金融科技對企業(yè)價值的影響

【摘要】金融科技通過推動金融普惠式發(fā)展，有助于深化金融創(chuàng)新模式和優(yōu)化產(chǎn)業(yè)投資結(jié)構(gòu)，進而實現(xiàn)企業(yè)價值的提升。文章選用2011—2023年滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)，實證檢驗金融科技對企業(yè)價值的影響效應(yīng)及作用機制。研究發(fā)現(xiàn)：金融科技對企業(yè)價值具有顯著促進作用。機制分析發(fā)現(xiàn)，金融科技通過緩解企業(yè)融資約束和提高企業(yè)信息披露質(zhì)量進而促進企業(yè)價值。異質(zhì)性分析表明，金融科技對企業(yè)價值的促進作用在非國有企業(yè)、制造業(yè)企業(yè)以及東部地區(qū)企業(yè)中更為明顯。本研究為探析金融科技的正面經(jīng)濟效果提供了新的經(jīng)驗證據(jù)，對大力推動金融科技以實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有重要的意義。

【關(guān)鍵詞】金融科技；企業(yè)價值；融資約束；信息披露質(zhì)量

【中圖分類號】F275；F832"【文獻標識碼】A"【文章編號】1004-5937（2025）04-0033-07

一、引言

黨的二十大報告提出，“必須堅持科技是第一生產(chǎn)力，堅持把發(fā)展經(jīng)濟的著力點放在實體經(jīng)濟上”。黨的二十屆三中全會指出，要深化金融體制改革，積極發(fā)展科技金融、綠色金融、數(shù)字金融，發(fā)展多元股權(quán)融資，加快多層次債券市場發(fā)展，提高直接融資比重。在《金融科技發(fā)展規(guī)劃（2022—2025年）》及相關(guān)政策的推動下，我國金融科技正展現(xiàn)出蓬勃的生機與活力，并逐步邁入高質(zhì)量發(fā)展的新階段。近年來，隨著數(shù)字化技術(shù)對傳統(tǒng)金融服務(wù)模式的橫縱向持續(xù)演進，以大數(shù)據(jù)、云計算、人工智能等為代表的新型金融服務(wù)業(yè)態(tài)模式不斷成熟，為實體經(jīng)濟發(fā)展提供了強勁的動力。作為技術(shù)驅(qū)動下的金融創(chuàng)新，金融科技為解決企業(yè)融資約束和信息披露質(zhì)量難題提供了新的途徑，對提升金融資源配置效率，支持科技創(chuàng)新、實體經(jīng)濟及中小微企業(yè)發(fā)展具有重要意義。當(dāng)前，學(xué)術(shù)界圍繞金融科技如何服務(wù)實體經(jīng)濟已開展了廣泛的研究。例如，謝平等[1]的研究表明，金融科技突破了傳統(tǒng)金融的“二八定律”，有效彌補了傳統(tǒng)金融無法為長尾客戶匹配融資需求的問題，為解決微觀經(jīng)濟主體的融資難題提供了技術(shù)支持[2]。李小玲等[3]認為，金融科技通過運用人工智能等新興技術(shù)，能夠有效改善企業(yè)信息披露質(zhì)量，抑制管理層因激勵沖突導(dǎo)致的機會主義行為。此外，金融科技還能一定程度上遏制傳統(tǒng)金融體系中的壟斷行為，避免企業(yè)競爭過程中“尋租”現(xiàn)象的發(fā)生，進而提供更為透明的市場環(huán)境[4]。

企業(yè)價值是企業(yè)全部資產(chǎn)的市場定價，反映了對所有者、債權(quán)人及其他利益相關(guān)者的回報能力。作為實體經(jīng)濟的微觀縮影，企業(yè)價值提升是金融科技服務(wù)實體經(jīng)濟有效性的重要體現(xiàn)，也是激勵金融科技持續(xù)創(chuàng)新發(fā)展的動力。以往研究多集中于金融科技對宏觀層面的影響，如資源配置和國民經(jīng)濟等[5]，而對微觀經(jīng)濟主體經(jīng)營活動研究相對有限。對此，本文以2011—2023年滬深A(yù)股上市公司為樣本，基于融資約束和信息披露質(zhì)量雙重視角，就金融科技對企業(yè)價值的影響及機理展開論證。本文可能存在的邊際貢獻主要體現(xiàn)在以下三個方面：第一，從微觀經(jīng)濟主體出發(fā)，把企業(yè)經(jīng)營活動的核心目標之一價值最大化納入金融科技發(fā)展的作用框架中，豐富了金融科技微觀經(jīng)濟層面的研究。第二，從融資約束和信息披露質(zhì)量雙重視角探討了金融科技與企業(yè)價值之間的作用機制，為探究金融科技對企業(yè)價值的影響提供了機制檢驗證據(jù)。第三，從企業(yè)、行業(yè)以及地區(qū)特征差異出發(fā)，考察金融科技對企業(yè)價值影響的異質(zhì)性反應(yīng)，有助于推動本文研究結(jié)論的精細化。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）金融科技對企業(yè)價值的影響效應(yīng)

金融科技解決了以往傳統(tǒng)金融服務(wù)模式的痛點，顛覆了傳統(tǒng)金融模式下的業(yè)務(wù)流程和產(chǎn)品應(yīng)用[6]，為提升企業(yè)價值注入了新的活力。從內(nèi)部傳導(dǎo)機制來看，金融科技發(fā)展實現(xiàn)了大數(shù)據(jù)、人工智能等數(shù)字技術(shù)的廣泛應(yīng)用，能夠有效優(yōu)化企業(yè)內(nèi)部財務(wù)管理和風(fēng)險管理等流程，降低人力成本和交易成本，提高企業(yè)信息披露質(zhì)量，實現(xiàn)資源最佳配置[7]。此外，金融科技通過智能化的風(fēng)險監(jiān)測工具有助于企業(yè)識別和管理風(fēng)險，進而維護企業(yè)價值穩(wěn)定和可持續(xù)發(fā)展[8]。從外部信息環(huán)境來看，針對非結(jié)構(gòu)化信息壁壘這一突出問題，金融科技依托機器學(xué)習(xí)和文本挖掘技術(shù)，可對非結(jié)構(gòu)化數(shù)據(jù)進行數(shù)字化分析，幫助市場和投資者更加直觀便捷地掌握企業(yè)資本結(jié)構(gòu)和財務(wù)信息[9]，進而向資本市場傳遞企業(yè)具有良好發(fā)展前景的信號，吸引更多的投資者進行投資。此外，金融科技通過數(shù)字化線上平臺的建設(shè)，如基于云計算和物聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的共享經(jīng)濟平臺，還能為企業(yè)提供更加靈活的合作方式，實現(xiàn)企業(yè)價值的提升[10]。因此，本文提出假設(shè)1。

H1：金融科技有助于提升企業(yè)價值。

（二）金融科技對企業(yè)價值的作用機制

1.融資約束機制

金融科技能夠通過緩解企業(yè)融資約束，進而提升企業(yè)價值。金融科技打破了資本市場資源配置的地理限制，實現(xiàn)了實體經(jīng)濟的多樣化發(fā)展，有助于拓寬企業(yè)融資渠道，降低外部融資成本，進而提高實體經(jīng)濟的融資效率[11]。例如，基于大數(shù)據(jù)技術(shù)建立的銀企融資信息服務(wù)平臺在一定程度上提高了企業(yè)信息公開程度，有效減輕了中小微企業(yè)融資困難的壓力。我國企業(yè)尤其是中小微企業(yè)具有較高的貸款需求，而傳統(tǒng)金融服務(wù)模式的效率有待提升，導(dǎo)致中小微企業(yè)較難獲得資金支持。公司在面臨外部融資限制且內(nèi)部資金不足的情況下，容易引發(fā)非效率投資行為，進而抑制公司價值的增長[12]。而金融科技建立的數(shù)字化業(yè)務(wù)管理系統(tǒng)，能有效改善企業(yè)內(nèi)部管理結(jié)構(gòu)和資金分配狀況，為企業(yè)創(chuàng)造投資機會和縮短投資周期提供良好的條件。因此，合理地運用金融科技有望緩解企業(yè)融資難融資貴問題，從而增強微觀主體活力，提升公司價值[13]。因此，本文提出假設(shè)2。

H2：金融科技通過緩解企業(yè)融資約束進而提升企業(yè)價值。

2.信息披露質(zhì)量機制

金融科技能夠通過改善公司信息披露質(zhì)量，進而提升企業(yè)價值。從外部投資環(huán)境來看，金融科技能夠有效降低投資者信息搜尋和交易成本，幫助投資者識別虛假的披露信息，預(yù)防管理者為了隱藏真實目的而作出的利己行為[14]。金融科技應(yīng)用文本挖掘技術(shù)使信息結(jié)構(gòu)化，能夠幫助投資者掌握企業(yè)真實財務(wù)狀況，從而作出更為客觀的決策[15]。從企業(yè)內(nèi)部披露機制來說，金融科技通過數(shù)字化技術(shù)，能夠幫助企業(yè)快速、準確地生成信息披露文件，提高信息披露真實性和準確性[16]。例如，區(qū)塊鏈技術(shù)可以記錄和追蹤企業(yè)信息的變化，確保信息的完整性和準確性。信息披露質(zhì)量的提高有助于增強投資者信心，吸引更多投資。優(yōu)質(zhì)的信息披露能夠幫助投資者作出明智的投資決策，進而合理地確定企業(yè)估值[17]。高投資回報率可以維持企業(yè)股價穩(wěn)定，是提升企業(yè)價值的有效途徑。因此，本文提出假設(shè)3。

H3：金融科技通過改善企業(yè)信息披露質(zhì)量進而提升企業(yè)價值。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2011—2023年滬深A(yù)股上市公司作為初始研究樣本，其中金融科技數(shù)據(jù)來源于北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心網(wǎng)站，財務(wù)數(shù)據(jù)來源于國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫。為使樣本更具代表性，本文對初始研究樣本進行了如下處理：（1）剔除了金融類、保險類上市公司樣本；（2）剔除了掛牌ST、*ST上市公司樣本；（3）對連續(xù)型變量進行了上下1%的縮尾處理。最終，本文得到28693個“企業(yè)-年份”觀測值。

（二）變量說明

1.被解釋變量：企業(yè)價值

現(xiàn)有研究多以市場績效指標和財務(wù)績效指標衡量企業(yè)價值。相較于財務(wù)績效指標，市場績效指標更好地反映了企業(yè)長期經(jīng)營狀況，且不易被人為操縱。因此，本文借鑒李小玲等[3]的研究，以市場績效指標托賓Q值（企業(yè)市場價值與重置成本之比）作為企業(yè)價值（TobinQ）的代理變量。

2.解釋變量：金融科技

參照郭峰等[18]的做法，以北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心基于螞蟻金服數(shù)據(jù)編制的數(shù)字普惠金融指數(shù)作為金融科技（DF）的代理變量。該指標從覆蓋廣度、使用深度以及數(shù)字化程度等多個維度衡量了我國地級市的金融科技發(fā)展水平，具有較好的代表性和適用性。出于量綱考慮，本文對其進行了縮小100倍的處理。

3.中介變量

關(guān)于融資約束，借鑒鄭明貴等[19]的做法，本文使用內(nèi)生性干擾相對較小的SA指數(shù)衡量，其僅使用了企業(yè)規(guī)模和企業(yè)年齡兩個隨時間變化不大且具有很強外生性的變量；關(guān)于信息披露質(zhì)量，參考耿明陽等[20]的研究，本文采用KV指數(shù)衡量，其不僅包含了強制性信息披露，也包含了自愿性信息披露，能夠全面度量上市公司信息披露質(zhì)量。

4.控制變量

借鑒梁上坤等[21]，本文控制了以下可能影響企業(yè)價值的變量：企業(yè)規(guī)模（SIZE）、資產(chǎn)收益率（ROA）、現(xiàn)金流比率（CASH）、是否為國有企業(yè)（SOE）、公司成立年限（AGE）、營業(yè)收入增長率（GROWTH）、審計意見（OPINION）以及第一大股東持股比例（TOP1）。同時，本文還控制了行業(yè)固定效應(yīng)與年份固定效應(yīng)。

各變量定義見表1。

四、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。結(jié)果顯示，TobinQ的最大值與最小值分別為8.8981和0.8427，說明樣本企業(yè)市場價值的分布離散程度較大，不同企業(yè)的價值水平仍呈現(xiàn)較大差距。DF的最大值與最小值分別為3.7322和0.5686，說明樣本企業(yè)所在地區(qū)的金融科技存在較大差距，金融科技正處于發(fā)展階段。其余變量與現(xiàn)有文獻基本一致，故不再贅述。

（二）基準回歸結(jié)果

金融科技影響企業(yè)價值的基準回歸結(jié)果見表3。其中，列（1）僅對金融科技與企業(yè)價值進行了單變量OLS回歸，可以發(fā)現(xiàn)，DF的系數(shù)估計值在1%的水平上顯著為正。列（2）在此基礎(chǔ)上加入了控制變量，可以看到，DF的系數(shù)估計值仍顯著為正。列（3）和列（4）則進一步考慮了行業(yè)固定效應(yīng)與年份固定效應(yīng)，DF的系數(shù)估計值分別為0.0939和0.1177，均在1%的水平上顯著為正，表明金融科技顯著提升了企業(yè)價值。上述檢驗表明，金融科技有助于提升企業(yè)價值，驗證了本文H1。

為進一步驗證金融科技對企業(yè)價值的促進作用是否具有時間上的延續(xù)性，本文研究了金融科技對企業(yè)價值的動態(tài)影響。具體的，引入金融科技的滯后項（滯后1—4期），通過觀察DF滯后項系數(shù)估計值的符號、大小及顯著性水平變化進行檢驗，回歸結(jié)果見表4。由表4可知，DF滯后項的系數(shù)估計值均在1%的水平上顯著為正，且系數(shù)估計值的大小與前文基準回歸結(jié)果差異不大，證實了金融科技與企業(yè)價值之間存在長期強勁的正向促進作用。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.工具變量法

考慮到本文研究結(jié)論可能受到反向因果關(guān)系引致的內(nèi)生性問題干擾，本文采用工具變量法進行檢驗。借鑒張杰等[22]的思路，選取同一省份內(nèi)其他城市的金融科技均值（DF_mean）作為工具變量。原因在于，同一省份內(nèi)城市的金融科技具有相似的發(fā)展趨勢，而其他城市金融科技并不會直接影響到該城市內(nèi)企業(yè)價值的變動，可以很好地滿足工具變量的相關(guān)性假設(shè)與外生性假設(shè)。表5展示了工具變量法的檢驗結(jié)果。其中，列（1）為第一階段的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，DF與DF_mean之間呈顯著正相關(guān)關(guān)系，證實了工具變量的相關(guān)性假設(shè)。同時，第一階段回歸的F值為34302.51，明顯大于經(jīng)驗值10，說明選取的工具變量并非“弱工具變量”。列（2）為第二階段回歸結(jié)果，結(jié)果顯示，DF的系數(shù)估計值顯著為正，表明金融科技能夠有效提升企業(yè)價值。綜合以上分析，在采用工具變量法緩解潛在的內(nèi)生性問題后，金融科技對企業(yè)價值仍具有顯著的正向促進作用，證實了結(jié)論的穩(wěn)健性。

2.替換核心變量衡量指標

（1）替換金融科技衡量指標。參考李春濤等[23]的研究方法，采用百度新聞檢索金融科技相關(guān)關(guān)鍵詞構(gòu)建出的地級市或直轄市金融科技指數(shù)作為解釋變量DF的替代變量，替換金融科技衡量指標的回歸結(jié)果見表5列（3）。結(jié)果顯示，金融科技對企業(yè)價值的影響仍顯著為正，與前文結(jié)論保持一致。

（2）替換企業(yè)價值衡量指標。借鑒吉祥熙等[24]的做法，以凈資產(chǎn)收益率（ROE）作為企業(yè)價值的代理變量，回歸結(jié)果見表5列（4）。結(jié)果顯示，金融科技對企業(yè)價值仍具有顯著的正向促進作用，證實了結(jié)論的可靠性。

3.剔除直轄市樣本

我國不同城市的金融科技發(fā)展水平存在明顯差異，特別是“北京、天津、上海、重慶”四個直轄市內(nèi)金融科技政策的導(dǎo)向性相較于其他城市更強，為避免這一內(nèi)生性問題對基準回歸結(jié)果產(chǎn)生的偏誤，本文在全樣本中剔除了四個直轄市的數(shù)據(jù)，并重新對式1進行回歸，結(jié)果見表5列（5）。結(jié)果顯示，在剔除直轄市樣本后，金融科技對企業(yè)價值的提升作用依然顯著，與前文的結(jié)論保持一致。

（四）作用機制檢驗

1.融資約束機制

前文的理論分析表明，金融科技有助于拓寬企業(yè)融資渠道，得益于融資約束的緩解，企業(yè)價值水平可能有所提升。本文從融資約束視角探究金融科技影響企業(yè)價值的作用機制，并以SA指數(shù)作為融資約束的代理變量進行中介效應(yīng)檢驗，回歸結(jié)果見表6列（1）和列（2）。在列（1）中，DF與SA在1%的水平上顯著為負，表明金融科技有助于緩解企業(yè)面臨的融資約束。在列（2）中，SA的系數(shù)估計值顯著為負，代表企業(yè)面臨的融資約束越嚴重，企業(yè)價值越低。與此同時，DF的系數(shù)估計值顯著為正，表明融資約束是金融科技影響企業(yè)價值的部分中介因子。上述檢驗結(jié)果證實了融資約束機制的存在，即金融科技能夠通過緩解企業(yè)融資約束進而提升企業(yè)價值，支持了本文的H2。

2.信息披露質(zhì)量機制

金融科技通過大數(shù)據(jù)等新興技術(shù)的運用，能夠有效提高企業(yè)信息披露質(zhì)量，進而促使企業(yè)價值的提升。參考徐壽福等[25]的做法，以KV指數(shù)衡量企業(yè)信息披露質(zhì)量，并將其作為中介變量進行中介效應(yīng)檢驗，回歸結(jié)果見表6列（3）和列（4）。在列（3）中，DF的系數(shù)估計值顯著為負，表明金融科技有助于改善企業(yè)信息披露質(zhì)量（KV指數(shù)為信息披露質(zhì)量的負向指標）。在列（4）中，KV的系數(shù)估計值顯著為負，此時DF的系數(shù)估計值顯著為正，表明信息披露質(zhì)量越高，企業(yè)價值也相應(yīng)越高，且信息披露質(zhì)量是金融科技發(fā)揮價值提升效應(yīng)的部分中介因子。上述回歸結(jié)果證實了信息披露質(zhì)量機制是金融科技促進企業(yè)價值提升的重要渠道，支持了本文的H3。

（五）異質(zhì)性分析

1.企業(yè)異質(zhì)性分析

企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的差異可能會影響到金融科技對企業(yè)價值的促進作用。本文根據(jù)企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）將全樣本劃分為國有企業(yè)組和非國有企業(yè)組，采用分組回歸的方式進行檢驗。表7列（1）和列（2）展示了基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，在非國有企業(yè)組，DF的系數(shù)估計值為0.2083，在1%的水平上顯著為正，而在國有企業(yè)組，DF的系數(shù)估計值并未表現(xiàn)出統(tǒng)計意義上的顯著。因此，金融科技對企業(yè)價值的提升作用在非國有企業(yè)中更為明顯?？赡艿脑蛟谟?，國有企業(yè)存在固有的企業(yè)結(jié)構(gòu)和特有的融資渠道，企業(yè)價值較為穩(wěn)定，而非國有企業(yè)更依賴于市場環(huán)境和外部融資，因此金融科技可為非國有企業(yè)發(fā)展提供更多的機遇，最終帶來企業(yè)價值的顯著提升。

2.行業(yè)異質(zhì)性分析

不同行業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與運行機制不盡相同，因而行業(yè)融資需求也有所差異。本文按照企業(yè)隸屬的行業(yè)將全樣本劃分為制造業(yè)企業(yè)和非制造業(yè)企業(yè)兩組，通過分組回歸的方式考察金融科技的價值提升效應(yīng)是否在兩者間有所差異，回歸結(jié)果參見表7列（3）和列（4）。可以看出，相較于非制造業(yè)企業(yè)，金融科技的價值提升效應(yīng)在制造業(yè)企業(yè)中更為明顯?？赡艿慕忉尀?，制造業(yè)企業(yè)發(fā)展更依賴于核心技術(shù)，對充裕的融資渠道和高效的融資方式有著迫切的需求，因而金融科技對制造業(yè)企業(yè)融資狀況的改善更具針對性，隨之帶來的企業(yè)價值提升效果也更為明顯。

3.區(qū)域異質(zhì)性分析

不同地區(qū)企業(yè)享受的經(jīng)濟政策和稅收優(yōu)惠政策有所不同，因此金融科技對企業(yè)價值的提升作用可能也存在差異。為驗證這一推斷，本文根據(jù)企業(yè)所在地區(qū)將樣本劃分為東部地區(qū)企業(yè)和中西部地區(qū)企業(yè)，通過分組回歸的方式檢驗金融科技對企業(yè)價值的提升作用是否在不同地區(qū)企業(yè)間存在明顯差異。根據(jù)表7列（5）和列（6）的回歸結(jié)果顯示，在東部地區(qū)企業(yè)組，DF的系數(shù)估計值顯著為正，而在中西部地區(qū)企業(yè)組，盡管DF的系數(shù)估計值也顯著為正，但小于東部地區(qū)組。這一結(jié)果表明金融科技對企業(yè)價值的提升作用在東部地區(qū)企業(yè)中更為明顯，與推斷相符。造成這一結(jié)果的可能解釋為，東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平較高，金融科技基礎(chǔ)服務(wù)體系建設(shè)較為完備，能夠在極大程度上發(fā)揮金融科技的價值提升效應(yīng)。

五、結(jié)論與政策啟示

金融科技已然成為實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的核心驅(qū)動力。本文以2011—2023年滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，實證檢驗了金融科技對企業(yè)價值的影響效應(yīng)及作用機制。研究發(fā)現(xiàn)：第一，金融科技對企業(yè)價值的影響具有顯著的正向促進作用，并且這一結(jié)論在經(jīng)過多種穩(wěn)健性檢驗后依然成立。第二，機制檢驗發(fā)現(xiàn)，金融科技通過緩解企業(yè)融資約束和改善企業(yè)信息披露質(zhì)量，進而促使企業(yè)價值的提升。第三，異質(zhì)性分析表明，金融科技的價值提升效應(yīng)在非國有企業(yè)、制造業(yè)企業(yè)以及東部地區(qū)企業(yè)中更為明顯。

根據(jù)研究結(jié)論，本文給出如下政策啟示：第一，應(yīng)大力發(fā)展金融科技，深化金融體系供給側(cè)改革。政府應(yīng)大力推動金融科技的發(fā)展，搭建金融科技基礎(chǔ)服務(wù)設(shè)施，進一步加強金融科技的頂層設(shè)計。同時，各大金融機構(gòu)也應(yīng)主動擁抱金融科技，為實體經(jīng)濟發(fā)展注入新的活力。第二，企業(yè)應(yīng)該主動利用金融科技，為自身發(fā)展提供動力。企業(yè)應(yīng)主動求變，積極利用金融科技為自身發(fā)展服務(wù)。第三，因地制宜地發(fā)展金融科技。鑒于金融科技對企業(yè)價值的提升作用具有明顯的靶向性特征，因此企業(yè)應(yīng)結(jié)合自身實際情況進行考慮，避免金融科技運用流于形式，造成資源的浪費。此外，中西部地區(qū)也應(yīng)該大力加強金融科技基礎(chǔ)服務(wù)體系建設(shè)，縮小地區(qū)間的金融科技發(fā)展差距。

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