周雷　寧心怡　宋佳佳　張鑫

摘? ?要：金融科技創(chuàng)新對(duì)于提升金融服務(wù)效率，服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)具有重要意義?；?011—2021年我國31個(gè)省份的平衡面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用空間計(jì)量模型和中介效應(yīng)檢驗(yàn)，研究金融科技創(chuàng)新對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的直接影響、間接效應(yīng)和作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：金融科技創(chuàng)新不僅能直接促進(jìn)本地區(qū)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，而且具有正向空間溢出，對(duì)鄰近地區(qū)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展呈現(xiàn)漸進(jìn)、動(dòng)態(tài)的長期影響。中介效應(yīng)和異質(zhì)性檢驗(yàn)表明，提升金融服務(wù)效率是金融科技創(chuàng)新促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的主要機(jī)制。在金融科技創(chuàng)新監(jiān)管試點(diǎn)地區(qū)，金融科技對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的直接影響、間接效應(yīng)和中介效應(yīng)均明顯高于非試點(diǎn)地區(qū)。因此，要優(yōu)化金融科技業(yè)態(tài)空間布局，提升金融服務(wù)效率，深化金融科技創(chuàng)新監(jiān)管試點(diǎn)，以更好地服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

關(guān)鍵詞：金融科技；實(shí)體經(jīng)濟(jì)；高質(zhì)量發(fā)展；金融服務(wù)效率；空間效應(yīng)；雙重差分模型

中圖分類號(hào)：F832.1? ?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A? 文章編號(hào)：1674-2265（2024）01-0079-10

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2024.01.009

一、引言及文獻(xiàn)綜述

2023年10月召開的中央金融工作會(huì)議強(qiáng)調(diào)，堅(jiān)持把金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)作為根本宗旨，做好科技金融、綠色金融、普惠金融、養(yǎng)老金融、數(shù)字金融五篇大文章。服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)是金融科技創(chuàng)新的出發(fā)點(diǎn)和落腳點(diǎn)。田秀娟等（2021）[1]從宏觀產(chǎn)業(yè)層面實(shí)證分析了金融科技服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的路徑，結(jié)果表明金融科技可以通過金融創(chuàng)新和科技創(chuàng)新雙路徑促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長。王婧菲和孫立（2023）[2]則從微觀層面運(yùn)用滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在“數(shù)實(shí)融合”背景下，數(shù)字產(chǎn)業(yè)化是金融科技創(chuàng)新的主要“動(dòng)力源”，而金融科技創(chuàng)新水平的提升能顯著抑制實(shí)體企業(yè)的“脫實(shí)向虛”傾向，從而助力實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，但上述影響強(qiáng)度存在地區(qū)和產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性。譚中明等（2022）[3]通過實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，金融科技會(huì)促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展，并通過信貸規(guī)模、信貸結(jié)構(gòu)和長期信貸價(jià)格的傳導(dǎo)，體現(xiàn)出顯著的正向空間溢出。王紅建等（2023）[4]基于金融加速器理論考察金融科技對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的穩(wěn)定器作用及其機(jī)理，發(fā)現(xiàn)金融科技發(fā)展通過減少銀企信息不對(duì)稱，抑制上市企業(yè)投資波動(dòng)，降低抵押品在債務(wù)契約中的重要性等渠道，顯著弱化金融加速器效應(yīng)，提高實(shí)體經(jīng)濟(jì)運(yùn)行穩(wěn)定性和發(fā)展質(zhì)量。此外，金融科技與數(shù)字金融高度相關(guān)，隨著科技、數(shù)據(jù)與金融融合的深入，兩者的界限日益模糊，一般認(rèn)為數(shù)字金融是金融科技應(yīng)用成果的體現(xiàn)。聞岳春和黃昌杰（2023）[5]采用雙向固定效應(yīng)模型檢驗(yàn)得出新興數(shù)字金融的發(fā)展對(duì)我國東、中、西部地區(qū)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模均具有顯著的正向促進(jìn)作用。陸鳳芝和王群勇（2022）[6]構(gòu)建空間計(jì)量模型研究得出數(shù)字普惠金融的發(fā)展可以顯著促進(jìn)本地區(qū)金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率的提升，但對(duì)鄰近地區(qū)的影響尚未有效顯現(xiàn)。

綜上，已有文獻(xiàn)主要研究了金融科技對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)規(guī)模、質(zhì)量和效率的影響，但對(duì)其動(dòng)態(tài)空間效應(yīng)和作用機(jī)制的討論不足，特別是已有研究關(guān)注了金融科技創(chuàng)新對(duì)金融服務(wù)效率的正向影響，但是對(duì)金融服務(wù)效率提升如何進(jìn)一步促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，鮮有完整的機(jī)制檢驗(yàn)。因此，本文通過構(gòu)建實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展指標(biāo)體系和嵌套空間權(quán)重矩陣，全面研究金融科技創(chuàng)新對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的直接影響、動(dòng)態(tài)間接效應(yīng)和作用機(jī)制，并基于金融科技創(chuàng)新監(jiān)管試點(diǎn)政策進(jìn)行異質(zhì)性分析，為推動(dòng)金融科技守正創(chuàng)新、提升金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展能力提供借鑒。本文的邊際貢獻(xiàn)和主要?jiǎng)?chuàng)新點(diǎn)包括：一是測(cè)算考慮地理距離與經(jīng)濟(jì)特征的嵌套空間權(quán)重矩陣，構(gòu)建包含外生交互與內(nèi)生交互的空間杜賓模型，并通過引入時(shí)空滯后項(xiàng)對(duì)金融科技創(chuàng)新的長短期效應(yīng)進(jìn)行偏微分分解，全面、精準(zhǔn)評(píng)估其對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)及其動(dòng)態(tài)變化。二是以金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率為中介變量，檢驗(yàn)“金融科技創(chuàng)新→金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率→實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展”的作用機(jī)制，彌補(bǔ)相關(guān)文獻(xiàn)的欠缺。三是已有金融科技對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)影響的異質(zhì)性分析大多根據(jù)我國東中西部的地理區(qū)劃來劃分，未能很好地抓住金融科技創(chuàng)新的監(jiān)管環(huán)境差異和空間分布特征。本文根據(jù)中國人民銀行金融科技創(chuàng)新監(jiān)管試點(diǎn)開展情況，將31個(gè)省（自治區(qū)、直轄市，以下簡稱省份）劃分為試點(diǎn)地區(qū)和非試點(diǎn)地區(qū)兩類進(jìn)行多時(shí)點(diǎn)雙重差分檢驗(yàn)和異質(zhì)性分析，詳細(xì)比較兩類地區(qū)在金融科技服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)成效和傳導(dǎo)機(jī)制方面的差異，為評(píng)估、完善和推廣試點(diǎn)政策、更好地發(fā)揮金融科技創(chuàng)新對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的支持作用提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）金融科技創(chuàng)新對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響

從宏觀上看，金融科技創(chuàng)新能夠強(qiáng)化金融體系的資金融通、資源配置和風(fēng)險(xiǎn)保障等功能，滿足實(shí)體經(jīng)濟(jì)的多樣化金融需求，助力實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。周雷等（2019）[7]認(rèn)為金融科技創(chuàng)新提高了儲(chǔ)蓄向投資的轉(zhuǎn)化效率，緩解了融資約束，提升了實(shí)體部門，特別是小微企業(yè)的融資可得性，擴(kuò)大了金融服務(wù)覆蓋面，從而有助于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的包容性增長。薛瑩和胡堅(jiān)（2020）[8]重點(diǎn)從資源配置角度分析了金融科技助推實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的理論邏輯，認(rèn)為金融科技創(chuàng)新減少了傳統(tǒng)金融面臨的信息不對(duì)稱問題，降低了交易成本，從而提升了金融跨時(shí)空配置資源的能力，服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。謝絢麗等（2018）[9]驗(yàn)證了保險(xiǎn)科技產(chǎn)品能夠?qū)_和降低實(shí)體經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行風(fēng)險(xiǎn)和創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展的韌性。從微觀上看，金融科技能促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，且這一效應(yīng)在中西部地區(qū)和國有企業(yè)中更大。此外，金融科技創(chuàng)新還能為居民提供數(shù)字人民幣、互聯(lián)網(wǎng)消費(fèi)金融等新產(chǎn)品，降低交易和融資成本，助力消費(fèi)升級(jí)和擴(kuò)大內(nèi)需。因此，金融科技創(chuàng)新能夠推動(dòng)實(shí)體經(jīng)濟(jì)內(nèi)生增長和良性循環(huán)，服務(wù)高質(zhì)量發(fā)展。綜上，提出假設(shè)H1。

H1：金融科技創(chuàng)新有助于促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展。

金融科技的“非接觸式”特征，使其天然具有突破空間限制，為實(shí)體經(jīng)濟(jì)提供跨區(qū)域、跨市場數(shù)字化金融服務(wù)的優(yōu)勢(shì)。數(shù)字技術(shù)賦能下的金融科技創(chuàng)新能夠打破傳統(tǒng)金融市場要素流動(dòng)的壁壘，增強(qiáng)區(qū)域間經(jīng)濟(jì)金融活動(dòng)的關(guān)聯(lián)度和集聚性，從而為其發(fā)揮服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的正向溢出效應(yīng)奠定基礎(chǔ)。唐松等（2019）[10]的實(shí)證研究表明，金融科技創(chuàng)新總體上提升了本地區(qū)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的全要素生產(chǎn)率，同時(shí)通過知識(shí)和技術(shù)溢出，有效提高周邊地區(qū)的全要素生產(chǎn)率，助力經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。劉丹陽和黃志剛（2023）[11]基于“雙循環(huán)”相互促進(jìn)的視角，實(shí)證研究得出金融科技創(chuàng)新成果的推廣應(yīng)用，可有效促進(jìn)金融科技對(duì)鄰近地區(qū)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展外溢效應(yīng)的發(fā)揮，助力構(gòu)建新發(fā)展格局。李夢(mèng)雨等（2021）[12]運(yùn)用我國地級(jí)市數(shù)據(jù)檢驗(yàn)卻得出金融科技創(chuàng)新對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的溢出效應(yīng)尚未顯現(xiàn)的結(jié)論。事實(shí)上，金融科技創(chuàng)新除短期內(nèi)可跨區(qū)域提供數(shù)字金融服務(wù)外，還可以通過數(shù)字產(chǎn)業(yè)合作、共建金融科技基礎(chǔ)設(shè)施、技術(shù)成果市場化等方式，對(duì)鄰近地區(qū)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生長期的“涓滴效應(yīng)”。因此，金融科技創(chuàng)新的溢出是一個(gè)漸進(jìn)、動(dòng)態(tài)的過程，而相關(guān)研究對(duì)此關(guān)注不足，可能影響對(duì)金融科技與實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展關(guān)系的全面把握。綜上，從動(dòng)態(tài)空間效應(yīng)角度提出假設(shè)H2。

H2：金融科技創(chuàng)新對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有動(dòng)態(tài)的正向空間溢出效應(yīng)。

（二）金融科技創(chuàng)新影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的機(jī)制

已有文獻(xiàn)驗(yàn)證了金融科技發(fā)展有助于提升金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率，但是金融服務(wù)效率的提升對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響機(jī)制尚未得到完整檢驗(yàn)。因此，可以考慮將金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率作為中介變量，系統(tǒng)考察金融科技創(chuàng)新對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響機(jī)制。首先，金融機(jī)構(gòu)通過引進(jìn)、應(yīng)用和普及金融科技企業(yè)的技術(shù)和產(chǎn)品，能夠提升金融服務(wù)效率，從而間接促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展（魯釗陽和馬輝，2021）[13]。其次，金融科技創(chuàng)新降低了交易成本，提高了金融的普惠性，能夠滿足面廣量大的小微企業(yè)等“長尾群體”的金融服務(wù)需求，促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)均衡高質(zhì)量發(fā)展。最后，金融科技平臺(tái)運(yùn)用數(shù)字技術(shù)對(duì)客戶進(jìn)行實(shí)時(shí)、動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)，能有效降低信用風(fēng)險(xiǎn)和市場風(fēng)險(xiǎn)，為金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展保駕護(hù)航。此外，金融科技與傳統(tǒng)金融的“競爭效應(yīng)”還能倒逼傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)在數(shù)實(shí)融合背景下加快數(shù)字化轉(zhuǎn)型步伐，深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，以自身高質(zhì)量發(fā)展更好地服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展。綜上，可以提出假設(shè)H3。

H3：金融科技創(chuàng)新通過提升金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

我國實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量存在顯著的空間差異（邵漢華和劉克沖，2020）[14]，金融科技發(fā)展水平也呈現(xiàn)一定的區(qū)域差異與空間效應(yīng)（王榮等，2023）[15]。因此，金融科技創(chuàng)新提升金融服務(wù)效率，進(jìn)而促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的作用可能存在區(qū)域異質(zhì)性。特別是，隨著中國人民銀行開展的金融科技創(chuàng)新監(jiān)管試點(diǎn)工作的推進(jìn)，試點(diǎn)與非試點(diǎn)地區(qū)在金融科技監(jiān)管環(huán)境、支持政策、市場化程度等方面的差異，為檢驗(yàn)金融科技創(chuàng)新促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展影響機(jī)制的異質(zhì)性提供了條件。金融科技創(chuàng)新監(jiān)管試點(diǎn)構(gòu)建了中國版“監(jiān)管沙盒”，通過創(chuàng)新監(jiān)管工具，為金融科技發(fā)展提供具有安全邊界的真實(shí)市場環(huán)境，實(shí)現(xiàn)了鼓勵(lì)創(chuàng)新與防范風(fēng)險(xiǎn)的平衡。截至2022年底，在政策支持下，已有172個(gè)試點(diǎn)項(xiàng)目落地，包括16個(gè)資本市場項(xiàng)目，涉及9個(gè)省級(jí)行政區(qū)。絕大部分項(xiàng)目均以服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)重點(diǎn)領(lǐng)域和薄弱環(huán)節(jié)為目標(biāo)，通過技術(shù)賦能金融科技創(chuàng)新，提升金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率，進(jìn)而促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展。此外，金融科技創(chuàng)新監(jiān)管試點(diǎn)通過引入市場化競爭機(jī)制，也有助于市場主體在相對(duì)公平的環(huán)境中爭取金融資源，暢通金融科技創(chuàng)新促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的傳導(dǎo)機(jī)制（聶秀華等，2021）[16]。綜上，可以提出假設(shè)H4。

H4：在金融科技創(chuàng)新監(jiān)管試點(diǎn)地區(qū)，金融科技創(chuàng)新更能通過提升金融服務(wù)效率進(jìn)而促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文樣本覆蓋我國31個(gè)省份（不含港澳臺(tái)地區(qū)）的宏觀平衡面板數(shù)據(jù)，考慮到數(shù)據(jù)可得性及我國金融科技的發(fā)展實(shí)際，樣本期間為2011—2021年，共包括341個(gè)年度樣本觀測(cè)值。主要原始數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省市統(tǒng)計(jì)年鑒、國家統(tǒng)計(jì)局和中國人民銀行官網(wǎng)、萬得數(shù)據(jù)庫、北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心等。

（二）變量設(shè)定

1. 被解釋變量：實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)。實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的測(cè)度主要有兩種方法：一是使用綠色全要素生產(chǎn)率（常建新等，2021）[17]；二是通過構(gòu)建指標(biāo)體系綜合評(píng)價(jià)（譚中明等，2022）[3]。使用單一指標(biāo)測(cè)度可能無法反映實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的豐富內(nèi)涵，因此，本文從創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享五大新發(fā)展理念出發(fā)，構(gòu)建實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，如表1所示。其中，涉及實(shí)體經(jīng)濟(jì)的指標(biāo)，采用通行的去除房地產(chǎn)業(yè)和金融業(yè)之后的地區(qū)生產(chǎn)總值來表示（樊羚和韓廷春，2020）[18]，涉及實(shí)體企業(yè)的指標(biāo)，也采用去除房地產(chǎn)企業(yè)和金融企業(yè)之后的企業(yè)來表示（申明浩等，2022）[19]。在構(gòu)建評(píng)價(jià)指標(biāo)體系的基礎(chǔ)上，本文運(yùn)用基于熵權(quán)法的TOPSIS模型處理指標(biāo)數(shù)據(jù)，先對(duì)負(fù)向指標(biāo)取倒數(shù)，然后對(duì)缺失值用插值法填補(bǔ)，再進(jìn)行數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化，最后為避免主觀賦權(quán)可能存在的偏誤，采用信息熵確定各項(xiàng)指標(biāo)權(quán)重，合成實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)（HQR），作為實(shí)證研究的被解釋變量。

2. 解釋變量：金融科技創(chuàng)新水平。總結(jié)已有文獻(xiàn)，常用以下兩種代理變量來測(cè)度金融科技創(chuàng)新水平：一是借鑒Askitas和Zimmermann（2009）[20]提出的互聯(lián)網(wǎng)信息論，郭品和沈悅（2015）[21]率先通過挖掘網(wǎng)絡(luò)文本中金融科技相關(guān)的詞頻來合成代理變量；二是北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心定期發(fā)布的數(shù)字普惠金融指數(shù)（郭峰等，2020）[22]。由于第一種測(cè)度方法主要測(cè)度的是金融科技的網(wǎng)絡(luò)輿情熱度，可能與實(shí)際金融科技創(chuàng)新水平存在一定的偏差。而數(shù)字普惠金融指數(shù)涵蓋了數(shù)字支付、互聯(lián)網(wǎng)理財(cái)、互聯(lián)網(wǎng)貸款、保險(xiǎn)科技、互聯(lián)網(wǎng)基金、大數(shù)據(jù)征信等金融科技主要業(yè)態(tài)，反映了金融科技的普及程度、創(chuàng)新產(chǎn)品、使用狀況、服務(wù)成本和便捷性，能夠較全面地體現(xiàn)實(shí)際金融科技創(chuàng)新水平，滿足本研究對(duì)數(shù)據(jù)來源和樣本期間的要求。因此，借鑒亓鵬和韓慶瀟（2022）[23]的做法，采用數(shù)字普惠金融指數(shù)測(cè)度金融科技創(chuàng)新水平（Fin）。

3.中介變量：金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率。金融科技在金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)過程中發(fā)揮了“催化劑”作用，通過提升金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的效率，促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。因此，本文選擇金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率（FTFP）作為中介變量?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性，參考宋志秀（2019）[24]等的指標(biāo)構(gòu)建方法，完善了金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率投入產(chǎn)出指標(biāo)體系，如表2所示。然后運(yùn)用DEA-Malmquist法測(cè)度2011—2021年我國31個(gè)省份金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率。

4. 控制變量。為控制其他影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的因素，篩選了五個(gè)控制變量納入計(jì)量模型，分別為實(shí)體經(jīng)濟(jì)人力資本（Hum）、實(shí)體經(jīng)濟(jì)物質(zhì)資本（K）、政府財(cái)政支出（Fis）、城鎮(zhèn)化水平（Town）和物價(jià)水平（P）。表3給出了模型使用的主要變量定義。

（三）模型構(gòu)建

1. 嵌套空間權(quán)重矩陣構(gòu)建。金融科技創(chuàng)新的“鲇魚效應(yīng)”促進(jìn)了生產(chǎn)要素流動(dòng)，優(yōu)化了資源配置，這種要素流動(dòng)包括跨區(qū)域流動(dòng)，因此，檢驗(yàn)金融科技創(chuàng)新對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響時(shí)有必要考慮空間效應(yīng)，構(gòu)建空間計(jì)量模型?？紤]到空間效應(yīng)可能同時(shí)蘊(yùn)含地理距離因素與經(jīng)濟(jì)規(guī)模因素，且在實(shí)際中這種空間效應(yīng)存在非對(duì)稱性，因此，本文將地理反距離矩陣與經(jīng)濟(jì)特征矩陣相結(jié)合，構(gòu)建嵌套空間權(quán)重矩陣，以更準(zhǔn)確地刻畫空間效應(yīng)的綜合性與復(fù)雜性，如（1）式所示。

[Wij=diag（X1/X，X2/X，…，X31/X）×Wdij]? ? ? （1）

其中，[Wij]為嵌套空間權(quán)重矩陣，[diag…]為對(duì)角矩陣，[Xi]為2011—2021年省份[i]的GDP均值，[X]為2011—2021年全國的GDP均值（不含港澳臺(tái)地區(qū)），[Wdij]為地理反距離矩陣，其元素為省份[i]與省份[j]的省會(huì)城市間地理距離的倒數(shù)。

2. 面板空間計(jì)量模型構(gòu)建。已有研究利用空間計(jì)量模型考察金融科技對(duì)其他被解釋變量的影響，結(jié)果表明金融科技創(chuàng)新確實(shí)存在空間集聚特征與溢出效應(yīng)（劉繼兵等，2022）[25]。而實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間溢出效應(yīng)也已經(jīng)得到了部分實(shí)證研究的支持。同時(shí)，對(duì)于省級(jí)層面的數(shù)據(jù)，雙向固定效應(yīng)下的面板模型可以避免樣本異質(zhì)性和時(shí)間效應(yīng)帶來的結(jié)果有偏性，因此，選擇空間、時(shí)間雙向固定效應(yīng)模型作為構(gòu)建面板空間計(jì)量模型的基礎(chǔ)。

綜上，結(jié)合設(shè)定的變量及選擇的嵌套空間權(quán)重矩陣，可以構(gòu)建如（2）式所示的雙向固定效應(yīng)面板空間計(jì)量模型。此外，為統(tǒng)一量綱，減少異方差性，在構(gòu)建模型時(shí)對(duì)各變量取自然對(duì)數(shù)，統(tǒng)一在變量前加ln表示。

[lnHQRit=β0+ρWlnHQRit+β1lnFinit+β2WlnFinit+γ1lnCit+γ2WlnCit+φi+ut+λWεit+vit] （2）

在（2）式中，[lnHQRit]表示省份[i]第[t]年對(duì)數(shù)化后的實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)；[lnFinit]表示省份[i]第[t]年對(duì)數(shù)化后的金融科技創(chuàng)新水平；[lnCit]為選取的一組對(duì)數(shù)化處理后的控制變量向量；[W]為構(gòu)建的嵌套空間權(quán)重矩陣；[ρ]度量[lnHQRit]的空間滯后系數(shù)，體現(xiàn)被解釋變量與其空間自回歸項(xiàng)的內(nèi)生交互；[β0]為常數(shù)項(xiàng)，[β1]為核心解釋變量的回歸系數(shù)，[γ1]為控制變量的回歸系數(shù)向量；[β2]為核心解釋變量的空間回歸系數(shù)，體現(xiàn)核心解釋變量與被解釋變量在空間上的外生交互；[γ2]為控制變量的空間回歸系數(shù)向量；[φi]和[μt]分別為空間和時(shí)間固定效應(yīng)；[λ]為空間誤差系數(shù)；[εit]和[vit]為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

根據(jù)參數(shù)設(shè)置的不同，空間計(jì)量模型可分為空間杜賓模型、空間滯后模型和空間誤差模型。在（2）式中，當(dāng)[λ=0]時(shí)，表示空間杜賓模型（SDM）；當(dāng)[λ=β2=γ2=0]時(shí)，表示空間滯后模型（SAR）；當(dāng)[ρ=β2=γ2=0]時(shí)，表示空間誤差模型（SEM）。

3.中介效應(yīng)模型構(gòu)建。為進(jìn)一步檢驗(yàn)金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率的中介效應(yīng)，筆者參考溫忠麟和葉寶娟（2014）[26]的經(jīng)典文獻(xiàn)，采用逐步因果法構(gòu)建中介效應(yīng)模型。以金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率為中介變量的空間杜賓模型中介效應(yīng)檢驗(yàn)過程如下所示。

[lnHQRit=β0+ρWlnHQRit+clnFinit+β2WlnFinit+γ1lnCit+γ2WlnCit+φi+ut+vit] （3）

[lnFTFPit=α0+alnFinit+a'WlnFinit+α1lnCit+φi+ut+vit] （4）

[lnHQRit=β'0+ρ'WlnHQRit+blnFTFPit+c'lnFinit+β'2WlnFinit+γ1'lnCit+γ'2WlnCit+φi+ut+vit] （5）

在（3）式中，若經(jīng)檢驗(yàn)回歸系數(shù)[c]顯著，則主效應(yīng)顯著，繼續(xù)檢驗(yàn)（4）式和（5）式，若回歸系數(shù)[a]和[b]同時(shí)顯著，則中介效應(yīng)顯著；若[a]和[b]中至少有一個(gè)不顯著，則用Bootstrap法檢驗(yàn)系數(shù)乘積[ab]，若系數(shù)乘積顯著，則中介效應(yīng)顯著。在中介效應(yīng)顯著的前提下，若（5）式中的回歸系數(shù)[c']同時(shí)顯著，則為部分中介效應(yīng)，否則為完全中介效應(yīng)。

四、實(shí)證分析

（一）面板空間計(jì)量模型估計(jì)

首先，基于構(gòu)建的嵌套空間權(quán)重矩陣，采用Moran's I指數(shù)檢驗(yàn)金融科技創(chuàng)新水平（Fin）和實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)（HQR）的全局空間自相關(guān)性，結(jié)果顯示全局Moran's I均為正值，且均在1%的水平下顯著，說明具備統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的空間集聚特征，適合采用空間計(jì)量方法進(jìn)行實(shí)證分析。其次，需要選擇合適的空間模型設(shè)定形式。根據(jù)空間計(jì)量的似然比檢驗(yàn)（LR檢驗(yàn)）結(jié)果，在5%的顯著性水平下，拒絕了空間杜賓模型（SDM）可以退化為空間滯后模型（SAR）或空間誤差模型（SEM）的原假設(shè)，因此，采用空間杜賓模型（SDM）是合理的。為避免遺漏，本部分同時(shí)估計(jì)SAR和SEM，以便與SDM的估計(jì)結(jié)果相比較，得出更加可靠的結(jié)論。此外，隨機(jī)效應(yīng)豪斯曼檢驗(yàn)在1%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，因此，可以選擇空間、時(shí)間雙向固定效應(yīng)模型（FE）。最后，根據(jù)處理雙向固定效應(yīng)面板模型可能存在的內(nèi)生性的通行做法，對(duì)所有解釋變量均滯后一期處理，以緩解內(nèi)生性問題。為敘述方便，本文實(shí)證分析部分在討論解釋變量的回歸系數(shù)時(shí)，默認(rèn)指的是解釋變量一期滯后項(xiàng)的回歸系數(shù)。

表4報(bào)告了各模型的基準(zhǔn)回歸估計(jì)結(jié)果，其中模型1是作為對(duì)照的雙向固定效應(yīng)面板回歸模型估計(jì)結(jié)果，模型2—4 是三種空間計(jì)量模型的回歸結(jié)果。根據(jù)表4，模型1—4的核心解釋變量金融科技創(chuàng)新水平（Fin）的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，結(jié)果具有穩(wěn)健性。其中，在考慮空間內(nèi)生和外生交互的SDM模型中，金融科技創(chuàng)新水平的回歸系數(shù)更大，從整體上驗(yàn)證了金融科技創(chuàng)新有助于促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，即假設(shè)H1在樣本范圍內(nèi)得到了支持。同時(shí)，從SDM模型的估計(jì)結(jié)果看，金融科技創(chuàng)新水平的空間回歸系數(shù)也在1%的水平下顯著為正，初步驗(yàn)證了金融科技創(chuàng)新不僅會(huì)促進(jìn)本地區(qū)的實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，而且會(huì)影響鄰近地區(qū)的實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。但是，直接通過點(diǎn)回歸估計(jì)空間效應(yīng)系數(shù)可能產(chǎn)生偏誤（趙濤等，2020）[27]，下文將進(jìn)一步構(gòu)建動(dòng)態(tài)空間杜賓模型并運(yùn)用偏微分方法進(jìn)行效應(yīng)分解。此外，SAR模型和SDM模型的空間滯后系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，說明鄰近地區(qū)提高實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平，能夠通過示范效應(yīng)和溢出效應(yīng)提升本地區(qū)的實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平。統(tǒng)一大市場的構(gòu)建、生產(chǎn)要素的自由流動(dòng)和基礎(chǔ)設(shè)施的共享有助于強(qiáng)化實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間集聚特征，推動(dòng)實(shí)現(xiàn)共同富裕目標(biāo)。

（二）空間效應(yīng)分解

基準(zhǔn)回歸驗(yàn)證了金融科技創(chuàng)新對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展存在間接效應(yīng)，即正向空間溢出，但是這種空間溢出是一個(gè)動(dòng)態(tài)過程。因此，本部分通過引入被解釋變量的時(shí)空滯后項(xiàng)，將空間杜賓模型擴(kuò)展為動(dòng)態(tài)空間杜賓模型（DSDM），采用偏微分方法進(jìn)行效應(yīng)分解，分為直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)，并進(jìn)一步參考姚鳳閣等（2022）[28]的做法，將DSDM模型區(qū)分為短期DSDM模型和長期DSDM模型，其中短期DSDM模型僅考慮滯后一期的影響，而長期DSDM模型同時(shí)考慮了滯后二期和三期的動(dòng)態(tài)影響，結(jié)果如表5所示。從短期DSDM分解結(jié)果看，金融科技創(chuàng)新水平對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的直接效應(yīng)在1%的水平下顯著，而間接效應(yīng)和總效應(yīng)分別在10%和5%的水平下顯著，比較具體的效應(yīng)系數(shù)大小可以發(fā)現(xiàn)，金融科技創(chuàng)新在短期內(nèi)主要促進(jìn)本地區(qū)的實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，同時(shí)對(duì)鄰近地區(qū)有一定的正向空間溢出。從長期DSDM分解結(jié)果看，金融科技創(chuàng)新的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)均在1%的水平下顯著為正，其中，間接效應(yīng)系數(shù)較短期上升近1倍，表明在長期，金融科技創(chuàng)新在促進(jìn)本地區(qū)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的同時(shí)，其對(duì)鄰近地區(qū)的動(dòng)態(tài)正向空間溢出進(jìn)一步顯現(xiàn)，通過技術(shù)擴(kuò)散、資源共享和要素流動(dòng)，顯著助推鄰近地區(qū)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的提升。綜上，假設(shè)H2在樣本范圍內(nèi)得到了支持。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 替換核心解釋變量測(cè)度方法?？紤]到數(shù)字普惠金融指數(shù)的成分比較復(fù)雜，而實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展與銀行信貸關(guān)聯(lián)度較高，與保險(xiǎn)、基金的關(guān)聯(lián)度較弱，因此，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分，先替換解釋變量測(cè)度方法，創(chuàng)新性地采用銀行為申請(qǐng)人的金融科技專利數(shù)量FinPT來測(cè)度金融科技創(chuàng)新水平。具體做法為運(yùn)用Python 3.11軟件，參考李真等（2023）[29]構(gòu)建的金融科技專利詞典，從“中國專利信息中心專利之星檢索平臺(tái)”獲取銀行為申請(qǐng)人的金融科技專利相關(guān)數(shù)據(jù)，并根據(jù)專利申請(qǐng)公布日、申請(qǐng)人所在省級(jí)行政區(qū)，進(jìn)行匹配和統(tǒng)計(jì)，形成銀行金融科技專利數(shù)量的“年份—省份”面板數(shù)據(jù)，作為測(cè)度金融科技創(chuàng)新水平的代理變量納入空間杜賓模型。回歸結(jié)果如表6的模型7所示。可見，替換核心解釋變量的測(cè)度方法后，金融科技創(chuàng)新對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的回歸系數(shù)仍顯著為正，同時(shí)金融科技的空間效應(yīng)、實(shí)體經(jīng)濟(jì)的空間滯后系數(shù)也與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致，通過了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

2. 金融科技創(chuàng)新監(jiān)管試點(diǎn)的雙重差分檢驗(yàn)。為推動(dòng)金融科技守正創(chuàng)新，更好地促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，中國人民銀行組織開展了金融科技創(chuàng)新監(jiān)管試點(diǎn)。截至2022年底，已有172個(gè)服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的試點(diǎn)項(xiàng)目落地，涉及北京市、上海市、廣東省、江蘇省、浙江省、河北省、四川省、重慶市、湖北省等9個(gè)省份。金融科技創(chuàng)新監(jiān)管試點(diǎn)作為外生的政策沖擊，為檢驗(yàn)金融科技創(chuàng)新對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響提供了良好的“自然實(shí)驗(yàn)”條件。由于各地區(qū)開展試點(diǎn)的具體時(shí)點(diǎn)不同，本部分通過構(gòu)建多時(shí)點(diǎn)雙重差分模型，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，如（6）式所示。

[lnHQRit=α0+ρWlnHQRit+βDIDit+α1lnCit+φi+ut+vit]? ? ? ? ? ? ?（6）

在（6）式中，下標(biāo)[i]、[t]分別表示地區(qū)和年份，[lnHQRit]表示對(duì)數(shù)化后的實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)，[W]為嵌套空間權(quán)重矩陣，[ρ]為空間滯后系數(shù)；[DIDit=Treati×Postit]為多時(shí)點(diǎn)雙重差分模型的核心解釋變量，表示地區(qū)[i]在[t]年是否參加了金融科技創(chuàng)新監(jiān)管試點(diǎn)，參加取1，未參加取0，其回歸系數(shù)[β]即為我們關(guān)注的“自然實(shí)驗(yàn)”的“凈政策處理效應(yīng)”；[lnCit]為一組對(duì)數(shù)化處理后的控制變量向量，[α1]為控制變量的回歸系數(shù)向量；[φi]和[μt]分別為空間和時(shí)間固定效應(yīng)，[vit]為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

表6的模型8報(bào)告了多時(shí)點(diǎn)雙重差分模型的估計(jì)結(jié)果，“凈政策處理效應(yīng)”的估計(jì)系數(shù)在5%水平上顯著為正，即與非試點(diǎn)地區(qū)相比，金融科技創(chuàng)新監(jiān)管試點(diǎn)顯著促進(jìn)了試點(diǎn)地區(qū)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展。為驗(yàn)證雙重差分結(jié)果的可信度，進(jìn)一步進(jìn)行了平行趨勢(shì)檢驗(yàn)和安慰劑檢驗(yàn)，結(jié)果表明，在試點(diǎn)政策實(shí)施之前，估計(jì)系數(shù)并不顯著異于0，意味著實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組之間不存在系統(tǒng)性的顯著差異，符合平行趨勢(shì)假設(shè)。從試點(diǎn)實(shí)施后的效果看，金融科技創(chuàng)新監(jiān)管試點(diǎn)的影響存在一定的動(dòng)態(tài)性，與空間計(jì)量模型檢驗(yàn)結(jié)果基本一致。同時(shí)，進(jìn)一步通過500次的隨機(jī)抽樣進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。結(jié)果估計(jì)系數(shù)基本服從以0為均值的正態(tài)分布，表明雙重差分模型的估計(jì)結(jié)果并非由不可觀測(cè)的隨機(jī)因素驅(qū)動(dòng)，進(jìn)一步驗(yàn)證了估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。

五、機(jī)制分析

（一）金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本部分進(jìn)一步探究金融科技創(chuàng)新促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的機(jī)制及其異質(zhì)性特征。將基于表2指標(biāo)體系測(cè)算的我國31個(gè)省份2011—2021年金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率作為中介變量納入空間杜賓模型，根據(jù)式（3）—（5）所示的逐步因果法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，結(jié)果如表7所示。

表7：金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

[變量 模型9：lnFTFP 模型10：lnHQR lnFin 0.265***

（3.604） 0.079**

（2.527） WlnFin 0.083*

（1.792） 0.085*

（1.959） lnFTFP 0.231***

（4.056） WlnHQR 0.401***

（3.259） 控制變量 控制 控制 空間固定效應(yīng) 控制 控制 時(shí)間固定效應(yīng) 控制 控制 N 341 341 R2 0.514 0.609 ]

根據(jù)模型4的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，在主效應(yīng)顯著為正的前提下，表7中模型9和10顯示，金融科技創(chuàng)新對(duì)金融服務(wù)效率的回歸系數(shù)及金融服務(wù)效率對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的回歸系數(shù)均在1%水平下顯著為正，同時(shí)模型10中金融科技創(chuàng)新水平的回歸系數(shù)在5%的水平下顯著為正，且其絕對(duì)值比基準(zhǔn)回歸明顯下降，表明存在部分中介效應(yīng)，且中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比值較高，為52.77%。因此，提升金融服務(wù)效率是金融科技服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的主渠道，即假設(shè)H3在樣本范圍內(nèi)得到支持。

（二）金融科技創(chuàng)新監(jiān)管試點(diǎn)的異質(zhì)性分析

已有研究表明，完善金融監(jiān)管體系，運(yùn)用監(jiān)管科技創(chuàng)新審慎監(jiān)管工具，有助于提升金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率，增強(qiáng)金融科技對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用。因此，本部分將31個(gè)省份劃分為金融科技創(chuàng)新監(jiān)管試點(diǎn)地區(qū)和非試點(diǎn)地區(qū)兩個(gè)子樣本，均以金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率為中介變量進(jìn)行機(jī)制分析，結(jié)果如表8所示。

根據(jù)表8，先對(duì)比模型11和14，可以發(fā)現(xiàn)，試點(diǎn)地區(qū)金融科技創(chuàng)新對(duì)本地區(qū)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用以及對(duì)鄰近地區(qū)的正向空間溢出均明顯高于非試點(diǎn)地區(qū)，初步驗(yàn)證了金融科技創(chuàng)新監(jiān)管試點(diǎn)服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的成效。進(jìn)一步對(duì)比機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果，模型12中金融科技創(chuàng)新對(duì)金融服務(wù)效率的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為正，模型13中金融服務(wù)效率對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的回歸系數(shù)也在1%的水平下顯著為正，同時(shí)直接效應(yīng)系數(shù)不顯著，表明在試點(diǎn)地區(qū)，金融服務(wù)效率發(fā)揮了完全中介作用。而對(duì)于非試點(diǎn)地區(qū)，模型15中金融科技創(chuàng)新的回歸系數(shù)不顯著，模型16中金融服務(wù)效率的回歸系數(shù)在10%的水平下顯著，參考溫忠麟和葉寶娟（2014）[26]的做法，進(jìn)一步用Bootstrap法檢驗(yàn)系數(shù)乘積，盡管也驗(yàn)證了金融服務(wù)效率的部分中介作用，但明顯弱于試點(diǎn)地區(qū)，即假設(shè)H4在樣本范圍內(nèi)得到了支持。

六、結(jié)論與建議

基于2011—2021年31個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展指標(biāo)體系和嵌套空間權(quán)重矩陣，運(yùn)用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法，研究金融科技創(chuàng)新對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的直接影響、動(dòng)態(tài)間接效應(yīng)和作用機(jī)制，并運(yùn)用銀行金融科技專利數(shù)據(jù)和基于金融科技創(chuàng)新監(jiān)管試點(diǎn)的雙重差分模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。主要結(jié)論如下：（1）金融科技創(chuàng)新有助于促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展，其中，在短期，主要促進(jìn)本地區(qū)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展，同時(shí)對(duì)鄰近地區(qū)有一定的正向空間溢出；而在長期，反映正向空間溢出的間接效應(yīng)系數(shù)較短期上升近1倍，說明金融科技創(chuàng)新的空間影響是一個(gè)漸進(jìn)、動(dòng)態(tài)的過程。上述結(jié)論在進(jìn)行了一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，仍然成立。（2）中介效應(yīng)檢驗(yàn)表明，金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的52.77%，驗(yàn)證了金融科技創(chuàng)新通過提升金融服務(wù)效率進(jìn)而促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的機(jī)制。（3）與非試點(diǎn)地區(qū)相比，在金融科技創(chuàng)新監(jiān)管試點(diǎn)地區(qū)，金融科技更能通過提升金融服務(wù)效率促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展，其直接影響、間接效應(yīng)和中介效應(yīng)均明顯高于非試點(diǎn)地區(qū)。根據(jù)以上結(jié)論，可以從優(yōu)化金融科技業(yè)態(tài)空間布局、提升金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率和推進(jìn)金融科技創(chuàng)新監(jiān)管試點(diǎn)等方面提出具體建議，以更好地發(fā)揮金融科技創(chuàng)新的賦能作用，促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

第一，優(yōu)化金融科技創(chuàng)新業(yè)態(tài)空間布局，助力實(shí)體經(jīng)濟(jì)均衡高質(zhì)量發(fā)展。實(shí)證研究表明，金融科技不僅能促進(jìn)本地區(qū)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，而且對(duì)鄰近地區(qū)具有動(dòng)態(tài)空間溢出，呈現(xiàn)明顯的空間集聚特征。因此，需要結(jié)合國家級(jí)金融改革創(chuàng)新試點(diǎn)和區(qū)域一體化發(fā)展的頂層設(shè)計(jì)，優(yōu)化金融科技創(chuàng)新業(yè)態(tài)空間布局，為加快建設(shè)金融強(qiáng)國提供有力支撐。京津冀地區(qū)要充分發(fā)揮北京的首位優(yōu)勢(shì)和雄安新區(qū)的“先行先試”政策優(yōu)勢(shì)，抓好金融科技創(chuàng)新監(jiān)管、數(shù)字人民幣試點(diǎn)、區(qū)塊鏈先導(dǎo)應(yīng)用和金融科技服務(wù)資本市場等項(xiàng)目落地，優(yōu)化金融科技創(chuàng)新業(yè)態(tài)的空間布局與要素集聚，促進(jìn)數(shù)實(shí)融合”，支撐京津冀高質(zhì)量協(xié)同發(fā)展。環(huán)渤海地區(qū)要圍繞環(huán)渤海經(jīng)濟(jì)圈建設(shè)需要，加強(qiáng)區(qū)域金融合作，推動(dòng)山東半島和遼東半島兩翼加快融入和協(xié)同發(fā)展，優(yōu)化金融科技業(yè)態(tài)空間布局，賦能綠色金融、科技金融、普惠融資等產(chǎn)品和模式更好地服務(wù)沿海開發(fā)、開放和實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。長三角地區(qū)要落實(shí)區(qū)域一體化發(fā)展規(guī)劃，發(fā)揮上海國際金融中心的輻射效應(yīng)，促進(jìn)金融科技業(yè)態(tài)、數(shù)字技術(shù)資源和金融科技復(fù)合型人才集聚，優(yōu)化空間布局和功能支撐，打造國際一流的金融科技創(chuàng)新都市圈和金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展標(biāo)桿。粵港澳大灣區(qū)要從金融結(jié)構(gòu)、跨境合作、外商投資等方面優(yōu)化發(fā)展，增強(qiáng)灣區(qū)金融資源和生產(chǎn)要素集聚，充分發(fā)揮金融科技創(chuàng)新的正向空間溢出，服務(wù)灣區(qū)實(shí)體經(jīng)濟(jì)一體化、高質(zhì)量發(fā)展。其他地區(qū)也要結(jié)合區(qū)位優(yōu)勢(shì)和實(shí)體經(jīng)濟(jì)重點(diǎn)領(lǐng)域，完善地方金融科技“監(jiān)管沙盒”，培育和發(fā)展數(shù)字技術(shù)支撐的綠色金融、轉(zhuǎn)型金融、智慧鄉(xiāng)村金融等特色金融服務(wù)，優(yōu)化金融科技創(chuàng)新業(yè)態(tài)空間布局，促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)均衡高質(zhì)量發(fā)展。

第二，提升金融服務(wù)效率，暢通金融科技促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展傳導(dǎo)機(jī)制。實(shí)證研究表明，提升金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率，對(duì)于暢通傳導(dǎo)機(jī)制，更好地發(fā)揮金融科技創(chuàng)新的直接作用與間接效應(yīng)具有重要價(jià)值?？梢詮耐度氘a(chǎn)出轉(zhuǎn)換、數(shù)字技術(shù)賦能和數(shù)據(jù)要素應(yīng)用三個(gè)層面提升金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率。首先，投入產(chǎn)出的轉(zhuǎn)換是金融服務(wù)效率的根基。要貫徹落實(shí)中央金融工作會(huì)議精神，完善機(jī)構(gòu)定位，支持國有大型金融機(jī)構(gòu)做優(yōu)做強(qiáng)，當(dāng)好服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的主力軍和維護(hù)金融穩(wěn)定的壓艙石。要著力打造現(xiàn)代金融機(jī)構(gòu)和市場體系，優(yōu)化網(wǎng)點(diǎn)、人員、資本等要素投入數(shù)量和比例，同時(shí)提高信貸資金、金融服務(wù)等產(chǎn)出與實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展需求的匹配度，從而提高金融行業(yè)整體的全要素生產(chǎn)率，提升金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率。其次，要加大驅(qū)動(dòng)金融科技創(chuàng)新的生成式人工智能、大數(shù)據(jù)多維引擎等前沿技術(shù)的研發(fā)力度，賦能金融機(jī)構(gòu)數(shù)字化轉(zhuǎn)型，提升金融科技服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的效率。最后，在數(shù)字經(jīng)濟(jì)時(shí)代，數(shù)據(jù)作為金融科技行業(yè)的核心資產(chǎn)和關(guān)鍵新型生產(chǎn)要素，突破了傳統(tǒng)生產(chǎn)要素的邊際生產(chǎn)力遞減規(guī)律。要深化數(shù)據(jù)要素在金融科技創(chuàng)新與推廣中的應(yīng)用，完善數(shù)據(jù)要素的產(chǎn)權(quán)、定價(jià)、流通、交易、使用、分配、治理、安全等基礎(chǔ)制度和政策體系，建立創(chuàng)新容錯(cuò)機(jī)制，加快突破金融數(shù)據(jù)可信流通、開放共享等關(guān)鍵技術(shù)，促進(jìn)數(shù)據(jù)要素與金融要素高效流動(dòng)和優(yōu)化配置，暢通傳導(dǎo)機(jī)制，充分釋放金融科技創(chuàng)新促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的動(dòng)力。

第三，穩(wěn)步推進(jìn)金融科技創(chuàng)新監(jiān)管試點(diǎn)，增強(qiáng)金融科技服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)能力。實(shí)證研究表明，金融科技創(chuàng)新對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用和間接效應(yīng)，在金融科技創(chuàng)新監(jiān)管試點(diǎn)地區(qū)明顯高于非試點(diǎn)地區(qū)。因此，建議根據(jù)各地金融科技發(fā)展實(shí)際，針對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)需求，借鑒試點(diǎn)地區(qū)的成功經(jīng)驗(yàn)，完善金融科技監(jiān)管體系，加強(qiáng)監(jiān)管科技能力建設(shè)，穩(wěn)步擴(kuò)大試點(diǎn)范圍、增加試點(diǎn)項(xiàng)目、打造具有地方特色的“監(jiān)管沙盒”，引導(dǎo)金融機(jī)構(gòu)加快數(shù)字化轉(zhuǎn)型步伐，推動(dòng)數(shù)字技術(shù)與金融業(yè)態(tài)的深度融合，通過培育和開展有特色、高質(zhì)量的金融科技試點(diǎn)項(xiàng)目，滿足鄉(xiāng)村振興、產(chǎn)業(yè)數(shù)字化、綠色發(fā)展、共同富裕等實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展過程中新的金融需求。同時(shí)，貫徹落實(shí)《金融科技發(fā)展規(guī)劃（2022—2025年）》，在風(fēng)險(xiǎn)可控、依法合規(guī)的前提下發(fā)揮好金融科技創(chuàng)新監(jiān)管試點(diǎn)對(duì)全局性轉(zhuǎn)型升級(jí)的示范、突破、帶動(dòng)作用，為經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展提供優(yōu)質(zhì)金融服務(wù)，實(shí)現(xiàn)金融科技創(chuàng)新與實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的相互促進(jìn)和良性循環(huán)。

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收稿日期：2023-11-05? ? ? 修回日期：2023-12-28

基金項(xiàng)目：國家教育部人文社會(huì)科學(xué)研究青年基金項(xiàng)目“數(shù)字金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展研究：宏觀影響與微觀機(jī)制”（23YJC790206）；江蘇省社科應(yīng)用研究精品工程課題“江蘇數(shù)字金融產(chǎn)業(yè)支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展研究”（23SYB-036）。

作者簡介：周雷，男，江蘇蘇州人，蘇州市職業(yè)大學(xué)商學(xué)院研究員，東南大學(xué)SRTP項(xiàng)目指導(dǎo)教師，注冊(cè)會(huì)計(jì)師，研究方向?yàn)榻鹑诳萍?；寧心怡，女，江蘇蘇州人，蘇州市職業(yè)大學(xué)商學(xué)院，研究方向?yàn)榻鹑诳萍?；宋佳佳，女，江蘇宿遷人，東南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，研究方向?yàn)閿?shù)字金融；張鑫，女，河南南陽人，東南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，研究方向?yàn)榻鹑诳萍肌?/p>