數字普惠金融、技術創新與科技型中小企業價值

王旭 趙夢菲 房佳儀

【摘 要】 數字普惠金融結合了數字技術與傳統普惠金融，對微觀企業乃至宏觀經濟都有重大影響?；?011—2017年中小板及創業板科技型中小企業數據，結合中介效應檢驗方法實證檢驗了數字普惠金融、技術創新與科技型中小企業價值之間的關系，并討論了區域異質性的影響效應，以厘清數字普惠金融對企業價值的影響機理。研究發現，數字普惠金融能夠提升科技型中小企業的技術創新水平且對科技型中小企業具有價值驅動效果，而技術創新在其中起到了部分中介作用。從地區發展異質性的角度來看，數字普惠金融在東部地區對科技型中小企業價值的提升作用明顯大于中西部地區。文章有助于深入了解數字普惠金融對科技型中小企業價值提升的內在機制，為數字普惠金融的有效推廣提供了依據。

【關鍵詞】 科技型中小企業； 數字普惠金融； 融資約束； 技術創新； 企業價值

【中圖分類號】 F234.3；F276.3? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2023）15-0060-09

一、引言

在新一輪科技革命和產業變革的大背景下，我國經濟運行模式發生了根本性的改變，放眼未來，以技術創新驅動經濟發展，顯得尤為迫切。而堅持“改革創新、升級發展”戰略的科技型中小企業在促進技術創新方面發揮著日益重要的作用。但是，源于科技型中小企業自身規模小、風險高、收益不確定等特點，科技型中小企業面臨著融資約束問題，制約著其創新持續發展。因此，能否在傳統金融基礎上嵌入一個驅動因子，借此提升金融體系服務科技型中小企業的能力顯得尤為重要。

黨的二十大報告提出要“深化金融體制改革……強化金融穩定保障體系”，并要求“完善科技創新體系”“堅持創新在我國現代化建設全局中的核心地位……加強科技基礎能力建設……深化科技體制改革……形成支持全面創新的基礎制度”?！笆奈濉币巹潖娬{“加快金融領域的數字化轉型”，并指出“健全具有高度適應性、競爭力、普惠性的現代金融體系，構建金融有效支持實體經濟的體制機制”，旗幟鮮明地要求“增強金融普惠性”。由此可見，我國積極鼓勵數字普惠金融的普及和應用，為這一新的金融模式注入了強大的推動力。

數字金融依托于信息、大數據和云計算等創新技術，大幅改善了金融服務的可得性和便利性，對原先無法接觸到金融市場的群體產生了巨大影響[ 1 ]。2020年以來，數字普惠金融加速發展，我國數字化支付體系為“云生活”提供了強有力的技術支撐，互聯網銀行、資金互助組織和公益性小額信貸組織等金融組織為小微企業抵抗突發公共衛生事件沖擊和快速復工復產做出了重要貢獻。由此可見，數字普惠金融正影響著生產生活的方方面面，那么，能否抓住數字普惠金融發展的紅利來提升科技型中小企業的技術發展水平從而提升企業價值呢？這是一個值得研究的問題。

現有文獻多從農村經濟增長[ 2 ]、區域實體經濟發展[ 3 ]等宏觀層面來研究數字普惠金融，微觀層面的研究也多集中于緩解融資約束[ 4 ]、促進企業科技發展[ 5 ]、公司治理[ 6 ]等領域。較少有學者考慮企業生產經營活動的目標函數之一是追求價值最大化，忽略了對數字普惠金融與企業價值之間關系的研討。數字普惠金融能在改善企業融資約束的基礎上降低融資費用，從而為技術創新活動的開展提供便利條件。與此同時，企業技術創新水平的提升不僅能夠幫助企業獲得利潤，還能向資本市場傳遞積極信號，最終助力企業價值提升。因此，數字普惠金融是否能通過促進科技型中小企業技術創新從而提高其企業價值這一問題仍需要一個比較完善的分析框架。在數字金融加速發展以及創新驅動戰略深入實施的大背景下，探究“數字金融—技術創新—科技型中小企業價值”這一傳導路徑及內在機制具有較強的理論和現實意義。

本文的邊際貢獻主要體現在：第一，豐富當前數字普惠金融服務微觀實體經濟的理論研究。利用中介效應模型探究企業技術創新在數字普惠金融與科技型中小企業價值提升作用中的影響機制，提供了相對完備的理論及實證分析，且從地區發展異質性角度出發，研究了不同區域數字普惠金融對科技型中小企業價值提升的特點，進一步揭示了數字普惠金融服務實體經濟的規律性。第二，實證研究結論有助于拓寬企業融資視角以及技術創新，對充分利用數字普惠金融緩解科技型中小企業融資困境、促進企業技術創新，從而提升企業價值有實際意義。

二、研究綜述

金融是企業技術創新的核心構成之一，金融的有效供給是影響企業技術創新水平的重要因素。金融市場的發展可以促進實體經濟增長，進而支持企業進行技術創新研發[ 7 ]。而數字金融作為一種金融溢出，能夠在一定程度上驅動傳統金融體系重塑[ 8 ]。大量研究表明，數字普惠金融在企業技術創新活動中發揮了重要作用。Victor和Sharma[ 9 ]認為數字普惠金融獨特的網絡融資模式擁有更為寬松的信用條件，從而使中小企業的融資門檻降低。梁榜和張建華[ 10 ]研究發現，數字普惠金融能通過互聯網拓寬信息獲取渠道，降低信息交易成本，有效緩解信息不對稱，提升中小企業融資效率。因此，數字普惠金融的發展能夠緩解小微企業的融資約束，為中小企業提供更多融資途徑，幫助科技型中小企業專注于技術創新活動，從而促進小微企業在高新技術產業的可持續發展。另外，數字普惠金融發展還可以通過挖掘市場潛能與推動產業結構升級提升技術創新質量[ 11 ]。

Claessens和Laeven[ 12 ]認為，金融市場的發展有利于企業優化股權結構，提高其內部創新與治理能力，從而促進企業價值增加。肖作平[ 13 ]研究發現市場化進程與金融發展水平較高地區的企業擁有更多的融資渠道，更利于其經濟價值的提升。唐松等[ 14 ]利用新制度經濟理論，對金融發展、債務治理和企業價值之間的關系進行了實證分析，發現在債務幅度增長水平相同的情況下，相比于金融欠發達地區，金融較發達地區的企業獲得了更大幅度的市場價值增長量。由此可見，金融的發展有利于企業價值的提升。然而，傳統金融存在資源錯配、信息不對稱及監管滯后等問題，將降低金融資源配置效率，使市場上資金供需不平衡，不利于企業價值提升[ 15 ]。因此，傳統金融存在的問題在新時代下需要創新性的金融模式加以解決。隨著互聯網技術的興起，“互聯網+”金融已成為企業為獲取經濟價值增量而展開投融資服務的重要標的。特別是隨著近年來人工智能、大數據、云計算等技術的加速發展，金融與新興技術的有機融合逐漸增強，一種新型普惠金融模式——數字金融應運而生。數字普惠金融能借助提升信息披露質量的方式強化企業價值，并且這種提升作用具有長期性和縱向延伸性[ 16 ]。另外，數字金融的發展可以緩解信貸市場的信息不對稱，促進企業獲取信貸，緩解企業融資約束，從而降低企業破產的可能性[ 17 ]。

對于技術創新與企業價值之間的關系，國內外學者利用不同的研究對象、指標和方法進行了大量研究，得出了基本一致的結論：技術創新有利于提升企業價值。研發投入對企業股票市值有著相當高的回報率，并且伴隨技術創新而來的是市場壟斷優勢以及產品成本的降低，這最終將轉化為企業價值的提升。上述研究為本文的探索提供了強有力的理論支持和方法啟迪，但通過對已有文獻梳理發現有關數字普惠金融與企業價值關系的研究相對較少，且忽略了技術創新這一重要機制。因此，本文采用中介效應模型，基于“技術創新”這條機制路徑進行識別檢驗，旨在厘清數字普惠金融影響企業價值的具體機制。

三、理論分析與研究假設

（一）數字普惠金融與科技型中小企業價值

Armington和Acs[ 18 ]發現金融發展可以通過促進企業的技術創新活動來刺激市場競爭并引發經濟增長。數字普惠金融靈活多變的業務模式改變了傳統融資模式，重構融資格局，助力更多中小企業實現價值創造和內部成長。

數字普惠金融作為一種新興的金融模式，能夠為中小企業及個體經營戶、農戶等提供金融支持。數字普惠金融利用大數據、區塊鏈、云計算等技術手段，整合網絡信息，提高企業市場透明度，緩解了信息不對稱并進一步降低了交易成本[ 19 ]，能夠幫助企業緩解融資難題，且這一作用對民營企業、小企業、成長階段的企業和金融監管嚴密的企業更為顯著[ 20 ]。同時數字普惠金融的互聯信息技術提高了企業信息更新的實時性和精準性，加強了外部投資者對企業監督和約束的便利性，為外部投資者進行投資決策提供可參考依據及保障。結合長尾理論，數字化技術可以提供精準客戶畫像，對投資者進行個性化推送，滿足不同階層企業個性化融資需求。數以百萬計的中小企業得到惠及并形成規模龐大的長尾效應，讓更多金融機構意識到中小企業的價值及其對社會經濟發展的重要意義，并為企業價值增長提供有益助力，有效實踐了包容性增長理論。

綜上，提出如下假設：

H1：數字普惠金融與科技型中小企業價值存在正相關關系，即數字普惠金融能促進科技型中小企業價值的提升。

（二）數字普惠金融與技術創新

企業內部研發活動往往具有保密性，在對外披露時會隱去相應的細節，因此科技型中小企業技術創新活動相比一般企業的業務具有更高的信息不對稱性，面臨更高的融資約束。數字普惠金融可以緩解科技型中小企業融資困境，進而對科技型中小企業技術創新起到促進作用。

首先，數字普惠金融有利于拓寬融資渠道，提高融資效率。數字普惠金融利用其數字技術可以實現線上投融資，高效吸收大量分散、小規模投資者的閑散資金，還能有效豐富中小企業和弱勢群體的融資途徑，降低金融服務門檻。其次，數字普惠金融通過數字畫像技術精準匹配與之相符的企業融資需求，使得金融配置得到有效均衡，提高融資效率。再次，數字普惠金融有利于緩解信息不對稱造成的融資困難。數字普惠金融利用大數據、區塊鏈、云計算等技術增強了金融作為中介的信息搜集、處理、整合能力，對中小企業進行較為精確的風險評估[ 19 ]，建立可靠的第三方征信體系，實現不同主體間信息的快速匹配，以緩解金融市場中由信息不對稱導致的融資問題，為投資者進行投資決策提供支持，為中小企業降低融資門檻。最后，數字普惠金融有利于降低企業的融資成本。數字普惠金融憑借互聯網平臺突破了地理位置的約束和限制，并且通過控制信貸風險降低了貸款申請的處理成本和不良貸款成本，從而降低了交易成本[ 20 ]。綜上所述，數字普惠金融能夠有效緩解科技型中小企業的融資約束從而促進其技術創新水平的提升。

綜上，提出如下假設：

H2：數字普惠金融與科技型中小企業技術創新存在正相關關系，即數字普惠金融能有效促進科技型中小企業技術創新。

（三）技術創新的中介效應

一方面，數字普惠金融利用其數字技術實現線上投融資，高效吸收小規模投資者的閑散資金，降低融資門檻，為科技型中小企業進行技術創新提供更多融資途徑，助力科技型中小企業專注于技術創新活動。技術創新活動的產出（如新型專利）代表了企業對技術的專有權，意味著從生產到銷售過程中企業都擁有較強的自主性和控制權，在獲取利潤的同時企業市值得以提升。技術創新活動中的新技術形成了競爭對手進入市場的壁壘，有效保障了科技型中小企業的市場地位，并且伴隨技術創新而來的是市場優勢以及產品成本的降低，這有利于企業提升價值。

另一方面，數字普惠金融能夠通過大數據、云計算等手段對信息進行搜索處理整合，利用海量數據建立第三方征信體系[ 19 ]，在不泄露企業知識產權的情況下，對企業進行較精確的信用風險評估，緩解中小企業因信息不對稱而導致的融資約束問題，使得科技型中小企業在不披露創新活動細節的情況下也能擁有充足的資金用于技術創新活動。同時，企業進行研發創新活動會向資本市場傳遞積極信號，對企業股票的走勢有積極影響，在資本市場的優異表現會吸引投資和關注，最終轉化為企業價值的提升。

因此，正如前文所述，數字普惠金融的發展降低了融資門檻，緩解了融資約束，有利于科技型中小企業的技術創新，而技術創新又進一步助力企業價值的提升。

綜上，提出如下假設：

H3：技術創新有利于提升企業價值且技術創新在數字普惠金融對科技型中小企業的價值提升作用中發揮中介效應，即數字普惠金融可以通過促進技術創新進而提升科技型中小企業價值。

基于以上分析，本文構建了研究假設的理論模型，如圖1所示。

四、研究設計

（一）樣本選擇

本文選擇中小企業板和創業板科技型上市公司作為研究樣本，樣本財務數據來源于國泰安CSMAR數據庫。由于本文采用的《北京大學數字普惠金融指數（第二期）》所對應的時間段為2011—2018年，但寫作之時2018年的技術創新度量指標——企業專利申請數尚未披露而無法獲取，因而樣本數據的選擇為2011—2017年期間。在收集到的2011—2017年數據基礎上，進行以下處理和篩選：（1）剔除ST（特別處理股票）和*ST（具有退市風險的特別處理股票）企業；（2）剔除樣本數據缺失大于50%的公司；（3）剔除數據存在明顯異常值的公司；（4）剔除金融類公司。此外，為了避免極端值的影響，對所有連續變量進行上下1%的Winsorize處理，最終獲得的樣本總數為6 078組。

（二）變量設置

1.被解釋變量

本文采用企業價值作為被解釋變量，以托賓Q值作為量化指標[ 21-22 ]，記為Tobinq。

2.解釋變量

本文的解釋變量為數字普惠金融，以《北京大學數字普惠金融指數（第二期）》中所呈現的省級數字普惠金融指數來度量。為了得到進一步細化的研究結果，對三個一級維度指數進行回歸分析?？傊笖涤洖镮ndex，覆蓋廣度記為Cov，使用深度記為Usage，數字化程度記為Digit。數字普惠金融指數較其他企業財務指標大，因此將各指標除以100。

3.中介變量

本文的中介變量為企業技術創新產出。部分學者認為公司擁有的專利數或專利申請數比研發投入具有更低的不確定性和風險性，更能反映企業的技術創新水平，也更能代表企業技術創新的經濟價值[ 23-24 ]。加之部分中小企業內部制度不規范，財務狀況不透明，無法保證研發支出全部如實投入到技術研發項目，用研發投入等指標衡量企業技術創新能力有高估的可能。因此本文采用企業每年的專利申請數作為具體指標來衡量企業技術創新產出水平，記為Pat。

4.控制變量

為了避免其他因素的干擾，本文引入如下控制變量：企業規模，記為Scale；管理費用率，記為Mexp；資產負債率，記為Lev；行業，記為Ind；固定資產比率，記為FA。

（三）研究模型

通過模型（1）檢驗H1，即數字普惠金融與科技型中小企業價值的關系。根據H1，系數？茁1顯著為正。通過模型（2）檢驗H2，即數字普惠金融與技術創新的關系。根據H2，系數？茁2顯著為正。通過模型（3）檢驗H3，即技術創新能夠提升科技型中小企業價值，且在數字普惠金融與科技型中小企業價值作用中存在中介效應。根據H3，系數？茁3、？茁4顯著為正。

五、實證結果及分析

（一）描述性統計

本文對樣本數據進行了描述性統計，對各變量的分布特點進行描述，具體數據如表1所示。企業價值托賓Q值的均值為2.323，說明大部分科技型中小企業的市場價值較高。在國家對科技創新的政策鼓勵下，大部分外部投資者對科技型中小企業的發展前景比較看好。托賓Q最小值為1.053，最大值為8.137，標準差為1.316，說明不同科技型中小企業的發展存在一定差異，但總體來說差異不大；數字普惠金融指數平均值為1.939，最大值為3.299，最小值為0.324，標準差為0.779，總體來講數字普惠金融發展較好，但是不同地域之間的發展狀況存在差異，可能與當地的政策制定和科技發展水平有關；公司專利申請數取自然對數后均值為1.293，最小值為0，最大值為2.658；企業規模均值為9.327，最小值為8.585，最大值為10.345，標準差為0.369，說明樣本的企業規模差異不大，總資產數基本處于同一水平；固定資產比率均值為0.191，最小值為0.006，最大值為0.529，標準差為0.123，數據符合科技型中小企業低固定資產的特點；資產負債率均值為0.317，最小值為0.033，最大值為0.775，標準差為0.177，說明大部分科技型中小企業呈低杠桿狀態，對資產組成心態較為保守；管理費用率均值為0.122，最小值為0.017，最大值為0.423，說明公司內管理費用占營業收入比重差異較大，不同公司內部管理水平存在一定差異。數字普惠金融的三種一級維度指數總體趨勢與總指數差異不大，其中覆蓋廣度的均值較小，說明數字普惠金融的發展確實存在地域不均的情況。

（二）相關性分析

在進行回歸分析之前，要考慮變量之間是否存在多重共線性，因此，本文使用Pearson相關性分析法對變量之間的相關性進行檢驗，具體如表2所示。數字普惠金融與托賓Q值在1%的置信區間呈顯著正相關，說明數字普惠金融對企業價值有正向的促進作用，初步驗證了H1；技術創新產出與托賓Q值在1%的置信區間呈負相關，需要進一步檢驗后續回歸結果；數字普惠金融與技術創新產出在1%的置信水平呈顯著正相關，說明數字普惠金融對技術創新也起一定的促進作用。各控制變量與托賓Q值都呈顯著相關性，與選取變量時的預想相符，說明控制變量選取合理。另外，各變量VIF值均小于5，說明變量之間不存在多重共線性的問題。

（三）回歸分析

表3報告了模型（1）的回歸結果。根據變量間的回歸模型F值和調整后R2結果，可以得出模型具有較好的擬合度，能較好地解釋數字普惠金融與科技型中小企業價值的關系。數字普惠金融與企業價值具有正相關關系，并且在1%水平顯著，回歸系數為0.919。從經濟意義角度來看，數字普惠金融指數的增加會引起企業價值的提升。三個一級維度指數覆蓋廣度、使用深度、數字化程度均與企業價值呈1%的顯著正相關。

除了數字普惠金融指數，其他控制變量與企業價值也呈顯著相關性。資產負債率、固定資產比率、管理費用率對企業價值均起顯著促進作用，結果符合前文控制變量分析。綜上，數字普惠金融總指數能夠顯著提升科技型中小企業價值，本文提出的H1得到了驗證。

表4報告了模型（2）的回歸結果。根據變量間的回歸模型F值和調整后R2結果，可以得出模型具有較好的擬合度，能較好地解釋數字普惠金融與技術創新的關系。一級維度指數覆蓋廣度、數字化程度與技術創新均呈顯著正相關，但數字普惠金融使用深度和技術創新的回歸結果不顯著，可能的原因是：雖然數字普惠金融得到普及，但科技型中小企業受到管理層決策、企業規模、風險管控能力等因素的制約，在短期內可能無法實際深入利用數字普惠金融來提升自身的技術創新水平。

數字普惠金融總指數與技術創新在1%的水平顯著正相關，回歸系數為0.0256。從經濟意義來看，數字普惠金融指數每增加1個單位，對技術創新產生0.0256個單位的提升作用?；貧w結果支持H2。

表5報告了模型（3）的回歸結果。根據變量間的回歸模型F值和調整后R2結果，可以得出模型具有較好的擬合度。具體來看，數字普惠金融總指數與科技型中小企業價值在1%的水平顯著正相關，回歸系數為0.875；技術創新與科技型中小企業價值在5%的水平顯著正相關，回歸系數為0.102。但在加入技術創新這一中介變量后，一級維度指數數字化程度與企業價值的回歸結果不顯著，可能原因是數字普惠金融的便利性、低成本和信用化等特點易于在短期內對企業價值有顯著影響，而更長期、持續的根本性影響往往在于通過轉化為技術創新成果來深刻影響企業價值提升，這個過程可能需要較長時間。

本文采用中介模型檢驗程序，對模型（1）、模型（2）和模型（3）進行了逐步回歸，驗證了技術創新對數字普惠金融與科技型中小企業價值作用的中介效應。根據檢驗程序，模型（1）的回歸結果中，數字普惠金融與科技型中小企業價值在1%的水平顯著正相關，回歸系數？茁1為0.919；模型（2）的回歸結果中，數字普惠金融與技術創新在1%的水平顯著正相關，回歸系數？茁2為0.0256；模型（3）的回歸結果中，數字普惠金融與科技型中小企業價值在1%的水平顯著正相關，回歸系數？茁3為0.875；技術創新與科技型中小企業價值在5%的水平顯著正相關，回歸系數？茁4為0.102。根據中介效應檢驗程序，在？茁1顯著的情況下，？茁2、？茁4均顯著，說明技術創新在數字普惠金融與科技型中小企業價值作用中發揮中介效應；在此基礎上，系數？茁3顯著，說明技術創新對中小企業的價值提升作用中直接效應和中介效應都存在，即起到部分中介效應。H3得到驗證。

六、穩健性檢驗

（一）內生性問題處理

為盡可能消除因反向因果而導致的內生性問題，對核心解釋變量數字普惠金融指數分別進行滯后一期和滯后兩期處理，重新代入中介效應檢驗程序進行回歸分析。由此得到的回歸結果與前文基本保持一致，表明實證結果具有一定可靠性與穩健性。限于篇幅，結果未列示。

（二）替換變量法

參考邱晗等[ 25 ]的研究方法，采用《中國互聯網絡發展狀況統計報告》中的各省互聯網普及率與各省網民規模和二者的滯后一期值作為解釋變量數字普惠金融的替換變量。通過檢驗發現，實證結果與前文結論一致。限于篇幅，結果未列示。

七、進一步分析

有研究表明不同地區的金融環境不一，會造成數字普惠金融發展及企業持續成長的地區差異性。因此，為了進一步分析區域異質性對數字普惠金融與企業價值的影響，將樣本省份分為東部及中西部，并分別進行回歸分析（限于篇幅，具體分析結果未列示）。結果表明數字普惠金融指數與科技型中小企業價值在各個地區均具有正相關性。其中，東部地區數字普惠金融與企業價值在1%的水平顯著，回歸系數為0.93；數字普惠金融與技術創新在5%的水平顯著，回歸系數為0.0242；引入技術創新中介變量后，數字普惠金融與企業價值的回歸系數為0.894，技術創新與企業價值的回歸系數為0.107，并通過了5%的顯著性水平檢驗，說明技術創新起到了部分中介作用。與東部地區相比，中西部數字普惠金融指數雖然和科技型中小企業價值同樣顯著相關，但其回歸系數為0.859，小于東部地區。引入技術創新中介變量后，數字普惠金融與企業價值的回歸系數降為0.785，技術創新與企業價值正相關但不顯著。以上結果說明數字普惠金融在東部地區對科技型中小企業價值的提升作用明顯大于中西部地區。

八、結論及建議

基于2011—2017年中小板及創業板科技型中小企業樣本數據，實證研究了數字普惠金融對科技型中小企業技術創新及企業價值的影響，得出以下結論：數字普惠金融能夠促進科技型中小企業價值的提升；數字普惠金融能促進企業技術創新；技術創新對數字普惠金融與科技型中小企業價值起部分中介作用；我國各地區數字普惠金融對企業價值的影響并不均衡，東部地區數字普惠金融對科技型中小企業的價值提升作用更為顯著。

根據上述結論，得出以下啟示：第一，數字普惠金融政策制定者應重視科技型中小企業創新研發，利用數字普惠金融的普惠性，為科技型中小企業的技術創新營造公平的融資制度環境；加強落后地區的基礎網絡設施建設，強化對當地居民的數字化技術培訓，促進落后地區數字普惠金融的推廣與實踐，改善地區金融科技發展不平衡問題。第二，數字普惠金融平臺搭建者應通過“創新驅動”“數據驅動”等措施進行數字化改革創新，不斷完善數字普惠金融在支付、信貸、保險等方面的功能，發展智能支付、智慧網點、智能投顧、數字化融資等新模式，深化數字普惠金融數字化程度，擴大數字普惠金融覆蓋廣度。第三，企業應當完善配套設施，培養相關專業人才，積極推動區塊鏈、大數據、云計算等數字技術的應用和發展，為數字普惠金融促進企業技術創新打下堅實基礎。同時，企業應抓住數字普惠金融發展的良好契機，把握好投資機會，做好風險防控工作，實現企業價值提升的目標。另外，企業要順應數字化改革的浪潮，推動數字普惠金融的深入使用，緩解融資約束，從而保證更多的科技投入，增加技術產出，助力企業價值提升。

【參考文獻】

［1］ 謝周亮，周素華.數字金融是否推動了企業去杠桿：基于滬深A股上市公司的證據［J］.會計之友，2021（23）：23-29.

［2］ 何宏慶.數字金融助推鄉村產業融合發展：優勢、困境與進路［J］.西北農林科技大學學報（社會科學版），2020，20（3）：118-125.

［3］ 汪亞楠，葉欣，許林.數字金融能提振實體經濟嗎［J］.財經科學，2020（3）：1-13.

［4］ 翟華云，劉易斯.數字金融發展、融資約束與企業綠色創新關系研究［J］.科技進步與對策，2021，38（17）：116-124.

［5］ 唐松，伍旭川，祝佳.數字金融與企業技術創新：結構特征、機制識別與金融監管下的效應差異［J］.管理世界，2020，36（5）：52-66.

［6］ 陳玲玲.數字普惠金融、公司治理與企業并購［J］.會計之友，2022（16）：91-98.

［7］ 王淑娟，葉蜀君，解方圓.金融發展、金融創新與高新技術企業自主創新能力：基于中國省際面板數據的實證分析［J］.軟科學，2018，32（3）：10-15.

［8］ 陳庭強，徐勇，王磊，等.數字金融背景下金融風險跨市場傳染機制研究［J］.會計之友，2022（12）：47-52.

［9］ VICTOR M，SHARMA A.Lending technologies and access to finance for SMEs in the hospitality industry［J］.International Journal of Hospitality Management，2020（86）：192-197.

［10］ 梁榜，張建華.數字普惠金融發展能激勵創新嗎：來自中國城市和中小企業的證據［J］.當代經濟科學，2019，41（5）：74-86.

［11］ 李曉龍，冉光和.數字金融發展如何影響技術創新質量？［J］.現代經濟探討，2021（9）：69-77.

［12］ CLAESSENS S，LAEVEN L.Financial development，property rights，and growth［J］.Journal of Finance，2003，58（6）：2401-2436.

［13］ 肖作平.制度因素對資本結構選擇的影響分析：來自中國上市公司的經驗證據［J］.證券市場導報，2009（12）：40-47.

［14］ 唐松，楊勇，孫錚.金融發展、債務治理與公司價值：來自中國上市公司的經驗證據［J］.財經研究，2009（6）：4-15.

［15］ 張曉燕，李金寶.數字普惠金融、融資約束與企業價值：基于中國2011—2018上市A股公司的經驗數據［J］.金融發展研究，2021（8）：20-27.

［16］ 莊雷，王燁.金融科技創新對實體經濟發展的影響機制研究［J］.軟科學，2019（2）：43-46.

［17］ MA F F，LEI L X，CHEN Z Y.Digital finance and firm exit：mathematical model and empirical evidence from industrial firms［J］.Discrete Dynamics in Nature and Society，2021（2）：1-7.

［18］ ARMINGTON C，ACS Z.Endogenous growth and entrepreneurial activity in cities［R］.Center for Economic Studies Paper，2003.

［19］ 黃益平，邱晗.大科技信貸：一個新的信用風險管理框架［J］.管理世界，2021，37（2）：12-21.

［20］ CHEN H，YOON S S.Does technology innovation in finance alleviate financing constraints and reduce debt-financing costs？ Evidence from China［J］.Asia Pacific Business Review，2021.

［21］ LANG L H P，STULZ R M.Tobin's Q，corporate diversification，and firm performance［J］.Journal of Political Economy，1994，102（6）：1248-1280.

［22］ 隋靜，蔣翠俠，許啟發.股權制衡與公司價值非線性異質關系研究：來自中國A股上市公司的證據［J］.南開管理評論，2016，19（1）：70-83.

［23］ GRILICHES Z.Patent statistics as economic indicators：a survey［J］.Journal of Economic Literature，1990，28（4）：1661-1707.

［24］ HALL B H，HARHOFF D.Recent research on the economics of patents［J］.Annual Review of Economics，2012，4（1）：541-565.

［25］ 邱晗，黃益平，紀洋.金融科技對傳統銀行行為的影響：基于互聯網理財的視角［J］.金融研究，2018（11）：17-29.