金融科技發(fā)展與企業(yè)員工收入
——來自中國制造業(yè)上市公司的證據(jù)

李菲菲，馬若微

（1.運城學(xué)院 經(jīng)濟管理系，山西 運城 044000；2.北京工商大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，北京 100048）

一、引言

近年來，隨著市場環(huán)境的改善和收入分配改革的深入，我國勞動報酬占GDP份額有所提高。但橫向比較來看，普通勞動者的工資水平與發(fā)達國家相比還有一些差距［1］。同時，我國經(jīng)濟正處于“工資拉動的增長”區(qū)制，提升勞動收入份額一方面能改善個體間收入分配，另一方面能在提高居民消費率、推動內(nèi)循環(huán)發(fā)展的同時，促進經(jīng)濟實現(xiàn)更好更快增長，公平與效率目標相容［2］。在這一背景下，《中華人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035年遠景目標綱要》提出：“堅持居民收入增長和經(jīng)濟增長基本同步、勞動報酬提高和勞動生產(chǎn)率提高基本同步……堅持按勞分配為主體、多種分配方式并存，提高勞動報酬在初次分配中的比重?！比绾翁岣邉趧訄蟪暝诔醮畏峙渲械谋戎?，如何提高員工收入成為“內(nèi)循環(huán)”新發(fā)展格局下的現(xiàn)實問題。

當(dāng)前，隨著大數(shù)據(jù)、區(qū)塊鏈、云計算等新興科技的發(fā)展，這些新技術(shù)在金融領(lǐng)域的應(yīng)用也更加深入、廣泛，金融科技呈現(xiàn)飛速發(fā)展態(tài)勢（1）。以金融科技為代表的科技變革正在為金融發(fā)展注入源源不斷的活力，由此產(chǎn)生的新型金融業(yè)態(tài)成為社會邁向數(shù)字經(jīng)濟和信息文明的新引擎［3］。在金融科技對經(jīng)濟社會的影響方面，以往學(xué)者主要關(guān)注金融科技與實體企業(yè)融資約束［4］、金融科技與技術(shù)創(chuàng)新［5-6］、金融科技與生產(chǎn)率［7］等的關(guān)系。那么金融科技發(fā)展能否提高企業(yè)員工收入呢？員工收入一方面直接關(guān)系居民生活及消費水平，涉及最基本的民生問題，另一方面員工收入高低也與員工工作積極性與努力程度緊密相關(guān)，直接影響企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。從現(xiàn)有文獻來看，學(xué)者們重點考察了進出口［8-9］、融資環(huán)境［10-11］、市場化進程［12］等對員工收入的影響，鮮有將金融科技發(fā)展納入分析框架。當(dāng)前，我國經(jīng)濟處于高速增長向高質(zhì)量發(fā)展的轉(zhuǎn)型階段，探索金融科技對勞動力收入水平的影響機制，對推動我國經(jīng)濟發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

鑒于此，本文主要聚焦以下問題：第一，金融科技通過技術(shù)創(chuàng)新等手段提高傳統(tǒng)金融服務(wù)效率進而助力實體企業(yè)發(fā)展，那么，就業(yè)于企業(yè)的普通勞動者，能否得益于金融科技發(fā)展帶來的紅利？第二，若金融科技發(fā)展能帶來員工收入水平提升，其作用機制是什么？第三，考慮我國企業(yè)在所有制、所屬區(qū)域及行業(yè)類型等方面存在較大差異，金融科技發(fā)展對員工收入的影響是否存在所有制、區(qū)域和行業(yè)方面的異質(zhì)性？為了對上述問題進行解答，本文以北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心編制的數(shù)字普惠金融指數(shù)為基礎(chǔ)，首先，檢驗金融科技發(fā)展對員工收入的直接影響；其次，探討并實證檢驗金融科技對員工收入影響的內(nèi)在機制；最后，從產(chǎn)權(quán)屬性、地區(qū)屬性、行業(yè)屬性三方面對金融科技與員工收入之間的關(guān)系做異質(zhì)性分析。

本文可能的邊際貢獻在于：①將金融科技發(fā)展納入企業(yè)員工收入的分析框架，從宏觀層面拓展了對員工收入影響因素的認識，豐富了對員工收入的研究；②深入挖掘金融科技對員工收入的作用機制，從理論和實證層面驗證了“金融科技—技術(shù)創(chuàng)新—生產(chǎn)率—員工收入”和“金融科技—資源配置效率—生產(chǎn)率—員工收入”這兩條完整的邏輯鏈條，為理解金融科技對員工收入的影響提供了直接的經(jīng)驗證據(jù)；③從企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、地區(qū)屬性、行業(yè)屬性三個角度揭示了金融科技對員工收入影響的異質(zhì)性。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）金融科技發(fā)展與員工收入

傳統(tǒng)金融模式下，由銀行等金融中介機構(gòu)主導(dǎo)的金融活動存在著屬性錯配、領(lǐng)域錯配、階段錯配等結(jié)構(gòu)性錯配問題［13］，金融市場與實體經(jīng)濟之間存在較為明顯的發(fā)展不平衡甚至金融發(fā)展脫離實體經(jīng)濟的“脫實向虛”現(xiàn)象。同時，信貸資金的獲取是企業(yè)（尤其是中小民營企業(yè)）能夠持續(xù)發(fā)展和再投資的保障，然而，在不完善的金融體系下，受限于自身規(guī)模與抵押物的不足，企業(yè)很難通過銀行信貸獲取資金。為了維持正常的生產(chǎn)經(jīng)營或擴大生產(chǎn)，企業(yè)不得不通過減少雇傭數(shù)量和降低員工工資來維持固有的投資［10］，這都會對整體的收入分配格局造成影響。近年來，金融科技的快速發(fā)展加強了金融市場與實體經(jīng)濟間的聯(lián)接，拓展了傳統(tǒng)金融服務(wù)的內(nèi)容和邊界。一方面，依托大數(shù)據(jù)、人工智能等新興技術(shù)，金融科技重塑了現(xiàn)行交易規(guī)則和支付、結(jié)算、清償系統(tǒng)領(lǐng)域的金融基礎(chǔ)設(shè)施，通過諸如移動支付、智能投顧等金融服務(wù)模式將服務(wù)方式網(wǎng)絡(luò)化，使得客戶的覆蓋范圍更廣，金融服務(wù)的門檻也更低；另一方面，不斷創(chuàng)新的金融產(chǎn)品和服務(wù)也拓寬了企業(yè)融資渠道。簡言之，金融科技發(fā)展帶來的金融服務(wù)水平提升為企業(yè)信貸資金的獲取提供了保障，進而促進員工收入的增長（2）?；谏鲜龇治?，本文提出假設(shè)1。

H1：金融科技發(fā)展能夠促進員工收入增長。

（二）金融科技發(fā)展與員工收入：作用機制

已有文獻表明，生產(chǎn)率是影響員工收入的重要因素。Egger和Kreickemeier（2009）［14］將公平工資機制引入到Melitz（2003）［15］所構(gòu)建的包含異質(zhì)性企業(yè)的一般均衡框架中，得出結(jié)論，生產(chǎn)率較高的企業(yè)有更高的產(chǎn)出水平，為員工支付更高的工資。實證結(jié)果也表明，企業(yè)生產(chǎn)率、利潤與員工報酬呈正相關(guān)關(guān)系。Egger和Kreickemeier（2012）［16］的研究認為，經(jīng)濟中的個體在創(chuàng)業(yè)能力方面是異質(zhì)的，更有能力的管理者經(jīng)營的企業(yè)具有更高的生產(chǎn)率水平，并獲得更高的利潤。由于工人的公平工資偏好以及企業(yè)層面存在租金共享，利潤較高的企業(yè)在均衡狀態(tài)下會支付較高的工資，以激發(fā)工人盡全力工作。此外，很多學(xué)者在探討員工收入的影響因素時也將生產(chǎn)率效應(yīng)作為重要的傳導(dǎo)機制［11，17-18］?？傊a(chǎn)率水平的提高可以在一定程度上帶來員工收入水平的提高。而金融科技的發(fā)展可能通過以下渠道作用于生產(chǎn)率，進而對員工收入起到促進作用。

第一，金融科技發(fā)展可以緩解企業(yè)資金約束，助力企業(yè)創(chuàng)新。自從熊彼特提出“創(chuàng)新是創(chuàng)造性的破壞”的經(jīng)典論述以來，大量研究表明創(chuàng)新投入是提高生產(chǎn)率的重要途徑［19-20］。然而，技術(shù)創(chuàng)新活動本身所具有的高風(fēng)險、長周期、信息不對稱等特征使其難以獲得有效的資金支持，企業(yè)創(chuàng)新往往面臨著資金約束問題。金融科技依托大數(shù)據(jù)、區(qū)塊鏈、云計算等技術(shù)手段可以大幅降低數(shù)據(jù)處理和傳輸?shù)某杀?，通過降低信息不對稱和融資成本緩解企業(yè)融資約束問題。方式更便利、成本更低的融資環(huán)境使得企業(yè)能夠有足夠的資金進行設(shè)備投資與研發(fā)創(chuàng)新，通過改善技術(shù)水平以提高生產(chǎn)率［11］。

第二，金融科技發(fā)展可以充分挖掘企業(yè)信息，優(yōu)化資源配置效率。資源配置是否有效也在很大程度上影響全要素生產(chǎn)率。Hsieh和Klenow（2009）［21］認為，資源配置不當(dāng)是導(dǎo)致中國全要素生產(chǎn)率不高的主要原因之一，若中國的資源配置效率與美國相當(dāng)，生產(chǎn)率將會上升30%～50%。金融科技通過對金融機構(gòu)和非金融企業(yè)的海量運營數(shù)據(jù)進行全面、及時、準確的搜集和分析，能更精準地獲取企業(yè)的相關(guān)信息，挖掘出優(yōu)質(zhì)企業(yè)，特別是優(yōu)質(zhì)的中小民營企業(yè)，從而引導(dǎo)更多的信貸資源流向它們，以實現(xiàn)資源的最優(yōu)配置。Lee等（2019）［22］在將金融科技劃分為信息收集技術(shù)和信息處理技術(shù)兩種類別的前提下，構(gòu)建了金融科技如何通過減少信息摩擦來優(yōu)化資源配置的分析框架，研究結(jié)果表明，無論是信息處理技術(shù)還是信息收集技術(shù)，都有助于通過降低將好公司誤分類為壞公司的概率來調(diào)整資金供給，優(yōu)化信貸資源配置。

綜上所述，以生產(chǎn)率作為重要中間節(jié)點，金融科技發(fā)展對員工收入的作用可以歸納為以下兩條路徑，即“金融科技發(fā)展—企業(yè)創(chuàng)新—生產(chǎn)率—員工收入”和“金融科技發(fā)展—資源配置效率—生產(chǎn)率—員工收入”?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)2。

H2：金融科技發(fā)展通過助力企業(yè)創(chuàng)新、優(yōu)化信貸資源配置效率提升企業(yè)生產(chǎn)率，進而促進員工收入增長。

（三）金融科技發(fā)展與員工收入：企業(yè)異質(zhì)性的調(diào)節(jié)分析

中國國有企業(yè)有更好的外部融資條件和渠道，長期占據(jù)大部分信貸資源，客觀造成國有企業(yè)的融資約束問題較?。?］。相比之下，非國有企業(yè)，尤其是缺乏信用背書的民營企業(yè)，由于與金融機構(gòu)間存在嚴重信息不對稱而普遍面臨融資約束。文磊等（2015）［18］的研究認為，非國有企業(yè)面臨的融資約束會通過生產(chǎn)率等傳導(dǎo)機制顯著抑制員工收入增長。金融科技的發(fā)展憑借大數(shù)據(jù)、人工智能等技術(shù)可以深入挖掘企業(yè)信息，改善非國有企業(yè)與金融機構(gòu)間的信息不對稱問題，提高非國有企業(yè)融資能力進而提高其員工收入。據(jù)此，本文提出假設(shè)3。

H3：金融科技發(fā)展對員工收入增長的促進作用存在產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性。

我國幅員遼闊、區(qū)域經(jīng)濟差異明顯，不同地區(qū)在資源稟賦、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、產(chǎn)業(yè)集聚現(xiàn)象等方面都存在顯著差異，導(dǎo)致金融科技發(fā)展水平也參差不齊。東部地區(qū)市場資源較豐富，相關(guān)配套設(shè)施也相對健全，技術(shù)、人才、創(chuàng)新環(huán)境均處于領(lǐng)先水平，金融科技發(fā)展的深度、廣度、數(shù)字化程度都相對較高［23］；中部地區(qū)通過引進東部地區(qū)先進的數(shù)字技術(shù)和人才，可以有效發(fā)展金融科技產(chǎn)業(yè)；而西部地區(qū)相關(guān)配套設(shè)施相對薄弱，資源較匱乏，金融科技發(fā)展水平也比較落后，嚴重阻礙了金融科技提供信貸服務(wù)的通道，也使得金融科技優(yōu)化資源配置效率以提高生產(chǎn)率的路徑受阻。由此可知，金融科技對員工收入的影響可能會受到企業(yè)所處地理位置的調(diào)節(jié)作用而呈現(xiàn)差異化。因此，本文提出假設(shè)4。

H4：金融科技發(fā)展對員工收入增長的促進作用存在地區(qū)異質(zhì)性。

創(chuàng)新項目本身的高度不確定性，使得高技術(shù)型企業(yè)往往面臨較高的技術(shù)風(fēng)險和市場風(fēng)險，因而更加依賴高質(zhì)量的金融服務(wù)水平［24］。而金融科技的優(yōu)勢就在于能夠運用大數(shù)據(jù)、云計算、人工智能等科技創(chuàng)新手段，降低融資成本和緩解信息不對稱等問題，提高金融服務(wù)的效率和質(zhì)量［7］。因而，相比低技術(shù)密集型行業(yè)，金融科技發(fā)展對高技術(shù)密集型行業(yè)優(yōu)化資源配置、提高產(chǎn)能效率的作用更加明顯，對員工收入的促進作用也更強。據(jù)此，本文提出假設(shè)5。

H5：金融科技發(fā)展對員工收入增長的促進作用存在行業(yè)異質(zhì)性。

三、模型設(shè)計、變量說明與數(shù)據(jù)來源

（一）模型構(gòu)建

1.基準回歸模型

為驗證金融科技對員工收入的影響，本文設(shè)定如下基準回歸模型：

其中：Wageit為i企業(yè)在第t年的員工收入；Fintechit為i企業(yè)在第t年的金融科技指數(shù)；Xit為一系列控制變量；β1為金融科技對員工收入的影響效果；βj為各控制變量的系數(shù)；ηi為時間固定效應(yīng)；φj為行業(yè)固定效應(yīng)；εit為隨機誤差項。若H1成立，則β1＞0且顯著，意味著金融科技可以提高企業(yè)員工收入。

2.中介效應(yīng)模型

在模型（1）中β1顯著的情況下，可進一步探討金融科技與員工收入兩者之間的傳導(dǎo)機制。參照董嘉昌等（2020）［25］的設(shè)計思路，構(gòu)建以下兩組中介效應(yīng)模型：

模型（2）（3）（4）用以檢驗金融科技發(fā)展能否通過推動企業(yè)創(chuàng)新、提升企業(yè)生產(chǎn)率促進員工收入增長，模型（5）（6）（7）用以檢驗金融科技發(fā)展能否通過優(yōu)化資源配置效率、提升企業(yè)生產(chǎn)率進而促進員工收入增長。其中：RDit表示i企業(yè)在第t年的技術(shù)創(chuàng)新水平；TFPit表示i企業(yè)在第t年的全要素生產(chǎn)率；CRDit表示i企業(yè)在第t年的信貸資源配置效率；其他變量的含義與模型（1）相同。在模型（2）—（7）中重點關(guān)注α1、δ2、?3和?1的顯著性，若均顯著，且α1δ2?3與?1同號，則H2得以驗證。

3.異質(zhì)效應(yīng)模型

在進行金融科技對員工收入影響的異質(zhì)性考察時，為了使其結(jié)果更加穩(wěn)健，本文同時采用交互項模型和分組回歸進行檢驗。其中，分組回歸利用模型（1）對子樣本檢驗，交互項模型設(shè)定如下：

模型（8）（9）（10）在模型（1）的基礎(chǔ)上加入了金融科技與企業(yè)產(chǎn)權(quán)屬性（Owner）、地區(qū)屬性（Region）、行業(yè)屬性（Indu）的交互項，若交互項系數(shù)均顯著，則說明金融科技發(fā)展對員工收入的促進作用存在產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性、地區(qū)異質(zhì)性、行業(yè)異質(zhì)性。

（二）變量說明

1.被解釋變量：員工收入

采用普通員工平均收入取自然對數(shù)來衡量，用Wage表示。

2.核心解釋變量：金融科技指數(shù)

借鑒郭峰等（2020）［23］的研究思路，采用北京大學(xué)數(shù)字金融中心開發(fā)的數(shù)字普惠金融指數(shù)作為金融科技代理變量。該指數(shù)依托螞蟻金服微觀數(shù)據(jù)，包含了覆蓋廣度、使用深度、數(shù)字化程度等多維數(shù)據(jù)，能夠有效契合中國金融科技發(fā)展現(xiàn)狀，具有一定的代表性和可靠性，已在相關(guān)研究中得到廣泛運用［26-27］。本文選取2014—2019年地級市層面的數(shù)字金融指數(shù)作為模型中金融科技的代理變量，用Fintech表示。

3.中介變量

（1）企業(yè)創(chuàng)新（RD）。參考蔡慶豐等（2020）［28］的做法，采用研發(fā)支出∕營業(yè)收入衡量企業(yè)創(chuàng)新水平。

（2）資源配置效率（CRD）。借鑒周煜皓和張盛勇（2014）［29］的研究思路，采用企業(yè)資本成本對平均資本成本的偏離程度測度信貸資源錯配程度，具體公式為：

其中：Cit表示i企業(yè)第t年的資金使用成本，用利息支出與扣除應(yīng)付賬款后的負債額之比衡量；CRj表示企業(yè)所在行業(yè)的平均資本成本。CRDit的值越大，表示資源錯配程度越高，則企業(yè)資源配置效率就越低。

（3）全要素生產(chǎn)率（TFP）。對于全要素生產(chǎn)率的測算方法，主要有最小二乘法OLS、OP法和LP法。OLS方法存在內(nèi)生性問題；OP法采用企業(yè)投資作為代理變量存在大量數(shù)據(jù)缺失的問題；LP法一方面能夠較好解決OLS方法存在的內(nèi)生性問題，另一方面采用中間投入作為代理變量能夠解決LP法存在的數(shù)據(jù)丟失問題。因此，本文選取LP法測算全要素生產(chǎn)率，具體測算過程可參考魯曉東和連玉君（2012）［30］的研究。

4.控制變量

本文的控制變量主要分為兩類：一是企業(yè)層面的相關(guān)變量，包括資本結(jié)構(gòu)（Leverage）、企業(yè)規(guī)模（Size）、固定資產(chǎn)比（Fix）、第一大股東持股比例（First）、資產(chǎn)回報率（Roa）、企業(yè)增長率（Growth）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Owner），這些變量將會對企業(yè)員工的收入水平產(chǎn)生影響。二是企業(yè)所屬城市層面特征的變量，包括該城市GDP、CPI。

各變量具體含義及算法見表1所列。

表1 指標選擇與變量說明

（三）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選擇2014—2019年中國制造業(yè)上市公司A股數(shù)據(jù)作為實證研究樣本，其中，企業(yè)層面數(shù)據(jù)來源于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫；企業(yè)所在城市層面數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局；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。按照文獻的慣例做法，本文剔除了樣本期內(nèi)ST、數(shù)據(jù)缺失的公司，為消除異常值對實證結(jié)果的影響，對所有連續(xù)變量進行了雙側(cè)1%的縮尾處理（winsor），最終得到1 126家上市公司6 756個平衡面板數(shù)據(jù)。

樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計見表2所列。

表2 描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果與分析

（一）基本估計結(jié)果

基準模型的檢驗結(jié)果見表3所列，列（1）僅考慮金融科技對員工收入的單變量作用關(guān)系，且未控制固定效應(yīng)，在列（2）（3）（4）中逐步加入年份、行業(yè)固定效應(yīng)和企業(yè)層面、城市層面控制變量進行回歸分析?？梢钥闯?，在所有的回歸結(jié)果中，核心解釋變量金融科技（Fintech）的估計系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說明從總體上看，金融科技發(fā)展有效促進了員工收入增加，H1得到驗證。從經(jīng)濟意義上來看，以列（4）為例，金融科技指標的系數(shù)為0.130 6，表明金融科技發(fā)展水平每提高1%，企業(yè)員工收入會提高0.130 6%。

表3 基準回歸結(jié)果

此外，在加入固定效應(yīng)和控制變量后，模型的R2值由0.127 1上升到0.336 9，說明模型擬合優(yōu)度較好?？刂谱兞颗c員工收入的關(guān)系也基本符合預(yù)期。同樣以列（4）為例，資本結(jié)構(gòu)（Leverage）、固定資產(chǎn)比（Fix）、企業(yè)增長率（Growth）的系數(shù)均顯著為負，表明負債率越高、固定資產(chǎn)投資比例越高、企業(yè)增長率越高的企業(yè)，越不利于員工收入的增加；企業(yè)規(guī)模（Size）、第一大股東持股比例（First）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Owner）的系數(shù)均顯著為正，表明規(guī)模越大、第一大股東持股比例越高、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)為國有的企業(yè)員工收入越高；GDP、CPI系數(shù)顯著為正，說明某一城市GDP、CPI越高，該城市的企業(yè)員工收入越高。

續(xù)表3

（二）機制檢驗

由表3可知，模型（1）中金融科技指數(shù)的系數(shù)β1顯著為正，可以進行下一步中介效應(yīng)檢驗?；诶碚摲治?，金融科技通過影響企業(yè)生產(chǎn)率作用于員工收入，同時，技術(shù)創(chuàng)新和信貸資源配置效率是金融科技促進企業(yè)生產(chǎn)率的驅(qū)動因素，因此，本文選用企業(yè)創(chuàng)新、資源配置效率、生產(chǎn)率作為中介變量構(gòu)造中介效應(yīng)模型，深入分析金融科技影響員工收入的作用機制。機制檢驗的回歸結(jié)果見表4所列。

表4 機制檢驗

續(xù)表4

表4中，列（1）的Fintech系數(shù)在1%水平上顯著為正，列（4）的Fintech系數(shù)在1%水平上顯著為負，說明金融科技發(fā)展可以顯著提高企業(yè)創(chuàng)新水平，提高資源配置效率。列（2）（5）的結(jié)果說明，金融科技發(fā)展通過提升企業(yè)創(chuàng)新水平、降低資源錯配程度，顯著促進了企業(yè)生產(chǎn)率水平。更進一步地，由列（3）（6）的結(jié)果可知，金融科技發(fā)展和生產(chǎn)率水平均顯著提升了企業(yè)員工收入。根據(jù)中介效應(yīng)的檢驗規(guī)則，H2得以驗證，即金融科技發(fā)展通過提升企業(yè)創(chuàng)新水平、優(yōu)化資源配置效率促進了企業(yè)生產(chǎn)率水平，使得員工收入得以提高，企業(yè)創(chuàng)新、資源配置效率和生產(chǎn)率是金融科技作用于員工收入的中介因子。一方面，金融與科技的深度融合能夠提高傳統(tǒng)金融機構(gòu)的服務(wù)效率，助力改善企業(yè)外部融資環(huán)境，將資金有效注入企業(yè)中，使得企業(yè)可以通過技術(shù)創(chuàng)新提高生產(chǎn)率，從而改善員工收入；另一方面，金融科技的發(fā)展極大地活躍了數(shù)據(jù)、技術(shù)要素市場，促進了數(shù)據(jù)、技術(shù)資源的流動，信息透明度大大提高，使得優(yōu)質(zhì)企業(yè)獲得信貸支持的概率得以提高，進而通過提高生產(chǎn)率改善員工收入。由此，形成了“金融科技—企業(yè)創(chuàng)新—生產(chǎn)率—員工收入”和“金融科技—資源配置效率—生產(chǎn)率—員工收入”的傳導(dǎo)機制。

（三）異質(zhì)性檢驗

1.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)異質(zhì)性檢驗

考察產(chǎn)權(quán)屬性對金融科技發(fā)展與員工收入間關(guān)系的影響，回歸結(jié)果見表5所列。

表5 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對金融科技與員工收入關(guān)系的影響

續(xù)表5

表5列（1）為引入金融科技與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的交叉項的回歸結(jié)果，金融科技與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)交叉項的系數(shù)顯著為負，說明國有控股會弱化金融科技與員工收入之間的正相關(guān)關(guān)系。將樣本按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)劃分為國有企業(yè)樣本組（2 348家）和非國有企業(yè)樣本組（4 408家），分別進行回歸，回歸結(jié)果見表5列（2）（3）。兩組樣本中，金融科技與員工收入之間都存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，但就其顯著性水平和系數(shù)大小來看，在非國有企業(yè)中，金融科技對員工收入的顯著性更強，影響效果更大。

為考察金融科技對員工收入的影響在所有權(quán)性質(zhì)的差異上是否具有統(tǒng)計顯著性，采用stata軟件中suest檢驗進行分析，可得產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組樣本系數(shù)差異性P值為0.024 2，在5%的水平上統(tǒng)計顯著，說明分組樣本存在顯著差異性。由此，H3得到證實。

2.地區(qū)屬性異質(zhì)性檢驗

表6考察了地區(qū)屬性對金融科技與員工收入關(guān)系的影響。

表6 地區(qū)屬性對金融科技與員工收入關(guān)系影響

表6列（1）為引入金融科技與地區(qū)屬性交叉項的回歸結(jié)果。其中，Region1和Region2代表地區(qū)屬性，若企業(yè)注冊地屬于東部地區(qū)，則Region1取值為1，否則為0；若企業(yè)注冊地屬于中部地區(qū)，Region2取值為1，否則為0。由列（1）可知，金融科技與地區(qū)屬性Region1、Region2的交叉項均顯著為正，說明東部地區(qū)、中部地區(qū)與西部地區(qū)相比，金融科技對企業(yè)員工收入的促進作用更強。將樣本按地區(qū)屬性分為東部地區(qū)（4 670家）、中部地區(qū)（1 124家）和西部地區(qū)（962家），分別進行回歸，回歸結(jié)果見表6列（2）（3）（4）。結(jié)果顯示，在東部地區(qū)和中部地區(qū)，金融科技與員工收入之間都存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，而在西部地區(qū)，金融科技對員工收入的促進作用并沒有顯現(xiàn)。由此，H4得到證實。

3.行業(yè)屬性異質(zhì)性檢驗

通過理論分析可知，金融科技對員工收入的影響在技術(shù)密集度不同的行業(yè)中可能存在差異，因此，應(yīng)考慮技術(shù)密集度的異質(zhì)性。根據(jù)OECD（經(jīng)濟合作與發(fā)展組織）關(guān)于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的分類方法，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)（制造業(yè)）是指國民經(jīng)濟行業(yè)中R&D投入強度相對高的制造業(yè)行業(yè)，具體包括：醫(yī)藥制造，航空、航天器及設(shè)備制造，電子及通信設(shè)備制造，計算機及辦公設(shè)備制造，醫(yī)療儀器設(shè)備及儀器儀表制造，信息化學(xué)品制造等六類。本文將歸屬于這六類的企業(yè)劃分到高技術(shù)密集型行業(yè)樣本中，其余企業(yè)作為低技術(shù)密集型行業(yè)的研究樣本。行業(yè)屬性對金融科技與員工收入關(guān)系異質(zhì)性影響的回歸結(jié)果見表7所列。

表7 行業(yè)屬性對金融科技與員工收入關(guān)系的影響

表7列（1）為引入金融科技與行業(yè)屬性的交叉項的回歸結(jié)果，其中，行業(yè)屬性用Indu表示，若為高技術(shù)密集型行業(yè)，取值為1，反之取值為0。列（1）結(jié)果顯示，金融科技與行業(yè)屬性的交叉項顯著為正，說明金融科技對員工收入的促進作用受到行業(yè)屬性的調(diào)節(jié)。為驗證該結(jié)果的可靠性，分別對高技術(shù)密集型行業(yè)（3 438家）和低技術(shù)密集型行業(yè)（3 318家）樣本進行回歸，回歸結(jié)果見表7列（2）（3）。結(jié)果表明，在高技術(shù)密集型樣本中，金融科技對員工收入增長有顯著的促進作用，而在低技術(shù)密集型樣本中，金融科技對員工收入增長的促進作用沒有顯現(xiàn)。由此，H5得到證實。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性檢驗

基準分析結(jié)果表明，金融科技發(fā)展有助于員工收入水平提高，反之，支付較高薪酬的企業(yè)也可能更加愿意在金融科技發(fā)展程度較高的地區(qū)落戶和經(jīng)營，即可能存在雙向因果關(guān)系導(dǎo)致內(nèi)生性問題，引發(fā)基準回歸結(jié)果有偏。此外，盡管本文盡量控制了影響企業(yè)員工收入的因素，實證結(jié)果仍然可能會受到一些不可觀測因素的影響。因此，為了緩解這種因雙向因果、遺漏變量等原因?qū)е碌膬?nèi)生性問題，本文選擇工具變量法做進一步估計。參考謝絢麗等（2018）［31］的設(shè)計思路，選取互聯(lián)網(wǎng)普及率（Internet）作為工具變量，原因在于：一方面，互聯(lián)網(wǎng)普及率能夠在一定程度上反映出當(dāng)?shù)亟鹑诳萍蓟A(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平，與金融科技發(fā)展趨勢密切相關(guān)；另一方面，控制與員工收入相關(guān)的其他變量后，互聯(lián)網(wǎng)普及率對員工收入并無直接影響。因此，互聯(lián)網(wǎng)普及率符合工具變量的相關(guān)性和外生性要求，可以作為金融科技指數(shù)的工具變量進行內(nèi)生性檢驗。

工具變量回歸結(jié)果見表8列（1）（2），其中，第（1）列為工具變量第一階段的回歸結(jié)果，第（2）列為第二階段回歸結(jié)果。一階段回歸結(jié)果顯示，工具變量Internet的系數(shù)估計值在1%的水平上顯著為正，說明某一地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平越高，該地區(qū)的金融科技水平也越高，驗證了工具變量的相關(guān)性假定。二階段的回歸結(jié)果顯示，金融科技變量（Fintech）的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明在緩解潛在內(nèi)生性后，本文結(jié)論依然成立，即金融科技能夠顯著促進企業(yè)員工收入增長，與前文結(jié)果一致。

2.更換解釋變量

北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)包括互聯(lián)網(wǎng)金融服務(wù)的覆蓋廣度（Coverage）、使用深度（Usage）和數(shù)字化程度（Digi）三個維度，為進一步驗證前文結(jié)果的穩(wěn)健性，采用這三個維度作為衡量金融科技發(fā)展水平的指標，實證回歸結(jié)果見表8列（3）（4）（5）。結(jié)果顯示，在更換核心解釋變量指標后，金融科技對員工收入的促進作用依然顯現(xiàn)。

3.控制金融發(fā)展水平

金融科技指標可能也會摻雜金融發(fā)展的一些信息，為了排除這一混雜因素對實證結(jié)果的影響，本文在控制變量中加入地區(qū)金融發(fā)展水平（Fin）重新進行回歸。借鑒沈紅波等（2010）［32］的做法，采用地區(qū)金融業(yè)產(chǎn)值與地區(qū)GDP比值測度城市金融發(fā)展水平。由于金融機構(gòu)各項貸款余額數(shù)據(jù)目前只披露到2018年，故采用2014—2018年樣本進行檢驗，回歸結(jié)果見表8列（6）。在控制金融發(fā)展水平后，金融科技指數(shù)在1%水平上依然顯著。

4.剔除特定樣本

由于直轄市的金融科技發(fā)展較快，員工收入往往也較高，可能存在反向因果問題。參考宋敏等（2021）［33］的做法，進一步剔除直轄市的樣本，利用模型（1）重新估計，估計結(jié)果見表8列（7）?；貧w結(jié)果顯示，在剔除直轄市樣本后，金融科技對員工收入增長有顯著促進作用這一結(jié)論再次得到證實。

表8 工具變量回歸及穩(wěn)健性檢驗估計結(jié)果

續(xù)表8

五.結(jié)論與啟示

本文利用2014—2019年中國制造業(yè)A股上市公司數(shù)據(jù)，通過構(gòu)造基準回歸模型以及中介效應(yīng)模型，驗證金融科技發(fā)展與企業(yè)員工收入間的關(guān)系，通過異質(zhì)性檢驗研究金融科技發(fā)展對員工收入的影響在企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)、地理區(qū)域、行業(yè)屬性等方面的區(qū)別。主要結(jié)論為：整體上，金融科技發(fā)展顯著促進了企業(yè)員工收入，在進行考慮內(nèi)生性問題以及更換金融科技指標、控制金融發(fā)展水平、剔除特定樣本等一系列穩(wěn)健性檢驗后，這一結(jié)論仍然成立；金融科技發(fā)展能提高企業(yè)創(chuàng)新水平、優(yōu)化資源配置效率，使得企業(yè)生產(chǎn)率得以提高，進而改善員工收入；金融科技發(fā)展促進員工收入提高的作用在非國有企業(yè)中、東中部地區(qū)、高技術(shù)密集型行業(yè)更為明顯。

本文的政策啟示在于：①金融科技發(fā)展有助于提高勞動力收入水平，對擴大內(nèi)需，拉動我國宏觀經(jīng)濟增長有重要意義。在牢牢守住不發(fā)生系統(tǒng)性金融風(fēng)險的前提下，應(yīng)積極順應(yīng)金融創(chuàng)新發(fā)展的趨勢，對金融科技企業(yè)給予足夠的政策支持，鼓勵科學(xué)技術(shù)與金融、資本市場融合，推動金融科技發(fā)展。②通過研究金融科技影響員工收入的作用機制，發(fā)現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新、資源配置效率和生產(chǎn)率發(fā)揮了中介效應(yīng)，因此應(yīng)積極引導(dǎo)金融科技服務(wù)實體經(jīng)濟，尤其重視金融科技對企業(yè)生產(chǎn)率的提升效應(yīng)。這需要充分發(fā)揮金融科技創(chuàng)新的數(shù)字技術(shù)優(yōu)勢，一方面，通過降低企業(yè)融資成本、信息不對稱等緩解企業(yè)融資困境，助力企業(yè)創(chuàng)新，進而推動生產(chǎn)效率的提升；另一方面，促進數(shù)據(jù)交易市場的活躍度，積極引導(dǎo)信貸資源流向優(yōu)質(zhì)企業(yè)。③因企業(yè)屬性的差異，金融科技對員工收入的影響存在異質(zhì)性，應(yīng)實施差異化金融服務(wù)策略。對于非國有企業(yè)，金融科技應(yīng)發(fā)揮“普惠性”作用，打破“信貸歧視”，緩解其融資約束，提高其生產(chǎn)效率，促進非國有企業(yè)員工收入的增長。鑒于西部地區(qū)企業(yè)在信息化建設(shè)方面仍相對滯后，有關(guān)部門應(yīng)推動政銀企合作機制，推進金融科技相關(guān)大數(shù)據(jù)、云計算等技術(shù)引入，重點加強西部地區(qū)金融科技基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提升金融科技普惠覆蓋面，最終提高西部地區(qū)企業(yè)員工收入。對不同技術(shù)密集度行業(yè)的企業(yè)，金融科技需要有的放矢，提高服務(wù)效率，其中，對高技術(shù)型企業(yè)，要為其提供高效、精準的資金支持；對低技術(shù)型企業(yè)，要進一步發(fā)揮“普惠性”，降低其融資成本，提高其研發(fā)效率，助力其生產(chǎn)率提升。

注釋：

（1）“金融科技”一詞最早由花旗集團董事長John Reed于20世紀90年代初在剛成立的“Smart Card Forum”上提出（Puschmann，2017）。根據(jù)金融穩(wěn)定理事會（Financial Stability Board）的定義，金融科技是技術(shù)推動的金融創(chuàng)新，它能夠產(chǎn)生新的商業(yè)模式、技術(shù)應(yīng)用及產(chǎn)品服務(wù)，從而對金融服務(wù)的提供方式產(chǎn)生重大影響，推動金融發(fā)展提質(zhì)增效。

（2）邵敏等（2013）認為，通過完善金融體系、提高金融發(fā)展水平緩解我國企業(yè)的信貸融資約束，能夠提高勞動力收入水平。