程秋旺 林巧华 石玉婷

一、引言

绿色创新是实现人与自然和谐共生的中国式现代化的重要动力。中小企业是我国产业生态链的关键构成，为我国贡献约50%的税收、60%的国内生产总值、70%的科技创新成果（郭沛瑶和尹志超，2022），其创新活动也是未来技术变革和增长的重要源泉（Czarnitzki 和Delanote，2013）。2023 年7 月14 日出台的《中共中央 国务院关于促进民营经济发展壮大的意见》，明确指出要支持中小企业提升科技创新能力。然而，囿于绿色创新活动具有研发投入高、成长风险大、回报周期长等特点，中小企业常常面临融资约束和创新外部性问题。金融支持是中小企业获取创新资金的重要渠道，但受制于信息不对称、信用风险约束等问题，中小企业在资金融通上往往被传统金融市场界定为“长尾”客户，使得众多中小企业在进行绿色创新时缺乏重要的资金支持。因此，如何冲破传统金融藩篱，是金融发挥促进中小企业绿色创新作用的关键所在。

以先进数字技术为依托的数字普惠金融正逐渐成为中小企业绿色创新的重要“助推手”。数字普惠金融具有交易成本低、配置效率高、传播速度快、覆盖群体广的市场化特征，可以精准匹配中小企业融资需求，有效缓解中小企业流动性危机，解决中小企业“融资难、融资贵”问题，为中小企业绿色创新提供支持。然而，在企业不同生命周期中，中小企业的融资约束和商业信用存在差异，对金融资源的需求也不尽相同，数字普惠金融能否激励中小企业绿色创新仍充满未知。

基于此，本文利用2011—2021 年中小板和创业板上市企业数据，实证检验在不同企业生命周期下数字普惠金融对中小企业绿色创新的影响及内在机理。本文可能的边际贡献在于：第一，基于企业生命周期理论，构建了在不同企业生命周期状态下数字普惠金融对中小企业绿色创新的影响分析框架；第二，从融资约束角度揭示了数字普惠金融对中小企业绿色创新的中介机制，有助于企业利用数字普惠金融获取外部资金并支持绿色创新活动；第三，从产权属性、科技属性、污染属性等角度分析了数字普惠金融对中小企业绿色创新影响的异质性，有助于中小企业根据自身属性和所处生命周期阶段有针对性地开展绿色创新活动；第四，研究结论揭示了数字普惠金融在中小企业绿色创新活动中的重要性，为缓解中小企业资金短缺困境、促进中小企业绿色创新提供参考。

二、文献综述

（一）数字普惠金融发展的经济效应研究

一方面，数字普惠金融可以对宏观经济产生影响。首先，数字普惠金融对传统金融市场产生了较大冲击。战明华等（2020）利用IS-LM-CC模型并通过实证检验发现数字金融显著强化了货币政策效果；吴雨等（2020）基于供需视角发现数字金融发展对传统私人借贷产生替代效应。其次，数字普惠金融能够提高“长尾”群体的资金获取能力。齐红倩和李志创（2019）借助2017 年全球普惠金融数据库发现，数字金融提升了青年和女性群体使用金融服务的可能性；何婧等（2021）指出，数字普惠金融通过支持农户创业和激励农民专业合作社的发展来促进小农户衔接现代农业。最后，数字普惠金融可以促进地区高质量发展。傅利福等（2021）利用一元并行多重中介模型等方法发现了数字普惠金融对包容性增长存在边际促进作用；阎世平和何晓玲（2022）运用动态面板模型验证了数字普惠金融对资本错配和劳动力错配具有改善作用。

另一方面，数字普惠金融可对微观企业行为产生影响。万佳彧等（2020）的研究表明，数字金融会显著缓解企业融资约束，进而促进企业创新。赵晓鸽等（2021）基于金融错配视角实证检验并发现数字普惠金融能够显著缓解企业金融错配，进而促进企业创新。陈秀英（2021）运用全国私营企业调查数据考察了数字金融的应用对民营企业发展的影响，研究表明数字金融应用能够缓解民营企业融资约束，激发民营企业发展活力，进而显著促进民营企业发展。由此可见，融资约束是阻碍企业进行创新活动的重要因素，而数字普惠金融发展会影响金融市场上资金的“存量需求”和“增量需求”，从而有效缓解企业融资约束问题，进一步推动微型企业高质量发展。

（二）企业绿色创新的影响因素研究

既有文献主要从环境规制、政府因素、市场因素、企业内部治理因素探讨企业绿色创新的驱动因素。在环境规制方面，唐礼智等（2022）基于“波特假说”，认为较强的环境规制能够提高企业创新投入和能力；但陶锋等（2021）的研究则发现环境规制会导致企业绿色创新活动质量下降。在政府因素方面，地方政府适度提高经济增长目标可激励其寻求新技能（如绿色技术）兑现承诺，但目标过度偏离资源禀赋则会抑制企业绿色创新（张德涛和张景静，2022）。因此，政府需要加大对企业绿色创新的资源支持，但也要根据绿色创新的异质性制定针对性的补助政策。在市场因素方面，环境权益交易市场的建设（齐绍洲等，2018）、市场压力（曹洪军和陈泽文，2017）、媒体关注（张玉明等，2021）等会对企业绿色创新产生影响。在企业内部治理因素方面，高管环保认知（席龙胜和赵辉，2022）、企业社会责任履行（肖红军等，2022）、企业数字化转型（张泽南等，2023）等也会影响企业绿色创新活动。

（三）数字普惠金融与企业绿色创新

已有研究关注数字普惠金融对企业一般创新的影响（唐松等，2020），但企业绿色创新与一般创新存在明显差异（Aiello 等，2021），绿色创新同时具备与创新知识溢出相关的正外部性、与污染排放相关的环境影响外部性特征（王健和黄群慧，2022），其复杂程度更高，且需要更多的内外部合作（Fabrizi 等，2018）。因此，企业绿色创新具备实现资源节约和环境改善的特征，是一种资源节约型、环境友好型和可持续发展的创新（朱承亮等，2018），因而其比一般创新更需要充足的资金支持。数字普惠金融更加强调普惠性和共享性，其以成本低、速度快、覆盖广等优势，缓解了“长尾”群体的融资约束问题，降低了传统金融与企业之间的信息不对称程度，为企业绿色创新提供了融资渠道，因而有助于促进企业绿色创新（翟华云和刘易斯，2021；巴曙松等，2022）。

（四）文献述评

现有研究仍存在以下不足：第一，多数研究考察数字普惠金融对大型企业绿色创新的影响，忽视其在解决中小企业融资问题上的重要作用，因而鲜有研究讨论数字普惠金融对中小企业绿色创新的影响；第二，多数研究认为数字普惠金融能够对企业任何时期的绿色创新产生影响，仅有少量研究关注到处于不同生命周期时数字普惠金融对企业创新产生的影响（康卫国和李梓峻，2022），但未能探讨不同企业生命周期内数字普惠金融对中小企业绿色创新的影响差异。基于此，本文探讨在不同企业生命周期下数字普惠金融对中小企业绿色创新的影响及内在机理，对相关领域研究进行了补充和拓展。

三、理论分析与研究假设

企业生命周期理论认为，企业就像具有生命机能和状态的组织，也会经历成长、成熟和衰退等不同阶段。中小企业绿色创新兼具高风险性和正外部性，融资约束是制约中小企业绿色创新的主要障碍。数字普惠金融可以缓解银企间的信息不对称，在解决中小企业绿色创新的外源性融资上具有重要作用。但是，处于不同时期的中小企业面临着不同程度和类别的融资约束问题，导致绿色创新活动存在明显差别。因此，本文基于融资约束视角，将企业生命周期嵌入数字普惠金融与中小企业绿色创新的关系中，深入分析数字普惠金融对中小企业绿色创新的影响及融资约束在其中的作用。

（一）成长期中小企业

成长期中小企业为建立对潜在竞争对手的先发优势，会根据利基战略进行生产线上的技术创新。因此，在绿色可持续发展背景下，为迎合政策和法规要求，满足消费者对绿色产品的需求，以及增强行业竞争优势，成长期中小企业进行绿色创新的动机和意愿更为强烈。但是，成长期中小企业往往无法获取长期且稳定的盈利，因而绿色创新存在持续投入不足的风险。即使可以得到稳定的内部现金流支持，但也可能会因绿色创新的不确定性导致创新失败。在外部融资渠道中，由于成长期中小企业缺乏可抵押的资产或设备，往往难以达到信贷条件和门槛，因而较难获得传统金融的青睐。强烈的绿色创新意愿和较低的筹资能力，使成长期中小企业的融资约束问题十分严重。随着数字普惠金融的深度发展，成长期中小企业可以凭借数字普惠金融服务，更加便捷地获取信贷资金并用于支持企业绿色创新活动。但受制于较强的融资约束问题，数字普惠金融的绿色创新效应可能对成长期中小企业的影响相对较弱。综上所述，成长期中小企业可以凭借数字普惠金融获得创新资源支持绿色创新活动，但数字普惠金融通过缓解融资约束促进企业绿色创新的效果相对较弱。

（二）成熟期中小企业

成熟期中小企业的经营管理模式相对成熟，企业组织架构较为完善，产品市场份额处于最佳水平，经营利润较为稳定，其主要目标是稳定经营状态和促进企业高效运转，因此成熟期中小企业在选择绿色创新项目时更加注重保持绿色创新的可持续性，从而达到稳定利润和保持市场地位的目标。同时，中小企业在成长期逐渐累积的创新知识、创新资源和创新经验，可以提升绿色创新的成功率，降低绿色创新失败的风险。但创新优势也可能形成惯性思维，导致绿色创新活动僵化，调整成本较高，企业突破原有绿色创新所需耗费的资金量明显增大。突破性绿色创新具有高风险和高投入的特点，因此成熟期中小企业同样面临融资约束问题，但凭借成熟期中小企业逐渐建立起来的社会声誉和稳定的经营状态，其更有能力通过数字普惠金融获得较高的融资额度，从而缓解企业融资约束，为突破性绿色创新提供资金支持。综上所述，数字普惠金融可以促进成熟期中小企业绿色创新，并且可以通过缓解融资约束促进企业开展突破性绿色创新活动。

（三）衰退期中小企业

衰退期中小企业的经营利润和市场份额均有所下降，财务状况逐渐恶化，企业面临着较强的内源性和外源性融资约束。一方面，从衰退期中小企业的绿色创新意愿看，受制于组织结构的“臃肿”和管理层决策的“迟滞”，衰退期中小企业的创新动力不足，因而更倾向于采取保守态度应对绿色创新活动，尽可能地规避绿色创新风险。因此，衰退期中小企业通常只是进行创新改良和完善，不会进行突破性绿色创新。另一方面，由于前期使用的绿色创新设备逐渐老化，绿色创新工艺无法跟上先进技术发展的步伐，导致衰退期中小企业的绿色创新能力有所下降，难以进行突破性绿色创新。由于衰退期中小企业的创新意愿和创新能力不强，并且受制于较强的融资约束，即使可以利用数字普惠金融获取资金，企业也不大可能将资金用于绿色创新活动，而是仅对原有老化的机器设备进行维修或改良。因此，数字普惠金融在一定程度上可以改善衰退期中小企业的绿色创新活动，但由于融资约束程度较高，并且融资用途是维系企业经营管理，绿色创新活动并非资金支持的主要方面，对绿色创新的促进作用更不明显。

由此本文提出以下假设。

假设1：数字普惠金融发展能够显著促进中小企业绿色创新；分阶段看，数字普惠金融对成熟期中小企业绿色创新的影响更显著。

假设2：数字普惠金融可以通过缓解融资约束促进中小企业绿色创新；分阶段看，融资约束机制对成熟期中小企业的影响更显著。

四、研究设计

（一）数据来源

本文以2011—2021 年中小板和创业板上市企业为样本。绿色专利数据来自CNRDS 数据库，数字普惠金融来自北京大学数字金融研究中心，其他数据来自CSMAR 数据库。对数据进行如下处理：由于金融业资产负债结构较为特殊，而房地产行业的发展具有高杠杆高周转特征，且申请专利数据较少，因此本文剔除金融、房地产行业样本；剔除ST 类及退市样本；剔除数据缺失样本；对连续变量进行上下1%的Winsorize 处理。最终得到14 235 个企业-年度非平衡面板数据。

（二）模型设计

本文设定如下基准模型：

式（1）中，被解释变量lnGIit为企业绿色创新；核心解释变量lnDFIit为数字普惠金融；Control为控制变量；Year是年份固定效应，Ind是行业固定效应；εit为随机扰动项。本文重点关注系数β1，预期β1显著为正。

（三）变量说明

1.被解释变量

被解释变量为企业绿色创新（lnGI）。参考陶锋等（2021）的研究，本文使用绿色专利申请数来衡量企业绿色创新，变量计算方式为将绿色专利申请数加1 后取自然对数。

2.核心解释变量

核心解释变量为数字普惠金融（lnDFI）。借鉴郭峰等（2020）的研究，选取北京大学数字金融研究中心编制的中国市级数字普惠金融指数作为核心解释变量，并取其自然对数形式生成变量。该指数能够反映当前我国各地区数字普惠金融发展水平，因而也是当前研究中普遍采用的指数。

3. 控制变量

参考齐绍洲等（2018）、王馨和王营（2021）等的研究，本文设定如下控制变量。企业规模（lnsize），以企业总资产的自然对数衡量；企业年龄（lnage），以企业观测年份与企业上市年份之差的自然对数来衡量；资产收益率（roa），以企业净利润与总资产的比值衡量；经营现金流量（cflow），以企业经营活动产生的现金流量净额与总资产的比值衡量；资产负债率（lev），以企业总负债与总资产的比值衡量；企业成长性（growth），以本期营业收入和上期营业收入之差与上期营业收入的比值衡量；第一大股东持股比例（top1），以企业第一大股东持股比例衡量；独立董事比例（indep），以独立董事人数与董事会人数的比值衡量；两职合一（dual），当董事长和总经理为同一人时取1，否则取0；审计意见（aud），当审计意见为标准无保留意见时取1，否则取0；政府补助（lnsub），使用上市企业财务报表中的政府补助金额的自然对数衡量；环境规制力度（lnER），参考陈诗一和陈登科（2018）的做法，借助Python 软件对省级政府工作报告进行分词处理，统计与环境规制相关词汇的词频数①，并使用环境规制词频数的自然对数衡量环境规制力度。表1 是变量描述性统计结果。企业绿色创新的均值为0.473，标准差为0.820，表明中小企业绿色创新整体水平较低且差异较大。数字普惠金融的均值为5.393，标准差为0.398，说明企业所在城市的数字普惠金融发展整体水平较高。

表1 变量描述统计结果

五、实证结果与分析

（一）基准回归分析

为考察不同企业生命周期下数字普惠金融对中小企业绿色创新的影响及内在机理，本文参考Dickinson（2011）的方法，根据经营、投资、筹资三类活动产生的现金流量净额的正负组合将企业生命周期划分为成长期、成熟期和衰退期三个阶段。表2 报告了基准回归结果。总体上看，lnDFI的系数为0.390，并在1% 的水平下显著为正，说明数字普惠金融能够显著促进中小企业绿色创新。分阶段看，在成长期，lnDFI的系数为0.370，并在5% 的水平下显著为正，表明数字普惠金融能够显著促进成长期中小企业绿色创新；在成熟期，lnDFI的系数为0.430，并在1%的水平下显著为正，表明数字普惠金融能够显著促进成熟期中小企业绿色创新；在衰退期，数字普惠金融对衰退期中小企业绿色创新的影响并不显著。由此可知，数字普惠金融发展能够显著促进中小企业绿色创新；分阶段看，数字普惠金融对成熟期中小企业绿色创新的影响更显著，假设1 得证。

表2 基准回归结果

（二）稳健性与内生性检验

1. 替换被解释变量

企业绿色创新的另一种度量方式是使用绿色专利授权数量加1 取自然对数来衡量，并使用lnGPL来表示，结果如表3 所示。不论是全样本还是分样本，数字普惠金融均能显著促进中小企业绿色创新，且数字普惠金融的绿色创新效应仍对成熟期中小企业的影响更显著。

表3 稳健性检验结果：替换被解释变量

2. 滞后核心解释变量

考虑到数字普惠金融对中小企业绿色创新的影响需要经过一段时间才能显现，因此本文使用数字普惠金融的一阶滞后项（L1.lnDFI）和二阶滞后项（L2.lnDFI）分别进行回归，结果如表4所示。滞后一期和滞后二期的数字普惠金融均能促进中小企业绿色创新，且仍对成熟期中小企业的影响更显著，研究结论具有稳健性。

表4 稳健性检验结果：滞后核心解释变量

3. 剔除异常年份样本

我国2014 年和2015 年发生的股市动荡是一个典型的金融市场环境变动事件，此次“股灾”对中小企业产生了巨大冲击。因此，为排除“股灾”对本文结果的影响，参考李国龙等（2023）的做法，剔除2014 年和2015 年的样本重新进行回归，结果如表5 所示。在排除“股灾”的影响后，数字普惠金融仍能显著促进中小企业绿色创新，且对成熟期中小企业的影响更显著，该结果与基准回归结果一致。

表5 稳健性检验结果：剔除异常年份样本

4. 工具变量法

单个企业绿色创新很难影响一个地区的数字普惠金融，因此模型存在反向因果关系的可能性较小，但仍可能因遗漏关键变量或测量误差导致内生性问题。借鉴黄群慧等（2019）、柏培文和喻理（2021）的思路，使用地级市人均拥有移动电话数量与1984 年每百万人邮局数量的交乘项并取自然对数衡量工具变量（lnIV），进行内生性处理。基于历史视角寻找工具变量是现有研究的普遍做法，1984 年每百万人邮局数量是一个历史变量，因而其与地级市人均拥有移动电话数量的交乘项不太可能对当下单个企业的绿色创新产生影响，即满足工具变量的外生性要求。一个地区的邮局数量越多，意味着这一地区的信息沟通水平和便捷度较高，且邮局在早年间承担着铺设固定电话线路的任务，因此会对未来的移动支付产生重要影响，而数字普惠金融得益于网络基础设施的发展，离不开移动网络的支持，因此符合相关性要求。本文使用工具变量进行两阶段最小二乘法（2SLS）估计，结果如表6 所示。总体上数字普惠金融能够显著促进中小企业绿色创新，且对成长期和成熟期中小企业的影响更显著，研究结果较为稳健。

表6 稳健性检验结果：工具变量法

（三）异质性分析

1. 产权属性

不同产权属性的中小企业在数字普惠金融的需求上存在明显差异。国有中小企业具有禀赋优势，可以通过政治关联和政府信用背书获得银行重点支持（程新生和王向前，2023），因此其融资约束程度较弱，通过数字普惠金融促进绿色创新的边际效用有限。非国有中小企业在向银行融资时更易出现融资难问题，因而对数字普惠金融的需求更大，通过使用数字普惠金融促进绿色创新的边际效用更显著。为验证上述判断，本文将样本划分为国有中小企业和非国有中小企业，分别进行回归，结果如表7 所示。数字普惠金融可以显著促进非国有中小企业绿色创新，并且从显著性水平看，数字普惠金融对成熟期非国有中小企业的影响更显著。

2. 科技属性

企业所处行业的经营范围往往与企业研发创新活动密切相关，非高科技行业如农、林、牧、渔业和批发业、零售业等行业并不需要从事大规模的研发创新活动来实现企业高质量发展（杨金玉等，2022），故非高科技企业对数字普惠金融的需求较低。高科技行业属于知识和技术相对集中的行业，企业的产品和服务更新换代较快，企业必须时刻保持创新能力才能立于不败之地，因此其对数字普惠金融的需求较强。为进一步考察科技属性的异质性，参考李春涛等（2020）的做法，将样本划为非高科技中小企业和高科技中小企业分别进行回归②，结果如表8 所示。数字普惠金融对高科技中小企业绿色创新的影响更为显著，并且对成熟期高科技中小企业的影响更显著。

表8 异质性检验结果：科技属性

3. 污染属性

已有研究发现，企业开展创新活动的积极性在不同污染程度行业中具有差异性（谭常春等，2023）。重污染中小企业主要通过购买新的治污设备来达到绿色生产标准，而非通过绿色创新的形式（张彩云和吕越，2018）。同时，重污染企业长期以来都是地区经济发展的重要支柱，因此政府压力对重污染企业绿色创新的影响并不显著（关鑫等，2023），故重污染中小企业对数字普惠金融的需求较低。非重污染中小企业开展绿色创新可能是一种策略性活动，在绿色发展背景下，亟需通过绿色创新获取经济效益。因此，非重污染中小企业对数字普惠金融表现出更大的需求。为验证上述判断，本文根据证监会2012 年修订的《上市公司行业分类指引》②，将以下行业中的企业定义为重污染中小企业：B06、B07、B08、B09、C15、C17、C18、C19、C22、C25、C26、C27、C28、C29、C31、C32、D44、D45，其余为非重污染中小企业，异质性检验结果如表9 所示。数字普惠金融对非重污染中小企业绿色创新的影响更为显著，并且从回归系数及显著性水平看，数字普惠金融对成熟期非重污染中小企业的影响更显著。

表9 异质性检验结果：污染属性

六、机制检验

本文从缓解融资约束角度进一步分析在不同企业生命周期状态下数字普惠金融对中小企业绿色创新的影响机制。学术界对企业融资约束指数的衡量大多遵循Kaplan 和Zingales（1997）的思想，根据样本企业的财务状况，定性划分企业融资约束程度，并对融资约束程度与企业特征变量的关系进行回归，最终得到KZ 指数。因此，本文借鉴上述做法，使用KZ 指数（KZ）衡量企业融资约束③，KZ 的数值越大，表明企业融资约束越严重。同时，参考温忠麟和叶宝娟（2014）的做法，构建如下中介效应模型：

机制检验结果如表10 所示。从全样本看，融资约束是抑制中小企业绿色创新的重要原因，而数字普惠金融可以通过缓解融资约束显著促进中小企业绿色创新。分阶段看，根据中介效应判断标准，处于成熟期的中小企业，数字普惠金融可以有效缓解企业融资约束，进而促进中小企业绿色创新。综上所述，数字普惠金融能够通过缓解企业融资约束来促进中小企业绿色创新，并且对成熟期中小企业的影响更显著，假设2 得到验证。

表10 机制检验结果

七、结论与建议

本文利用2011—2021 年我国沪深A 股中小板和创业板上市企业数据，实证检验了在企业不同生命周期状态下数字普惠金融对中小企业绿色创新的影响及作用机制。研究发现：总体上看，数字普惠金融显著促进了中小企业绿色创新，并且对成熟期中小企业的影响更显著，经稳健性处理后该结论依然成立。异质性分析发现，总体而言，数字普惠金融显著促进了非国有中小企业、高科技中小企业、非重污染中小企业的绿色创新；分阶段看，数字普惠金融对成熟期的非国有中小企业、高科技中小企业和非重污染中小企业的影响更显著。机制分析表明，数字普惠金融可以通过缓解融资约束促进中小企业绿色创新，并且这一机制对成熟期中小企业的影响更显著。

据此，本文提出以下建议：首先，持续推进数字普惠金融发展，为中小企业纾困解难。第一，鼓励传统金融机构利用数字技术赋能金融产品和服务的优化和创新，建立中小企业与金融机构之间的对接平台；第二，针对中小企业在不同生命周期阶段的具体需要，为其提供差异化的金融产品和服务；第三，加强对数字普惠金融服务提供商的培训和指导，确保其金融产品真正满足中小企业的需求。

其次，政策部门在制定数字普惠金融发展战略时应将企业属性和生命周期考虑在内，进一步发挥数字普惠金融激励中小企业绿色创新的能动作用，提高其精准度。同时，政策部门应建立专项金融支持计划或基金促进中小企业绿色创新，尤其针对成熟期的非国有中小企业、高科技中小企业以及非重污染中小企业。

最后，加强对数字普惠金融的监管，防范系统性风险，提高数字普惠金融的安全性，使之更加规范地为中小企业绿色创新纾困解难。

注释：

① 与环境规制相关的词汇包括：环境保护、环保、污染、能耗、减排、排污、生态、绿色、低碳、空气、化学需氧量、二氧化硫、二氧化碳、PM10、PM2.5 等。

② 根据《上市公司行业分类指引》（2012 年修订），将以下行业划分为高科技行业：通用设备制造业（C34）；专用设备制造业（C35）；汽车制造业（C36）；铁路、船舶、航空航天和其他运输设备制造业（C37）；电气机械和器材制造业（C38）；计算机、通信和其他电子设备制造业（C39）；仪器仪表制造业（C40）；互联网和相关服务（I64）；软件和信息技术服务业（I65）；研究和试验发展（M73）。