數字產業化、金融科技創新與實體經濟“脫實向虛”

王婧菲 孫立

摘要：發揮數字產業化的金融引導功能是抑制實體經濟“脫實向虛”的重要選擇。以2011-2020年滬深A股上市公司為樣本，基于產權性質差異構建雙重差分模型，檢驗數字產業化對金融科技創新與實體經濟“脫實向虛”的影響及具體路徑。研究表明：數字產業化可促進金融科技創新水平提升，并抑制實體經濟“脫實向虛”。同時，金融科技創新是數字產業化抑制實體經濟“脫實向虛”的關鍵渠道。進一步研究顯示，在金融開放水平較低地區，數字產業化對金融科技創新效應驅動效果更強。應大力孵化金融科技數字新基建、適度調整數字經濟發展杠桿、拓展數字普惠金融服務邊界，助力實體經濟高質量發展。

關鍵詞：數字產業化；金融科技創新；實體經濟；脫實向虛；雙重差分

中圖分類號：F49；F832文獻標識碼：A文章編號：1001-148X（2023）03-0030-09

收稿日期：2022-12-05

作者簡介：?王婧菲（1988-），女，江蘇泰州人，講師，博士，研究方向：政治經濟學、電子產業；孫立（1989-），男，江蘇揚州人，副教授，博士，研究方向：前沿科技成果、高技術產業。

基金項目：教育部人文社會科學研究專項任務項目，項目編號：20JDSZ3029。

一、引言

中國經濟已由高速增長階段轉向經濟高質量發展階段，面臨轉變發展方式、調整經濟結構、轉換增長動能的關鍵節點。但在經濟發展過程中出現實體經濟“脫實向虛”的傾向，導致實體公司投資渠道、獲利渠道日趨虛擬化［1-2］。在一定程度上，實體經濟“脫實向虛”將衍生經濟泡沫與經濟風險，為經濟高質量發展埋下隱患［3］。為紓解這一問題，2021年11月中國銀保監會辦公廳率先印發《關于持續深入做好銀行機構“內控合規管理建設年”有關工作的通知》，強調銀行機構需加快調整偏離實體經濟的錯誤發展模式，為構建新發展格局、抑制經濟脫實向虛提供有力金融支持。這一過程中，金融科技創新對實體經濟“脫實向虛”的校正功能愈加體現，成為引導實體經濟“脫虛向實”的重要抓手。所謂金融科技創新，即指科技體系服務于金融創新，側重通過科技創新提升金融服務實體經濟的效率和便捷性。金融科技創新憑借技術優勢，可以降低服務實體經濟成本、提高服務實體經濟效率，為抑制實體經濟“脫實向虛”提供創新動能［4］。

事實上，作為實體經濟“脫實向虛”的重要誘因，數字經濟同偏向金融領域的經濟發展趨勢本質相同，均屬于虛擬經濟［5］。具體而言，數字經濟因其邊際成本更低而持續深度滲透至市場之中，以至于背后的虛擬經濟擠占實體經濟市場份額，引致實體經濟“脫實向虛”。這一過程中，數字產業化作為調節數字經濟本質的有效方式，成為政府部門緊要抓手。具體而言，數字產業化充分借助數字技術滲透性、融合性嵌入實體部門，并通過替代性、協同性的“數字-經濟”特點提升實體部門價值創造能力，穩步推進實體經濟發展。亦有學者研究發現數字產業化可以有效推動實體經濟產業結構升級、提升經濟發展效率，間接抑制實體經濟“脫實向虛”［6］。

二、文獻綜述與研究假設

（一）文獻綜述

數字經濟與實體經濟融合可拓展實體經濟發展空間，進一步促進社會經濟高質量發展［8-10］。但更多學者認為數字經濟與實體經濟過度融合，將對實體經濟造成沖擊，甚至產生經濟危機。姜松和孫玉鑫（2020）［11］運用分位數回歸與最小二乘法研究分析數字經濟對實體經濟的影響作用，得知數字經濟對實體經濟的影響存在“擠出效應”，且在不同實體經濟水平條件下存在恒定性。周小亮和寶哲（2021）［12］通過構建數字經濟與實體經濟發展的雙向固定效應模型，檢驗得知數字經濟對實體經濟存在負向的“擠出效應”，且這一效應呈現東強西弱邊際遞減分布格局。王儒奇和陶士貴（2022）［13］實證分析發現，數字經濟在促進實體經濟發展的同時伴隨一定抑制效應，即數字經濟可促進傳統金融業長足發展，但也會誘發虛擬經濟膨脹這一問題，進而對實體經濟發展產生抑制作用。

作為數字經濟的深度延伸，金融科技與實體經濟之間的關聯也是學界重點研究內容。多數學者認為金融科技創新對實體經濟具有正向推動作用。Yixia?Bai（2019）［14］構建經濟效應模型深入探討金融科技創新和區域實體經濟的關聯，得知金融科技創新可促進信貸結構優化、產業結構升級，推動實體經濟發展。魯釗陽和馬輝（2021）［3］實證得知金融科技創新可通過激勵企業技術創新、縮小城鄉收入差距驅動地區實體經濟增長，且對于城鎮化率較高的地區驅動效應更加顯著。Peng?Zhikai（2022）［15］使用GARCH-Vine-Copula模型實證得知金融科技與實體經濟之間存在正向動態相關性，且金融科技創新通過提升金融業運營效率促進實體經濟可持續發展。也有學者提出相反意見，認為金融科技創新可能存在負面影響。莊雷和王燁（2019）［16］基于理論層面提出金融科技創新不僅會驅動實體經濟增長，也會阻滯實體企業獲取貸款、提升實體企業融資成本，對實體經濟發展產生一定抑制作用。

既有研究已經在宏觀層面厘清數字經濟、金融科技創新及實體經濟間的關系，為本文研究奠定基礎。然而，現有研究仍存在拓展空間：第一，鮮有研究深入探討數字經濟的衍生——數字產業化與實體經濟“脫實向虛”的關聯。第二，鮮有文獻將數字產業化、金融科技創新納入統一研究框架。第三，少有學者聚焦數字產業化、金融科技創新與實體經濟“脫實向虛”三者關系展開研究。故此，本文通過構建雙重差分模型實證探討三者內在聯系，為促進實體經濟高質量發展提供理論參照。

本文可能的邊際貢獻：（1）有助于明晰數字產業化對實體經濟“脫實向虛”的影響機理。既有研究表明，數字產業化對實體經濟發展具有積極作用［7］，卻并未深入探討數字產業化對實體經濟“脫實向虛”的影響。因此，本研究在一定程度上促使數字產業化與實體經濟關聯領域的研究愈加豐富。（2）拓展金融科技創新影響因素的相關文獻，利于全面深刻厘清金融科技創新的現實作用，為金融科技創新與實體經濟發展的實際關聯補充研究證據。（3）有利于理解宏觀經濟市場與微觀企業行為作用機理，考察宏觀經濟市場變動是否影響實體企業金融科技創新行為，本文可以看作二者互動關系的理論補充。

（二）研究假設

《數字經濟分類》對數字產業化范疇進行界定，涵括數字產品制造業、數字產品服務業、數字技術應用業、數字要素驅動業，核心目的是為數字經濟、實體經濟發展提供數字技術、服務、產品、基礎設施和解決方案。隨著數字經濟持續深入發展，國內數字產業化漸次邁入藍海發展態勢。依據中國信息通信研究院數據顯示，2020年國內數字產業化規模達到75萬億元，占數字經濟比重為191%。這一背景下，傳統金融服務難以滿足數字產業化金融服務激增需求，倒逼金融機構進行金融科技創新。傳統金融體系是以銀行為核心的服務體系，即數字產業化外部融資首要來源為銀行信貸［17-18］。然而，數字產業化雖有較大市場規模，卻受限于發展歷程尚短，對應收益水平、償還能力存在模糊性，進而導致金融機構為數字產業化主體提供融資貸款服務的意愿偏低。尤其是部分數字產業化的中小企業，更是面臨深度融資約束［19-21］。為應對金融服務供求沖突，金融機構會適度選擇進行金融科技創新，借助金融科技創新的服務個性化、場景化、智能化、融合化優勢迎合數字產業化融資需求［22］。同時，嵌入大數據、云計算、區塊鏈技術的金融科技創新也會脫離實體資產抵押融資桎梏，緩解數字產業化過程的融資約束。由此，為更好適應經濟市場環境帶來的變化，金融機構將會主動進行金融科技創新、升級金融服務水平，以適應數字產業化發展需求?；谝陨戏治?，提出如下假設：

H1：數字產業化通過“倒逼效應”促進金融科技創新。

既有研究發現，誘發實體經濟“脫實向虛”的主要原因是實體經濟與虛擬經濟此消彼長、社會資源配置錯位偏向金融［2，23］。以表面定義理解，實體經濟“脫實向虛”是指社會資本偏向虛擬資產投資而減少生產性的現象。就微觀經濟層面而言，因實體經濟供給結構與需求結構存在脫節困厄，從事實體經濟的企業為應對成本攀升、盈利下降，往往通過轉型投資房產、金融行業追求盈利［24-25］。就宏觀政府層面而言，在環境約束強化及追求經濟增長的情況下，地方政府為追求GDP增長的速度、規模，通常選擇土地優惠、退稅等手段競相引進或培育虛擬經濟，對實體經濟形成“擠出效應”［26］。長期如此，將會產生虛擬經濟膨脹、經濟泡沫現象，對社會經濟穩定產生沖擊。這一背景下，數字產業化成為調節實體經濟“脫實向虛”的有效手段。具體來講，數字產業化將轉變數字經濟、數字金融的虛擬經濟本質，通過產業實質化協同實體經濟共同發展。同時，數字產業化也可通過數字技術優勢拉動實體經濟發展，有效規避實體經濟“脫實向虛”問題。因此，數字產業化可能在一定程度上抑制實體經濟“脫實向虛”?；谝陨戏治?，提出如下假設：

H2：數字產業化有助于抑制實體經濟“脫實向虛”。

依據假設H1、H2理論分析，數字產業化可以推動金融科技創新，也可以抑制實體經濟“脫實向虛”。那么，數字產業化、金融科技創新及實體經濟“脫實向虛”三者關聯又是如何？以結構性失衡角度切入來看，金融發展同實體經濟存在“此消彼長”失衡現象，產生此現象的深層原因即是金融與實體經濟在共生發展中存在非對稱性［27］。因此，金融行業異常增長也可能引致實體經濟“脫實向虛”。值得注意，部分學者提出金融科技創新發展可有效抑制實體經濟“脫實向虛”，尤其金融科技創新的競爭效應、成本效應是調節實體經濟“脫實向虛”現象重要渠道［28］。同時，金融科技創新可同區塊鏈、供應鏈及物聯網一類數字技術深度結合，以穩定民生發展［29］、扶持實體小微企業［30］及推動產融結合［31］為抓手，賦能實體經濟高質量發展，促進實體經濟“脫虛向實”。這一過程中，數字產業化基于優化創新要素資源配置功能性［32］，助力金融機構通過金融科技創新為實體經濟企業提供低門檻、高效的金融產品或服務，有效緩解實體經濟“脫實向虛”困境?；谏鲜龇治?，提出如下假設：

H3：金融科技創新是數字產業化抑制實體經濟“脫實向虛”的關鍵渠道。

三、數據來源、模型設定與變量說明

（一）數據來源

基于數據可得性、連續性原則，選用2011-2020年滬深A股上市公司作為初始樣本。剔除數據缺失、產權性質模糊以及成立時間短于5年的企業后，得到27829個觀測值。研究使用企業相關數據，主要取自CSMAR數據庫與Wind數據庫。部分數據來源歷年《中國統計年鑒》《中國金融年鑒》《中國經濟統計年鑒》《數字經濟及其核心產業統計分類2021》《中國金融科技運行報告》以及《2011-2020年北京大學數字普惠金融指數（PKU-DFIIC）》。少量數據來源于中國銀保監會、中國人民銀行及國家市場監督管理總局官網。同時，為避免極端值對研究結果產生影響，對全部連續變量進行1%分位數與99%分位數的Winsorize處理。

（二）模型設定與變量說明

為避免企業國有產權性質對實證結果產生影響，借鑒王嘉鑫等（2020）［33］的做法，運用產權性質差異雙重差分模型展開因果識別實證分析，以此驗證假設H1，具體模型構建如下：

Financiali，t+1=α0+α1DIi，t+α2Propertyi，t+α3DIi，t×Propertyi，t+α4Controlsi，t+εi，t?（1）

其中，Financial表示被解釋變量金融科技創新水平。金融科技創新使用北京大學數字金融研究中心編制的中國數字普惠金融指數（省級層面）進行衡量。該指數以使用深度、覆蓋廣度及數字化程度為切入點，較為全面的揭示金融科技創新發展水平，故將其作為金融科技創新代理變量。Property為產權性質，非國有企業取值為1，否則為0?？紤]到國有企業與民營企業本質可能存在差異，對應數字產業化的驅動效應也可能存在不同。故選擇產權性質橫截面差異區分實驗組與控制組。本文重點關注α3，若顯著為正，表明數字產業化有助于促進金融科技創新，假設H1即可得到驗證。

DI表示核心解釋變量數字產業化水平。在借鑒馮素玲和許德慧（2022）［34］、葛和平和吳福象（2021）［35］、楊慧梅和江璐（2021）［36］的研究基礎上，結合數字產業化現狀，從創新水平、綠色水平、開放水平、共享水平四個維度構建數字產業化評價指標體系，如表1所示?？紤]到所有指標均為正向，直接使用熵權法測算2011-2020年國內30個省份（不含西藏與港澳臺）的數字產業化權重，對標準化處理后的三級指標加權求和并取對數，最終求得數字產業化水平DI。

Controlsi，t為控制變量集。結合以往文獻［37-38］，在模型中控制了如下變量：公司規模（Size），即企業的總資產，取自然對數表征；公司年齡（Age），即企業自成立起連續存續時間；盈利性（Profitability）運用企業凈利潤/總資產*100%量化；資本支出（Ce），應用企業構建固定資產、無形資產和其他長期資產支付現金與總資產的比值衡量；財務風險（Frisk），借鑒Altman（1968）［39］的方法計算企業Z-Score指標值，作為財務風險代理變量；是否虧損（Loss），若上一年凈利潤為負取1，反之取0；負債率（Dr），使用企業總負債與總資產比值測算。另外，對行業（Industry）、年度（year）及省份（Prov）固定效應均進行控制。

此外，本研究另一被解釋變量為實體經濟“脫實向虛”（RE），借鑒欒天虹等（2019）［40］的方法，以金融資產總量在實物資產總量的占比作為實體經濟“脫實向虛”的代理變量。具體變量定義如表2所示。

為進一步檢驗假設H2，設定如下模型：

REi，t=α0+α1DIi，t+α2Propertyi，t+α3DIi，t×Propertyi，t+α4Controlsi，t+εi，t（2）

其中，RE為實體經濟“脫實向虛”，其余變量與式（1）一致。本研究重點關注α3，即待檢驗系數，若α3顯著為負，表明數字產業化有助于抑制實體經濟“脫實向虛”，由此假設H2亦可得到驗證。

為檢驗假設H3，應用Sobel中介因子法進行路徑檢驗，具體模型如下：

REi，t=α0+α1DIi，t+α2Propertyi，t+α3DIi，t×Propertyi，t+α4Controlsi，t+εi，t（3）

Mediatori，t=α0+α1DIi，t+α2Propertyi，t+α3DIi，t×Propertyi，t+α4Controlsi，t+εi，t（4）

REi，t=α0+α1DIi，t+α2Propertyi，t+α3DIi，t×Propertyi，t+α4Financiali，t+α5Controlsi，t+εi，t（5）

上式中，式（3）不含中介因子檢驗；式（4）含中介因子檢驗；式（5）含中介因子檢驗。若式（3）及式（4）的α3均顯著，同時，式（5）的α3、α4顯著，且其α3顯著低于式（3）的α3，則表明金融科技創新在數字產業化與實體經濟“脫實向虛”抑制作用中起中介作用，路徑效應檢驗通過，即H3得以驗證。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計結果與分析

使用SPSS220軟件進行主要變量描述性統計，結果如表3。表中數據顯示，金融科技創新（Financial）均值為0049、標準差為0017，表明樣本企業金融科技創新水平相對差距較大?？赡茉蛟谟谏虾?、廣東等省市金融發展水平較高，而青海、甘肅等省市金融發展基礎較差，導致樣本企業金融科技創新水平產生明顯差距。實體經濟“脫實向虛”（RE）的均值為99091，標準差為2401，說明樣本企業實體經濟“脫實向虛”程度存在較大差異，與事實基本相符。產權性質（Property）均值為0503，代表樣本企業中民營企業、國有企業數量較為均衡?？刂谱兞恐?，企業年齡（Age）均值為0442，表征樣本企業整體年齡適中。資本支出（Profitability）標準差為0141，最小值為0073，最大值為0732，說明樣本企業中，企業資本支出存在較大差異。財務風險（Frisk）均值為0029，表明樣本中較少企業面臨財務風險。是否虧損（Loss）均值為0068，表明多數樣本企業盈利狀態，符合現實情況的同時，證明此次研究所選樣本具有可靠性。

（二）多元回歸結果與分析

1.數字產業化對金融科技創新影響的檢驗

通過式（1）測算出數字產業化影響金融科技創新的檢驗結果，如表4由于篇幅限制，控制變量檢驗結果未做報告，如有需要可向作者索取。。分析可知，列（1）中，數字產業化與產權性質交互項（DI×Property）的回歸系數在1%水平上顯著為正，說明數字產業化有利于促進金融科技創新水平提升，假設H1得到初步驗證?？紤]到宏觀經濟市場變化與微觀數字產業化發展之間可能具有潛在內生性問題，為確保研究結論穩健借鑒周澤將等（2018）［41］的方法，使用金融科技創新滯后一期、滯后二期作為因變量再次回歸，結果依次見列（2）、列（3）。交互項（DI×Property）與滯后一期金融科技創新（Financiali，t+1）的回歸系數在1%水平上顯著為正，為0109；列（3）中，交互項（DI×Property）與滯后二期金融科技創新（Financiali，t+2）的回歸系數仍在1%水平上顯著為正，為0234。綜上分析，控制內生性關系后數字產業化對金融科技創新仍然存在正向驅動效應，研究結論具有穩健性。

2.數字產業化對實體經濟“脫實向虛”影響的檢驗

使用式（2）分析數字產業化對實體經濟“脫實向虛”的具體影響，得到表5。表中列（1）顯示，數字產業化與產權性質交互項的系數為-0902，在1%水平上顯著為負，表明數字產業化有利于抑制實體經濟“脫實向虛”。就此，假設2得以驗證。另外，為降低潛在內生性因素影響，仍對實體經濟“脫實向虛”進行未滯后一期與滯后二期處理，檢驗結果見列（2）、列（3）。觀察檢驗結果可以知悉，交互項與滯后一期實體經濟“脫實向虛”系數在1%水平上顯著為負，為-0734，與滯后二期實體經濟“脫實向虛”系數在1%水平上顯著為負，為-0635，充分驗證假設H2成立。

3.數字產業化、金融科技創新與實體經濟“脫實向虛”的機制檢驗

表6為Sobel路徑檢驗結果，即金融科技創新是否為數字產業化影響實體經濟“脫實向虛”的中介機制。分析表6列（1）可知，在不含中介因子的檢驗中，數字產業化與產權性質交互項的系數在1%水平上顯著為負，為-0846，說明數字產業化對實體經濟“脫實向虛”產生抑制效應，同上文結論一致。列（2）含中介因子檢驗中，數字產業化與產權性質交互項的系數在1%水平上顯著為正，為0117，表明數字產業化可促進金融科技創新水平提升。在第（3）列含中介因子檢驗中，交互項及數字產業化的影響系數顯著為負，且通過Sobel檢驗，表明金融科技創新在數字產業化與實體經濟“脫實向虛”中產生部分中介效應，假設H3得到支持。

五、進一步分析

（一）異質性分析

前述研究結果表明數字產業化對金融科技創新具有顯著驅動作用，即數字產業化具有科技創新溢出效應。進一步地，從金融開放水平視角切入研究上述效應在橫截面上的異質性。在一定程度上，金融開放水平提升，即可有效吸引外商投資、集聚更多資本［42］。而金融開放水平更高的區域，相應更易受到數字產業化的影響。此時，數字產業化與金融科技創新的正向關系，在金融開放水平越高的地區愈加顯著。值得注意的是，在金融開放水平較低的地區，金融服務發展滯后現象顯著。數字產業化所衍生的技術紅利對其助推作用更為顯著。簡單來說，數字產業化對金融開放水平較低區域的金融科技創新促進效果更強。但這一結論是基于理論層面分析得到，仍需進一步實證檢驗。結合董驥和李增剛（2019）［43］的研究，使用區域資產與負債之和與名義GDP的比值衡量金融開放水平。當比值高于05時屬于高金融開放水平、低于05時屬于低金融開放水平，檢驗結果見表7列（1）與列（2）?？梢园l現，金融開放水平較高的地區，交互項與金融科技創新的回歸系數顯著為正，系數值為0002；金融開放水平較低的地區，交互項與金融科技創新的回歸系數同樣顯著為正，系數值為0005。這一結果表明數字產業化與金融科技創新的正向關系在金融開放水平較低地區更為顯著。

（二）穩健性檢驗

1.內生性檢驗

囿于數字產業化與實體經濟“脫實向虛”間可能存在互為因果關系、遺漏變量等內生性問題，選用數字產業化的一階滯后項作為工具變量進行兩節點最小二乘法回歸?？紤]到數字產業化滯后期數據與當期數據具有一定相關性，滿足工具變量與內生變量的相關性假定，可進行檢驗。同時，歷史上的數字產業化數據不會影響當前實體經濟發展，滿足工具變量的外生性要求。因此，選取滯后期數據滿足與內生變量相關和外生性的假設，即變量選取較為合理。

表8報告了兩階段回歸估計結果。其中，列（1）、列（2）分別為兩階段最小二乘法與兩階段固定效應的回歸結果。由表可知悉，不可識別的Kleibergen-Papprk?LM檢驗的統計量P值均為0000，表明拒絕工具變量識別不足的原假設。弱識別檢驗的Kleibergen-Papprk?wald?F值與Cragg-Donald?wald?F值均大于10，表明使用數字產業化的一階滯后項進行兩階段回歸時不會出現弱工具變量問題。同時，囿于工具變量數量小于內生變量，不存在工具變量過度識別問題。值得注意的是，列（2）加入雙向固定效應，但被解釋變量的顯著性與符號與列（1）均相同。加入工具變量后，數字產業化基準回歸系數仍為正，表明不存在嚴重內生性問題，研究結果較為穩健。

2.?安慰劑檢驗

為避免隨機因素影響研究結論，文章借鑒王永海和王嘉鑫（2017）［44］的經驗，重新排序解釋變量并配對，然后隨機分配控制組與實驗組，進行反復1000次的模擬試驗。若檢驗結果不顯著，則證明本文研究結論不受偶然性因素影響。對此，實證檢驗第5百分位值、第25百分位值、第50百分位值、第75百分位值的交互項的相關系數與T值，發現結果均不顯著，說明研究結果穩健限于篇幅，檢驗結果未做報告，如有需要可向作者索取。，不會受到其他因素影響。

3.更換實體經濟“脫實向虛”衡量方法

企業資金有限情況下，加大對數字技術金融投資，可發揮“擠出效應”，抑制企業金融化［5］。本文借鑒彭俞超等（2018）［45］的研究，運用企業金融化作為實體經濟“脫實向虛”代理變量，再次代入式（3）和中介效應模型進行檢驗。結果發現，更換實體經濟“脫實向虛”衡量方法后，檢驗結果與表5、表6一致，表明研究結果穩健。

六、?結論與啟示

本文應用2011-2020年滬深A股上市公司作為研究樣本，運用產權性質差異構造雙重差分模型，檢驗數字產業化對金融科技創新、實體經濟“脫實向虛”的影響及其路徑。研究結論如下：（1）數字產業化能顯著提升企業金融科技創新水平，即數字產業化存在科技創新溢出效應。（2）數字產業化能夠顯著抑制實體經濟“脫實向虛”，且通過檢驗機制發現金融科技創新是其關鍵抑制渠道。（3）進一步拓展性檢驗發現，數字產業化的科技創新溢出效應在金融開放水平較低地區更加顯著。且在一系列穩健性檢驗以后，結論仍然成立?；谏鲜鼋Y論，得到如下啟示：

第一，孵化金融科技數字新基建，提升金融科技創新水平。前述研究表明，數字產業化能夠提升金融科技創新水平。因此，作為數字產業化的典型代表，金融機構有必要完善金融科技數字新基建部署，切實提升金融科技創新水平。一方面，構建共享金融科技創新服務平臺。依托政府引導、行業協會支撐，建設一批開放共享的國家級共享金融科技創新服務平臺，實現對金融科技創新范疇的信息采集和公示，為金融科技創新夯實基礎。另一方面，拓寬智慧銀行應用場景，加快布局計算機識別、自然語言處理等技術，拉動線下與線上金融機構聯動賦能，共同推進金融科技創新。

第二，適度調整數字經濟發展杠桿，推動實體經濟“脫虛向實”。數字產業化能夠抑制實體經濟“脫實向虛”。而數字產業化作為數字經濟核心產業部門，應倒逼數字經濟調整自身發展杠桿，拉動數字經濟與實體經濟融合發展。一方面，依托數字技術突破實體經濟生產要素供給需求的時空局限，進一步發揮數字技術新優勢積極改造傳統實體產業，使傳統產業在數字技術賦能下實現結構優化升級，降低數字經濟杠桿、提升實體經濟效率。另一方面，緊抓數字產業化機遇，持續創造新供給、激發新需求，在中高端實體產業方面推進個性化、定制化供給，加重實體經濟杠桿，培育實體經濟發展新動能、形成新增長點。

第三，拓展數字普惠金融服務邊界，助力實體企業可持續發展。數字產業化的科技溢出效應會受到地區金融開放水平影響。對于金融開放水平較高的區域，需充分發揮自身數字及經濟優勢，推進數字普惠金融工具創新，探索構筑服務實體經濟的多元化、多層次現代數字普惠金融體系。對于金融開放水平較低的區域，政府部門可適當出臺傾斜性幫扶政策，鼓勵當地金融機構發展數字普惠金融業務，引導金融資本、數字資本等流向此些區域，切實提升數字普惠金融發展水平。在此基礎上，打造業內“政銀擔”線上化、批量化融資擔保業務模式，降低實體小微企業融資成本，服務實體經濟可持續發展。

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Digital?Industrialization，?Finance?Technology?Innovation?and?the?Real?Economy

“Transform?the?Economy?from?Substantial?to?Fictitious”

WANG?Jing-feia，SUN?Li2

（Southeast?University，a.School?of?Marxism;b.School?of?Energy?and?Environment，Nanjing?211189，China）

Abstract：?Giving?full?play?to?the?financial?guidance?function?of?digital?industrialization?is?an?important?choice?to?curb?the?“transform?the?economy?from?substantial?to?fictitious”?of?the?real?economy.?Taking?Shanghai?and?Shenzhen?A-share?listed?companies?from?2011?to?2020?as?samples，?this?paper?constructs?a?dual?split?model?based?on?the?nature?of?property?rights，?and?tests?the?impact?and?specific?path?of?digital?industrialization?on?financial?technology?innovation?and?the?real?economy?“transform?the?economy?from?substantial?to?fictitious”.?Research?shows?that?digital?industrialization?can?promote?the?level?of?financial?technology?innovation?and?inhibit?the?real?economy?from?“transform?the?economy?from?substantial?to?fictitious”.?At?the?same?time，?financial?technology?innovation?is?the?key?channel?for?digital?industrialization?to?restrain?the?“transform?the?economy?from?substantial?to?fictitious”?of?the?real?economy.?Further?research?shows?that?in?areas?with?low?levels?of?financial?openness，?digital?industrialization?has?a?stronger?driving?effect?on?financial?technology?innovation.?In?this?regard，?it?is?proposed?to?incubate?new?financial?technology?digital?infrastructure，?appropriately?adjust?the?development?leverage?of?digital?economy，?expand?the?boundary?of?digital?inclusive?financial?services，?and?help?the?high-quality?development?of?the?real?economy.

Key?words：digital?industrialization;?finance?technology?innovation;real?economy;tranform?the?economy?from?substantial?to?fictitious;?double?split

（責任編輯：趙春江）