何文彬，鞏彥彪

（新疆財經(jīng)大學金融學院，新疆烏魯木齊 830012）

一、引言與文獻綜述

黨的十九大報告指出“我國經(jīng)濟已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段。”為了適應這一變化，我國原有的金融支撐實體經(jīng)濟發(fā)展體系也亟待改革。數(shù)字金融作為普惠金融創(chuàng)新的新興產(chǎn)物，可以解決傳統(tǒng)金融體系中的金融歧視與金融排斥問題、破解資金需求與供給不匹配困境，有效降低企業(yè)的融資成本，為實體經(jīng)濟的發(fā)展注入了全新動力。短短十數(shù)年，通過減小城鄉(xiāng)收入差距、推進創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)與提振實體產(chǎn)業(yè)等路徑，數(shù)字金融為我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展增長注入了巨大的動力，其自身也實現(xiàn)了高速發(fā)展，充分發(fā)揮了后發(fā)優(yōu)勢，實現(xiàn)了對發(fā)達國家的“彎道超車”（貝多廣，2018）。2016年9月，中國在G20 杭州峰會提出《二十國集團數(shù)字普惠金融高級原則》并獲得通過，這是國際社會首次在該領(lǐng)域推出高級別的綱領(lǐng)性文件，是全球普惠金融發(fā)展的重要里程碑。

數(shù)字金融是指通過互聯(lián)網(wǎng)的技術(shù)，借助計算機的信息處理、數(shù)據(jù)通信、大數(shù)據(jù)分析、云計算等一系列相關(guān)技術(shù)與傳統(tǒng)金融業(yè)生態(tài)結(jié)合的新一代服務業(yè)（Gabor，2017），其具有共享、便捷、安全、低成本、低門檻的優(yōu)勢，可以讓長期被現(xiàn)代金融服務業(yè)排斥的群體享受正規(guī)金融服務(Ozili，2018)。與互聯(lián)網(wǎng)金融的“業(yè)務特性”與科技金融的“技術(shù)特性”相比，數(shù)字金融的描述明顯具有更加廣泛的普惠意義，也更加體現(xiàn)出其內(nèi)在的包容性（黃益平和黃卓，2018）。

北京大學數(shù)字金融研究中心、螞蟻金服集團聯(lián)合編制的中國數(shù)字普惠金融發(fā)展指數(shù)，基于螞蟻金服賬戶交易記錄大數(shù)據(jù)，從不同維度描繪了中國數(shù)字金融的發(fā)展情況，具有較高的可信度，為研究中國數(shù)字金融發(fā)展與其經(jīng)濟效應提供了藍本（郭峰等，2020）。學者們在此基礎(chǔ)上研究數(shù)字金融發(fā)展對我國實體經(jīng)濟所產(chǎn)生的影響效應，得到了許多有益結(jié)論。有的學者針對數(shù)字金融促進城鄉(xiāng)包容性成長展開了研究，如宋曉玲（2017）、張賀和白欽先（2018）都認為數(shù)字普惠金融對縮小城鄉(xiāng)收入差距有顯著的收斂效應；謝絢麗等（2018）研究發(fā)現(xiàn)，數(shù)字金融發(fā)展對創(chuàng)業(yè)有著顯著的促進作用，且對于微型企業(yè)和低城鎮(zhèn)化率地區(qū)有著更強的作用效應。在數(shù)字金融促進實體經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展方面，郝云平和雷漢云（2018）通過空間自回歸模型發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融存在比較強的空間相關(guān)性以及集聚效應；黃卓（2018）研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字金融已經(jīng)成為我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要驅(qū)動；張勛等（2019）研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字金融的發(fā)展顯著地提升了家庭收入，且有助于促進農(nóng)村低收入家庭和不具有私人轉(zhuǎn)移支付收入家庭的創(chuàng)業(yè)行為，促進了中國的包容性增長；姚博（2017）通過研究列舉了數(shù)字供應鏈金融推動制造業(yè)轉(zhuǎn)型的四種模式。部分學者也研究了數(shù)字金融對我國金融市場傳統(tǒng)融資結(jié)構(gòu)的影響，如邱晗等（2018）針對數(shù)字金融對傳統(tǒng)金融尤其是商業(yè)銀行的沖擊進行研究，發(fā)現(xiàn)銀行規(guī)模越大，受到數(shù)字金融的沖擊越??；陸岷峰等（2019）研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字小微金融可以有效降低信息不對稱產(chǎn)生的成本，重塑業(yè)務模式，減輕融資負擔，補齊小微企業(yè)發(fā)展短板。

可以看出，數(shù)字金融的發(fā)展對我國經(jīng)濟增長與實體產(chǎn)業(yè)成長都有具有多方面的正向效應?？疾鞌?shù)字金融發(fā)展對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)成長的影響，有助于進一步理解金融供給側(cè)改革對我國高端制造業(yè)的實際效應，也將驗證數(shù)字金融發(fā)展在實體經(jīng)濟中所發(fā)揮的“普惠”作用的顯著性。但現(xiàn)有文獻鮮有對數(shù)字金融與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出能力的關(guān)系進行研究者，且一定程度上忽視了數(shù)字金融發(fā)展與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)之間的時間累積效應和空間集聚效應。因此，本文通過建立空間計量模型，加入時空交互項，來研究數(shù)字金融發(fā)展這股全新動力對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展所產(chǎn)生的影響，具有較為重要的理論意義和現(xiàn)實價值。

二、機制分析及假設

高技術(shù)產(chǎn)業(yè)是R&D 投入強度相對較高的產(chǎn)業(yè)之一，進行科研活動項目的資本充足與否在一定程度上決定了其發(fā)展前景，地理位置、交通、能源、人才儲備等要素也都是影響其發(fā)展的關(guān)鍵契合點（梁曉艷等，2007）。此外，相鄰區(qū)域間的知識溢出、技術(shù)溢出、創(chuàng)新溢出等外部性因素也是影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)綜合發(fā)展的關(guān)鍵性指標。數(shù)字金融的發(fā)展同樣需要完備的基礎(chǔ)設施和完善的資本環(huán)境，這就導致那些擁有優(yōu)質(zhì)金融資源、區(qū)位條件更好的地區(qū)更能夠吸引資本與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的涌入和創(chuàng)立。因此提出假設一。

假設一：高技術(shù)產(chǎn)業(yè)成長與數(shù)字金融發(fā)展有著明顯的空間集聚。

我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)已經(jīng)取得了長足的進步，但融資問題仍是其一大“痛點”，尤其是小微企業(yè)，經(jīng)常面臨有技術(shù)、缺資金的困境。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)高投入、高回報、高風險、高附加值的特性決定了其對資金的超預期需求，也決定了其在融資過程中由于質(zhì)押物缺失與信譽不足而造成借貸受阻的問題（史丹和李曉斌，2004）。高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的高速發(fā)展離不開技術(shù)與資金的雙向支撐，資金不足會嚴重阻礙其技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)品研發(fā)，部分高技術(shù)企業(yè)由于資金缺口而喪失發(fā)展機會，而傳統(tǒng)金融機構(gòu)不能有效解決此類資金融通問題（Xiao 和Ritchie，2009），數(shù)字金融的出現(xiàn)一定程度上改善了這個問題。數(shù)字金融可以通過覆蓋廣度、使用深度、數(shù)字支持服務三個方向提升我國實體經(jīng)濟的資本配置效率（劉瑞凝等，2019）。成學真和龔沁宜（2020）、汪亞楠等（2020）通過省域面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，數(shù)字金融顯著促進了我國實體經(jīng)濟的發(fā)展，且區(qū)域效應明顯。由此可見，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)作為實體經(jīng)濟的重要組成部分，同樣也可以享受數(shù)字金融的“普惠性”發(fā)展來促進自身成長。因此提出假設二。

假設二：中國數(shù)字金融發(fā)展從對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的成長具有顯著的支撐效應。

在實體經(jīng)濟框架中，傳統(tǒng)金融體系服務的馬太效應非常明顯，頭部大企業(yè)資產(chǎn)雄厚、信用良好，容易融通資金，而尾部的中小企業(yè)進行資金借貸時困難重重。一方面，傳統(tǒng)金融機構(gòu)確實存在對中小企業(yè)尤其是中小民營企業(yè)的“金融歧視”（方軍雄，2010）；另一方面，中小企業(yè)確實也存在資信狀況差、經(jīng)營記錄模糊、信用記錄空白的問題（陳紫晴和楊柳勇，2015）。這一系列問題導致傳統(tǒng)金融機構(gòu)向中小企業(yè)提供信貸資金的效率普遍較低（Berger 等，2009）。數(shù)字金融能夠有效地緩解信息不對稱、降低交易成本，推動金融去中介化，從而緩解“融資難”問題（謝平和鄒傳偉，2012；王馨，2015）。在大數(shù)據(jù)、區(qū)塊鏈、云計算等技術(shù)高速發(fā)展的引領(lǐng)下，數(shù)字金融可以從觸達性、可獲得性、高效性和風險控制等維度緩解中小企業(yè)尤其是民營中小企業(yè)的融資約束（梁榜和張建華，2018），但對原本就擁有充足現(xiàn)金流的大型國有高技術(shù)企業(yè)的促進作用可能較為有限。因此提出假設三。

假設三：數(shù)字金融發(fā)展對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的不同微觀主體所產(chǎn)生的作用效應存在異質(zhì)性。

綜上，本文將結(jié)合相關(guān)文獻，著重研究數(shù)字金融發(fā)展與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)成長之間的關(guān)系、時空效應與異質(zhì)性。

三、實證方法與數(shù)據(jù)選取

（一）空間自相關(guān)檢驗指標與空間權(quán)重矩陣的選擇

要建立空間計量模型，首先要測算核心解釋變量與被解釋變量的空間自相關(guān)系數(shù)。本文使用莫蘭指數(shù)和吉里爾指數(shù)表示該系數(shù)，分別定義如下：

其中，Xi為被測算空間自相關(guān)性變量，S2為其樣本方差，n 為研究的個體數(shù)量，Wij為空間權(quán)重矩陣的（i,j）元素，為所有空間權(quán)重矩陣之和。Moran's I取值一般位于[-1,1]區(qū)間，大于0 表明存在空間正相關(guān)，小于0 表明存在空間負相關(guān)，接近0 表明不相關(guān)。Geary's C取值一般位于[0,2]區(qū)間，小于1 表示空間正相關(guān)，大于1 表示空間負相關(guān)，等于0 表示不相關(guān)。

為了檢驗數(shù)字金融發(fā)展與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)成長的空間相關(guān)性，應建立空間權(quán)重矩陣衡量其空間相關(guān)性的強弱。本文根據(jù)所選擇的30 個省市的空間相鄰性作為構(gòu)造空間權(quán)重矩陣的指標，具體計算方法如下：

得到鄰接矩陣：

為保證回歸結(jié)果的無偏性，對鄰接矩陣（4）進行行標準化處理，即對每一元素除以其所在行元素之和。具體計算公式如下：

最終行標準化后的空間權(quán)重矩陣為：

（二）基準模型：數(shù)字金融發(fā)展與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)成長

為了使檢驗結(jié)果更加有效且穩(wěn)健，本文設定了如下基本檢驗模型：

1.模型一：靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型

其中，i 代表省份，t 代表時間；lnrhi為各省高技術(shù)產(chǎn)業(yè)主營業(yè)務收入的對數(shù)值，代表高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與成長；ifi為數(shù)字普惠金融發(fā)展指數(shù)，代表各省的數(shù)字金融發(fā)展水平；lncap、lnlabor、lnfdi、lngov、lninn、lnrad、lnstructure、lnentrep為一系列控制變量；λ為各變量對被解釋變量的影響系數(shù)；ui為 個體效應；εit為隨機誤差擾動項。

2.模型二：動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型

該模型引入了被解釋變量的滯后一期，以度量由技術(shù)不斷積累且規(guī)模不斷擴大所引起的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)成長，α為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)稟賦不斷提升而帶來的循環(huán)積累效應。表示其他控制變量。

3.模型三：靜態(tài)空間面板數(shù)據(jù)模型

該模型在模型二的基礎(chǔ)上引入了空間權(quán)重矩陣。ρ為相鄰地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的溢出效應；和表示核心解釋變量數(shù)字金融發(fā)展及其他控制變量的空間滯后項。

4.模型四：動態(tài)空間面板數(shù)據(jù)模型

動態(tài)空間面板可以研究變量的分解效應，從短期和長期兩個方面考察變量的直接與間接效應。參考Elhorst(2010)的方法，將模型四改寫為矩陣形式：

其中，X為30×9 的數(shù)據(jù)矩陣，ρ為空間滯后系數(shù)，φ為時間滯后系數(shù)，ω為時空交互系數(shù)，再將式（11）變形得：

為了分解出長短期效應，需對（12）式中解釋變量在某一時點上的期望求偏微分最終得：

公式（13）、（14）分別表示某一變量對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的短期效應和長期效應，將主對角線上的元素分解可以得到該變量對本地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的影響即直接效應，將非主對角線上的元素分解可以計算出各變量對其他省市高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的溢出作用即間接效應。

（三）變量選取

本文數(shù)字金融發(fā)展指標來自北京大學中國數(shù)字金融研究中心編撰的歷年數(shù)字普惠金融指數(shù)，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)來自《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國科技年鑒》《中國火炬統(tǒng)計年鑒》，其他數(shù)據(jù)均取自《中國統(tǒng)計年鑒》及相應省份統(tǒng)計年鑒。本文選取2011－2019年作為時間跨度，由于西藏自治區(qū)缺失數(shù)據(jù)較多且部分數(shù)據(jù)取值較為極端，故選擇內(nèi)地除西藏外的30 個省級地區(qū)，并對殘缺值采用插值法補齊。變量定義與度量方式見表1。

表1 各變量選取與定義

表2為變量描述性統(tǒng)計，可以看出，多項指標均有較大差異，外資合作水平、政府干預程度和研發(fā)投入強度的極值差異尤為明顯。對外開放程度高的地區(qū)，其高技術(shù)產(chǎn)業(yè)不僅可以通過參與國際交流提升活力，也可以利用境外資金擴大優(yōu)勢；政府財政支出能夠為高技術(shù)企業(yè)提供行業(yè)補貼、稅費減免等政策支撐，有利于減輕高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的營收壓力；研發(fā)投入能夠為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)研究與產(chǎn)品創(chuàng)新提供動力。這些基礎(chǔ)條件的差異也決定了省際之間高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平存在較大差距。

表2 變量描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果分析

（一）數(shù)字金融發(fā)展與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)概覽

1.高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展

表3為2011－2019年我國各省份高技術(shù)產(chǎn)業(yè)主營業(yè)務收入數(shù)據(jù)。從不同地區(qū)各年度平均值變化情況可以看出，我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總體保持高速發(fā)展，中部地區(qū)和西部地區(qū)的發(fā)展速度快于東部地區(qū)；中西部地區(qū)受限于人才儲備與資金技術(shù)，與東部地區(qū)的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)差距仍然非常明顯，這導致我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展極不平衡，東部、中部、西部呈階梯下降態(tài)勢。

表3 我國2011－2019年高技術(shù)產(chǎn)業(yè)主營業(yè)務收入（億元）

2.數(shù)字金融發(fā)展總指數(shù)

表4為我國2011－2019年數(shù)字金融發(fā)展指數(shù)數(shù)據(jù)?？梢钥闯?，我國數(shù)字金融呈現(xiàn)出高速發(fā)展的態(tài)勢。東部地區(qū)數(shù)字金融發(fā)展一直處于領(lǐng)先地位，中西部地區(qū)數(shù)字金融發(fā)展程度大致相當，且與東部地區(qū)差距逐漸縮小。從整體上看，我國數(shù)字金融仍存在發(fā)展不平衡的空間差異。

表4 我國2011－2019年數(shù)字金融發(fā)展指數(shù)

（二）空間自相關(guān)檢驗

對核心解釋變量數(shù)字金融發(fā)展水平以及高技術(shù)產(chǎn)業(yè)水平分年度進行全局空間自相關(guān)檢驗，結(jié)果如表5所示。可以發(fā)現(xiàn)，2011－2019年期間，數(shù)字金融與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的Moran's I均大于0，Geary's C也一直散布在（0，1）區(qū)間，并且均在1%水平上顯著，這表明數(shù)字金融發(fā)展與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)成長存在明顯的空間自相關(guān)性。換言之，數(shù)字金融發(fā)展水平、高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展程度相近的地區(qū)往往在空間分布上也呈現(xiàn)出集聚特征。通過研究該時間序列的Moran's I與Geary's C的變化幅度，可以發(fā)現(xiàn)：我國數(shù)字金融發(fā)展的空間集聚特征存在一定的波動，總體上呈現(xiàn)出下降的趨勢；而高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的空間相關(guān)性指標較為穩(wěn)定。這一現(xiàn)象可能的解釋是：數(shù)字金融由于自身的可觸達性和低廉的使用成本，可以在全國范圍內(nèi)迅速推廣，對于各地區(qū)的初始稟賦的依賴程度較低；但高技術(shù)企業(yè)對于優(yōu)質(zhì)金融資源和創(chuàng)新人力資本有著較高標準的需求，欠發(fā)達地區(qū)無法在短時間內(nèi)解決基礎(chǔ)設施不完善、資本供給短缺問題，因此高技術(shù)產(chǎn)業(yè)空間集聚分布的變化較為穩(wěn)定，假設一得到驗證。

表5 數(shù)字金融發(fā)展與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)成長：空間自相關(guān)檢驗

Moran's I與Geary's C僅表示變量的全局空間相關(guān)性，為了研究不同個體的空間依賴分布，需要使用莫蘭散點圖進行分析。分析結(jié)果①因篇幅所限，各年度散點圖從略，作者備索。顯示，在莫蘭散點圖的第一、三象限內(nèi)的個體存在正向的空間自相關(guān)性，也就是高-高、低-低型分布，即相同發(fā)展水平的個體有著集聚特征，而在第二、四象限的個體分別存在低-高與高-低型分布特征，即空間負相關(guān)，其中位于第一象限即高-高型地區(qū)大多為東部發(fā)達地區(qū)，主要包括北京、天津、上海、江蘇、浙江等；順著時間趨勢動態(tài)觀察，在空間負相關(guān)象限的地區(qū)逐漸向代表空間正相關(guān)的第一、三象限偏移，這也表明我國數(shù)字金融發(fā)展的空間集聚效應隨著時間推移愈加明顯。盡管存在個體波動，但我國數(shù)字金融發(fā)展水平更高的地區(qū)還是穩(wěn)定地集中于京津冀、長三角和珠三角地區(qū)。

（三）基準模型回歸與分解效應

根據(jù)以上空間自相關(guān)分析，說明可以建立空間計量模型進行回歸分析。為保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性和一致性，本文一并建立了靜態(tài)非空間面板、動態(tài)非空間面板、靜態(tài)空間面板和動態(tài)空間面板，對照檢驗數(shù)字金融發(fā)展對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)成長的影響效應。首先需要進行huasman 檢驗對固定效應模型和隨機效應模型進行選擇，最終得出的統(tǒng)計量為19.03（P=0.0249），顯著拒絕了使用隨機效應模型的原假設，因此本文使用固定效應模型。同時，選擇空間杜賓模型還需進行非退化檢驗，判斷空間杜賓模型（SDM）是否可以簡化為空間自相關(guān)（SAR）或空間誤差模型（SEM）即空間杜賓是否為最優(yōu)空間模型，本文通過Likelihood 檢驗得出SDM 與SAR 的似然比檢驗統(tǒng)計值為28.95（P=0.0007）；SDM 與SEM 的似然比檢驗統(tǒng)計值為24.91（P=0.0031）；通過比較可以判斷本文所建立的空間杜賓模型具有非退化性。

在不考慮空間滯后性的前提下，運用固定效應模型研究數(shù)字金融發(fā)展與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)成長之間的關(guān)系，之后分別加入時間滯后項、空間滯后項以及時空交互項構(gòu)造動態(tài)面板模型、空間面板模型以及動態(tài)空間面板模型，回歸結(jié)果如表6所示。

表6 數(shù)字金融發(fā)展與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)成長：基準檢驗

通過對擬合優(yōu)度R2、sigma2、信息質(zhì)量準則AIC的比較可以發(fā)現(xiàn)動態(tài)空間面板模型為最優(yōu)模型，故主要分析該模型，其他模型作為參照組。使用動態(tài)空間面板可以將自變量的作用效應進行分解，具體分解效應如表7所示。

表7 數(shù)字金融發(fā)展與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)成長：分解效應

研究發(fā)現(xiàn)，無論是否加入時間與空間滯后項控制內(nèi)生性，數(shù)字金融發(fā)展均顯著促進了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的成長，在控制了積累效應后數(shù)字金融對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的促進作為愈加明顯，假設二得到驗證。將效應分解后發(fā)現(xiàn)，數(shù)字金融對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的直接效應均十分明顯，這表明本省的數(shù)字金融發(fā)展對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的正向促進效用十分明顯；但無論是長期還是短期，數(shù)字金融對其他地區(qū)的溢出效應均不顯著，即本地區(qū)數(shù)字金融發(fā)展對臨近地區(qū)的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展的支撐作用并不明顯，同樣地，數(shù)字金融的空間滯后項也并不顯著。這表明由于我國數(shù)字金融發(fā)展還處在初始階段，仍存在很大的發(fā)展空間，各地區(qū)利用數(shù)字金融以及本省人力、資本、技術(shù)稟賦可以充分發(fā)展當?shù)氐母呒夹g(shù)產(chǎn)業(yè)，但這種作用效應隨著空間距離逐漸消餌，無法對其他地區(qū)產(chǎn)生正向的溢出效應。

通過加入時間滯后項進行檢驗，可以發(fā)現(xiàn)上一期的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展對于當期發(fā)展的累積循環(huán)效應十分顯著，不論是技術(shù)還是資本的積累，都對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生了明顯支撐作用。在加入空間滯后項后，可以發(fā)現(xiàn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)有著十分顯著的正向空間溢出效應，這表明一地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的不斷成長可以顯著的提高周邊地區(qū)的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平?？臻g地理位置相鄰的有利于這些地域之間知識與技術(shù)的流動，一方面，人力資源可以在相鄰地區(qū)之間的流動可以充分調(diào)動新技術(shù)與新知識的傳播，而相鄰地區(qū)的大學和研究所與高技術(shù)企業(yè)的交流也對“干中學”也提供了相應的通道；另一方面，相鄰地區(qū)往往具有相似的發(fā)展條件與創(chuàng)新資源，對于高技術(shù)企業(yè)來說，相鄰地區(qū)的高技術(shù)企業(yè)往往為最直接的競爭對手，為了在市場上獲得更加有利的地位，會不斷提升創(chuàng)新要素的投入；如此循環(huán)往復，相鄰地區(qū)的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)便產(chǎn)生了正向溢出效應。

在加入時空交互項后，可以發(fā)現(xiàn)上一期的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展對于臨近地區(qū)也存在顯著的空間溢出效應。對于其他控制變量，不同模型構(gòu)造對結(jié)果在顯著水平上并無較大差異，但在各變量回歸系數(shù)即對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的作用效應上有所差別。首先，技術(shù)水平、研究與人力投入對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展均具有促進效應，人力資源的投入帶來了知識與技術(shù)的雙向融合，這也與經(jīng)濟理論相一致，這三者的提升均有利于高技術(shù)企業(yè)的發(fā)展。知識密集型產(chǎn)業(yè)的聚集提供了更加有利的創(chuàng)新環(huán)境，值得注意的是，政府干預對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展呈顯著負作用，在加入時間滯后性與空間滯后項回歸后仍未發(fā)生改變。根據(jù)Huang 和Sattar（2021）的研究，對于那些股息支付較高、投資效率較低、現(xiàn)金流約束較小的高技術(shù)公司，補貼的邊際效應正在減弱并轉(zhuǎn)向負效應。這說明政府投入對于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的促進作用已逐步削弱，且政府的介入降低了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的資源配置效率，影響了高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的活力。這也與巴曙松等（2005）得出的地方政府的干預嚴重影響了金融機構(gòu)與企業(yè)之間的經(jīng)濟效率的結(jié)論相一致。其次，外資利用水平對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展支撐效應不顯著，根據(jù)王紅領(lǐng)等（2006）的觀點劃分，本文在一定程度上支持了外商投資對中國技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生了促進作用這一結(jié)論。一方面，當外資進入市場同東道國家高技術(shù)企業(yè)進行競爭時，東道國高技術(shù)企業(yè)為了不處于劣勢，必然會提高自主創(chuàng)新水平提高競爭能力。另一方面，F(xiàn)DI 同樣促進了技術(shù)轉(zhuǎn)移，產(chǎn)生了溢出效應，促進了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。通過回歸發(fā)現(xiàn)地區(qū)創(chuàng)業(yè)與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展呈負相關(guān)，可能的解釋是不同創(chuàng)業(yè)的類型對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的影響路徑存在差異，對于應用性差、回報低的產(chǎn)品項目投入會影響企業(yè)的成長，這種情況也反映了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)高投資、高回報但也高風險的特點。

（四）異質(zhì)性檢驗

數(shù)字金融對于不同類型企業(yè)的影響程度應當有所差別。本文從高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的不同的微觀主體切入，研究數(shù)字金融發(fā)展對不同所有權(quán)性質(zhì)、不同地區(qū)的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的影響效應，對數(shù)字金融發(fā)展作用于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的路徑進行異質(zhì)性檢驗。分別進行固定效應模型回歸，結(jié)果如表8所示。

1.按所有權(quán)性質(zhì)檢驗

將高技術(shù)企業(yè)按所有權(quán)性質(zhì)分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩組。由表8第（1）、（2）列可以看出，數(shù)字金融發(fā)展對非國有高技術(shù)企業(yè)的正向效應十分顯著，但對國有高技術(shù)企業(yè)的促進作用并不顯著，假設三得到驗證。這說明各地政府在政策上都對作為創(chuàng)新高地的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)有相應程度的支持，但在落實過程中可能更傾向于國有企業(yè)。白重恩等（2004）研究發(fā)現(xiàn)，地方政府傾向于對國有股份比例更高的企業(yè)提供經(jīng)濟保護，也就是說國有高技術(shù)企業(yè)的發(fā)展可能在一定程度上更加依賴、得益于政策利好與財政支撐，因此數(shù)字金融發(fā)展對其作用效應不顯著。這也說明數(shù)字金融的發(fā)展確實改善了民營企業(yè)的生存環(huán)境，提升了其資源配置的效率。值得注意的是，國有高技術(shù)企業(yè)投資所拉動的產(chǎn)業(yè)成長明顯高于民營高技術(shù)企業(yè)，其可能的解釋是，國有高技術(shù)企業(yè)往往規(guī)模較大、資金力量雄厚、人力資源豐富，對于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的宏觀判斷往往更加準確，同時受到政策扶持的力度更大，風險控制能力因此也強于民營高技術(shù)企業(yè)。

2.空間位置的異質(zhì)性

數(shù)字金融可以通過降低金融服務門檻、優(yōu)化資源配置等途徑促進全社會經(jīng)濟發(fā)展，對于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)，這種促進作用的地域差異更加明顯。本文按照中國地理行政區(qū)域?qū)⑹》輨澐譃闁|部（包括東北地區(qū)）與中西部地區(qū)，進行回歸分析。由表8第（3）、（4）列可知：數(shù)字金融對發(fā)達地區(qū)的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)影響更大，對中西部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的支撐作用并不顯著。這表明我國數(shù)字金融發(fā)展對于資本條件匱乏的欠發(fā)達地區(qū)的產(chǎn)業(yè)條件的改善程度仍然有限，其普惠性質(zhì)還存在較大的上升余地。Wang 等（2020）的研究表明，我國東部地區(qū)金融部門的效率得分和排名均顯著高于非東部地區(qū)，并且數(shù)字金融對東部地區(qū)金融部門效率的累進效應優(yōu)于非東部地區(qū)。與基準檢驗相同，東部地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的外資利用水平明顯高于中西部地區(qū)，其原因可能在于外商對于中西部地區(qū)的投資渠道還不完善，并且由于這些地區(qū)的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平相對較低，國際競爭力不足，難以吸引外商投資。同時，可以觀察到東部地區(qū)人力研究投入對高技術(shù)的正向促進作用比中西部地區(qū)更高且更加顯著，其可能的解釋是，中西部地區(qū)的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的配套設施相較東部地區(qū)還存在缺口，進行相同研究開發(fā)時所需要的投入成本往往更高，這也在無形中提升了風險，值得關(guān)注。

表8 數(shù)字金融發(fā)展與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)成長：異質(zhì)性檢驗

五、結(jié)論與建議

黨的十九屆五中全會強調(diào)，堅持創(chuàng)新在我國現(xiàn)代化建設全局中的核心地位，把科技自立自強作為國家發(fā)展的戰(zhàn)略支撐，構(gòu)建科技、產(chǎn)業(yè)、金融協(xié)同互促的政策體系，這說明要發(fā)揮多層次資本市場對科技型企業(yè)的直接融資作用。為了研究數(shù)字金融這一新興金融領(lǐng)域的發(fā)展對我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的支撐作用能力，本文使用我國30 個省份2011－2019年的省級面板數(shù)據(jù)進行實證分析，分別構(gòu)建靜態(tài)非空間面板、動態(tài)非空間面板、靜態(tài)空間面板和動態(tài)空間面板模型進行對照分析以保證結(jié)果的有效性和完備性。并針對數(shù)字金融發(fā)展不同區(qū)域維度與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)不同主體進行了差異化研究，重點研究了數(shù)字金融發(fā)展與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)成長之間的效應關(guān)系。本研究提出如下結(jié)論：

第一，數(shù)字金融與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平在整體上仍存在不平衡的問題。從數(shù)字金融整體發(fā)展來看，東中西部地區(qū)發(fā)展程度差異明顯，但隨著中西部地區(qū)的數(shù)字金融發(fā)展?jié)摿Ρ恢鸩桨l(fā)掘，這個差距正在逐漸縮小。從高技術(shù)產(chǎn)業(yè)成長角度來看，我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)已經(jīng)取得了長足的進步與發(fā)展，但不同區(qū)域間的產(chǎn)業(yè)發(fā)展極不平衡：受限于人才儲備不足和資金技術(shù)缺失，我國西部地區(qū)的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)與東部地區(qū)差距巨大，且這種差距仍保持著繼續(xù)擴大的趨勢。

第二，通過異質(zhì)性檢驗結(jié)果表明：從微觀主體看，數(shù)字金融發(fā)展對民營高技術(shù)企業(yè)的促進作用更加顯著；從區(qū)域上看，數(shù)字金融發(fā)展對于東部地區(qū)的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的促進作用更有效。

第三，數(shù)字金融與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展有著十分顯著的空間集聚特性，且數(shù)字金融發(fā)展對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)成長產(chǎn)生了顯著的促進作用。數(shù)字金融發(fā)展均為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的成長帶來了正向效應，并且高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的循環(huán)積累效應明顯；同時，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)成長對于周邊地區(qū)有著明顯的正向溢出效應。但無論是在長期還是短期，數(shù)字金融發(fā)展的空間溢出效用并不顯著，即一地區(qū)數(shù)字金融發(fā)展對于周邊各地區(qū)的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的促進作用并不明顯。這說明我國臨近區(qū)域間數(shù)字金融對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的良性互動仍需進一步加強。

本文通過分解數(shù)字金融作用于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的時空效應，為數(shù)字金融更好服務我國“中國制造2025”戰(zhàn)略目標，進而推動我國實體經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提供了有益結(jié)論。

基于以上結(jié)論，本文就數(shù)字金融發(fā)展如何推進高技術(shù)產(chǎn)業(yè)成長提出如下三點建議：

第一，推進數(shù)字金融發(fā)展整體布局。各地政府與數(shù)字金融服務提供商要積極推進數(shù)字金融服務框架的構(gòu)建，加大對數(shù)字金融基礎(chǔ)設施建設的力度，使數(shù)字金融對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的支持程度不斷加深。面對我國數(shù)字金融和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)區(qū)域發(fā)展不協(xié)調(diào)的現(xiàn)狀，國家應該繼續(xù)加大對中西部地區(qū)數(shù)字金融基礎(chǔ)設施建設投入的力度，對欠發(fā)達地區(qū)提供更多的政策傾斜，由此提升數(shù)字金融的覆蓋廣度。同時應充分考慮市場環(huán)境，在互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)支持的基礎(chǔ)上，擴展數(shù)字金融的使用場景、不斷提升服務效率、降低使用成本，推動高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的成長。

第二，切實提升數(shù)字金融服務高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的效率。政府要對數(shù)字金融制定完善有效的管理細則，既要切實防范重大金融風險的出現(xiàn)，也要堅持市場在資源配置中起決定性作用的原則，確保數(shù)字金融能夠更加有效的發(fā)揮職能。同時對高技術(shù)企業(yè)的政策需要按照區(qū)域與企業(yè)規(guī)模的差異靈活進行制定，因勢利導。

第三，深化金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革。要不斷推進金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，避免“粗放式”創(chuàng)新，更好地提升數(shù)字金融對實體產(chǎn)業(yè)的提振效應的延展性。數(shù)字金融與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的深度配合不是一蹴而就的，只有通過對金融體制的不斷改革與數(shù)字金融的持續(xù)創(chuàng)新發(fā)展，提升不同區(qū)域間數(shù)字金融與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)之間的耦合程度，才能實現(xiàn)區(qū)域間高技術(shù)產(chǎn)業(yè)共同高質(zhì)量協(xié)同發(fā)展的目標。