數字普惠金融如何影響企業的財務可持續？
——基于中國制造業企業的經驗證據

張曉燕，曹金銘

（山東師范大學 商學院，山東 濟南 250399）

一、引言

2022 年，中國制造業增加值達33.5 萬億元，占全球的比重近30%，連續13 年位居世界第一。①經濟日報.中國制造業增加值連續13 年全球第一[N].新華網：2023-03-31. http://www.xinhuanet.com/fortune/2023-03/31/c.1129481817.htm.然而，伴隨著經濟增速放緩和質量提升，中國制造業也發生了結構性的變化，面臨一些挑戰。例如，制造業企業比較優勢被削弱，產業比重不斷下降[1]；中低端制造業企業的要素成本上升、產能過剩以及效率低下等問題突出；高端制造業面臨對外依存度高以及自主創新能力不足；等等[2]。再加上“逆全球化”等國際局勢的影響，制造業企業可持續發展面臨新的挑戰。中國特色社會主義進入了新時代，經濟發展也進入了新時代，我國經濟已由過去的高速增長階段轉向了高質量發展階段。顯然，在經濟高質量發展的戰略背景下對我國制造業企業提出了新的發展要求。黨的二十大報告指出要加快建設制造強國。而促進制造業企業財務可持續，有助于強化制造業企業在技術創新和補鏈強鏈等方面的作用。因此，探討如何促進制造業企業的財務可持續，對于促進制造業強國目標的實現以及經濟的高質量發展具有重要意義。

近年來，由數字技術與傳統普惠金融融合發展產生的數字普惠金融，成為助力我國制造業企業實現財務可持續的關鍵變量。2016 年，二十國集團峰會通過了《G20 數字普惠金融高級原則》，提出了數字普惠金融這一概念，其含義是通過數字技術促進傳統普惠金融轉型，提高普惠金融服務的便利性和可得性，實現金融資源的最優利用。一方面，數字普惠金融的發展能夠推動傳統金融機構進行數字化轉型，利用大數據、云計算等數字技術緩解借貸雙方的信息不對稱，促進傳統金融機構的高效率運作，適應企業高質量發展的需要；另一方面，數字普惠金融能夠借助數字技術提高金融機構的風險識別能力，將金融資源向傳統金融排斥的弱勢群體傾斜，擴大普惠金融服務的覆蓋范圍以及深度，增加金融活動的包容性[3]。此外，從金融資源配置的過程看，數字普惠金融可以強化金融資源配置的市場信號。金融機構能夠利用大數據對企業進行智能分析，加大對企業的技術創新、產業升級等活動的資金支持力度，促進企業的財務可持續。

與本文密切相關的文獻主要有兩類。

一類為企業財務可持續的相關研究，主要包括財務可持續的內涵與特征、財務可持續的實現路徑和影響因素等[4-5]。聚焦于企業財務可持續的影響因素，部分學者探究了企業外部環境對企業財務可持續的影響，認為政府補貼、減稅降費和國家審計等均能促進企業的財務可持續，而融資約束、金融資源錯配等卻制約了企業財務可持續[6-9]；另有部分學者從企業自身出發，考察了數字化轉型、企業金融化和稅收籌劃等對企業財務可持續的影響[8,10-11]。另一類文獻則關注于數字普惠金融對微觀企業發展的影響。例如，在外部融資方面，數字普惠金融的發展能夠拓寬融資渠道，促進信貸資源獲取，進而緩解企業面臨的融資約束[12-13]；在企業決策和日常經營方面，數字普惠金融發展能夠促進技術創新、降低企業經營的不確定性、提高風險承擔能力[14]以及提升企業價值[3，15-16]。上述研究為本文提供了較為豐富的文獻支撐，而發展數字普惠金融如何對企業的財務可持續產生影響，尚未得到充分驗證。財務可持續是企業可持續發展的重要方面，體現了企業充分利用有限資源實現合理增長，能夠避免增長緩慢或者過快增長造成的財務風險[4]。因此，探討數字普惠金融對制造業企業財務可持續的影響以及作用機制，有利于為金融政策支持制造業企業發展提供參考，對于我國建設制造業強國目標的實現以及經濟社會高質量發展具有重要意義。

本文可能的邊際貢獻有：第一，從政策有效性的視角分析發展數字普惠金融對制造業企業財務可持續的影響，利用雙重差分模型實證考察發展數字普惠金融對制造業企業財務可持續的作用效果，是對數字普惠金融與微觀企業相互關系研究的進一步補充；第二，探討了代理成本和信貸資源獲取的中介作用，厘清數字普惠金融影響財務可持續的邏輯鏈條，為發展數字普惠金融賦能制造業企業財務可持續的理論提供實證依據；第三，從企業生命周期和所有制角度分析數字普惠金融對不同類型的制造業企業財務可持續的影響差異，并將地區市場化水平納入本文的研究范式中，為政府制定合理的政策提供理論參考。

二、理論分析與研究假設

（一）數字普惠金融對制造業企業財務可持續的影響

財務可持續是指企業在不發行股票、不改變經營策略和資金結構時銷售所能支持的最大凈利潤增長率[4]。實現財務可持續能夠保持企業穩定的現金流入，促進企業實現內涵式增長，因此該指標是衡量企業財務狀況是否健康的重要標志。近年來，學者們開始關注數字普惠金融與企業財務可持續的關系問題。例如，一些學者認為數字普惠金融發展能夠促進中小企業的財務可持續[5]。數字普惠金融發展賦能制造業企業的財務可持續主要體現在以下幾個方面。

首先，數字普惠金融的發展可以降低制造業企業的融資成本和財務費用。在傳統金融模式下，由于借貸雙方的信息不對稱，傳統金融機構難以獲取制造業企業的信用狀況以及貸款意圖，金融機構的貸前信用評估成本、貸中服務成本、貸后監督成本較高，導致制造業企業的資金使用成本較高，因此其面臨的企業杠桿率較高。數字普惠金融能夠有效解決上述問題，數字普惠金融是數字技術和傳統金融的有機結合，貸前大數據、云計算能夠精準對客戶的信用進行評估，提高金融服務的包容性以及覆蓋范圍；貸中云計算等數字技術的應用能夠簡化交易步驟，提高服務效率，降低金融機構的服務成本[1]；貸后通過區塊鏈等數字技術對資金的使用情況進行監督，降低監督成本。因此，在數字普惠金融的推動下，金融服務的邊界被拓展，企業的融資約束狀況得到緩解；加之金融交易成本的降低不斷推動企業的融資成本和財務費率下降，能夠改善制造業企業的財務狀況，為制造業企業的財務可持續提供有力的支持[12]。

其次，數字普惠金融的發展增加企業的經營活動現金流。既有研究表明，資金不足是影響制造業企業技術創新、產品研發的重要因素[15]。隨著數字普惠金融的發展，企業能夠獲得充足的資金促進技術創新和提高產品質量，高質量產品能夠擴大產品銷售，增加企業的經營活動現金流，保障企業獲得穩定的利潤，減少收入的不確定性對企業的財務可持續造成的沖擊[16]。另外，制造業企業的發展受宏觀經濟環境的影響也較大，低迷的經濟狀況不利于企業的可持續發展。而消費是拉動經濟增長的重要推動力，數字普惠金融發展還能夠改善居民的消費水平，釋放內需潛力，拉動經濟增長，進而增加企業的經營性收入，提高企業的營業利潤率，促進企業的財務可持續[17-18]。

再次，數字普惠金融的發展提高制造業企業的風險承擔能力。其一，數字普惠金融能夠強化資源的配置效率，使企業更有效地投資高收益項目，提高企業的風險承擔能力[14]。其二，數字普惠金融可以倒逼制造業企業提高研發投入強度和創新質量，為企業帶來更好的成長空間以及經濟效益[19]。加之數字技術的應用，金融機構了解的信息不再僅限于財務報表，還包括企業的內部治理狀況等非財務信息。內部治理較差的企業獲取資金困難，促使企業改善內部治理，提高風險承擔能力。風險承擔能力關系到企業能否及時識別和吸收企業的財務風險。當風險承擔能力提高到一定程度后，對企業進行高風險高收益項目投資帶來的財務風險起到足夠的吸收作用，對企業的財務可持續產生積極的作用。而且企業對新產品、新技術和新項目的接受能力不斷提高，能夠抓住發展機會，提高企業的財務績效，促進企業的財務可持續[9]。

最后，數字普惠金融發展可以緩解金融資源錯配。我國各地區的經濟發展程度不同，導致各地區金融發展水平也存在差異。在金融發展水平相對較低的地區，制造業企業的信貸需求難以獲得滿足，其面臨的融資約束問題比較突出，抑制了制造業企業發展。數字普惠金融可以在一定程度上彌補金融發展水平的差異，改善金融資源地區分配不均的局面，推動資金向欠發達地區的制造業企業傾斜，促進欠發達地區的制造業企業發展，幫助其實現財務可持續[20]。

基于以上分析，提出假設H1。

H1：數字普惠金融發展能夠對制造業企業的財務可持續產生促進作用。

（二）數字普惠金融對制造業企業財務可持續的作用機制

1.代理成本的中介作用

從代理成本的視角看，數字普惠金融的發展不僅能降低企業資金的使用成本，還能緩解企業內部的代理問題，減少代理成本，降低代理風險，促進企業的財務可持續[21]。

一方面，金融機構主要利用大數據和云計算等數字技術來促進普惠金融推廣，因此數字技術在其中發揮重要作用。數字技術有利于信息透明，可以對制造業企業形成監督治理效應，促進制造業企業提升信息披露的質量；并且通過數字技術的運用，金融機構的風險識別能力提高，可以較為準確地獲得企業真實的狀況，快速準確地評估企業的內部控制狀況，為內部控制較好的企業提供資金。內部控制較差的企業違約風險更高，反向促進內部控制較差的企業改善內部控制狀況，抑制代理問題的發生[22]。

另一方面，當企業獲得資金支持后，現金持有水平的上升會滋生代理問題，現金的高流動性特點使其成為管理層實施機會主義的工具，管理層可能會產生接受低價值的投資項目和進行損害股東價值的多元并購等過度投資行為，不利于企業的財務可持續；而數字普惠金融的發展可以使金融機構及時跟進企業信貸資金的使用，監督企業貸款資金的使用情況，防止管理層濫用資金和隱瞞投資行為，提高投資效率，促進企業財務可持續。

基于以上分析，本文提出假設H2a。

H2a：數字普惠金融的發展通過降低制造業企業代理成本提高其財務可持續水平。

2.信貸資源獲取的中介作用

信貸資源不足是影響制造業企業發展的一大壁壘，抑制制造業企業投資，對制造業企業的財務可持續產生不利影響[23]。

一方面，金融機構與企業之間的地理距離是影響企業信貸資源獲取的最重要因素，地理鄰近能夠緩解銀企之間的信息不對稱，降低銀行的交易成本和監督成本[13]。其一，數字普惠金融的發展能夠縮短銀企的地理距離，提高企業信貸資源獲取的便利性與可得性，降低制造業企業的信貸資源獲取成本，提高其財務績效[24]。其二，數字普惠金融是數字技術和金融業的深度結合，金融機構能夠利用大數據對制造業企業進行智能分析，充分獲取制造業企業的償債能力和信用信息，摒棄過度依賴于抵押品的信貸供給模式，為制造業企業發展提供更多的信貸支持，緩解制造業企業的融資約束。隨著長期困擾制造業企業發展的信貸不足問題的解決，有助于制造業企業更好地開展經營活動，促進其財務可持續。

另一方面，數字普惠金融的發展還能夠突破信貸資源供給的時間和空間限制，促進銀行業的競爭，提高其服務質量和經營效率，改善信貸資源區域分布不均的狀況。其既能避免發達地區企業信貸獲取超過正常需要造成過度負債，又能促進欠發達地區企業的信貸資源獲取[25]，幫助其實現財務可持續。

基于以上分析，本文提出假設H2b。

H2b：數字普惠金融的發展通過促進制造業企業的信貸資源獲取提高其財務可持續水平。

（三）數字普惠金融對制造業企業財務可持續的異質性影響

企業的生命周期、所有制結構和地區市場化水平等來自微觀、宏觀的因素，均能夠影響數字普惠金融與制造業企業財務可持續之間的關系。

從生命周期視角看，由于處于不同生命周期的制造業企業的融資需求和融資能力不同，可以判斷數字普惠金融發展對不同生命周期企業的財務可持續的促進作用也有所差異[26]。具體來看，成長期的企業處于快速發展階段，資金需求較大，加之高風險、低成本的融資需求不符合傳統金融機構信貸服務邏輯。如若企業憑借數字普惠金融支持獲得多元化的融資渠道，可以為企業財務可持續提供充足的資金支持。如此一來，數字普惠金融的發展能夠對成長期的企業發揮“雪中送炭”的作用。隨著企業進入成熟期，盈利能力增強，經營活動產生的現金流較多且穩定，外部融資需求較小，加之企業能夠通過數字技術獲取豐富的企業內外部信息，有助于從改善公司治理以及提高投資效率方面提高財務可持續水平。衰退期企業面臨的外部環境相對復雜，很難實現財務可持續，數字普惠金融對衰退期企業財務可持續的促進作用不明顯。

從所有制視角看，國有企業具有財務信息透明和報表可信度高等特點，加上良好的政企關系，在信貸市場可能相對處于優勢，更容易獲得資金支持，因此數字普惠金融對國有企業財務可持續的促進作用可能較弱[27]；而非國有企業由于議價能力低、信息不透明等原因，從外部獲得足夠的信貸支持相對困難，數字普惠金融能夠為非國有企業拓寬融資渠道，降低融資成本，其帶來的融資效應在促進非國有企業財務可持續的提升上，邊際作用更為顯著[28]。

從宏觀視角看，企業所屬地區的市場化水平也會影響數字普惠金融對制造業企業財務可持續的促進效果。其一，隨著市場化改革的推進，法律制度環境逐漸完善，營商環境質量更優，能夠為企業的財務可持續創造良好的環境[29]。其二，企業所在地區市場化水平越高，要素市場越發達，數字普惠金融能夠提高信貸資源的配置效率，為企業的財務可持續提供更多的信貸支持，降低制造業面臨的融資約束，充分激發企業的技術創新活力[30]。其三，隨著市場化水平的不斷提高，供需信息能夠更及時準確地傳遞，企業可以充分利用數字普惠金融的普惠性和數字化優勢解決資金等問題，更有針對性地進行產品研發，促進產品質量的提升，激活消費市場，進而促進企業的財務可持續。

基于以上分析，提出假設H3a、H3b、H3c。

H3a：數字普惠金融的發展對成長期的制造業企業的財務可持續的促進作用更大。

H3b：數字普惠金融的發展對非國有制造業企業的財務可持續的促進作用更大。

H3c：數字普惠金融的發展對市場化水平較高地區的制造業企業的財務可持續的促進作用更大。

三、研究設計

（一）數據來源與樣本選擇

本文參照證監會2012年版行業分類，選擇2011—2021 年滬深A 股上市的制造業企業作為研究對象，探究發展數字普惠金融對制造業企業財務可持續的影響。數據均來自CSMAR 數據庫和《中國統計年鑒》。參照一些研究的做法，對樣本進行以下篩選[31]：（1）剔除ST和*ST等特殊型公司；（2）刪除數據缺失和異常值的樣本；（3）對人均GDP、固定資產凈額、資產總額取對數處理；（4）使用Winsorize 對連續變量進行1%上下分位數的縮尾處理。數據處理采用Stata16.0軟件和Excel。

（二）變量設定

1.被解釋變量：財務可持續（kcx）

既有研究主要采用可持續增長模型計算企業的財務可持續水平，常用的有拉巴波特的可持續增長模型和希金斯的可持續增長模型。拉巴波特的可持續增長模型反映的是增長與現金流的關系，這種模型穩定性較差[32]；希金斯可持續增長模型從財務增長的角度將企業內部資源和企業的增長結合起來[33]。雖然這兩個模型各有優缺點，但是希金斯模型更容易反映出影響和制約企業增長的財務因素。

本文采用國泰安數據庫中的可持續增長率來計算企業財務可持續水平。如模型（1）所示，該指標越高，說明企業財務狀況健康，財務可持續水平越高；并將希金斯模型計算的指標作為穩健性檢驗指標，見模型（2），具體模型如下：

2.解釋變量：treat×policy

考慮到我國中西部欠發達地區與東部發達地區受到數字普惠金融政策影響的強度存在一定差異,本文借鑒相關研究將各省份劃分為實驗組和控制組。若企業處于東部地區為實驗組，treat 取值為1；若企業處于中西部地區為控制組，treat取值為0。通過對比實驗組與控制組的差異，評估數字普惠金融政策的實施效果[34-35]。

2016 年9 月，央行發布《G20 數字普惠金融高級原則》，參考一些學者的做法，本文將該高級原則的頒布作為一項準自然實驗[36]。另外，政策提出的時間具有外生性，因此，將policy 作為時間虛擬變量，設定2016年是數字普惠金融政策的實施年，2016年之前賦值為0，2016年之后賦值為1。

交互項treat×policy 即為核心解釋變量，用來考察數字普惠金融發展對制造業企業財務可持續的政策效果。另外，北京大學數字普惠金融指數被廣泛用于衡量各地區數字普惠金融發展水平，為確保結論的穩健性，采用該指數進行穩健性檢驗。

3.中介變量：代理成本和信貸資源獲取

（1）代理成本（agent）。參考相關研究，本文采用公式-（營業收入/總資產）來計算代理成本的代理變量，該數值越大，代理成本越高[37]。

（2）信貸資源獲?。╟redit）。參考一些研究，本文采用公式（長期借款+短期借款+一年內到期的非流動負債）/總資產計算的指標衡量制造業上市企業的信貸資源獲取，該數值越大，信貸資源獲取越多[22]。

4.控制變量

參考其他學者的研究，本文從微觀層面和宏觀層面對影響企業財務可持續的因素進行控制[24]。微觀層面主要控制了總資產報酬率（roa）、股利分配率（dividend）、固定資產（asset）、企業規模（size）、產權比率（equity）、企業成長性（growth）、財務杠桿（leverage）；宏觀層面控制了地區經濟發展水平（gdp）和地區產業結構（is）。

（三）模型設定

1.基準回歸模型

為了驗證數字普惠金融發展對企業財務可持續的影響，構建如下基準模型（3）：

在模型（3）中，kcx為被解釋變量，代表企業的財務可持續水平；did 為解釋變量，代表數字普惠金融的政策效果，即treat×policy；control 為一系列的控制變量。下標i表示企業，t表示年份，詳細的變量說明如表1所示。

表1 變量說明

2.因果中介模型

為避免使用逐步回歸法檢驗中介效應導致內生性偏誤等問題，本文構建因果中介模型用于識別代理成本與信貸資源獲取的中介作用[38]：

在模型（4）和（5）中，agent、credit 分別代表代理成本、信貸資源獲取，其他變量與模型（3）相同。

四、實證檢驗及結果分析

（一）描述性統計

對主要變量的描述性統計結果如表2 所示，有效樣本為16523個。

表2 描述性統計

由表2 可知，核心解釋變量財務可持續（kcx）最大值為0.42，最小值為-0.366，平均值為0.0650，標準差為0.0680，說明制造業企業的財務可持續水平整體偏低且不同企業的差異較大。企業的財務杠桿（leverage）最大值為13.37，最小值為-0.0910，標準差為1.091，說明我國制造業企業資本性支出較大且債務融資比率較高，財務風險較高，標準差較大說明不同企業獲得債務的融資有較大差異?？刂谱兞縢dp最大值為13.06，最小值為9.719，說明不同地區的經濟發展水平存在差異，數字普惠金融的發展程度也會受到影響?？傮w來看，各變量的標準差雖然存在差異，但基本在合理的范圍內，基本排除異常值對回歸結果的影響。

（二）基準回歸分析

發展數字普惠金融對制造業企業財務可持續的影響如表3 所示。根據回歸結果可知，在沒有加入控制變量時，擬合優度僅為0.463，在加入總資產報酬率、股利分配率、企業規模、產權比率等控制變量后，擬合優度上升到0.824，擬合程度提高，模型的準確性增強。表3 列（1）在考慮發展數字普惠金融對企業財務可持續的影響時只對固定效應進行控制，列（2）還對影響企業的宏觀層面變量進行控制，did的回歸系數均在5%水平上顯著為正；在控制固定效應的基礎上，列（3）加入企業層面的控制變量，列（4）對宏觀和企業兩個層面的變量進行控制，did 的回歸系數在1%水平上均顯著為正?；貧w結果符合預期，表明數字普惠金融發展能夠促進制造業企業財務可持續，驗證了假設H1。

表3 基本回歸分析表

（三）數字普惠金融影響制造業企業財務可持續的機制分析

1.降低代理成本

前文已經驗證數字普惠金融發展能夠促進制造業企業的財務可持續。在此基礎上，本文探究數字普惠金融發展是否通過降低代理成本促進企業的財務可持續。先充分論證中介變量代理成本與財務可持續之間的邏輯關系，然后以代理成本為因變量，檢驗發展數字普惠金融對代理成本的影響[38]。結合理論分析部分的論述，代理成本是影響企業財務可持續的重要因素，符合中介變量的選擇條件。因此本文構建模型（4）進一步檢驗數字普惠金融對企業財務可持續的影響，模型中變量含義與前文一致。

降低代理成本路徑的回歸結果如表4 列（2）所示，did的回歸系數在1%水平上顯著為負，表明發展數字普惠金融能夠降低企業的代理成本，促進企業的財務可持續，假設H2a 得到驗證。其可能的原因是：數字普惠金融的發展能夠提高企業的信息透明度，企業為了獲取融資支持，必須主動加強內部控制建設，改善公司治理；加之對信息披露質量的要求更高，能夠抑制企業的選擇性披露、真實盈余管理等行為，降低公司的代理風險，從而促進企業的財務可持續，驗證了假設H2a。

表4 機制分析

2.促進信貸資源獲取

對于數字普惠金融通過增加信貸資源獲取促進企業財務可持續的機制，理論分析部分指出，信貸資源獲取是影響企業財務可持續的重要因素，符合中介變量的選擇條件[38]。因此本文以信貸資源獲取為因變量，構建模型（5）進一步檢驗數字普惠金融對企業財務可持續的影響，模型中變量含義與前文一致。

促進信貸資源獲取的回歸路徑如表4 列（3）所示，數字普惠金融與企業信貸資源獲取之間顯著正相關，即數字普惠金融發展能夠顯著促進企業的信貸資源獲取。銀行信貸融資是企業最重要的外部資金來源之一，對于緩解企業的融資約束具有重要作用。數字普惠金融能夠從供給端和需求端兩個方面促進企業的信貸資源獲取[27]：一方面，數字普惠金融發展能夠提高銀行的信息甄別能力，在安全性原則得到保證的前提下促進銀行的信貸資金發放；另一方面，數字普惠金融主要通過大數據分析評估企業的償債能力和違約風險，摒棄過度依賴于抵押品的信貸供給模式，能夠滿足企業真正的融資需求。企業獲得充足的銀行信貸后，更有能力在技術創新以及產業升級方面加大投入，從而促進企業的財務可持續。綜上，數字普惠金融能夠通過降低代理成本促進企業的財務可持續，假設H2b得到驗證。

（四）穩健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

實證分析中，運用雙重差分模型的前提是實驗組與控制組在政策實行之前具有相同的趨勢，即在發展數字普惠金融之前did 的回歸系數不顯著。將政策實施前一期作為基期（即2015 年），為避免多重共線性，故將基期刪除。根據圖1 平行趨勢動態效應圖可以直觀地看到，在發展數字普惠金融之前，did的回歸系數均不顯著，說明雙重差分模型滿足平行趨勢假設；在發展數字普惠金融之后，did 的系數開始顯著為正，代表數字普惠金融發展顯著正向影響企業的財務可持續水平，而且從2016 年到2018年，did 的回歸系數逐漸增大，說明數字普惠金融對制造業企業財務可持續的促進作用不斷增強；2016年后，did 的回歸系數始終顯著為正，表明發展數字普惠金融的政策持續性較好。

圖1 平行趨勢檢驗

2.安慰劑檢驗

為驗證發展數字普惠金融對制造業企業財務可持續的影響不是偶然性的，接下來進行安慰劑檢驗。保持政策沖擊點不變，從樣本中隨機抽取實驗組和控制組，構建新的交互項did，然后代入模型（3）重新進行回歸[39]。重復抽樣1000次，通過對1000次抽樣估計的系數畫出安慰劑檢驗圖。由圖2 可知回歸結果的系數分布近似地服從正態分布，回歸系數集中分布在0 附近，而且1000 次隨機抽樣結果的回歸系數均小于基準回歸系數，說明數字普惠金融發展對制造業企業財務可持續的促進作用不是偶然的，驗證了基準回歸結果具有穩健性。

圖2 安慰劑檢驗圖

3.PSM-DID檢驗

數字普惠金融發展對制造業企業財務可持續支持的選擇會受到某些因素的影響，在實證分析中可能會出現選擇偏誤的問題，對回歸結果造成干擾[40]。為確?；貧w結果的可靠性，本文以股利分配率、企業成長性等控制變量作為匹配協變量，將treat 作為因變量，采用logit模型進行傾向值計算，然后采用半徑匹配和核匹配兩種匹配方式，刪除未匹配的樣本后重新進行回歸分析。表5 是經過匹配后的回歸結果，從回歸結果可以看出，無論是半徑匹配還是核匹配，通過PSM-DID 回歸分析，匹配后的回歸結果與基準回歸結果一致，did 的系數均在1%水平上顯著為正，進一步表明數字普惠金融的發展能夠促進制造業企業的財務可持續，基本回歸分析具有穩健性。

表5 PSM-DID檢驗結果

4.更換關鍵變量測度

（1）替換核心解釋變量。

目前學術界普遍采用北京大學數字普惠金融指數度量各地區數字普惠金融發展程度，因此為確保結論的穩健性，本文利用數字普惠金融指數（除以100）地級市層面的數據替換核心解釋變量did，然后進行回歸[41]。表6 列（1）的回歸結果顯示，數字普惠金融（index）的回歸系數為0.010，且在5%水平上顯著，驗證了結論的穩健性。

表6 穩健性檢驗

（2）替換被解釋變量。

發展數字普惠金融會對企業的現金流量和資本結構等產生影響，因此本文使用希金斯可持續增長模型計算的指標衡量制造業企業的財務可持續水平，如模型（2）所示。此外，考慮到希金斯模型和國泰安數據庫中的可持續增長率都是綜合指標計算得出的，本文選取單一指標凈資產收益率（roe）作為制造業企業財務可持續的另一個穩健性檢驗指標，重新使用模型（3）進行回歸。

表6 列（2）和列（3）的回歸結果顯示，在更換財務可持續的衡量方式后，did 的回歸系數均在5%的水平上顯著為正，說明數字普惠金融的發展能夠促進制造業企業的財務可持續，與前文的結論保持一致。

5.剔除部分因素的影響

考慮到我國的副省級城市和直轄市在行政級別上具有優勢，更容易獲得政策上的傾斜，金融基礎設施更完善，這可能會導致數字普惠金融對企業財務可持續的影響不同。另外，企業的發展容易受到宏觀金融環境的影響，2015 年股票價格持續下跌這一事件的沖擊難以忽略[42]。因此，本文分別將直轄市和副省級城市的樣本以及2015 年的樣本剔除，然后分別進行回歸。根據表6 列（4）和列（5）可知，did 的回歸系數都在1%水平上顯著為正，驗證了回歸結果的穩健性。

（五）異質性檢驗

1.基于生命周期的異質性

不同生命周期的企業的現金流量特征是不同的，本文在實證中選取經營活動現金凈流量、投資活動現金凈流量和籌資活動現金凈流量三個指標對生命周期階段進行劃分。先根據不同階段企業活動的不同分別賦予三個指標正負號，然后根據組合劃分出成長期、成熟期和衰退期，劃分情況如表7所示。

表7 企業按現金流量劃分生命周期表

在表8 中，本文將樣本企業劃分為成長期、成熟期和衰退期。從觀測值數量上來看，處于成長期的企業數量最多，成熟期企業稍少于成長期，衰退期企業數量只占很少的比例，且處于衰退期的企業遠少于成長期和成熟期，顯示出中國制造業企業正蓬勃發展。

表8 生命周期的異質性分析

表8 列（1）—列（3）展示了不同生命周期的分組回歸結果：對于成長期的企業，did 的回歸系數顯著為正；對于成熟期企業，did 的回歸系數雖然顯著但小于成長期企業的回歸系數；而衰退期的企業did的回歸系數不顯著。這些結果說明，對于成長期的企業，數字普惠金融的發展對其財務可持續具有顯著的提升作用，對于成熟期企業的促進作用小于成長期企業，對衰退期企業的財務可持續提升作用不明顯。因此，發展數字普惠金融對不同生命周期的企業的財務可持續的影響不同，假設H3a 得到驗證。其可能的原因是：成長期的制造業企業面臨的融資約束程度較高，且經營活動產生的現金流量不能夠滿足企業的需要，加之成長期企業資本性支出較多，投資活動產生的現金流量為負，融資約束對成長期企業的財務可持續的限制較大，表現為發展數字普惠金融對成長期制造業企業財務可持續的促進作用更大；成熟期企業能夠保持穩定的現金流入，財務狀況健康，加之市場地位較高，能夠獲得較多的商業信用和銀行貸款，發展數字普惠金融對其財務可持續的促進作用減弱；衰退期企業面臨復雜的內外部狀況，持續經營是企業發展的前提，發展數字普惠金融對衰退期財務可持續的促進作用不明顯。

2.基于企業所有制的異質性

本文根據制造業企業的所有制性質，將樣本劃分為國有制造類企業以及非國有制造類企業，然后進行分組回歸，并將回歸結果分別報告于表9 列（1）和列（2）中。根據回歸結果可知，did對國有企業、非國有企業財務可持續的大小和顯著性水平存在明顯差異，國有企業組did 的回歸系數為正但是不顯著，非國有企業組的回歸系數在1%水平上顯著為正。究其原因，可能是國有企業在提高財務可持續的過程中，可以更容易地獲得信貸資金，從而導致融資約束程度較低，數字普惠金融對國有企業代理成本的降低作用有限；而非國有企業以中小型企業為主，從傳統金融機構獲得的信貸資金不足，促進財務可持續時受到融資約束相對較高，此時發展數字普惠金融對非國有企業財務可持續的促進作用明顯，假設H3b得到驗證。

表9 所有制、地區市場化水平的異質性檢驗

3.基于地區市場化水平的異質性

鑒于在不同市場化水平條件下，發展數字普惠金融的政策效應可能不同，本文以中國分省份市場化指數衡量各地區的市場化水平[43-44]。目前該數據只更新到2019 年，因此2020 年以及2021 年的數據根據以往年份的增長率推算得出，然后逐年依中位數對企業所在地區的市場化水平進行判斷。若該地區當年市場化指數高于中位數，將其劃分為市場化水平較高地區，反之，劃分為市場化水平較低地區。然后分樣本進行回歸，回歸結果見表9 列（3）和列（4）。在市場化水平較低地區，did 的回歸系數為正但是不顯著；而在市場化水平較高地區，did 的回歸系數在1%水平上顯著為正。這說明地區市場化水平會影響到數字普惠金融對制造業企業財務可持續的促進效果，假設H3c得到驗證。其可能的原因是：一方面，在市場化水平較低地區，金融資源的配置效率也相對較低，導致數字普惠金融對企業財務可持續的促進效果減弱，而較高的市場化水平說明地區制度環境更優，金融機構發育程度較好，信貸資源配置更有效，能夠為數字普惠金融支持企業財務可持續創造良好的條件[45]；另一方面，只有當地區市場化進程達到一定的程度后，數字普惠金融的促進作用才能得以有效發揮[46]。

五、結論與政策建議

（一）結論

近年來，數字普惠金融的相關研究廣受學者關注，本文采用2011—2021 年我國A 股上市制造業企業的面板數據，運用雙重差分法考察發展數字普惠金融對制造業企業財務可持續的影響。研究結論如下。

第一，數字普惠金融發展能夠顯著提高制造業企業的財務可持續，此結論經過多種穩健性檢驗后仍然成立。

第二，數字普惠金融發展通過降低制造業企業代理成本和增加信貸資源獲取來提高其財務可持續水平。

第三，數字普惠金融發展對成長期、非國有、市場化水平較高的地區制造業企業財務可持續的促進作用更大；對成熟期和衰退期、國有、市場化水平較低的地區的制造業企業促進作用不明顯。

（二）政策建議

在大力發展先進制造業，加快建設制造業強國的戰略背景下，本文的研究結論具有如下啟示。

1.有序推進數字普惠金融發展，促進制造業企業財務可持續

數字普惠金融是推動制造業企業財務可持續的新動能，也是提高金融服務制造業企業可持續發展的重要途徑。一方面，相關部門應積極持續完善數字普惠金融體系和金融基礎設施，為數字普惠金融支持企業發展提供良好的條件。例如進一步完善征信體系和信息共享平臺，打通企業和金融機構之間的信息溝通渠道，加大對信息基礎設施建設的投入，彌補不同地區的數字技術發展差距。另一方面，持續推動數字普惠金融服務于制造業企業發展，引導資金向制造業企業流動，促進制造業企業的可持續發展，逐步解決制造業企業發展中的難題。

2.加強政策引導，精準支持處于成長期的民營企業發展

不同企業對資金的需求不同，例如成長期的企業處于快速發展階段，資金的需求大于成熟期和衰退期，非國有企業資金需求大于國有企業，等等。因此，政府應根據企業的實際情況提高精準施策水平，采用利息補貼等方式引導金融機構資金向非國有、處于成長期的制造業企業傾斜。

3.企業應重視完善內部治理，實現財務可持續

研究結果表明，數字普惠金融的發展會通過代理成本的降低促進企業的財務可持續。因此，企業在發展中應主動完善內部治理，為數字普惠金融促進制造業企業財務可持續提供良好的內部治理環境；同時應加強對管理層的監督，規避管理層的短視行為，降低代理風險，充分利用數字普惠金融所支持的資金促進自身的財務可持續。

4.政府應完善地區市場化制度，促進企業財務可持續

較高的市場化水平有利于發揮數字普惠金融對企業財務可持續的促進效果。因此，一方面應加快市場化進程，完善要素市場和金融中介組織建設，營造公平的市場融資環境，規范市場有序競爭，引導信貸資源的合理流動，提高信貸資源的配置效率；另一方面，在發揮市場配置資源決定性作用的同時，也要加強對市場化水平較低的弱勢地區在數字基礎設施等方面的財稅支持力度，合理引導信貸資金向弱勢地區傾斜，促進弱勢地區的制造業企業財務可持續。