数字普惠金融如何影响企业的财务可持续？——基于中国制造业企业的经验证据

张晓燕，曹金铭

（山东师范大学 商学院，山东 济南 250399）

一、引言

2022 年，中国制造业增加值达33.5 万亿元，占全球的比重近30%，连续13 年位居世界第一。①经济日报.中国制造业增加值连续13 年全球第一[N].新华网：2023-03-31. http://www.xinhuanet.com/fortune/2023-03/31/c.1129481817.htm.然而，伴随着经济增速放缓和质量提升，中国制造业也发生了结构性的变化，面临一些挑战。例如，制造业企业比较优势被削弱，产业比重不断下降[1]；中低端制造业企业的要素成本上升、产能过剩以及效率低下等问题突出；高端制造业面临对外依存度高以及自主创新能力不足；等等[2]。再加上“逆全球化”等国际局势的影响，制造业企业可持续发展面临新的挑战。中国特色社会主义进入了新时代，经济发展也进入了新时代，我国经济已由过去的高速增长阶段转向了高质量发展阶段。显然，在经济高质量发展的战略背景下对我国制造业企业提出了新的发展要求。党的二十大报告指出要加快建设制造强国。而促进制造业企业财务可持续，有助于强化制造业企业在技术创新和补链强链等方面的作用。因此，探讨如何促进制造业企业的财务可持续，对于促进制造业强国目标的实现以及经济的高质量发展具有重要意义。

近年来，由数字技术与传统普惠金融融合发展产生的数字普惠金融，成为助力我国制造业企业实现财务可持续的关键变量。2016 年，二十国集团峰会通过了《G20 数字普惠金融高级原则》，提出了数字普惠金融这一概念，其含义是通过数字技术促进传统普惠金融转型，提高普惠金融服务的便利性和可得性，实现金融资源的最优利用。一方面，数字普惠金融的发展能够推动传统金融机构进行数字化转型，利用大数据、云计算等数字技术缓解借贷双方的信息不对称，促进传统金融机构的高效率运作，适应企业高质量发展的需要；另一方面，数字普惠金融能够借助数字技术提高金融机构的风险识别能力，将金融资源向传统金融排斥的弱势群体倾斜，扩大普惠金融服务的覆盖范围以及深度，增加金融活动的包容性[3]。此外，从金融资源配置的过程看，数字普惠金融可以强化金融资源配置的市场信号。金融机构能够利用大数据对企业进行智能分析，加大对企业的技术创新、产业升级等活动的资金支持力度，促进企业的财务可持续。

与本文密切相关的文献主要有两类。

一类为企业财务可持续的相关研究，主要包括财务可持续的内涵与特征、财务可持续的实现路径和影响因素等[4-5]。聚焦于企业财务可持续的影响因素，部分学者探究了企业外部环境对企业财务可持续的影响，认为政府补贴、减税降费和国家审计等均能促进企业的财务可持续，而融资约束、金融资源错配等却制约了企业财务可持续[6-9]；另有部分学者从企业自身出发，考察了数字化转型、企业金融化和税收筹划等对企业财务可持续的影响[8,10-11]。另一类文献则关注于数字普惠金融对微观企业发展的影响。例如，在外部融资方面，数字普惠金融的发展能够拓宽融资渠道，促进信贷资源获取，进而缓解企业面临的融资约束[12-13]；在企业决策和日常经营方面，数字普惠金融发展能够促进技术创新、降低企业经营的不确定性、提高风险承担能力[14]以及提升企业价值[3，15-16]。上述研究为本文提供了较为丰富的文献支撑，而发展数字普惠金融如何对企业的财务可持续产生影响，尚未得到充分验证。财务可持续是企业可持续发展的重要方面，体现了企业充分利用有限资源实现合理增长，能够避免增长缓慢或者过快增长造成的财务风险[4]。因此，探讨数字普惠金融对制造业企业财务可持续的影响以及作用机制，有利于为金融政策支持制造业企业发展提供参考，对于我国建设制造业强国目标的实现以及经济社会高质量发展具有重要意义。

本文可能的边际贡献有：第一，从政策有效性的视角分析发展数字普惠金融对制造业企业财务可持续的影响，利用双重差分模型实证考察发展数字普惠金融对制造业企业财务可持续的作用效果，是对数字普惠金融与微观企业相互关系研究的进一步补充；第二，探讨了代理成本和信贷资源获取的中介作用，厘清数字普惠金融影响财务可持续的逻辑链条，为发展数字普惠金融赋能制造业企业财务可持续的理论提供实证依据；第三，从企业生命周期和所有制角度分析数字普惠金融对不同类型的制造业企业财务可持续的影响差异，并将地区市场化水平纳入本文的研究范式中，为政府制定合理的政策提供理论参考。

二、理论分析与研究假设

（一）数字普惠金融对制造业企业财务可持续的影响

财务可持续是指企业在不发行股票、不改变经营策略和资金结构时销售所能支持的最大净利润增长率[4]。实现财务可持续能够保持企业稳定的现金流入，促进企业实现内涵式增长，因此该指标是衡量企业财务状况是否健康的重要标志。近年来，学者们开始关注数字普惠金融与企业财务可持续的关系问题。例如，一些学者认为数字普惠金融发展能够促进中小企业的财务可持续[5]。数字普惠金融发展赋能制造业企业的财务可持续主要体现在以下几个方面。

首先，数字普惠金融的发展可以降低制造业企业的融资成本和财务费用。在传统金融模式下，由于借贷双方的信息不对称，传统金融机构难以获取制造业企业的信用状况以及贷款意图，金融机构的贷前信用评估成本、贷中服务成本、贷后监督成本较高，导致制造业企业的资金使用成本较高，因此其面临的企业杠杆率较高。数字普惠金融能够有效解决上述问题，数字普惠金融是数字技术和传统金融的有机结合，贷前大数据、云计算能够精准对客户的信用进行评估，提高金融服务的包容性以及覆盖范围；贷中云计算等数字技术的应用能够简化交易步骤，提高服务效率，降低金融机构的服务成本[1]；贷后通过区块链等数字技术对资金的使用情况进行监督，降低监督成本。因此，在数字普惠金融的推动下，金融服务的边界被拓展，企业的融资约束状况得到缓解；加之金融交易成本的降低不断推动企业的融资成本和财务费率下降，能够改善制造业企业的财务状况，为制造业企业的财务可持续提供有力的支持[12]。

其次，数字普惠金融的发展增加企业的经营活动现金流。既有研究表明，资金不足是影响制造业企业技术创新、产品研发的重要因素[15]。随着数字普惠金融的发展，企业能够获得充足的资金促进技术创新和提高产品质量，高质量产品能够扩大产品销售，增加企业的经营活动现金流，保障企业获得稳定的利润，减少收入的不确定性对企业的财务可持续造成的冲击[16]。另外，制造业企业的发展受宏观经济环境的影响也较大，低迷的经济状况不利于企业的可持续发展。而消费是拉动经济增长的重要推动力，数字普惠金融发展还能够改善居民的消费水平，释放内需潜力，拉动经济增长，进而增加企业的经营性收入，提高企业的营业利润率，促进企业的财务可持续[17-18]。

再次，数字普惠金融的发展提高制造业企业的风险承担能力。其一，数字普惠金融能够强化资源的配置效率，使企业更有效地投资高收益项目，提高企业的风险承担能力[14]。其二，数字普惠金融可以倒逼制造业企业提高研发投入强度和创新质量，为企业带来更好的成长空间以及经济效益[19]。加之数字技术的应用，金融机构了解的信息不再仅限于财务报表，还包括企业的内部治理状况等非财务信息。内部治理较差的企业获取资金困难，促使企业改善内部治理，提高风险承担能力。风险承担能力关系到企业能否及时识别和吸收企业的财务风险。当风险承担能力提高到一定程度后，对企业进行高风险高收益项目投资带来的财务风险起到足够的吸收作用，对企业的财务可持续产生积极的作用。而且企业对新产品、新技术和新项目的接受能力不断提高，能够抓住发展机会，提高企业的财务绩效，促进企业的财务可持续[9]。

最后，数字普惠金融发展可以缓解金融资源错配。我国各地区的经济发展程度不同，导致各地区金融发展水平也存在差异。在金融发展水平相对较低的地区，制造业企业的信贷需求难以获得满足，其面临的融资约束问题比较突出，抑制了制造业企业发展。数字普惠金融可以在一定程度上弥补金融发展水平的差异，改善金融资源地区分配不均的局面，推动资金向欠发达地区的制造业企业倾斜，促进欠发达地区的制造业企业发展，帮助其实现财务可持续[20]。

基于以上分析，提出假设H1。

H1：数字普惠金融发展能够对制造业企业的财务可持续产生促进作用。

（二）数字普惠金融对制造业企业财务可持续的作用机制

1.代理成本的中介作用

从代理成本的视角看，数字普惠金融的发展不仅能降低企业资金的使用成本，还能缓解企业内部的代理问题，减少代理成本，降低代理风险，促进企业的财务可持续[21]。

一方面，金融机构主要利用大数据和云计算等数字技术来促进普惠金融推广，因此数字技术在其中发挥重要作用。数字技术有利于信息透明，可以对制造业企业形成监督治理效应，促进制造业企业提升信息披露的质量；并且通过数字技术的运用，金融机构的风险识别能力提高，可以较为准确地获得企业真实的状况，快速准确地评估企业的内部控制状况，为内部控制较好的企业提供资金。内部控制较差的企业违约风险更高，反向促进内部控制较差的企业改善内部控制状况，抑制代理问题的发生[22]。

另一方面，当企业获得资金支持后，现金持有水平的上升会滋生代理问题，现金的高流动性特点使其成为管理层实施机会主义的工具，管理层可能会产生接受低价值的投资项目和进行损害股东价值的多元并购等过度投资行为，不利于企业的财务可持续；而数字普惠金融的发展可以使金融机构及时跟进企业信贷资金的使用，监督企业贷款资金的使用情况，防止管理层滥用资金和隐瞒投资行为，提高投资效率，促进企业财务可持续。

基于以上分析，本文提出假设H2a。

H2a：数字普惠金融的发展通过降低制造业企业代理成本提高其财务可持续水平。

2.信贷资源获取的中介作用

信贷资源不足是影响制造业企业发展的一大壁垒，抑制制造业企业投资，对制造业企业的财务可持续产生不利影响[23]。

一方面，金融机构与企业之间的地理距离是影响企业信贷资源获取的最重要因素，地理邻近能够缓解银企之间的信息不对称，降低银行的交易成本和监督成本[13]。其一，数字普惠金融的发展能够缩短银企的地理距离，提高企业信贷资源获取的便利性与可得性，降低制造业企业的信贷资源获取成本，提高其财务绩效[24]。其二，数字普惠金融是数字技术和金融业的深度结合，金融机构能够利用大数据对制造业企业进行智能分析，充分获取制造业企业的偿债能力和信用信息，摒弃过度依赖于抵押品的信贷供给模式，为制造业企业发展提供更多的信贷支持，缓解制造业企业的融资约束。随着长期困扰制造业企业发展的信贷不足问题的解决，有助于制造业企业更好地开展经营活动，促进其财务可持续。

另一方面，数字普惠金融的发展还能够突破信贷资源供给的时间和空间限制，促进银行业的竞争，提高其服务质量和经营效率，改善信贷资源区域分布不均的状况。其既能避免发达地区企业信贷获取超过正常需要造成过度负债，又能促进欠发达地区企业的信贷资源获取[25]，帮助其实现财务可持续。

基于以上分析，本文提出假设H2b。

H2b：数字普惠金融的发展通过促进制造业企业的信贷资源获取提高其财务可持续水平。

（三）数字普惠金融对制造业企业财务可持续的异质性影响

企业的生命周期、所有制结构和地区市场化水平等来自微观、宏观的因素，均能够影响数字普惠金融与制造业企业财务可持续之间的关系。

从生命周期视角看，由于处于不同生命周期的制造业企业的融资需求和融资能力不同，可以判断数字普惠金融发展对不同生命周期企业的财务可持续的促进作用也有所差异[26]。具体来看，成长期的企业处于快速发展阶段，资金需求较大，加之高风险、低成本的融资需求不符合传统金融机构信贷服务逻辑。如若企业凭借数字普惠金融支持获得多元化的融资渠道，可以为企业财务可持续提供充足的资金支持。如此一来，数字普惠金融的发展能够对成长期的企业发挥“雪中送炭”的作用。随着企业进入成熟期，盈利能力增强，经营活动产生的现金流较多且稳定，外部融资需求较小，加之企业能够通过数字技术获取丰富的企业内外部信息，有助于从改善公司治理以及提高投资效率方面提高财务可持续水平。衰退期企业面临的外部环境相对复杂，很难实现财务可持续，数字普惠金融对衰退期企业财务可持续的促进作用不明显。

从所有制视角看，国有企业具有财务信息透明和报表可信度高等特点，加上良好的政企关系，在信贷市场可能相对处于优势，更容易获得资金支持，因此数字普惠金融对国有企业财务可持续的促进作用可能较弱[27]；而非国有企业由于议价能力低、信息不透明等原因，从外部获得足够的信贷支持相对困难，数字普惠金融能够为非国有企业拓宽融资渠道，降低融资成本，其带来的融资效应在促进非国有企业财务可持续的提升上，边际作用更为显著[28]。

从宏观视角看，企业所属地区的市场化水平也会影响数字普惠金融对制造业企业财务可持续的促进效果。其一，随着市场化改革的推进，法律制度环境逐渐完善，营商环境质量更优，能够为企业的财务可持续创造良好的环境[29]。其二，企业所在地区市场化水平越高，要素市场越发达，数字普惠金融能够提高信贷资源的配置效率，为企业的财务可持续提供更多的信贷支持，降低制造业面临的融资约束，充分激发企业的技术创新活力[30]。其三，随着市场化水平的不断提高，供需信息能够更及时准确地传递，企业可以充分利用数字普惠金融的普惠性和数字化优势解决资金等问题，更有针对性地进行产品研发，促进产品质量的提升，激活消费市场，进而促进企业的财务可持续。

基于以上分析，提出假设H3a、H3b、H3c。

H3a：数字普惠金融的发展对成长期的制造业企业的财务可持续的促进作用更大。

H3b：数字普惠金融的发展对非国有制造业企业的财务可持续的促进作用更大。

H3c：数字普惠金融的发展对市场化水平较高地区的制造业企业的财务可持续的促进作用更大。

三、研究设计

（一）数据来源与样本选择

本文参照证监会2012年版行业分类，选择2011—2021 年沪深A 股上市的制造业企业作为研究对象，探究发展数字普惠金融对制造业企业财务可持续的影响。数据均来自CSMAR 数据库和《中国统计年鉴》。参照一些研究的做法，对样本进行以下筛选[31]：（1）剔除ST和*ST等特殊型公司；（2）删除数据缺失和异常值的样本；（3）对人均GDP、固定资产净额、资产总额取对数处理；（4）使用Winsorize 对连续变量进行1%上下分位数的缩尾处理。数据处理采用Stata16.0软件和Excel。

（二）变量设定

1.被解释变量：财务可持续（kcx）

既有研究主要采用可持续增长模型计算企业的财务可持续水平，常用的有拉巴波特的可持续增长模型和希金斯的可持续增长模型。拉巴波特的可持续增长模型反映的是增长与现金流的关系，这种模型稳定性较差[32]；希金斯可持续增长模型从财务增长的角度将企业内部资源和企业的增长结合起来[33]。虽然这两个模型各有优缺点，但是希金斯模型更容易反映出影响和制约企业增长的财务因素。

本文采用国泰安数据库中的可持续增长率来计算企业财务可持续水平。如模型（1）所示，该指标越高，说明企业财务状况健康，财务可持续水平越高；并将希金斯模型计算的指标作为稳健性检验指标，见模型（2），具体模型如下：

2.解释变量：treat×policy

考虑到我国中西部欠发达地区与东部发达地区受到数字普惠金融政策影响的强度存在一定差异,本文借鉴相关研究将各省份划分为实验组和控制组。若企业处于东部地区为实验组，treat 取值为1；若企业处于中西部地区为控制组，treat取值为0。通过对比实验组与控制组的差异，评估数字普惠金融政策的实施效果[34-35]。

2016 年9 月，央行发布《G20 数字普惠金融高级原则》，参考一些学者的做法，本文将该高级原则的颁布作为一项准自然实验[36]。另外，政策提出的时间具有外生性，因此，将policy 作为时间虚拟变量，设定2016年是数字普惠金融政策的实施年，2016年之前赋值为0，2016年之后赋值为1。

交互项treat×policy 即为核心解释变量，用来考察数字普惠金融发展对制造业企业财务可持续的政策效果。另外，北京大学数字普惠金融指数被广泛用于衡量各地区数字普惠金融发展水平，为确保结论的稳健性，采用该指数进行稳健性检验。

3.中介变量：代理成本和信贷资源获取

（1）代理成本（agent）。参考相关研究，本文采用公式-（营业收入/总资产）来计算代理成本的代理变量，该数值越大，代理成本越高[37]。

（2）信贷资源获取（credit）。参考一些研究，本文采用公式（长期借款+短期借款+一年内到期的非流动负债）/总资产计算的指标衡量制造业上市企业的信贷资源获取，该数值越大，信贷资源获取越多[22]。

4.控制变量

参考其他学者的研究，本文从微观层面和宏观层面对影响企业财务可持续的因素进行控制[24]。微观层面主要控制了总资产报酬率（roa）、股利分配率（dividend）、固定资产（asset）、企业规模（size）、产权比率（equity）、企业成长性（growth）、财务杠杆（leverage）；宏观层面控制了地区经济发展水平（gdp）和地区产业结构（is）。

（三）模型设定

1.基准回归模型

为了验证数字普惠金融发展对企业财务可持续的影响，构建如下基准模型（3）：

在模型（3）中，kcx为被解释变量，代表企业的财务可持续水平；did 为解释变量，代表数字普惠金融的政策效果，即treat×policy；control 为一系列的控制变量。下标i表示企业，t表示年份，详细的变量说明如表1所示。

表1 变量说明

2.因果中介模型

为避免使用逐步回归法检验中介效应导致内生性偏误等问题，本文构建因果中介模型用于识别代理成本与信贷资源获取的中介作用[38]：

在模型（4）和（5）中，agent、credit 分别代表代理成本、信贷资源获取，其他变量与模型（3）相同。

四、实证检验及结果分析

（一）描述性统计

对主要变量的描述性统计结果如表2 所示，有效样本为16523个。

表2 描述性统计

由表2 可知，核心解释变量财务可持续（kcx）最大值为0.42，最小值为-0.366，平均值为0.0650，标准差为0.0680，说明制造业企业的财务可持续水平整体偏低且不同企业的差异较大。企业的财务杠杆（leverage）最大值为13.37，最小值为-0.0910，标准差为1.091，说明我国制造业企业资本性支出较大且债务融资比率较高，财务风险较高，标准差较大说明不同企业获得债务的融资有较大差异。控制变量gdp最大值为13.06，最小值为9.719，说明不同地区的经济发展水平存在差异，数字普惠金融的发展程度也会受到影响。总体来看，各变量的标准差虽然存在差异，但基本在合理的范围内，基本排除异常值对回归结果的影响。

（二）基准回归分析

发展数字普惠金融对制造业企业财务可持续的影响如表3 所示。根据回归结果可知，在没有加入控制变量时，拟合优度仅为0.463，在加入总资产报酬率、股利分配率、企业规模、产权比率等控制变量后，拟合优度上升到0.824，拟合程度提高，模型的准确性增强。表3 列（1）在考虑发展数字普惠金融对企业财务可持续的影响时只对固定效应进行控制，列（2）还对影响企业的宏观层面变量进行控制，did的回归系数均在5%水平上显著为正；在控制固定效应的基础上，列（3）加入企业层面的控制变量，列（4）对宏观和企业两个层面的变量进行控制，did 的回归系数在1%水平上均显著为正。回归结果符合预期，表明数字普惠金融发展能够促进制造业企业财务可持续，验证了假设H1。

表3 基本回归分析表

（三）数字普惠金融影响制造业企业财务可持续的机制分析

1.降低代理成本

前文已经验证数字普惠金融发展能够促进制造业企业的财务可持续。在此基础上，本文探究数字普惠金融发展是否通过降低代理成本促进企业的财务可持续。先充分论证中介变量代理成本与财务可持续之间的逻辑关系，然后以代理成本为因变量，检验发展数字普惠金融对代理成本的影响[38]。结合理论分析部分的论述，代理成本是影响企业财务可持续的重要因素，符合中介变量的选择条件。因此本文构建模型（4）进一步检验数字普惠金融对企业财务可持续的影响，模型中变量含义与前文一致。

降低代理成本路径的回归结果如表4 列（2）所示，did的回归系数在1%水平上显著为负，表明发展数字普惠金融能够降低企业的代理成本，促进企业的财务可持续，假设H2a 得到验证。其可能的原因是：数字普惠金融的发展能够提高企业的信息透明度，企业为了获取融资支持，必须主动加强内部控制建设，改善公司治理；加之对信息披露质量的要求更高，能够抑制企业的选择性披露、真实盈余管理等行为，降低公司的代理风险，从而促进企业的财务可持续，验证了假设H2a。

表4 机制分析

2.促进信贷资源获取

对于数字普惠金融通过增加信贷资源获取促进企业财务可持续的机制，理论分析部分指出，信贷资源获取是影响企业财务可持续的重要因素，符合中介变量的选择条件[38]。因此本文以信贷资源获取为因变量，构建模型（5）进一步检验数字普惠金融对企业财务可持续的影响，模型中变量含义与前文一致。

促进信贷资源获取的回归路径如表4 列（3）所示，数字普惠金融与企业信贷资源获取之间显著正相关，即数字普惠金融发展能够显著促进企业的信贷资源获取。银行信贷融资是企业最重要的外部资金来源之一，对于缓解企业的融资约束具有重要作用。数字普惠金融能够从供给端和需求端两个方面促进企业的信贷资源获取[27]：一方面，数字普惠金融发展能够提高银行的信息甄别能力，在安全性原则得到保证的前提下促进银行的信贷资金发放；另一方面，数字普惠金融主要通过大数据分析评估企业的偿债能力和违约风险，摒弃过度依赖于抵押品的信贷供给模式，能够满足企业真正的融资需求。企业获得充足的银行信贷后，更有能力在技术创新以及产业升级方面加大投入，从而促进企业的财务可持续。综上，数字普惠金融能够通过降低代理成本促进企业的财务可持续，假设H2b得到验证。

（四）稳健性检验

1.平行趋势检验

实证分析中，运用双重差分模型的前提是实验组与控制组在政策实行之前具有相同的趋势，即在发展数字普惠金融之前did 的回归系数不显著。将政策实施前一期作为基期（即2015 年），为避免多重共线性，故将基期删除。根据图1 平行趋势动态效应图可以直观地看到，在发展数字普惠金融之前，did的回归系数均不显著，说明双重差分模型满足平行趋势假设；在发展数字普惠金融之后，did 的系数开始显著为正，代表数字普惠金融发展显著正向影响企业的财务可持续水平，而且从2016 年到2018年，did 的回归系数逐渐增大，说明数字普惠金融对制造业企业财务可持续的促进作用不断增强；2016年后，did 的回归系数始终显著为正，表明发展数字普惠金融的政策持续性较好。

图1 平行趋势检验

2.安慰剂检验

为验证发展数字普惠金融对制造业企业财务可持续的影响不是偶然性的，接下来进行安慰剂检验。保持政策冲击点不变，从样本中随机抽取实验组和控制组，构建新的交互项did，然后代入模型（3）重新进行回归[39]。重复抽样1000次，通过对1000次抽样估计的系数画出安慰剂检验图。由图2 可知回归结果的系数分布近似地服从正态分布，回归系数集中分布在0 附近，而且1000 次随机抽样结果的回归系数均小于基准回归系数，说明数字普惠金融发展对制造业企业财务可持续的促进作用不是偶然的，验证了基准回归结果具有稳健性。

图2 安慰剂检验图

3.PSM-DID检验

数字普惠金融发展对制造业企业财务可持续支持的选择会受到某些因素的影响，在实证分析中可能会出现选择偏误的问题，对回归结果造成干扰[40]。为确保回归结果的可靠性，本文以股利分配率、企业成长性等控制变量作为匹配协变量，将treat 作为因变量，采用logit模型进行倾向值计算，然后采用半径匹配和核匹配两种匹配方式，删除未匹配的样本后重新进行回归分析。表5 是经过匹配后的回归结果，从回归结果可以看出，无论是半径匹配还是核匹配，通过PSM-DID 回归分析，匹配后的回归结果与基准回归结果一致，did 的系数均在1%水平上显著为正，进一步表明数字普惠金融的发展能够促进制造业企业的财务可持续，基本回归分析具有稳健性。

表5 PSM-DID检验结果

4.更换关键变量测度

（1）替换核心解释变量。

目前学术界普遍采用北京大学数字普惠金融指数度量各地区数字普惠金融发展程度，因此为确保结论的稳健性，本文利用数字普惠金融指数（除以100）地级市层面的数据替换核心解释变量did，然后进行回归[41]。表6 列（1）的回归结果显示，数字普惠金融（index）的回归系数为0.010，且在5%水平上显著，验证了结论的稳健性。

表6 稳健性检验

（2）替换被解释变量。

发展数字普惠金融会对企业的现金流量和资本结构等产生影响，因此本文使用希金斯可持续增长模型计算的指标衡量制造业企业的财务可持续水平，如模型（2）所示。此外，考虑到希金斯模型和国泰安数据库中的可持续增长率都是综合指标计算得出的，本文选取单一指标净资产收益率（roe）作为制造业企业财务可持续的另一个稳健性检验指标，重新使用模型（3）进行回归。

表6 列（2）和列（3）的回归结果显示，在更换财务可持续的衡量方式后，did 的回归系数均在5%的水平上显著为正，说明数字普惠金融的发展能够促进制造业企业的财务可持续，与前文的结论保持一致。

5.剔除部分因素的影响

考虑到我国的副省级城市和直辖市在行政级别上具有优势，更容易获得政策上的倾斜，金融基础设施更完善，这可能会导致数字普惠金融对企业财务可持续的影响不同。另外，企业的发展容易受到宏观金融环境的影响，2015 年股票价格持续下跌这一事件的冲击难以忽略[42]。因此，本文分别将直辖市和副省级城市的样本以及2015 年的样本剔除，然后分别进行回归。根据表6 列（4）和列（5）可知，did 的回归系数都在1%水平上显著为正，验证了回归结果的稳健性。

（五）异质性检验

1.基于生命周期的异质性

不同生命周期的企业的现金流量特征是不同的，本文在实证中选取经营活动现金净流量、投资活动现金净流量和筹资活动现金净流量三个指标对生命周期阶段进行划分。先根据不同阶段企业活动的不同分别赋予三个指标正负号，然后根据组合划分出成长期、成熟期和衰退期，划分情况如表7所示。

表7 企业按现金流量划分生命周期表

在表8 中，本文将样本企业划分为成长期、成熟期和衰退期。从观测值数量上来看，处于成长期的企业数量最多，成熟期企业稍少于成长期，衰退期企业数量只占很少的比例，且处于衰退期的企业远少于成长期和成熟期，显示出中国制造业企业正蓬勃发展。

表8 生命周期的异质性分析

表8 列（1）—列（3）展示了不同生命周期的分组回归结果：对于成长期的企业，did 的回归系数显著为正；对于成熟期企业，did 的回归系数虽然显著但小于成长期企业的回归系数；而衰退期的企业did的回归系数不显著。这些结果说明，对于成长期的企业，数字普惠金融的发展对其财务可持续具有显著的提升作用，对于成熟期企业的促进作用小于成长期企业，对衰退期企业的财务可持续提升作用不明显。因此，发展数字普惠金融对不同生命周期的企业的财务可持续的影响不同，假设H3a 得到验证。其可能的原因是：成长期的制造业企业面临的融资约束程度较高，且经营活动产生的现金流量不能够满足企业的需要，加之成长期企业资本性支出较多，投资活动产生的现金流量为负，融资约束对成长期企业的财务可持续的限制较大，表现为发展数字普惠金融对成长期制造业企业财务可持续的促进作用更大；成熟期企业能够保持稳定的现金流入，财务状况健康，加之市场地位较高，能够获得较多的商业信用和银行贷款，发展数字普惠金融对其财务可持续的促进作用减弱；衰退期企业面临复杂的内外部状况，持续经营是企业发展的前提，发展数字普惠金融对衰退期财务可持续的促进作用不明显。

2.基于企业所有制的异质性

本文根据制造业企业的所有制性质，将样本划分为国有制造类企业以及非国有制造类企业，然后进行分组回归，并将回归结果分别报告于表9 列（1）和列（2）中。根据回归结果可知，did对国有企业、非国有企业财务可持续的大小和显著性水平存在明显差异，国有企业组did 的回归系数为正但是不显著，非国有企业组的回归系数在1%水平上显著为正。究其原因，可能是国有企业在提高财务可持续的过程中，可以更容易地获得信贷资金，从而导致融资约束程度较低，数字普惠金融对国有企业代理成本的降低作用有限；而非国有企业以中小型企业为主，从传统金融机构获得的信贷资金不足，促进财务可持续时受到融资约束相对较高，此时发展数字普惠金融对非国有企业财务可持续的促进作用明显，假设H3b得到验证。

表9 所有制、地区市场化水平的异质性检验

3.基于地区市场化水平的异质性

鉴于在不同市场化水平条件下，发展数字普惠金融的政策效应可能不同，本文以中国分省份市场化指数衡量各地区的市场化水平[43-44]。目前该数据只更新到2019 年，因此2020 年以及2021 年的数据根据以往年份的增长率推算得出，然后逐年依中位数对企业所在地区的市场化水平进行判断。若该地区当年市场化指数高于中位数，将其划分为市场化水平较高地区，反之，划分为市场化水平较低地区。然后分样本进行回归，回归结果见表9 列（3）和列（4）。在市场化水平较低地区，did 的回归系数为正但是不显著；而在市场化水平较高地区，did 的回归系数在1%水平上显著为正。这说明地区市场化水平会影响到数字普惠金融对制造业企业财务可持续的促进效果，假设H3c得到验证。其可能的原因是：一方面，在市场化水平较低地区，金融资源的配置效率也相对较低，导致数字普惠金融对企业财务可持续的促进效果减弱，而较高的市场化水平说明地区制度环境更优，金融机构发育程度较好，信贷资源配置更有效，能够为数字普惠金融支持企业财务可持续创造良好的条件[45]；另一方面，只有当地区市场化进程达到一定的程度后，数字普惠金融的促进作用才能得以有效发挥[46]。

五、结论与政策建议

（一）结论

近年来，数字普惠金融的相关研究广受学者关注，本文采用2011—2021 年我国A 股上市制造业企业的面板数据，运用双重差分法考察发展数字普惠金融对制造业企业财务可持续的影响。研究结论如下。

第一，数字普惠金融发展能够显著提高制造业企业的财务可持续，此结论经过多种稳健性检验后仍然成立。

第二，数字普惠金融发展通过降低制造业企业代理成本和增加信贷资源获取来提高其财务可持续水平。

第三，数字普惠金融发展对成长期、非国有、市场化水平较高的地区制造业企业财务可持续的促进作用更大；对成熟期和衰退期、国有、市场化水平较低的地区的制造业企业促进作用不明显。

（二）政策建议

在大力发展先进制造业，加快建设制造业强国的战略背景下，本文的研究结论具有如下启示。

1.有序推进数字普惠金融发展，促进制造业企业财务可持续

数字普惠金融是推动制造业企业财务可持续的新动能，也是提高金融服务制造业企业可持续发展的重要途径。一方面，相关部门应积极持续完善数字普惠金融体系和金融基础设施，为数字普惠金融支持企业发展提供良好的条件。例如进一步完善征信体系和信息共享平台，打通企业和金融机构之间的信息沟通渠道，加大对信息基础设施建设的投入，弥补不同地区的数字技术发展差距。另一方面，持续推动数字普惠金融服务于制造业企业发展，引导资金向制造业企业流动，促进制造业企业的可持续发展，逐步解决制造业企业发展中的难题。

2.加强政策引导，精准支持处于成长期的民营企业发展

不同企业对资金的需求不同，例如成长期的企业处于快速发展阶段，资金的需求大于成熟期和衰退期，非国有企业资金需求大于国有企业，等等。因此，政府应根据企业的实际情况提高精准施策水平，采用利息补贴等方式引导金融机构资金向非国有、处于成长期的制造业企业倾斜。

3.企业应重视完善内部治理，实现财务可持续

研究结果表明，数字普惠金融的发展会通过代理成本的降低促进企业的财务可持续。因此，企业在发展中应主动完善内部治理，为数字普惠金融促进制造业企业财务可持续提供良好的内部治理环境；同时应加强对管理层的监督，规避管理层的短视行为，降低代理风险，充分利用数字普惠金融所支持的资金促进自身的财务可持续。

4.政府应完善地区市场化制度，促进企业财务可持续

较高的市场化水平有利于发挥数字普惠金融对企业财务可持续的促进效果。因此，一方面应加快市场化进程，完善要素市场和金融中介组织建设，营造公平的市场融资环境，规范市场有序竞争，引导信贷资源的合理流动，提高信贷资源的配置效率；另一方面，在发挥市场配置资源决定性作用的同时，也要加强对市场化水平较低的弱势地区在数字基础设施等方面的财税支持力度，合理引导信贷资金向弱势地区倾斜，促进弱势地区的制造业企业财务可持续。