何 涌,謝 磊

(湖南工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院,湖南 株洲 412007)

一、引言

黨的十九屆六中全會(huì)指出，黨堅(jiān)持實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略，把科技自立自強(qiáng)作為國(guó)家發(fā)展的戰(zhàn)略支撐。自從黨的十八大提出創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略以來，黨的十九大和十九屆五中全會(huì)對(duì)科技創(chuàng)新又提出了一系列新論斷。2021年國(guó)務(wù)院政府工作報(bào)告進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)：“要運(yùn)用市場(chǎng)化機(jī)制激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新”，為如何促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新提供了具體方向。對(duì)于作為微觀創(chuàng)新主體的企業(yè)而言，如何增強(qiáng)創(chuàng)新投入意愿與創(chuàng)新能力，是落實(shí)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的關(guān)鍵。2019年8月，中國(guó)人民銀行發(fā)布了《金融科技發(fā)展規(guī)劃(2019—2021年)》。2020年和2021年的國(guó)務(wù)院政府工作報(bào)告也多次提到金融科技，中國(guó)金融科技發(fā)展的戰(zhàn)略地位日益凸顯。金融科技作為金融創(chuàng)新的產(chǎn)物，以大數(shù)據(jù)、人工智能和區(qū)塊鏈等現(xiàn)代技術(shù)為驅(qū)動(dòng)力(李春濤等，2020)[1]，對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新的支持效應(yīng)不言而喻。

改革開放以來，中國(guó)不斷深化市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制改革，為實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展壯大打下了堅(jiān)實(shí)的環(huán)境基礎(chǔ)。在金融科技呈現(xiàn)井噴式發(fā)展并對(duì)社會(huì)生產(chǎn)活動(dòng)產(chǎn)生重大影響的背景下，金融科技能否推動(dòng)市場(chǎng)化改革？市場(chǎng)化進(jìn)程在金融科技創(chuàng)新中又扮演著何種角色？與普通投資不同，創(chuàng)新投資是一個(gè)更為復(fù)雜、系統(tǒng)的工程。企業(yè)內(nèi)部與外部存在嚴(yán)重的信息不對(duì)稱無疑抑制了企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)(王可第，2021)[2]，現(xiàn)有文獻(xiàn)已經(jīng)證明企業(yè)信息透明度的提高顯著促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新(王可第，2021；劉柏和徐小歡，2020；陳紅等，2021；姜雙雙和劉光彥，2021)[2～5]，那么，金融科技是否可以通過提高企業(yè)信息透明度，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)加大創(chuàng)新投入呢？

選取2011—2020年滬深A(yù)股上市公司為樣本，基于宏觀市場(chǎng)化水平和微觀企業(yè)透明度視角，考察金融科技對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響?？赡艿呢暙I(xiàn)在于：第一，將市場(chǎng)化水平和企業(yè)信息透明度納入金融科技與企業(yè)創(chuàng)新投入分析框架，厘清金融科技與企業(yè)創(chuàng)新投入的內(nèi)在聯(lián)系與影響機(jī)制。第二，關(guān)注企業(yè)是否購(gòu)買金融資產(chǎn)而產(chǎn)生的異質(zhì)性，這有利于理解金融科技給實(shí)體經(jīng)濟(jì)帶來的實(shí)質(zhì)影響。第三，豐富了市場(chǎng)化與企業(yè)信息透明度的研究。從金融科技角度出發(fā)，分析了金融科技發(fā)展對(duì)市場(chǎng)化水平和企業(yè)信息透明度的促進(jìn)作用，為推動(dòng)以市場(chǎng)化為導(dǎo)向的制度改革以及提高中國(guó)企業(yè)會(huì)計(jì)信息披露質(zhì)量提供了微觀經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述

已有研究表明，金融科技的發(fā)展對(duì)企業(yè)創(chuàng)新有顯著的激勵(lì)作用。作為阻礙企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的關(guān)鍵因素，融資約束對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響被廣為關(guān)注。具體而言，金融科技通過降低信貸市場(chǎng)融資門檻，提高企業(yè)融資效率來促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入。一方面，金融科技利用技術(shù)優(yōu)勢(shì)，在低成本低風(fēng)險(xiǎn)的基礎(chǔ)上，高效吸納了大量具有“多、小、散”特征的小規(guī)模投資者并轉(zhuǎn)化為有效供給(唐松等，2020；萬佳彧等，2020)[6～7]，豐富了資金來源和數(shù)量(王小燕等，2019)[8]；并借助數(shù)字化技術(shù)對(duì)融資企業(yè)進(jìn)行信用評(píng)估，改變了依賴硬資產(chǎn)作為抵押品的融資局面，降低了金融服務(wù)的準(zhǔn)入門檻，增加了具備技術(shù)和創(chuàng)新能力的企業(yè)的貸款可得性(李春濤等，2020；謝雪燕和朱曉陽，2021)[1][9]。另一方面，依托金融科技手段的信貸審批流程，降低了交易成本進(jìn)而降低了企業(yè)貸款利率(謝雪燕和朱曉陽，2021)[9]，同時(shí)減少了放貸過程中人為干預(yù)的可能性，縮減了企業(yè)尋租空間(李春濤等，2020)[1]。另外，基于大數(shù)據(jù)的信息技術(shù)，有效緩解了信息不對(duì)稱，實(shí)現(xiàn)了借貸雙方快速合理的匹配(楊君等，2021；葉莉和王榮，2021)[10～11]，為企業(yè)融資降本增效。

有部分研究從公司治理角度，探究了金融科技影響企業(yè)創(chuàng)新的潛在路徑。李宇坤等(2021)[12]利用中國(guó)A股上市公司的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)金融科技通過降低上市公司控股股東的股權(quán)質(zhì)押比例，緩解了控股股東與中小股東之間的代理沖突，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入。賈俊生和劉玉婷(2021)[13]關(guān)注了高管背景在金融科技與企業(yè)創(chuàng)新之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)存在政治關(guān)聯(lián)的公司高管傾向于將資金投入到非市場(chǎng)化行為中，擠出了企業(yè)創(chuàng)新資源，弱化了金融科技對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用；具有技術(shù)研發(fā)背景的高管對(duì)創(chuàng)新方向和重要性具有深刻的認(rèn)識(shí)，能夠避免創(chuàng)新資源的擠占，對(duì)金融科技的創(chuàng)新效應(yīng)起到了積極的調(diào)節(jié)作用。此外，相關(guān)研究還從稅收返還(李春濤等，2020)[1]、財(cái)務(wù)狀況(唐松等，2020；孟維福和劉佳鑫，2021)[6][14]、經(jīng)營(yíng)收入(楊先明等，2021)[15]、企業(yè)金融資源錯(cuò)配程度(趙曉鴿等，2021)[16]和融資成本((謝雪燕和朱曉陽，2021)[9]等視角討論了金融科技發(fā)展對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響。

雖然創(chuàng)新是一個(gè)“老話題”，但是時(shí)代的進(jìn)步，特別是技術(shù)的更新?lián)Q代給予了創(chuàng)新“新的動(dòng)力與內(nèi)涵”。目前，關(guān)于金融科技支持企業(yè)創(chuàng)新的討論還在持續(xù)深入，就機(jī)制分析而言，盡管現(xiàn)有文獻(xiàn)基于不同視角進(jìn)行了探討，但是這些因素最后都指向了緩解企業(yè)的融資約束，然而激發(fā)市場(chǎng)主體創(chuàng)新意愿和能力的因素不僅僅取決于資金是否充足。對(duì)于正在全面深化改革的中國(guó)而言，以市場(chǎng)化為導(dǎo)向的制度改革和完善也是影響企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的重要因素(戴魁早和劉友金，2013)[17]。此外，由于創(chuàng)新活動(dòng)的不確定性較高(Hall，2002)[18]以及嚴(yán)重的代理沖突(Holmstrom，1989)[19]，企業(yè)對(duì)創(chuàng)新投入逐漸趨于保守，而企業(yè)信息透明度的提高對(duì)端正管理者的研發(fā)態(tài)度，激發(fā)其創(chuàng)新熱情具有明顯的促進(jìn)作用(劉柏和徐小歡，2020)[3]?；诖?，本研究從市場(chǎng)化進(jìn)程和企業(yè)信息透明度視角，進(jìn)一步探討金融科技的發(fā)展對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，并關(guān)注金融投資行為所造成的異質(zhì)性。

三、理論分析與研究假設(shè)

(一)金融科技與企業(yè)創(chuàng)新投入

從企業(yè)研發(fā)動(dòng)力角度看，金融科技中的智能化交易降低了市場(chǎng)交易難度，顯著提高了用戶的支付意愿，從而促進(jìn)了居民的消費(fèi)水平(Falk et al.，2016)[20]，導(dǎo)致市場(chǎng)產(chǎn)品規(guī)模和質(zhì)量上升，促使企業(yè)加大研發(fā)力度(Foellmi and Zweimüller，2008)[21]。此外，通過大數(shù)據(jù)全面評(píng)價(jià)企業(yè)特征(Zhu，2019)[22]，有效提升了政府財(cái)政政策和稅收政策的實(shí)施效果，實(shí)際緩解了企業(yè)面臨的融資困境，增強(qiáng)了企業(yè)的創(chuàng)新意愿(李春濤等，2020)[1]。

從企業(yè)研發(fā)能力角度看，一方面，金融科技通過擴(kuò)大融資渠道，降低融資門檻，為創(chuàng)新主體提供了資金保障(李春濤等，2020；葉莉和王榮，2021)[1][11]。金融科技使用主體還能夠享受到更多便捷與多元的服務(wù)(Ifere and Okosu,2017)[23]，有利于企業(yè)招聘人才，增加創(chuàng)新人才儲(chǔ)備(莊旭東和王仁曾，2021)[24]。另一方面，金融科技挖掘與分析數(shù)據(jù)的能力有助于企業(yè)瞄準(zhǔn)市場(chǎng)潛在需求，把握創(chuàng)新方向(莊旭東和王仁曾，2021)[24]，大大提高了創(chuàng)新活動(dòng)效率?；谝陨戏治?，提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：金融科技的發(fā)展激勵(lì)企業(yè)加大創(chuàng)新投入。

(二)基于市場(chǎng)化進(jìn)程的作用機(jī)制

從宏觀角度看，盡管創(chuàng)新行為會(huì)受到企業(yè)規(guī)模、融資能力的影響，但是這些影響的大小受到外部環(huán)境市場(chǎng)化程度的制約(戴魁早和劉友金，2013)[17]。金融科技對(duì)市場(chǎng)化進(jìn)程的影響主要體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：

第一，金融科技通過減少地方政府的行政干預(yù)行為，提高研發(fā)資源配置效率。一方面，金融科技企業(yè)與傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)競(jìng)爭(zhēng)，擠出存款資源并降低信貸規(guī)模，減少了地方政府可直接干預(yù)的金融資源(張紅偉等，2020)[25]。另一方面，新興金融科技機(jī)構(gòu)有著更多的自主經(jīng)營(yíng)權(quán)，對(duì)金融資源的分配較少受到地方政府的干預(yù)，抑制了地方政府對(duì)金融機(jī)構(gòu)的控制(張紅偉等，2020；程毅然和李永建，2021)[25～26]。而政府行政干預(yù)較少可以顯著提高資源配置效率，將有限的R&D資源整合起來，投入到契合市場(chǎng)需求、回報(bào)豐厚且風(fēng)險(xiǎn)較小的創(chuàng)新活動(dòng)中(戴魁早和劉友金，2013)[27]。

第二，金融科技通過提高要素市場(chǎng)和產(chǎn)品市場(chǎng)的發(fā)育程度，提高研發(fā)資源的流動(dòng)性。以區(qū)塊鏈、大數(shù)據(jù)和云計(jì)算為代表的金融科技有效降低了金融服務(wù)提供成本(蔡秉坤，2020)[28]，方便了R&D 資金在行業(yè)間、企業(yè)間的流動(dòng)。在智能時(shí)代，人才成為企業(yè)爭(zhēng)奪的首要資源(程雪軍，2021)[29]，優(yōu)厚的待遇、專業(yè)的學(xué)習(xí)平臺(tái)等因素吸引人才向創(chuàng)新程度高的企業(yè)轉(zhuǎn)移(葉蜀君和李展，2021)[30]，而大數(shù)據(jù)、云計(jì)算和人工智能等前沿技術(shù)工具能夠不斷創(chuàng)造和挖掘市場(chǎng)新需求，提升信息傳遞的透明度和準(zhǔn)確性(易憲容，2017)[31]，及時(shí)反映產(chǎn)品供求信息，提高企業(yè)創(chuàng)新效率，激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力。

第三，金融科技通過推動(dòng)非國(guó)有經(jīng)濟(jì)發(fā)展，激勵(lì)企業(yè)增加研發(fā)投入。數(shù)量方面，金融與科技加速融合，催生出大量的金融科技企業(yè)，而民間資本在這些金融科技企業(yè)中占比顯著(張紅偉等，2020)[25]。融資環(huán)境方面，大數(shù)據(jù)和云計(jì)算等信息技術(shù)提升了金融機(jī)構(gòu)的信用評(píng)價(jià)與風(fēng)險(xiǎn)控制能力，為長(zhǎng)期得不到資源青睞的非國(guó)有企業(yè)提供了融資渠道(楊君等，2021；黃銳等，2021)[10][32]。融資數(shù)量的增加和融資環(huán)境的改善大大提高了企業(yè)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，促使企業(yè)提高管理水平和R&D投入，以保持優(yōu)勢(shì)地位(戴魁早和劉友金，2020)[33]?；谝陨戏治?，提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：金融科技的發(fā)展通過推動(dòng)市場(chǎng)化改革進(jìn)程促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入。

(三)基于企業(yè)透明度的作用機(jī)制

對(duì)于企業(yè)而言，金融科技有助于提高上市企業(yè)的信息透明度，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度。金融科技可以幫助企業(yè)實(shí)時(shí)抓取并迅速分析信息，提高企業(yè)信息披露效率(李小玲等，2020)[34]。對(duì)于監(jiān)管部門而言，金融科技的普及能夠幫助監(jiān)管機(jī)構(gòu)及時(shí)、能動(dòng)地追蹤企業(yè)動(dòng)態(tài)，顯著提高監(jiān)管效率(牟衛(wèi)衛(wèi)和劉克富，2021)[35]，減少公司違規(guī)的時(shí)間和空間，迫使企業(yè)提高信息披露質(zhì)量(楊松令等，2021)[36]。對(duì)于投資者等社會(huì)公眾而言，大數(shù)據(jù)等技術(shù)提高了信息使用主體獲取企業(yè)信息的能力，可以挖掘出更具有深度和廣度的信息，在信息分析與發(fā)布方面也更為及時(shí)有效，提高了上市公司的透明度(牟衛(wèi)衛(wèi)和劉克富，2021；楊松令等，2021)[35～36]。

信息透明度的提高促進(jìn)了企業(yè)研發(fā)投入。首先，提高信息透明度能夠?qū)⑵髽I(yè)現(xiàn)在與未來的經(jīng)營(yíng)狀況傳遞給投資者，降低了信息不對(duì)稱，提高了投資者的出資動(dòng)力(Bushman and Smith，2001)[37]。其次，透明度較高的信息環(huán)境有助于股東客觀認(rèn)識(shí)管理者創(chuàng)新失敗或經(jīng)營(yíng)不善的原因(Armstrong et al.，2010)[38]，提升股東和管理者的失敗容忍水平，降低管理者的職業(yè)風(fēng)險(xiǎn)和短視行為，激勵(lì)管理者加大創(chuàng)新投資強(qiáng)度(劉柏和徐小歡,2020；陳紅等，2021)[3～4]。最后，提高信息透明度有利于監(jiān)督資金用途(Qian et al.，2017)[39]，確保資金流向有價(jià)值的創(chuàng)新項(xiàng)目(姜雙雙和劉光彥，2021)[5]。基于以上分析，提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：金融科技的發(fā)展通過提高企業(yè)信息透明度提升企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度。

四、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

由于北京大學(xué)于2011年開始編制數(shù)字金融指數(shù)，因此選擇2011—2020年的滬深A(yù)股上市公司作為研究對(duì)象，并對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行如下篩選：其一，剔除金融類上市公司；其二，剔除ST、*ST或PT上市公司；其三，剔除主要財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)存在缺失的上市公司；其四，對(duì)樣本所有連續(xù)變量進(jìn)行首、尾1%的Winsorize處理，以避免極端值對(duì)研究結(jié)論的影響。最終得到23376個(gè)公司-年度觀測(cè)樣本。數(shù)據(jù)來源如下：金融科技指數(shù)來源于北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心的數(shù)據(jù)；市場(chǎng)化指數(shù)來源于《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告(2018)》；上市公司信息披露考評(píng)結(jié)果來源于上交所和深交所官網(wǎng)；其余數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫和WIND數(shù)據(jù)庫。

(二)變量定義

1.被解釋變量

創(chuàng)新投入(RD)。借鑒李常青等(2018)[40]、谷成和王巍(2021)[41]的研究，采用企業(yè)研發(fā)投入總額與營(yíng)業(yè)收入之比(RD)衡量企業(yè)創(chuàng)新投入。

2.解釋變量

金融科技(Fintech)。借鑒唐松等(2020)[6]、馮永琦和張浩琳(2021)[42]的做法，采用北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心編制的省級(jí)層面數(shù)字普惠金融總指數(shù)衡量金融科技發(fā)展水平(郭峰等，2020)[43]，并對(duì)該指數(shù)進(jìn)行歸一化處理(唐松等，2020)[6]。與采用文本挖掘法構(gòu)建的金融科技指數(shù)相比，數(shù)字普惠金融指數(shù)基于以螞蟻金服為代表的金融科技公司的底層交易賬戶數(shù)據(jù)構(gòu)建，分為總指數(shù)、覆蓋廣度指數(shù)、使用深度指數(shù)、數(shù)字化程度指數(shù)以及支付、保險(xiǎn)、貨幣基金、投資、信用等業(yè)務(wù)指數(shù)，更為全面地刻畫了中國(guó)金融科技發(fā)展水平(馮永琦和張浩琳，2021)[42]。因此數(shù)字普惠金融指數(shù)可以更為客觀地衡量中國(guó)金融科技發(fā)展情況。

3.中介變量

(1)市場(chǎng)化水平(Mkt)

采用王小魯?shù)?2019)[44]編寫的《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告(2018)》中的市場(chǎng)化總指數(shù)作為各省(自治區(qū)、直轄市，以下稱為省份)市場(chǎng)化進(jìn)程的代理變量，并借鑒俞紅海等(2010)[45]的做法,采用2009—2016年的平均增長(zhǎng)率推算2017—2020年的數(shù)值。將數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)處理，以保證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性(賴?yán)璧龋?020)[46]。該指數(shù)越大，表明該地區(qū)市場(chǎng)化水平越高。

(2)企業(yè)信息透明度(Trans)

參照辛清泉等(2014)[47]的做法，從盈余質(zhì)量、上市公司信息披露考評(píng)結(jié)果、分析師跟蹤人數(shù)、分析師盈余預(yù)測(cè)準(zhǔn)確性、是否聘請(qǐng)國(guó)際四大會(huì)計(jì)機(jī)構(gòu)五個(gè)角度構(gòu)建會(huì)計(jì)信息透明度指標(biāo)(Trans)。

第一個(gè)指標(biāo)是根據(jù)Dechow和Dichev(2002)[48]的研究計(jì)算的盈余質(zhì)量指標(biāo)。根據(jù)行業(yè)-年份分組回歸估計(jì)如下模型：

TCAi,t=α0+α1CFOi,t-1+α2CFOi,t+α3CFOi,t+1+α4ΔREVi,t+α5PPEi,t+ei,t

(1)

式(1)中，TCA表示總流動(dòng)應(yīng)計(jì)利潤(rùn)，CFO表示經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流量，ΔREV表示營(yíng)業(yè)收入改變量，PPE表示年末固定資產(chǎn)價(jià)值，i和t分別表示企業(yè)和年份，e表示誤差項(xiàng)。TCA的計(jì)算公式為：總流動(dòng)應(yīng)計(jì)利潤(rùn)等于營(yíng)業(yè)利潤(rùn)減經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流再加上折舊和攤銷費(fèi)用。所有變量均除以總資產(chǎn)進(jìn)行平減。分組回歸后，得到各企業(yè)各年的回歸殘差，即當(dāng)年的操控性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)。再依據(jù)t年和之前4年的回歸殘差計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)差，得到企業(yè)t年的盈余質(zhì)量指標(biāo)。為了便于與其他指標(biāo)作對(duì)比，將該指標(biāo)乘以-1。該指標(biāo)越大，說明盈余質(zhì)量越高。

第二個(gè)指標(biāo)是深交所、上交所公布的上市公司信息披露質(zhì)量考評(píng)結(jié)果。將證券交易所劃分的A、B、C、D四個(gè)等級(jí)分別賦值4、3、2、1，得分越高表示信息披露質(zhì)量越好。

第三個(gè)指標(biāo)是分析師跟蹤人數(shù)。證券分析師獲取跟蹤企業(yè)的數(shù)據(jù)能夠顯著改善企業(yè)的信息透明度(Lang et al.，2004)[49]，分析師越多，信息環(huán)境越好。具體定義為企業(yè)年度分析師跟蹤人數(shù)加1取對(duì)數(shù)。

第四個(gè)指標(biāo)是分析師盈余預(yù)測(cè)準(zhǔn)確性。計(jì)算方法為：采用同一年度不同分析師預(yù)測(cè)的每股盈余的中位數(shù)減去每股實(shí)際盈余，再除以上年度的每股股價(jià)，取絕對(duì)值之后再乘以-1。該數(shù)值越大，預(yù)測(cè)越準(zhǔn)確，說明信息透明度可能越高。

第五個(gè)指標(biāo)是企業(yè)當(dāng)年年報(bào)的審計(jì)師是否屬于國(guó)際四大會(huì)計(jì)機(jī)構(gòu)。企業(yè)是否聘請(qǐng)國(guó)際四大會(huì)計(jì)機(jī)構(gòu)一定程度上反映了企業(yè)會(huì)計(jì)信息是否真實(shí)可靠。

透明度綜合指標(biāo)(Trans)等于上述五個(gè)透明度變量的樣本百分等級(jí)的平均值。若其中某個(gè)變量缺失，則Trans等于剩余變量百分等級(jí)的平均值。Trans越大，說明企業(yè)會(huì)計(jì)信息透明度越高。

4.控制變量

借鑒李常青等(2018)[40]、余明桂等(2019)[50]、朱德勝和周曉珮(2016)[51]的研究，選取公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、資產(chǎn)收益率(Roa)、現(xiàn)金流比率(Cash)、企業(yè)年齡(FirmAge)、股權(quán)制衡度(Balance)、獨(dú)立董事比例(Indep)、管理費(fèi)用率(Mfee)作為控制變量。

各變量的具體定義見表1。

表1 變量定義

(三)回歸模型構(gòu)建

為了驗(yàn)證假設(shè)1，設(shè)定模型2為：

RDi,t=β0+β1Fintechm,t+β2Controls+δi+θt+εi,t

(2)

其中，被解釋變量RDi,t為企業(yè)i在第t年的創(chuàng)新投入水平；核心解釋變量Fintechm,t是企業(yè)i所在省份m在第t年的金融科技發(fā)展水平；Controls表示其他控制變量；δi表示企業(yè)固定效應(yīng)；θt表示年份固定效應(yīng)；εi,t表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。若β1顯著為正，則假設(shè)1成立。

為了驗(yàn)證假設(shè)2和假設(shè)3，參考溫忠麟和葉寶娟(2014)[52]提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)，在模型2的基礎(chǔ)上設(shè)定模型3至模型6為：

Mktm,t=ω0+ω1Fintechm,t+ω2Controls+δi+θt+εi,t

(3)

RDi,t=γ0+γ1Fintechm,t+γ2Mktm,t+γ3Controls+δi+θt+εi,t

(4)

其中，中介變量Mktm,t是企業(yè)i所在省份m在第t年的市場(chǎng)化水平，其余變量的含義均與模型(1)相同。β1為金融科技對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入總效應(yīng)的系數(shù)，ω1為金融科技對(duì)市場(chǎng)化進(jìn)程的影響系數(shù)，γ1為金融科技對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的直接效應(yīng)，ω1×γ2為市場(chǎng)化水平的中介效應(yīng)系數(shù)。若β1、ω1、γ1、γ2均顯著為正，則假設(shè)2成立。

Transi,t=π0+π1Fintechm,t+π2Controls+δi+θt+εi,t

(5)

RDi,t=μ0+μ1Fintechm,t+μ2Transi,t+μ3Controls+δi+θt+εi,t

(6)

其中，Transi,t為企業(yè)i在第t年的會(huì)計(jì)信息透明度水平，其余變量的含義與以上模型保持一致。若β1、π1、μ1、μ2均顯著為正，則假設(shè)3成立。

五、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

表2列示了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。RD的平均值為0.046，最大值為0.263，最小值為0，說明樣本企業(yè)的研發(fā)投入平均約占營(yíng)業(yè)收入的4.6%，研發(fā)投入最多的企業(yè)能夠占到營(yíng)業(yè)收入的26.3%，而創(chuàng)新水平最低的企業(yè)則無研發(fā)投入。歸一化之后的金融科技指數(shù)最大值為1，最小值為0，平均值為0.591，說明省份之間金融科技發(fā)展水平存在較大差異。市場(chǎng)化水平的最小值為1.502，最大值為2.51，平均值為2.253，表明總體上各省份市場(chǎng)化程度較高。企業(yè)信息透明度的最大值為0.86，最小值為0.005，平均值為0.341，說明不同企業(yè)之間的信息透明度同樣存在較大波動(dòng)。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

由表3可知，各變量的相關(guān)系數(shù)均小于0.6，不存在嚴(yán)重的共線性。

表3 相關(guān)性分析

表3(續(xù))

(二)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表4報(bào)告了金融科技對(duì)企業(yè)研發(fā)投入影響的回歸結(jié)果。(1)-(3)列分別為未控制任何因素、加入了控制變量但未控制企業(yè)和年份固定效應(yīng)、加入了控制變量并控制企業(yè)和年份固定效應(yīng)條件下金融科技對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響?；貧w結(jié)果發(fā)現(xiàn)，無論是否控制其他因素，F(xiàn)intech的系數(shù)均在1%水平下顯著為正，說明金融科技的發(fā)展緩解了企業(yè)創(chuàng)新面臨的困境，提升了企業(yè)的研發(fā)動(dòng)力和能力，推動(dòng)了企業(yè)增加創(chuàng)新投入。假設(shè)1得證。

表4 金融科技對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響

表4(續(xù))

(三)作用機(jī)制分析

在基準(zhǔn)回歸基礎(chǔ)上，利用中介三步法對(duì)市場(chǎng)化進(jìn)程和信息透明度的中介效應(yīng)分別進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果如表5和表6所示。

1.基于宏觀市場(chǎng)化進(jìn)程

表5中(2)列的回歸結(jié)果顯示，金融科技對(duì)市場(chǎng)化進(jìn)程的影響系數(shù)在1%水平下顯著為正，說明金融科技的發(fā)展推動(dòng)了市場(chǎng)化改革進(jìn)程。(3)列的回歸結(jié)果顯示，金融科技和市場(chǎng)化進(jìn)程的系數(shù)均在1%水平下顯著為正，說明市場(chǎng)化進(jìn)程在金融科技對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響路徑中發(fā)揮了部分中介效應(yīng)。金融科技運(yùn)用現(xiàn)代技術(shù)手段，提高了資源配置效率，推動(dòng)了非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，促進(jìn)了企業(yè)外部制度環(huán)境的完善，對(duì)提升企業(yè)外部環(huán)境的市場(chǎng)化水平起到了重要作用，而環(huán)境的改善減少了對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的制約，進(jìn)一步促進(jìn)企業(yè)加大創(chuàng)新投入。假設(shè)2得證。

表5 基于市場(chǎng)化進(jìn)程的作用機(jī)制分析

表5(續(xù))

2.基于微觀企業(yè)透明度

表6中(2)列的回歸結(jié)果顯示，金融科技對(duì)企業(yè)信息透明度的影響系數(shù)在5%水平下顯著為正，說明金融科技的發(fā)展提高了企業(yè)信息透明度。(3)列的回歸結(jié)果顯示，金融科技和信息透明度的系數(shù)均在1%水平下顯著為正，說明信息透明度在金融科技影響企業(yè)創(chuàng)新投入的路徑中同樣表現(xiàn)為部分中介效應(yīng)。金融科技提升了企業(yè)、監(jiān)管機(jī)構(gòu)、投資者的信息獲取和分析能力，提升了企業(yè)信息透明度，良好的信息環(huán)境緩解了創(chuàng)新過程中的代理沖突，激發(fā)管理者開展創(chuàng)新活動(dòng)的動(dòng)力，從而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入。假設(shè)3得證。

表6 基于企業(yè)透明度的作用機(jī)制分析

表6(續(xù))

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性處理

考慮到潛在的內(nèi)生性問題，借鑒李春濤等(2020)[1]和Chong等(2013)[53]的研究，手工整理所有省份的接壤省份的相關(guān)數(shù)據(jù)，使用同一年度該省份所有接壤省份金融科技發(fā)展水平的均值作為工具變量。一方面，相鄰省份與本省份的金融科技發(fā)展水平息息相關(guān)。另一方面，地域因素導(dǎo)致相鄰省份的金融科技發(fā)展水平難以對(duì)本地企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)生影響。因此該工具變量滿足相關(guān)性和外生性兩個(gè)條件。表7的回歸結(jié)果顯示，第一階段，工具變量的回歸結(jié)果顯著為正，符合預(yù)期。第二階段，基于工具變量估計(jì)得到的金融科技(Fintech)的回歸系數(shù)顯著為正，并且比原有基準(zhǔn)回歸系數(shù)有一定幅度的提高，表明本研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表7 工具變量回歸結(jié)果

表7(續(xù))

2.替換被解釋變量

采用企業(yè)研發(fā)投入總額占總資產(chǎn)比例(RD2)替換原被解釋變量進(jìn)行回歸，結(jié)果如表8所示。回歸結(jié)果表明，金融科技對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入依然呈正向影響，并且市場(chǎng)化水平和企業(yè)信息透明度的中介效應(yīng)依然存在，與前文的結(jié)論一致，說明本研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表8 基于創(chuàng)新投入總額占資產(chǎn)總額之比的回歸結(jié)果

表8(續(xù))

3.剔除有影響的樣本

在選取的樣本期間2011—2020年內(nèi)，2015年的股市動(dòng)蕩對(duì)全球金融市場(chǎng)造成了沖擊，對(duì)中國(guó)金融科技發(fā)展以及企業(yè)創(chuàng)新行為也產(chǎn)生了一定影響。因此參考唐松等(2020)[6]的做法，剔除2015年的數(shù)據(jù)樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果如表9所示?；貧w結(jié)果表明，前文的研究結(jié)論并未發(fā)生任何變化，再次證明本研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

表9 剔除2015年樣本的回歸結(jié)果

表9(續(xù))

(五)異質(zhì)性分析

參考杜勇等(2019)[54]的衡量方法以及企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則中對(duì)金融資產(chǎn)的規(guī)定，金融資產(chǎn)包括交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款凈額、可供出售金融資產(chǎn)凈額、持有至到期投資凈額、投資性房地產(chǎn)凈額、債權(quán)投資、其他債權(quán)投資和其他權(quán)益工具投資。根據(jù)企業(yè)是否購(gòu)買金融資產(chǎn)(Finratio)將樣本重新進(jìn)行分類，并進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果如表10所示。(1)列的回歸結(jié)果顯示，金融科技的系數(shù)不顯著，說明在未購(gòu)買金融資產(chǎn)的企業(yè)中，金融科技對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用不明顯。(2)列的回歸結(jié)果顯示，金融科技的系數(shù)在1%水平下顯著為正，說明在購(gòu)買了金融資產(chǎn)的企業(yè)中，金融科技的發(fā)展推動(dòng)了企業(yè)創(chuàng)新投入?？赡艿脑蚴牵航鹑诳萍既匀晃疵撾x金融的本質(zhì)，利用大數(shù)據(jù)、人工智能等技術(shù)為企業(yè)層面所帶來的金融配置效率的提高、外部融資環(huán)境的改善以及借貸雙方信息不對(duì)稱的緩解等大多屬于金融服務(wù)范疇，企業(yè)只有合理利用金融工具，才能最大程度地享受到金融科技的種種好處，獲得充裕的創(chuàng)新資源，進(jìn)而加大創(chuàng)新投入，所以金融科技對(duì)未購(gòu)買金融資產(chǎn)企業(yè)的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)效應(yīng)不明顯。這同時(shí)也啟示人們要防范金融科技可能帶來的企業(yè)“脫實(shí)向虛”風(fēng)險(xiǎn)。

表10 異質(zhì)性分析結(jié)果

表10(續(xù))

六、結(jié)論與啟示

金融科技是新興信息技術(shù)與傳統(tǒng)金融服務(wù)深度融合的新型組織形態(tài)，對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了重大影響，而創(chuàng)新是國(guó)家發(fā)展全局的核心。因此，厘清金融科技對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的具體機(jī)制具有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)價(jià)值。采用2011—2020年中國(guó)滬深A(yù) 股上市公司的數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)金融科技對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響及作用機(jī)制，得到如下結(jié)論：

第一，金融科技的發(fā)展對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入具有明顯的促進(jìn)作用。

第二，機(jī)制檢驗(yàn)表明，金融科技通過推動(dòng)企業(yè)外部市場(chǎng)化改革進(jìn)程并提升企業(yè)內(nèi)部信息透明度來推動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新投入。

第三，異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，相較于未購(gòu)買金融資產(chǎn)的企業(yè)，金融科技對(duì)購(gòu)買了金融資產(chǎn)企業(yè)的創(chuàng)新激勵(lì)作用更為明顯。

本文從宏觀市場(chǎng)化水平和微觀企業(yè)透明度視角豐富了金融科技對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響研究，并與企業(yè)金融投資行為這一企業(yè)內(nèi)部因素相結(jié)合，為緩解企業(yè)研發(fā)動(dòng)力不足，激發(fā)企業(yè)研發(fā)意愿與活力提供了如下政策啟示：

第一，順應(yīng)金融科技變革趨勢(shì)，推進(jìn)金融科技產(chǎn)業(yè)持續(xù)發(fā)展。繼續(xù)完善金融科技及相關(guān)配套產(chǎn)業(yè)的頂層設(shè)計(jì)和總體規(guī)劃，加大大數(shù)據(jù)、人工智能和區(qū)塊鏈等金融科技新型技術(shù)基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)力度，增強(qiáng)和提升金融科技的影響深度和廣度，充分發(fā)揮金融科技對(duì)實(shí)體企業(yè)的創(chuàng)新效應(yīng)。

第二，把提高金融科技發(fā)展水平作為推動(dòng)市場(chǎng)化改革與改善企業(yè)透明度的有效手段。一方面，關(guān)注多種金融業(yè)態(tài)的發(fā)展，依靠市場(chǎng)規(guī)則，不斷創(chuàng)造和挖掘用戶新需求，催生與企業(yè)需求相契合的金融產(chǎn)業(yè)模式，為中小微企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)解難紓困。另一方面，鼓勵(lì)實(shí)體企業(yè)主動(dòng)應(yīng)用人工智能等新興技術(shù)，解決上市公司信息披露的痛點(diǎn)，提升信息披露質(zhì)量，降低與利益相關(guān)者的信息不對(duì)稱，進(jìn)一步提升管理者的研發(fā)意愿。

第三，引導(dǎo)金融科技發(fā)展方向，防止企業(yè)出現(xiàn)過度金融化。一方面，消除行業(yè)壟斷，提高金融業(yè)競(jìng)爭(zhēng)水平。另一方面，發(fā)揮企業(yè)內(nèi)部治理機(jī)制的監(jiān)督和制約作用，減少管理者的短視投機(jī)行為，提升金融科技服務(wù)創(chuàng)新質(zhì)效，防范企業(yè)“脫實(shí)向虛”風(fēng)險(xiǎn)。