金融科技对产业转型升级的影响——基于市场化程度的调节效应研究

卓 敏，祁 慧

（安徽财经大学 会计学院，安徽 蚌埠 233030）

一、引言

在我国经济从高速发展阶段转入稳定增长阶段后，产业发展也进入到新一轮的改革调整阶段，传统产业正处于转型升级的关键时期。当前，在全球新冠肺炎疫情蔓延的大环境下，经济发展面临着严峻的挑战，我国经济重心更多地转向国内市场。在此背景下，产业转型升级是加快推进现代化、走高质量发展道路的重要途径，人民的生活逐渐富裕，消费水平逐渐上升，随之而来的是消费结构的改善。因此，为适应消费结构的变化，产业转型升级已经成为当前市场的常态化需求与企业的必然选择。

产业转型升级离不开金融科技的支持，金融科技作为近年来经济金融领域的热点研究话题，对我国的产业转型具有重要的辅助作用，是产业转型升级的关键驱动力与重要支撑。金融科技发展不仅要注重金融与科技的深度融合应用所带来的金融新业务、新模式，更要发挥金融科技的服务功能，以金融科技带来更高的资源配置效率，更好地发挥金融科技在产业转型升级中的加速推动作用，为社会生产与消费实现高效流转，助推我国经济变革实现质的飞跃。由此可见，对金融科技与产业转型升级之间的关系进行探讨具有重要的理论与现实意义。

二、理论分析与研究假设

（一）金融科技

2016年金融稳定理事会（FSB）提出，金融科技是技术驱动的创新，其通过将现代科技应用于创新金融产品、经营模式、业务流程等，从而达到推动金融业提质增效的目的。根据信息不对称理论，市场参与者在交易时需要获取尽可能全面的信息，但通常交易者会选择隐藏对自己不利的信息，将出现风险的可能转嫁到竞争者身上，此外部分市场参与者会忽略高收益下的高风险，进行超出自身承受范围的金融交易，这样就会出现道德风险和逆向选择问题，而金融中介机构可以减少这类问题的出现并降低交易成本，因此金融科技在这样的市场竞争环境中产生、发展[1]。金融与科技的深度融合，对于创新金融产品、提高金融服务效率以及加快数字化金融变革，具有重要的现实意义[2]。

近年来，随着金融科技的快速发展，我国金融行业一步步走向世界平台，与全球经济融合共赢。很多金融科技公司积极拓展新的市场，助力实体产业转型升级。一方面，从传统金融机构视角来看，金融科技创新性地弥补了其在风险管理上的短板，金融科技基于大数据和人工智能技术实现了客户信用评级模式的创新，有效解决金融机构与企业之间信息不对称问题[3]。另一方面，从企业视角来看，金融科技的发展推动了数字金融的普惠性，企业与金融机构之间的信息传递与业务办理的效率大大提高，金融交易的运营成本降低，中小企业融资约束问题得到了缓解，从而推进企业增加创新投入，实现产业的转型升级[4]。此外，金融科技催生了大批新兴的金融科技公司的出现，根据技术溢出效应，金融科技公司利用其科技优势对传统金融机构进行“赋能”，缓解信息不对称问题，迫使传统金融机构进行深化改革，进而达到金融行业的转型升级。

（二）金融科技与产业转型升级

近年来，金融科技迅速发展，金融行业不断呈现出新形式、新业态，基于区块链等新技术而发展的金融科技带动一系列新兴产业的发展，极大地提升了金融市场效率。与此同时，由于金融科技衍生工具的不断涌现，其对传统产业的转型升级产生的影响正在成为我国经济变革的内生动力。具体而言，一方面是金融科技带来的多样数字化工具使得传统产业的市场更加开阔，有利于产业针对市场需求生产更精准的产品和提供更适合的服务，从而构成有效的产品供给线，推动产业纵向发展；另一方面，金融科技通过5G技术能够准确快速地测算金融系统性风险发生的概率，通过最大程度的风险规避来帮助金融机构拓展产业服务范围，促进产业的横向发展。此外，金融科技的新成果通过帮助重组金融业务，提高产业的服务效率，以达到降本增率的目的。这不但有利于解决目前产业中存在的一些问题，还能优化客户的产品体验，从而加速产业转型升级，促进我国经济发展。

目前有很多实证研究支持金融科技发展对产业转型升级的促进作用。陈璋和钟雨龙（2021）[5]采用VAR模型、脉冲响应函数等实证方法，重点探索金融科技发展对制造业结构升级的影响，研究结果表明金融科技对制造业结构升级具有强大的推动作用。徐卫华等（2017）[6]将金融深化和科技创新进行耦合分析，利用系统GMM方法开展实证研究，结果表明金融深化与科技创新的耦合系统和产业转型升级之间存在内生互动发展机制，其耦合系统对产业转型升级有促进作用。钟成林和胡雪萍（2020）[7]从数字化视角，对科技金融数字化与科技型企业融资能力之间的作用关系进行逻辑推演，研究发现科技金融通过改善信息结构、优化信贷环境以及增强企业的风险规避能力，来促进中小企业融资能力的提升。基于以上分析，提出第一个假设：

H1：金融科技发展对产业转型升级具有显著的正向促进作用。

（三）市场化程度的调节效应

市场化程度越高，产业间的竞争越激烈，这种竞争会使得企业增加产品的创新投入，促进产业的转型升级。目前关于市场化程度与产业转型升级的研究主要有：政府干预的目的在于引导市场规范发展，但不可干预过多，以此推动产业的转型升级[8]。Hassink（2005）[9]的研究发现，市场化程度对于技术创新和产业转型都存在一定程度的影响，市场化程度越高，技术创新水平越高，产业转型也更快速。基于以上分析，提出第二个假设：

H2：市场化程度对金融科技和产业转型升级之间的关系存在显著的负向调节效应。

金融科技对产业转型升级产生的影响需要借助科技成果这一媒介，而科技成果最终将通过转化成生产力来促进产业转型升级。因此金融科技对产业转型升级的作用重点体现在成果与生产力之间的转化环节上，这种转化的载体是科技型企业，而科技型企业的成长与市场化环境息息相关[10]。在不同的市场化环境下，同样的金融科技投入，会对产业转型升级产生不同的作用效果。贺宝成和陈霄（2021）[11]基于29个省市面板数据，实证检验得出结论：科技金融的发展对经济增长有促进作用，东部地区的促进作用最明显，中部地区次之，西部地区则不存在促进作用。我国的金融科技发展存在地区差异，这种差异造成了各地区对金融科技的需求不同，东部地区经济发展水平相对较高，市场化程度相应地也更高，导致产业转型升级与金融科技成果实现了充分的对接，甚至出现了技术溢出效应。所以相比起中部和西部地区，金融科技对产业转型升级的促进作用显著下降。基于以上分析，提出以下假设：

H3a：在市场化程度较高的东部地区，金融科技发展对产业转型升级的促进作用减弱；

H3b：在市场化程度相对较低的中、西部地区，金融科技发展对产业转型升级没有显著的促进作用。

三、研究设计

（一）样本选取和数据来源

本文以金融科技—产业转型升级为研究主题，研究数据为我国2010—2019年26个省区市的省际数据，由于港澳台地区、西藏、内蒙古、青海、吉林、甘肃的相关指标数据缺失较多，数据难以获得，同时考虑到缺失数据省份的地理位置因素对于整体回归影响不大，因此予以剔除。产业高级化、金融科技公司数量、城镇化水平、财政支出、外商直接投资发展水平以及劳动力指标的相关数据来源于国泰安（CSMAR）数据库，使用《中国城市统计年鉴》数据计算得到地区生产总值指数、市场化程度、资本形成率、金融发展指标，由《中国互联网络发展统计报告》数据计算得到互联网普及率，部分缺失值采用多重插补法做处理。

（二）变量设定

1.被解释变量：产业转型升级

根据现有文献，衡量产业转型升级的指标主要是产业高级化指数（IS），由于产业高级化的特征是在整个产业结构中，第二、三产业的地位逐渐提高，而第一产业的地位逐渐下降，因此参考徐德云（2008）[12]的做法，将三次产业按1∶2∶3的权重进行加权得到产业高级化指数：

其中yi为第i产业的收入比重，IS为测定产业高级化的程度，其系数值的范围为1～3，IS越接近于1或等于1，表明经济结构的层次越低，产业高级化水平也就越低；相反，IS=3或越接近于3，则产业高级化水平越好。

2.核心解释变量：金融科技发展

由于金融科技近年来才逐渐成为实务界与学术界讨论的热点，因而还没有一个公认的指标来衡量金融科技发展水平。查阅现有文献发现，部分学者采用文本挖掘法和指数合成法来构建金融科技指数[13-14]，这类方法存在网络词库热点更新快、词条内容重复等问题，有一定的测度误差。还有一些学者使用北大金融普惠指数作为金融科技的代理变量[15-16]，这一指数主要基于蚂蚁金服交易账户的基层数据，通过大数据、机器学习以及分布式计算等技术，构建了互联网金融覆盖广度、使用深度以及数字支持服务程度这三个维度来形成最后的金融指数，但这一普惠指数更多地适用于刻画普惠金融的发展趋势，本文所研究的金融科技发展是金融与科技的结合，若以中国普惠金融指数来衡量金融科技发展，无法体现金融科技的发展状况。因此本文借鉴宋敏等（2020）[17]的做法，使用各省区市的金融科技公司数量来度量省际金融科技发展水平。由于金融科技公司属于技术密集型企业，与传统金融机构相比有更大的技术优势，传统金融机构与其形成战略合作的机会就越多，金融科技就能发挥更大的“赋能”效应。因此地区金融科技公司数量多少可以表明该地区金融科技领域竞争程度，因此各省份金融科技公司的数量可以更加直观地反映各省份的金融科技发展程度，金融科技公司数量越多，表明该省份金融科技发展的程度越高。

3.调节变量：市场化程度（MK）

借用王小鲁等（2019）[18]《中国分省份市场化指数报告（2018）》中表明“政府与市场间关系”的市场化指数作为市场化程度的衡量指标，市场化指数越大，则市场化程度越高，政府的干预行为越少；反之市场化程度越低，政府干预越多。

4.控制变量

为准确表述金融科技与产业转型升级之间的作用关系，本文选取了6个不同层面的控制变量。城镇化水平（urb）采用城镇人口占总人口的比重衡量[19]；经济发展指标（gdp）以地区GDP增长率作为衡量指标；财政支出（fiscal）为各地区财政支出与GDP的比值；资本形成率（inv）使用各地区的物质资本投入与GDP之比衡量；金融发展指标（fd）参照戈德史密斯（1969）[20]在金融发展理论中建立的衡量指标，即各地区金融机构贷款与GDP的比值表示；外商直接投资发展水平（fdi）参考范承泽等（2008）[21]的做法，即使用外商直接投资净流入额/国内生产总值度量。

（三）模型构建

回归基准模型。本文为检验金融科技与产业转型升级之间的关系，构建如下模型：

其中i表示省份，t表示年份，IS为产业高级化指数，FintechN为金融科技发展水平，Control为控制变量，具体包括城镇化水平（urb）、经济发展指标（gdp）、财政支出（fiscal）、资本形成率（inv）、金融发展指标（fd）、外商直接投资发展水平（fdi），θi为省份效应，εi,t为随机扰动项。

（四）调节效应模型

根据前文的研究假设，为进一步考察市场化程度对金融科技发展与产业转型升级的关系是否存在调节效应，本文构建拓展模型：

其中β3为金融科技发展（FintechN）与市场化程度（MK）去中心化后的交互项系数，若β1大于0，β3大于0，则表示市场化程度具有正向调节效应；若β0大于0，β3小于0，则表示市场化程度具有负向调节效应，此时若β2大于0，则说明市场化程度对金融科技发展具有替代效应，即金融科技发展和市场化程度在“竞相”地正向促进产业转型升级；若β3等于0或者不显著，则表示调节效应不存在。

四、实证结果及分析

（一）变量的描述性统计

表1为各变量的描述性统计结果。根据统计结果，样本中产业高级化（IS）的均值为2.366，与中位数2.338差距不大，但从标准差0.136来看，不同地区的产业转型升级水平差距较大。金融科技指标（FintechN）的最小值为0.021，最大值是6.443，说明地区金融科技发展水平不平衡，存在地区、年度差异，并且从经济发展指标（gdp）、资本形成率（inv）、金融发展指标（fd）三个维度来看，依然可以看出省份之间发展的差异性。

表1 变量描述性统计

（二）模型的估计检验

首先采用静态面板的固定和随机效应估计方程，从表2可以看出，进行固定效应回归后，F检验的P值为0.000，在1%的水平上显著拒绝原假设，这表明相比较而言，选择固定效应比选择混合效应的结果更好。随机效应的结果依然是在1%的水平上显著，最后进行Hausman检验，由表2可知，Hausman检验的P值为0.0131，在2%的显著性水平上拒绝了随机效应比固定效应更好的原假设，因此本文应该选择平衡面板数据的固定效应模型进行回归分析。具体来看，解释变量金融科技发展对产业转型升级的回归系数在1%的显著性水平上显著为正，表明金融科技能够明显促进产业转型升级，假设H1成立。控制变量方面，城镇化、财政支出以及外商直接投资发展水平对于产业转型升级均具有显著的促进作用，金融发展指标对产业转型升级没有明显的促进作用。资本形成率（inv）的系数在1%的水平上显著为负，表明资本形成率对产业转型升级具有显著的抑制作用，原因可能是政府的干预制度以及资本投入过多，导致市场流动性下降，从而在一定程度上抑制了产业转型升级。

表2 回归结果及Hausman检验

（三）稳健性检验

为进一步验证以上金融科技对产业转型升级的回归结果是否具有可靠性，分别从内生性问题、替换被解释变量以及补充控制变量三个方面进行稳健性检验。

1.内生性问题

由于金融科技发展和产业转型升级之间可能会存在反向因果的内生性问题，因此本文使用2SLS工具变量法进行回归分析，结果不变。在工具变量的选择上，本文借鉴谢绚丽等（2018）[22]使用的工具变量，即使用各省份的互联网普及率作为金融科技发展的工具变量。一方面，互联网普及率与金融科技之间的联系非常密切，相关性强；另一方面，在控制地区生产总值、财政支出以及融资约束后，互联网普及率与金融科技企业之间并没有直接的关联关系，因此可以将互联网普及率作为本文研究的工具变量。

2.替换被解释变量

为了检验实证结果的稳健性，本文参考黎绍凯等（2020）[23]、李爱和盖骁敏（2019）[24]等学者的研究，使用第三产业的增加值与第二产业的增加值之比作为被解释变量的衡量指标进行稳健性检验，采用固定效应模型重新估计，回归结果如表3所示。结果表明：金融科技对替换后的被解释变量的回归结果仍然显著为正，说明本文的结果具有一定的稳健性。

表3 稳健性检验

3.补充控制变量

为了进一步说明本文研究结果的稳健性，我们控制了其他可能解释本文研究结论的因素，相关研究显示产业转型升级与劳动力水平（labor）相关[25]，通过引入可能相关的因素，可以进一步排除该因素对本文回归结果的影响，回归结果如表3所示。结果表明，金融科技对产业转型升级的影响仍然在1%的显著性水平上正向显著，这意味着本文的回归结果稳健性较好。

五、进一步分析

（一）外部因素调节作用

表4报告了市场化程度（MK）对金融科技发展与产业转型升级影响的调节效应的回归结果，由表4中的回归（1）列可知，金融科技发展（FintechN）与市场化程度（MK）交互项的回归系数为-0.004，在1%的水平下显著为负，说明调节变量市场化程度能够负向地调节金融科技发展对产业转型升级的影响，即市场化程度对两者之间的关系存在负向调节效应，由此可见，假设H2成立。此外，由于调节变量市场化程度的回归系数为0.020，在1%的水平下显著为正，说明市场化程度对于金融科技发展具有替代效应，两个变量在“争相”地正向促进产业转型升级。从金融科技发展和市场化程度的交互项（FintechN*MK）来看，其对金融科技与产业转型升级之间的关系为显著负向作用，表明地区市场化程度越高，金融科技发展对产业转型升级的促进作用就越小；或者说，地区市场化程度越低，金融科技发展对产业转型升级的促进作用就越明显，即非传统金融机构的金融科技公司发挥的作用越大。这是因为在市场化程度较低的地区，银行金融资源并不丰富，也并不是所有产业都能与银行建立联系，而作为非传统金融机构的金融科技公司门槛较低，金融产品相对更匹配产业转型的需求，因此金融科技发展更有利于市场化程度较低地区的产业转型升级。

（二）异质性分析

由于我国东、中、西部地区差异，导致市场化程度差异较大，从而金融科技对产业转型升级的影响作用也会存在差异。因此本文在研究市场化程度对金融科技发展与产业转型升级的作用影响时，将地区划分为东、中、西部进行分组固定效应回归。根据表4的（2）（3）（4）列回归结果，东部地区的金融科技发展与市场化程度的交乘项（FintechN*MK）的回归系数为-0.006，在1%的水平上显著为负，而在中、西部地区，市场化程度对产业转型升级有显著的促进作用，但是金融科技发展与市场化程度交乘项（FintechN*MK）的回归系数并不显著。这表明在市场化程度高的东部地区，金融科技发展对产业转型升级的促进作用减弱；在市场化程度相对较低的中、西部地区，金融科技发展更能推动产业转型升级。这其中原因可能是东部地区的资源配置较好，企业的外部资源较为丰富，产业转型升级依托的因素更多，金融科技在其中的作用相对较小；而中、西部地区与东部地区相比，金融科技的发展仍有较大差距，金融科技发展对于产业转型升级的促进作用更多地受到地区差异的影响，这有待于中、西部地区金融科技的进一步发展。

表4 市场化程度的调节效应

六、结论及启示

通过我国2010—2019年26个省区市的面板数据实证研究了金融科技发展对产业转型升级的影响，分析了市场化程度的调节作用和异质性情况。结果表明金融科技对地区产业转型升级具有显著的正向促进作用，在经济发达地区尤为显著。进一步研究发现，在市场化程度的调节作用下，金融科技对产业转型升级的作用存在区域异质性，表现为东部地区市场化程度的负向调节作用更明显，而在中、西部地区，市场化程度对二者关系的调节作用不显著。

为进一步促进金融科技的发展，本文提出以下三个方面的政策建议：

第一，深化区域差异改革，实现金融科技与产业转型的有效对接，稳步推进产业转型升级的激励政策。为更好地发挥金融科技成果的促进作用，不同部门之间应当统一目标，克服当前金融市场存在的信息不对称问题，促进金融市场与传统产业间的融合互通。

第二，深化金融科技监管，完善相关法律法规。在当前的金融市场上，尚未形成金融科技的规范运用制度，政府亟需加强金融科技的使用管理，拓宽监管范围，主动引导金融科技发展，大力推动金融科技与产业转型的深度融合，构建合理完善的金融科技应用框架。

第三，重视中西部地区的金融科技发展，减小区域差异的同时，形成区域发展特色。与东部地区相比，中西部地区面临着金融资源稀缺、创新能力不足等问题，导致我国区域发展差异较大。因此，应当加大对中西部地区的资源投入，激发创新活力，推进资源流通的速度，实现我国经济的协调发展。