數字普惠金融能否降低中小企業財務風險
——基于信息披露與創新驅動視角

王竹泉（博士生導師），季丁筠

一、引言

2021年3月，《國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035年遠景目標綱要》發布，強調要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，增強金融機構服務的普惠性。2021年12月，中央網絡安全和信息化委員會印發《“十四五”國家信息化規劃》，對我國“十四五”時期信息化發展作出部署，提出“數字普惠金融服務”優先行動，為全面推進數字普惠金融服務建設與發展明確了重點方向。2023年4月，中國銀保監會發布《關于2023年加力提升小微企業金融服務質量的通知》，對普惠金融監管政策做了重大升級，采用常態化機制引導金融機構進一步提升對中小微企業金融服務的質量，并引導各類金融機構根據市場與自身業務特點積極開展小微信貸工作。各類政策的出臺為增強金融服務實體經濟能力、支持中小企業改革發展打下了堅實基礎。

傳統金融體系存在的均衡性不足等問題會抑制經濟可持續發展，數字普惠金融則能夠提升金融服務實體經濟的效率（陸鳳芝和王群勇，2022）。數字普惠金融的主要服務對象是中小企業，而我國中小企業由于體量小、資產規模有限、流動資金不夠充裕，往往難以及時籌措資金，易受市場環境波動的影響，面臨著較高的財務風險，經營持續性和穩定性受限（顧婧和胡雅亭，2023）。財務風險作為企業日常經營中的重要風險，中小企業如何對其進行有效管理，成為眾多學者研究的重點（逯東等，2020；李宏杰，2022）。數字普惠金融相關研究已較為豐富，但鮮有學者研究中小企業如何借助數字普惠金融政策降低企業整體財務風險，從而實現高質量發展。中小企業要想實現高質量、高水平、可持續發展，有效應對市場變化、社會環境波動等帶來的財務風險顯得尤為重要（莫國莉等，2023）。那么，數字普惠金融能否降低中小企業所面臨的財務風險？其作用機制是什么？在我國經濟轉型的關鍵時期，探究數字普惠金融與中小企業財務風險之間的作用機制，有利于我國政府針對數字普惠金融發展進行精準施策，對推進資本市場高質量發展具有重要的理論和現實意義。

與現有研究相比，本文具有如下貢獻：第一，豐富了數字普惠金融的相關研究。現有文獻對數字普惠金融進行了多方位的研究，主要聚焦于研究數字普惠金融與共同富裕（王志鋒和呂京根，2023）、企業創新（王剛和陳迪，2023）、融資約束（萬佳彧等，2020）等的關系。本文從中小企業發展層面出發，探究數字普惠金融與企業財務風險之間的關系，為促進中小企業高質量發展和加強風險防控提供進一步的文獻支撐。第二，深入剖析數字普惠金融發展情況與中小企業財務風險之間的作用機制。不同于現有研究關注民營企業財務穩定性及融資約束（曹志鵬和雷嘉琪，2023）等，本文以企業信譽度與成長能力為切入點，選取信息披露質量和創新能力兩個視角，對數字普惠金融影響中小企業財務風險的作用機制進行探究，為引導中小企業健康發展提供經驗證據。第三，從區域、企業性質兩個角度考察數字普惠金融對中小企業財務風險影響的異質性。不僅在學術上豐富了現有與數字普惠金融發展相關的研究文獻，還為將金融資源配置到經濟社會發展的關鍵領域和薄弱環節，實現各類企業特別是民營、小微企業金融服務的增量、擴面、提質、增效提供了政策思考。

二、理論分析與研究假設

（一）數字普惠金融對財務風險的直接影響

企業財務風險主要源于外部環境的影響及內部經營狀況的變動，一般可認為是企業遇到難以預料或者無法控制的事件而偏離預期目標的可能（于富生等，2008）。在財務風險中，特別是對于中小企業而言，現金流不足是主要問題。然而長期以來，我國大多數中小企業都面臨著融資難和融資貴的問題，在企業創新和發展過程中資金周轉速度和資金利用率較低，這限制了中小企業的進一步擴張及發展，使企業管理層不得不耗費大量時間與精力應對所面臨的財務風險。

隨著數字普惠金融的發展，中小企業的融資難問題得到了緩解。一方面，數字金融可利用互聯網技術實現不同企業之間數據信息的匹配，解決企業間的信息不對稱問題（黃浩，2018）。另一方面，傳統金融體系存在著較大的資金不足壓力，放貸能力受到限制，數字普惠金融擴充了金融機構的資金募集渠道（武宵旭等，2023）。數字金融的發展能夠高效率地吸收并集成資本市場中的分散資金，從而補充金融機構的資金，為企業資金需求提供保障。除此之外，數字普惠金融相關平臺的建設，也能夠降低中小企業與金融機構之間的資金交易成本及協商成本等，從而降低中小企業的籌資成本（龐加蘭等，2023），實現中小企業降本增效的目的。簡而言之，數字普惠金融緩解了中小企業在籌資環節的不確定性（唐松等，2020），其帶來的穩定資金流有利于中小企業的業務擴張與技術創新（馬芬芬等，2021），并緩解現金流不足，優化了企業內部財務行為，從而降低企業所面臨的財務風險。基于以上分析，本文提出如下研究假設：

假設1：數字普惠金融可降低中小企業的財務風險。

（二）數字普惠金融降低財務風險的作用機制

數字普惠金融能夠降低企業的財務風險，二者之間的關系在理論上較為清晰，探究其中的作用機制有利于企業“對癥下藥”，提升其應對財務風險的能力，這對中小企業實現持續經營與高質量發展顯得尤為重要。

在金融市場發展不完善的階段，大多數中小企業面臨著嚴峻的融資約束問題（許志勇等，2021）。金融機構為了降低自身風險，更傾向于向國有企業、大型企業等還款能力強的經營主體發放貸款，中小企業由于缺乏抵押與保證，較難獲得投資者信任，常常面臨融資難的問題（Laeven等，2015）。一方面，數字普惠金融能通過大數據技術提高市場信息豐富度（黃益平，2021），緩解信息不對稱問題。如借助文本挖掘等數字化手段，將非結構化、非標準化的信息進行數據加工，從而轉換為更加結構化及標準化的有效信息，為資本市場提供更為豐富的企業信息（吳非等，2021），進而提升中小企業的信息透明度，緩解投資者與企業的信息不對稱。唐松等（2020）研究發現，數字金融能夠降低企業在籌資環節的不確定性，優化企業內部財務行為，并有效約束企業的不當行為，提升投資者對企業發展的信心，從而降低企業財務風險。另一方面，數字普惠金融將企業信用信息透明化，提升中小企業的貸款申請效率，有利于發揮數字金融服務實體經濟功能，從而降低中小企業融資成本（曾燕萍等，2022）。進一步地，數字普惠金融還能夠打破傳統金融機構的時空限制，擴展中小企業的融資渠道（唐松等，2020）。整體來看，數字普惠金融的發展使得企業經營及財務信息更加透明，經營狀況較差的企業將更難獲得資金支持（周錦鴻，2023），這會督促中小企業規范開展經營及投資活動，更加注重財務決策的合理性（肖紅軍等，2021），進而降低企業所面臨的財務風險。基于以上分析，本文提出如下研究假設：

假設2：數字普惠金融的發展可通過提升信息披露質量降低中小企業財務風險。

現有研究表明，數字普惠金融發展能夠提升企業創新能力，主要通過提升企業的創新融資效率（董春風和司登奎，2022）、降低企業實施創新投入的資本成本（Gomberp等，2018）及提升企業創新動力等路徑實現。關于創新能力在數字普惠金融與財務風險之間的作用機制，一方面，中小企業雖具備較高的創新活力與創新動力，但由于規模較小、資金籌措困難，其創新所需資金往往難以得到滿足（文紅星，2021）。而數字普惠金融借助大數據、云計算及人工智能等信息分析技術，能夠幫助中小企業突破融資瓶頸，優化資金配置，提供低成本、便利化的資金支持，還能夠降低金融錯配程度（趙曉鴿等，2021），為中小企業的創新研發投入提供更加充足的資金儲備（萬佳彧等，2020）。數字普惠金融政策也體現出政府支持與保護中小企業發展的政策導向，這使得企業獲得更多金融機構的貸款機會（趙紹陽等，2022），財務穩定性得以提升。另一方面，創新能力的提升可促使中小企業產出更多研發成果，這將向投資者傳遞企業發展前景廣闊的利好信號（張行和周孝，2023），從而吸引更多投資者，緩解競爭者帶來的擠出壓力。且研發成果的應用與推廣可降低企業生產、經營等環節的成本，提高生產效率，使中小企業能夠在激烈的市場競爭環境中贏得競爭優勢（周文和白佶，2023），從而降低其所面臨的財務風險。基于以上分析，本文提出如下研究假設：

假設3：數字普惠金融的發展可通過提升創新能力降低中小企業財務風險。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

為減少疫情影響帶來的研究結果波動及誤差，本文以2011 ～2020 年我國深交所創業板與中小板上市公司為研究對象。其中，數字普惠金融指標選自北京大學數字金融研究中心發布的《北京大學數字普惠金融指數（2011-2020）》，其他變量數據均來自國泰安數據庫與萬得數據庫。同時對原始數據進行以下篩選：剔除金融、保險、銀行業樣本及主要變量數據缺失的樣本，并對連續型變量進行上下1%的Winsorize處理。最終得到13116個樣本數據。

（二）回歸模型

為了檢驗數字普惠金融對中小企業財務風險的影響，本文構建如下回歸模型：

模型（1）中，Z 為財務風險的代理變量，FINDEX 為數字普惠金融的代理變量，Controls為回歸分析中涉及的控制變量。∑Year和∑Industry分別為年度固定效應和行業固定效應，εi，t為隨機擾動項。本文主要關注系數β1，由于財務風險為反向指標，如果β1顯著大于0，說明數字普惠金融降低了中小企業財務風險，進而支持本文的研究假設。

（三）變量測度

1.解釋變量：數字普惠金融（FINDEX）。借鑒郭峰等（2020）的測度方式，本文采用北京大學發布的數字普惠金融指數（INDEX）取自然對數作為數字普惠金融的替代變量。數字普惠金融指數是通過螞蟻金服在微觀用戶層面建立的大數據指數，采用多層級指標體系綜合形成，具有較高的可靠性和權威性。

2.被解釋變量：財務風險（Z）。目前，學者衡量財務風險的常用指標有杠桿系數及Z 指數等。財務風險的測度需要注重可靠性與合理性，排除盡可能多的干擾因素，因此無法僅使用單一指標。根據已有研究（伊志宏和劉鑫魁，2023），Altman Z 值采用多種數據的組合形式測量財務風險，能夠很好地避免干擾項的影響，因此本文采用Altman Z 值作為財務風險的替代變量。Altman Z 值越大，表明企業面臨的財務風險越低。計算公式如下：

其中，X1=息稅前利潤/資產總額，X2=全年銷售收入/資產總額，X3=留存收益/資產總額，X4=營運資金/資產總額，X5=股票總市值/資產總額。

3.中介變量：信息披露質量（Evaluation）和創新能力（YF）。關于企業信息披露質量的測度，參考現有學者的常用方法（李英利和譚夢卓，2019），手工收集深交所每年度對中小板及創業板企業信息披露的及時性、準確性、完整性與合法性評估所得的年度信息披露考評結果，將考評結果A、B、C、D四個等級分別賦值為4、3、2、1，數值越大，表明企業的信息披露質量越高。關于企業創新能力，由于中小企業數據中研發支出的缺失值較多，本文參照李春濤等（2020）的做法，用專利申請指標來測度，具體做法為將專利數加1 取自然對數。對研發投入金額取自然對數來進行穩健性檢驗，主要由于數字普惠金融發展對中小企業創新能力提升的作用，體現在提升企業創新資金的投入金額上。

4.控制變量。要研究數字普惠金融對財務風險的影響，需要盡可能控制其他因素對財務風險的影響。參考已有文獻（袁曉波，2010；伊志宏和劉鑫魁，2023），本文加入以下控制變量：企業規模（SIZE）、資產結構（TA）、獨立董事比例（INDIR）、企業成長性（GROW）、企業績效（ROA）、資產負債率（LEV）、產權性質（SOE）、第一大股東持股比例（CGBL），并控制行業和年度固定效應。

具體變量定義見表1。

表1 變量定義

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

表2列示了主要變量的描述性統計結果。可以看出：財務風險（Z）的最大值為2.025，最小值為0.105，表明不同中小企業面臨的財務風險差距較大；均值為0.585，說明大部分中小企業面臨的財務風險較大，如何更好地降低財務風險是多數中小企業急于解決的問題，側面體現出本文研究數字普惠金融發展對中小企業財務風險的影響具有重要意義。其中，北京大學發布的數字普惠金融指數（INDEX）最大值為417.88，最小值為33.07，這說明我國不同地區的數字普惠金融發展水平差距較大，且近年來數字普惠金融發展速度較快，可能會對地區中小企業進一步發展產生較大的影響。其余變量情況與現有文獻基本一致。

表2 描述性統計

（二）基準檢驗結果

表3 是數字普惠金融與財務風險相關關系的基準檢驗結果。第（1）列為未加入控制變量的檢驗結果，二者的相關系數在1%的水平上顯著為正，由于Z值越大表明企業面臨的財務風險越低，結果表明數字普惠金融能夠降低企業財務風險。第（2）列為加入控制變量后的檢驗結果，數字普惠金融與企業財務風險的相關系數為0.173且在1%的水平上顯著為正，這表明數字普惠金融指數提升1 個百分點，那么中小企業的財務風險會隨之下降0.173個百分點。回歸結果證實了地區數字普惠金融發展水平越高，越能夠降低中小企業所面臨的財務風險，支持假設1。

表3 基本檢驗結果

（三）穩健性檢驗

1.內生性檢驗。

（1）滯后一期自變量。常見的內生性問題為雙向因果問題，采用自變量滯后一期回歸的方法可以在一定程度上排除當期的影響，進而緩解可能存在的雙向因果問題。本文對數字普惠金融指數采取滯后一期處理。結果如表4中第（1）列所示，數字普惠金融與財務風險的回歸系數為0.173 且在1%的水平上顯著，表明數字普惠金融發展能夠降低企業所面臨的財務風險，與基準回歸結果相符。

表4 穩健性檢驗

（2）DID雙重差分法。為了應對內生性問題，本文采取雙重差分模型，參考李建軍和韓珣（2019）、鐘凱等（2022）的做法，選取2016年國務院發布的《推進普惠金融發展規劃（2016-2020年）》政策作為外生事件。對時間在2016年之前的樣本POST取值為0，時間在2016年及之后的取值為1。參考錢雪松和方勝（2017）的做法，定義實驗組和對照組識別指標Treat。如果企業所在地的普惠金融指數小于2015 年所有地區數字普惠金融指數的中位數，Treat 取值為1，作為實驗組，其余研究樣本Treat 取值為0，作為對照組。具體DID模型如下：

其中：Treati，t是實驗組標識，Posti，t是一個時點變量，2016 年及以后取值為1，之前取值為0，其他變量定義與前文一致；ηi和λt分別為企業和年份固定效應。表4中第（2）列報告了DID的估計結果，Treati，t×Posti，t（DID）的系數在1%的水平上顯著為正，與預期結果一致。這說明受政策沖擊較大的地區，企業財務風險的降低較為明顯，即普惠金融發展能夠顯著降低企業的財務風險。

2.更換被解釋變量。由于企業面臨的財務風險主要來自償債風險，本文采用償債能力指標，即經營活動產生的現金流量凈額與企業現有的流動負債之比（CZNL）替換Z 作為財務風險的度量指標。該比率反映企業能夠使用在主營業務收入中所獲取的現金償還全部債務的能力，其值越大，表明企業償還現有債務的能力越強，即財務風險越低。檢驗結果如表4中第（3）列所示，數字普惠金融與財務風險的相關系數在1%的水平上顯著為正，這說明本文的回歸結果較為穩健。

3.剔除特定樣本。為了保證結果的普適性，上述回歸樣本中涵蓋了風險較高、存在退市可能性的中小企業。由于ST樣本企業本身的經營狀況較差，其財務風險可能較高，在一定程度上會影響研究結果的準確性。本文參考羅煜等（2016）的研究，進一步刪除ST樣本后進行回歸。檢驗結果如表4中第（4）列所示，結果表明數字普惠金融與財務風險的相關系數仍在1%的水平上顯著為正，結果與前文一致，即數字普惠金融能夠降低中小企業所面臨的財務風險。

（四）異質性分析

1.區域異質性。我國東部地區、中部地區與西部地區經濟發展狀況存在一定差異，為了進一步研究在不同的經濟發展水平下數字普惠金融與財務風險之間關系的可靠性與普適性，本文對三個區域進行異質性檢驗。且本文參考的數字普惠金融指數為省級層面數據，反映的是各地區的數字普惠金融發展水平，對東部、中部、西部三個區域進行異質性分析，能夠對地區數字普惠金融發展提供具有針對性的結論。

表5為區域異質性檢驗結果，三個區域的數字普惠金融與財務風險之間均呈負相關關系，側面驗證本文結論的正確性。第（1）列為東部地區的檢驗結果，可以看到數字普惠金融與財務風險之間的相關系數為0.083 且在1%的水平上顯著，東部地區的樣本量較大，故其結果與基準回歸結果較為接近。東部地區體現出的降低效應較弱，主要由于經濟發達地區的企業發展狀況較優，中小企業的發展較為成熟、獲利能力更強，面臨的財務風險本就較低。第（2）列為中部地區的檢驗結果，數字普惠金融與財務風險之間的相關系數為0.349 且在5%的水平上顯著，這體現出中部地區數字普惠金融的發展能夠很好地降低中小企業所面臨的財務風險。原本中部地區經濟發展水平較高，數字普惠金融的大力推進為尋求進一步發展的中小企業提供了資金、信息、政策等多方面的支持，為中部地區企業實現高質量發展保駕護航。第（3）列為西部地區的檢驗結果，數字普惠金融與企業財務風險之間的相關系數為正，但是不具備顯著性，這表明西部地區的數字普惠金融對中小企業發展的促進作用還不夠強，仍然具備較大的發展空間。

表5 區域異質性檢驗

2.企業性質異質性。企業性質的不同決定其對數字普惠金融發展的敏感性存在差異。由于有政府背書及擔保，一般而言國有企業獲取貸款及金融資產的能力要強于非國有企業，為了探究不同企業性質是否會影響數字普惠金融與財務風險之間的關系，并挖掘數字普惠金融政策能否很好地惠及非國有中小企業，對國有企業與非國有企業進行分組檢驗，且檢驗通過了組間差異性測試，兩組之間的結果可以進行有效對比。

檢驗結果如表6 所示，由于本文研究主體是中小企業，所以非國有企業樣本量較大。可以看出，不論是在國有企業還是非國有企業中，數字普惠金融與財務風險的相關系數均為正，即數字普惠金融可降低企業的財務風險。第（1）列為國有企業的檢驗結果，數字普惠金融發展與國有中小企業財務風險之間的相關系數未呈現出顯著性；第（2）列為非國有企業的檢驗結果，相關系數為0.191且在1%的水平上顯著。對比來看，數字普惠金融的發展對非國有企業財務風險的降低作用更顯著。這表明數字普惠金融發展對非國有企業而言，具有更強的抵抗財務風險作用，即數字普惠金融建設具備顯著的政策實施成效，能夠更好地惠及中小企業，推進中小企業實現高質量發展。

表6 企業性質異質性檢驗

五、影響機制檢驗

為了對數字普惠金融與財務風險之間的關系進行更深入的探究，下面將檢驗二者之間可能存在的作用機制。首先，從企業內部管理及控制視角，探究數字普惠金融能否提升中小企業的信息披露質量，進而降低財務風險。然后從企業外部發展與創新視角，進一步探究數字普惠金融對中小企業創新能力的作用能否影響企業財務風險。本文參考溫忠麟等（2004）提出的三步法模型檢驗數字普惠金融能否通過提升信息披露質量或增強創新能力，進而降低企業財務風險。以下模型中，Mi，t代表中介變量。

（一）數字普惠金融、信息披露質量與財務風險

融資約束是許多中小企業都面臨的問題，缺乏穩定的資金支持會使企業面臨資不抵債、資金鏈斷裂等風險。而數字普惠金融的不斷發展，使得中小企業的信息透明度及外部監管力度得以提升，這會增強投資者信心，緩解中小企業融資難、融資貴問題。數字普惠金融能夠實現降低企業財務風險的作用，與企業信息披露質量提升、資金需求得到滿足之間很可能存在密切聯系。表7第（1）～第（3）列為以信息披露質量（Evaluation）為中介變量，對數字普惠金融與財務風險進行的中介效應檢驗結果。檢驗結果證實了信息披露質量在數字普惠金融與財務風險之間的中介作用，且系數均呈現出較高的顯著性水平。實證結果支持了研究假設2，即數字普惠金融的發展能夠通過提升中小企業的信息披露質量，進而降低其財務風險。

表7 中介效應檢驗

（二）數字普惠金融、創新能力與財務風險

目前，我國行業競爭激烈，中小企業要想實現突破性發展，進一步擴大產業規模，提升創新能力與不可替代性就顯得尤為重要。現有研究表明，地區數字普惠金融水平的提升，能夠提升中小企業的創新能力。數字金融發展使得物聯網、大數據、區塊鏈等技術得到更快的普及，大數據時代的快速變化更是增強了中小企業的創新意識，普惠金融使得中小企業獲得創新所需的資金支持。以上因素均顯著推動了企業技術創新。而創新能力的提升，能夠促使中小企業獲得更多有價值的無形資產，然后更好地轉化為生產力，進而提升中小企業的市場份額，降低所面臨的財務風險。表7 中第（1）列、第（4）列和第（5）列為以創新能力（YF）為中介變量，對數字普惠金融與財務風險進行的中介效應檢驗結果。檢驗結果證實了創新能力在數字普惠金融與財務風險之間的中介作用，且系數均在1%的水平上顯著。實證結果支持了研究假設3，即數字普惠金融的發展能夠通過提升中小企業創新能力，進而降低其財務風險。

六、結論與政策啟示

（一）主要結論

本文以2010 ～2020 年我國創業板與中小板上市公司為研究對象，運用多元回歸模型、DID模型與中介效應模型實證分析了數字普惠金融對中小企業財務風險的影響及作用機制。本文的主要研究結論如下：第一，數字普惠金融可顯著降低中小企業財務風險，數字普惠金融的發展能夠有效提升中小企業獲得金融服務的質量與數量，為數字經濟發展賦能實體經濟提供證據支持，說明我國數字普惠金融的不斷發展能夠緩解中小企業所面臨的財務風險。第二，機制檢驗表明，數字普惠金融發展提高了中小企業信息披露質量，進而緩解投資者與企業之間存在的信息不對稱問題，降低違約風險并提高資金配置效率；數字普惠金融發展可為中小企業的合理創新提供有力的資金保障，能夠促進中小企業的創新投入與增強其研發能力，進而使中小企業體現出較高的經營穩定性及發展活力，提升其高質量發展能力。第三，進一步分析表明，數字普惠金融發展對于中部地區中小企業實現高質量發展具有更強的促進作用，對財務風險的降低作用存在明顯的“中部＞東部＞西部”的區域異質性；且對非國有中小企業而言，數字普惠金融發展降低財務風險的效果更優。

（二）政策啟示

基于以上結論，本文提出如下研究啟示：第一，在政府層面，隨著數字普惠金融的快速普及與發展，更多中小微企業獲得了發展機遇與資金保障，各地區都針對數字普惠金融出臺了相關支持政策，同時政府還應充分發揮引導和支持作用，通過政府財政補貼和相關政策優惠對地區發展情況進行優化。根據本文研究結論，數字普惠金融發展能夠顯著降低財務風險，政府應該大力支持數字普惠金融發展體系建設，加大對中部與西部地區數字普惠金融建設的支持力度，充分發揮數字普惠金融在防范與化解中小企業財務風險中的作用。第二，在金融機構層面，各類金融機構應借助數字普惠金融的信息共享功能，積極開展小微信貸工作。可通過大數據、區塊鏈和物聯網等技術，擴大數字普惠金融的服務范圍與服務力度。在為中小企業提供金融貸款服務前，將中小企業的各類信息進行集成化處理，提升企業信息透明度，由此建立精準放貸體系，提升金融服務的針對性。第三，在企業層面，各中小企業應該積極提升信息披露質量，專注創新發展。中小企業作為數字普惠金融發展的受益方，應該積極配合政府政策及金融機構貸款政策，按照相關規定，盡可能拓展資金使用的廣度與深度。例如，大力推進產品創新研究，為自身實現轉型和發展打下堅實基礎。數字普惠金融技術的發展也要求中小企業披露更多信息，資金使用更加透明，因此中小企業更要規范經營，在享受政策支持的同時，積極履行促進經濟發展及優化市場環境的義務，從而提升金融機構與社會投資者的滿意度。進一步地，借助數字普惠金融支持，中小企業要充分發揮創新能力，提升投資回報率與資金利用率，進而更好地降低所面臨的財務風險。

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