數字金融創新有助于促進實體經濟高質量發展嗎?
——基于金融服務效率的機制分析與空間計量

周 雷,張 鑫,董 珂

(1.蘇州市職業大學 商學院,江蘇 蘇州 215104;2.東南大學 經濟管理學院,江蘇 南京 211189)

一、引言及文獻綜述

2023年10月召開的中央金融工作會議強調,堅持把金融服務實體經濟作為根本宗旨。做好科技金融、綠色金融、普惠金融、養老金融、數字金融五篇大文章。要著力打造現代金融機構和市場體系,疏通資金進入實體經濟的渠道。[1]數字金融作為數字技術驅動的金融創新,代表了金融行業的發展方向,在服務實體經濟高質量發展中發揮著日益重要的作用。[2]數字金融通過創新金融服務模式,促進普惠金融發展,疏通科技金融、綠色金融、小微金融等金融服務實體經濟的重點領域和薄弱環節;同時推動金融機構數字化轉型,深化金融供給側結構性改革,賦能金融強國建設,增強金融服務實體經濟高質量發展的能力。汪亞楠等較早檢驗了數字金融對我國實體經濟規模的影響,得出數字金融能夠顯著提振我國實體經濟,其中數字金融的覆蓋廣度和使用深度對實體經濟產生了顯著的刺激作用,但是數字化程度的效應尚不顯著。[3]王博和魏曉分析了區塊鏈驅動的數字金融創新賦能實體經濟高質量發展的機理,包括有利于降低實體經濟發展的交易成本、提高實體經濟發展的協作效率和改善實體企業融資信用環境。[4]楊麗晨基于我國31個省級行政區面板數據,采用固定效應模型實證研究得出數字金融的發展有助于優化產業結構和提升實體經濟資本配置效率,這一影響效果在東中西部同樣存在。[5]陸鳳芝和王群勇考慮空間因素后,研究得出數字普惠金融可以顯著促進本地區金融服務實體經濟效率的提升。[6]此外,金融科技與數字金融高度相關,隨著科技、數據與金融融合的深入,兩者的界限日益模糊,一般認為數字金融創新是金融科技應用成果的體現。譚中明等運用空間計量模型檢驗得出,金融科技會對實體經濟高質量發展產生顯著的正向促進作用,同時通過數字技術溢出,存在正向空間溢出效應。[7]

綜上,已有研究重點分析了數字金融創新對實體經濟規模、質量和效率的影響,但對其動態空間效應和作用機制的討論不足,特別是已有研究關注了數字金融創新對金融服務效率的正向影響,但是對金融服務效率提升如何進一步促進實體經濟高質量發展,鮮有完整的機制檢驗;對于金融科技創新監管試點地區和非試點地區也缺乏數字金融服務實體經濟的比較研究。因此,本文通過構建實體經濟高質量發展指標體系和嵌套空間權重矩陣,運用動態杜賓模型和中介效應模型,全面研究數字金融創新對實體經濟高質量發展的直接影響、動態溢出效應和作用機制,并對金融科技創新監管試點地區進行異質性分析,提出對策建議,為提升數字金融服務實體經濟高質量發展能力提供借鑒。本文的邊際貢獻主要包括:一是在已有研究的基礎上,測算同時考慮地理距離與經濟特征的嵌套空間權重矩陣,構建包含外生交互與內生交互的空間杜賓模型,并通過引入時空滯后項對數字金融創新的長短期效應進行偏微分分解,全面和精準評估數字金融創新對實體經濟高質量發展的直接效應、溢出效應及其動態變化。二是根據最新的中央金融工作會議精神,首次以金融服務實體經濟效率為中介變量檢驗“數字金融創新→金融服務實體經濟效率提升→實體經濟高質量發展”構成的完整作用機制,豐富和拓展已有的實證研究成果,彌補相關文獻的欠缺。三是已有數字金融對實體經濟影響的異質性分析,大多根據東中西部來劃分,未能很好地抓住數字金融創新的監管環境差異和空間集聚特征。本文根據中國人民銀行金融科技創新監管試點開展情況,將31個省級行政區劃分為試點地區和非試點地區進行異質性分析,詳細比較兩類地區在數字金融服務實體經濟成效和傳導機制方面的差異,為評估和推廣試點政策,更好地發揮數字金融創新對實體經濟高質量發展的促進作用提供經驗證據。

二、理論分析與研究假設

(一)數字金融創新對實體經濟高質量發展的影響

從宏觀上看,數字金融創新能夠強化金融體系的資金融通、資源配置和風險保障等功能,滿足實體經濟的多樣化金融服務需求,助力實體經濟高質量發展。何曉煥和謝婷婷認為數字金融創新提高了儲蓄向投資的轉化效率,緩解了流動性約束,提升了實體部門,特別是小微企業的融資可得性,擴大了普惠金融服務覆蓋面,從而有助于實體經濟的包容性增長和高質量發展。[8]張長全和劉明慧揭示了數字金融創新通過信息揭示和價值發現機制,可以引導資本進入更好的實體產業,提升實體經濟的發展質量。[9]謝絢麗等驗證了數字金融提供的保險科技產品,能夠對沖和降低實體經濟的運行風險和創業風險,提高經濟發展的韌性。[10]從微觀上看,數字金融能抑制實體企業“脫實向虛”,提高企業技術創新能力,同時推動居民消費升級,為實體經濟高質量發展提供重要支撐。徐偉呈和范愛軍實證研究表明,數字金融驅動企業技術創新和提升企業創新績效,遏制實體企業源于“借勢取利”動機的過度金融化趨勢,夯實經濟高質量發展的微觀基礎。[11]此外,數字金融還能為居民提供數字人民幣、互聯網消費金融等新產品,降低交易和融資成本,助力消費升級和擴大內需,促進實體經濟良性循環和內生增長。綜上,可以提出假設H1。

H1:數字金融創新有助于促進實體經濟的高質量發展。

數字金融的“非接觸式”特征,使其天然具有突破地理空間限制,為實體經濟跨區域、跨市場提供數字化金融產品和服務的優勢。數字技術賦能下的數字金融創新能夠打破傳統金融市場要素流動的分割和壁壘,增強區域間經濟金融活動的關聯度和集聚性,從而為其發揮服務實體經濟的正向溢出效應奠定基礎。上官緒明和葛斌華實證研究表明,跨區域提供數字金融創新產品和服務,并加強人員、技術、數據等要素的流動,具有顯著的正向溢出效應,進而促進鄰近地區實體經濟高質量發展。[12]龔賀也得出本地區數字普惠金融發展和數字金融使用深度的提高能夠顯著推動鄰近地區實體經濟發展。[13]李夢雨等運用我國地級市數據檢驗卻得出數字金融對實體經濟高質量發展的溢出效應尚未顯現。[14]事實上,數字金融創新除短期內即可跨區域提供數字金融服務外,還可以通過數字產業合作、共建數字征信基礎設施、技術成果市場化等方式,對鄰近地區產生長期的“涓滴效應”。因此,數字金融的溢出是一個漸進、動態的過程,而相關研究對動態空間效應的關注不足,可能影響對數字金融創新賦能實體經濟高質量發展的全面把握。綜上,從動態角度提出假設H2。

H2:數字金融創新對實體經濟高質量發展具有動態的正向空間溢出效應。

(二)數字金融創新影響實體經濟高質量發展的機制

在數字經濟時代,數字金融創新的本質是運用底層數字技術驅動、加速和優化金融創新,以提高金融服務實體經濟的效率,即承擔了金融供給側服務實體經濟需求側的“催化劑”功能。已有文獻測度了數字金融對金融服務實體經濟效率的影響[6],但尚未完整檢驗這種影響對實體經濟高質量發展的作用。因此,可以考慮將金融服務效率作為數字金融創新促進實體經濟高質量發展的傳導中介,來完善作用機制。首先,數字金融基于數字技術與數字服務手段,能夠顯著降低交易成本,滿足廣泛的小微企業、農戶、新市民等長期受金融排斥對象的“長尾”金融服務需求,提升金融服務實體經濟的效率和普惠性,促進實體經濟均衡高質量發展。其次,數字金融具有數字經濟的正外部性,能夠在一定程度上抑制資本的逐利性,優化資源配置,提升金融服務效率,引導資金“脫虛向實”,為實體經濟高質量發展服務。第三,數字金融通過運用大數據等技術對客戶進行實時、動態監測,能夠有效降低信用風險和市場風險,提高金融服務實體經濟的效率和安全性,為實體經濟高質量發展保駕護航。此外,周雷等的研究表明,金融科技與數字金融的“競爭效應”,倒逼商業銀行等傳統金融機構加快數字化轉型的步伐,運用數字技術和數據要素完善風險管理體系,提高金融服務效率,推動金融行業更好地服務實體經濟高質量發展。[15]綜上,可以從作用機制角度提出假設H3。

H3:數字金融創新通過提升金融服務實體經濟效率進而促進實體經濟高質量發展。

我國實體經濟發展質量存在顯著的空間差異[16],數字金融創新業態也呈現一定的空間集聚分布特征[17]。因此,數字金融對提升金融服務效率,進而促進實體經濟高質量發展的作用可能存在區域異質性。特別是,隨著中國人民銀行開展的金融科技創新監管試點工作的推進,試點地區與非試點地區在數字金融監管環境、支持政策、市場化程度等方面的差異,為檢驗數字金融創新促進實體經濟高質量發展的實際效果和作用機制提供了條件。金融科技創新監管試點構建了中國版“監管沙盒”,通過創新監管工具,為數字金融發展提供具有安全邊界的真實市場環境,實現了鼓勵創新與防范風險的平衡。截至2022年底,在政策支持下,已有172個試點項目落地,包括16個資本市場項目,涉及9個省級行政區。絕大部分項目均以服務實體經濟重點領域和薄弱環節為目標,通過技術賦能數字金融守正創新,提升金融服務實體經濟效率,進而促進實體經濟的高質量發展。表1列出了部分代表性項目,以“基于區塊鏈的產業金融服務”為例,該項目由中國銀行運營,通過運用區塊鏈等數字技術,顯著提升銀行供應鏈金融服務效率,解決產業鏈供應鏈上下游實體企業,特別是小微企業融資難題,助力實體經濟高質量發展[18]。此外,金融科技創新監管試點通過引入市場化競爭機制,也有助于實體企業在相對公平的環境中獲得金融資源,推動金融服務實體經濟效率提升,暢通數字金融創新促進實體經濟高質量發展的傳導機制。[19]綜上,可以提出假設H4。

H4:在金融科技創新監管試點地區,數字金融提升金融服務效率更能促進實體經濟高質量發展。

表1 金融科技創新監管試點服務實體經濟項目示例

三、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

本文樣本選擇覆蓋我國31個省級行政區(不含港澳臺)的宏觀平衡面板數據,考慮數據可得性及我國數字金融的發展實際,樣本期間為2011—2021年,共包括11年341個年度樣本觀測值?？臻g計量分析主要原始數據來源于《中國統計年鑒》以及各省市統計年鑒、國家統計局和中國人民銀行官網、Wind數據庫和EPS數據庫、北京大學數據金融研究中心公布的數據普惠金融指數等。金融服務實體經濟效率機制分析的投入產出數據來源于《中國勞動統計年鑒》《中國金融統計年鑒》和中國人民銀行官網。穩健性檢驗中數字金融創新水平的替代變量,通過構建關鍵詞庫,爬取百度網頁搜索指數,經詞頻統計和主成分分析合成。

(二)變量設定

1.被解釋變量:實體經濟高質量發展指數

已有研究測度實體經濟發展質量常用兩種方法:一是使用全要素生產率[20];二是通過構建指標體系來綜合評價[21]。高質量發展作為我國“十四五”乃至更長時期經濟社會各方面發展的主題,具有綜合性和動態性,使用單一指標測度可能無法反映高質量發展的豐富內涵。推動高質量發展,必須完整、準確、全面貫徹新發展理念,堅持把發展經濟的著力點放在實體經濟上,因此本文從創新、協調、綠色、開放、共享五大新發展理念出發,構建實體經濟高質量發展的評價指標體系,如表2所示。其中,指標中涉及實體經濟的界定,采用通行的去除房地產業和金融業之后的地區生產總值來表示[22],相應的實體企業也采用去除房地產企業和金融企業之后的企業來表示[23]。在構建評價指標體系的基礎上,本文對指標的處理,首先對負向指標取倒數,然后進行缺失值用插值法填補和數據標準化,最后為避免主觀賦權可能存在的偏誤,采用熵權法確定各項指標權重,合成實體經濟高質量發展指數(HQR),作為實證研究的被解釋變量。

表2 實體經濟高質量發展評價指標體系

2.解釋變量:數字金融創新水平

在數字經濟時代,數字金融是數字技術驅動的金融創新已成共識,但對數字金融創新水平尚無統一的測度指標?？偨Y已有文獻,常用的測度方法有兩種:一是借鑒Askitas和Zimmermann[24]提出的互聯網信息論,由郭品和沈悅[25]率先使用的網絡文本挖掘方法;二是北京大學數字金融研究中心定期發布的數字普惠金融指數[26]。北京大學數字金融研究中心于2022年8月對該指數進行了第四次更新,結合數字金融創新的新形勢、新特征與數據的可得性和可靠性,從數字金融覆蓋廣度、數字金融使用深度和數字化程度3個維度構建指標體系,編制并發布了包括2011—2021年我國31個省級行政區的數字普惠金融指數。該指數涵蓋了數字支付、互聯網理財、互聯網貸款、保險科技、互聯網基金、大數據征信等數字金融主要業態,全面反映了數字金融的普及程度、創新產品、使用狀況、服務成本和便捷性,能夠滿足本文研究對數據來源和樣本期間的要求。因此,借鑒李林漢和田衛民的做法,采用數字普惠金融指數測度解釋變量數字金融創新水平(DF)[27]。

3.中介變量:金融服務實體經濟效率

數字金融創新可以通過提升金融服務實體經濟的效率,從而促進實體經濟高質量發展。因此,本文選擇金融服務實體經濟效率(FTFP)作為中介變量。已有研究大多將金融服務效率直接作為被解釋變量,尚未完整檢驗數字金融創新促進實體經濟高質量發展的作用機制,但是肖曉軍和李執敏[28]對金融服務實體經濟效率的測算方法值得借鑒。本文在完善金融服務實體經濟效率的投入產出指標的基礎上,基于DEA模型,結合Malmquist方法,測算了2011—2021年我國31個省級行政區金融服務實體經濟的效率,作為機制分析的中介變量。

4.控制變量

為控制其他影響實體經濟高質量發展水平的因素,本文參考惠寧和陳錦強[29]、巴曙松和王紫宇[30]等文獻,篩選了五個控制變量納入計量模型,分別為實體經濟人力資本(Hum)、實體經濟物質資本(K)、政府財政支出(Fis)、城鎮化水平(Town)和物價水平(P)。本文模型使用的主要變量定義歸納如表3所示。

表3 主要變量定義一覽表

(三)模型構建

1.嵌套空間權重矩陣構建

數字金融創新的“鯰魚效應”促進了生產要素流動,優化了資源配置。這種要素流動包括跨區域流動,因此檢驗數字金融創新對實體經濟高質量發展的影響有必要考慮空間交互效應,構建空間計量模型。選擇恰當的空間權重矩陣是構建空間計量模型的基石,常用的空間權重矩陣包括地理反距離矩陣、經濟特征矩陣等[31]?？紤]到數字金融與實體經濟的空間效應可能同時蘊含地理距離因素與經濟規模因素,且在實際中這種空間溢出效應存在非對稱性[32],即經濟發展水平較高的省份會對發展水平較低的省份產生更強的空間影響,數字金融也會由于網絡經濟的“馬太效應”而形成具有輻射作用的區域金融中心,因此本文將地理反距離矩陣與經濟特征矩陣相結合,構建嵌套空間權重矩陣,以更準確地刻畫空間效應的綜合性與復雜性[33],如式(1)所示。

(1)

2.面板空間計量模型構建

基于已有研究利用空間計量模型考察數字金融創新對其他被解釋變量的影響,結果表明數字金融創新確實存在空間溢出效應。[34]而實體經濟發展的空間溢出效應也已得到了部分實證研究的支持。[35]同時,考慮到本文所采集的數據為全樣本平衡面板數據,涉及31個省級行政區,不存在從總體中隨機抽樣的問題,且對于省級層面的數據,雙向固定效應下的面板模型可以避免樣本異質性和時間效應帶來的結果有偏性,因此選擇空間、時間雙向固定效應模型作為構建面板空間計量模型的基礎。

綜上,結合設定的變量及選擇的嵌套空間權重矩陣,可以構建如式(2)所示的雙向固定效應面板空間計量模型,用于實證檢驗數字金融創新對實體經濟高質量發展的影響。此外,為統一量綱,減少異方差性,在構建模型時將各變量取自然對數。

lnHQRit=β0+ρWlnHQRit+β1lnDFit+β2WlnDFit+γ1lnCit+γ2WlnCit+φi+ut+λWεit+vit

(2)

在式(2)中,lnHQRit表示省份i第t年對數化后的實體經濟高質量發展指數;lnDFit表示省份i第t年對數化后的數字金融創新水平;lnCit為選取的一組對數化處理后的控制變量向量;W為構建的嵌套空間權重矩陣;ρ度量lnHQRit的空間滯后系數,體現被解釋變量與其空間自回歸項的內生交互;β0為常數項,β1為核心解釋變量的回歸系數,γ1為控制變量的回歸系數向量;β2為核心解釋變量的空間回歸系數,體現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向量;φi為空間固定效應,μt為時間固定效應;λ為空間誤差系數;εit和vit為服從正態分布的隨機誤差項。

根據參數設置的不同,空間計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。在式(2)中,當λ=0時表示空間杜賓模型(SDM);當λ=β2=γ2=0時,表示空間滯后模型(SAR);當ρ=β2=γ2=0時,表示空間誤差模型(SEM)。

3.中介效應模型構建

在構建面板空間計量模型的基礎上,為進一步檢驗數字金融創新促進實體經濟高質量發展的作用機制,即檢驗數字金融是否通過提升金融服務實體經濟的效率,進而促進實體經濟高質量發展,需要進一步構建中介效應模型。在中介效應檢驗方法的選擇上,筆者參考溫忠麟和葉寶娟[36]的經典文獻,結合空間計量模型,采用逐步因果法構建中介效應模型。以金融服務效率(FTFP)為中介變量的空間杜賓模型中介效應檢驗過程如式(3)至式(5)所示。

lnHQRit=β0+ρWlnHQRit+clnDFit+β2WlnDFit+γ1lnCit+γ2WlnCit+φi+ut+vit

(3)

lnFTFPit=α0+alnDFit+α1lnCit+φi+ut+vit

(4)

(5)

在式(3)中,若經檢驗回歸系數c顯著,則主效應顯著,繼續檢驗式(4)和式(5),若回歸系數a和b同時顯著,則中介效應顯著;若回歸系數a和b中至少有一個不顯著,則用Bootstrap法檢驗系數乘積ab,若系數乘積顯著,則中介效應顯著。在中介效應顯著的前提下,若式(5)中的回歸系數c′同時顯著,則為部分中介效應,否則為完全中介效應。

四、實證分析

在完成變量設定和模型構建后,筆者基于采集的2011—2021年31個省級行政區面板數據進行實證分析。首先檢驗數字金融與實體經濟的全局空間自相關性,然后估計面板空間計量模型的基準回歸,并分析空間溢出效應和作用機制,以驗證研究假設,為提出政策建議提供依據。實證分析使用Stata 16.0軟件完成。

(一)全局空間自相關性檢驗

空間自相關性檢驗用于確定變量間是否存在空間依賴關系,是構建空間計量模型的基礎。全局空間自相關性檢驗能夠描述變量的整體空間分布狀況,判斷是否存在空間集聚特征。Moran’sI指數是全局空間自相關性檢驗最常用的指標。本文基于構建的嵌套空間權重矩陣,采用Moran’sI指數檢驗核心解釋變量數字金融創新水平(DF)和實體經濟高質量發展指數(HQR)的全局空間自相關性,結果如表4所示。根據表4,2011—2021年,我國31個省級行政區的數字金融創新水平與實體經濟高質量發展指數在嵌套空間權重矩陣下的全局Moran’sI均為正值,且均在1%的水平下顯著,表明我國省級層面的數字金融創新和實體經濟高質量發展水平均存在顯著的正向空間自相關性,具備統計學意義上的空間集聚特征。進一步分析發現,兩者的Moran’sI指數還有逐漸增加的趨勢,即其空間依賴關系在整體上還在增強,因此適合采用空間計量方法進行實證分析,以提高實證結果的可靠性和解釋力。

表4 數字金融與實體經濟的全局空間自相關性檢驗結果

(二)面板空間計量模型估計

在估計面板空間計量模型之前,需要選擇合適的模型形式,以確定式(2)中的參數設置。首先,通過LM檢驗來進一步驗證變量間的空間依賴關系,并判斷是否可以使用空間滯后模型(SAR)、空間誤差模型(SEM)來估計。然后,采用LR檢驗來判斷空間杜賓模型(SDM)是否可以退化為SAR或SEM,具體檢驗結果如表5所示。根據表5,LM檢驗和穩健LM檢驗的統計量均在1%的水平下顯著,因此變量間存在空間滯后效應和空間誤差效應。同時,LR檢驗均拒絕了SDM可以退化為SAR或SEM的原假設,因此采用SDM更符合檢驗結果。為避免遺漏,本部分同時估計SAR和SEM,以便與SDM的估計結果相比較,得出更加可靠的結論。此外,Husman檢驗在1%的顯著性水平下拒絕了隨機效應的原假設,因此可以選擇空間、時間雙向固定效應模型(FE)。最后,對所有解釋變量均滯后一期處理,以緩解內生性問題,為敘述方便,本文實證分析部分在討論解釋變量的回歸系數時,默認指的是解釋變量一期滯后項的回歸系數。

表5 面板空間計量模型選擇檢驗

表6報告了各模型的基準回歸估計結果。首先,模型1至3的核心解釋變量數字金融創新水平DF的回歸系數均在1%的水平下顯著為正,并且在考慮空間內生和外生交互的SDM模型中,DF的回歸系數更大,從整體上驗證了數字金融創新有助于促進實體經濟高質量發展,即假設H1在樣本范圍內得到了支持。同時,從SDM模型的估計結果看,數字金融創新水平的空間回歸系數也在1%的水平下顯著為正,初步驗證了數字金融創新不僅會促進本地區的實體經濟高質量發展,而且會影響鄰近地區的實體經濟高質量發展。但是,直接通過點回歸,估計空間溢出效應系數可能產生偏誤[37],下文將進一步構建動態空間杜賓模型并運用偏微分方法進行效應分解,以更準確地估計動態空間溢出效應。其次,SAR模型和SDM模型的空間滯后系數均在1%的水平下顯著為正,說明鄰近地區提高實體經濟高質量發展水平,能夠通過示范效應和溢出效應提升本地區的實體經濟高質量發展水平。隨著統一大市場的構建,生產要素的自由流動和基礎設施的共享,有助于強化實體經濟發展的空間集聚特征,推動實現共同富裕目標。[38]后,從控制變量看,限于篇幅,表6中僅列出了溢出效應顯著的控制變量政府財政支出(Fis)的回歸結果。從中可以看出,政府財政支出的增加有助于促進本地區的實體經濟高質量發展,但是鄰近地區加大財政支出會對本地區的實體經濟高質量發展水平產生負的外部性,可能的原因是政府財政支出某種程度上體現了地方政府間的“錦標賽”競爭[39],當鄰近地區政府加大財政投入時,會吸引資源要素流出,即產生“虹吸效應”,從而不利于本地區的實體經濟高質量發展。

表6 面板空間計量模型基準回歸估計結果

(三)空間溢出效應分析

根據基準回歸結果,數字金融創新對實體經濟高質量發展存在空間溢出效應,但是這種空間溢出效應不是靜態的,數字金融創新通過跨區域提供數字金融產品和服務以及擴散數字技術,對鄰近地區實體經濟高質量發展的影響是一個動態過程。因此,本部分在Pace和LeSage[40]研究的基礎上,通過引入被解釋變量的時空滯后項,將空間杜賓模型擴展為動態空間杜賓模型(DSDM),并采用偏微分方法進行效應分解,結果如表7所示。從短期DSDM分解結果看,數字金融創新水平對實體經濟高質量發展的短期直接效應在1%的水平下顯著,同時短期溢出效應和短期總效應分別在10%和5%的水平下顯著,比較具體的效應系數大小可以發現,數字金融創新在短期內主要促進本地區的實體經濟高質量發展,同時對鄰近地區有一定的正向溢出效應。從長期DSDM分解結果看,數字金融創新的直接效應、溢出效應和總效應均在1%的水平下顯著為正,其中,溢出效應系數上升近1倍,表明在長期,數字金融創新在促進本地區實體經濟高質量發展的同時,其對鄰近地區的動態正向空間溢出效應進一步顯現,通過技術擴散、資源共享和要素流動,顯著助推鄰近地區實體經濟高質量發展水平的提升。綜上,假設H2在樣本范圍內得到了支持。

表7 數字金融創新空間效應DSDM分解結果

(四)穩健性檢驗

采用替換解釋變量測度方法和改變空間權重矩陣設定進行穩健性檢驗。首先,參考董竹和蔡宜霖[41]等文獻,通過網絡文本挖掘合成數字金融創新水平的替代變量。從底層技術和創新應用兩個維度構建關鍵詞庫,前者包括大數據、云計算、人工智能、區塊鏈、移動互聯網、生物識別、物聯網和元宇宙;后者包括數字人民幣、智能投顧、開放銀行、保險科技、互聯網貸款、互聯網理財、量化投資、區塊鏈供應鏈金融。利用Python 3.11爬取上述關鍵詞的百度搜索指數,進行詞頻統計并運用主成分分析法合成數字金融創新指數,替換基準回歸中的數字普惠金融指數。其次,嵌套空間權重矩陣同時考慮了地理距離與經濟特征,但是計算復雜,可能存在一定的測量誤差。在穩健性檢驗中,直接以31個省級行政區的地理位置特征構建地理鄰接權重矩陣進行空間計量分析。結果表明,在替換解釋變量測度方法和改變空間權重矩陣設定這兩種情形下,數字金融創新水平對實體經濟高質量發展的回歸系數仍顯著為正,同時數字金融的空間溢出效應、實體經濟的空間滯后系數也與基準回歸結果基本一致,通過了穩健性檢驗。限于篇幅,詳細的穩健性檢驗結果從略。

五、機制分析

(一)金融服務實體經濟效率的中介效應檢驗

在整體上驗證數字金融創新有助于促進實體經濟高質量發展,且存在正向空間溢出效應的基礎上,本部分進一步探究其背后的作用機制和異質性特征。從理論上看,數字金融創新通過運用數字技術賦能金融服務實體經濟效率提升,進而助推實體經濟高質量發展。但是,以金融服務實體經濟效率為中介變量進行機制分析,首先需要對其進行準確測度。在運用DEA-Malmquis法測度金融服務實體經濟效率時,考慮到省級層面數據的可得性,參考宋志秀[42]等的指標構建方法,完善了金融服務實體經濟效率投入產出指標體系,如表8所示。將基于表8指標體系測算的我國31個省級行政區2011—2021年金融服務實體經濟效率作為中介變量納入空間杜賓模型,根據式(3)至式(5)所示的逐步因果法進行中介效應檢驗,結果如表9所示。

根據模型3的基準回歸結果,在數字金融創新促進實體經濟高質量發展的主效應c顯著為正的前提下,表9中模型6和7顯示,數字金融創新對金融服務效率的回歸系數a以及金融服務效率對實體經濟高質量發展的回歸系數b均在1%水平下顯著為正,同時模型7中數字金融創新水平的回歸系數c′在5%的水平下顯著為正,且其數值比基準回歸結果明顯下降,表明存在部分中介效應,且中介效應占總效應的比值較高,為ab/c=50.38%。因此,提升金融服務效率是數字金融服務實體經濟的主要渠道,驗證了數字金融創新通過提升金融服務實體效率進而促進實體經濟高質量發展的作用機制,即假設H3在樣本范圍內得到支持。

表8 金融服務實體經濟效率投入產出指標體系

(二)金融科技創新監管試點的異質性分析

為構建符合我國國情的“監管沙盒”,推動數字金融守正創新,中國人民銀行組織開展了金融科技創新監管試點工作,引導金融機構和金融科技企業依托試點項目,運用科技手段賦能數字金融提質增效,服務實體經濟高質量發展。截至2022年底,已有172個服務實體經濟、惠民利企的試點項目落地,涉及北京市、上海市、江蘇省、浙江省、廣東省、河北省、四川省、重慶市、天津市等9個省級行政區。已有研究表明,完善金融監管體系、創新金融監管手段,有助于提升金融服務實體經濟效率[43],進一步增強數字金融對實體經濟高質量發展的促進作用[44]。因此,本部分將31個省級行政區劃分為金融科技創新監管試點地區和非試點地區兩個子樣本,均以金融服務實體經濟效率為中介變量進行機制分析,結果如表10所示。需要說明的是,雖然金融科技創新監管試點自2019年才落地,但是中國人民銀行遴選試點地區的主要依據即為各地區的金融科技與數字金融水平,因此可以合理推斷在試點啟動前,兩類地區在數字金融創新服務實體經濟方面即可能存在異質性,同時考慮到面板空間計量模型對樣本觀察值的要求,因此表10中對兩類地區的檢驗仍使用了完整的樣本期間。

表9 金融服務實體經濟效率中介效應檢驗結果

表10 金融科技創新監管試點的異質性分析結果

根據表10,首先對比模型8和11,可以發現,試點地區數字金融創新對本地區實體經濟高質量發展的促進作用以及對鄰近地區的空間溢出效應,均明顯高于非試點地區,初步驗證了金融科技創新監管試點服務實體經濟的成效。進一步對比機制檢驗結果,模型9中數字金融創新對金融服務效率的回歸系數a在1%的水平下顯著為正,模型10中金融服務效率對實體經濟高質量發展的回歸系數b也在1%的水平下顯著為正,同時直接效應系數c′不顯著,表明在試點地區金融服務效率在數字金融創新與實體經濟高質量發展之間發揮了完全中介作用,驗證了假設H4。金融科技創新監管試點項目聚焦金融服務實體經濟的重點領域和薄弱環節,主要包括鄉村振興、小微企業融資、產業數字化、科技金融、綠色金融、供應鏈金融、公眾金融服務等,通過完善金融監管方式和推動數字金融創新應用,賦能金融機構數字化轉型和提升金融服務效率,更好地支持實體經濟高質量發展。而對于非試點地區,模型12中數字金融創新的回歸系數a不顯著,模型13中金融服務效率的回歸系數b在10%的水平下顯著,參考溫忠麟和葉寶娟[36]的做法,進一步用Bootstrap法檢驗系數乘積ab,盡管也驗證了金融服務效率的部分中介作用,但是明顯弱于試點地區。非試點地區數字金融創新提升金融服務效率進而促進實體經濟高質量發展的傳導機制有待進一步完善。

六、結論與建議

本文基于2011—2021年31個省級行政區的平衡面板數據,通過構建實體經濟高質量發展指標體系和嵌套空間權重矩陣,運用面板空間計量模型和中介效應檢驗方法,實證研究了數字金融創新對實體經濟高質量發展的直接影響、動態溢出效應和作用機制,全面回答了數字金融創新是否有助于促進實體經濟高質量發展這一核心問題。全文主要結論如下:(1)從整體上看,數字金融創新有助于促進實體經濟高質量發展,在改變數字金融變量測度方法和空間權重矩陣設定的情況下,上述結論依然穩健。(2)動態空間杜賓模型檢驗結果表明,數字金融創新在短期內主要促進本地區實體經濟的高質量發展,同時對鄰近地區有一定的正向溢出效應;而在長期,其正向空間溢出效應系數上升近1倍,說明數字金融創新對實體經濟高質量發展的空間影響是一個漸進、動態的過程。(3)中介效應檢驗結果表明,金融服務實體經濟效率的中介效應占總效應的50.38%,驗證了數字金融創新通過提升金融服務效率進而促進實體經濟高質量發展的作用機制。(4)與非試點地區相比,在金融科技創新監管試點地區,數字金融創新提升金融服務效率更能促進實體經濟的高質量發展,其直接影響、溢出效應和中介效應均明顯高于非試點地區。根據以上實證研究結論,可以提出以下對策建議,以更好地發揮數字金融創新的賦能作用,提升金融服務效率,促進實體經濟高質量發展。

(一)穩步推進金融科技創新監管試點,增強數字金融服務實體經濟能力

實證研究表明,數字金融創新有助于促進實體經濟高質量發展,而且這種促進作用和溢出效應,在金融科技創新監管試點地區明顯高于非試點地區。上述結果驗證了金融科技創新監管試點的成效,也為進一步推進試點工作,穩步擴大試點范圍提供了依據?，F行落地的試點項目,大部分位于東部沿海發達地區,而實體經濟發展質量相對落后的地區,也需要通過數字金融創新,打通金融服務實體經濟的堵點和痛點。因此,建議在完善金融監管體制的基礎上,穩步擴大試點范圍、增加試點項目,根據各地數字金融基礎和實體經濟需求,借鑒試點地區的成功經驗,引導金融機構數字化轉型,推動數字技術與金融業態的深度融合,通過培育和開展有特色、高質量的數字金融試點項目,滿足鄉村振興、產業數字化、綠色發展、共同富裕等實體經濟高質量發展過程中的新金融需求。要支持持牌金融機構與數字科技企業加強合作,由持牌金融機構提供金融應用場景,鼓勵具有實質創新性的數字科技企業作為申報主體一起參加試點,為金融機構解決服務實體經濟中的堵點和痛點問題提供科技產品和數字化解決方案,實現降本增效,提升金融機構通過數字金融創新服務實體經濟高質量發展的能力。同時,貫徹落實《金融科技發展規劃(2022—2025年)》,注重實踐積累和經驗總結,完善“監管沙盒”模式,在風險可控、依法合規的前提下發揮好金融科技創新監管試點對全局性數字化轉型升級的示范、突破、帶動作用,根據各地的數字金融創新基礎和實體經濟發展需求,分批增加試點省份和城市,適當向中西部地區傾斜,促進區域協調和均衡發展,實現數字金融創新與實體經濟高質量發展的相互促進和良性循環。

(二)優化數字金融創新業態空間布局,助力實體經濟均衡高質量發展

實證研究表明,數字金融創新不僅有助于促進本地區實體經濟的高質量發展,而且對鄰近地區具有動態空間溢出效應,呈現明顯的空間集聚特征。因此,需要結合國家級金融改革開放發展創新試點和區域一體化發展的頂層設計,優化數字金融創新業態空間布局,構建優勢互補、高質量發展的區域經濟布局和國土空間體系。京津冀地區要充分發揮北京的首位優勢和雄安新區的“先行先試”政策優勢,抓好數字人民幣試點、區塊鏈先導應用和數字金融服務產品落地,圍繞中關村、北交所、金融街等重要基礎設施,優化金融科技服務資本市場和數字金融創新業態的空間布局與要素集聚,支撐京津冀高質量協同發展。長三角地區要落實區域一體化發展規劃,以建設全國首個數字征信實驗區為契機,發揮上海國際金融中心的輻射效應,促進數字技術資源、金融科技人才和數字金融業態集聚,優化空間布局和功能支撐,打造國際一流的數字金融創新都市圈和金融服務實體經濟高質量發展標桿。成渝陜經濟區是對我國西部發展具有重要戰略意義的三角形經濟區,要圍繞共建西部金融中心目標,打造西部數字金融發展高地,聯合實施金融數據綜合應用試點項目,優化成都、重慶、西安“西三角”核心地帶的數字金融空間格局和業態布局,在鄉村振興、綠色金融、科創金融、特色消費、智慧民生、監管科技、政務服務等領域拓展數字金融應用場景,完善服務實體經濟高質量發展的數字金融創新體系,助推國家重大發展戰略在西部地區落地實施。長江經濟帶在我國區域協調發展戰略中起著重要作用,要發揮長江經濟帶橫跨我國東中西部的區位優勢,推動“東數西算”“東西合作”等國家戰略在數字金融領域落地,優化長江沿線區域數字金融創新業態一體化空間布局,打破數據要素壁壘,打通數字金融上下游產業鏈,通過“強鏈”“補鏈”和釋放統一大市場活力,為實體經濟高質量發展提供有力金融支撐?；浉郯拇鬄硡^要立足“一個目標、兩種制度、多維創新”的定位,深度構建內生高效、共生關聯的數字金融創新生態體系,充分發揮數字金融創新的正向空間溢出效應,并從金融結構、跨境合作、外商投資等方面優化發展,增強灣區金融資源和生產要素集聚,服務大灣區實體經濟一體化、高質量發展。其他地區也要結合區位優勢和實體經濟重點領域,完善地方“監管沙盒”,引育和發展數字技術支撐的轉型金融、智慧鄉村金融等特色金融服務,優化數字金融創新業態空間布局,促進實體經濟均衡高質量發展。

(三)提升金融服務效率,暢通數字金融促進實體經濟高質量發展的傳導機制

實證研究表明,金融服務實體經濟效率在數字金融創新與實體經濟高質量發展之間發揮了重要的中介作用,因此提升金融服務效率,對于暢通數字金融促進實體經濟高質量發展的傳導機制,更好地發揮數字金融創新的直接作用與溢出效應,具有重要價值?？梢詮耐度氘a出轉換、數字技術賦能和數據要素應用三個層面提升金融服務實體經濟效率。首先,投入產出的轉換是金融服務效率的根基。要貫徹落實中央金融工作會議精神,完善機構定位,支持國有大型金融機構做優做強,當好服務實體經濟的主力軍和維護金融穩定的壓艙石。要著力打造現代金融機構和市場體系,優化網點、人員、資本等金融投入數量和比例,同時提高信貸資金、金融服務等產出與實體經濟高質量發展需求的匹配度,從而提高金融行業整體的全要素生產率,提升金融服務實體經濟效率。其次,數字金融創新由數字技術與數據要素雙輪驅動,要加大數字技術研發力度,賦能金融機構數字化轉型,提升數字金融服務實體經濟的效率。同時,在數字經濟時代,數據作為金融業的核心資產和關鍵生產要素,突破了傳統生產要素的邊際生產力遞減規律。要深化數據要素在數字金融創新與推廣中的應用,完善數據要素的產權、定價、流通、交易、使用、分配、治理、安全等基礎制度和政策體系[45],建立創新容錯機制,加快突破金融數據可信流通、開放共享等關鍵技術,完善大數據交易所等數據要素市場基礎設施,培育和壯大各類市場主體,鼓勵金融機構搭建開放場景和平臺,通過要素市場合法、合規獲取和處理數據并提供基于政府部門數據、企業運營數據、金融業務數據等多種數據要素的多樣化服務,促進數據要素與金融要素高效流動和優化配置,從而暢通金融服務效率提升在數字金融與實體經濟高質量發展中的傳導機制,充分釋放數字金融創新對實體經濟高質量發展的促進作用和溢出效應。