金融科技賦能民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展研究
——基于信貸配置糾偏的視角

■丁杰 符號亮

一、引言

黨的二十大報告指出，要實現(xiàn)“經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展取得新突破”。當(dāng)前，民營經(jīng)濟是推動我國經(jīng)濟發(fā)展和經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的重要力量，在穩(wěn)增長、促就業(yè)、強創(chuàng)新、創(chuàng)稅收等方面發(fā)揮著不可替代的作用。習(xí)近平總書記強調(diào)，要“實現(xiàn)民營經(jīng)濟健康發(fā)展、高質(zhì)量發(fā)展”。在經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展取得階段性成效的背景下，進(jìn)一步促進(jìn)民營經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，能為構(gòu)建新發(fā)展格局注入新的“活水源泉”。

經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要標(biāo)志是經(jīng)濟資源的有效配置，金融發(fā)揮著引導(dǎo)資源流向高效率部門以優(yōu)化資源配置的功能。然而，我國當(dāng)前金融發(fā)展的結(jié)構(gòu)性問題依然突出，資金供給的市場化程度不能適應(yīng)高質(zhì)量發(fā)展的要求，亟須增強金融體系服務(wù)高質(zhì)量發(fā)展的能力[1]。在我國以銀行間接融資為主導(dǎo)的金融體系之下，銀行信貸仍是資金配置的主要方式。由金融摩擦等因素引致的信貸配置扭曲，使得金融體系未能很好地發(fā)揮對企業(yè)項目的風(fēng)險甄別、資金支持和風(fēng)險防范等功能，也導(dǎo)致有限的信貸資源未能遵循效率優(yōu)先原則在不同經(jīng)濟部門以及企業(yè)之間進(jìn)行合理配置，尤其是信貸配置的“所有制歧視”仍廣泛存在，民營企業(yè)在信貸配置中處于弱勢地位，信貸錯配成為制約民營企業(yè)質(zhì)量提升的關(guān)鍵性因素。要想實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展取得新突破，亟須通過金融創(chuàng)新來暢通民營經(jīng)濟發(fā)展的資金“血脈”。

金融科技的發(fā)展契合了民營經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展對金融創(chuàng)新的內(nèi)在需求。金融科技以云計算和區(qū)塊鏈技術(shù)重構(gòu)金融底層平臺，依托大數(shù)據(jù)和人工智能進(jìn)行金融業(yè)務(wù)決策，金融行業(yè)將現(xiàn)代信息技術(shù)運用于產(chǎn)品營銷、征信評估、信貸決策、風(fēng)險監(jiān)測、貸后管理等業(yè)務(wù)環(huán)節(jié)，改變了銀行等金融機構(gòu)的業(yè)務(wù)運作模式和運營流程，拓寬了金融服務(wù)的廣度和深度，能夠有效緩解信息不對稱等金融摩擦問題。理論上，民營企業(yè)獲取金融資源的外部環(huán)境也因此發(fā)生了顛覆性變化，金融科技為民營企業(yè)面臨的信貸配置扭曲提供了糾偏的可能。那么，金融科技在實踐應(yīng)用中能否發(fā)揮信貸配置糾偏作用，以打破信貸錯配對民營經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的制約？民營企業(yè)面臨的信貸錯配具有不同的表現(xiàn)形式，金融科技對不同形式的信貸錯配是否存在差異性影響？哪些因素會影響金融科技作用的發(fā)揮？對這些問題的探究有助于全面理解金融科技對民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響效應(yīng)、作用機制及作用條件。為此，本文通過文本挖掘方法構(gòu)建地區(qū)金融科技發(fā)展指數(shù)，與2011—2021年A股上市的民營制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)相匹配，實證檢驗金融科技對民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的賦能作用，驗證金融科技如何通過信貸配置的糾偏機制賦能民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，并進(jìn)一步討論在民營企業(yè)的規(guī)模、技術(shù)稟賦以及不同的外部金融環(huán)境和內(nèi)部金融資源配置情形下金融科技的異質(zhì)性影響。

本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于：（1）從微觀層面檢驗了金融科技發(fā)展對民營經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的賦能作用。一方面，已有研究檢驗了數(shù)字金融對宏觀經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響，但宏觀經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展需要通過微觀企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展得以實現(xiàn)，有必要從微觀視角探討金融科技對民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響。另一方面，金融科技分為外部金融科技和銀行金融科技[2]。已有研究主要關(guān)注外部金融科技，即以螞蟻金服為代表的數(shù)字金融對高質(zhì)量發(fā)展的影響，而通過文本挖掘法構(gòu)建地區(qū)金融科技發(fā)展指數(shù)，能更全面反映金融科技的發(fā)展?fàn)顩r。（2）基于信貸配置糾偏的視角，構(gòu)建了“金融科技→信貸錯配糾偏→民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展”這一聯(lián)系機制，從實證層面驗證了金融科技與民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間的作用機制，拓展了金融科技發(fā)展經(jīng)濟效應(yīng)的相關(guān)研究。（3）檢驗了不同類型信貸錯配下金融科技的信貸配置糾偏功能及對民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的賦能作用，考慮了民營企業(yè)面臨的外部金融環(huán)境、內(nèi)部金融資源配置對金融科技賦能作用的影響，以便更精準(zhǔn)地識別金融科技的作用對象和作用條件。

二、理論分析與假設(shè)提出

（一）金融科技與民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展

金融發(fā)展對經(jīng)濟增長起著至關(guān)重要的促進(jìn)作用，這一觀點得到Allen 等[3]經(jīng)典文獻(xiàn)的廣泛驗證。經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展也離不開有效金融體系的支持。楊偉中等[4]從理論上詮釋了金融資源配置通過驅(qū)動技術(shù)進(jìn)步對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響。史代敏等[5]發(fā)現(xiàn)綠色金融發(fā)展可以促進(jìn)地區(qū)高質(zhì)量發(fā)展。然而，這些文獻(xiàn)主要從宏觀層面就地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)系展開研究，但宏觀層面的高質(zhì)量發(fā)展必然要通過市場微觀主體——企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展得以實現(xiàn)[6]。因此，部分研究從宏觀視角轉(zhuǎn)向微觀企業(yè)層面，以全要素生產(chǎn)率衡量企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。例如，李佳霖等[7]發(fā)現(xiàn)地區(qū)金融發(fā)展通過影響企業(yè)的戰(zhàn)略選擇促進(jìn)其高質(zhì)量發(fā)展。反之，由于金融發(fā)展不充分，企業(yè)面臨的融資約束會抑制其高質(zhì)量發(fā)展[8]。綜上所述，宏觀層面的研究表明金融發(fā)展有助于提升經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，微觀層面的研究表明金融發(fā)展促進(jìn)了企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

金融科技的核心是通過信息技術(shù)深化傳統(tǒng)金融服務(wù)并拓展金融服務(wù)外延[9]。銀行等金融機構(gòu)利用科技賦能形成的銀行金融科技，能夠更好地發(fā)揮其在信息甄別、資金聚集和分配、支付結(jié)算、風(fēng)險防控等金融功能方面的優(yōu)勢，在一定程度上彌補傳統(tǒng)金融的不足。外部金融科技利用自身在大數(shù)據(jù)、人工智能、機器學(xué)習(xí)等信息技術(shù)方面的優(yōu)勢，以技術(shù)驅(qū)動金融產(chǎn)品、服務(wù)、業(yè)態(tài)及模式創(chuàng)新，在支付結(jié)算、消費貸款、投資理財?shù)阮I(lǐng)域與商業(yè)銀行形成競爭關(guān)系，從資產(chǎn)端、負(fù)債端、中間業(yè)務(wù)端對商業(yè)銀行的經(jīng)營產(chǎn)生了全方位的沖擊。無論是銀行金融科技的影響，還是外部金融科技的沖擊，都深刻影響著微觀主體的行為。首先，基于企業(yè)外部融資環(huán)境的視角，相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字金融或者金融科技的賦能作用能夠促進(jìn)商業(yè)銀行降本增效[10]，同時也加劇了銀行業(yè)競爭，并通過市場競爭效應(yīng)增加銀行風(fēng)險承擔(dān)[11]。這些影響都推動銀行以低成本的方式提高金融服務(wù)的深度和廣度，改善民營企業(yè)外部金融環(huán)境，有助于緩解民營企業(yè)的融資約束。其次，基于企業(yè)內(nèi)部行為的角度，研究表明金融科技能夠通過改善外部金融環(huán)境促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新[12]，校正企業(yè)非效率投資[13]，促進(jìn)企業(yè)“脫虛向?qū)崱盵14]。總體而言，金融科技能通過改善民營企業(yè)外部金融環(huán)境促進(jìn)金融功能更有效地發(fā)揮作用，使得民營企業(yè)可以更容易獲取并更合理配置金融資源，以用于改善低效率投資、促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新以及實現(xiàn)“脫虛向?qū)崱钡龋苿用駹I企業(yè)轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展。基于此，本文提出如下假設(shè)：

H1：金融科技發(fā)展能夠有效促進(jìn)民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

（二）金融科技、信貸配置糾偏與民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展

經(jīng)過數(shù)十年的經(jīng)濟快速增長，單純依賴要素投入的粗放型經(jīng)濟發(fā)展方式已經(jīng)不適應(yīng)于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的要求。發(fā)展中國家經(jīng)濟增長的動力已逐步由促進(jìn)要素資源積累轉(zhuǎn)向提高資源配置效率[15]。當(dāng)前，要素資源錯配抑制了企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新，并成為阻礙全要素生產(chǎn)率提升的重要因素。而在要素資源錯配的眾多影響因素中，金融市場不完善等導(dǎo)致的資金配置扭曲至關(guān)重要[16]。在以銀行為主體的金融市場中，能否實現(xiàn)信貸資源的合理配置直接關(guān)系到資本在不同部門和企業(yè)間的配置效率。

通過對現(xiàn)代信息技術(shù)的應(yīng)用，金融科技有助于緩解金融摩擦，從而對信貸錯配起到糾偏作用。首先，為鼓勵和支持金融創(chuàng)新，監(jiān)管部門在防范風(fēng)險的前提下，努力營造較為寬松的監(jiān)管環(huán)境，金融科技創(chuàng)新業(yè)務(wù)面臨的政策性干預(yù)相對較少，有利于減少民營企業(yè)面臨的信貸錯配。其次，現(xiàn)代信息技術(shù)特別是大數(shù)據(jù)技術(shù)的廣泛應(yīng)用，拓寬了金融機構(gòu)信貸決策所依賴的信息源。除了傳統(tǒng)的信用評級、財務(wù)報表、抵押擔(dān)保等結(jié)構(gòu)性數(shù)據(jù)，金融科技通過大數(shù)據(jù)技術(shù)廣泛挖掘客戶的非結(jié)構(gòu)化數(shù)據(jù)，并利用機器學(xué)習(xí)進(jìn)行研判，利用各種信息賦能貸前審查，從而簡化審查流程，加快金融機構(gòu)的資金投放速度[17]。同時，大數(shù)據(jù)技術(shù)賦能下的便利化、個性化服務(wù)使得金融機構(gòu)可以深入挖掘長尾市場潛力，彌補長尾企業(yè)信用不足的缺陷，使金融服務(wù)更為廣泛的覆蓋民營企業(yè)，且在規(guī)模經(jīng)濟作用下吸納更多資金，提高了融資的可得性[18]，有助于緩解信息不對稱導(dǎo)致的信貸錯配。再次，大數(shù)據(jù)技術(shù)提供的實時信息能降低貸后的風(fēng)險控制和監(jiān)督成本，進(jìn)一步約束借款人行為，提高貸后監(jiān)督效率[19]。區(qū)塊鏈技術(shù)的應(yīng)用及其信息共享機制提高了民營企業(yè)的供應(yīng)鏈透明度，同樣降低了金融機構(gòu)的監(jiān)管成本[20]，在一定程度上緩解了不完全契約引致的信貸錯配?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

H2：金融科技發(fā)展能夠通過信貸配置糾偏促進(jìn)民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文以2011—2021 年A 股上市企業(yè)中的民營制造業(yè)企業(yè)為研究樣本，將企業(yè)注冊地所在城市與各城市金融科技發(fā)展指數(shù)相匹配。剔除ST、PT企業(yè)以及變量缺失的樣本，最終得到11765 個有效的企業(yè)-年度樣本數(shù)據(jù)。對連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的縮尾處理以緩解異常值的影響。上市公司的數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）；各城市金融科技發(fā)展水平的數(shù)據(jù)，通過文本挖掘法在百度新聞高級搜索中分年度檢索“城市名+金融科技”關(guān)鍵詞整理得到；各城市的宏觀數(shù)據(jù)來自歷年的《中國城市統(tǒng)計年鑒》。

（二）實證模型

為檢驗金融科技對民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響，構(gòu)建回歸方程（1）。

其中，TFPit為民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展指標(biāo)，F(xiàn)intit為企業(yè)所在城市的金融科技發(fā)展水平，Controlit為控制變量向量，uit為隨機擾動項。此外，在模型中還控制了制造業(yè)二級行業(yè)固定效應(yīng)、城市固定效應(yīng)和年度固定效應(yīng)。另外，考慮到一些隨時間變化的行業(yè)因素，如行業(yè)周期變化以及產(chǎn)業(yè)政策調(diào)整等因素帶來的影響，在模型中還控制了行業(yè)×年度的固定效應(yīng)。為緩解可能存在的異方差問題，模型采用聚類到企業(yè)層面的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

為檢驗金融科技通過信貸配置糾偏賦能民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的機制，在基準(zhǔn)回歸模型的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步構(gòu)建回歸方程（2）和（3）。

其中，F(xiàn)Mit為民營企業(yè)的信貸錯配程度。模型（1）、（2）、（3）共同構(gòu)成了中介效應(yīng)模型。系數(shù)α1反映金融科技影響民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的總邊際效應(yīng)，系數(shù)z1為直接邊際效應(yīng)，金融科技通過信貸配置糾偏賦能民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的間接邊際效應(yīng)為β1z2。

（三）變量定義

企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展（TFP）。參考李佳霖等[7]的研究，以企業(yè)全要素生產(chǎn)率作為民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的代理變量。參考楊汝岱[21]對制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的測算方法，在基準(zhǔn)回歸中采用LP方法計算全要素生產(chǎn)率（TFP_LP），以O(shè)P 方法計算的全要素生產(chǎn)率（TFP_OP）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

金融科技發(fā)展指數(shù)（Fint）。目前常見的衡量金融科技發(fā)展的方法主要有兩類：一類是利用文本挖掘法，通過百度搜索與金融科技相關(guān)的關(guān)鍵詞構(gòu)建金融科技水平指數(shù)；另一類是采用北京大學(xué)發(fā)布的數(shù)字金融普惠指數(shù)作為金融科技的代理變量。本文借鑒李春濤等[22]的研究，通過百度新聞高級搜索中金融科技的相關(guān)新聞構(gòu)建各個城市的金融科技水平指數(shù)。首先，構(gòu)建金融科技的詞庫。參考李春濤等[22]從國家相關(guān)政策性文件、重要會議和新聞中提取出與金融科技相關(guān)的48個關(guān)鍵詞，本文直接利用這些關(guān)鍵詞構(gòu)造詞庫。其次，將這些關(guān)鍵詞與城市名稱匹配，在百度新聞高級搜索中分年度檢索“城市名+關(guān)鍵詞”，利用網(wǎng)絡(luò)爬蟲技術(shù)提取檢索出的新聞網(wǎng)頁數(shù)量，將同一個城市48個關(guān)鍵詞檢索出的新聞網(wǎng)頁數(shù)量加總后進(jìn)行對數(shù)變換，以反映該城市金融科技發(fā)展水平。此外，在穩(wěn)健性檢驗中采用北京大學(xué)發(fā)布的數(shù)字普惠金融指數(shù)作為金融科技發(fā)展水平的替代變量。

金融錯配程度（FM）。參考邵挺[23]的方法，以企業(yè)資金成本相對于行業(yè)平均資金成本的偏離來衡量信貸錯配程度。企業(yè)的金融錯配程度=（企業(yè)資金成本-行業(yè)平均資金成本）÷行業(yè)平均資金成本。由于本文的研究樣本為制造業(yè)企業(yè)，行業(yè)平均資金成本根據(jù)制造業(yè)二級行業(yè)分類來計算。企業(yè)資金成本=企業(yè)的利息支出÷（企業(yè)負(fù)債總額-應(yīng)付賬款）。

參考李佳霖等[7]、錢雪松等[24]研究，控制變量包括企業(yè)層面和城市層面的變量。企業(yè)規(guī)模Size，以總資產(chǎn)對數(shù)值衡量；企業(yè)盈利能力Roa，以總資產(chǎn)收益率衡量；總資產(chǎn)負(fù)債率Lev；企業(yè)成長情況Growth，以營業(yè)收入增長率衡量；企業(yè)經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額與總資產(chǎn)的比值Cash；企業(yè)資本勞動比CLR，以固定資產(chǎn)凈額與員工人數(shù)的比值衡量；企業(yè)成立年限Age；股權(quán)集中度CR5，以前五大流通股東持股比率衡量；董事長和總經(jīng)理是否兩職分離Duality。此外，還控制了反映城市經(jīng)濟狀況的人均生產(chǎn)總值PGDP。主要變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

主要變量的相關(guān)系數(shù)如表2所示。相關(guān)系數(shù)表明，地區(qū)金融科技發(fā)展水平與民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間顯著正相關(guān)，地區(qū)金融科技發(fā)展水平與民營企業(yè)信貸錯配之間顯著負(fù)相關(guān)，信貸錯配與民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展之間也顯著負(fù)相關(guān)。

表2 主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)

四、實證結(jié)果及分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表3為基準(zhǔn)回歸的結(jié)果。（1）列沒有加入控制變量，F(xiàn)int 的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明金融科技促進(jìn)了民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。（2）列加入控制變量，但沒有控制固定效應(yīng)，F(xiàn)int 的系數(shù)仍然在1%的水平上顯著為正?？紤]不隨個體變化的時間趨勢、不隨時間變化的行業(yè)因素以及不隨時間變化的城市特征對民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響，（3）列進(jìn)一步控制年度、行業(yè)和城市固定效應(yīng)，F(xiàn)int的系數(shù)仍然顯著為正?？紤]到某些隨時間變化的行業(yè)因素，例如產(chǎn)業(yè)政策的調(diào)整對民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響，（4）列進(jìn)一步加入行業(yè)×年度固定效應(yīng)，F(xiàn)int的系數(shù)依然顯著為正。以上實證結(jié)果均表明地區(qū)金融科技的發(fā)展能夠有效賦能當(dāng)?shù)孛駹I企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展，研究假設(shè)1得到驗證。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果：金融科技對民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.替換被解釋變量

基準(zhǔn)回歸中以LP 方法估計的全要素生產(chǎn)率（TFP_LP）作為民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的代理變量。此處，將被解釋變量替換為OP方法估計的全要素生產(chǎn)率（TFP_OP）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。表4（1）列為檢驗結(jié)果，F(xiàn)int的系數(shù)在1%的水平上仍然顯著為正，支持金融科技發(fā)展能夠賦能民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的結(jié)論。

表4 穩(wěn)健性檢驗

2.替換解釋變量

基準(zhǔn)回歸中以文本挖掘法構(gòu)建的金融科技指數(shù)作為解釋變量。參考邱晗等[11]的研究，采用北京大學(xué)發(fā)布的數(shù)字普惠金融指數(shù)中城市層面的數(shù)據(jù)作為地區(qū)金融科技發(fā)展水平的替代變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。數(shù)字普惠金融指數(shù)基于螞蟻科技集團(tuán)的實際業(yè)務(wù)數(shù)據(jù)構(gòu)建得來，其業(yè)務(wù)覆蓋了第三方支付、理財、信貸、保險等各種金融產(chǎn)品和服務(wù)，且在業(yè)務(wù)中將信息技術(shù)與金融業(yè)務(wù)有效融合，是外部金融科技的典型代表，能夠較好地代表金融科技整體發(fā)展?fàn)顩r。表4（2）、（3）列為檢驗結(jié)果。（2）列被解釋變量為LP方法所估計的全要素生產(chǎn)率（TFP_LP），（3）列被解釋變量為OP 方法所估計的全要素生產(chǎn)率（TFP_OP），解釋變量均為數(shù)字普惠金融指數(shù)的對數(shù)值（DFI）。兩列中，DFI 的系數(shù)均顯著為正，依然證實金融科技能夠賦能民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

3.工具變量回歸

本文實證模型的解釋變量為城市層面的金融科技發(fā)展水平，被解釋變量為企業(yè)層面的高質(zhì)量發(fā)展?fàn)顩r，而民營企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展?fàn)顩r不太可能影響地區(qū)的金融科技發(fā)展水平，因此互為因果導(dǎo)致內(nèi)生性的可能性較小。但模型仍存在測量誤差和遺漏變量導(dǎo)致內(nèi)生性的可能。為緩解可能存在的內(nèi)生性問題，進(jìn)一步采用工具變量回歸進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。本文參考李春濤等[22]的研究，手工整理出與每一個城市地理位置相鄰的所有城市，以相鄰城市的金融科技發(fā)展水平的平均值作為該城市金融科技發(fā)展水平的工具變量。金融科技是金融業(yè)務(wù)與現(xiàn)代信息技術(shù)的融合發(fā)展，相鄰城市信息技術(shù)的溢出效應(yīng)會使得彼此間金融科技的發(fā)展相互關(guān)聯(lián)，滿足工具變量的相關(guān)性條件。各城市之間的金融業(yè)務(wù)，尤其是商業(yè)銀行的信貸業(yè)務(wù)往往存在地域割裂性，因此相鄰城市的金融科技水平很難通過影響本地的信貸配置而影響本地民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，滿足工具變量的外生性條件。

表4（4）、（5）列展示了工具變量回歸的結(jié)果。被解釋變量分別為LP和OP方法計算的企業(yè)全要素生產(chǎn)率，進(jìn)一步采用2SLS 方法估計，文中僅列出了第二階段回歸的結(jié)果。兩列回歸結(jié)果均表明地區(qū)金融科技發(fā)展顯著促進(jìn)了民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，證實了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。此外，兩列回歸中Cragg-Donald Wald F 統(tǒng)計量分別為23.3812 和20.7793，均大于Stock-Yoo 弱工具變量檢驗10%的顯著性水平下的臨界值，拒絕存在弱工具變量問題的原假設(shè)。Kleibergen-Paap rk LM 統(tǒng)計量的p 值均為0.0000，拒絕了識別不足的原假設(shè)。以上檢驗表明選取的工具變量是合適的。

（三）影響機制：金融科技的信貸配置糾偏效應(yīng)

進(jìn)一步檢驗信貸配置的糾偏效應(yīng)是否為地區(qū)金融科技發(fā)展水平賦能民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的機制。表5（1）列為基準(zhǔn)回歸模型（1）的檢驗結(jié)果。（2）列展示了地區(qū)金融科技發(fā)展水平對民營企業(yè)信貸錯配的影響，即回歸模型（2）的估計結(jié)果，被解釋變量為企業(yè)層面的信貸錯配（FM），解釋變量Fint 在1%的水平上顯著為負(fù)，表明地區(qū)金融科技發(fā)展顯著緩解了民營企業(yè)信貸錯配，發(fā)揮了信貸配置糾偏的功能。（3）列為回歸模型（3）的估計結(jié)果，F(xiàn)M的系數(shù)顯著為負(fù)，表明信貸錯配顯著降低了民營企業(yè)發(fā)展質(zhì)量。金融科技通過信貸配置糾偏賦能民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的間接影響效應(yīng)為（-0.0305）×（-0.1017）=0.0031。以上結(jié)果表明金融科技通過糾正信貸資源錯配間接促進(jìn)了民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，研究假設(shè)2 得到驗證。此外，（3）列中Fint 的系數(shù)依然顯著為正，表明除了通過信貸配置糾偏帶來的間接影響，金融科技對民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展還存在正向的直接影響。

表5 金融科技影響民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的機制檢驗

五、進(jìn)一步的討論

（一）不同類型信貸錯配下金融科技的賦能作用

上述研究表明金融科技通過信貸配置糾偏對民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展發(fā)揮賦能作用。然而，信貸錯配的表現(xiàn)形式具有多樣性。在信息不對稱等情形下，貸款合同執(zhí)行成本高昂，銀行放貸時會注重企業(yè)自有財產(chǎn)的擔(dān)保能力，往往根據(jù)企業(yè)規(guī)模等特征實施信貸配給[25]，而不是根據(jù)企業(yè)的投資機會和投資效率去配置信貸資源，導(dǎo)致不同規(guī)模企業(yè)間的信貸資源配置存在扭曲。因此，金融科技通過緩解信貸錯配對民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響也可能存在規(guī)模差異。此外，技術(shù)稟賦不同的民營企業(yè)在風(fēng)險特征上存在差異，面對嚴(yán)格的金融監(jiān)管，銀行偏向于將資金投放于風(fēng)險小、見效快的項目，而高技術(shù)稟賦企業(yè)的投資項目具有周期長、風(fēng)險高的特征，往往不符合銀行的風(fēng)險偏好，因而信貸資源在技術(shù)稟賦不同的企業(yè)間也可能存在配置扭曲。針對信貸錯配的不同表現(xiàn)形式，本文進(jìn)一步檢驗金融科技對不同類型民營企業(yè)信貸配置糾偏以及高質(zhì)量發(fā)展的影響差異。

首先，以總資產(chǎn)衡量企業(yè)規(guī)模，按企業(yè)規(guī)模的中位數(shù)分組檢驗。表6（1）、（2）列的結(jié)果表明，相對于大規(guī)模民營企業(yè)，金融科技對小規(guī)模民營企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展有更好的賦能作用。采用似無關(guān)模型（SUR）檢驗兩組系數(shù)之間的差異，卡方統(tǒng)計量的p值表明這種差異是顯著的。（3）、（4）列為金融科技對不同規(guī)模民營企業(yè)信貸錯配的影響，F(xiàn)int 的系數(shù)均顯著為負(fù)，即金融科技針對兩類企業(yè)都表現(xiàn)出信貸配置糾偏效應(yīng)，但針對小規(guī)模民營企業(yè)信貸錯配糾偏的效果更強，且這種差異同樣是顯著的。（5）、（6）列中Fint 的系數(shù)均顯著為正，F(xiàn)M 的系數(shù)均顯著為負(fù)，影響效應(yīng)分別為（-0.0197）×（-0.1725）=0.0034和（-0.0309）×（-0.2168）=0.0067，即金融科技通過信貸配置糾偏對小規(guī)模民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響效應(yīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于大規(guī)模民營企業(yè)。以上結(jié)果證實了金融科技對民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響存在規(guī)模差異，而且這種差異在一定程度上源于金融科技對兩類企業(yè)的信貸配置糾偏作用存在異質(zhì)性。

表6 異質(zhì)性檢驗：大規(guī)模和小規(guī)模

其次，按企業(yè)的技術(shù)特征分組檢驗。參考國家統(tǒng)計局印發(fā)的《高技術(shù)產(chǎn)業(yè)（制造業(yè)）分類（2017）》，將醫(yī)藥制造，航空、航天器及設(shè)備制造，電子及通信設(shè)備制造，計算機及辦公設(shè)備制造，醫(yī)療儀器設(shè)備及儀器儀表制造，信息化學(xué)品制造等6 大產(chǎn)業(yè)歸為高技術(shù)制造業(yè)。與證監(jiān)會行業(yè)分類相對照，將二級行業(yè)代碼為C34、C35、C37、C38、C39、C40 的企業(yè)定義為高技術(shù)制造企業(yè)。表7（1）、（2）列的結(jié)果顯示，相對于非高科技民營企業(yè)，金融科技對高科技民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展有更大的賦能作用。（3）、（4）列的結(jié)果表明，金融科技對高科技民營企業(yè)能更好地發(fā)揮信貸配置糾偏作用。（5）、（6）列中FM的系數(shù)均顯著為負(fù)，即金融科技通過緩解信貸錯配促進(jìn)了兩類企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，影響效應(yīng)分別為（-0.0520）×（-0.1577）=0.0082和（-0.0333）×（-0.1381）=0.0046。總體而言，金融科技發(fā)展對高科技民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的賦能作用大于非高科技民營企業(yè)，而且這種差異在一定程度上源于金融科技對兩類企業(yè)的信貸配置糾偏效應(yīng)存在異質(zhì)性。

表7 異質(zhì)性檢驗：高科技和非高科技

（二）外部金融環(huán)境及內(nèi)部金融資源配置對金融科技賦能作用的影響

1.外部金融環(huán)境對金融科技賦能作用的影響

金融科技發(fā)展可以促進(jìn)銀行等傳統(tǒng)金融機構(gòu)通過提升經(jīng)營效率進(jìn)而影響信貸配置，金融科技信貸配置糾偏作用的發(fā)揮也以銀行等傳統(tǒng)金融機構(gòu)的發(fā)展為基礎(chǔ)。銀行的網(wǎng)點分布特征和市場競爭結(jié)構(gòu)都可能影響信貸資源的配置狀況。為此，本文進(jìn)一步檢驗不同外部金融環(huán)境下金融科技的賦能作用。本文根據(jù)各家銀行分支機構(gòu)獲得金融許可證的時間以及退出的時間，整理出各個城市的銀行網(wǎng)點數(shù)，參照姜付秀等[26]的方法計算出各城市商業(yè)銀行分支機構(gòu)數(shù)量的赫芬達(dá)爾-赫爾曼指數(shù)（HHI）以衡量城市內(nèi)的銀行競爭狀況。以各城市每萬人銀行網(wǎng)點數(shù)和銀行競爭狀況來衡量地區(qū)的銀行業(yè)發(fā)展?fàn)顩r，反映民營企業(yè)所面臨的外部金融環(huán)境，分組檢驗不同外部金融環(huán)境下金融科技的賦能作用。

首先，按各城市商業(yè)銀行網(wǎng)點數(shù)量的中位數(shù)分組檢驗。表8（1）、（2）列的結(jié)果顯示，銀行網(wǎng)點較多的城市，金融科技對民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的賦能作用更強，但似無關(guān)檢驗的p 值表明這種差異并不顯著。（3）、（4）列的結(jié)果表明，金融科技能夠有效緩解企業(yè)的信貸資源錯配，但兩組間的影響效應(yīng)不存在顯著差異。（5）、（6）中FM 的系數(shù)均顯著為負(fù)，系數(shù)差異仍然不顯著。以上結(jié)果表明，金融科技通過信貸配置糾偏促進(jìn)了兩類地區(qū)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，但影響效應(yīng)在銀行網(wǎng)點分布特征不同的城市并沒有顯著差異。這也意味著金融科技對民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響可能不存在馬太效應(yīng)，即整體上金融科技并不會放大銀行網(wǎng)點分布特征不同地區(qū)的民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的差異程度。

表8 外部金融環(huán)境的異質(zhì)性：銀行網(wǎng)點分布

其次，按各城市銀行競爭程度的中位數(shù)分組檢驗。表9（1）、（2）列的結(jié)果顯示，在銀行競爭程度較強的地區(qū)，金融科技對民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有更好的賦能作用。（3）、（4）列的結(jié)果顯示，銀行競爭程度較強的地區(qū)，金融科技能更好地發(fā)揮對民營企業(yè)信貸錯配的糾偏效應(yīng)。（5）、（6）列中FM的系數(shù)均顯著為負(fù)，影響效應(yīng)分別為（-0.0476）×（-0.1996）=0.0095和（-0.0293）×（-0.2218）=0.0065，表明金融科技對銀行競爭程度不同地區(qū)的民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響存在差異，而且這種差異在一定程度上源于金融科技對不同地區(qū)民營企業(yè)信貸配置糾偏的影響差異。對比表8和表9的結(jié)果可知，相比于銀行網(wǎng)點數(shù)量，地區(qū)銀行競爭狀況更能影響金融科技作用的發(fā)揮。可能的原因在于：一方面，當(dāng)前我國銀行網(wǎng)點的布局已經(jīng)具有較大覆蓋面，更具市場化的銀行業(yè)結(jié)構(gòu)對于發(fā)揮金融科技的信貸配置糾偏作用更為重要；另一方面，金融科技的發(fā)展降低了民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展對線下網(wǎng)點數(shù)量的依賴性。

表9 外部金融環(huán)境的異質(zhì)性：銀行競爭狀況

2.內(nèi)部金融資源配置對金融科技賦能作用的影響

劉貫春等[27]認(rèn)為企業(yè)會通過金融化發(fā)揮“蓄水池”作用，在企業(yè)內(nèi)部聚集金融資源以緩沖外部金融資源不足的影響，因而金融化程度高的民營企業(yè)受信貸配置扭曲的影響較小，金融科技的賦能作用在金融化程度不同的民營企業(yè)之間可能存在差異。參考劉貫春等[27]的研究，以企業(yè)總資產(chǎn)中金融資產(chǎn)的比重衡量企業(yè)金融化，按企業(yè)金融化的中位數(shù)分組檢驗。表10（1）、（2）列的結(jié)果顯示，金融科技對金融化程度較低的民營企業(yè)表現(xiàn)出更好的賦能效應(yīng)。（3）、（4）列的結(jié)果表明，金融科技對金融化程度較低的民營企業(yè)的信貸錯配具有更強的糾偏作用。（5）、（6）列中FM 的系數(shù)均顯著為負(fù)，影響效應(yīng)分別為（-0.0243）×（-0.1769）=0.0043和（-0.0298）×（-0.2181）=0.0065，即金融科技對兩類企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響存在差異，且這種差異在一定程度上源于金融科技對兩類企業(yè)信貸配置糾偏的影響存在異質(zhì)性。以上結(jié)果也意味著在緩沖信貸配置扭曲帶來的負(fù)面沖擊時，金融科技可以成為企業(yè)金融化的替代機制，這將有助于減少民營企業(yè)的金融化行為，推動民營企業(yè)回歸實體經(jīng)濟。

表10 民營企業(yè)內(nèi)部金融資源配置的異質(zhì)性

六、結(jié)論及啟示

本文基于2011—2021 年A 股上市制造業(yè)民營企業(yè)數(shù)據(jù)實證檢驗了地區(qū)金融科技發(fā)展對民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響，并從信貸資源配置糾偏的視角檢驗其影響機制。得出主要結(jié)論：（1）地區(qū)金融科技發(fā)展顯著促進(jìn)了民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。（2）機制檢驗結(jié)果表明，金融科技對信貸錯配的糾偏作用是其發(fā)揮影響的渠道。（3）異質(zhì)性檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，金融科技對小規(guī)模、高科技民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有更強的賦能作用，這很大程度上也是因為金融科技對這些企業(yè)具有更強的信貸配置糾偏作用。此外，金融科技對銀行競爭程度較強地區(qū)的民營企業(yè)、金融化程度較弱的民營企業(yè)的信貸錯配糾偏以及高質(zhì)量發(fā)展具有更強的賦能作用。根據(jù)結(jié)論得出如下政策啟示：

第一，在金融科技對民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展發(fā)揮著重要賦能作用的現(xiàn)實之下，實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的新突破，需要繼續(xù)支持和鼓勵“金融+科技”融合發(fā)展，進(jìn)一步釋放金融科技對民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用，以民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展帶動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

第二，信貸錯配是民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵制約因素，優(yōu)化信貸配置對于促進(jìn)民營企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有十分重要的積極作用。應(yīng)通過各種措施實現(xiàn)信貸錯配糾偏來提升經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。此外，金融科技的信貸配置糾偏功能針對小規(guī)模、高科技民營企業(yè)更為有效。因此，還可以借助科技水平在經(jīng)濟中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。

第三，外部金融環(huán)境對于金融科技的信貸錯配糾偏功能及高質(zhì)量發(fā)展的賦能作用具有重要影響。應(yīng)構(gòu)建更具競爭性的金融體系，為金融科技發(fā)展創(chuàng)造良好的外部條件。此外，在信貸配置糾偏方面，金融科技對于民營企業(yè)金融化發(fā)揮著替代作用，應(yīng)當(dāng)通過鼓勵和支持金融科技發(fā)展，以實現(xiàn)民營企業(yè)去金融化，回歸實體經(jīng)濟。