劉繼兵，田韋侖，張 馳，?？∑?/p>

（1.中南民族大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，武漢 430074；2.鄭州大學(xué) 商學(xué)院，鄭州 450001）

一、引言

綠色發(fā)展是新時代中國發(fā)展的必經(jīng)之路。改革開放以來，中國經(jīng)濟經(jīng)過了四十多年的高速增長，依靠投資和外需拉動的粗放型發(fā)展已經(jīng)難以為繼。一方面，中國資源環(huán)境的承載力已經(jīng)達到了一個限度，經(jīng)濟發(fā)展方式必須放棄原來高污染、高能耗、高排放的粗放模式；另一方面，按照經(jīng)濟發(fā)展的規(guī)律，中國目前也有轉(zhuǎn)型升級發(fā)展方式的需要。近年來，通過依靠科技進步和提高勞動者素質(zhì)，中國單位GDP 能耗減少了不少，但目前仍遠高于美、日等發(fā)達國家。同是，我國的“雙碳”發(fā)展目標蘊藏著巨大的經(jīng)濟增長空間和技術(shù)創(chuàng)新動力?！吨腥A人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃綱要》（“十四五”規(guī)劃）和2035 年遠景目標綱要指出，要“堅持創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展，全面塑造發(fā)展新優(yōu)勢”，“加快數(shù)字化發(fā)展，建設(shè)數(shù)字中國”，“推動綠色發(fā)展，促進人與自然和諧共生”。綠色發(fā)展不僅是突破資源和環(huán)境瓶頸的必然選擇，也是中國生態(tài)文明建設(shè)的關(guān)鍵。

金融是現(xiàn)代經(jīng)濟的血脈。自中國人民銀行于2019 年印發(fā)《金融科技（fintech）發(fā)展規(guī)劃（2019—2021）》以來，銀行系金融科技公司開始大力發(fā)展，金融科技監(jiān)管沙盒落地，中國得益于巨大市場和新基建的優(yōu)勢，金融行業(yè)加速數(shù)字化，金融科技產(chǎn)業(yè)正在蓬勃發(fā)展?！吨袊鹑诳萍寂c數(shù)字普惠金融發(fā)展報告（2022）》指出，2021年中國金融科技產(chǎn)業(yè)水平位居世界首位，金融科技企業(yè)規(guī)模持續(xù)增長，金融科技賦能綠色金融實現(xiàn)碳達峰的路徑正在增加。世界銀行和國務(wù)院發(fā)展研究中心聯(lián)合課題組（2012）指出，綠色發(fā)展是指經(jīng)濟增長擺脫對資源使用、環(huán)境破壞和碳排放的過度依賴，通過創(chuàng)造新的綠色產(chǎn)品市場、綠色技術(shù)、綠色投資及改變消費和環(huán)保行為來促進增長，這意味著經(jīng)濟發(fā)展要與生態(tài)環(huán)境之間形成良性循環(huán)，綠色發(fā)展應(yīng)成為未來經(jīng)濟發(fā)展的新模式。而金融科技是傳統(tǒng)金融要素與大數(shù)據(jù)等技術(shù)結(jié)合的金融創(chuàng)新，自身便具有賦能與綠色高效率的特點，理應(yīng)可以驅(qū)動綠色發(fā)展。

中國經(jīng)濟增長已經(jīng)進入“新舊動能”轉(zhuǎn)換關(guān)鍵時期，以傳統(tǒng)的要素投入為驅(qū)動機制的經(jīng)濟增長路徑已經(jīng)難以為繼，必須探尋新的發(fā)展動能。從供給側(cè)持續(xù)增強創(chuàng)新動力和需求側(cè)完成相應(yīng)的結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變是“新舊動能”轉(zhuǎn)換的主要途徑（鄭江淮等，2018），而且綠色技術(shù)創(chuàng)新不足（Ghisetti 和Quatraro，2017）和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏重（許憲春等，2019）是制約綠色發(fā)展的重要因素。那么，金融科技的發(fā)展能否通過促進綠色技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級推動綠色發(fā)展呢？另外，既有研究認為金融科技的發(fā)展具有“溢出效應(yīng)”和“虹吸效應(yīng)”（Hou et al，2016；唐松等，2019；張梁等，2021），而金融科技公司往往集聚在一起形成金融科技中心，那么金融科技中心的發(fā)展會如何影響綠色發(fā)展呢？厘清金融科技對綠色發(fā)展的影響與作用機制，對推動居民生活福祉提高、緩解氣候能源等挑戰(zhàn)，以及完成經(jīng)濟轉(zhuǎn)型實現(xiàn)綠色高質(zhì)量發(fā)展具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

本文運用2010—2018 年的245 個城市平衡面板數(shù)據(jù)，利用金融科技公司數(shù)量定義金融科技發(fā)展水平，利用全局主成分分析法從4 個準則層20 個指標層測度綠色發(fā)展水平，考察金融科技對綠色發(fā)展的影響及其作用機制。本文可能的邊際貢獻在于：第一，現(xiàn)有直接研究綠色發(fā)展的文獻中，少有以金融科技為出發(fā)點的研究，本文將金融科技納入綠色發(fā)展的分析框架，探索了金融科技對綠色發(fā)展的影響，也拓展了關(guān)于金融科技的影響研究。第二，從提高城市綠色技術(shù)創(chuàng)新能力和促進城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級這兩個機制，深入分析了金融科技驅(qū)動綠色發(fā)展的新動能渠道。第三，以地理結(jié)構(gòu)為視角，發(fā)現(xiàn)金融科技對綠色發(fā)展的影響存在顯著的空間地理效應(yīng)，證明金融科技并沒有導(dǎo)致“地理終結(jié)”。

二、文獻回顧與作用機制

（一）文獻回顧

現(xiàn)有文獻關(guān)于綠色發(fā)展的研究主要集中在綠色發(fā)展的影響因素上，如內(nèi)生因素-資源稟賦和外生因素-制度政策等方面。從資源稟賦上來說，傳統(tǒng)發(fā)展要素如金融要素通過企業(yè)監(jiān)督效應(yīng)和資本配置效應(yīng)可以促進綠色發(fā)展（黃建歡等，2014），而且金融集聚同樣能夠提升城市綠色經(jīng)濟效率（施本植等，2018），但提高城鎮(zhèn)化水平和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)會顯著降低綠色發(fā)展績效（杜莉和馬遙遙，2022），新技術(shù)要素如大數(shù)據(jù)可以通過整合資源、科學(xué)決策及環(huán)境監(jiān)管實現(xiàn)綠色發(fā)展（許憲春等，2019）。另外也有學(xué)者從制度政策出發(fā)進行研究，如發(fā)現(xiàn)地方政府間的經(jīng)濟攀比與官員的職位晉升機制導(dǎo)致綠色發(fā)展水平降低，而環(huán)境規(guī)制能夠促進綠色發(fā)展（何愛平和安夢天，2019），如排污權(quán)交易制度既顯著降低了試點地區(qū)的生產(chǎn)總值單位能耗也提高了綠色全要素能源效率（史丹和李少林，2020）。

金融穩(wěn)定理事會（FBS）于2016 年提出金融科技是一種技術(shù)上的金融創(chuàng)新，這種大幅度創(chuàng)新會改變原有的金融行業(yè)業(yè)態(tài)，也會帶來新的產(chǎn)品和服務(wù)?，F(xiàn)有文獻關(guān)于金融科技的研究見諸于不同宏微觀主體，如區(qū)域、銀行、企業(yè)、家庭等。從區(qū)域開展的研究表明，金融科技能夠發(fā)揮資源配置效應(yīng)和創(chuàng)新激勵效應(yīng)（薛瑩和胡堅，2020），推動區(qū)域全要素生產(chǎn)率增長（唐松等，2019），進而促進高質(zhì)量發(fā)展。有學(xué)者從銀行視角發(fā)現(xiàn)金融科技降低銀企之間的信息不對稱（金洪飛等，2020），促進銀行小微企業(yè)信貸（盛天翔和范從來，2020），改變了銀行負債端結(jié)構(gòu)（邱晗等，2018），對銀行績效造成了負向影響（Phan et al，2020）。部分學(xué)者從微觀企業(yè)視角發(fā)現(xiàn)金融科技能夠緩解企業(yè)融資約束（黃銳等，2020），推動企業(yè)創(chuàng)新（李春濤等，2020），提高企業(yè)股價同步性（楊松令等，2021）。也有學(xué)者從家庭層面開展研究，發(fā)現(xiàn)金融科技能夠提高農(nóng)民收入，提高農(nóng)村家庭幸福感（尹振濤等，2021）。直接研究金融科技與綠色發(fā)展關(guān)系的不多，僅有少數(shù)研究發(fā)現(xiàn)金融科技能夠提升工業(yè)綠色發(fā)展水平（劉晶和張堯，2022）。

綜上，現(xiàn)有文獻研究了資源稟賦和制度政策等因素對綠色發(fā)展的影響，也分析了金融科技對區(qū)域、銀企等宏微觀主體的影響，但還缺乏系統(tǒng)性分析金融科技和綠色發(fā)展關(guān)系的研究，更不要說討論其影響機制了。因此，本文嘗試以綠色發(fā)展為研究對象，從理論與實證上分析金融科技發(fā)展可能帶來的綠色增長效應(yīng)，補充關(guān)于金融科技的研究文獻。

（二）作用機制

1.直接作用

已有不少文獻發(fā)現(xiàn)金融科技能夠?qū)G色發(fā)展中的經(jīng)濟、能源、環(huán)境、福利等方面造成影響。首先，金融科技具有經(jīng)濟增長效應(yīng)，能夠推動傳統(tǒng)金融服務(wù)業(yè)脫虛向?qū)?，進一步緩解企業(yè)融資約束難題，為企業(yè)創(chuàng)新及生產(chǎn)經(jīng)營活動等方面提供幫助（李春濤等，2020），支持經(jīng)濟高質(zhì)量可持續(xù)發(fā)展（薛瑩和胡堅，2020）。其次，金融科技具有能源節(jié)約效應(yīng)，能夠推動技術(shù)密集型制造業(yè)發(fā)展，通過降低單位GDP 能耗促進綠色發(fā)展（段永琴等，2021）。再次，金融科技具有環(huán)境治理效應(yīng)，通過推動城市創(chuàng)新特別是綠色技術(shù)創(chuàng)新，進而顯著抑制城市環(huán)境污染（房宏琳和楊思瑩，2021）。最后，金融科技具有福利增進效應(yīng)，能夠通過提高居民收入，促進消費增長（張勛等，2020）及提高幸福感（尹振濤等，2021）等方面，來推動居民福利的提高。因此，本文認為金融科技能夠影響綠色發(fā)展。

2.動能轉(zhuǎn)換效應(yīng)

根據(jù)新古典主義增長理論，生產(chǎn)投入的邊際收益會遞減，由于資源限制，可持續(xù)的經(jīng)濟增長不能僅僅依賴于生產(chǎn)要素的輸入，而應(yīng)該通過技術(shù)創(chuàng)新來實現(xiàn)（Solow，1974）。中國的第二產(chǎn)業(yè)占比過大，特別是高耗能、高污染、高排放的工業(yè)占比過大，通過推動技術(shù)創(chuàng)新、促進新產(chǎn)品、新業(yè)態(tài)的發(fā)展，可以降低資源消耗改造傳統(tǒng)行業(yè)（許憲春等，2019），然而創(chuàng)新活動對資金需求較高且難以快速形成回報，具有高度的不確定性（Hall，2002），缺乏足夠的金融支持會直接影響到企業(yè)自身的技術(shù)創(chuàng)新活動，也不利于產(chǎn)業(yè)的集群綠色升級進程。另外，中國的產(chǎn)業(yè)政策也存在一定綠色阻礙。政策通過嚴格限制進入和提高集中度來促進創(chuàng)新，因競爭壓力的缺乏，被扶持的大企業(yè)喪失了創(chuàng)新的動力，但由于資金等因素的影響，其他企業(yè)的創(chuàng)新活動也受到抑制（江飛濤和李曉萍，2010），進而導(dǎo)致綠色發(fā)展受阻。

持續(xù)增強創(chuàng)新動力和完成結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變是“新舊動能”轉(zhuǎn)換的主要途徑（鄭江淮等，2018），而金融科技等金融新業(yè)態(tài)能夠推動新舊動能轉(zhuǎn)換，實現(xiàn)綠色發(fā)展（張志元和李維邦，2018）。從供給側(cè)動能角度：綠色技術(shù)創(chuàng)新能夠推動環(huán)保產(chǎn)品研發(fā)、加快環(huán)保產(chǎn)品使用，幫助消除或減少廢物、污染物和有毒物質(zhì)（Dangelico，2017），提高資源利用效率；綠色技術(shù)的革新能幫助政府或機構(gòu)完成綠色戰(zhàn)略規(guī)劃（Aid et al，2017），有效改善環(huán)境質(zhì)量（廖果平和秦劍美，2022）；綠色技術(shù)創(chuàng)新具有高投入、高風險及外部經(jīng)濟性的特點（李婉紅，2017），而金融科技可以“賦能”傳統(tǒng)金融機構(gòu)（宋敏等，2021），幫助解決綠色識別的能力，降低綠色信貸的成本，保障綠色技術(shù)創(chuàng)新活動的進行，加快城市綠色發(fā)展。從需求側(cè)動能角度：一方面，金融科技推動了數(shù)字支付平臺的發(fā)展，移動支付的便捷縮短了居民購物時間提振了消費（張勛等，2020），金融科技的發(fā)展降低了金融服務(wù)的門檻，特別是緩解了農(nóng)村地區(qū)的“金融排斥”，有助于釋放消費潛力，而消費的擴張與升級可以倒逼產(chǎn)業(yè)升級；另一方面，從20 世紀70 年代的信息化以來，“經(jīng)濟結(jié)構(gòu)服務(wù)化”是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的主要特征，金融系統(tǒng)優(yōu)化升級必然影響創(chuàng)業(yè)性質(zhì)和創(chuàng)業(yè)活躍度（Welter 和Smallbone，2011），金融科技通過降低融資約束和交易成本，幫助長尾群體獲得金融服務(wù)，可以拉動創(chuàng)業(yè)，特別是促進微型企業(yè)創(chuàng)業(yè)（謝絢麗等，2018），有助于擠出高耗能、高污染、高排放的工業(yè)產(chǎn)業(yè)，推動經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的綠色轉(zhuǎn)型。

綜上，提出假設(shè)1：

金融科技通過綠色技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)推動綠色發(fā)展。

3.空間地理效應(yīng)

可達性能夠使空間經(jīng)濟結(jié)構(gòu)進行再組織，是區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生空間差異并促使各區(qū)域在新的經(jīng)濟空間格局中進行戰(zhàn)略調(diào)整、重新改造的重要原因（Ma?kiewicz 和Ratajczak，1996）。根據(jù)金融地理學(xué)的研究，地理距離會抬升交易成本，因距離造成的信息不對稱也阻礙了風險控制。金融體系的分散化可以改善外圍地區(qū)小企業(yè)和新企業(yè)的資金可得性（Guiso et al，2004）。金融科技一方面利用信息技術(shù)的快速傳播應(yīng)用，縮短了偏遠地區(qū)和市場的距離，減少了地理限制，降低“信息不對稱”緩解銀企之間的供求矛盾，降低融資約束和交易成本進而推動創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)（謝絢麗等，2018；宋敏等，2021）；另一方面利用人工智能等手段通過技術(shù)識別完成降成本和控風險，提高了城市間金融服務(wù)的可達性，有助于消除地理距離帶來的綠色發(fā)展障礙?，F(xiàn)有文獻利用市場摩擦理論進行實證研究，發(fā)現(xiàn)金融活動在地理上的集聚與分散趨勢并存。既然地理距離是影響金融資源、人力資本等要素可達性的重要因素，而且金融科技中心往往建立于已經(jīng)存在的金融中心（Hendrikse et al，2020），那么與中心城市不同距離的城市受到金融科技的影響也可能不盡相同。

首先，金融科技對城市綠色發(fā)展具有虹吸效應(yīng)。一方面，金融科技公司往往集聚于中心城市，較高的薪資水平與就業(yè)環(huán)境吸引人才流入，加劇了行業(yè)內(nèi)部競爭，同時也緩解了融資約束等問題加快企業(yè)創(chuàng)新與提高全要素生產(chǎn)率（趙濤等，2020；李春濤等，2020；宋敏等，2021），進而推動城市綠色發(fā)展；另一方面，金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間具有重要的雙向作用（康繼軍等，2005），金融科技賦能傳統(tǒng)金融機構(gòu)，優(yōu)化資源配置效率，形成外部規(guī)模經(jīng)濟和范圍經(jīng)濟，推動綠色金融科技增長極出現(xiàn)，同時金融科技公司集聚與大城市建立的綠色增長優(yōu)勢地位之間可能存在累計循環(huán)因果效應(yīng)。由于人力資本和物質(zhì)資本的流失，中小城市綠色發(fā)展的動力不足，導(dǎo)致增長受阻。

其次，金融科技對城市綠色發(fā)展具有溢出效應(yīng)。一方面，不斷上漲的房價提高了擁擠成本，金融科技公司等依托互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展的公司，由于“接入鴻溝”的填平放大了擁擠成本的分散力（安同良和楊晨，2020），促使企業(yè)逃離大城市，優(yōu)先入駐擁擠成本較低、生活壓力較小的中小城市，進而加快中小城市綠色發(fā)展；另一方面，中心城市的金融科技公司對地理鄰近的城市更容易發(fā)揮輻射帶動作用。服務(wù)成本和信息成本均是交易雙方地理距離的函數(shù)（Klagge 和Martin，2005），而地理臨近有助于降低交易成本、運輸成本及控制風險（陶鋒等，2017），同時方便中心城市的金融科技發(fā)揮“技術(shù)溢出效應(yīng)”，降低中小城市企業(yè)面臨的綠色信貸約束等問題，進而促進中小城市綠色發(fā)展。

最后，與異地金融機構(gòu)相比，本地的金融機構(gòu)在搜集小企業(yè)和新企業(yè)的“軟”信息時具有更大的競爭優(yōu)勢（Berger et al，2005），那么非中心城市的本地金融科技公司也可以發(fā)揮綠色增長作用。由于“軟”信息及金融行業(yè)契約性、密集性等因素的存在，信息技術(shù)的發(fā)展并不能終結(jié)地理距離的作用，并且金融集聚的空間外溢效應(yīng)也存在一定的作用邊界（余泳澤等，2013）。因此，金融科技可能存在正向的本地效應(yīng)，以及隨距離變化的空間效應(yīng)。

綜上，提出假設(shè)2：

金融科技集聚對綠色發(fā)展的影響受地理距離作用。

三、研究設(shè)計

（一）變量測度與說明

1.被解釋變量——綠色發(fā)展水平（GD）

借鑒吳傳清和黃磊（2017）的研究及中國可持續(xù)發(fā)展指標體系（CSDIS），根據(jù)城市層面數(shù)據(jù)的可得性及變量的代表性，從環(huán)境治理、社會福利、排放消耗和經(jīng)濟增長四方面出發(fā)來衡量綠色發(fā)展水平（GD）。環(huán)境治理從政府部門、企業(yè)工業(yè)、居民生活三方面的治理情況來衡量，用政府節(jié)能環(huán)保支出和綠化水平衡量政府治理能力，用廢物利用率和污水治理率來衡量企業(yè)治理情況，用生活垃圾無害化處理率來衡量對居民生活垃圾的處理水平；社會福利從低碳出行、保障衛(wèi)生、教育支出、醫(yī)療服務(wù)及公共服務(wù)5 個方面進行衡量；排放消耗采用工業(yè)煙塵、廢水、廢氣的排放、居民居住環(huán)境的PM2.5 濃度及能源消耗來衡量；經(jīng)濟增長指標用地區(qū)生產(chǎn)總值、失業(yè)率、零售額、資本投入及創(chuàng)新能力來衡量，具體指標見表1。

表1 中國城市綠色發(fā)展評價體系

綠色發(fā)展的數(shù)據(jù)來源：城市歷年P(guān)M2.5 濃度是利用美國國家航天局公布的衛(wèi)星遙感數(shù)據(jù)和中國國家基礎(chǔ)地理信息相結(jié)合剪裁得到的，當年獲得的發(fā)明數(shù)量來自中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺（CNRDS），其他數(shù)據(jù)均來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》，所有涉及價格的因素均轉(zhuǎn)換為以2003 年為基期的實際值，個別缺失值采用線性插值法補齊。其中，負向指標均取倒數(shù)正向化，將指標層數(shù)據(jù)標準化，利用全局主成分分析法得出準則層，并將準則層標準化再使用一次全局主成分分析法得出中國城市綠色發(fā)展水平。

為探索分析綠色發(fā)展的空間非均衡分布特征，本文使用核密度估計進行分析。從圖1 可以看出，無論是全樣本還是分地區(qū)樣本，在考察期內(nèi)，曲線峰值均呈先上升后下降態(tài)勢，綠色發(fā)展水平的密度函數(shù)中心均向右移且呈明顯“右偏擴大”，但移動速度放緩。其中，東部地區(qū)綠色發(fā)展的右偏分布最為明顯，說明東部地區(qū)的綠色發(fā)展均值最大。中部地區(qū)的曲線寬度隨時間擴大，說明隨著時間的推移中部城市的綠色發(fā)展呈差異化發(fā)展趨勢。西部地區(qū)收斂程度最低，說明西部地區(qū)各城市的綠色發(fā)展水平差異較大。另外，為方便估計系數(shù)的大小更加直觀，后文在回歸時對綠色發(fā)展取原值×100 作為被解釋變量。

圖1 全國城市整體及東部、中部、西部三大區(qū)域綠色發(fā)展水平的分布

2.解釋變量——金融科技發(fā)展水平（FT）

參考Phan et al（2020）、宋敏等（2021）的思路，本文使用地級市或直轄市金融科技公司數(shù)量來衡量金融科技水平（FT）。金融科技利用大數(shù)據(jù)、云計算、人工智能等各類技術(shù)手段創(chuàng)新金融產(chǎn)品和業(yè)務(wù)模式，能夠改變和重塑傳統(tǒng)金融的服務(wù)業(yè)態(tài)和發(fā)展格局，而且對整個金融市場造成重大且深遠的影響。金融科技公司的存續(xù)是金融科技蓬勃發(fā)展的根本，金融科技相關(guān)業(yè)務(wù)的開展均以公司為基礎(chǔ)單元進行，那么，金融科技公司的數(shù)量可以代表城市金融科技的發(fā)展水平。本文使用的金融科技公司數(shù)量來自宋敏等（2021）在“天眼查”網(wǎng)站檢索統(tǒng)計的數(shù)據(jù)①參見《中國工業(yè)經(jīng)濟》網(wǎng)站（http：//www.ciejournal.org）附件下載。。

3.控制變量（Controls）

根據(jù)以往關(guān)于綠色發(fā)展的研究，為減少因遺漏變量而產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，本文選取如下控制變量：經(jīng)濟發(fā)展水平（Pgdp），用人均GDP 的自然對數(shù)表示；城市化水平（Urban），用人口密度表示；外商投資（Fdi），用實際使用外資與實際地區(qū)生產(chǎn)總值的比值表示；人力資本（Edu），用百人高等學(xué)校在校生人數(shù)表示；基礎(chǔ)設(shè)施水平（Jj），用人均道路面積表示；財政分權(quán)（Finadp），用財政預(yù)算內(nèi)收入與財政預(yù)算內(nèi)支出的比值表示；金融水平（Finance），用貸款余額占GDP 的比值表示。

表2 匯報了各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，控制變量信息與以往研究相近。

表2 描述性統(tǒng)計

4.數(shù)據(jù)來源

本文以2010—2018 年中國245 個地級市為研究對象，形成了2205 個城市-年的均衡面板觀測。其中，除PM2.5 濃度和當年獲得的發(fā)明專利數(shù)量，其余綠色發(fā)展子指標和控制變量數(shù)據(jù)均來自2011—2019 年的《中國城市統(tǒng)計年鑒》。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的數(shù)據(jù)來自2010—2018 年《中國城市統(tǒng)計年鑒》，另外在國家知識產(chǎn)權(quán)局的專利檢索平臺上手工獲取了各地市的公司當年獲得的綠色發(fā)明專利數(shù)，并合并為城市數(shù)據(jù)。

（二）模型設(shè)定

1.基準回歸模型

本文首先試圖檢驗金融科技和綠色發(fā)展的關(guān)系，由于固定效應(yīng)模型可以較好地解決遺漏變量問題，同時得到估計一致的結(jié)果，故構(gòu)建基準模型見式（1）。

其中：GDi，t為城市i在t年的綠色發(fā)展水平，通過構(gòu)建評價體系并利用全局主成分分析法生成；FTi，t-1為城市i在t-1 年的金融科技水平，使用地級市金融科技公司數(shù)量衡量；Controlsi，t為城市層面的控制變量組；φi、ωt分別為城市固定效應(yīng)和年度固定效應(yīng)；εi，t為隨機擾動項；α0為常數(shù)項；使用省份層面的聚類穩(wěn)健標準誤。

2.中介機制設(shè)計

為研究金融科技影響綠色發(fā)展的傳導(dǎo)機制，參考Baron 和Kenny（1986）的做法，引入以下中介效應(yīng)模型：

其中：ECi，t-1為城市i在t-1 年的動能轉(zhuǎn)換中介變量，用綠色技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級表示；α0、β0、γ0為常數(shù)項；使用省份層面的聚類穩(wěn)健標準誤。

根據(jù)中介效應(yīng)的檢驗原理，第一步要考察金融科技與綠色發(fā)展的關(guān)系，預(yù)期模型（2）中的α1系數(shù)顯著為正，這是進行后續(xù)檢驗的前置條件；第二步要考察金融科技與綠色技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的關(guān)系，即模型（3）中β1的系數(shù)預(yù)期為正向顯著；若為正則進行第三步，檢驗中介效應(yīng)是否存在，即模型（4）中γ2的系數(shù)為正向顯著，則存在中介效應(yīng)。

3.金融科技集聚模型

現(xiàn)有文獻關(guān)于金融集聚的測量通常采用區(qū)位熵、空間基尼系數(shù)及E-G 指數(shù)等方法。對于單個城市內(nèi)部來說，金融科技縮短時空距離的特性會發(fā)揮顯著作用，使用城市面積等規(guī)模指標不具備科學(xué)性，而金融科技的影響終歸是以微觀個體為對象的。因此本文在參考毛其淋和陳樂遠（2022）的研究上，使用以人口為規(guī)模的區(qū)位熵來測度金融科技集聚，具體測算方式見式（5）。

其中：FT_locali，t為城市i在t年的地方 金融科技區(qū)位熵；Popui，t為城市i在t年的人口；FTt-1為全國在t-1 年的金融科技公司數(shù)量；Poput為全國在t年的人口。

其中：FT_centrei，t為城 市i在t年所受到的金融科技中心 溢出的影 響；FTc，t-1為中心城市c在t-1 年的金融 科技公司數(shù)量；Popuc，t為中心城市c在t年的人口；Dic為非中心城市i與中心城市c的球面距離，Dic的倒數(shù)表示空間效應(yīng)隨距離增加而變化的特征②為了實證的簡潔性，僅考慮中心（省會）城市金融科技的空間效應(yīng)。。

由于省內(nèi)各城市每年的金融科技中心溢出是相同的。因此繼續(xù)使用城市固定效應(yīng)會吸收掉金融科技中心溢出的部分影響，造成估計結(jié)果有偏。因此在該部分將城市固定效應(yīng)替換為省份固定效應(yīng)，同時使用穩(wěn)健標準誤，最終構(gòu)建的具體模型如式（7）所示。

其中：FT_locali，t為城市i在t年的地方金融科技區(qū)位熵；φp為省份固定效應(yīng)。需要特殊說明的是，與陶鋒等（2017）的做法類似，本文將省會城市設(shè)定為區(qū)域金融科技中心，將各省的地理邊界設(shè)定為金融科技中心溢出的邊界。因此，本文在研究金融科技地理結(jié)構(gòu)時，將直轄市和各省省會城市從樣本中剔除。

四、基準結(jié)果分析

（一）模型檢驗

表3 為多重共線性檢驗的結(jié)果，各變量的VIF（variance inflation factor）值及變量的VIF 均值都小于10，說明本文的變量不存在多重共線性，實證結(jié)果不受多重共線性的影響。

表3 多重共線性檢驗

在模型選擇時，利用F檢驗和豪斯曼檢驗進行分析。F檢驗統(tǒng)計值為19.49，說明固定效應(yīng)模型比混合效應(yīng)模型更好，豪斯曼檢驗的統(tǒng)計值為152.70，說明固定效應(yīng)模型比隨機效應(yīng)更好。因此，本文基本模型為固定效應(yīng)模型是合理的。

（二）基準回歸

為驗證金融科技發(fā)展對城市綠色發(fā)展的影響，首先采用模型（1），通過逐步加入控制變量與固定效應(yīng)進行分析，表4 報告了相應(yīng)的估計結(jié)果。表4（1）列結(jié)果顯示，當僅研究金融科技對綠色發(fā)展的影響時，F(xiàn)T的估計系數(shù)為正向1%水平上顯著。在表4（2）～（5）列，逐漸放入控制變量、時間固定效應(yīng)和城市固定效應(yīng)后，F(xiàn)T的系數(shù)仍然為正向顯著，且均在1%水平上顯著，說明金融科技有助于提升城市的綠色發(fā)展水平。金融科技通過大數(shù)據(jù)、人工智能等金融創(chuàng)新推動金融產(chǎn)品、服務(wù)場景的變革，可以賦能金融機構(gòu)降低信息不對稱及解決小微企業(yè)綠色融資障礙，還能為評估環(huán)境風險等方面提供技術(shù)支持，從多方面推動綠色發(fā)展。

表4 基準回歸的結(jié)果

（三）內(nèi)生性處理與穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性問題

在模型（1）中，即使本文盡量去控制那些可能同時影響金融科技發(fā)展和城市綠色發(fā)展的因素，但仍可能存在不可觀測因素進入殘差項，導(dǎo)致金融科技（FT）估計系數(shù)有偏。另外，由于城市綠色發(fā)展水平的提高可能會反過來促進金融科技發(fā)展，故模型可能存在反向因果關(guān)系。為了緩解遺漏變量、測量誤差或反向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文進一步采用工具變量法及系統(tǒng)GMM（generalized method of moment）估計來檢驗金融科技發(fā)展對城市綠色發(fā)展的影響。

第一種是工具變量法，借鑒黃群慧等（2019）的思路，本文選取各城市1984 年的電話機數(shù)作為金融科技的工具變量。由于數(shù)據(jù)均為截面數(shù)據(jù)，將工具變量與上一期金融科技公司全國層面（除本市）的均值進行交互，得到面板工具變量。從相關(guān)性而言，互聯(lián)網(wǎng)的應(yīng)用是金融科技快速發(fā)展的重要前提，而互聯(lián)網(wǎng)最初是通過固定電話撥號推廣的，那么固定電話普及率高的城市也極有可能是金融科技發(fā)展較好的城市。除此之外，歷史上的固定電話和當前的金融科技都是所處環(huán)境里的較高科技水平產(chǎn)物，對于固定電話接受度較高的城市很可能也是金融科技水平較高的城市。從外生性而言，在信息技術(shù)水平快速發(fā)展的背景下，歷史上的固定電話數(shù)量很難影響現(xiàn)在的城市綠色發(fā)展。因此，本文選取的工具變量滿足相關(guān)性和外生性。

首先，用Durbin-Wu-Hausman 檢驗確定FT是否存在內(nèi)生性，結(jié)果顯示，以綠色發(fā)展為被解釋變量時，Durbin-Wu-Hausman（DWH）統(tǒng)計量為2171.63，P值為0.00，說明模型中的FT指標存在內(nèi)生性問題，其次，進行了弱工具變量檢驗，發(fā)現(xiàn)并不存在弱工具變量問題。表5（1）、（2）列匯報了工具變量法的兩階段估計結(jié)果，其中（1）列為一階段的估計結(jié)果，（2）列為第二階段的估計結(jié)果。一階段結(jié)果表明，IV的估計系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明1984 年固定電話普及率越高，該城市的金融科技水平也越高，同樣說明了工具變量的相關(guān)性。二階段的估計結(jié)果顯示，與基準回歸一致，F(xiàn)T的系數(shù)在1%置信水平上顯著為正，說明在緩解內(nèi)生性問題后，本文結(jié)論依然成立，即金融科技能夠驅(qū)動城市綠色發(fā)展。

第二種是系統(tǒng)GMM 動態(tài)面板估計，綠色發(fā)展在當期的水平很大程度上受到上一期數(shù)值的影響，即具有一定的序列相關(guān)，為解決這一問題，本文引入系統(tǒng)GMM 回歸來檢驗前文結(jié)論的穩(wěn)健性。表5（3）列顯示的檢驗統(tǒng)計值表明，工具變量有效，使用系統(tǒng)GMM 是合理的，其回歸結(jié)果表明，F(xiàn)T的系數(shù)為0.0049，在1%置信水平上顯著，說明在考慮了序列相關(guān)后，金融科技對城市綠色發(fā)展的顯著促進作用仍然存在。

表5 工具變量法和系統(tǒng)GMM

2.穩(wěn)健性檢驗

表6 報告了穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果。第一，更換被解釋變量，表6（1）列為使用熵值法重新測度綠色發(fā)展水平的結(jié)果。第二，更換解釋變量，勞動力市場中的熟練金融從業(yè)者和面臨就業(yè)的新畢業(yè)生共同創(chuàng)造了金融科技的快速發(fā)展，而當城市對勞動力的吸引力較高時，高質(zhì)量的勞動力同樣會推動金融科技公司的發(fā)展。因此，選取城市人均工資水平的對數(shù)值來衡量城市吸引力，用城市吸引力來消除規(guī)模的影響，即FT_w=FT/人均工資對數(shù)，結(jié)果見（2）列。第三，剔除混雜因素，2018 年大量P2P 平臺爆雷關(guān)閉，影響了金融科技的發(fā)展。因此將2018 年剔除，結(jié)果見（3）列。第四，剔除極端值，由于金融科技標準差較大，為了防止極端值可能對結(jié)論的影響，本文將金融科技進行前后1%縮尾，結(jié)果見（4）列。所有穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果均表明本文的結(jié)論是穩(wěn)健的。

表6 穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果

（四）區(qū)域效應(yīng)

由于中國地域廣袤，各地的經(jīng)濟發(fā)展水平、資源稟賦等條件也不甚相同。因此存在地區(qū)異質(zhì)性，表7 報告了地區(qū)異質(zhì)性在金融科技對綠色發(fā)展影響中的作用。從（1）～（3）列金融科技（FT）的估計結(jié)果不難看出，東部地區(qū)的金融科技對綠色發(fā)展的影響最為顯著，中部地區(qū)的金融科技的t值與東部地區(qū)相比較小，但是估計系數(shù)更大，而西部地區(qū)金融科技對綠色發(fā)展沒有顯著的影響。

表7 地區(qū)異質(zhì)性結(jié)果

（五）內(nèi)部渠道

表8 報告了金融科技對綠色發(fā)展子指標的影響。（1）、（2）列結(jié)果表明，金融科技對環(huán)境治理和社會福利的促進效果并不顯著。（3）、（4）列顯示，金融科技對降低排放消耗和拉動經(jīng)濟增長均具有顯著正向作用，分別在5%和1%水平上顯著。以上說明，在樣本期內(nèi)金融科技主要通過降低排放消耗和拉動經(jīng)濟增長來促進城市綠色發(fā)展。

表8 子指標結(jié)果

（六）外部環(huán)境

金融科技是金融元素與科技元素深度融合的創(chuàng)新成果，其本質(zhì)仍然是金融。這種金融模式通過大數(shù)據(jù)、人工智能等技術(shù)大幅度提升了金融服務(wù)實體經(jīng)濟的能力，但金融科技也存在著技術(shù)、操作等風險沖擊經(jīng)濟發(fā)展（楊東，2018）。政府作為監(jiān)管的主導(dǎo)者和推行者，必然會對金融科技發(fā)展和綠色發(fā)展施加影響，但長期“監(jiān)管不足”或“過度監(jiān)管”都會導(dǎo)致發(fā)展效率的損害。因此，監(jiān)管何時與金融科技及綠色發(fā)展的匹配程度最高、發(fā)揮效果最好就成了本文關(guān)心的內(nèi)容。參考陳詩一和陳登科（2018）、唐松等（2020）的研究，本文用省級政府工作報告中與環(huán)境相關(guān)詞匯出現(xiàn)的比重來衡量環(huán)境監(jiān)管水平，用區(qū)域金融監(jiān)管支出與金融業(yè)增加值的比值來衡量金融監(jiān)管水平。為了使前后期的監(jiān)管水平動態(tài)可比，本文定義監(jiān)管水平大于前一期3/2水平的為較強水平，監(jiān)管水平小于前一期2/3 水平的為較弱水平，中間值為監(jiān)管中性，具體分類檢驗結(jié)果見表9。表9（1）～（3）列的結(jié)果表明，環(huán)境監(jiān)管處于中性和較強區(qū)間時，有助于金融科技發(fā)揮促進綠色發(fā)展的作用。（4）～（6）列的結(jié)果表明，金融監(jiān)管處于動態(tài)中性時，金融科技推動綠色發(fā)展的效果更顯著。以上結(jié)果顯示，動態(tài)中性監(jiān)管水平有利于金融科技促進城市綠色發(fā)展。

表9 動態(tài)監(jiān)管的異質(zhì)性

五、機制分析

（一）金融科技對綠色發(fā)展影響的動能轉(zhuǎn)換效應(yīng)

前文的回歸結(jié)果驗證了金融科技發(fā)展能夠賦能城市綠色發(fā)展，那么金融科技影響城市綠色發(fā)展的潛在機制是什么？前文以動能轉(zhuǎn)換效應(yīng)為視角，從理論上分析了金融科技驅(qū)動綠色發(fā)展的作用機制，為進一步探究這個“黑箱”并驗證假設(shè)1，本文從促進綠色技術(shù)創(chuàng)新和推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級兩個角度進行實證檢驗。

1.供給側(cè)動能的綠色技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)

綠色技術(shù)創(chuàng)新不足是導(dǎo)致城市綠色發(fā)展受阻的主要原因之一（Ghisetti 和Quatraro，2017）。金融科技可以“賦能”傳統(tǒng)金融機構(gòu)，利用大數(shù)據(jù)幫助解決綠色識別的能力，從資金和保險等方面保障綠色技術(shù)創(chuàng)新活動的進行，加快城市綠色發(fā)展。借鑒Li 和Zheng（2016）的研究，本文使用上一期的城市層面每萬人當年授權(quán)綠色發(fā)明專利數(shù)量來衡量城市綠色創(chuàng)新水平，記為GTI，該指標數(shù)值越大表示城市綠色技術(shù)創(chuàng)新能力越強，并通過中介效應(yīng)模型檢驗金融科技能否推動城市綠色技術(shù)創(chuàng)新能力進而提高城市的綠色發(fā)展水平。

表10（1）列的結(jié)果顯示，F(xiàn)T的系數(shù)為正且在1%水平上顯著，說明金融科技的發(fā)展可以提升城市的綠色技術(shù)創(chuàng)新能力。（2）列中，GTI的系數(shù)同樣為正向顯著，說明綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的提高可以促進城市綠色發(fā)展。綜合表4（5）列和表10（2）列的結(jié)果來看，在加入綠色技術(shù)創(chuàng)新（GTI）后，F(xiàn)T的系數(shù)依然顯著為正，但有所下降，說明城市綠色技術(shù)創(chuàng)新能力在金融科技驅(qū)動城市綠色發(fā)展提高時承擔部分中介效應(yīng)。中介效應(yīng)檢驗結(jié)果顯示，sobel 檢驗z值為7.14，在1%水平上顯著。以上結(jié)果表明，綠色技術(shù)創(chuàng)新是金融科技促進城市綠色發(fā)展的重要中介。

2.需求側(cè)動能的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)檢驗

金融科技的發(fā)展有助于促使資本、技術(shù)等要素向生產(chǎn)率更高的信息技術(shù)產(chǎn)業(yè)和服務(wù)業(yè)流動，加快產(chǎn)業(yè)升級速度，還能通過釋放消費潛力和推動“經(jīng)濟結(jié)構(gòu)服務(wù)化”來倒逼產(chǎn)業(yè)升級，進而促進城市綠色發(fā)展。為驗證該機制，本文參考干春暉等（2011）的研究，使用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化，記為TS，將其作為中介變量，表10（3）、（4）列報告了相應(yīng)的估計結(jié)果。其中，（3）列FT的系數(shù)在1%置信水平上顯著為正，表明金融科技發(fā)展顯著提高了城市第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)之比。在第（4）列中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化（TS）的系數(shù)在5%水平上正向顯著，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平較低確實會抑制城市綠色發(fā)展。綜合表4（5）列和表10（4）列的結(jié)果來看，在加入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化（TS）后，F(xiàn)T的系數(shù)在1%水平上正向顯著，且相對基礎(chǔ)結(jié)果有所下降，表明在考慮產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的因素后，金融科技對城市綠色發(fā)展影響的邊際效應(yīng)有所減少，這說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化承擔了金融科技驅(qū)動城市綠色發(fā)展的部分中介作用③注：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的sobel 檢驗Z 值為4.13。。

表10 金融科技、動能轉(zhuǎn)換與城市綠色發(fā)展

綜合以上分析，假設(shè)1 得到驗證，即金融科技推動新動能發(fā)展進而賦能綠色發(fā)展。推動新動能發(fā)展主要在兩方面，從供給端動能促進地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新，從需求端動能加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

（二）金融科技對綠色發(fā)展影響的地理結(jié)構(gòu)效應(yīng)

1.金融科技與綠色發(fā)展的地理空間分布

在經(jīng)濟發(fā)展過程中，由于中國特定的體制背景，直轄市和省會城市往往能夠吸引較多的發(fā)展資源，呈現(xiàn)經(jīng)濟集聚的特點，同時中心城市通常是金融機構(gòu)和高科技公司的聚集地，那么以“金融+科技”為特征的金融科技是否具有產(chǎn)業(yè)集聚的特征呢？綠色發(fā)展是否存在區(qū)域相關(guān)呢？為了回答這個問題，首先采用局部加權(quán)平滑曲線觀察城市金融科技公司數(shù)量和綠色發(fā)展在與中心城市（省會）距離上分布的特征，結(jié)果如圖2 所示。首先，當距離為0 時，曲線1 和曲線2 均處于最高值，說明中心城市（省會）一般是各省金融科技和綠色發(fā)展的最高水平。其次，在距離中心城市100千米以內(nèi)，隨著距離的增加，曲線1 和曲線2 的斜率為負且較高，說明在0～100 千米時，金融科技公司數(shù)量和綠色發(fā)展水平隨著距離的增加處于快速下降過程。最后，在100 千米～300 千米金融科技公司數(shù)量和綠色發(fā)展水平的變化幅度均較小，而當距離超過300 千米以后，總體處于緩慢下降趨勢。以上說明，金融科技公司與綠色發(fā)展高水平地區(qū)一般分布在中心城市及周邊地區(qū)，而金融要素集聚本身具有溢出效應(yīng)和虹吸效應(yīng)，金融科技自身也存在技術(shù)溢出效應(yīng)。因此，本文認為金融科技集聚同樣存在空間效應(yīng)。

圖2 金融科技和綠色發(fā)展的距離分布圖

2.金融科技集聚對綠色發(fā)展的影響及地理特征

接下來是本部分關(guān)注的重點，檢驗金融科技發(fā)展的空間效應(yīng)，表11 匯報了模型（7）的回歸結(jié)果。（1）列是未納入控制變量的結(jié)果，（2）列是完整模型的結(jié)果，初步顯示核心變量結(jié)果較為穩(wěn)健。在（2）列中，F(xiàn)T_local和FT_centre的估計系數(shù)為在1%水平上正向顯著，說明金融科技集聚和金融科技中心溢出均會提升綠色發(fā)展的水平。本部分與前文一樣存在內(nèi)生性的擔憂。因此使用工具變量法來緩解內(nèi)生性問題。本文選取滯后一期的地方金融科技區(qū)位熵及滯后一期的金融科技中心溢出作為工具變量，進而使用兩階段最小二乘估計，其結(jié)果匯報在表11（3）、（4）列中，金融科技區(qū)位熵（FT_local）和金融科技中心溢出（FT_centre）的估計系數(shù)依然在1%水平上正向顯著，其Kleibergen-Paap LM 檢驗P值均為0.0003 且小于0.1，Kleibergen-Paap Wald 檢驗分別為24.941 和21.587 均大于10%置信水平的檢驗值7.03，以上結(jié)果表明工具變量是合理有效的。

表11 金融科技地理結(jié)構(gòu)與城市綠色發(fā)展

為了保證回歸結(jié)果的可靠性，本文從以下幾方面進行了穩(wěn)健性檢驗：第一，考慮到京津冀一體化政策，而且北京市和天津市的金融科技對河北省的綠色發(fā)展具有空間效應(yīng)。因此剔除了河北省內(nèi)的城市樣本，表12（1）列匯報了相應(yīng)的估計結(jié)果。第二，使用熵值法重新測度綠色發(fā)展，結(jié)果匯報在（2）列中。第三，考慮到雙向固定效應(yīng)可能較為“柔性”。因此將其交互，即使用年份*省份的交互固定效應(yīng)，其結(jié)果見（3）列。所有的結(jié)果均為正向顯著，說明本文的核心結(jié)論沒有發(fā)生改變。

表12 金融科技地理結(jié)構(gòu)與城市綠色發(fā)展的穩(wěn)健性檢驗

根據(jù)前文圖2 的分布特征，本文根據(jù)各城市與中心城市的距離進行分組，進一步考察金融科技對綠色發(fā)展影響的空間特征，表13 匯報了分組回歸的結(jié)果。由（1）列可得，當城市距離中心城市100 千米以內(nèi)時，地方金融科技集聚（FT_local）對綠色發(fā)展的系數(shù)為負，在5%水平上顯著，說明在該范圍內(nèi)，地方金融科技集聚會顯著降低地方的綠色發(fā)展水平，而金融科技中心溢出（FT_centre）的系數(shù)為正，在1%水平上顯著，說明金融科技中心溢出效應(yīng)能夠顯著提升100 千米以內(nèi)城市的綠色發(fā)展水平。對于以上結(jié)果可能的原因是中心城市金融科技的發(fā)展具有虹吸效應(yīng)，剝奪了距離省會100 千米左右城市本地金融科技集聚的綠色促進能力，但是并沒有說明金融科技的發(fā)展阻礙了100 千米以內(nèi)非中心城市的綠色發(fā)展，因為金融科技中心溢出效應(yīng)填補了推動100 千米以內(nèi)非中心城市綠色發(fā)展的角色。

由表13（2）列結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，當城市位于距離中心城市100～300 千米時，地方金融科技集聚（FT_local）對綠色發(fā)展的系數(shù)為正，在1%水平上顯著，說明在該范圍，地方金融科技集聚會顯著提高地方的綠色發(fā)展水平，而金融科技中心溢出（FT_centre）的系數(shù)為正，但是并不顯著，說明金融科技中心溢出效應(yīng)對于100～300千米以內(nèi)城市的綠色發(fā)展水平并不存在顯著作用。可能的原因是，該區(qū)域的城市金融科技集聚能夠滿足綠色發(fā)展的需要。因此不需要外部中心城市的金融科技溢出來提供資金技術(shù)等方面的支持。

由表13（3）列結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，當城市位于距離中心城市300 千米以外時，地方金融科技集聚（FT_local）對綠色發(fā)展的系數(shù)為正，但是并不顯著，說明在該范圍的地方金融科技集聚會提高地方的綠色發(fā)展水平但是作用并不強烈，而金融科技中心溢出（FT_centre）的系數(shù)為正，在1%水平上顯著，說明金融科技中心溢出效應(yīng)對于距離中心城市300 千米以外城市的綠色發(fā)展水平存在顯著推動作用?？赡艿脑蚴?，距離中心城市較遠的地區(qū)，其金融科技發(fā)展水平也不足，自身的金融科技集聚不能發(fā)揮較好的綠色促進作用，而外部中心城市的金融科技溢出能夠緩解地方金融科技能力不足所造成的的綠色創(chuàng)新資金不足等問題，為地方城市綠色發(fā)展注入動力。

表13 金融科技地理結(jié)構(gòu)影響城市綠色發(fā)展的地理距離特征

綜合上述結(jié)果，地方金融科技集聚對綠色發(fā)展的影響隨距離的變化呈倒“U”型特征，而金融科技中心溢出對綠色發(fā)展的影響隨距離的變化呈“U”型特征，而且從平均系數(shù)的結(jié)果進行觀察，兩者之間存在互為補充的綠色增長效應(yīng)。即當?shù)胤浇鹑诳萍技鄄荒艽龠M綠色發(fā)展時，金融科技中心溢出可以替代前者的角色完成綠色促進作用，而當金融科技中心溢出未能促進綠色發(fā)展時，地方金融科技集聚便會充當促進綠色發(fā)展的作用。

六、結(jié)論與啟示

堅持“綠水青山就是金山銀山”對于實現(xiàn)高質(zhì)量綠色發(fā)展至關(guān)重要。金融是現(xiàn)代經(jīng)濟的核心，而金融科技作為信息技術(shù)與金融業(yè)滲透融合的產(chǎn)物，正在改變和重塑傳統(tǒng)金融業(yè)態(tài)，為高質(zhì)量綠色發(fā)展注入巨大的動力與活力。本文基于中國2010—2018 年的城市層面數(shù)據(jù)，在構(gòu)建中國城市綠色發(fā)展評價體系的基礎(chǔ)上，運用《中國工業(yè)經(jīng)濟》期刊公開發(fā)表的金融科技公司數(shù)量的數(shù)據(jù)，通過面板固定效應(yīng)模型、工具變量法、中介效應(yīng)等方法考察金融科技對城市綠色發(fā)展的影響。

（一）研究結(jié)論

金融科技能夠促進綠色發(fā)展，通過以1984 年電話機數(shù)為工具變量的兩階段最小二乘估計、系統(tǒng)GMM 等方法處理內(nèi)生性，用熵值法重新測度綠色發(fā)展、消除城市規(guī)模對金融科技測度誤差的影響、更換樣本區(qū)間等穩(wěn)健性檢驗，得出金融科技顯著促進綠色發(fā)展的這一結(jié)果是穩(wěn)健可靠的。異質(zhì)性分析的結(jié)果顯示，首先，金融科技的綠色驅(qū)動效應(yīng)主要在于降低排放消耗及推動經(jīng)濟增長；其次，金融科技對綠色發(fā)展的作用在東部地區(qū)最強，中部地區(qū)稍強，西部地區(qū)最弱；最后，無論是環(huán)境監(jiān)管還是金融監(jiān)管，當監(jiān)管程度處于動態(tài)中性時，金融科技能夠發(fā)揮最優(yōu)的綠色促進作用。金融科技能夠促進動能轉(zhuǎn)換，進而賦能綠色發(fā)展，具體路徑在于供給側(cè)綠色技術(shù)創(chuàng)新動能和需求側(cè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級動能兩個方面。地方金融科技集聚和金融科技中心溢出均會推動綠色發(fā)展，隨著與中心城市距離的增加，地方金融科技集聚和金融科技中心溢出對綠色發(fā)展的影響具有替代作用。

（二）政策建議

1.接續(xù)高質(zhì)量發(fā)展金融科技，穩(wěn)妥推進綠色發(fā)展轉(zhuǎn)型

金融科技是新發(fā)展階段實現(xiàn)高質(zhì)量綠色發(fā)展的重要手段。金融科技的蓬勃發(fā)展為企業(yè)融通資金提供了重要支持，大數(shù)據(jù)及人工智能等手段為識別清潔技術(shù)、清潔生產(chǎn)模式、清潔企業(yè)等方面提供了便利，進而以綠色技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級為支點推動綠色發(fā)展。同時政府應(yīng)引導(dǎo)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展、加強知識產(chǎn)權(quán)保護、強化激勵政策協(xié)同、優(yōu)化營商環(huán)境等方面，促進創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)蓬勃發(fā)展，培育綠色發(fā)展的增長動力。

2.保持動態(tài)中性監(jiān)管常態(tài)化

在新發(fā)展格局背景下，金融科技能夠幫助金融供給側(cè)改革，也是一把“雙刃劍”。一方面，政府監(jiān)管不能缺位，也不宜保持過度監(jiān)管的狀態(tài)，維持區(qū)域監(jiān)管程度動態(tài)中性是金融科技賦能綠色發(fā)展的最優(yōu)監(jiān)管狀態(tài)；另一方面，要加強宏觀審慎監(jiān)管，確保不發(fā)生系統(tǒng)性風險，進一步擴大“監(jiān)管沙盒”試點范圍，給予金融科技足夠的試錯空間，充分發(fā)揮市場機制，解決資源配置效率低下等問題，進而驅(qū)動綠色發(fā)展。

3.不能忽視地方城市金融科技發(fā)展

積極構(gòu)建三層金融科技中心，促進綠色發(fā)展。三層金融科技中心即全國金融科技中心、地方金融科技中心及地方次級金融科技中心。金融科技產(chǎn)業(yè)在發(fā)展時應(yīng)兼顧集聚與分散，以達到“以點帶面”的作用突破綠色發(fā)展制約。對于全國和地方的金融科技“領(lǐng)頭羊”城市，要持續(xù)增強技術(shù)、人力和制度等方面的比較優(yōu)勢，發(fā)揮循環(huán)累積效應(yīng)，進一步提高城市綠色水平。對于距離中心城市100 千米～300 千米的城市，通過政府機構(gòu)政策引導(dǎo)、儲備優(yōu)秀人才、建設(shè)基礎(chǔ)設(shè)施搭建金融科技聯(lián)合平臺，在地方建立多個次級金融科技中心，使金融科技更好地服務(wù)于城市綠色轉(zhuǎn)型，有助于“在集聚中走向平衡”，實現(xiàn)高質(zhì)量綠色發(fā)展。

（三）研究不足

本文使用的數(shù)據(jù)是基于各城市金融科技公司數(shù)量的數(shù)據(jù)，而金融科技公司發(fā)展水平層次不齊，金融科技公司之間的體量及影響作用等方面可能存在巨大差異。限于數(shù)據(jù)的可得性，本文僅從數(shù)量角度開展研究，而從金融科技公司質(zhì)量等深層數(shù)據(jù)出發(fā)，可以進一步深化研究。