年第5期。；黄宇虹等考察小微企业主金融知识的影响，发现金融知识显著提升了小微企业的创新意识，有效改善了创新活力(26)黄宇虹、黄霖：《金融知识与小微企业创新意识、创新活力——基于中国小微企业调查(CMES)的实证研究》，《金融研究》2019年第4期。。还有研究从卖空威胁(27)林志帆、龙晓旋：《卖空威胁能否激励中国企业创新》，《世界经济》2019年第9期。、放松银行准入管制(28)吕铁、王海成：《放松银行准入管制与企业创新——来自股份制商业银行在县域设立分支机构的准自然试验》，《经济学(季刊)》2019年第4期。角度对企业创新问题进行了考察。

从更广泛的经济因素来看，Schumpeter作为最早关注企业创新的经济学家之一，考察了企业规模和市场结构对企业创新的影响(29)Schumpeter J. A.,“Capitalism, Socialism, and Democracy”，American Economic Review ,vol.3,no.4(1942),pp.594-602.;其后Cohen引入企业人力资本在内的企业特征等因素研究企业创新(30)Cohen W. M.,“Fifty Years of Empirical Studies of Innovative Activity and Performance”,in Hall B. H., Rosenberg N.,Handbook of the Economics of Innovation，vol.1(2010),pp.129-213.；Barney，Srivastava and Gnyawali研究认为有价值且稀缺的资源，如人力资本、技术或技能等能够驱动企业创新(31)Barney J. B.,“Firm Resources and Sustained Competitive Advantage”, Journal of Management, no.1(1991),pp.99-120.(32)Srivastava M. K., Gnyawali D. R.,“When Do Relational Resources Matter? Leveraging Portfolio Technological Resources for Breakthrough Innovation”, Academy of Management Journal, no.4(2011),pp.797-810.；此外，江轩宇等认为影响企业创新的经济因素还包括工薪所得税筹划等(33)江轩宇、朱琳、伊志宏、于上尧：《工薪所得税筹划与企业创新》，《金融研究》2019年第7期。。关于企业管理方面的因素，沈国兵等、何瑛等从企业互联网化、高管职业经历等角度，考察企业创新影响效应(34)沈国兵、袁征宇：《企业互联网化对中国企业创新及出口的影响》，《经济研究》2020年第1期。(35)何瑛、于文蕾、戴逸驰、王砚羽：《高管职业经历与企业创新》，《管理世界》 2019年第11期。；寇宗来等、夏后学等从政策和制度环境出发，考察创新政策、营商环境对企业创新的影响(36)寇宗来、刘学悦：《中国企业的专利行为：特征事实以及来自创新政策的影响》，《经济研究》2020年第3期。(37)夏后学、谭清美、白俊红：《营商环境、企业寻租与市场创新——来自中国企业营商环境调查的经验证据》，《经济研究》2019年第4期。；徐细雄等、赵子乐等从文化和社会网络角度出发，研究儒家传统文化、海洋文化等对企业创新的影响(38)徐细雄、李万利：《儒家传统与企业创新:文化的力量》，《金融研究》2019年第9期。(39)赵子乐、林建浩：《海洋文化与企业创新——基于东南沿海三大商帮的实证研究》，《经济研究》2019年第2期。。

通过文献梳理发现，第一，关于企业创新的影响因素研究范围非常广泛。现有研究主要包含经济及金融因素、企业管理因素、政策和制度环境因素，以及文化和社会网络因素等。然而从数字经济时代背景出发，考察数字金融发展促进企业创新的研究，目前尚不多见。第二，目前与本研究相关的文献较少，且均以上市公司作为研究对象。由于申请上市的公司需要具有一定规模，而我国普惠金融政策的重点服务对象是小微企业，因此数字金融发展对小微企业的影响及其传导机制应予以重点考察。本文针对小微企业展开研究，探讨数字金融能否发挥“普惠性”，助力小微企业创新，并对其影响机制做出进一步分析与探讨。

三、数字金融对小微企业创新影响的机制分析

(一)影响机制的理论分析

企业创新是物质资本和人力资本连续投入的过程。稳定的资本投资是影响企业研发和创新的重要因素，创新投资需要资金(40)Czarnitzki D. and Hottenrott H.,“R&D investment and financing constraints of small and medium-sized firms”, Small Business Economics ,vol.36,no.1(2011),pp. 65-83.，融资约束将抑制企业创新(41)余明桂、钟慧洁、范蕊：《民营化、融资约束与企业创新——来自中国工业企业的证据》，《金融研究》2019年第4期。。而数字金融的出现极大地降低了融资成本，提高了企业融资的可用性，从而极大地减少了企业面临的融资约束(42)Chen H. and Yoon S. S., “Does technology innovation in finance alleviate financing constraints and reduce debt-financing costs? Evidence from China”, Asia Pacific Business Review, no.1(2021),pp. 1-26.，并为企业研发和创新活动提供了稳定的金融支持(43)唐松、伍旭川、祝佳：《数字金融与企业技术创新——结构特征、机制识别与金融监管下的效应差异》，《管理世界》2020年第5期。。

除了物质资本，企业人力资本也是一种稀缺资源，在企业创新中发挥关键作用。(44)Srivastava M.K. and Gnyawali D.R.,“When Do Relational Resources Matter? Leveraging Portfolio Technological Resources for Breakthrough Innovation”, Academy of Management Journal, no.4(2011),pp.797-810.当专业技术人员比例增加，专业技术人员的激励增强时，企业将获得强大的创新能力。(45)陈艳艳：《员工股权激励的实施动机与经济后果研究》，《管理评论》2015年第9期。员工培训也有助于人力资本积累，促进企业创新。由于专业技术人员通常是高技能工人，他们的工资是研发支出的主要组成部分，小微企业招聘专业技术人员并为其提供培训的成本非常高。(46)Hall B. H.,“The financing of research and development”,Oxford Review of Economic Policy ,vol.18,no.1 (2002),pp. 35-51.因此，小微企业必须为创新活动支付高昂的劳动力成本。在传统的金融背景下，当小微企业面临昂贵的技术人员投入时，难以获得有效的融资支持，导致小微企业人力资本投资不足。数字金融大大降低了小微企业获得外部融资的门槛，从而使它们能够投资有效的人力资本来支持创新活动。基于此，我们提出以下研究假设：

H1a：数字金融通过缓解融资约束促进小微企业创新。

H1b：数字金融通过提升企业人力资本促进小微企业创新。

(二)影响机制的实证检验

1. 变量选取

(1)被解释变量：小微企业创新。该数据来自2015中国小微企业调查(CMES)。本文采用受访企业“是否有产品或技术上的研发与创新活动”来度量小微企业创新，等于1表示是，等于0表示否。在目前的文献中，企业创新多使用专利申请数量来衡量，由于专利申请的审查和批准环节周期较长(根据《专利法》，自专利申请到公布周期为十八个月)(47)《中华人民共和国专利法》第三十四条规定，国务院专利行政部门收到发明专利申请后，经初步审查认为符合要求的，自申请日起满十八个月，即行公布。2008年12月18日，中央政府门户网站，http://www.gov.cn/flfg/2008-12/28/content_1189755.htm，2021年11月12日。，利用专利数量作为企业创新的衡量指标，考察当期或滞后一期的数字金融指数对企业创新的影响，也许并不是一个好的做法(有研究采用滞后三年的自变量值来考察对专利申请的影响(48)肖挺：《制造企业服务化商业模式与产品创新投入的协同效应检验——“服务化悖论”的一种解释》，《管理评论》2019年第7期。)。本文利用企业的研发创新活动来衡量企业创新，能够更好地衡量数字金融发展对企业创新的时效性影响。

(2)数字金融指数。本文选取滞后一期的省级数字金融总指数(2014)作为核心解释变量，考察数字金融指数对小微企业创新的影响。这一方面考虑到，数字金融发展对企业产生作用具有一定的滞后性；另一方面也可以在一定程度上降低由于反向因果导致的内生性问题。本文还选取了数字金融覆盖广度、使用深度两个细分指标，以及将解释变量替换为滞后2年(2013年)、调查当年(2015年)的数字金融指数，来进一步考察数字金融影响小微企业创新的稳健性。

(3)影响机制变量与控制变量。依据中国小微企业调查(CMES)数据，并借鉴现有研究的做法，本文选择相应的影响机制变量与控制变量。关于企业融资约束的代理变量，本文选择企业研发经费约束、融资约束来度量；企业人力资本升级的代理变量选择员工培训、技术人员占比以及技术人员收入。本文控制了可能影响企业创新的其他变量。主要包括两大类：第一，企业特征。具体包括企业资产总额对数、企业年龄、企业规模、是否高新技术企业、政府补贴、企业所有者年龄、企业所有者教育年限、企业所有者性别、企业所有制、企业所属行业。第二，地区特征。具体包括宏观经济发展水平、所属地区，并加入省级年末人口规模、省级人力资本水平、省级科技公共支出因素作为稳健性检验。具体的变量定义与主要变量描述性统计如表1、表2所示。

表2 主要变量描述性统计

2. 数据来源

本文的数据来源主要有以下几个部分：(1)中国数字普惠金融指数。该数据由北京大学数字金融研究中心发布，旨在科学、准确地刻画中国数字金融的发展现状。中国数字普惠金融指数利用中国代表性互联网金融机构——蚂蚁金服关于数字金融的微观数据编制而成，包含2011—2018年省级、城市层级指数，以及2014—2018年县域层级指数，具体包括数字金融总指数，以及数字金融覆盖广度、数字金融使用深度和普惠金融数字化程度三个子指数。其中，使用深度指数中还包含支付、信贷、保险、信用、投资、货币基金等业务分类指数。(49)郭峰、王靖一、王芳、孔涛、张勋、程志云：《测度中国数字普惠金融发展：指数编制与空间特征》，《经济学(季刊)》2020年第4期。(2)中国小微企业调查(China Micro and Small Enterprise Survey，CMES)数据库。该数据由西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心提供。中心于2015年开展了全国性小微企业大型抽样调查，调查对象包括全国具有独立法人资格的小型企业、微型企业和家庭作坊式企业，获得了覆盖全国28个省(自治区、直辖市)共计5400余家小微企业样本，具有全国代表性。(50)西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心，2020年12月10日,https://chfs.swufe.edu.cn/science/company.html，2021年11月12日。该年度数据为目前的最新可获得数据。(3)《中国统计年鉴》。本文的地区经济发展指标来自于《中国统计年鉴》，经过数据处理后，最终获得1533个小微企业有效样本观测值。

3. 模型设定

企业创新是一个持续的人力、物力投入过程。一方面，稳定的资金投入是企业研发创新重要的影响因素，当企业面临较强融资约束时，从事研发创新活动的概率会降低。数字金融的发展能够降低企业面临的融资约束，为企业研发创新活动提供稳定的资金支持，从而促进企业创新(51)唐松、伍旭川、祝佳：《数字金融与企业技术创新——结构特征、机制识别与金融监管下的效应差异》，《管理世界》2020年第5期。；另一方面，高技能劳动力要素投入是企业研发创新另一重要的影响因素，企业创新活动依赖于科技人员，当企业科技人员占比提高、对科技人员的激励增强时，企业将获得更强的创新动力(52)陈艳艳：《员工股权激励的实施动机与经济后果研究》，《管理评论》2015年第9期。，对员工的培训也会有助于企业人力资本积累，从而促进企业创新。基于此，本文进一步从融资约束和企业人力资本升级两个角度，探讨数字金融发展促进小微企业创新的影响机制。我们构建了如下估计模型：

prob(constrijt)=φ(β0+β1indexj,t-1+∑βnCV+β2own+β3ind+β4region)

(1)

prob(HumCapijt)=φ(β0+β1indexj,t-1+∑βnCV+β2own+β3ind+β4region)

(2)

在模型(2)中，被解释变量HumCap表示企业人力资本投资，用三个指标来衡量。第一，员工培训，用问题“贵企业有没有培训过员工”来衡量，等于1表示有，等于0表示没有。第二，企业技术人员占比，用专业技术人员占企业员工总体规模的比重来衡量。第三，企业技术人员收入，用企业专业技术人员的人均税前月工资、 奖金、 补贴等收入(元)取对数来衡量。技术人员收入可反映企业对员工的激励程度。模型(1)和模型(2)中等号右边剩余变量与上文保持一致。

4. 实证结果

本文根据前文所述的模型(1)和模型(2)，进一步考察数字金融发展促进小微企业创新的影响机制，表3和表4分别汇报了数字金融降低企业融资约束、促进企业人力资本升级这两条影响机制检验的估计结果。

(1)融资约束降低的影响机制检验

数字金融发展能够直接帮助小微企业降低融资约束，从而更加快捷便利地获得研发创新所需资金。表3汇报了这一估计结果，表中第(1)—(3)列的被解释变量依次为上述企业资金约束指标，包括企业研发经费约束、融资约束指标1和融资约束指标2。从回归结果可以看出，数字金融指数的估计系数均在1%水平显著为负，表明数字金融发展能够显著降低企业面临的资金约束。以第(1)列为例，数字普惠金融指数每提高100 个单位，企业认为因缺少研发经费而制约企业创新的概率下降16.9%。可见数字金融发展能够降低企业面临的融资约束，为企业研发创新活动提供稳定的资金要素投入。

表3 融资约束降低的影响机制检验

(2)企业人力资本升级的影响机制检验

人才是影响小微企业创新的又一重要因素，数字金融发展能够帮助小微企业增加人力资本投资、促进企业人力资本升级，从而促进企业研发创新。表4汇报了这一估计结果，表中第(1)列被解释变量为企业是否进行员工培训，使用Probit模型；第(2)列被解释变量为企业技术人员占比，第(3)列被解释变量为企业技术人员收入，(2)(3)两列均使用OLS模型。从估计结果可以看出，数字金融显著提高了企业进行员工培训的概率，同时，提高了企业技术人员占比和技术人员收入水平。这些结果在1%—10%水平上显著。可见，数字金融发展能够促使企业增加人力资本投资。正如前文所述，通过企业人力资本升级，小微企业能够获得研发创新所必须的高质量劳动力要素，从而促进企业从事研发创新活动。

手表受到冲击或震动力的方向，大致可分为三种：轴向的、径向的、侧向的。关键在于防震座和托钻之间是斜面配合的角度(大约呈45度角)，它可以产生滑动位移。当防震碗沿防震座斜面移动时，防震弹簧被迫隆起变形，同时吸收了来自摆轴的冲击能量。下一步，将是摆轮轴榫尖下端比粗的部位和防震基座孔的内沿相碰击，摆轮轴这个部位直径比粗，它能够承受得住的。就是通过弹性的弹簧片，使得脆弱的轴尖在碰撞中上下左右都有了移动的空间不至于发生折断和塑性的变形。防震器仅仅保护的是摆轮像头发丝般的轴榫，来自所有方向的受力(包括轴向和径向的冲击力)基本上就是靠这样来形成保护。

表4 企业人力资本升级的影响机制检验

四、数字金融与小微企业创新的基准回归分析

(一)基准回归的理论分析

根据熊彼特的创新理论，企业创新投入需要有效的融资体系的支持。(54)Schumpeter J. A., “Capitalism, Socialism, and Democracy”, American Economic Review,vol.3,no.4(1942),pp.594-602.企业创新离不开一定的社会经济条件，其中金融支持是重要的影响因素之一。然而，由于传统银行信用的种种缺陷，如信息不对称，银行无法获取企业的全部信息。出于规避风险的考虑，银行倾向于向大型企业贷款，这导致小微企业面临严重的融资约束。(55)张璇、刘贝贝、汪婷、李春涛：《信贷寻租、融资约束与企业创新》，《经济研究》2017年第5期。数字金融的出现可以为小微企业提供详细的交易记录作为信贷背书，从而降低银行识别的成本。(56)谢绚丽、沈艳、张皓星、郭峰：《数字金融能促进创业吗——来自中国的证据》，《经济学(季刊)》2018年第4期。此外，数字金融以数字技术为支撑，提高用户访问率，使小微企业所有者能够更方便地获得融资服务，从而降低融资约束。数字金融的支持使小微企业能够获得创新活动所需的资金，以促进其创新活动。基于此，我们提出以下研究假设：

H2：数字金融可以促进小微企业参与研发和创新活动。

(二)基准回归的实证检验

1. 模型设定

数字金融对小微企业创新基准回归的实证检验中，相关变量选取与数据来源同第三章。(57)感谢审稿专家对于本文结构提出的宝贵意见。由于被解释变量企业是否有“研发创新活动”为二值虚拟变量，因此本文构建如下Probit模型进行实证估计：

prob(innovationijt)=φ(β0+β1indexj,t-1+∑βnCV+β2own+β3ind+β4region)

(3)

在模型(3)中，i表示企业ID，j表示企业所在省份，t表示年份(2015)。Innovation为被解释变量企业是否有研发创新活动，index为解释变量滞后一期(2014)数字金融指数。CV为上述一系列企业层面和地区层面控制变量，own表示企业所有制效应，ind表示行业效应，region表示地区效应。其中地区层面控制变量与核心解释变量数字金融指数保持一致，均采用滞后一期(2014)数据，来考察上一期数字金融发展水平对当期小微企业创新的影响。

2. 实证结果

本文根据模型(3)构建的probit模型考察数字金融发展对小微企业创新活动的影响。表5汇报了数字金融指数与企业研发创新活动的基准回归结果，其中第(1)列为单变量回归结果，第(2)列加入了上述控制变量，第(3)列加入了企业所有制和行业效应，第(4)列进一步控制了地区效应。由于probit模型直接回归的估计系数不具有经济意义，因此本文计算并汇报了边际效应。从估计结果可以看出，数字金融发展显著促进了企业参与研发创新活动的概率，这一影响效应在1%水平上显著。具体来看，以加入所有控制变量的第(4)列估计结果为例，数字金融指数每提高100个单位，企业参与研发创新活动的概率增加32.3%。根据计算，数字金融指数2011年的均值为40.004，到2014年即上升至179.749，可见这一影响效应是十分可观的。第(5)列和第(6)列分别利用logit和OLS回归结果作为对照，可以看出，估计结果与probit模型估计结果相一致。

表5 基准回归：数字金融与企业研发创新活动

续表5

从其余控制变量来看，企业资产总额越高、规模越大，从事研发创新活动的概率就越高，高新技术企业以及获得政府补贴的企业，从事研发创新活动的概率也越高。同时，本文也发现，企业所有者的个人特征对于企业创新也具有一定影响，例如，企业所有者教育年限越长、企业所有者为男性的企业，越有可能从事研发创新活动。

3. 稳健性检验

本文利用更换Logit和OLS估计模型的方法，在一定程度上检验了基准回归结果的稳健性，见表5。接下来，本文利用更换解释变量的方法，将数字金融指数替换为覆盖广度、覆盖深度，以及滞后2期(2013年)和调查当期(2015年)的数字金融指数，进一步进行稳健性检验，估计结果如表6中的(1)—(4)列所示。从表中结果可以看出，将解释变量更换为上述不同的衡量指标时，数字金融发展依然能够提高小微企业创新的概率，且这一影响效应在1%水平上显著。

表6 稳健性检验

尽管本文在基准回归中已经尽可能地控制了影响小微企业创新的企业特征因素，但考虑到仍可能存在一些地区层面的遗漏因素，因此，本文在基准回归模型的基础之上，进一步加入了各省的年末人口规模，用每十万人口高等教育学校平均在校生人数来衡量的各省份人力资本水平，用各省科学技术公共预算支出作为控制变量，估计结果如表6第(5)列所示，可以看出数字金融发展依然显著促进了小微企业创新，表明本文结论稳健可靠。

4. 内生性处理

如前文所述，本文在实证中采用将数字金融指数滞后一期的做法，这在一定程度上缓解了反响因果导致的内生性问题。本文也尝试控制更多地区层面的变量，来减轻可能存在遗漏变量导致内生性问题，但仍有可能存在一些无法观测的因素导致估计结果有偏。为了进一步解决可能存在的内生性问题，本文接下来使用工具变量法，进行两阶段最小二乘法(2SLS)回归。

本文采用的工具变量有两个，“企业所在地区与杭州的球面距离”和“地区互联网普及率”。首先，考虑到杭州是我国互联网重镇，蚂蚁金服集团等具有代表性的小微企业数字金融服务集团正是发源于杭州，与数字技术中心杭州的距离会影响一个地区的数字技术发展水平。尽管数字金融在理论上能够突破地理空间的界线，但数字金融的传播和普及也需要遵循事物发展的客观规律。数字金融的推广离不开地理因素，研究表明互联网金融的发展具有很强的空间集聚特征。(58)郭峰、孔涛、王靖一：《互联网金融空间集聚效应分析——来自互联网金融发展指数的证据》，《国际金融研究》2017年第8期。因此地区与杭州的球面距离与该地数字金融发展水平相关，满足相关性条件。其次，地区与杭州的球面距离对小微企业是否从事研发创新活动并无直接影响，满足外生性条件。此外，本文借鉴现有研究的做法，同时利用互联网普及率作为数字金融发展程度的工具变量(59)谢绚丽、沈艳、张皓星、郭峰：《数字金融能促进创业吗——来自中国的证据》，《经济学(季刊)》2018年第4期。，利用2SLS展开进一步分析。

表7汇报了利用企业所在地区到杭州距离、互联网普及率作为工具变量的2SLS估计结果。其中第(1)列为第一阶段估计结果，从表中估计系数可以看出，各省“到杭州距离”的估计系数在1%水平显著为负，表明各省份到杭州的距离越远，数字金融发展水平越低；“互联网普及率”的估计系数在1%水平显著为正，表明互联网普及率越高，数字金融发展水平越高。表中第(2)列汇报了2SLS的估计结果，可以看出，利用工具变量法解决潜在的内生性问题后，数字金融发展对小微企业创新活动的影响仍然在1%水平上显著为正，通过对比基准回归估计结果可以看出，这一影响效应大于基准回归估计结果。

表7 内生性处理

五、数字金融对小微企业创新的异质性分析

(一)异质性讨论的理论分析

由于融资信息不对称，传统金融更倾向于向老企业和大企业放贷，导致对年轻企业和小企业产生融资歧视。(60)张璇、刘贝贝、汪婷、李春涛：《信贷寻租、融资约束与企业创新》，《经济研究》2017年第5期。且由于缺乏抵押品，小微企业很难获得银行信贷。因此，资产和员工较少的企业比大公司更容易受到融资约束。数字金融的出现使得详细记录每笔交易成为可能，这将降低信息不对称导致的风险识别成本。(61)谢绚丽、沈艳、张皓星、郭峰：《数字金融能促进创业吗——来自中国的证据》，《经济学(季刊)》2018年第4期。同时，数字金融具有覆盖面广、门槛低、灵活性强等特点，更符合小微企业的融资需求。因此，被排除在传统金融之外的年轻企业和小微企业更多地依赖数字金融的融资方式，数字金融对这些企业的创新效应将更加明显。

此外，数字金融的普及有赖于数字技术发展。数字技术应用广泛的城市中，小微企业更有可能使用数字金融。而对于数字技术相对弱势地区的小微企业来说，利用数字金融获得有效融资的概率较低。因此，在数字技术发达地区，数字金融对于企业创新的促进作用将相对更加明显。基于此，我们提出以下研究假设：

H3a：在数字技术发达的地区，数字金融对小微企业创新的促进作用相对更强。

H3b：对于成立年限较短的企业，数字金融对小微企业创新的促进作用相对更强。

H3c：对于资产较少的企业，数字金融对小微企业创新的促进作用相对更强。

H3d：对于员工较少的企业，数字金融对小微企业创新的促进作用相对更强。

(二)异质性讨论的实证检验

数字金融对小微企业创新影响的异质性分析中，相关变量选取与数据来源同第三章，模型设定同第四章。为了更加深入考察数字金融对哪些小微企业的影响更大，本文将按照企业所在地区、企业年龄、企业资产和员工规模的不同划分子样本，进行更细致地异质性检验。表8汇报了数字金融发展对小微企业创新异质性影响的估计结果。表中第(1)—(3)列汇报了不同地区的异质性影响。估计结果可以看出，数字金融对于东部地区的影响显著为正，而对中部和西部地区影响则不显著，这可能与数字金融空间集聚特征的地理格局有关。

表8 异质性讨论的实证检验

本文按照企业年龄进行分组，考察数字金融对不同年龄小微企业的影响。具体而言，按照企业年龄的50分位，即调查年份(2015年)减去企业注册年份等于5年，将样本划分为5年及以下和5年以上企业样本。从表中第(4)—(5)列估计结果可以看出，数字金融对企业年龄为5年及以下的小微企业影响更大。具体来看，数字金融指数每提高100个单位，年龄在5年及以下的小微企业从事研发创新活动的概率将提高46%，比5年以上小微企业的21.3%，高出了24.7个百分点。可见，数字金融对于成立时间更短的小微企业创新影响效应更大。

从企业规模来看，本文按照资产规模和员工规模，将50分位及以下和以上样本划分为小型企业和大型企业。从表中第(6)—(7)列可以看出，数字金融发展对于这两组企业均存在1%显著的正向影响。相比之下，数字金融对于资产规模较小的企业影响更大。具体来看，数字金融指数每提高100个单位，资产规模较小的企业从事研发创新活动的概率将提高40.8%，比资产规模较大企业的29.8%，高出11个百分点。从第(8)—(9)列可以看出，数字金融发展对于这两组企业也同样存在1%显著的正向影响。相比之下，数字金融对于人员规模较小的企业影响更大。具体来看，数字金融指数每提高100个单位，人员规模较小的企业从事研发创新活动的概率将提高35.3%，比人员规模较大企业的32.8%，高出2.5个百分点。可见，数字金融发展对于规模相对较小的小微企业，创新影响效应更大，这也进一步印证了数字金融发展的普惠性。

六、进一步讨论

为深入认识数字金融与小微企业创新的关系，本文进一步分析了数字金融对不同形式研发创新活动的影响，具体包括自主研发、委托其他单位研发、引进技术以及合作研发。估计结果如表9所示，从第(1)列估计系数可以看出，数字金融指数每提高100个单位，企业从事自主研发活动的概率提高20.1%，这一影响在5%水平上显著。从第(3)列估计系数可以看出，数字金融指数每提高100个单位，企业引进技术的概率下降14.7%，这一影响在10%水平上显著。从第(2)和第(4)列估计结果可以看出数字金融发展对企业委托研发和合作研发的影响并不显著。可见，数字金融发展，促进了小微企业从事自主研发创新活动的概率，降低了对技术引进的依赖。这对于培养小微企业的独立创新能力，增强我国小微企业的核心竞争力具有重要意义。

表9 拓展性分析：不同形式的研发创新活动

七、结论与建议

本文利用中国小微企业调查数据(CMES)，实证检验数字金融发展对小微企业创新的影响。研究结果表明，数字金融发展显著提高了小微企业从事研发与创新活动的概率。数字金融对小微企业创新的影响机制在于，数字金融能够降低企业融资约束，同时通过企业人力资本升级，即科技人员比重及收入提升、员工培训增加，促进小微企业创新，尤其是自主研发型创新。数字金融对小微企业创新的影响存在异质性，即数字金融对东部地区、企业年龄在5年及以下、资产和员工规模相对较小的企业影响更大。

基于此，本文提出以下政策建议。一方面，政府应扩大数字金融的覆盖广度和深度，缩小地区间数字鸿沟，拓宽小微企业融资渠道，为小微企业提供普惠金融服务，从而充分发挥小微企业在国家创新及就业机会创造方面的关键动能。另一方面，企业应增强数字技术使用能力，使数字金融可得且可用，发挥数字金融对于促进小微企业创新的重要作用。数字金融具有更好的地理渗透性和更强的用户可访问性，能够有效降低小微企业的融资成本，扩大金融服务的覆盖范围。尤其是在新冠肺炎疫情的冲击下，充分利用数字金融服务能够帮助企业抵御经营风险，刺激市场经济，实现企业创新及技术革新，为全球经济复苏和高质量发展提供活力源泉。

本文在现有关于数字金融影响企业创新的研究基础上，验证了数字金融对于小微企业的普惠性影响，并进一步厘清了数字金融促进企业创新的影响机制。在数字金融快速发展和新冠肺炎疫情冲击的时代背景下，本研究可为强化对小微企业普惠性金融支持，激活小微企业创新动力提供政策依据。本研究也存在一定局限：本文所使用的中国小微企业调查数据(CMES)目前仅有2015年的，由于数据限制只能暂时使用截面数据展开分析。然而对于展示数字金融发展的时间趋势而言，我们认为使用面板数据能够得出更加细致的研究结论。