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李春涛,闫续文,宋敏等.金融科技与企业创新——新三板上市公司的证据[J].中国工业经济,2020(01):81-98. 

金融科技催生出新的金融服务模式,这能否解决实体经济的融资难题从而促进企业创新呢?通过”金融科技”关键词百度新闻高级检索,文章创新性地构建了地区金融科技发展水平指标,并利用2011—2016年新三板上市公司数据,考察了金融科技发展对企业创新的影响及其机制。实证结果表明,金融科技发展显著促进了企业创新。就经济意义而言,城市的金融科技发展水平每提高1%,当地企业专利申请数量平均会增加约0.17项。作为一个宏观变量,地区金融科技发展水平受单个企业创新行为的影响较小,但是依然会存在测量误差和遗漏变量等内生性问题。文章运用接壤城市金融科技发展水平的均值作为工具变量,得到了一致的估计结果。文章的结果在替换企业创新指标、使用不同回归模型等一系列稳健性检验后仍然成立。机制分析表明,金融科技通过两个渠道促进企业创新,一是缓解企业的融资约束,二是提高税收返还的创新效应。异质性分析表明,金融科技促进企业创新的作用在东部地区和高科技行业表现得更为明显。在中国经济高质量发展背景下,持续推进金融科技发展、重塑金融行业生态格局,才能为实体经济提供源源不断的创新活力,从而推动创新型国家建设。

文章使用新三板上市企业专利数据，为了使样本数据更具代表性，对样本数据进行如下处理：①剔除银行、证券、保险等金融类上市公司的样本；②剔除主要变量存在数据缺失的样本；③剔除所有者权益账面值为负的公司样本；④对连续型变量进行双侧1%的缩尾处理（Winsor），以便消除离群值对本文结果的干扰。

构建如下回归模型来分析金融科技发展对企业创新产出的影响：

表 3 报告了金融科技发展对企业发明创新、非发明创新和创新总产出的固定效应模型（1）的回归结果，每列回归均加入了企业和城市层面的控制变量，并控制了年份×行业固定效应。考虑到金融科技发展的指标是城市层面的，同一城市的企业之间相关性较高，因此，回归模型中均使用城市聚类效应对标准误进行修正。实证结果显示，Fintech 的系数在 3 个回归中均显著为正， 表明本文构建的金融科技发展指数与中国新三板上市公司的创新产出显著正相关。在经济意义上，以第（1）列为例，考虑到未取对数的创新产出 Patent_R 的均值为 3.19，城市的金融科技发展水平每提高 1%，当地企业专利申请数量平均会增加约 0.17 项（即 3.19×0.0543=0.17）。可能的原因是，金融科技发展利用大数据技术，降低了银企之间的信息不对称，提高了信贷审批速度，让金融服务能够精准地定位于缺乏抵押品但具有创新潜力的中小企业，缓解了企业创新资金短缺的“燃眉之急”。回归结果中的控制变量与企业创新行为间的关系也基本达到了理论预期：企业规模（Size）的系数为正，且达到 1%的显著性水平，表明大企业的创新能力更强；资产负债率（LEV）的系数在 1%的水平上显著为负，表明负债经营不利于企业创新；董事会独立性（Indep）的系数有两个显著为正，另一个达到了单边显著为正，表明较好的公司治理可以促进企业创新。

[1]李林木,汪冲.税费负担、创新能力与企业升级——来自“新三板”挂牌公司的经验证据[J].经济研究,2017,52(11):119-134.

[2]谢雪燕,朱晓阳.数字金融与中小企业技术创新——来自新三板企业的证据[J].国际金融研究,2021(01):87-96.DOI:10.16475/j.cnki.1006-1029.2021.01.009.

[3]刘刚,梁晗,殷建瓴.风险投资声誉、联合投资与企业创新绩效——基于新三板企业的实证分析[J].中国软科学,2018(12):110-125. 

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