1、实证结果显示，Fintech 的系数在 3 个回归中均显著为正， 表明本文构建的金融科技发展指数与中国新三板上市公司的创新产出显著正相关。 在经济意义上，以第(1)列为例，考虑到未取对数的创新产出 Patent_R 的均值为 3.19，城市的金融科技发展水平每提高 1%，当地企业专利申请数量平均会增加约 0.17 项(即 3.190.0543=0.17)。 可能的原因是，金融科技发展利用大数据技术，降低了银企之间的信息不对称，提高了信贷审批速度，让金融服务能够精准地定位于缺乏抵押品但具有创新潜力的中小企业，缓解了企业创新资金短缺的“燃眉之急”。回归结果中的控制变量与企业创新行为间的关系也基本达
2、到了理论预期：企业规模(Size)的系数为正，且达到 1%的显著性水平，表明大企业的创新能力更强;资产负债率(LEV)的系数在 1%的水平上显著为负，表明负债经营不利于企业创新;董事会独立性(Indep)的系数有两个显著为正，另一个达到了单边显著为正，表明较好的公司治理可以促进企业创新。地区金融科技发展水平作为一个宏观变量，其受到单个企业创新行为的影响较小，但是依然可能会因为遗漏变量或金融科技的测量误差而导致结果出现偏误从而产生内生性问题。 本文进一 步使用工具变量方法来弱化这一内生性问题。 借鉴 Chong et al.(2013)、 张杰等 (2017)、 张璇等(2019)的思路，本文手
3、工整理了所有城市的接壤城市，使用相同年度该城市所有接壤城市金融科技发展水平的均值作为工具变量。 该工具变量符合相关性和外生性两个约束条件：一方面，邻近的地级市通常具有相似的经济发展水平，金融科技发展程度相近;另一方面，由于信贷融资存在地域分割性，临近地区的金融科技发展水平难以通过融资渠道影响本地企业创新。 表 4 显示了工具变量的回归结果，在考虑金融科技与企业创新之间可能存在的内生性问题后，金融科技发展的系数依然为正，表明金融科技发展能够显著促进企业创新产出，这与前文结果完全一致。(1)剔除样本期内从未申请专利的企业。 新三板上市公司的经营范围涉及消费者服务、公用事业等创新较少的业务，考虑到样
4、本期内部分企业从未申请过专利，若此类企业更倾向于在金融科技发展水平较低的地区挂牌上市，这可能影响本文的回归结果。 为了消除这种干扰，本文将样本期内专利申请量一直为零的公司剔除，进一步增强本文结果的可信度。在剔除从未申请过专利的企业后，金融科技发展(Fintech)对企业创新产出仍然具有显著的促进作用。 这与前文的结论一致。(2)控制金融发展水平。 地区金融发展水平往往会影响企业获取外部融资的渠道(Claessens and Laeven，2003)。 金融发展水平的提升会增加以银行为主的正规金融机构数量，拓宽企业的融资渠道，缓解融资压力。 在金融发展较为完善的地区，企业获得融资的审批和监督成本
5、较低，从而对创新起到了积极的推动作用(解维敏和方红星，2011)。 因此，样本期间企业创新的增加很可能是由地区金融发展水平的提升带来的，而不是由金融科技发展驱动。 基于此，本文在控制变量中加入地区金融发展水平，重新进行回归。 原中国银行业监督管理委员会提供的商业银行分支机构数据包括各分支机构的批准成立时间、办公地点等信息。 本文根据分支机构设立和撤销的记录，计算出各年份各地级市的商业银行分支机构的数量， 并用当地新三板企业数量单位化来衡量地区金融发展水平(Branch)，表 6 报告了回归结果。 在控制了地区金融发展水平的影响后，金融科技发展对企业创新产出仍然有着显著的促进作用，证明了前文基准回归结果的可靠性。
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