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数字基础设施促进了企业数字技术创新吗

第26卷㊀第2期2024年3月㊀科技管理学报Journal of Science and Technology Management㊀Vol.26No.2Mar.,2024㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀文章编号:2097-3233(2024)02-0052-15数字基础设施促进了企业数字技术创新吗?基于宽带中国战略的准自然实验诸鑫哲,㊀杨丽华,㊀黄㊀萍(宁波大学商学院,浙江㊀宁波㊀315211)摘㊀要:文章基于2008 2020年我国A 股上市公司数据,以宽带中国战略为准自然实验考察了数字基础设施对企业数字技术创新的影响㊂研究发现:数字基础设施对企业数字技术创新存在显著促进作用;机制分析表明企业投资决策质量与人力资本水平的提高㊁知识溢出环境与融资环境的改善是数字基础设施影响企业数字技术创新的内外部机制路径,而市场竞争机制与管理赋能机制在当前并不成立㊂进一步分析发现,数字基础设施政策的有效性及企业高管的数字技术背景是市场竞争机制与管理赋能机制失效的潜在因素,且在高新技术行业及国有企业中高管的数字技术履历使数字基础设施对企业数字技术创新的促进作用更强㊂关㊀键㊀词:数字基础设施;数字技术创新; 宽带中国试点政策;文本分析法DOI :10.16315/j.stm.2024.02.008中图分类号:F 49;F 279.2文献标志码:A收稿日期:2024-01-03基金项目:国家自然科学基金资助项目(71873073);浙江省教育厅一般科研项目(Y202353675);宁波大学校级SRIP 项目(2024SRIP0106)作者简介:诸鑫哲(1999 ),男,硕士研究生;杨丽华(1971 ),女,教授;黄㊀萍(2000 ),女,硕士研究生.㊀㊀自党的二十大提出加快实施创新驱动发展战略,强化企业科技创新主体地位以来,企业作为市场经济的微观主体与技术创新的行为主体,在国家竞争力培育与全球经济格局重塑中被赋予了更为深刻的时代内涵[1]㊂伴随着新一代技术革命和产业范式变革的加速演进,数字技术的持续渗透重构了各个行业和细分市场的竞争格局,引发了企业价值创造逻辑的深刻变革[2]㊂相应的,中国的创新驱动在强调创新数量与创新质量分布均衡[3]的同时需重视对数字技术创新的理解与应用㊂与此同时,随新一轮科技革命和产业变革逐步展开,数字基础设施已成为新型基础设施建设优先投资及重点发展的领域[4]㊂‘ 十四五数字经济发展规划“指出要加强数字基础设施建设,完善数字经济治理体系,增强关键技术创新能力,优化创新成果快速转化机制㊂依托于完备的数字基础设施将区域基建优势转化为企业创新支撑优势体现了数字经济时代背景下新基建在促进经济高质量发展中的作用[5],那么以数字基础设施为核心的基建优势能否辐射到当下企业汇聚创新要素最多㊁应用范围最广的数字技术创新领域?其实现的具体作用机制又是什么?深入探究以上问题有助于在深化创新驱动发展背景下准确评估我国数字基础设施建设的实践效果,同时对于拓展企业数字技术创新的赋能渠道㊁引导发挥数字基础设施建设的创新赋能效应具有重要的理论与现实意义㊂本文的相关文献研究主要包括以下两方面:一是企业数字技术创新的影响因素研究㊂相较于传统的技术创新,同价值创造模式和生产要素配置变革密切相关的数字技术创新反映了先进生产要素在驱动经济发展过程中的优越性与必要性[6]㊂大量研究将知识流动与知识获取视为影响企业数字技术创新的重要因素㊂从企业内部视角来看,Firk 等[7]认为公司内部高管的数字技术履历将促进企业参与数字知识共享,从而提升企业的数字技术创新水平㊂Tumbas 等[8]认为符合数字化的内部制度构建有助于企业通过知识引入促进数字技术创新㊂从企业外部视角来看,区域产业结构的布局与空间演化将影响企业的知识流动进而影响当地数字技术创新水平[9],产业链企业的链上合作[10]与并购行为[11]也是企业越过组织边界吸收知识技术,增强数字技术创新能力的重要途径㊂二是数字基础设施的经济效应研究㊂现有文献更多侧重于效率与公平问题,对于数字基础设施潜在的企业创新赋能效应则关注较少㊂例如赵涛等[12]指出网络信息基础设施的建设与完善可增强当地信息传递效率㊁促进经济高质量发展;方福前等[13]研究发现数字基础设施可促进农村户籍子代收入向上流动,保障发展机会的纵向公平㊂与本文最相近的研究如Wernsdorf等发现数字基础设施提高了信息可获取范围,使具有高校背景的企业专利申请数量大幅增加㊂李磊等[14]发现信息化建设通过机会识别㊁创新平台建设和创新组织形式促进企业的创新效率与专利质量提升㊂沈坤荣等[5]发现数字基础设施在促进创新质量和效率提升的同时延展了企业的创新边界,促进了新技术的开发应用㊂综上所述,现有研究关注于企业数字技术创新的影响因素与路径实现,也讨论了数字基础设施对企业创新的潜在赋能效应,但依然存在一些不足㊂虽然学界广泛讨论了企业数字技术创新的影响因素,但遗憾的是,现有研究并未将产业政策带来的知识效应纳入研究范畴,这不利于理解当下整体经济㊁政治和制度环境对企业数字技术创新的影响作用;而在评估数字基础设施的创新赋能效应时现有研究更多关注于企业传统创新绩效,鲜有研究将技术创新类别进一步细分,以企业的数字技术创新是否得到提升为研究对象展开相应分析㊂鉴于此,本文可能的边际贡献在于:研究视角上,首次系统考察了新基建在数字技术创新领域的赋能效应,拓展了数字基建赋能的相关研究领域㊂研究内容上,从外部环境因素与企业内部因素2个维度,知识溢出环境㊁融资环境㊁市场竞争环境㊁投资决策质量㊁成本控制及劳动赋能等方面展开数字基础设施创新赋能的机制路径分析㊂政策含义上,为现阶段政府继续推进落实数字基础设施建设,企业制定数字技术创新战略提供新的见解㊂分析表明,数字基础设施政策的有效性不足与企业高管的数字技术履历缺失制约了数字基础设施对企业数字技术创新的提升作用㊂因此,政府应因地制宜保障政策合理落实,企业应加强管理团队梯度建设,完善相应数字技术人才培训制度㊂1㊀理论分析与研究假设企业通过将知识和能力等无形要素与企业内部及外部环境所提供的各类有形与无形要素的有机结合,以增强学习能力和资源转化能力,深入对市场变化以及行业竞争态势的洞察和分析,增强个体对所拥有知识的聚合能力,有效地推动个体知识㊁能力转化为组织层面的创新资源,提升企业创新产出水平㊂考虑到数字基础设施的影响因素是多方面㊁多途径的,本文从外部环境因素与企业内部因素两方面阐释数字基础设施影响企业数字技术创新的潜在作用机制并提出研究假说㊂1.1㊀数字基础设施与企业数字技术创新:外部环境因素㊀㊀首先,受制于资金支持与知识要素流动性等方面的不足,大多数企业难以突破信息壁垒实现突破性的技术创新[15]㊂而数字基础设施可凭借跨时空信息传播㊁数据共享㊁低成本信息获取等先天优势和本质特征有效降低创新信息传递的成本,构建创新信息联通共享的渠道,创造知识充分溢出的环境㊂传统要素流动理论认为地理距离的远近将影响知识自由流动的成本及知识扩散的效率[16],可用信息的爆炸式增长有效降低了知识搜寻成本,减少了产品市场的信息不对称性,使企业间的知识流动和信息获取更为便利,以云平台为代表的数字基础设施有效促进多方企业实现信息资源互通,拓宽知识溢出范围㊂企业间良性的信息共享与知识流动有助于实现数字技术的优势互补并形成创新合力 ,识别出研发价值更高的创新机会进而推动企业数字技术创新㊂其次,受制于有限的资金支持,企业往往因面临严峻的外部融资环境而无法承担数字技术研发应用所产生的高昂成本㊂数字基础设施可通过高效率信息披露构建稳定的融资环境㊂由于数字技术创新活动具有长周期与高投入的特点,仅依靠企业内部资金难以保证创新项目正常运行,因此需要外部融资和地方财政的支持[17]㊂以金融机构为代表的外部投资者与本土企业间普遍存在信息不对称问题,这在一定程度上提高了融资风险,造成企业融资难融资贵现象频出㊂随数字基础设施完善,本地企业与外部投资者更方便快捷的信息交流模式保障了企业及时有效的信息披露,为投资者获得企业资信水平㊁履约记录㊁市场评价等投融资决策信息提供便利,这将有效降低企业违约风险并提高金融机构信贷供给意愿[17]从而拓宽企业数字技术创新的融资渠道㊂最后,竞争环境与产业竞争力是提升企业创新发展动力的关键㊂数字基础设施可通过构建市场竞争环境影响企业数字技术创新㊂一方面,区域数字基础设施建设有助于打破企业间因时空距离和信息不对称所造成的交易障碍,通过提升产品与市场的供需匹配速度扩大企业潜在交易主体的选择范围㊂另一方面,完备的数字基础设施有助于减少知识搜寻成本与技术学习成本,通过降低企业的数字技术35第2期诸鑫哲等:数字基础设施促进了企业数字技术创新吗? 基于宽带中国战略的准自然实验创新门槛为创新主体参与提供契机和激励机制,企业的创新主体范围得到扩大㊂这将进一步拓宽创意市场和创新产出市场的市场范围,增强市场竞争程度并对企业的数字技术创新行为产生正向激励㊂1.2㊀数字基础设施与企业数字技术创新:内部因素资源基础理论认为企业可持续的竞争优势建立于其拥有具有价值性的㊁稀缺的㊁不可模仿的资源集合㊂数字技术通过功能嵌入㊁改造升级及资源整合等方式促进企业产品㊁服务与运营模式的迭代创新[18]㊂依托于完备的地区数字基础设施,数字技术的杠杆效应使得企业以较少的创新资源投入实现更多的创新产出[19],为更好抓住转型机遇,企业倾向通过加大长期性投资以实现数字化软件与硬件的升级㊂以数字平台为代表的长期数字化投资通过连接信息传感设备实现了生产设备㊁应用场景及用户之间的互联互通,促进企业内外部信息及创新资源共享㊂这在一定程度上缓解了由信息不对称引致的不确定性风险,提高企业数字技术创新成功率㊂此外,由于缺乏数字技术应用经验,加之软件㊁信息技术服务等数字技术体系不够健全,企业在数字技术创新过程中往往面临发展动力不足的问题㊂而数字基础设施通过管理赋能影响企业数字技术创新㊂随智能服务㊁数字平台等辅助模块在企业内部管控流程中的深度嵌入,生产研发与财务控制的实时化与透明化㊁组织架构与销售服务的模块化与集成化有效降低内部管控成本㊁提升生产研发效率[20],这将激励企业加大关键要素资源投入以获得更高质量的数字技术创新产出㊂依托于数字平台的资源整合与知识搜索能力,企业对外部知识信息的搜集成本㊁中间消耗大幅降低亦能减少人员在生产经营流程的参与度,研发操纵空间减小也可助力企业规避因信息壁垒与冗杂流程导致的效率损失问题㊂对企业的数字技术创新而言,能否吸引具有数字技术应用和研发能力的技术人才至关重要㊂数字基础设施通过劳动赋能助力企业数字技术创新㊂实现数字技术创新需要一系列与数字化资源相关的匹配支持[21],除相应数字技术硬件资产外,也与以高技能劳动力为代表的优质软资产密切相关㊂受益于数字基础设施可突破时空限制进行知识获取㊁传递和共享的特性,潜在学习成本的降低激励企业增加高层次人力资本投入并在数字创新活动中放大干中学效应;此外,根据技能偏向型技术进步假说和程序偏向型技术进步假说,数字平台等在企业内部的深度嵌入对低技能劳动产生替代效应[22],促使员工承担高技能水平工作并专注于价值更高的生产活动,这将有效改善企业的劳动力资源结构和生产率[23],从而促进企业数字技术创新活动的开展㊂综合上述分析,本文提出如下研究假设:假设H1:数字基础设施建设有助于促进企业数字技术创新㊂假设H2:数字基础设施可通过影响企业外部的知识溢出环境㊁融资环境及市场竞争环境影响企业数字技术创新㊂假设H3:数字基础设施可通过影响企业内部的投资决策㊁管控成本及人力资本水平影响企业数字技术创新㊂2㊀实证模型与变量说明2.1㊀样本数据本文选取2008 2020年A股上市公司作为初始研究样本㊂其中涉及企业财务信息和基本信息相关数据来自CSMAR数据库;上市公司专利文本信息来自WinGo财经文本数据平台;上市公司相关专利数据来源于中国研究数据服务平台(CNRDS)㊂参考陶锋等[24]的做法,本文对样本进行以下处理:剔除金融类上市公司和 ST ST∗ 公司的样本;剔除主要变量存在数据缺失的样本;剔除上市不足两年的样本;剔除相关财务指标异常的样本㊂此外,为了减轻极端值的影响,对连续型变量进行了1%的缩尾处理㊂2.2㊀变量定义1)数字技术创新㊂借鉴黄勃等[21]的做法,本文对上市公司所有发明专利与实用新型专利的申请文件的摘要㊁说明书和权利要求书进行关键词文本分析,以确认其是否属于数字技术专利㊂其中文本特征词的提取依据来自‘中小企业数字化赋能专项行动方案“‘2020年数字化转型趋势报告“等官方文件和权威报告,提取包括底层技术以及技术应用 2个层次的5类数字技术特征词进行匹配识别㊂2)数字基础设施建设㊂考虑到以宽带为代表的信息基础设施建设是我国5G技术普及㊁大数据发展㊁物联网中心建设的必要前提㊂参考孔东民等[17]的做法,根据企业所在地城市在不同时间段入选宽带中国试点政策这一外生事件设置虚拟变量TreatPost作为数字基础设施建设的代理变量㊂定义若企业所在城市c在t年入选宽带中国试点城市则当年及之后的年份赋值为1,未入选则为0㊂3)控制变量㊂参考王海等[25]㊁刘建江等[26]选45科技管理学报㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀第26卷㊀取了一系列控制变量,包括:企业规模(Size),采用总资产取对数表示;资产负债率(Lev),采用总负债与总资产的比值衡量;现金流量比(Cflow),采用本期经营活动现金流与总资产之比表示;营业收入增长率(Growth),采用营业收入较上年同期增长率表示;研发投入强度(R&D),采用研发投入占主营业务收入比重表示;两权分离率(Sep),采用实际控制人拥有的控制权与所有权之差表示;股权集中度(Oholdpro),以第一大股东持股比例量化;资产收益率(Roa),以净利润与资产总计的比值量化;资本密集度(Capital)以资产总计与营业收入的比率来表征;高技术企业(High),采用虚拟变量表示,当企业为高技术企业时取值为1,否则为0;创新水平(Pan-tent),采用企业当年专利总数取对数表示㊂描述性统计,如表1所示㊂表1㊀描述性统计Tab.1㊀Descriptive statistics㊀变量均值标准差最小值最大值观测值Diglnino0.0820.3170 1.94613873 TreatPost0.4640.4990113873 ln size22.078 1.27020.04126.36013873 Lev0.3920.1960.04980.86313873 Cflow0.0530.064-0.1250.23413869 Growth0.1050.225-0.6460.87013814 RanD0.0510.0450.0010.25813138 Sep0.0460.07500.28613676 OholdPro0.3530.1450.0940.74213873 Roa0.0470.054-0.1680.20213873 Captial9.8300.5218.47111.21013871 High0.4150.4930113873 ln patent 4.317 1.4340.6938.21813753 2.3㊀模型构建为了检验数字基础设施建设对企业数字技术创新的影响,本文采用倍差法构建了如下模型用于基准回归检验:Diglnino it=α0+α1TreatPost it+α2{X}+{F}+εit㊂(1)其中:被解释变量Diglnino it是指企业i在t年的数字技术创新水平,核心解释变量TreatPost it表示t年企业i所在城市是否实施了宽带中国试点政策, {X}代表控制变量㊂此外,模型控制了企业㊁年份㊁行业及地区的固定效应:{F}={δi,μt,φj,ζp},εit为随机扰动项㊂3㊀实证结果与分析3.1㊀基准回归结果基准回归结果,如表2所示㊂由表2列(1)的回归结果可知,数字基础设施将显著促进企业数字技术创新水平,这与本文的核心命题相符合㊂与此同时,本文在基准回归中对比了有无控制变量及是否增加地区固定效应以及行业固定的情况情况,上述对比结果与主要结论都保持一致,证明数字基础设施建设显著促进了试点城市企业的数字技术创新水平㊂表2㊀基准回归估计结果Tab.2㊀Benchmark regression results㊀㊀变量(1)(2)(3)(4) TreatPost0.044∗∗∗0.037∗∗∗0.043∗∗∗0.036∗∗(0.015)(0.014)(0.015)(0.014) ln size0.046∗∗∗0.047∗∗∗(0.015)(0.0150) Lev-0.094∗∗∗-0.093∗∗(0.036)(0.037) Cflow-0.152∗∗∗-0.148∗∗∗(0.056)(0.057) Growth-0.036∗∗∗-0.034∗∗(0.014)(0.014) RanD0.686∗∗∗0.651∗∗(0.253)(0.258) Sep-0.177∗-0.180∗(0.094)(0.096) OholdPro0.0330.048(0.072)(0.072) Roa-0.095-0.098(0.075)(0.076) Captial-0.030∗-0.030∗(0.016)(0.016) High-0.078∗∗0.042∗∗(0.033)(0.017) ln patent0.035∗∗∗0.035∗∗∗(0.009)(0.009) _cons0.062∗∗∗-0.762∗∗0.062∗∗∗-0.840∗∗∗(0.007)(0.299)(0.007)(0.307)地区固定效应No No Yes Yes行业固定效应No No Yes Yes年份固定效应Yes Yes Yes Yes企业固定效应Yes Yes Yes Yes R2_a0.4240.4570.4080.441 Obs.13443124301344312430注:括号内为聚类稳健标准误,基于针对企业层面的聚类获得㊂∗㊁∗∗和∗∗∗分别表示在10%㊁5%和1%的水平下显著㊂下同㊂55第2期诸鑫哲等:数字基础设施促进了企业数字技术创新吗? 基于宽带中国战略的准自然实验3.2㊀平行趋势检验渐进双重差分模型的关键前提在于平行趋势假设,即在政策实施前试点城市与非试点城市间企业数字技术创新的变化趋势应当是平行的[27],本文构建以下模型进行平行趋势检验:Diglnino it =β0+ð6t =3βt D it +β2{X }+{F }+εit ㊂(2)考虑到本文的样本期为2008 2020年,三批次宽带中国试点政策实施前4年的数据较少,参考沙文兵等[28]的研究本文将试点政策实施前4年的数据并至第-4期,将试点政策实施后4年的数据并至第4期并以政策发生前第4期为基期绘制平行趋势检验图,如图1所示㊂宽带中国政策实施前各期的估计系数均不显著,这说明试点城市企业与非试点城市企业在政策实施前并无明显差异,研究样本通过了平行趋势检验㊂图1㊀平行趋势检验Fig.1㊀Parallel trend test3.3㊀安慰剂检验1)时间安慰剂检验㊂参考王锋等[27]的做法,本文将宽带中国政策试点的实施时间分别提前4年㊁5年和6年,构建虚假的政策时间并设定为TreatPost _false 4㊁TreatPost _false 5㊁TreatPost _false 6进行重新回归,相应变量回归系数均在10%水平上未通过显著性检验,如表3所示㊂由表3可知,处理组和对照组城市的企业数字技术创新水平在时间趋势上不存在系统性差异㊂2)城市安慰剂检验㊂本文通过随机生成处理组的方式进行安慰剂检验㊂此步骤生成的处理组具有随机性,不会对企业数字技术创新水平产生显著影响,本文依照上述过程进行500次自抽样,绘制系数估计值的核密度分布与p 值分布,如图2所示㊂由图2可知,随机过程下政策实施变量系数在零点附近且绝大部分p 值都大于0.1,并且真实系数0.0363处于核密度图的高尾位置,这证明本文的回归检验的结果是可靠的㊂表3㊀时间安慰剂检验Tab.3㊀Time placebo test㊀㊀变量(1)(2)(3)TreatPost_false 40.020(0.022)TreatPost_false 50.010(0.041)TreatPost_false 60.030(0.057)控制变量Yes Yes Yes _cons -0.844∗∗∗-0.838∗∗∗-0.850∗∗∗(0.311)(0.318)(0.319)地区固定效应Yes Yes Yes 行业固定效应Yes Yes Yes 年份固定效应Yes Yes Yes 企业固定效应Yes Yes Yes R 2_a 0.4400.4400.440Obs.124301243012430图2㊀城市安慰剂检验Fig.2㊀City placebo test3.4㊀稳健性检验基准回归结果表明数字基础设施建设促进了企业数字技术创新,但以上结果是否可靠仍需进行一系列稳健性检验㊂参考王锋等[27]的研究本文从样本调整㊁替换变量㊁加入基准变量缓解选择的影响㊁排除其他政策干扰及倾向得分匹配等多个维度展开具体分析,以确保回归结果的稳健性㊂1)样本调整㊁变量及模型替换㊂考虑到极端值对回归结果的干扰,本文根据变量Diglnino 对样本进行1%㊁5%的截尾处理并重新回归㊂估计结果,65科技管理学报㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀第26卷㊀如表4所示㊂由表4可知,在剔除极端值的影响后TreatPost 的系数估计值依然显著为正,该结论与基准回归相似;进一步地,考虑到过长的数据区间会纳入其他政策并影响估计结果有效性将数据区间缩短为2011 2019年以进行重新估计;此外,由于数字技术专利申请量为非负整数的计数数据,其可能存在过度离散问题,本文选择更换模型使用负二项回归进行估计;最后,本文也通过增加数字技术关键词[21]及采用数字技术专利授权量等方式重新测度核心被解释变量,以上回归结果显著为正,表明本文的基准回归结果是稳健的㊂表4㊀稳健性检验(一)Tab.4㊀Robustness test results㊀㊀变量截尾1%截尾5%改变区间替换模型替换变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)TreatPost 0.035∗∗∗0.011∗∗0.032∗∗0.449∗∗∗0.061∗∗0.081∗∗(0.011)(0.005)(0.014)(0.085)(0.031)(0.036)控制变量YesYes YesYesYes Yes_cons -0.696∗∗∗-0.060-1.006∗∗∗0.504∗∗∗-1.047-2.752∗∗∗(0.250)(0.130)(0.331)(0.028)(0.671)(0.724)地区固定效应Yes Yes Yes No Yes Yes 行业固定效应Yes Yes Yes NoYes Yes 年份固定效应Yes Yes Yes Yes Yes Yes 企业固定效应Yes Yes Yes YesYes Yes R 2_a 0.3400.1620.4390.4210.441Obs.123141189910001128491243012430㊀㊀2)加入基准变量以缓解选择的影响㊂考虑到现实试点政策的实施名单可能与城市经济发展水平㊁历史使命因素㊁地理区位因素等相关,而这些因素也可能随时变因素产生差异化影响并干扰估计准确性[27]㊂因此,本文在回归中加入各类基准因素与时间线性趋势的交互项,以避免估计偏误㊂在依次加入城市基准因素与时间趋势的交互项后,回归结果,如表5所示㊂由表5可知,数字基础设施建设显著促进了企业数字技术创新,这与基准回归结果相一致㊂表5㊀稳健性检验(二)Tab.5㊀Robustness test results㊀㊀㊀㊀㊀㊀变量加入城市基准变量与时间线性趋势的交互项(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)TreatPost 0.029∗∗0.023∗0.029∗∗0.037∗∗0.036∗∗0.036∗∗0.029∗∗(0.015)(0.014)(0.014)(0.015)(0.014)(0.014)(0.014)控制变量Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes _cons-3.830∗∗-7.099∗∗∗-4.560∗∗∗-0.700-2.3380.189-3.429(1.748)(1.948)(1.967)(1.040)(4.637)(4.637)(6.293)直辖市ˑ时间趋势Yes No No No No No No 省会城市ˑ时间趋势No Yes No No No No No 副省级城市ˑ时间趋势No No Yes No No No Yes 经济特区ˑ时间趋势No No No Yes No No Yes 东部地区ˑ时间趋势No No No No Yes No Yes 秦岭淮河以南ˑ时间趋势No No No No No Yes Yes 企业㊁年份㊁行业㊁地区固定效应Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes R 2_a 0.4420.4430.4420.4410.4410.4410.442Obs.1243012430124301243012430124301243075第2期诸鑫哲等:数字基础设施促进了企业数字技术创新吗? 基于宽带中国战略的准自然实验㊀㊀3)排除其他政策的潜在干扰㊂为了避免样本区间内不同政策实施影响企业数字技术创新,本文还通过搜集相关政策文件排除相应政策性干扰㊂考虑到创新型城市试点㊁低碳城市试点㊁自贸区试点及国家级大数据综合试验区试点均可能是影响样本区间内企业数字技术创新水平的试点政策㊂为避免其他试点政策的期间内干扰,本文在基准回归中加入相应政策的虚拟变量㊂进一步地,样本期间内的产业政策与创新政策也是潜在的政策影响因素㊂本文依据我国十一五规划至十三五规划等国家重大发展规划中对各行业的具体规划内容判断政策态度,若企业所在行业受发展规划鼓励则取值为1,否则为0㊂此外,在样本区间内我国政府出台了诸多促进企业创新的政策,这些政策的叠加累积会对企业数字技术创新产生影响㊂本文选取历年城市创新创业指数作为衡量创新政策的虚拟变量㊂在控制政策态度与创新政策后,回归结果依然与基准回归相似,如表6所示㊂表6　稳健性检验(三)Tab.6㊀Robustness test results㊀㊀㊀㊀㊀㊀变量排除其他政策干扰(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7) TreatPost0.036∗∗∗0.035∗∗0.031∗∗0.032∗∗0.036∗∗0.036∗∗0.026∗(0.014)(0.014)(0.015)(0.014)(0.014)(0.014)(0.015)控制变量Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes _cons-0.837∗∗∗-0.845∗∗∗-0.838∗∗∗-0.826∗∗∗-0.822∗∗∗-0.817∗∗∗-0.784∗∗(0.306)(0.307)(0.308)(0.309)(0.310)(0.308)(0.311)创新型城市试点Yes No No No No No Yes低碳城市试点No Yes No No No No Yes自贸区试点No No Yes No No No Yes国家级大数据综合试验区试点No No No Yes No No Yes政策态度No No No No Yes No Yes创新创业指数No No No No No Yes Yes企业㊁年份㊁行业㊁地区固定效应Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes R2_a0.4410.4410.4410.4420.4410.4410.442 Obs.12430124301243012430124301243012430㊀㊀4)倾向得分匹配与工具变量估计㊂事实上,企业数字技术创新很难影响因政府的试点政策规划,这可有效避免因反向因果造成的内生性问题,但仍无法排除逆向选择的潜在影响㊂因此,本文依次使用最近邻匹配㊁半径匹配㊁核匹配等匹配方法进行PSM DID法来缓解内生性问题㊂另外,本文借鉴柏培文等[29]和朱秋博等[30]的研究,以地形坡度与年份的交互项㊁八纵八横光缆干线城市与年份的交互项作为工具变量进行两阶段最小二乘估计㊂以上指标选取的依据在于:从相关性来看,地形坡度是影响数字基础设施建设难易程度和工程造价的重要因素,对于不同城市而言,其区域范围内的地形复杂程度在很大程度上决定其城市数字基建的布局和投资成本[31],而八纵八横光缆干线网络作为构成中国通信的基本框架,可为地区后续数字基础设施建设与应用奠定基础;从外生性来看,以上两变量分别为地理特征变量与历史特征变量,显然其与企业数字技术创新的关联度较弱㊂在进行以上检验后回归结果依然显著为正,这也证实了前文结论的稳健性,如表7所示㊂3.5㊀机制分析前文的理论分析认为数字基础设施可从外部环境因素与企业内部因素两方面影响企业数字技术创新㊂为此,本文分别从知识溢出㊁融资约束和市场竞争3个方面考察数字基础设施影响企业数字技术创新的外部作用机制;从投资决策㊁管理赋能和劳动赋能3个方面考察数字基础设施影响企业数字技术创新的内部作用渠道㊂相应交互项模型设置如下: Diglnino it=α0+α1TreatPost it+α2TreatPost itˑγit+α3γit+α4{X}+{F}+εit㊂(4)85科技管理学报㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀第26卷㊀。

地方政府债务、企业融资约束与企业创新

地方政府债务、企业融资约束与企业创新郑洁1，袁洋2，李国豪1（1.天津财经大学财税与公共管理学院，天津300222；2.安徽财经大学财政与公共管理学院，安徽蚌埠233000）摘要：在经济高质量发展阶段，地方政府债务对企业创新的影响需要充分考虑企业融资约束的制约。

本文基于2009—2019年沪深两市A股上市公司数据，采用固定效应模型和门槛模型检验地方政府债务对企业创新的影响，以及企业融资约束对二者关系的作用机制。

基准回归结果表明，地方政府债务对企业创新有显著的负向影响，地方政府债务规模越大，越可能抑制企业创新。

门槛回归结果表明，地方政府债务对企业创新具有显著且单一的门槛效应。

在门槛值以内时，地方政府债务能够促进企业创新；一旦跨过门槛值，地方政府债务会抑制企业创新。

机制分析结果表明，地方政府债务显著提升了企业融资成本，其通过企业融资约束抑制企业创新。

异质性分析结果表明，地方政府债务对非国有企业、小企业和东部企业创新的负向影响更明显。

以上结论既可以为理解地方政府债务在企业创新中的作用提供新的视角，也可以为防范地方政府债务风险和促进企业创新等提供参考。

关键词：地方政府债务；企业融资约束；企业创新；企业融资成本中图分类号：F812.5；F832.5 文献标识码：A 文章编号：1000-176X（2023）09-0094-11一、问题的提出党的二十大报告指出，我们要坚持以推动高质量发展为主题，推动经济实现质的有效提升和量的合理增长。

随着中国经济从高速增长阶段转入高质量发展阶段，提质增效已成为经济社会快速发展的关键，企业创新对于实现经济社会高质量发展具有重要作用。

但高质量发展需要通过市场机制优化资源配置，以调动微观市场主体的积极性，从而培养高质量的微观市场主体。

企业个体作为市场中最基本的单元，其技术创新水平直接决定了经济高质量发展的微观基础。

因此，高质量的企业个体是中国经济高质量发展的基础和重要抓手。

企业创新是经济稳定和可持续增长的主要动力之一，更是培育发展新动能的需要和实现经济增长动力转换的基础。

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数字普惠金融如何影响企业ESG_表现

2023年11月中国林业经济November2023第6期(总第183期)CHINA FORESTRY ECONOMICSNo.6(Total 183)•财会金融•数字普惠金融如何影响企业ESG 表现?曾紫燕(南京林业大学经济管理学院,南京210037)收稿日期:2023-09-09作者简介:曾紫燕(2000-),女,海南东方人,硕士研究生㊂责任编辑:付㊀佳摘㊀要:以沪深A 股上市公司为样本,按照企业归属地进行省际分类,采用2011 2020年的北大数字省级普惠金融指数以及华证ESG 评级数据,使用双向固定效应模型研究数字普惠金融对于沪深A 股上市企业ESG 表现的影响㊂研究结果显示:数字普惠金融对于沪深A 股上市企业的ESG 表现存在明显的正向促进作用㊂进行稳健性检验和异质性分析后,结果仍显著㊂基于实证结论提出了数字金融普惠对企业发展影响的建议㊂关键词:数字普惠金融;ESG ;环境保护;企业转型中图分类号:F832文献标识码:A文章编号:1673-5919(2023)06-0142-05DOI :10.13691/23-1539/f.2023.06.022How Does Dgital Inclusive Finance Affect Corporate ESG Performance ?ZENG Zi -yan(College of Economics and Management,Nanjing Forestry University,Nanjing 210037,China)Abstract :Taking Shanghai and Shenzhen A -share listed companies as the sample and with carry-ing out the inter -provincial classification according to the place of ownership of the enterprises,this paper used the Peking University Digital Provincial Inclusive Financial Index and CESI ESG rating data from 2011to 2020to study the impact of digital financial inclusion on the ESG performance of Shanghai and Shenzhen A -share listed companies using a two -way fixed -effect model.The research results showed that digital financial inclusion had a significant positive effect on the ESG perform-ance of Shanghai and Shenzhen A -share listed companies.In order to ensure the robustness of the empirical results,the core variables were replaced and the lag was tested.Based on the empirical conclusions,it proposed the impact of digital financial inclusion on enterprise development.Key words :Digital inclusive finance;ESG;Environmental protection;Enterprise transformation1㊀文献综述近年来,世界各国的经济发展先后进入高速增长阶段,与之而来的却是日益严重的环境问题㊂党的二十大报告中指出,我国要达到人与自然和谐共生的现代化,要坚持可持续发展,积极稳妥地推进碳达峰㊁碳中和目标的实现㊂在国家发展战略的号召下,旨在通过社会和市场的约束力使得企业在发展过程中更加注重可持续发展,减轻经济高速发展对环境负担的ESG 指标逐渐显现出其重要性㊂我国的A 股上市公司ESG 信息披露程度不高,在评级得分上也与国际水平存在一定差距㊂根据‘中国上市公司ESG 行动报告(2022 2023)“统计,截至今年中旬,A 股上市公司中,独立披露ESG 社会责任报告的比例仅为1/3㊂此外,在国际指数公司和评级机构的评估中,我国A 股上市公司的评级得分也较低㊂截至2022年10月,在获得FTSE(富时罗素)评级的我国843家A 股上市公司中,ESG 平均得分为1.36(满分5分),总体得分偏低㊂在国内,部分企业处于企业利益的考虑,夸大自身环保行为, 漂绿现象频出㊂ESG 发展水平不高,结果不多,但ESG 相关金融衍生品却发展过快㊂中国责任论坛数据显示,我国泛ESG 主题投资公募基金的规模在9年间扩张近20倍,存在泡沫化发展的趋势㊂总体来看,我国A 股上市公司的ESG 工㊀㊀2023年第6期曾紫燕:数字普惠金融如何影响企业ESG表现?财会金融作可能面临水平低㊁成绩虚㊁缺动力的困境,提高企业对于ESG报告的重视程度㊁推动企业ESG工作落到实处,已经成为当前的重要议题㊂随着数字经济的发展,数字与普惠金融的结合也由此产生㊂2011年以来,数字普惠金融最具代表性的发展便是与互联网相融合,相较于传统金融,数字普惠金融能够惠及尾部企业,成本低而效率高㊂对于企业的发展具有重大影响㊂数字普惠金融通过增加企业外部资金来源㊁缓解融资约束和促进企业转型[1]等途经,给企业治理注入了新的动力㊂通过普惠金融的资金支持,企业可以降低信息不对称程度㊁缓解融资约束[2]㊁推进绿色科技创新[3]㊁提高企业价值[4]㊂通过大数据共享信息实现社会监督和引导,企业会将ESG体系纳入企业可存续发展规划中,增加对环境和社会工作的投资,提高对ESG工作的重视,提升自身ESG评级㊂目前,学术界关于数字普惠金融对企业ESG表现的影响文献大体集中在数字普惠金融影响企业社会责任㊁科技创新㊁公司治理水平㊁公司价值和环境责任五个方面㊂数字普惠金融可以通过缓解企业的融资约束提高企业的社会责任水平[2],对小规模企业㊁重污染企业和东部地区的企业效果更佳[5],但政府补助会弱化数字普惠金融对企业社会责任的促进作用[6]㊂数字普惠金融可以促进企业科技创新,在金融禀赋更差的地区效果更好,更具有普惠特征[7],推动企业数字化转型,提高企业的ESG表现㊂数字普惠金融可以促进公司治理水平提升,有利于企业并购[8]和提高公司价值[9]㊂数字普惠金融对于中小企业的污染排放有抑制作用,且这一作用在环境规制高时更加明显[10]㊂通过梳理已有文献发现,关于数字普惠金融对于企业ESG表现的影响直接研究较少,数字普惠金融和企业ESG表现作为高速发展转为高质量发展过程中两大重要议题,二者是否存在关联关系?如果有,数字普惠金融对于企业的ESG表现产生的是促进作用还是遏制作用?基于此,本文选取沪深A股上市公司为样本,通过北京大学2011 2020年全国省域数字普惠金融指数和华政ESG评级体系公布的评级数据,来研究数字普惠金融对于企业ESG表现的影响㊂本文可能的边际贡献在于,将社会贡献㊁环境保护和公司治理整体作为ESG,探讨数字普惠金融对企业ESG表现的影响,提供新的研究视角㊂2㊀数字普惠金融影响企业ESG表现的理论分析在国家绿色经济㊁可持续发展的号召下,企业的流动资金除了需要满足日常运营外,还需拨出一部分用于企业生产制造产生废弃物的无害化处理和资源循环利用㊂目前,财政资源至多仅能满足15%绿色投资需求,企业环境责任的履行面临资金缺乏的困境㊂数字普惠金融解决企业融资困境的机制在于两方面:一是借助大数据网络㊁计算机数据处理㊁分析和共享,能实现信息不对称程度的有效降低,缓解企业的融资约束;二是数字普惠金融的发展为企业的绿色技术创新提供了资金支持[11],能够提高企业的资源利用率㊁加强环境管理㊁减轻环境污染,进而影响环境指标,提高企业的ESG评级㊂社会责任同样是企业发展的重要一环㊂具有社会责任感的企业,会追求提供就业㊁在生产和定价上更注重消费者权益等目标,强调对社会福利的贡献㊂这与数字普惠金融的内核是相符的,普惠金融凸显社会公平,打破传统金融业嫌贫爱富的借贷惯性,惠及社会各个阶层㊂此外,企业能够良好地履行社会责任,是企业社会风险管理水平高的一种表现㊂与传统金融只注重企业经营能力的放贷方式不同,数字普惠金融更加注重企业的多维评估,触及更广泛的尾部群体㊂社会风险管理水平高的企业将更有可能获得数字普惠金融的资金支持,数字普惠金融通过缓解融资约束促进企业履行社会责任,提高企业的ESG评价得分㊂公司治理水平的外向化显现最有效的途经是企业主动披露企业的过往数据㊁日常经营状况和对未来发展情况的预测㊂但出于企业保护等目的,目前沪深A股市场上许多企业的信息披露程度不够高,同时由于缺乏完善有效的监督机制,投资者难以对企业的经营状况和未来走势进行判断㊂数字普惠金融借力大数据㊁区块链和人工智能等手段,撬动了企业信息的大门,帮助储存㊁传输㊁分析企业信息,预测企业未来发展态势,增加了投资者关注企业的方式,提高投资者对企业信息的掌握程度,加强对公司的外部监督,优化公司治理水平,赋能企业高质量发展[12],提升ESG评级㊂综上,本文提出假设:数字普惠金融可以提高企业的ESG表现㊂3㊀研究设计3.1㊀样本选取与数据来源本文选取2011 2020年沪深A股上市公司为样本,研究数字普惠金融对企业ESG表现的影响㊂数㊀㊀财会金融中㊀国㊀林㊀业㊀经㊀济2023年第6期字普惠金融数据来源于北京大学数字普惠金融指数报告,ESG 评级数据来源于第三方评级机构上海华证指数信息服务有限公司㊂沪深A 股上市公司的基本信息和财务数据等来源于国泰安数据库(CSMAR)和中国研究数据服务平台(CNRDS)㊂3.2㊀变量定义①核心解释变量:数字普惠金融(DFI)㊂本文使用北京大学数字普惠金融指数(2011 2020年)报告中的全国31省省级数字普惠金融指数来衡量数字普惠金融水平㊂②被解释变量:企业ESG 表现(ESG)㊂使用华证以季度平均得分计量的每年ESG 评级作为沪深A 股上市公司当年的ESG 表现㊂③控制变量㊂考虑到影响企业的ESG 表现的其他因素,参考已有文献,本文选择以下控制变量加入到模型中㊂表1㊀控制变量定义变量名企业规模资产负债率总资产净利润率董事人数上市年限计算方法年总资产的自然对数年末总负债/年末总资产净利润/总资产平均余额董事会人数的自然对数ln(当年年份-上市年份+1)3.3㊀模型构建本文选取双向固定效应模型来研究数字普惠金融对于企业ESG 表现的影响㊂在基准回归和稳健性检验中控制年份(Year)和省份(Province)㊂具体模型如下:㊀㊀㊀ESG i ,t =β0+β1DFI i ,t +β2ðControl i ,t +Year + Province +δi ,t其中,下标i ㊁t 分别代表省份和年份,β0㊁β1㊁β2代表相应的回归系数,δi ,t 为随机扰动项㊂表2㊀描述性统计变量样本量平均数标准差最小值最大值数字普惠金融310216.297.0316.22431.9企业ESG 表现310375.0458.831.752476企业规模31020952539192.514505资产负债率31042.1948.53 4.163284.2总资产净利润率310 3.817 5.782-8.36937.81董事会人数310201.0240.419.421345上市年限310195.3217.122.3413004㊀实证分析4.1㊀描述性统计对模型中所有变量进行描述性统计,得到的结果如表2所示㊂具体来看,数字普惠金融的最大值为431.9,最小值为16.22,呈现出较大差异㊂企业ESG 表现的最大值为2476,最小值为31.75,同样属于非均衡数据㊂在年份和省份不同时数据差异性较大,各变量之间较大的标准差也说明了这一点㊂4.2㊀模型选择表3㊀豪斯曼检验结果变量RE FE 企业ESG 表现0.348∗-0.018(1.776)(-0.064)豪斯曼系数26.85P 值0.000154注:括号内为t 统计量,∗∗∗㊁∗∗㊁∗㊁分别表示在1%㊁5%㊁10%的水平上显著,下同㊂由于混合OLS 估计会忽略实际中个体效应对被解释变量的影响,本文将在固定效应模型(FE)和随机效应模型(RE)中进行选择,以检验数字普惠金融对企业ESG 表现的影响情况㊂在Stata17软件中,先后进行个体效应检验㊁时间效应检验和豪斯曼(Haus-man)检验,得到的结果部分列示于表3㊂根据结果,豪斯曼检验在1%的水平上显著,拒绝原假设,应该选取固定效应模型㊂同时,由于本文选取的是2011 2020年31省份的数据,在年份和省份上具有较大跨度,为了保证结果的精确性,采用双向固定效应模型㊂㊀㊀2023年第6期曾紫燕:数字普惠金融如何影响企业ESG表现?财会金融4.3㊀模型回归结果在使用双向固定效应模型对数据进行检验的过程中,先后使用了不加控制变量的模型和添加控制变量的模型进行实证分析,具体实证结果见表4㊂模型(1)代表未加控制变量时数字普惠金融对企业ESG 表现的影响,模型(2)代表的是添加了企业规模㊁资产负债率㊁总资产净利润率㊁董事会人数和上市年限作为控制变量之后的检验结果㊂从表4可看出,在不添加控制变量时,P值在1%的水平上显著,说明数字普惠金融对企业ESG表现具有显著的正向效果,符合前文所提出的假设;在添加控制变量后,P 值保持在1%的水平上显著,数字普惠金融对企业ESG表现的影响仍然是正向的㊂且在五个控制变量之中,除了资产负债率并不显著之外,其余控制变量都对企业ESG表现具有显著影响㊂表4㊀基准回归结果变量(1)(2)数字普惠金融9.362∗∗∗0.644∗∗∗(10.16)(4.50)企业规模-0.234∗∗∗(-5.88)资产负债率-0.141(-1.61)总资产净利润率-2.386∗∗∗(-5.17)变量(1)(2)董事会人数 4.143∗∗∗(10.17)上市年限0.417∗∗∗(5.16)常数项70.667-69.900∗∗∗(0.71)(-4.13)观测值310310固定效应控制控制表5㊀稳健性检验变量(1)(2)数字化程度0.195∗∗∗(3.74)使用深度0.288∗∗∗(3.90)控制变量控制控制固定效应控制控制表6㊀内生性检验变量(1)数字普惠金融0.385∗(1.740)控制变量控制固定效应控制表7㊀异质性检验变量国有企业非国有企业数字普惠金融0.187∗∗∗0.379∗∗∗(3.55)(2.89)控制变量控制控制固定效应控制控制4.4㊀稳健性分析为了保证实证结果的稳健性,采用替换核心变量的方法进行进一步检验㊂分别使用数字化程度㊁使用深度替换数字普惠金融指数,结果显示,数字化程度和使用深度在1%的水平上对企业ESG表现有显著作用,说明了实证结果的稳健性㊂数字化程度的提高可以助力企业ESG信息的分析和披露,使用深度不断加深也使得企业数据越来越多地暴露在投资者视野中㊂4.5㊀内生性检验本文探讨数字普惠金融对企业ESG表现的影响㊂但从理论上看,企业ESG表现较好的地区,发展水平较高,网络设施较为完善,数字普惠金融的评级水平也会更高㊂因此,为了解决双向因果可能带来的内生性问题,本文采用滞后一期的数字普惠金融进行内生性检验,结果考虑内生性时,模型仍是显著的㊂4.6㊀异质性检验考虑到数据均值性问题,将样本划分为国有企业和非国有企业进行异质性检验㊂检验结果显示,数字普惠金融对国有企业和非国有企业的ESG表现都有显著的正向影响㊂5㊀研究结论和建议本文使用2011 2020年沪深A股企业的ESG数据和北京大学数字普惠金融指数来验证了省级层面下数字普惠金融对于企业ESG表现的影响㊂实证结果表明,数字普惠金融对企业ESG表现有显著的正向影响,这一结果在替换核心解释变量㊁考虑内生性和异质性后仍是显著的㊂基于以上研究结论,得到以下启示建议:㊀㊀财会金融中㊀国㊀林㊀业㊀经㊀济2023年第6期深入发展数字普惠金融,提高企业ESG信息披露程度㊂企业是经济发展中的主体,是市场活力的来源,数字普惠金融的发展,最优先惠及的就是企业㊂当今社会对于企业的要求不局限于数值漂亮的报表,而是更加注重综合评价,企业的管理模式㊁社会责任感和环境保护措施是其可持续经营的重要内容,也是影响投资者和银行做出投资决策的重大因素㊂数字普惠金融的作用不仅局限于金融领域,随着大数据时代的进步,数字化技术越来越深入到人民生活和经济发展之中,数字化技术与普惠金融的结合,不仅缓解了企业的融资约束,也使得企业的运营信息更加透明化,提高了企业主动披露ESG信息的意愿㊂依托数字普惠金融,促进企业转型㊂现阶段我国正处于高速发展转向高质量发展的关键阶段,社会对于企业承担责任的决心和能力越来越看重,表现之一就是ESG体系的蓬勃发展,与ESG相关的指数化产品也正处于发展的初步上升阶段㊂许多企业在高速发展阶段时,牺牲了生态环境质量来换取经济增长效益,但生态环境是不可再生的资源,不能长期随意索取㊂因此,企业转型是必要之举㊂如今,投资者在评估投资对象时已经将企业的发展类型纳入考量,企业借助数字普惠金融的趋势,利用数字化技术将可持续发展理念融入企业日常经营的同时,也需要相关监管部门对于企业的行为进行监督,以防止出现资源错配㊁不正当竞争等情况㊂参考文献:[1]赵萱,董乃斌.数字金融㊁企业数字化转型与ESG表现:基于2011 2021年沪深A股上市公司的经验证据[J].西南大学学报(社会科学版),2023,49(5):130-140.[2]廖婧琳,胡妍,项后军.数字普惠金融发展缓解了企业融资约束吗?:基于企业社会责任的调节效应[J].云南财经大学学报,2020,36(9):73-87.[3]万佳彧,周勤,肖义.数字金融㊁融资约束与企业创新[J].经济评论,2020(1):71-83.[4]张晓燕,李金宝.数字普惠金融㊁融资约束与企业价值:基于中国2011 2018上市A股公司的经验数据[J].金融发展研究,2021(8):20-27.[5]郭恒泰,石福安.数字普惠金融㊁融资约束与企业社会责任[J].上海立信会计金融学院学报,2023,35(2): 3-15.[6]刘艳霞,黄雨彬,陈乐.数字金融㊁政府补助与企业社会责任[J].哈尔滨商业大学学报(社会科学版),2022(6): 61-77.[7]唐松,伍旭川,祝佳.数字金融与企业技术创新:结构特征㊁机制识别与金融监管下的效应差异[J].管理世界, 2020,36(5):52-66.[8]陈玲玲.数字普惠金融㊁公司治理与企业并购[J].会计之友,2022(16):91-98[9]张琳,赵海涛.企业环境㊁社会和公司治理(ESG)表现影响企业价值吗?基于A股上市公司的实证研究[J].武汉金融,2019(10):36-43.[10]魏悦羚,张洪胜.数字金融与企业污染排放:来自中小企业层面的证据[J].财经问题研究,2022(11):110-119.[11]韩先锋,郑酌基,宋文飞,等.环境规制调节下数字金融对绿色技术创新的动态影响研究[J].管理学报,2023, 20(8):1180-1188.[12]吕太升,王玲莉,唐勇.数字普惠金融赋能企业高质量发展:理论机制与经验证据[J].武汉金融,2023(6): 3-13.[13]谢绚丽,沈艳,张皓星,等.数字金融能促进创业吗?:来自中国的证据[J].经济学(季刊),2018,17(4): 1557-1580.[14]杨皖苏,叶明丹.ESG信息披露会缓解企业融资约束吗?:基于数字普惠金融的调节效应[J].财会通讯,2023(18):42-47.[15]王应欢,郭永祯.企业数字化转型与ESG表现:基于中国上市企业的经验证据[J].财经研究,2023,49(9): 94-108.。

全国血液透析病例信息登记系统

全国⾎液透析病例信息登记系统全国⾎液透析病例信息登记系统Chinese National Renal Data System(CNRDS)⽤户培训材料（各省级质控中⼼⽤户）2017 版【重要提⽰：】⽤户第⼀次登陆时务必请先修改登陆密码。

⽬录⼀、系统简介 (1)(⼀)系统介绍 (1)(⼆)登录系统 (1)(三)如何获得账户 (2)⼆、查看患者信息 (3)三、中⼼信息管理 (3)四、系统其它功能 (5)(⼀)公告与交流 (5)(⼆)个⼈设置 (6)(三)中⼼设置 (7)(四)⽤户管理 (7)五、技术⽀持联系⽅式 (10)⼀、系统简介(⼀)系统介绍2010年在中华医学会肾脏病学分会的牵头下，中国国家卫⽣部（现国家卫⽣和计划⽣育委员会）组织肾脏病专家建⽴了基于互联⽹平台的全国⾎液净化病例信息登记系统（Chinese national renal data system,CNRDS，/doc/5a99758a67ce0508763231126edb6f1afe00714c.html ），并于2010年5⽉正式在全国范围推⼴开展透析登记⼯作。

CNRDS系统是为全国⾎液净化病例信息资料库⽹络化专门定制的⼀套信息系统，能够⽀持在线结构化收集全国⾎液净化病历，以便进⾏统计分析，为病例共享、交换、分析和科研项⽬合作建⽴统⼀的信息学平台。

系统可以统⼀管理患者信息、⾎液净化病例信息等研究数据，具有⽅便的结构化查询、统计和规范化数据的导出功能。

全国⾎液净化病例信息登记系统的建⽴标志着我国肾脏病数据登记⼯作迈出了⼀⼤步。

通过全国⾎液净化⽹络登记⼯作的开展，得到了全国范围内、⽐较全⾯的透析患者的流⾏病⾎液资料。

对中国终末期肾病透析治疗的现状和存在的问题有了基本了解，为政府制定尿毒症防治政策提供了原始资料和科学依据，具有重要的意义。

CNRDS系统2010年正式上线以来已经在全国超过6000家透析中⼼实现落地应⽤，⾄2016年底CNRDS已经收集了我国6年完整的⾎液净化登记数据，⽀持了多项全国多中⼼临床研究课题，本系统数据量⼤、字段涵盖⼴，是⽬前世界范围内涉及内容最丰富的肾病数据库，业务规模居全国各专业前列。

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ESG_表现对上市公司股价变动的影响研究

Operations Research and Fuzziology 运筹与模糊学, 2023, 13(5), 4856-4868Published Online October 2023 in Hans. https:///journal/orfhttps:///10.12677/orf.2023.135488ESG表现对上市公司股价变动的影响研究陶君上海工程技术大学管理学院，上海收稿日期：2023年8月7日；录用日期：2023年10月4日；发布日期：2023年10月12日摘要ESG理念与现阶段中国可持续发展理念高度契合，是实现经济高质量发展的重要内容。

研究以2016~2021年沪深A股上市公司的数据为研究样本，通过分析ESG表现对上市公司股价变动的影响，基于媒体监督和内部控制的双重视角来进一步研究ESG表现对上市公司股价变动的影响机制。

并在此基础上进一步分析行业污染程度、市场化程度、产权结构和机构投资者持股比例的异质性。

研究结果发现：1) ESG表现与股价波动性之间存在显著的负相关关系。

2) 媒体监督在企业ESG表现和股价波动性的关系中起到负向调节的作用。

3) 内部控制在ESG表现和上市公司股价波动性的关系中起到中介作用。

研究拓展了ESG表现的经济后果研究，为企业和投资者注重ESG表现发挥了一定的影响作用。

关键词ESG，股价变动，媒体监督，内部控制Research on the Impact of ESG Performance on Stock Price Changes of Listed Companies Jun TaoSchool of Management, Shanghai University of Engineering Science, ShanghaiReceived: Aug. 7th, 2023; accepted: Oct. 4th, 2023; published: Oct. 12th, 2023AbstractESG concepts are highly consistent with China’s sustainable development concept at this stage, and are an important part of achieving high-quality economic development. Taking the data of A-share listed companies in Shanghai and Shenzhen from 2016 to 2021 as the research sample, the impact陶君of ESG performance on the stock price changes of listed companies is further studied from the dual perspectives of media supervision and internal control by analyzing the impact of ESG perfor-mance on the stock price changes of listed companies. On this basis, the heterogeneity of industry pollution degree, marketization degree, property rights structure and shareholding ratio of insti-tutional investors is further analyzed. The results of the study found that: 1) there is a significant negative correlation between ESG performance and stock price volatility. 2) Media supervision plays a negative regulating role in the relationship between corporate ESG performance and stock price volatility. 3) Internal control plays an intermediary role in the relationship between ESG performance and the volatility of listed companies’ stock prices. The research expands the study of the economic consequences of ESG performance, and plays a certain role in influencing enter-prises and investors to focus on ESG performance.KeywordsESG, Changes in Share Prices, Media Oversight, Internal ControlsThis work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY 4.0)./licenses/by/4.0/1. 引言ESG相关理念自2004年联合国提出以来，以环境(E)、社会(S)和公司治理(G)为主的可持续发展理念受到社会各界高度追捧，实践中越来越多的企业也逐渐重视ESG表现。

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关键审计事项披露同质化现象统计与分析

March 2021 国际融资关键审计事项披露同质化现象统计与分析文/董晓阳上海立信会计金融学院[摘要]关键审计事项作为此次新审计报告改革最重要的内容，提高了审计报告的信息含量，缩小了财务报告使用者与审计师之间的信息差距，为投资者提供更多有用的信息。

但是如果关键审计事项的披露出现同质化现象，那么将降低其决策有效性，尤其是普通股票投资者无法利用同质化信息进行投资决策，也严重背离审计报告改革的初衷。

以中国房地产上市公司为研究样本，引入行业集中度、赫芬达尔指数和余弦相似度来衡量关键审计事项的披露同质化，本文以此考察新审计报告的同质化现象。

研究发现，2017年度和2018年度的关键审计事项集中度CR5≥70％，赫芬达尔指数大约为2400，余弦相似度为0.84，表明中国房地产行业关键审计事项的披露信息存在较为严重的同质化现象。

[关键词]关键审计事项；同质化；赫芬达尔指数；余弦相似度中图分类号：F239.4 文献标识码：A 文章编号：1009-5810(2021)03-0045-06一、前言审计报告作为沟通审计信息的重要途径，直接影响财务报表使用者和预期使用者的经济决策。

然而传统审计报告采用“通过与否”的固定披露方式，除审计意见段之外，其他内容几乎都是适用于所有被审计单位的通用语言，无法满足新经济环境下财务报告使用者的需求。

2016年12月，财政部在参考和借鉴国际审计报告改革最新成果的前提下，结合中国实际情况颁布了《中国注册会计师审计准则第1504号——在审计报告中沟通关键审计事项》（以下简称《新准则》）等12项新审计准则。

与原准则相比，本次准则修订的最大变化在于上市实体财务报表审计报告中增加了关键审计事项段。

从目前实施的情况来看，此次改革增加了审计报告的信息含量[1][2]，提高了审计报告披露信息的可信度[3]，引起了投资者的关注[4]，一定程度上弥补了传统审计报告信息含量不足的缺点。

然而目前新审计报告改革的实施还处于初级阶段，还存在不少问题[5]，新增的关键审计事项段披露内容可能出现同质化趋势。

ＰＰＰ_投资影响地方政府财政压力及其影响机

【经管新视野】社会科学家SOCIAL SCIENTIST20２３年８月（第８期，总第３１６期）Ａｕｇ.,20２３（No.８,Ｇeneral No.３１６）收稿日期：２０２２－０８－２９基金项目：国家自然科学基金地区项目“会计师事务所薪酬激励机制：理论框架、激励效应检验与优化重构”（项目编号：７２３６２００１）；广西哲社规划课题“国有资本‘逆向混改’助推民营企业高质量发展的激励效应与作用机制研究”（项目编号：２１ＢＧＬ０１３）；广西哲社规划课题“习近平总书记关于激励干部担当作为的重要论述研究”（项目编号：２１ＦＤＧ０２６）；广西高等学校千名中青年骨干教师培育计划人文社会科学类立项课题“会计师事务所货币薪酬激励、审计努力与审计质量研究”（项目编号：２０２２ＱＧＲＷ０５０）；２０２２年广西会计人才小高地立项课题“高校建设ＰＰＰ模式中的财务评价指标模型及风险防控研究”（项目编号：２０２２０１１５）；广西一流学科统计学建设项目作者简介：吴劲梅（１９７２－），女，四川彭州人，高级会计师、高级讲师，广西自然资源职业技术学院财务处处长，研究方向为政府投资效率；杨世信（１９８１－），广西桂平人，博士，广西财经学院会计与审计学院教授、硕士生导师，研究方向为公共政策与绩ＰＰＰ投资影响地方政府财政压力及其影响机制吴劲梅１，杨世信２（１．广西自然资源职业技术学院财务处，广西崇左５３２１００；２．广西财经学院会计与审计学院，广西南宁５３０００３）摘要：ＰＰＰ投资在缓解地方财政收支矛盾和公共投资不足困境方面发挥重要作用，但由于地方政府的机会主义倾向，导致ＰＰＰ投资容易被泛化和异化，存在加剧地方财政压力的可能性，由此引起政策制定者和社会公众对ＰＰＰ投资的担忧和质疑。

我们基于全国地级市的数据，首次实证检验ＰＰＰ投资规模与地方政府财政压力之间的关系，实证结果发现，一是ＰＰＰ投资规模正向影响地方政府的财政压力；二是使用者付费回报机制加剧了ＰＰＰ投资规模对财政压力正向影响；三是ＢＯＴ运作方式缓解了ＰＰＰ投资规模对财政压力的正向影响，而ＯＭ运作方式增强了ＰＰＰ投资规模对财政压力的正向影响；四是竞争性谈判采购方式减弱了ＰＰＰ投资规模对财政压力的正向影响，邀约采购方式增强了ＰＰＰ投资规模对财政压力的正向影响。

董事高管责任保险理论研究与中国实践

一、引言董事高管责任保险全称为“董监事及高级管理人员责任保险”（Directors'and Officers'Liability Insurance ），简称“D&O 保险”，是指由企业或企业与高管共同出资购买，对高管在履职过程中被指控工作疏忽或行为不当被追究其个人赔偿责任时，由保险机构负责民事赔偿责任及相关法律费用的一种特殊职业责任保险。

D&O 保险诞生于20世纪30年代初，美国大萧条引起的股市大崩盘催生了投资者对完善资本市场监管制度的强烈需求，随后美国政府初步确立了证券市场问责机制，这使得上市公司管理者的执业风险明显增加。

以此为契机，英国伦敦劳合社率先在美国推出了董事高管保险，随后逐渐成为欧美国家上市公司降低诉讼风险的主要工具。

1980年代，华尔街财务丑闻曝光，欧美国家管理者面临着前所未有的详尽审查和责任风险。

自此，D&O 保险开始盛行于西方国家。

实际上，D&O 保险在我国也并非一项新的险种，其引入国内资本市场已近20年，但目前投保率仍不足8%[1-2]。

据中国研究数据服务平台（CNRDS ）统计数据显示，截至2018年底，A 股市场上投保D&O 保险的企业为262家，投保率仅为7.2%，尚未得到国内上市公司的足够青睐。

而据韬睿惠悦（Towers Watson ）公司2014年统计数据显示，美国和加拿大资本市场上D&O 保险投保率普遍超过80%，在一些经营风险较高行业（如高科技、金融等）的投保率甚至接近100%。

目前，国内D&O 保险合同多是直译国外合同条款，表述模糊生涩且保险责任边界不明[3]，难以适应我国特定的资本市场制度环境。

D&O 保险作为一种对冲意外风险资产损失的避险工具，现已成为欧美国家资本市场上公司治理中不可缺少的一个组成部分[4]，但迄今为止，仍未引起国内上市公司和保险行业的足够关注，也未在我国资本市场上发挥应有的公司治理效应。

供应链依赖与创新绩效——基于客户和供应商双重视角

供应翻獭与三殿_S?客户和供应商双重视^O引言在供应链中，企业与外部组织最直接的联系是客户和供应商。

它们不仅影响着企业的收支，也是企业依靠的资源网络，能够为企业创造外部价值。

创新则是提升企业核心竞争力并反映其生产力水平的重要指标，代表企业内部价值创造的动力源泉。

《2021年全国科技经费投入统计公报》指出，中国2021年研发经费投入达到27956.3亿元，占GDP 比重为2.44%,说明中国企业在研发投入和技术创新方面做出了巨大努力和贡献。

但随着全球经济不确定性因素增加和国际竞争环境日趋激烈，单一企业在中国难以掌握创新所需的全部资源。

因此，企业开始寻求外部其他企业的合作，与供应链上游供应商和下游客户建立战略联盟，以实现不同领域内的有效协作和企业间差异化资源的共享，从而促进企业的创新与发展。

然而，客户和供应商作为企业获取资源的重要外部主体也可能带来风险，而有关二者对创新影响的研究尚不充分。

现有学者从关系依赖视角对供应链的影响产生竞争性观点。

部分学者认为，供应链依赖能够促进企业与客户、供应商之间的信息和资源共享，减少信息不对称问题［1］,使企业能够获得更多异质性、互补性资源，支持其创新活动［2—3］。

其他学者认为，供应链依赖可能导致资源挤占，从而减少创新资源和机会［4—5］；同时，议价能力下降，会增加商业信用的让渡和经营风险［6］,从而抑制企业的创新绩效。

本文的目的是研究供应链依赖如何影响企业创新，并提出缓解措施。

研究结果有助于企业制定与供应链伙伴间的战略，可以有效指导企业的创新管理实践。

1理论分析与研究假说1.1合作观根据资源依赖理论，组织无法实现完全自给自足，且各个组织所拥有的资源存在异质性差异［7］。

当企业与供应链伙伴关系依赖程度较高时，会产生信息甄别的外溢效应，以缓解企业与供应链之间的信息不对称［1］。

不仅如此，客户和供应商还可以通过资源共享和信息交互，激发组织创新思维的碰撞，促进组织创新［3］,从而提高组织的创新绩效。

短贷长投是否会抑制企业突破式创新？

短贷长投是否会抑制企业突破式创新？周佳丽湛泳邓梦丽摘要：研究以我国A股2013-2020年高新技术企业的面板数据作为样本，实证检验了高新技术企业短贷长投对突破式创新的影响。

研究结果表明，高新技术企业短贷长投对突破式创新具有显著的抑制作用，这种抑制作用在非国有性质、规模较小的东部地区企业中更为显著。

机制研究发现研发投入规模、投资效率和生产效率是高新技术企业短贷长投影响突破式创新的三个重要渠道。

此外，进一步分析发现金融制度缺陷是高新技术企业进行短贷长投的原因。

据此，政府应扩宽直接融资渠道，提高利率市场化水平，深化银行业改革，以促进高新技术企业突破式创新。

关键词：高新技术企业；短贷长投；突破式创新；金融制度缺陷DOI：10.3773/j.issn.1006-4885.2024.01.072中图分类号：F062.9 文献标识码：A 文章编码：1002-9753（2024）01-0072-151 引言习近平总书记在党的二十大报告中强调高质量发展是全面建设社会主义现代化国家的首要任务，要坚持以推动高质量发展为主题，加快建设现代化经济体系。

要想加快提升经济发展质量，就需要持续创新，尤其是注重提升创新质量。

世界知识产权组织（WIPO）最新公布的《世界知识产权指标2022》报告显示我国的全球专利申请量位居世界第一，远超排名第二的美国，但目前我国基本上是以渐进式创新为主，从三类专利类型中看，用来衡量突破式创新的发明专利无论是申请量还是授权量占比相对来说均比较低，专利质量仍然离美国、瑞士等发达国家还有一段较长的距离。

我国企业在进行突破式创新等长期性投资活动时存在利用短期借款的现状即“短贷长投”。

金融市场提供的长期融资主要有债券融资、股票融资和银行等金融机构的中长期贷款，从图1中可以看出，我国企业债券和股票融资占固定资产投资的比重较低，除了2020年达到峰值9.99%以外，该比重一直保持在10%以下。

将当年中长期贷款加进来以后，企业长期融资总额占固定资产投资的比重虽然近两年有所上升，但最近五年的平均值不高，约为30%左右。

CEO_信息技术背景与企业绿色技术创新：理论机制与实证检验

第24卷第4期2024年4月创新科技Innovation Science and Technology Vol.24 No.4 Apr.2024CEO信息技术背景与企业绿色技术创新：理论机制与实证检验汤凯1，刘晓康1，彭韵洁2（1.郑州大学商学院，河南郑州450001；2.西南政法大学经济学院，重庆401120）摘要：提升绿色技术创新水平是企业可持续发展的必然选择。

具有信息技术背景的CEO能够着眼于未来发展趋势，发掘企业绿色创新潜力。

基于此，利用2012—2021年我国A股上市企业的数据，探究CEO信息技术背景对企业绿色技术创新的影响及作用机制。

研究发现：CEO信息技术背景能够显著促进企业绿色技术创新，并通过推动数字化转型和提高内部控制质量两种中介机制助推企业绿色技术创新；CEO信息技术背景对企业绿色技术创新的促进作用在国有企业、大规模企业及行业竞争较强的企业中更加显著。

结论丰富了CEO信息技术背景的经济后果及企业绿色技术创新影响因素的相关研究，对推进企业绿色技术创新具有重要启示。

关键词：CEO信息技术背景；绿色技术创新；数字化转型；内部控制中图分类号：F062.4；F273.1 文献标志码：A 文章编号：1671-0037（2024）4-78-13DOI：10.19345/j.cxkj.1671-0037.2024.4.80 引言资源约束和环境污染是我国经济高质量发展亟须破解的焦点问题，迫切需要加快企业绿色技术创新的进程。

绿色技术创新是指通过研究、开发、使用绿色产品、绿色工艺，降低生产的边际成本，实现企业的绿色化发展［1］，同时满足人们的绿色需求［2］。

与传统意义上的技术创新相比，绿色技术创新落脚点在于生态效益和社会经济效益的共赢，是企业实现高质量发展行之有效的途径。

但是，绿色技术研发与应用以及政府对环境的管制会大幅提升企业的生产运营成本，从而降低企业绿色化发展的积极性［3］。

因此，如何实现企业绿色转型，走可持续发展之路，已成为理论界与实务界探讨的热点问题［4-5］。

企业环境责任履行对权益资本成本的影响研究——基于媒体关注的中介效应

的经济后果相对不足。从投资者风险评估角度看,
时会考虑成本和收益之间的平衡, 这意味着企业
的重点
[1]
。
关于企业环境责任履行与财务绩效之间的关
企业环境责任履行可以降低企业风险。企业为履
资本成本不仅能在宏观层面综合反映国民经
行环境责任而采取相关措施, 如进行清洁生产、
济的发展质量, 而且在微观层面是企业财务管理
构建模型 ( 1) 检验企业环境责任履行对权
H2: 企业环境责任履行显著正向影响媒体
关注。
容分析法测评企业环境责任履行水平。环境责任
污费率 [13] 、环保投入、环保收益 [14] 等; 定性方
面主要包括环境管理、节约资源能源、降污减排、
· 13·
●理论研究
2024 年第 1 期
是否存在环境违规行为等。
数据来源于全国排污许可管理信息平台、企业年
媒体关注是个值得研究的中介变量。媒体关注是
报、社会责任报告、环境责任报告、可持续发展
一种重要的企业外部治理机制, 对企业的经营行
报告、企业官网等。媒体关注与相关财务数据来
为起着监督作用。根据信息不对称理论, 企业内
源于国泰安数据库、 Wind 数据库和中国研究数据
关注
[10]
。
对于媒体关注与权益资本成本, 媒体监督不
仅有助于塑造企业的良好声誉, 同时减轻了企业
与市场之间的信息不对称。各利益相关者可以通
过媒体获取目标企业的相关信息, 从而更为准确
地判断企业目前的经营状况, 最终形成较为稳定
的心理预期, 从而为企业提供更多的资源支

研发费用加计扣除政策激励医药制造企业的创新效应研究

研发费用加计扣除政策激励医药制造企业的创新效应研究作者：唐祎萍，袁艳霞，吴子依，王飘，马逍遥，刘欣来源：《中小企业管理与科技·上半月》2024年第05期【摘要】研发费用加计扣除政策作为国家鼓励科技创新的重要政策抓手，在鼓励研发方面发挥了积极作用。

论文以医药制造业A股上市公司为样本，实证研究表明加计扣除政策对医药制造企业的创新产出具有显著的激励作用，研发投入发挥着显著的中介效应，且该激励效应存在明显的异质性。

基于此，论文对进一步优化税收政策、促进医药制造企业技术创新提出建议。

【关键词】研发费用加计扣除；研发投入；创新产出；中介效应【中图分类号】F812.42；F273.1 【文献标志码】A 【文章编号】1673-1069（2024）05-0066-031 引言新冠疫情以来，人民健康意识增强和国家医疗水平提升，医药制造业在中国经济中所占比重增加，医药创新技术的提升有助于我国实现高质量发展。

研发费用加计扣除政策作为国家鼓励科技创新的重要政策抓手，多次加大支持力度，在企业研发方面发挥着积极作用。

目前学术界关于加计扣除政策的研究呈扩大趋势，但少有学者关注到其在医药制造领域的影响。

因此，本文以医药制造企业为研究对象，探讨加计扣除政策的创新激励效应。

2 研究机理和待检验命题研发费用加计扣除政策能够减少企业税收，增加现金流，若企业将该流动资金用于医药研发投入，不仅可以降低研发成本，还能激励企业更多地增加医药创新投入，形成良好的研发投入循环。

另外，医药创新的高度不确定性导致企业无法避免地存在创新风险。

而加计扣除政策通過减少税收能够对企业研发活动的损失提供一些补偿，有效地转移企业部分研发风险，提高风险承受能力，进而激励企业增加创新投入。

同时，由于医药制造业创新活动的高风险性和高投入性，使得企业依靠自有资金维持创新活动的动力不足[1]。

而加计扣除政策向外界释放了一种鼓励创新的利好信号，引导社会资本向创新企业倾斜，提高了资本市场对医药创新活动的支持力度。