林 夜，項桂娥

（池州學院 商學院，安徽 池州247000）

一、引言

1999 年，我國第一家第三方支付公司首信易的誕生標志著我國互聯(lián)網(wǎng)金融的開始。2012年，“互聯(lián)網(wǎng)金融”在我國開始被廣泛關注，并且隨著互聯(lián)網(wǎng)的迅猛發(fā)展，我國互聯(lián)網(wǎng)金融也成為世界互聯(lián)網(wǎng)金融中發(fā)展最快、最具有影響力的新興金融業(yè)態(tài)。2014年，互聯(lián)網(wǎng)金融首次出現(xiàn)在我國政府報告中，這表明互聯(lián)網(wǎng)金融的快速發(fā)展不僅給我國經(jīng)濟發(fā)展帶來了巨大的影響，同時保證其健康發(fā)展也成為我國政府關注的重點。從宏觀層面來看，互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展可以激發(fā)市場活力，刺激市場消費，為實體經(jīng)濟投資指明方向，同時與傳統(tǒng)金融競爭發(fā)展，可以促進我國金融結構的改革，提升金融效率，緩解我國區(qū)域金融發(fā)展不平衡的狀況；從微觀層面來看，互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展能夠增加信貸資金，降低企業(yè)的交易成本，緩解信息不對稱進而降低企業(yè)的融資約束。

企業(yè)績效不僅是衡量企業(yè)經(jīng)營效果和經(jīng)營能力的重要指標，同時也能夠反映企業(yè)的償債能力、可持續(xù)發(fā)展能力。但研究發(fā)現(xiàn)，當企業(yè)面臨的融資約束增大，不僅會阻礙企業(yè)的成長，同時由于資金不足企業(yè)會相應減少投資或參與外部經(jīng)濟活動進而影響企業(yè)績效[1]；梁曉琳等（2019）發(fā)現(xiàn)，我國高新技術企業(yè)績效隨著融資約束增大呈下降趨勢[2]；李春霞（2014）研究表明，隨著地區(qū)的金融發(fā)展不僅能夠緩解企業(yè)的融資約束，同時能夠降低企業(yè)的代理問題，提升企業(yè)投資效率，進而促進企業(yè)績效的提升[3]。那么，作為緩解地區(qū)金融不平衡的動因之一的互聯(lián)網(wǎng)金融是否能促進企業(yè)績效的增長？對于中小企業(yè)來說，在激烈的市場競爭中，企業(yè)創(chuàng)新力顯得格外重要，所以研發(fā)投入是否會對互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展與企業(yè)績效之間的關系產(chǎn)生影響？本文擬對此進行探討。

本文可能存在的貢獻：（1）豐富了互聯(lián)網(wǎng)金融研究的相關文獻。我國互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展迅猛，但時間較短，大多研究主要集中在研究互聯(lián)網(wǎng)金融與企業(yè)融資之間的關系，而未將研究繼續(xù)向企業(yè)內部延伸；（2）為研究企業(yè)績效影響因素提供了一個新視角。通過宏微觀互動的視角，考察地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展與企業(yè)績效之間的關系，并考察這種關系是否會因企業(yè)研發(fā)投入的增加或減少而改變。

二、理論分析與假設

（一）互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展與企業(yè)績效

1.融資約束

影響企業(yè)績效的重要因素之一就是融資約束，而互聯(lián)網(wǎng)金融對于企業(yè)融資約束緩解作用主要表現(xiàn)在規(guī)模和效率上。

從規(guī)模上看，互聯(lián)網(wǎng)金融的產(chǎn)生與發(fā)展為企業(yè)尤其是中小企業(yè)拓寬了融資渠道，提供了大量的信貸資金同時也降低了交易成本[4]。一方面，在信用審核方面，與傳統(tǒng)金融機構相比，互聯(lián)網(wǎng)金融得益于計算機技術與信息技術，所以審核快、門檻低，這不僅縮短企業(yè)獲得資金的時間成本，同時也提升了企業(yè)尤其是中小企業(yè)獲取資金的可能性[5]；另一方面，互聯(lián)網(wǎng)金融擁有強大的搜索能力，借用大數(shù)據(jù)、云計算等進行信息的搜索、匯總與處理，降低了信息的搜索成本、傳遞成本、議價成本進而降低融資成本，達到緩解中小企業(yè)面臨的融資約束的目的[6]。

從效率來看，互聯(lián)網(wǎng)金融不僅提高了儲蓄—投資之間的轉化效率，同時也影響信貸資金的分配效率。由于中小企業(yè)自身稟賦較差，企業(yè)體系不成熟、財務不規(guī)范以及信用資質等不僅影響企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營同時阻礙企業(yè)進行外部融資，所以，正是由于中小企業(yè)信息不對稱程度較高，因此存在較高的道德風險，進而使得放貸者產(chǎn)生逆向選擇，對即使符合條件的中小企業(yè)也會選擇拒絕放貸。而Love（2003）指出金融發(fā)展有助于降低企業(yè)信息不對稱的程度，幫助企業(yè)克服存在的“道德風險”和“逆向選擇”問題，進而緩解企業(yè)的融資約束[7]。Berger（2007）指出互聯(lián)網(wǎng)金融可減少企業(yè)的信息不對稱，達到了借貸雙方共贏的目標[8]?；ヂ?lián)網(wǎng)金融企業(yè)利用計算機信息技術與網(wǎng)絡通訊技術，通過大數(shù)據(jù)、云計算等手段獲取和分析與企業(yè)生產(chǎn)、經(jīng)營、投資與融資等相關信息，分析這些信息為互聯(lián)網(wǎng)金融企業(yè)主動評價中小企業(yè)的信用等級、還款能力等提供了便利。

所以，互聯(lián)網(wǎng)金融通過緩解企業(yè)尤其是中小企業(yè)的融資約束，滿足企業(yè)的融資需求，降低融資成本進而達到提升企業(yè)績效的目的。

2.投資效率

非效率投資主要包括投資不足與過度投資，這兩類均會損害公司的價值。Jensen et al.（1979）指出負債可以改善企業(yè)的非效率投資行為[9]。而我國學者通過研究也發(fā)現(xiàn)，不僅負債可以治理企業(yè)的非效率投資，同時當債權人的勢力更加強硬時，這種治理作用更強[10]。

從投資不足來看，由于融資約束的存在使得企業(yè)即使有預期較好收益的項目也無法及時籌集到足夠的資金。同時，相比于大型或集團企業(yè)而言，中小企業(yè)的內源融資不足，外源融資成本較高，使得企業(yè)管理層考慮雙重約束的情況下，放棄好的投資項目，進而導致投資不足。而互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展降低企業(yè)的融資約束，能夠及時為企業(yè)尤其是中小企業(yè)的投資提供充足的資金，進而緩解企業(yè)存在的投資不足問題。從投資過度角度來看，一方面，通過債務融資，面臨到期還款壓力，限制了管理層的自由度，同時預防了管理層在低收益項目上浪費更多資金；另一方面，當企業(yè)將資金投資到一些風險較大或者預期回報不高的項目，作為企業(yè)的利益相關者，債權人在考慮到自身資金安全的情況下會提出質疑與限制，以防止無效投資的發(fā)生，從而保證企業(yè)投資的有效性。并且，互聯(lián)網(wǎng)金融機構擁有發(fā)達的信息技術、計算機技術，相比于其他的債權人收集信息、處理信息的能力更強，在預防、發(fā)現(xiàn)并限制企業(yè)的過度投資方面處于優(yōu)勢。所以，互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展不僅促進地區(qū)金融發(fā)展，同時也能夠降低企業(yè)的代理成本，提升投資效率，進而促進企業(yè)績效的提升。

基于上述分析，提出假設1：其他條件相一致，企業(yè)績效會隨著互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展程度的提高而增加。

（二）研發(fā)投入的調節(jié)作用

從正向作用來看，研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投入可以顯著地提高企業(yè)長期績效[11]。Jefferson（2006）指出，隨著研發(fā)投入的增加，企業(yè)業(yè)績會隨之有顯著提高，并且在不同的行業(yè)，研發(fā)投入對企業(yè)業(yè)績的影響程度會有所不同[12]。對于我國企業(yè)來說，研發(fā)支出能夠促進績效提高，提升企業(yè)創(chuàng)新能力以及競爭力。所以，研發(fā)投入可能會擠占互聯(lián)網(wǎng)金融對于企業(yè)績效提升的作用。

從負向作用來看，一方面，由于R&D活動從設計、研發(fā)、投放到量產(chǎn)每個環(huán)節(jié)都需要大量資金的保證才能最終完成，一旦R&D投入中斷，企業(yè)將面臨違約以及設備閑置帶來的沉沒成本。R&D投入不僅產(chǎn)生的收益具有滯后性，且風險較大，作為理性的債權人很少會選取此類高風險的項目；另一方面，由于R&D項目涉及關鍵技術、專利等方面的信息，基于保密性使得企業(yè)在研發(fā)過程中會減少相關信息的披露，而具體的進度和風險這些相關信息外部人員也很難獲取，所以信息不對稱問題更加嚴重。這使得企業(yè)在R&D項目上獲取外部融資的可能性降低，或者獲取外部融資成本大幅增高。所以，基于這種情況作為放貸人的互聯(lián)網(wǎng)金融機構會更加慎重考慮擁有較高研發(fā)投入的企業(yè)。

基于上述分析，提出假設2：其他條件相一致，研發(fā)投入的增加會減弱互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展對于企業(yè)績效提升的正向作用。

三、研究設計

（一）樣本的選取與數(shù)據(jù)來源

本文以2014—2016年創(chuàng)業(yè)板和中小板上市制造業(yè)企業(yè)為研究對象，并剔除了數(shù)據(jù)缺失的公司，最終獲得樣本數(shù)量為588。樣本公司的數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫和北京大學數(shù)字金融研究中心指數(shù)報告以及公司年報中手工收集。數(shù)據(jù)前期處理工具為Excel，統(tǒng)計軟件為Stata15。為了剔除極端值的影響，對連續(xù)變量上下1%的樣本進行了Winsorize處理。

（二）模型設計與變量定義

1.模型設計

為檢驗假設1，建立如下回歸模型：

為檢驗假設2，建立如下回歸模型：

2.變量定義

（1）被解釋變量：企業(yè)績效（TobinQ），采用市值/資產(chǎn)總計相對指標進行衡量，考慮到可能存在的內生性以及企業(yè)的籌融資行為帶來的影響具有滯后性，所以將TobinQ做滯后一年處理。

（2）解釋變量：互聯(lián)網(wǎng)金融（IF），互聯(lián)網(wǎng)金融采用北京大學數(shù)字金融研究中心發(fā)布的《互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展指數(shù)第三期》的地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展指數(shù)的自然對數(shù)，用來衡量地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展程度，數(shù)值越大說明該地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展程度越高；研發(fā)投入（RD），采用研發(fā)支出/總資產(chǎn)相對指標進行衡量；IF×RD為互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展與研發(fā)投入交互變量，為避免檢驗模型中可能的共線性問題，已采取了中心化處理。

（3）控制變量：本文選取融資約束（FCI）、股權集中度（Con）、現(xiàn)金流（Cf）、企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負債率（Lev）、產(chǎn)權性質（State）。同時為了控制固定效應的影響，我們還控制了年份變量。其中的融資約束采用翟淑萍等（2012）研究得出的指數(shù)作為衡量指標[13]。

其中：ΔPr 為每股股利變化，Ln A 為企業(yè)規(guī)模，Slack 為財務松弛=（現(xiàn)金+交易性金融資產(chǎn)+0.5×存貨+0.7×應收賬款- 短期借款）/固定資產(chǎn)凈值，Cf/A 為企業(yè)現(xiàn)金流量占總資產(chǎn)的比重，Sgr 為營業(yè)收入增長率。該指數(shù)越大表明企業(yè)面臨的融資約束越大。

其他變量定義：State 為啞變量，是否為國有控股，是取1，不是取0；Size 取公司資產(chǎn)總額的自然對數(shù)；Lev=負債總額/資產(chǎn)總額；Con 為第一大股東的持股比例；Cf=經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量的凈額/期初總資產(chǎn)。

四、實證結果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表1 為主要變量的描述性統(tǒng)計結果，可以發(fā)現(xiàn)：（1）企業(yè)績效（TobinQ）指標均值為3.653，最大值為20.69，最小值為0.336，標準差為2.689，說明我國制造業(yè)的中小企業(yè)績效普遍較低，且各企業(yè)之間存在著較大差異；（2）互聯(lián)網(wǎng)金融（IF）指標均值為5.577，最大值6.862，最小值4.080，標準差為0.690，說明我國互聯(lián)網(wǎng)金融在不斷發(fā)展，但是地區(qū)之間仍存在巨大的差異；（3）研發(fā)投入（RD）指標均值為0.0216，最大值為0.274，最小值為0，說明我國制造業(yè)的中小企業(yè)R&D投入普遍較少，針對于提高創(chuàng)新能力的投入有待提高。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

表2 相關性分析

（二）相關性檢驗

表2為相關性分析，從中可以看出，采用TobinQ來衡量的企業(yè)績效與互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展程度（IF）呈顯著正相關，與RD來衡量企業(yè)的R&D投入也呈顯著正相關，與互聯(lián)網(wǎng)金融與研發(fā)投入的交互項呈負相關但不顯著，而與融資約束呈顯著負相關。由于相關性分析僅單一考慮變量之間的關系，所以還需要進行多元回歸分析才能確定變量之間的關系。同時，表2中所有相關系數(shù)都在0.5以下，不存在影響回歸結果的多重共線性問題。

（三）回歸分析

1.互聯(lián)網(wǎng)金融與企業(yè)績效

從表3第2列列示回歸結果來看，互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展程度與企業(yè)業(yè)績在1%水平上呈顯著正相關，這說明地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展程度越高，越能夠有效地增加該地區(qū)制造業(yè)中小企業(yè)的績效，從回歸結果來看假設1是成立的，即其他條件相一致，企業(yè)R&D投入會隨著互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展程度的提高而增加。表3第3列至第4列回歸結果顯示：按照融資約束的樣本中位數(shù)進行分組，融資約束較高組（FCI1=1）互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展程度與企業(yè)績效在5%水平上呈顯著正相關，而融資約束較低組（FCI1=0）互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展程度與R&D投入雖呈正相關但不顯著。這說明，當企業(yè)面臨的融資約束較高時，互聯(lián)網(wǎng)金融的擴充融資渠道、緩解信息不對稱等功能對于企業(yè)業(yè)績發(fā)揮的正向作用要大于面臨融資約束較低時，即再次印證假設1是成立的。

2.互聯(lián)網(wǎng)金融、研發(fā)投入與企業(yè)績效

表3第5列回歸結果顯示：互聯(lián)網(wǎng)金融與企業(yè)績效在5%水平上呈顯著正相關，研發(fā)投入與企業(yè)績效在1%水平上呈顯著正相關，而互聯(lián)網(wǎng)金融與研發(fā)投入交互項與企業(yè)績效在10%水平上呈顯著負相關。從回歸結果來看，一方面互聯(lián)網(wǎng)金融與研發(fā)投入都能夠有效提升企業(yè)績效，但另一方面可以看出研發(fā)投入的增加能夠減弱互聯(lián)網(wǎng)金融對于企業(yè)績效的增量作用，即假設2是成立的。同時，表3第6列至第7列回歸結果顯示：按照融資約束的樣本中位數(shù)進行分組，在融資約束較高的組（FCI1=1）交互項與企業(yè)績效呈負相關但不顯著，而在融資約束較低組（FCI1=0）交互項與企業(yè)績效在1%水平上呈顯著正相關。這是由于融資約束較高的組互聯(lián)網(wǎng)金融對于企業(yè)績效的正向作用要明顯高于融資約束較低組，所以在融資約束較高組研發(fā)投入減弱、互聯(lián)網(wǎng)金融增加企業(yè)績效的正向作用的效果沒有融資約束較低組顯著，即再次印證假設2是成立的。

表3 互聯(lián)網(wǎng)金融、研發(fā)投入與企業(yè)績效回歸分析（OLS回歸）

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗結果的穩(wěn)健性，本文嘗試了如下敏感性測試：（1）縮小樣本僅選取創(chuàng)業(yè)板作為研究對象，結果基本保持不變；（2）企業(yè)績效選取ROA，且做滯后一年處理，結果基本保持不變；（3）融資約束指標衡量替換成SA 指數(shù)[14]，結果基本保持不變。

五、研究結論

本文以2014—2016年創(chuàng)業(yè)板和中小板上市制造業(yè)企業(yè)為研究對象，以融資約束為橋梁，考察地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展程度與中小企業(yè)的企業(yè)績效之間的關系，并且考察研發(fā)投入對于兩者關系的影響。實證結果表明：（1）地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展程度與中小企業(yè)的企業(yè)績效呈顯著正相關；（2）按照融資約束指數(shù)分組，發(fā)現(xiàn)當面臨的融資約束大時，地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展程度對企業(yè)績效產(chǎn)生的增量作用顯著高于融資約束較小時。中小企業(yè)融資約束越大，互聯(lián)網(wǎng)金融一方面可以拓寬融資渠道，另一方面能夠降低企業(yè)的代理成本，提升投資效率；（3）企業(yè)研發(fā)投入的增加能夠減弱互聯(lián)網(wǎng)金融對于企業(yè)績效的正向作用，而這種效果在融資約束較小的情況下更為顯著。

本文啟示：伴隨著互聯(lián)網(wǎng)的迅速發(fā)展，互聯(lián)網(wǎng)金融的產(chǎn)生與發(fā)展極大地緩解了中小企業(yè)的融資壓力，降低了融資成本，并且能夠幫助企業(yè)緩解代理問題，提高投資效率。從中小企業(yè)角度來看，一方面，當企業(yè)在面臨融資困境可以尋求互聯(lián)網(wǎng)金融的幫助，緩解融資約束，同時也能夠將籌集的資金用于提升企業(yè)績效的項目中，但是由于互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展時間較短，在利用互聯(lián)網(wǎng)金融籌集資金的同時要警惕潛在風險如信息泄露等；另一方面，雖然企業(yè)進行研發(fā)投入能夠帶來未來企業(yè)績效的提升，但如果企業(yè)面臨較大融資約束的情況下不應該盲目增加研發(fā)投入，要考慮到如何籌集資金，并且做好資金的分配。從國家角度來看，一方面應該加快我國金融市場化改革，更好地解決中小企業(yè)、非國有企業(yè)所面臨的融資困境，進而促進我國中小企業(yè)創(chuàng)新投入的提升；另一方面需要進一步規(guī)范互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展，促進我國經(jīng)濟健康有序發(fā)展。

本文局限性：由于互聯(lián)網(wǎng)金融在我國發(fā)展時間較短，專門研究的機構較少，本文研究互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展程度采用北京大學數(shù)字金融研究中心發(fā)布的《互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展指數(shù)第三期》的地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展指數(shù)，該指數(shù)由于只更新到2016年3月，所以本文的研究無法選取到最新數(shù)據(jù)。