陳 倩，史桂芬

(東北師范大學 經(jīng)濟與管理學院， 長春 130117)

一、引言

隨著金融與大數(shù)據(jù)、云計算和區(qū)塊鏈等數(shù)字技術的深度融合，諸多金融創(chuàng)新模式不斷涌現(xiàn)，催生了數(shù)字普惠金融的新業(yè)態(tài)，推動了中國多層次資本市場的構建(王曙光等，2014)[1]。數(shù)字普惠金融具有交易成本低、配置效率高的市場化特征，其通過技術溢出效應，不斷提高商業(yè)銀行的全要素生產(chǎn)率，改變傳統(tǒng)金融市場環(huán)境(沈悅和郭品，2015)[2]。在此過程中，實體企業(yè)的外部融資環(huán)境不斷得到優(yōu)化，尤其是長期存在分散化資金需求的中小企業(yè)。作為中國經(jīng)濟增長主要推動力的中小企業(yè)(1)依據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》2020年的數(shù)據(jù)整理得到，中小企業(yè)為中國提供了超50%的稅收、超60%的GDP、超70%的科技創(chuàng)新成果和超80%的就業(yè)。，國家正大力倡導數(shù)字普惠金融緩解其融資難、融資貴的發(fā)展困境，試圖利用數(shù)字普惠金融的“長尾效應”和普惠性打破傳統(tǒng)金融機構信貸體系的“二八定律”，精準匹配中小企業(yè)的融資需求，激勵中小企業(yè)創(chuàng)新升級(Ozili，2018)[3]。此外，在地方政府專項普惠政策的扶持下，數(shù)字普惠金融具有顯著的包容性特征，能夠解除中小企業(yè)的金融壓制，提高中小企業(yè)的金融服務可得性(王馨，2015)[4]。因此，數(shù)字普惠金融在賦能中小企業(yè)發(fā)展方面成為政府和學術界關注的熱點。

數(shù)字普惠金融作為一種新的金融發(fā)展模式，為全國各地中小企業(yè)與金融機構之間搭建了一條“數(shù)字化金融橋梁”，其依靠大數(shù)據(jù)分析優(yōu)勢促進中小企業(yè)與金融機構之間的雙向選擇。但是近年來，中國實體經(jīng)濟與虛擬經(jīng)濟增長出現(xiàn)失衡，金融市場服務實體經(jīng)濟的能力低下，金融資本出現(xiàn)“脫實向虛”現(xiàn)象(何啟志和彭明生，2017)[5]。從圖1可以看出，在數(shù)字普惠金融迅速發(fā)展的同時，中小企業(yè)實體經(jīng)濟的經(jīng)營效益卻在不斷下滑，而同為中小企業(yè)進行融資的中小板股票市場卻在數(shù)字金融井噴式發(fā)展的2015年開始經(jīng)歷了大幅度波動，虛擬經(jīng)濟越來越熱。數(shù)字普惠金融作為一種金融資本，逐利性本質(zhì)可能促使其存在脫離基本面的過度投機行為，從而助長了股市泡沫。因此，數(shù)字普惠金融、股票市場與中小企業(yè)之間的資金流向和轉化形式值得深入探究。在普惠政策助推下，數(shù)字金融的資金是否流入中小企業(yè)為實體經(jīng)濟服務？還是僅在金融市場內(nèi)部空轉？

圖1 數(shù)字普惠金融、股票市場與中小企業(yè)發(fā)展趨勢圖

為了回答上述問題，本研究試圖通過數(shù)理模型和時變的實證檢驗模型，闡釋數(shù)字普惠金融、股票市場與中小企業(yè)之間的資金融通關系，探究三者之間的資金流向和轉化形式，從而辨析數(shù)字普惠金融是否有效賦能中小企業(yè)發(fā)展。本研究可能的貢獻有以下三點：第一，將超額收益最大化的效用理論與風險溢價模型相結合構建數(shù)理模型，提出數(shù)字普惠金融在賦能中小企業(yè)發(fā)展方面資金融通的理論分析框架。第二，與利用不變參數(shù)計量模型進行分析不同，本研究采用時變向量自回歸模型(TVP-SV-VAR)的等間隔脈沖響應和不同時點脈沖響應函數(shù)，捕捉系統(tǒng)變量的結構突變和漸變特征，探究數(shù)字普惠金融賦能中小企業(yè)發(fā)展的動態(tài)路徑演變。第三，考慮到數(shù)字普惠金融在不同經(jīng)濟金融環(huán)境下賦能中小企業(yè)發(fā)展的區(qū)域差異性，進行空間異質(zhì)性分析，為數(shù)字普惠金融在不同地區(qū)協(xié)同推進中小企業(yè)發(fā)展提供政策啟示。

二、文獻回顧

(一)中小企業(yè)融資難題

中小企業(yè)作為推動中國經(jīng)濟發(fā)展的重要力量，其融資難題一直是國家想要竭力解決的重要問題。中小企業(yè)發(fā)展過程中存在嚴重的資金缺口，大多數(shù)中小企業(yè)內(nèi)源性資金不足，難以維持正常經(jīng)營，而外部融資因信息披露不徹底、財務報表不規(guī)范以及抵押品不足受到諸多限制(姚耀軍和董鋼鋒，2015)[6]。大多數(shù)中小企業(yè)在發(fā)展初期注重經(jīng)營效應而忽略了企業(yè)征信情況，導致很難從銀行等傳統(tǒng)金融機構獲取信用貸款，借貸信息不匹配是其難以獲得信貸資金的源頭(蔡苓，2016)[7]。中小企業(yè)與銀行之間嚴重的信息不對稱，使得銀行難以把控信貸風險，從而對中小企業(yè)存在一定的體制歧視，導致中小企業(yè)的貸款門檻不斷提升(許坤，2018)[8]。同時，金融體制扭曲導致的金融抑制問題也是中小企業(yè)融資難的外部因素，大銀行資金實力充足，但受到政府政策的限制，貸款指標往往分配給盈利高、規(guī)模大的公司，導致中小企業(yè)的銀行信貸融資難度很大，尤其是非國有中小企業(yè)(李廣子等，2016)[9]。此外，商業(yè)銀行在信貸管理上很少對基層進行授信，金融機構采取“一刀切”的分類方式，使得很多發(fā)展良好的中小企業(yè)也很難獲得貸款(任秋瀟和王一鳴，2021)[10]。為了解決中小企業(yè)融資難問題，國內(nèi)外學者曾分別從建立良好銀企關系、完善制度法規(guī)、構建多層次信用評估體制以及信用擔保等方面對緩解中小企業(yè)融資難問題提出建議(Berlin and Mester，1998；王麗珠，2009；胡海青等，2012；湯瑩瑋，2018)[11～14]。然而，中小企業(yè)的融資困境仍未能夠得到有效解除，特別是新冠肺炎疫情暴發(fā)以來，中小企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營環(huán)境的不確定性增加，面臨的金融資本需求缺口增大，其融資約束進一步加劇(郎香香等，2021)[15]。

(二)數(shù)字普惠金融緩解中小企業(yè)融資困境

近年來，隨著金融與數(shù)字技術的深度融合，數(shù)字金融應運而生，其依靠大數(shù)據(jù)優(yōu)勢在網(wǎng)絡共享平臺上進行融資的金融模式，為緩解中小企業(yè)融資難題提供了一條快捷高效的數(shù)字化道路(謝雪燕和朱曉陽，2021)[16]。數(shù)字普惠金融高效快捷的網(wǎng)絡信息處理技術提升了其對不同企業(yè)的風險定價能力，傳統(tǒng)金融機構的“盲區(qū)”得到解除，金融市場中長尾資金的流動性得以釋放，從而緩解了中國中小企業(yè)因規(guī)模小、風險防御能力弱而難以從傳統(tǒng)金融機構獲得融資的困境(巴曙松，2020)[17]。

一方面，數(shù)字普惠金融通過提升金融服務可得性緩解了中小企業(yè)的融資約束。數(shù)字金融的網(wǎng)絡借貸模式，將資金供求雙方的借貸信息在數(shù)字平臺進行空間及地域的適度匹配，形成了企業(yè)外援融資渠道的多元化，降低了中小企業(yè)獲得信貸資金的門檻。同時，國家對數(shù)字金融相關普惠政策的落實，提高了中小企業(yè)的金融服務可得性，中小企業(yè)與金融機構之間信息不對稱的壁壘被強制破除，銀行業(yè)不得不利用金融科技手段擴大業(yè)務規(guī)模，提升金融服務對中小客戶的覆蓋廣度(封思賢和郭仁靜，2019)[18]。另一方面，數(shù)字普惠金融通過降低融資成本緩解了中小企業(yè)的融資約束。數(shù)字普惠金融利用大數(shù)據(jù)記錄企業(yè)在網(wǎng)絡平臺中展開的經(jīng)營記錄和交易行為，對中小企業(yè)的借貸信用進行評估，這種數(shù)字技術的風險評估模式大大降低了資金的交易成本(劉曉光和劉嘉桐，2020)[19]。此外，數(shù)字普惠金融的科技溢出效應推動了傳統(tǒng)金融機構的積極變革，商業(yè)銀行衍生出新的數(shù)字化產(chǎn)品和便捷化服務理念，在提升金融市場全要素生產(chǎn)率的同時，也將中小企業(yè)的單位融資成本攤薄，為中小企業(yè)融資帶去了紅利(陳廉等，2021)[20]。因此，數(shù)字普惠金融豐富了資金來源、降低了融資成本，重塑了金融市場的現(xiàn)有競爭格局，為中小企業(yè)帶來了顯著的創(chuàng)新激勵效應(萬佳彧等，2020)[21]。

(三)數(shù)字普惠金融賦能中小企業(yè)發(fā)展面臨的挑戰(zhàn)

中小企業(yè)獲得資金支持加速創(chuàng)新發(fā)展，在推動經(jīng)濟增長的同時促進金融市場發(fā)展，實體經(jīng)濟與金融體系相互注入動力，兩者相互促進、相輔相成(安寶洋，2014)[22]。但近年來中國實體經(jīng)濟與虛擬經(jīng)濟增長出現(xiàn)失衡，大量資本并未有效服務于實體經(jīng)濟的長期生產(chǎn)，而是涌入更高收益的金融行業(yè)，金融市場服務實體經(jīng)濟的能力低下，資金出現(xiàn)“脫實向虛”現(xiàn)象(黃群慧，2017)[23]。在微觀經(jīng)濟層面，“蓄水池”理論指出，非金融企業(yè)持有適量的金融資產(chǎn)是為了儲備流動性，但若企業(yè)過度金融化，非金融企業(yè)為了增加金融資產(chǎn)投資而大量減少生產(chǎn)性投資，會顯著降低企業(yè)的實體投資效率，從而出現(xiàn)“脫實向虛”(胡奕明等，2017)[24]。在宏觀經(jīng)濟層面，“脫實向虛”是指金融體系的結構與實體經(jīng)濟的最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結構不匹配，不能有效發(fā)揮金融體系的功能，同時弱化貨幣政策提振實體經(jīng)濟的效果(林毅夫等，2019)[25]。數(shù)字普惠金融作為創(chuàng)新的金融模式，其依靠大數(shù)據(jù)分析技術為金融系統(tǒng)構造了一種新的“生產(chǎn)函數(shù)”。在金融體系全要素生產(chǎn)率提高的同時，現(xiàn)存金融業(yè)態(tài)的穩(wěn)定性在創(chuàng)新模式?jīng)_擊下必然會受到負面影響，尤其是金融監(jiān)管方面(邱晗等，2018)[26]。監(jiān)管體制的缺失使得資金流向得不到追蹤，企業(yè)從數(shù)字普惠金融平臺獲得融資后并未將資金用于實體產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，而是在股市進行過熱的金融投資，企業(yè)的過度金融化進而導致股市出現(xiàn)泡沫，甚至引發(fā)股市的崩盤風險(彭俞超等，2018)[27]。從金融資本的功能出發(fā)，數(shù)字普惠金融與股票市場能夠在金融市場上相互補充，同時為中小企業(yè)提供融資渠道，進行有效資源配置，然而，資本的逐利性本質(zhì)以及監(jiān)管系統(tǒng)的漏洞使得市場參與者利用市場縫隙進行短期投機行為，金融資本未能服務于中小企業(yè)實體經(jīng)濟，而是在金融系統(tǒng)內(nèi)部空轉，造成金融市場的動蕩(何啟志和彭明生，2017)[5]。

綜上所述，現(xiàn)有研究大多闡述了中小企業(yè)的融資困境以及數(shù)字普惠金融對中小企業(yè)融資困境的緩解優(yōu)勢，少有文獻探究數(shù)字普惠金融在賦能中小企業(yè)發(fā)展過程中的資金流向和轉化形式。而且中國經(jīng)濟金融發(fā)展存在嚴重的區(qū)域失衡，中小企業(yè)本身也存在地域性差異，該差異勢必會影響數(shù)字普惠金融對不同區(qū)域中小企業(yè)賦能的程度，但目前尚無文獻對此展開異質(zhì)性分析。鑒于此，本研究構建數(shù)字普惠金融、股票市場和中小企業(yè)三者之間資金流動的作用機制，結合時變的時間序列模型實證探究數(shù)字普惠金融賦能中小企業(yè)發(fā)展過程中資金的流動路徑，并進一步進行東部、中部和西部的區(qū)域異質(zhì)性分析。

三、金融資本流動路徑機制分析

(一) 金融資本流動的效用理論基礎

假定資本市場不存在交易成本，市場參與者追求超額收益的效用最大化，在離散情況下，投資者決策依據(jù)當前一期和當前一期所有信息集It下對未來一期的預測。記H為數(shù)字普惠金融籌集的資本，r為中小企業(yè)的融資效率，λ為中小企業(yè)的資本管制參數(shù)，其中，λ∈(0,1)，表示中小企業(yè)的資本運營效率，λ增大表示中小企業(yè)實體經(jīng)濟運營的改善，經(jīng)濟發(fā)展較快地區(qū)該參數(shù)較大。數(shù)字普惠金融的資金流入中小企業(yè)，能夠獲得的投資收益為λHr。同時，記R為股票市場的投資收益率，當投資者預期股票市場的投資收益率R更具有吸引力時，數(shù)字普惠金融的資金便會流入股票市場尋求超額收益最大化，并在獲利后迅速轉移，獲得的投機收益為HR。將資金流入股票市場與流入中小企業(yè)所獲得投資收益的差值作為數(shù)字普惠金融資本的超額收益W，兩者之差為：

W=|HR-λHr|

(1)

超額收益的期望為：

E(W)=μW=H|E(R)-λE(r)|

(2)

其方差為：

(3)

由式(3)可得：

(4)

將式(4)代入式(2)可得：

(5)

其中，

(6)

(7)

其中，參數(shù)ε1>0，刻畫了金融資本的逐利性，參數(shù)ε2刻畫了資本持有者的風險厭惡程度。假定資本市場參與者都為風險厭惡者，即ε2>0。

結合式(5)，數(shù)字金融資金尋求超額收益效用最大化問題可表示為：

用拉格朗日乘法求解上述最優(yōu)化問題，其一階條件為：

(8)

綜合式(2)、式(6)和式(8)可得：

(9)

(二)數(shù)字普惠金融、股票市場與中小企業(yè)資金融通

數(shù)字普惠金融和股票市場都是資金從金融市場流向?qū)嶓w經(jīng)濟的渠道，都能夠為中小企業(yè)提供融資服務。股票市場的投資收益率為R，R的期望為：

(10)

其中，pt為當期的股價，E(pt+1|It)為基于當前所有信息集It下未來一期股價的預期，D為持倉期間所得紅利，由式(10)可得：

E(pt+1|It)=ptE(R)+pt-D

(11)

(12)

股票市場是為中小企業(yè)融資的渠道之一，所以假定股票市場的投資收益率是中小企業(yè)融資效率的函數(shù)，將兩者表示為具有時變性的一般形式：

r=f(R)f′(R)>0

(13)

其中，f′(R)能夠刻畫中小企業(yè)利用股票市場進行融資的邊際融資效率，其值越大表示該融資渠道越暢通，滿足f′(R)∈(0，1)。同時，因為股票市場的投資收益與中小企業(yè)的生產(chǎn)收益率之間是完全單調(diào)的，故存在反函數(shù)：

R=f-1(r)f-1′(r) >0

(14)

(15)

由前文對股票市場和中小企業(yè)實體經(jīng)濟運行狀況的闡釋和圖1的分析可知，中國資本市場參與者對股票市場投資收益率的預期會高于中小企業(yè)實體經(jīng)濟的投資收益率預期，因此由式(15)可得：

(16)

由式(16)對H求偏導：

(17)

(18)

結合式(11)和式(17)有：

(19)

由式(18)和式(19)可知，當資本市場參與者對股票市場的投資收益率預期比對中小企業(yè)的生產(chǎn)性投資收益更高時，數(shù)字普惠金融的發(fā)展會降低中小企業(yè)的資本管制參數(shù)，中小企業(yè)會將獲得的金融資金投入股票市場進行短期投機尋求超額收益，而不是用于企業(yè)長期的生產(chǎn)性投資。同時，數(shù)字普惠金融的快速發(fā)展會使股票市場的股價有上升預期。當投資者認為股票市場更具有吸引力時，由于金融資本的逐利性特征，數(shù)字普惠金融籌集的金融資本就會流入股票市場進行投機套利。此外，從式(19)還可以看出，數(shù)字普惠金融對股票市場的影響程度與中小企業(yè)的整體運營現(xiàn)狀相關，當企業(yè)的資本管制參數(shù)越低以及股票市場為中小企業(yè)融資的渠道越閉塞時，數(shù)字普惠金融的膨脹使得投資者對股價上升的預期就越大，流入股票市場的金融資金就越多。

金融資本本質(zhì)上是為實體經(jīng)濟注入活力，如果金融市場的資金不能有效流入實體經(jīng)濟為其長期發(fā)展服務，而只是在金融系統(tǒng)內(nèi)部空轉尋求超額收益，就會出現(xiàn)金融資本的“脫實向虛”。綜合上述分析，提出如下假設：

H1：數(shù)字普惠金融在賦能中小企業(yè)實體經(jīng)濟發(fā)展方面存在“脫實向虛”現(xiàn)象，金融資本因短期投機行為而在數(shù)字普惠金融與股票市場之間空轉。

H2：在中小企業(yè)資本管制參數(shù)較低和融資效率不高的地區(qū)，即發(fā)展速度較慢地區(qū)，“脫實向虛”現(xiàn)象越明顯。

四、實證分析

(一)模型介紹

TVP-SV-VAR模型是對VAR模型進行時變參數(shù)處理而提出的，該模型假定參數(shù)能夠隨著時間變動，因此可以靈活分析變量之間的相互影響路徑，同時捕捉經(jīng)濟結構的突變和漸變特征。在VAR模型基礎上表示出簡化后的結構向量自回歸(SVAR)模型：

Yt=B1Yt-1+…+BPYt-p+et

(20)

式(20)中，Yt為k×1維的內(nèi)生變量組成的列向量；p是滯后階數(shù)；et～N(0,Ω)；Bi=A-1Fi，i=1,2,…,p，其中，A是k×k維的下三角矩陣，F(xiàn)i(i=1,2,…，p)是k×k維滯后項系數(shù)矩陣。式(20)中所有參數(shù)都不隨時間變動，對模型進行時變參數(shù)處理，假定參數(shù)可以隨著時間變化而發(fā)生變動，將式(20)轉化為：

Yt=B1tYt-1+…+BPtYt-p+et，et～N(0,Ωt)

(21)

βt+1=βt+μβtαt+1=αt+μαtht+1=ht+μht

(22)

(23)

(二)變量選取及平穩(wěn)性分析

數(shù)字普惠金融發(fā)展指標。選取郭峰等(2020)[30]發(fā)布的北京大學數(shù)字普惠金融指數(shù)，該指數(shù)有效刻畫了中國數(shù)字金融的發(fā)展軌跡。

股票市場指標。選取中小板股票市場籌資額，該數(shù)據(jù)可以測度中小企業(yè)在股票市場某一時期的融資水平，數(shù)據(jù)來源于CEIC數(shù)據(jù)庫。

中小企業(yè)發(fā)展指標。選取中小企業(yè)發(fā)展指數(shù)，該數(shù)據(jù)可以有效反應中小企業(yè)的景氣和運行情況，數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫。

鑒于數(shù)據(jù)可得性(3)Wind數(shù)據(jù)庫中的中小企業(yè)發(fā)展指數(shù)從2011年開始核算，同時北京大學數(shù)字金融研究中心編制的省級數(shù)字普惠金融發(fā)展指數(shù)目前更新到2020年。，所采用數(shù)據(jù)的時間跨度為2011—2020年的季度數(shù)據(jù)(4)北京大學數(shù)字金融研究中心編制的數(shù)字普惠金融發(fā)展指數(shù)是年度指標，本文采用Eviews11的二次插值法對該指標進行了年度到季度數(shù)據(jù)的頻率轉換。。由于平滑時間序列數(shù)據(jù)可能存在大幅波動和異方差，因此對數(shù)字普惠金融發(fā)展指數(shù)、中小板股票市場籌資額以及中小企業(yè)發(fā)展指數(shù)進行對數(shù)處理，并將處理后的變量分別命名為DIFI、SMESF和SMEDI。

對序列變量進行平穩(wěn)性檢驗，結果如表1所示。從表1可以看出，三個指標的水平變量均不平穩(wěn)，但是其一階差分在1%的顯著性水平下都是平穩(wěn)序列。因此，采用三個序列變量的一階差分構建TVP-SV-VAR模型。

表1 序列平穩(wěn)性檢驗結果

(三)實證結果與分析

1.參數(shù)估計結果

表2為TVP-SV-VAR模型的參數(shù)估計結果。從表2可以看出，后驗均值均落在95%的置信區(qū)間內(nèi)，收斂診斷值均不大于1.96，說明參數(shù)在5%的顯著性水平下接受收斂性原假設。同時，所有參數(shù)的無效因子值都較小，最大為11.650，即MCMC抽樣10000次可獲得不相關樣本約858(10000/11.65)份，所以有效樣本量足以滿足模型的參數(shù)估計，說明MCMC算法對參數(shù)的后驗分布進行了有效抽樣，可以進行時變的脈沖響應分析。

表2 TVP-SV-VAR模型參數(shù)估計結果

2.時變脈沖響應分析

圖2呈現(xiàn)的是等間隔脈沖響應函數(shù)圖，考慮到金融資本的逐利性和中小企業(yè)的生產(chǎn)周期，等間隔脈沖響應的滯后期選擇3個月、6個月和12個月，分別反映數(shù)字普惠金融、股票市場和中小企業(yè)之間資金流向在短期、中期和長期的動態(tài)路徑。

從圖2可以看出，針對股票市場一個單位的正向沖擊，中小企業(yè)在短期和中期的響應路徑為負，在長期的動態(tài)響應路徑呈現(xiàn)出正向值，說明股票市場從長期來看對中小企業(yè)的融資需求有一定的緩解作用，但中短期效果不顯著。同時，針對數(shù)字普惠金融一個單位的正向沖擊，中小企業(yè)在短期和中期的響應也為負值，長期的動態(tài)響應路徑僅呈現(xiàn)出微弱的正向值，并很快收斂于零，說明當中小企業(yè)在股票市場融資出現(xiàn)困難時，數(shù)字普惠金融也未能有效解決企業(yè)的融資難題。進一步，圖2顯示股票市場對數(shù)字普惠金融一個單位正向沖擊的響應值短期內(nèi)顯著為正，但中期的動態(tài)響應路徑呈現(xiàn)出時變的負值，長期的響應值基本收斂于零，說明數(shù)字普惠金融資本可能流入股票市場進行了短期投機行為，短期資本頻繁的套利活動在中期給股票市場帶來了動蕩。同時，數(shù)字普惠金融對股票市場一個單位正向沖擊的動態(tài)響應路徑在短期、中期和長期都呈現(xiàn)出顯著的正向效應，說明股票市場中短期資本的投機行為助推了數(shù)字普惠金融的膨脹，普惠金融資本未能有效服務于實體經(jīng)濟，而是在金融市場內(nèi)部空轉。因此，由等間隔脈沖響應函數(shù)圖可知，數(shù)字普惠金融在賦能中小企業(yè)發(fā)展方面確實存在“脫實向虛”現(xiàn)象，假設H1得以驗證。

圖2 等間隔脈沖響應函數(shù)圖

考慮到國家對金融網(wǎng)絡借貸平臺專項整頓計劃的落實，采用不同時點的脈沖響應函數(shù)圖分析不同時期數(shù)字普惠金融在賦能中小企業(yè)發(fā)展方面的有效性。具體地，在全樣本中選取三個時點以反映數(shù)字普惠金融發(fā)展的不同時期：第一個時點是2015年8月(t=15)，數(shù)字普惠金融呈現(xiàn)出井噴式發(fā)展；第二個時點是2016年8月(t=19)，國家開始對網(wǎng)絡借貸平臺進行整頓；第三個時點是2018年7月(t=27)，國家對數(shù)字普惠金融專項整頓全部完成。圖3是按照數(shù)字普惠金融在整頓前、整頓中和整頓后三個時期進行劃分的不同時點脈沖響應函數(shù)圖。

由圖3可知，中小企業(yè)對股票市場正向沖擊的響應路徑在三個時期都呈現(xiàn)出正負交替的時變效應，且中小企業(yè)對數(shù)字普惠金融正向沖擊的響應路徑在三個時期均相同，都是短暫出現(xiàn)正向效應之后迅速變?yōu)樨撝?，之后逐漸趨向于零，這與等間隔脈沖響應函數(shù)的時滯性一致，說明金融資本并未有效服務于中小企業(yè)實體經(jīng)濟的長期生產(chǎn)。從圖3還可以看出，整頓前，針對數(shù)字普惠金融一個單位的正向沖擊，股票市場的響應值在初期顯著為正，之后呈現(xiàn)出正值波動繼而逐漸收斂于零，整頓中和整頓后，股票市場的響應值在初期變?yōu)樨撝?，之后出現(xiàn)正值波動繼而逐漸趨向于零，說明整頓后短期投機行為的減少降低了對股票市場的沖擊。此外，針對股票市場一個單位的正向沖擊，數(shù)字普惠金融在三個時期的響應路徑均呈現(xiàn)出顯著的正向效應，而整頓前、整頓中和整頓后該正向效應逐漸減小。因此，從不同時點的脈沖響應函數(shù)圖可知，三個時期數(shù)字普惠金融對中小企業(yè)的長期發(fā)展雖然無顯著促進作用，但是在政府的專項整頓下，數(shù)字普惠金融“脫實向虛”現(xiàn)象一定程度在減少。

圖3 時點脈沖響應函數(shù)圖

3.異質(zhì)性分析

將中國分為東、中、西三個不同區(qū)域，異質(zhì)性分析數(shù)字普惠金融賦能中小企業(yè)發(fā)展“脫實向虛”的程度。事先對三個不同地區(qū)的數(shù)字普惠金融發(fā)展指數(shù)和中小企業(yè)發(fā)展指數(shù)的水平變量及其一階差分進行平穩(wěn)性檢驗，然后采用平穩(wěn)的序列變量構建TVP-SV-VAR模型，三個模型的參數(shù)估計結果均有效，因此可以進行時變的脈沖響應函數(shù)分析。圖4、圖5和圖6分別呈現(xiàn)的是東、中、西三個地區(qū)的等間隔脈沖響應函數(shù)，考慮到金融資本的逐利性和中小企業(yè)的生產(chǎn)周期，等間隔脈沖響應的滯后期選擇3個月、6個月和12個月，分別反映數(shù)字普惠金融、股票市場和中小企業(yè)實體經(jīng)濟之間資金融通在短期、中期和長期的動態(tài)路徑。

圖4 等間隔脈沖響應函數(shù)圖(東部地區(qū))

圖5 等間隔脈沖響應函數(shù)圖(中部地區(qū))

從圖4可以看出，東部地區(qū)中小企業(yè)對數(shù)字普惠金融正向沖擊的響應在短期為負值，但從中長期來看，呈現(xiàn)正向的響應路徑，說明東部地區(qū)中小企業(yè)實體經(jīng)濟對金融資本具有吸納能力，但是中小企業(yè)生產(chǎn)周期較長，這意味著數(shù)字普惠金融對中小企業(yè)發(fā)展的促進作用具有時滯性。同時，在東部地區(qū)，數(shù)字普惠金融對股票市場正向沖擊的響應值在短期、中期和長期都顯著為正，但股票市場對數(shù)字普惠金融正向沖擊的響應值僅在短期出現(xiàn)負值到正值的微弱波動，中長期均為負值，說明股票市場助推了數(shù)字普惠金融的發(fā)展，金融系統(tǒng)內(nèi)部雖然存在資金流轉，但投機行為較少，這可能是因為東部地區(qū)金融系統(tǒng)相對成熟，金融監(jiān)管制度較為完善。整體來看，東部地區(qū)的中小企業(yè)實體經(jīng)濟存在一定活力，因此數(shù)字普惠金融對中小企業(yè)的發(fā)展具有一定促進作用，“脫實向虛”現(xiàn)象不明顯。

從圖5可以看出，數(shù)字普惠金融一個單位的正向沖擊，對中部地區(qū)中小企業(yè)的影響在中長期顯著為負，說明中部地區(qū)的實體經(jīng)濟增長乏力，對金融資本的吸納能力不強。此外，股票市場對數(shù)字普惠金融正向沖擊的響應路徑呈現(xiàn)出短期正效應、中長期負效應，說明數(shù)字普惠金融與股票市場之間資金流動頻繁，金融資本的短期投機行為引致了股票市場的振蕩。同時，針對股票市場一個單位的正向沖擊，數(shù)字普惠金融的響應值在短期、中期和長期都顯著為正，說明當實體經(jīng)濟與虛擬經(jīng)濟增長出現(xiàn)失衡時，大量資本涌入金融行業(yè)尋求超額收益，從而助推了數(shù)字普惠金融的膨脹。整體來看，中部地區(qū)金融資本服務實體經(jīng)濟的能力不足，數(shù)字普惠金融未能有效促進中小企業(yè)的長期發(fā)展，“脫實向虛”現(xiàn)象明顯。

從圖6可以看出，西部地區(qū)中小企業(yè)對數(shù)字普惠金融和股票市場正向沖擊的響應值在短期、中期和長期都顯著為負，說明西部地區(qū)中小企業(yè)實體經(jīng)濟缺乏活力，當中小企業(yè)在股票市場融資出現(xiàn)困難時，數(shù)字普惠金融也并未能夠緩解中小企業(yè)的融資約束、促進中小企業(yè)長期發(fā)展。此外，數(shù)字普惠金融一個單位的正向沖擊，股票市場的響應路徑則是在短期呈現(xiàn)出較高的正向效應，中期呈現(xiàn)的正向效應雖然有所降低但仍然顯著，而長期的響應值則為負數(shù)。同時，針對股票市場一個單位的正向沖擊，數(shù)字普惠金融的響應值在短期、中期和長期都顯著為正，并且比中部地區(qū)的正值更大，說明在經(jīng)濟欠發(fā)達的西部地區(qū)，實體經(jīng)濟缺乏活力，無法吸引金融資本的注入，數(shù)字普惠金融資金因?qū)で蟪~收益流入股票市場進行投機套利，造成股票市場的動蕩，并且金融體系監(jiān)管制度的缺失使得金融資本服務實體經(jīng)濟的能力低下，資金在金融系統(tǒng)內(nèi)部空轉。因此，西部地區(qū)數(shù)字普惠金融未能促進中小企業(yè)實體經(jīng)濟的發(fā)展，其“脫實向虛”現(xiàn)象比中部地區(qū)更嚴重。

圖6 等間隔脈沖響應函數(shù)圖(西部地區(qū))

由上述分析可知，經(jīng)濟發(fā)展速度越慢的地區(qū)，“脫實向虛”現(xiàn)象越明顯，假設H2得以驗證。

五、穩(wěn)健性檢驗

為了驗證本研究結論的可靠性，進一步進行穩(wěn)健性檢驗。

其一，變更中小企業(yè)的發(fā)展指標。采用中小企業(yè)中制造業(yè)的景氣指數(shù)作為中小企業(yè)發(fā)展指數(shù)的替代指標，仍然使用TVP-SV-VAR模型分析數(shù)字普惠金融賦能中小企業(yè)發(fā)展的有效性，時變的等間隔脈沖響應如圖7所示。

圖7 等間隔脈沖響應函數(shù)圖(更換指標)

其二，采用貝葉斯向量自回歸模型(BVAR)從全局角度對數(shù)字普惠金融、股票市場和中小企業(yè)三者之間的資金融通關系進行分析，如圖8所示。平均效應下的脈沖響應路徑如圖7所示。

圖8 脈沖響應函數(shù)圖(BVAR模型)

從圖7可以看出，三個變量之間的響應路徑與前文的研究結論相似，數(shù)字普惠金融和股票市場都未能有效服務于中小企業(yè)實體經(jīng)濟的發(fā)展，而數(shù)字普惠金融與股票市場之間的相互促進效應顯著，說明金融資本在金融市場內(nèi)部空轉，即數(shù)字普惠金融未能有效賦能中小企業(yè)的發(fā)展，金融資金存在“脫實向虛”現(xiàn)象。該檢驗進一步說明本文的假設成立，研究結論具有穩(wěn)健性。

六、結論與建議

從金融資本流動路徑出發(fā)，以金融資本尋求超額收益最大化的效用理論為基礎，結合風險溢價模型，構建數(shù)字普惠金融、股票市場與中小企業(yè)三者之間資金融通的互動機制，并結合中國經(jīng)濟金融運行現(xiàn)狀，基于理論假設闡釋數(shù)字普惠金融在賦能中小企業(yè)發(fā)展方面“脫實向虛”的趨勢以及“脫實向虛”的異質(zhì)性程度，并對兩個假設進行了實證檢驗。研究發(fā)現(xiàn)：

第一，數(shù)字普惠金融在賦能中小企業(yè)發(fā)展方面存在“脫實向虛”現(xiàn)象，資金在金融市場內(nèi)部空轉，進行短期投機行為。

第二，在國家對網(wǎng)絡金融借貸平臺的專項整治下，金融資本的“脫實向虛”現(xiàn)象有所減少。

第三，數(shù)字普惠金融在東部地區(qū)對中小企業(yè)的發(fā)展具有一定促進作用，而在經(jīng)濟發(fā)展水平較低的中部和西部地區(qū)呈現(xiàn)出“脫實向虛”現(xiàn)象。

針對數(shù)字普惠金融如何健康賦能中小企業(yè)長期發(fā)展問題，提出如下建議：

第一，明確不同實際經(jīng)濟運行背景下金融資本的動機和流動路徑，建立數(shù)字普惠金融資本流動的預警機制，有效跟蹤資金的流向和流量。

第二，改善資本市場運行機制，防止出現(xiàn)過熱的短期投機行為，壓縮投機者的套利空間。

第三，合理引導數(shù)字普惠金融資金的跨市場流動，使其能夠真正為中小企業(yè)實體經(jīng)濟發(fā)展服務，謹防因不同市場間的溢出效應造成數(shù)字普惠金融沖擊發(fā)生預期之外的放大效應。

第四，加大政府對中部和西部地區(qū)中小企業(yè)的資金支持，在優(yōu)化實體經(jīng)濟運營環(huán)境的同時強化金融監(jiān)管，提升中小企業(yè)實體經(jīng)濟對金融資本的吸納能力。