数字经济、财政分权与企业创新

2022-08-10毛建辉

西南民族大学学报(人文社会科学版) 2022年8期

毛建辉张蕊管超

[提要]数字经济对企业创新发展带来了新的技术环境、市场环境和政策环境，成为新一轮企业效率提升、成长增值的发动机，地方政府通过财税助力或政府引导等方式推动数字经济在中国市场深化应用及广泛布局。文章基于上市公司微观数据及区域中观数据，实证研究数字经济以什么程度、从什么路径影响企业技术创新，文章重点纳入并探讨了地方政府财政分权程度对数字经济的影响效应，并进一步分析了数字经济对企业发展的综合影响结果。文章发现：(1)数字经济能够有效促进企业进行技术创新。(2)财政分权在数字经济影响企业技术创新中起到了关键作用，地方政府财政分权程度越高，数字经济对企业技术创新的促进作用越强。(3)通过缓解融资约束、增加研发投入，数字经济由此实现提升企业技术创新水平的效果，这是数字经济作用于企业创新的内部机制。(4)从企业经营发展的综合影响成效来看，数字经济引领的技术创新对企业价值提升产生了积极影响。鉴于此，本文提出促进数字经济深化发展的相关政策建议，涵盖强化政策扶持、平衡财政收支、促进数字金融发展、关注人才队伍培养等方面。

引言

数字经济是以数字化信息作为关键生产要素、数字技术作为核心驱动力，通过数字与经济的深度融合，重构实体经济发展与治理模式的新型经济形态。20世纪至21世纪期间，数字经济实现了三代升级跃迁：第一代个人计算机全面普及引领数字经济萌芽发展，第二代“互联网+”的广泛运用让数字经济打破时空界限持续扩容，第三代大数据、云计算、区块链、人工智能的兴起推动数字经济实现横向纵向“裂变”。发展阶段不断向前演进，使得数字经济对企业创新发展的影响逐渐深化和锐化，表现为数字经济以更强的程度、更广的范畴和更多样化的形式嵌入进企业研发、生产、管理、融资、运输、销售及整个商业逻辑中来。可以确认的是，在当前数字经济迎来第三代发展新时期，数字经济对企业创新发展的影响将会呈现出全新的特点和独有的状态，在此背景下以此主题开展相关研究能够为相关政策制定、理论发展、实务开拓等提供有益的经验证据及边际贡献。

前些年，中国数字经济发展较世界主要国家而言是相对滞后的。如，中国数字经济发展在总量、创新能力、产业发展和监管方面均与美国存在较大差距(钟春平等，2017)[1]；2016年和2017年，中国数字经济增加值约为美国的52.77%、58.12%(许宪春和张美慧，2020)[2]，中美差距相当明显。但数字经济在中国的增速却是空前的，2008-2017年，中国数字经济增加值年均实际增长率达14.43%，明显高于国内生产总值年均实际增长率8.27%(许宪春和张美慧，2020)[2]，数字经济推动经济增长的作用显著；李稻葵教授对数字经济在中国高速发展的原因解释如下：一是巨大的中国统一市场为数字经济发展奠定了良好的基础，二是中国大量工程技术人才为产业创新和数字经济发展提供了有力支撑，三是中国政府对数字经济发展采取的包容态度营造了宽松的环境。2017年《政府工作报告》首次提及数字经济，数字经济开始成为中国经济发展的重要方向。“十四五”规划中，中国将“数字经济核心产业增加值占GDP比重”等作为经济社会发展的新观测指标，继而从政策上进一步推动数字经济发展。《中国数字经济发展白皮书》指出，2019年中国数字经济增加值规模达到35.80万亿元，占GDP比重的36.20%；2020年中国数字经济增加值规模达到39.20万亿元，占GDP比重升至38.6%，可见数字经济在中国取得了长足的发展。

除了中央层面对数字经济的扶持与鼓励外，地方政府层面也在积极推动数字经济的区域发展。如，四川省2019年出台《关于加快推进数字经济发展的指导意见》，明确了四川六大数字经济核心产业；浙江省2021年《数字经济促进条例》开始实施，这部创制性法规给数字经济清晰“画像”；广东省《数字经济促进条例(征求意见稿)》发布，从基础设施、数据资源、产业发展、数字治理等方面进行了细致规划等。信通院公布的2020年数据显示，北京、上海数字经济占GDP比重领跑全国，广东、江苏、山东、浙江在数字化产业发展方面居于全国前列。不同省市的地方政府在数字经济方面投入力度不同，这固然与区域经济发展现状、地方财政收入水平、地方产业结构、地方金融生态等方面息息相关，同时还与区域地理位置、区域经济特色以及政府导向侧重点有关，共同塑造了地方政府在“数字经济-企业创新”活动中的差异化角色定位，最终反映为数字经济的区域发展出现差异化，以及数字经济对企业创新发展的推动功能出现差异化。在数字经济方兴未艾的背景形势下，走在前面的省份如何继续保持、走在后面的省份如何奋起直追，都是地方政府政务研判和决策制定的关键点。

基于此背景，本文聚焦数字经济对企业创新发展的影响，深入探究影响作用机制及最终成效。首先，本文引入上市公司微观数据、区域中观数据并分别建立实证回归模型，依此分析数字经济对企业技术创新的整体影响。其次，创新性地考虑地方政府财政分权在“数字经济-企业创新”影响关系中的具体作用。再次，基于中介效应模型，进一步对数字经济影响企业创新的内部作用机制进行探讨。最后，文章验证了数字经济对企业经营发展的综合影响结果，从更广的范畴阐述数字经济的价值。

本文研究以全方位的视角和层层递进的逻辑，对数字经济影响企业创新发展的情况、原因、成效等方面进行了实证演绎及细致解读。从研究设计上而言，本文研究的深度及延展性较高，能够一定程度弥补现有研究的局限；从研究方法上而言，本文结合了微观和中观数据，引入了交乘项方法和中介效应，能够作为其他研究的参考；从研究数据上而言，本文对各类相关数据进行了细致整理，能够为后续相关研究奠定基础；从研究结果上而言，本文有整体判断还有多层次具体阐释，能够为数字经济在我国的进一步发展提供政策依据。

一、文献综述

数字经济近年来逐渐成为热议的话题。学者们主要探讨了数字经济与宏观经济增长的关系、数字经济对企业发展的影响等内容。

(一)数字经济与宏观经济增长

讨论数字经济对宏观经济的影响之前，有必要明确数字经济的本质以及如何度量数字经济。数字经济概念最早是在20世纪末被提出来(Don，1996)[3]，核心内涵指的是推动产业向网络化、数字化、协同化方向转型发展(Clifton et al.，2019)[4]；张鹏(2019)[5]认为基于技术进行资源配置优化为导向的人类经济活动的高度协调和互动所塑造的新生产组织方式的不断演化，构成了数字经济的本质；OECD关于数字经济水平测算模型纳入了数字基础设施、就业贡献度、社会活力程度等因素；而蔡跃洲和牛新星(2021)[6]结合信息通讯技术的多个特征，从国民经济核算、增长核算和计量分析等定量工具构建数字经济增加值测算方法框架，并对中国数字经济进行了测算。

基于此，荆文君和孙宝文(2019)[7]从微观、宏观两个层面对数字经济与宏观经济增长的关系进行了分析，微观层面上，数字经济可以形成兼具规模经济、范围经济及长尾效应的经济环境，由此更好地匹配供需，形成更完善的价格机制；宏观层面，数字经济通过新投入要素、新资源配置效率和新全要素生产率三条路径促进经济发展。除此之外，宋洋(2019)[8]研究表明，数字经济在多个维度和层次上促进经济发展质量的提升，主要是从“外在表现”和“内生动力”两个维度界定提升经济发展质量的主要目标。在中央提出高质量发展政策目标后，数字经济被认为是促进高质量发展的重要法宝。如，赵涛等(2020)[9]得出数字经济显著促进了高质量发展，激发大众创业是数字经济释放高质量发展红利的重要机制。

数字经济目前已成为经济发展提质增效的新途径，学者们深入剖析了具体作用机制，主要有以下几个方面：一是数字经济促进了产业结构合理化，进而提升经济增长效率(Sara et al.，2019；[10]谢康等，2021[11])；二是数字经济通过加速生产与消费的精准对接，或实现产业链一体化整合，从而提升经济发展质量(周密和朱俊丰，2017；[12]Ranjit et al.，2019[13])；三是数字经济作为全新生产要素，对经济增长产生直接影响及溢出效应(Thomas，2016；[14]徐翔和赵墨非，2020[15])。

(二)数字经济与企业发展

学者们普遍认同数字经济能促进企业生产效率提升的观点。Pee(2016)[16]认为数字经济优化了企业资源配置，打破了内部和外部的信息隔膜，进而促进企业发展；李辉(2020)[17]研究发现，数字经济通过促进企业数字转型、技术创新和管理创新，进而提升企业生产要素的组合效率；杜传忠和张远(2021)[18]同样研究认为，数字经济对企业生产率具有正向促进作用。这种生产效率提升，主要还是通过对传统生产模式的优化升级。如，王梦菲和张昕蔚(2020)[19]研究表明，数字经济通过技术的快速发展和广泛赋能重塑了企业传统的生产模式，使整个生产过程朝网络化、协同化、生态化方向演变，从而促进企业发展。逐渐地，数字经济对实体经济的影响逐步从价值重塑走向价值创造(焦勇，2020)。[20]

可见，数字经济对企业发展的影响多是从研发创新角度进行切入。更具体地，学者们针对数字经济与企业创新的关系进行了细致探讨。数字经济能够提升创新速度和创新能力(Teece，2018)[21]，进而提高企业生产率；Dennett and Roy(2015)[22]强调数字经济倒逼企业进行产品和服务创新升级，从而提高企业市场活力；陈庆江等(2021)[23]研究得出，数字技术应用促进了企业创新，且该创新赋能效应在高管团队社会资本水平较低时更突出；黄节根等(2021)[24]认为，数字经济对企业创新具有显著的正向影响，设置了数字资源信息共享平台的企业其促进效应更为显著；侯世英和宋良荣(2021)[25]将其归咎于发现，数字经济有利于促进企业创新绩效的提升，数字经济主要通过技术多元化渠道来影响企业创新绩效。

在数字经济对企业创新影响的研究过程中，部分学者从区域层面进行了相关研究，得出数字经济对发达区域及相关企业的影响呈现出差异化的结论。其中，部分研究支持数字经济在发达区域效果更显著。如，刘军等(2020)[26]研究发现，中国数字经济发展存在区域“数字经济鸿沟”与两极分化现象，东部地区数字经济水平明显高于中西部地区；地区经济增长水平、外资依存度、政府干预度、人力资本水平和居民工资水平能够显著影响数字经济发展；温珺等(2020)[27]认为数字经济发展对现阶段数字经济水平较高的地区而言，创新驱动效果越强；杜传忠和张远(2021)[18]研究发现，东部地区相较于中西部地区而言，数字经济对企业生产率的积极影响更为显著。但有学者也得到了不同的结果，温珺等(2019)[28]研究得出东北地区的数字经济对创新的影响作用最大，东部地区最弱。除此之外，还有个别研究还将数字经济与各类政策联系起来分析。如，余长林等(2021)[29]研究认为，政府补贴和行业准入制度对数字经济与企业创新影响显著，税收优惠、信用贷款对数字经济与企业创新影响不明显。

综上可知，关于数字经济与企业技术创新的既有文献数量不多，一定比例研究仍停留在理论探讨和定性分析的层面，特别是数字经济对企业技术创新的作用机制鲜有涉及，同时作为数字经济的重要决定因素之一，地方政府财政分权的影响作用尚未有学者进行深入探讨，本文也基于此选择了可供切入的全新研究路线。

二、理论分析与研究假设

数字经济是经济增长新动能，数字经济的崛起对企业技术创新产生了全面而深刻的影响。从逻辑演绎和经济理论方面，本文归纳了以下两方面数字经济对企业创新的激发性特征，并基于此设置本文的研究假设。

第一，数字经济对经济运行基础设施的革新和完善了关键作用，通过基础设施“由内至外”的企业综合效率提升以及“由外至内”企业经营成本下降，从而引领企业不断提升技术创新水平。

从第一代个人计算机普及，到第二代“互联网+”以及第三代大数据、云计算、区块链、人工智能，数字经济的直接作用效果是改变了过去的经济社会底层运行范式，如：企业会计从手工记账到财务系统，业务沟通从邮件传真到移动电话，信息查询从访谈摘录到数据挖掘，同业比较从坊间打听到平台统筹，产品营销从挨户地推到各类广告等等。依托于强大的计算能力，各类复杂的商业模式得以成功实现；受益于高密度的信息传输，各类与时俱进的商业决策得以推陈出新。数字经济通过改良经济社会基础设施，让企业拥有更强的算力、更全的信息、更新的知识、更快的响应，不断完善的基础设施还让企业员工足以摆脱繁杂重复的工作，让企业部门优化内部分工和外部协同，让企业管理者决策更科学，让企业各生产要素实现更佳配置，从而“由内至外”实现企业综合效率提升，并通过正反馈机制及基础设施的融入效应，促进企业技术创新水平持续提升。除此之外，基础设施的优化提升还能打破企业与企业之间的信息孤岛，打破产品与服务之间的地域限制，打破要素禀赋方面的优势，让竞争更多地发生在价格、性能、质量等属性上，降低企业的人工成本、融资成本、营运成本、信息成本、操作成本等，从而“由外至内”实现企业经营成本下降，并通过财富效应和核心能力塑造需求，使得企业愿意且能够不断投入资源到技术创新中。

第二，数字经济基于倒逼机制，从微观、中观、宏观三个层次，让企业面对高强度、快节奏的市场竞争中，不得不提升技术创新水平，以求得生存和发展。

微观层面，数字经济对企业具有进化效应。优胜劣汰是进化效应的核心思想，企业是技术创新的主体，技术创新源于企业回应市场环境变化和竞争压力，但技术创新又是高投入、高风险的活动，在过去部分风险厌恶型企业能够选择不进行技术创新投入，但仍能获得一定生存空间。但数字经济改变了商业市场环境，信息不对称性大大缓解，需求不确定性和生产要素约束得以破解，因此，数字经济背景下不进行技术创新的企业难以再获得足够生存空间。此时，企业唯一的选择是适应竞争、实现突破、作出改变，通过创新实现进化，否则将面临被淘汰的结局。中观层面，数字经济同时具有集聚效应和扩散效应。集聚效应指的是企业通过技术创新能够优化区域产业布局、改善区域经济结构，从而吸引更多的人力资本、自然资源集聚于此，依此获得更多可供再投入于技术创新的优质资源；扩散效应指的是企业创新成果会向上下游产业链渗透，实现前后关联、上下带动、平行示范的创新协同，为企业带来生产效率和产品质量及附加值的提升，带动产业链升级和创新升级。宏观层面，数字经济具有规模效应。在数字经济模式带动下，企业投入产出倍化，边际收益递增，从而使得产业边界越来越模糊，各行业、各市场逐渐融合并形成更大体量的运行规模，拉动社会效应指数化增长，进而提升整个地区的创新能力。

基于以上分析，本文提出如下假设。

假设1：数字经济能够有效促进企业技术创新水平提升。

企业技术创新是经济实现持续增长的重要动力来源，企业创新水平不仅受自发意愿驱动也受政府财税政策的影响，激励企业提升技术创新投入成为政府决策者们重点关注的问题。财政分权制度是市场经济体制重要组成部分，对中央、地方的执政积极性具有显著影响，良好的财政分权制度还能优化两级政府行为决策，财政分权继而对企业与政府之间的关系产生影响。基于财税理论，财政分权程度越大，地方政府相对财力越充裕，财政自由度也更大。财政分权程度的提高，让地方政府愿意且能够采取降低企业税收方式来降低企业成本，支持企业增产，扩大公共物品供给，提升区域经济增速。财政分权程度越高，也让地方政府能够对企业创新活动进行直接补贴，或通过引导校企合作、举办创新大赛评选等各类方式，持续提升区域创新水平和能力。总体而言，财政分权越高能在收入端对创新进行更大的包容，支出端对创新实现更强的支持，政府与企业的目标实现趋同和一致。因此，财政分权影响企业创新的逻辑线条是清晰的，且两者的影响常表现为正向促进作用。

基于以上分析，本文提出以下假设。

假设2：财政分权程度越大，数字经济对企业技术创新水平的促进作用越大。

三、研究设计

(一)数据来源

本文以沪深A股上市企业年度数据为研究对象，并将各地区宏观数据与微观数据匹配得到2012-2019年的“企业-年度”数据集。微观数据来源于国泰安数据库(CSMAR)和万得数据库，为提升数据质量，我们对原始数据做如下处理：(1)剔除金融类和房地产类等特殊行业企业；(2)剔除样本期被ST、*ST、PT标记及退市的企业；(3)为保证数据连续性，剔除上市时间不足三年和连续期不足3年的企业；(4)为减少奇异值干扰，我们对微观数据做1%和99%缩尾处理，经过一系列处理后，最终获得25584个“企业-年度”观测数据。此外，数字经济数字来自财新智库发布的《中国数字经济指数》，GDP、财政收支等宏观数据来源于中国统计年鉴和各省份统计年鉴。

(二)模型设计

本文实证模型主要包括两个部分，具体构建过程如下。

首先，为考察数字经济对企业技术创新影响效应，我们构建如下多元回归模型：

LNPATit=α0+α1DECOit-1+α2∑CVsit-1+α3∑INDUSTRY+α4∑AREA+α5∑YEAR+εit-1

(1)

其中，LNPATit为企业技术创新变量组，包括发明专利、实用专利和外观设计专利三类；DECOit为数字经济发展变量；CVsit为控制变量，包括企业和宏观层面两类变量，具体见表1；INDUSTRY、AREA、YEAR分别为行业、省份、年份控制变量；εit-1为随机误差项。

其次，为进一步考察财政分权在“数字经济—企业创新”关系中的效用，我们在模型(1)中引入财政分权和数字经济的交叉项，据此分析财政分权如何影响数字经济作用企业技术创新的效力，具体模型为：

LNPATit=β0+β1DECOit-1+β2CZFQit-1+β3DECOit*CZFQit-1+β4∑CVsit+β5∑INDUSTRY+β6∑AREA+β7∑YEAR+ωi，t-1

(2)

其中，CZFQit-1为财政分权指标，其余变量定义同模型(1)一致。

(三)变量定义

1.被解释变量：企业技术创新(LNPAT)。有文献关于技术创新能力常用代理变量主要有研发投入和专利创新产出两种，但由于企业技术创新活动具有高风险性，研发投入转化为创新产出存在高度不确定性，亦即研发投入只反映了企业技术创新能力的“中间”而非“终极”程度(Tong et al，2014)[30]，这类技术创新指标存在高估的可能，因此，采用专利创新产出测度企业技术创新能力更为科学。在中国可获取的专利数据包括专利申请数据和专利授权数据，但企业专利申请存在大量冗余和申请失败现象，专利申请并不能代表企业实际创新产出，有鉴于此，采用专利授权数据作为企业创新能力代理变量更具合理性。进一步，依照现有的专利授权数据，可以划分发明专利(LNPAT1)、实用专利(LNPAT2)、外观设计专利(LNPAT3)三套数据体系，其中，发明专利最能表征企业核心技术创新能力，外观设计专利最为低端，这为考察企业技术创新能力的异质性提供了基础。此外，本文将获得专利授权数据均加1取对数处理以消除回归方程异方差扰动。

2.解释变量：数字经济(DECO)。本文数字经济指标采用财新智库编制的各省区数字经济指数，该指数越大表示该地区数字经济发展越好。

3.政府分权(CZFQ)。本文分别从财政收入分权和财政自由度层面衡量地方政府财政分权程度。已有研究常采用地方政府财政收入(支出)与中央财政收入(支出)的比值衡量财政分权程度(Jin & Zou，2000；[31]毛建辉，2019[32])，但青海、新疆等地区长期存在大量中央转移支付现象，导致很难准确估算这些地区的实际财力水平，因此，本文采用企业所在地区(省、自治区、直辖市)的财政收入与全国财政收入的比值测度财政分权程度(CZFQ1)。如果该指标值越大，表示地方政府的相对财力越充裕，财政分权程度越大，反之则表示地方政府的财力捉襟见肘，财政分权程度越小；另一方面，参考宫汝凯(2015)[33]和詹新宇等(2020)[34]的研究，本文采用企业在地区一般政府预算支出与一般政府预算收入的比值测度地方政府财政自由度(CZFQ2)。如果该指标值越小，表示地方政府财政收入大于支出，财税创收能力越强，地方政府财政自由度越大，反之则表示财政自由度越小。

4.控制变量

参考Boubakri等(2013)[35]和黄群慧等(2019)[36]的研究，本文从宏观和企业层面加入可能影响技术创新的控制变量。控制变量包括：企业规模(SIZE)采用总资产自然对数来测度；企业年龄(AGE)采用观测年份与成立年份差值的自然对数测度；资产负债率(LEV)采用总负债与总资产的比值测度；存货周转率(CHZ)采用营业成本与平均存货余额比值测度；企业成长性(GROWTH)采用当年企业营业收入相对于上一年的增长比率测度；盈利能力(ROA)采用税后净利润与总资产的比值测度；独董占比(INDEP)采用独立董事规模与董事会规模比值测度；董事会规模(BSIZE)采用董事会规模自然对数测度；股权集中度(TOP1)采用第一大股东持股比例测度；两职合一(DUAL)采用董事长和总经理是否为同一人测度；所有制(SOE)采用企业产权属性是否国有测度，国有企业取值为1；产业结构(INDU)采用第三产业增加值与第二产业增加值的比值测度；外商投资(FDI)采用外商投资净额与GDP的比值测度；人力资本(POPU)采用地区常住人口总数的自然对数测度。控制变量定义见表1所示。

表1 变量名称与定义

四、实证结果与经济解释

(一)数字经济与企业创新

表2提供了数字经济与企业技术创新的实证结果，栏(Ⅰ)至栏(III〗)的结果显示数字经济与企业技术创新直接线性关系中DECO的系数在1%水平上均显著为正，表明数字经济促进企业技术创新，栏(IV)至栏(VI)的结果显示在控制了企业、地区、行业、年份等控制变量情况下，数字经济对企业技术创新的正向促进作用依然没有改变，这支持了本文研究假设1。同时表明现阶段，数字经济在我国已经发挥了降低企业生产、交易成本，扩宽了创新广度，促进企业技术创新水平提升。

控制变量中，就企业变量而言，企业规模与技术创新正相关。企业规模越大，财力越雄厚，可投入研发创新资本越多，进而有利于企业技术创新；企业年龄与技术创新负相关。成立时间较短的成长期企业为提升产品竞争力和抢占市场份额，有更高动力去研发新产品和技术；资产负债率与企业技术创新正相关。为努力改善财务状况，企业有动力去研发新产品以获得新的盈利增长点；存货周转率与企业技术创新正相关。存货周转越快，企业资本回收也越快，研发资本可获得性也越高，进而有助于企业技术创新；企业成长性与企业技术创新不相关。处于成长期企业有更大动力研发新产品，但企业规模扩展挤占了研发资本，企业成长性与技术创新关系具有不确定性；盈利能力与企业技术创新显著正相关。企业盈利状况越好，研发资本越容易融资获得，进而有助于企业技术创新；董事会规模与企业技术创新无关。董事会规模越大形成的投资决策越谨慎，但形成统一决策需要的时间也越多，因而其对企业技术创新影响具有不确定性；独立董事比例与企业技术创新正相关。独立董事作为具有一定专业背景的人士，占比越高越有助于企业形成正确的投资决策，因而有助于企业技术创新；股权集中度与企业技术创新正相关。股权集中度越高，有助于形成一致决策，进而有利于企业技术创新；两权合一与企业技术创新具有不确定性。一方面，董事长和总经理为同一人，有助于董事会各项决策顺利执行，但董事长和总经理权力过大可能产生大股东掏空问题，因此其对企业技术创新影响具有不确定性；所有制与技术创新显著正相关。相较民营企业，国有企业规模、财力均有很大优势，可投入的创新资产也越多，因而有助于企业技术创新；就宏观变量而言，产业结构升级与企业技术创新显著正相关。产业结构升级引导地方政府对传统产业技术改造，推动高新技术产业扩张，倒逼企业主动技术升级，进而促进企业技术创新；外商直接投资与企业技术创新负相关。虽然外商投资可以使地方政府获得更多的研发创新资本，但外资的进入也会使得当地企业形成技术依赖或者形成技术挤占，进而不利于企业技术创新；人力资本与企业技术创新显著正相关。人力资本规模越大，可为企业研发创新提供的人才数量也越大，进而有助于企业技术创新。

表2 基准回归结果：数字经济与企业技术创新

(二)数字经济、财政分权与企业创新

表3为数字经济、财政分权与企业技术创新实证结果。由表中结果可知，除栏(VI)外，数字经济(DECO)的系数均显著为正，这表明数字经济促进企业技术创新，再次支持了本文研究假设1。栏(III)、(VI)、(IX)中数字经济和财政收入分权交叉项系数均显著为正，表明地方政府财政收入分权水平越高的地区，越有助于发挥数字经济微观治理效力，促进企业技术创新。该结论支持本文研究假设2。说明地方政府财政收入分权水平越高，拥有的财政自主权也越高，可供当地政府的自主使用财政资金也越多，有足够的能力为该地区数字经济、技术创新等提供配套资金支持。尤其是在经济结构转型升级背景下，财政力量(财政分权)是政府意志能否实现的关键，富足的财政为地方政府数字经济政策落实提供保障，进而激活其促进企业技术创新效力。栏(II)和(V)中数字经济和财政不平衡交叉项系数显著为负，栏(VII)中系数不显著但为负，表明财政平衡度越低的地区，数字经济促进企业技术创新的效力越强，这同样支持了本文研究假设2。说明在地方财政收支自由度较低的地区，地方财政收支失衡较为严重，财政资金缺口较大，地方政府把有限精力放在如何平衡财政收支，降低了数字经济、企业扶持等经济事务关注度，因而数字经济对企业技术创新并没有表现出正向促进作用，反而产生了一定的挤出效应。而在地方财政自由度较高的地区，可为数字经济政策提供充足配套资源支持，进而使得数字经济释放的政策红利促进企业技术创新。

表3 数字经济、财政分权与企业技术创新回归结果

(三)稳健性检验①

1.解释变量替换。借鉴陈小辉和张红伟(2021)[37]的研究，基于电信产业化、软件业产业化、数字化技术支撑、数字化生产、数字化供销等构建数字经济发展综合指标，表4栏(I)至栏(III)的实证结果显示数字经济系数显著为正，这表明基准回归实证结果依然稳健。

2.研究方法替换。借鉴郭金花等(2021)[38]的研究，以企业所在地是否属于“宽带中国”战略试点城市构建准自然实验检验数字经济与企业技术创新的关系，表4栏(IV)至栏(VI)实证结果显示DID的系数显著为正，表明实施“宽带中国”战略后企业技术创新水平显著提升，表明表2的研究结论依然稳健。

3.内生性问题。借鉴蔡竞和董艳(2016)[39]的研究，首先将省(直辖市)分为东中西三个区域，然后将剔除企业所在地后的同类型地区的数字经济指数均值作为工具变量，为报告的第一阶段结果显示工具变量与数字经济具有显著正相关关系，表4栏(VII)至栏(IX)为第二阶段回归结果，数字经济系数显著为正，表明采用工具变量控制内生性后，数字经济依然对企业创新具有显著促进作用，这与前文研究结论一致。

表4 数字经济与企业技术创新稳健性检验结果

(四)拓展性研究

1.“数字经济—企业创新”作用机制

前面研究表明，数字经济促进企业技术创新，并且这种影响在不同区域和财政分权下表现有所差异，但对于“数字经济—企业创新”内部传导机制依旧较为模糊，为进一步打开数字经济影响企业技术创新“黑箱”，本文借鉴经典的中介模型(温忠麟等，2004)[40]，设置以下递归方程组考察两者间的具体传导路径：

LNPATi，t+1=α0+α1DECOit+∑Controlsit+εit

(3)

MEDi，t=β0+β1DECOit+∑Controlsit+τit

(4)

LNPATi，t+1=γ0+γ1DECOit+MEDi，t+∑Controlsit+ωit

(5)

其中，MED为中介变量组，依据与解释变量(DECO)相关性和能够对被解释变量(LNPAT)产生影响，本文采用融资约束(FIN)和研发投入(RD)。借鉴Moyen(2004)[41]的研究，融资约束采用投资现金流量净额与总资产比值衡量，该指标值越大，表示企业投资现金流越大，融资约束越小，反之则融资约束越大；借鉴杨艳萍和王林鑫(2021)[42]的研究，研发投入采用研发费用与营业收入的比值衡量，该指标值越大，表示企业研发投入强度越大，反之则研发投入强度越小。其余变量定义与模型(1)一致。如果模型(4)中数字经济(DECO)系数和模型(4)中中介变量(MED)均显著，说明存在中介效应，此时如果模型(5)中数字经济(DECO)系数同样显著，表明存在部分中介效应，反之则存在完全中介效应。

表5提供了中介效应的实证结果，由表中结果可知，栏(I)中数字经济系数显著为正，表明数字经济有助于企业缓解融资约束。这是因为，数字经济促使宽带网络、数字金融等覆盖范围扩大，企业置于云计算、大数据等数字环境中，一方面，促进了数字金融发展，企业可以借助其多样化服务模式拓宽融资渠道和融资数量，同时缓解借贷双方信息不对称，拓宽服务内容和边界，进而缓解企业面临的融资约束。另一方面，数字经济与企业生产、经营深度融合，降低成本，优化企业资源配置效率，提升生产效率，改善经营绩效，进而缓解融资约束。栏(II)中数字经济系数显著为正，表明数字经济有助于企业增加研发投入。对此合理解释为，数字经济本身就是一种创新，其发展带动了创新主体多元化、创新组织网络化和创新过程包容性，并且与政府主导的创新生态系统深度融资产生互补，进而促进企业研发投入水平增加。栏(III)和栏(V)中融资约束系数显著为正，表明融资约束越小，企业技术创新水平越高。究其原因，投资高、技术革新压力高、收账回款时间长是中国大多数企业面临的问题，而企业技术创新具有高投入、高风险等特性，因此能否获得足够资金支持决定了企业创新意愿，一旦企业存在较为严重融资约束问题，如果企业依然选择加大技术创新无疑会提高其财务风险，甚至可能陷入破产困境，因而高融资约束企业创新积极低，技术创新水平低，换言之，企业融资约束抑制企业技术创新。栏(VI)至栏(VIII)中研发投入系数显著为正，表明研发投入促进企业技术创新。这是因为，研发投入强度增加，能够激励研发主体提高对信息和知识的学习模仿能力，带来科技人才和创新资本的集聚，进一步提升人力资本质量和新技术吸收能力，提高企业研发投入转化为研发产品效率，进而促进企业技术创新水平提升。

表5 “数字经济-企业技术创新”传导机制回归结果

随后将融资约束与研发投入交叉项(FIN*RD)引入模型以分析其在机制传导中是否存在相互关系，表6提供了对应实证结果，由表中结果可知，交叉项系数均显著为正，表明融资约束减少，研发投入对企业技术创新促进作用越强。对此合理解释为，一方面，企业面临融资约束越小，可为企业研发投入提供更多的资金支持，降低研发风险，进而促进企业技术创新。另一方面，融资约束减少，企业不用在融资活动中耗费过多时间和精力，而可以重点关注研发创新、提升产品核心竞争力上，制定科学合理规划，提升研发投入促进企业技术创新的效率，进而促进企业创新水平提升。

表6 数字经济、融资约束、研发投入与企业创新回归结果

2.经济综合影响结果检验

借鉴吴超鹏和唐菂(2016)[43]的研究，本文构建如下模型检验数字经济引入的企业技术创新是否影响企业价值：

VALUEi，t+1=δ0+δ1DECOit+δ2LNPATi，t+1+δ3DECOit*LNPATi，t+∑Controlsit+σit

(6)

其中，VALUE为企业价值，借鉴李英利和谭梦卓(2019)[44]研究，本文采用托宾Q和ROA衡量，其余变量定义与模型(1)一致。

表7提供了经济效果实证结果。由表中结果可知，除栏(I)外，企业技术创新(LNPAT)系数均显著为正，表明企业技术创新水平有助于提升企业价值。究其原因，技术创新是企业生产和发展的助推剂，技术创新有助于企业形成核心竞争力，降低生产成本，提高生产效率，改善经营绩效，实现企业价值最大化(陈修德等2011)[45]。此外，企业技术创新对产品质量的提升有助于增强企业盈余能力，提高股票价格，进而增加企业价值(赵忠涛和李长英，2020)[46]。技术创新与数字经济交叉项(LNPAT*DECO)系数均显著为正，表明数字经济发展越好的地区，技术创新对企业价值促进作用越强。对此合理解释为，数字经济促进了大数据、区块链、云计算等数字技术广泛应用，推动了企业产品创新、流程创新以及上下游竞争等层面的创新，为企业产品质量和核心竞争力提升创造了良好内外部条件，进而促进企业价值提升。

表7 数字经济、企业创新与企业价值

五、结论与政策建议

本文采用2012-2019年中国A股上市公司微观数据和省级中观数据，重点研究了财政分权对数字经济的技术创新效用的影响。研究发现：第一，数字经济能有效促进企业技术创新，亦即数字经济越发展，越有助于促进企业技术创新水平提升，结论与研究假设1相一致。在更换解释变量、研究方法和考虑内生性问题等稳健性检验方法后，以上结论依然成立。第二，财政分权在数字经济影响企业技术创新中起到了关键作用，地方政府财政分权程度越高，越有助于数字经济发挥促进企业技术创新的功效，结论证实了研究假设2。第三，中介效应结果表明，数字经济通过缓解企业融资约束、增加企业研发投入等，进而促进企业技术创新水平提升，这是数字经济影响企业创新的主要内因。第四，从企业经营发展综合影响成效角度来看，数字经济引领的技术创新对企业价值提升产生了积极影响。

基于上述研究结论，本文提出以下几点政策建议：