金融科技、金融發(fā)展與經(jīng)濟增長

孫志紅 張娟

【摘要】金融科技的健康發(fā)展是我國經(jīng)濟和金融發(fā)展的基礎(chǔ)， 也是金融發(fā)展水平和經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量得到提升的保證。 基于2011 ～ 2018年我國省際面板數(shù)據(jù)， 運用熵值法測算出各地區(qū)的金融發(fā)展水平， 采用線性回歸模型和面板門限模型， 探究金融科技、金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響。 實證結(jié)果表明：金融科技對經(jīng)濟發(fā)展程度不同地區(qū)的經(jīng)濟增長均有顯著的促進作用; 在經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)， 金融發(fā)展能夠有效促進經(jīng)濟增長， 在經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)， 金融發(fā)展反而會抑制經(jīng)濟增長， 這可能是由于經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的金融體系和金融市場不完善， 金融資源未能得到有效配置。 金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響呈現(xiàn)“U型”關(guān)系， 當金融發(fā)展水平較低時會出現(xiàn)金融抑制問題， 阻礙經(jīng)濟增長; 隨著金融發(fā)展水平的不斷提高， 金融發(fā)展對經(jīng)濟增長有促進作用。 進一步研究發(fā)現(xiàn)， 金融科技對經(jīng)濟增長的影響存在基于金融發(fā)展的雙門限效應(yīng)， 呈現(xiàn)出非均衡性。 當金融發(fā)展處于較低水平時， 金融科技會抑制經(jīng)濟發(fā)展， 隨著金融發(fā)展水平的不斷提高， 金融科技會促進經(jīng)濟發(fā)展， 并且促進作用增強。 相關(guān)部門要加大對金融科技的監(jiān)管力度， 建立健全金融業(yè)法律法規(guī)， 充分發(fā)揮金融科技和金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的促進作用。

【關(guān)鍵詞】金融科技;金融發(fā)展;經(jīng)濟增長;經(jīng)濟發(fā)展水平

【中圖分類號】F830? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2021）04-0135-8

一、引言

全球金融科技發(fā)展迎來升溫浪潮， 根據(jù)《2019年全球金融科技采納率指數(shù)》報告， 全球金融科技服務(wù)采納率逐年上升， 從2015年的16%提升至2017年的33%， 到2019年已達64%， 而我國消費者對金融科技的采納率在2019年已達87%。 根據(jù)艾瑞咨詢發(fā)布的《2018年中國金融科技發(fā)展現(xiàn)狀研究》報告， 我國金融科技營收規(guī)模在2013年為695.1億元， 到2018年總規(guī)模已達到9698.8億元， 增長了12.95%， 中國傳統(tǒng)金融機構(gòu)開始探索科技賦能金融之路， 孵化自己的金融科技子公司。 截止到2019年6月末， 平安銀行、招商銀行、工商銀行等10余家銀行陸續(xù)成立了金融科技子公司。 我國第一個無人銀行于2018年在上海開業(yè)， 主要通過大數(shù)據(jù)和人工智能等技術(shù)辦理業(yè)務(wù)， 提高了金融服務(wù)效率并降低了人工成本。

金融科技運用先進的技術(shù)（如大數(shù)據(jù)、云計算、人工智能、區(qū)塊鏈、生物技術(shù)等）來加速金融發(fā)展進程， 不斷推進金融產(chǎn)品創(chuàng)新、金融服務(wù)完善和金融模式優(yōu)化， 解決傳統(tǒng)金融市場效率低、金融資源配置不合理的問題， 并創(chuàng)造新的金融產(chǎn)品和服務(wù)， 從而提高了我國金融發(fā)展水平[1] 。 金融科技可以幫助傳統(tǒng)金融機構(gòu)將信貸服務(wù)下沉到長尾人群， 滿足其信貸需求。 金融科技不僅能促進金融行業(yè)的轉(zhuǎn)型發(fā)展， 而且對經(jīng)濟發(fā)展也有重要的意義和價值。 推動科學(xué)技術(shù)產(chǎn)業(yè)化是供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的著力點， 是落實新發(fā)展理念的基礎(chǔ)。 2019年5月發(fā)布的《經(jīng)濟藍皮書春季號：2019年中國經(jīng)濟前景分析》指出， 加大推進金融科技發(fā)展力度有助于優(yōu)化我國金融和經(jīng)濟發(fā)展的要素基礎(chǔ)和結(jié)構(gòu)， 促進我國經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展。

金融發(fā)展論提出， 金融發(fā)展是經(jīng)濟增長的動力。 金融發(fā)展促進經(jīng)濟增長的途徑包括：一方面， 金融市場能為居民提供低風險、高流動性的金融產(chǎn)品， 減少居民當期消費， 增加儲蓄， 在金融中介機構(gòu)的作用下， 將這些資本轉(zhuǎn)化為長期投資， 有效配置金融資源， 直接促進經(jīng)濟增長[2] ; 另一方面， 金融發(fā)展會降低市場交易成本， 促進市場交易， 是我國經(jīng)濟增長的一個重要因素[3] 。 根據(jù)索羅增長模型， 資本的投入有助于增加產(chǎn)出， 金融規(guī)模擴大和資產(chǎn)數(shù)量增加有利于投資資本增加， 拉動經(jīng)濟增長[4] 。

對于金融科技對經(jīng)濟增長影響的已有研究大多停留在理論和政策層面， 實證類的研究很少。 金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響一直以來都是理論和實證研究的重點， 學(xué)者們從多個角度進行了研究， 但結(jié)論尚未達成一致， 且不斷涌現(xiàn)出一些新的思考。 例如：金融科技和金融發(fā)展對經(jīng)濟增長具有顯著影響， 這種影響到底是線性的還是非線性的？ 如果是線性的影響， 是促進作用還是抑制作用？ 如果是非線性的影響， 臨界值位于何處？ 再進一步研究， 除了兩者對經(jīng)濟增長的單獨影響， 兩者的交互項對經(jīng)濟增長又有什么樣的影響？ 在不同的金融發(fā)展階段下， 金融科技對經(jīng)濟增長的影響是促進還是抑制？ 這些都值得去探究， 厘清三者的關(guān)系十分有必要。

二、文獻回顧

關(guān)于金融科技對經(jīng)濟增長的影響， 大部分學(xué)者認為， 金融科技能夠促進經(jīng)濟增長主要是通過推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級[5] ， 或者是為企業(yè)提供多元化的融資渠道， 利用儲蓄投資的轉(zhuǎn)化機制提高資本的利用率[6] 。 金融科技憑借先進技術(shù)創(chuàng)新金融產(chǎn)品和服務(wù)， 提高金融體系服務(wù)實體經(jīng)濟的效率， 優(yōu)化金融資源配置， 促進經(jīng)濟發(fā)展。 金融科技的發(fā)展對實體經(jīng)濟中企業(yè)投資效率的影響存在拐點， 呈現(xiàn)“U型”[7] 。 但是也有學(xué)者認為金融科技會抑制經(jīng)濟增長， 在實踐中通常會收取擔保費和服務(wù)費進而提高實體企業(yè)的融資成本， 且金融資源最終流向具有高泡沫的房地產(chǎn)行業(yè)等虛擬經(jīng)濟中， 會出現(xiàn)抑制實體經(jīng)濟發(fā)展的情況[1，8] 。 在實證研究方面， 汪可等[9] 和劉園等[7] 通過措辭提取法和文本挖掘法計算金融科技關(guān)鍵詞詞頻， 然后運用因子分析法構(gòu)建金融科技指數(shù)。 陳德余等[5] 運用回歸模型研究發(fā)現(xiàn)， 金融科技創(chuàng)新能促進地區(qū)經(jīng)濟增長， 且東部地區(qū)的促進作用最明顯。

金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系一直以來都是學(xué)者們研究的熱點， 學(xué)者們從多個角度對這兩者的關(guān)系進行了研究， 雖然還不能得出定論， 但是大部分研究結(jié)果表明， 當金融發(fā)展到一定水平時會對經(jīng)濟增長起到顯著的促進作用。 關(guān)于這兩者關(guān)系的已有結(jié)論有：一是我國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在正向相關(guān)關(guān)系， 金融發(fā)展水平對不同經(jīng)濟增長階段所起的作用大小不同[10] ， 金融發(fā)展促進經(jīng)濟增長的邊際效用是遞減的[11，12] ; 二是低金融發(fā)展水平會出現(xiàn)金融抑制問題， 阻礙經(jīng)濟增長， 導(dǎo)致“貧困陷阱”[11，13] ; 三是我國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在雙向關(guān)系， 即兩者相互促進， 互為因果[13，14] ; 四是我國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長存在顯著的非線性關(guān)系[11，15] ， 且金融發(fā)展對經(jīng)濟增長存在顯著的“倒U型”影響[16] 。 在實證研究方面， 王軍、王昆[17] 用VAR模型研究金融發(fā)展與經(jīng)濟增長兩者之間的非線性關(guān)系， 結(jié)果表明經(jīng)濟增長對金融發(fā)展有實質(zhì)性的需求， 而金融發(fā)展對經(jīng)濟增長卻沒有支持作用。 曾冰、張艷[18] 用DEA模型把金融發(fā)展作為輸入端、經(jīng)濟增長作為輸出端進行研究發(fā)現(xiàn)， 我國金融發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)存在東高西低的空間差異。 譚本艷、程寧雙[19] 用面板協(xié)整模型證明了金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響在空間上存在差異。 彭俞超等[20] 通過MEAT回歸方法研究發(fā)現(xiàn)我國金融發(fā)展對經(jīng)濟增長存在較弱的正效應(yīng)。

根據(jù)學(xué)者們的研究可以發(fā)現(xiàn)， 金融科技和金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響均有促進和抑制雙重作用。 金融科技對經(jīng)濟增長的促進和抑制兩種影響， 影響機理如圖1所示。

金融科技促進經(jīng)濟增長主要通過三條路徑：一是金融科技擴大了金融服務(wù)和產(chǎn)品的受眾群體， 能覆蓋偏遠貧困地區(qū)的長尾人群以及中小微企業(yè)， 并且通過大數(shù)據(jù)能很好地把握消費者的消費需求， 有利于消費金融體系的構(gòu)建; 二是金融科技增加了投資資本， 通過提供多元化的融資渠道， 解決由于信息不對稱造成的中小企業(yè)“融資難、融資貴”難題; 三是金融科技推動金融業(yè)提質(zhì)增效， 延伸金融服務(wù)深度和廣度， 通過大數(shù)據(jù)和人工智能深度挖掘和把握消費需求， 通過支付清算技術(shù)和網(wǎng)絡(luò)融資的便捷流程， 推動金融業(yè)效率提升。 金融科技對經(jīng)濟增長有很大的推動作用， 但不可避免的是， 在實際發(fā)展過程中， 其抑制性也會呈現(xiàn)出來。 首先， 金融信息安全問題出現(xiàn)， 監(jiān)管成本加大， 另外由于技術(shù)的靈活性， 可能會有試錯成本， 對金融業(yè)造成一定的風險。 其次， 金融科技在支持實體經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級時， 一些制造生產(chǎn)型實體企業(yè)不易獲得網(wǎng)絡(luò)融資。 再次， 通過金融科技給企業(yè)提供融資時會收取中介費用， 增加了企業(yè)融資成本， 另外可能會因信息不對稱， 把有限的金融資源錯配到過度吹噓或還款能力差的企業(yè)[1] ， 抑制了金融科技對經(jīng)濟增長的作用。

金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響是學(xué)者們研究的熱點話題， 大部分學(xué)者認為金融發(fā)展對經(jīng)濟增長存在非線性影響， 表現(xiàn)為促進和抑制作用， 具體如圖2所示。

金融發(fā)展促進經(jīng)濟增長主要表現(xiàn)在三個方面：一是由于貨幣交易媒介的性質(zhì)， 促使社會商品流轉(zhuǎn)、雇傭關(guān)系正常運轉(zhuǎn)， 加速經(jīng)濟發(fā)展; 二是通過金融體系動員儲蓄， 把資本從分散的儲蓄者手中集中起來進行投資， 提高資源配置的效率， 促進經(jīng)濟增長， 而貸款創(chuàng)造存款的信用擴張過程， 對于加速經(jīng)濟增長是必要和可行的; 三是根據(jù)麥金農(nóng)提出的金融深化論， 要推動金融自由化進程， 使金融業(yè)能充分發(fā)揮對經(jīng)濟發(fā)展的促進作用[21] 。 但在現(xiàn)實中， 由于政府管制和一些其他因素， 金融發(fā)展也會抑制經(jīng)濟增長。 首先， 根據(jù)金融抑制論， 由于政府對金融體系和金融活動的過多干預(yù)， 導(dǎo)致金融體系發(fā)展滯后， 滯后的金融體系阻礙了經(jīng)濟增長。 其次， 根據(jù)金融過度論， 金融業(yè)過度發(fā)展會導(dǎo)致資產(chǎn)價格泡沫積累、金融監(jiān)管難以跟上金融業(yè)發(fā)展而導(dǎo)致金融脆弱性積累以及金融發(fā)展脫離實體經(jīng)濟以致實體經(jīng)濟融資成本增加， 阻礙經(jīng)濟增長。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取

本文選取2011 ～ 2018年我國31個省市作為樣本， 用中國數(shù)字普惠金融指數(shù)中的覆蓋廣度作為金融科技發(fā)展水平的代理變量， 數(shù)據(jù)來自于北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心。 經(jīng)濟增長、金融發(fā)展水平以及控制變量的指標數(shù)據(jù)來自于Wind數(shù)據(jù)庫和各省份的統(tǒng)計年鑒。

（二）變量選擇

1. 被解釋變量。 本文的被解釋變量為經(jīng)濟增長， 學(xué)者們一般用GDP[22，23] 或人均GDP[24-26] 作為其代理變量， 為排除數(shù)量級對回歸結(jié)果的影響[27] ， 本文選擇用各省份人均GDP的對數(shù)值作為其代理變量。

2. 解釋變量。 本文的解釋變量涉及兩個：一是金融科技發(fā)展水平， 二是金融發(fā)展水平。

關(guān)于金融科技發(fā)展水平的度量參考邱晗等[28] 的做法， 選擇2011 ～ 2018年北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心編制的中國數(shù)字普惠金融指數(shù)中的覆蓋廣度來衡量我國各省份金融科技發(fā)展水平。

關(guān)于金融發(fā)展水平指標的選取， 許文彬等[22] 提出用貸款總額與GDP的比值來衡量金融發(fā)展水平， 劉金全等[15] 用金融機構(gòu)貸款額來衡量金融發(fā)展水平， 除此之外還可以用金融規(guī)模、金融結(jié)構(gòu)、金融效率三個維度來衡量金融發(fā)展水平[17，29] 。 綜合學(xué)者們的研究， 本文從金融規(guī)模、金融效率、金融結(jié)構(gòu)三個方面來衡量金融發(fā)展水平， 金融規(guī)模（Fsc）用保費收入與GDP的比值和金融機構(gòu)存貸款余額與GDP的比值來表示， 金融效率（Fe）用股票市值與GDP的比值和金融機構(gòu)貸存比來體現(xiàn)， 金融結(jié)構(gòu)（Fs）用股票交易規(guī)模與債券交易規(guī)模比值和股票市值與保費收入之和與金融總資產(chǎn)比值來表示， 其中各地區(qū)金融總資產(chǎn)是各省保費收入、流通中現(xiàn)金、金融機構(gòu)存貸款余額、股票市值等之和[30] ， 最后用熵權(quán)法測算各省份的金融發(fā)展水平。

3. 控制變量。 為了突出核心解釋變量（金融科技和金融發(fā)展）的作用， 借鑒潘海峰等[31] 、陽佳余等[10] 的研究， 加入以下變量對經(jīng)濟增長的影響來對回歸結(jié)果進行控制：①貿(mào)易開放度（Tr）， 用進出口總額與GDP的比值來表示， 各省份進出口總額用人民幣匯率年平均價折算; ②政府作用（Gov）， 用財政支出與GDP比值表示; ③城鎮(zhèn)化水平（Ur）， 用城鎮(zhèn)人口與總?cè)丝诘谋戎岛饬? ④人力資本投入（Edu）， 用地區(qū)百萬人口中高等學(xué)校平均在校學(xué)生數(shù)來量化[27] 。

具體各變量定義如表1所示：

表2為各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果， 被解釋變量經(jīng)濟增長（Grow）的均值為10.765， 標準差為0.430， 表明經(jīng)濟增長在區(qū)域間具有較強的穩(wěn)定性， 地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差異小。 核心解釋變量金融科技發(fā)展水平（Ft）均值為166.562， 極差為351.910， 金融發(fā)展水平（Fi）均值為1.465， 標準差為4.521， 極差為69.801， 說明我國區(qū)域間金融科技發(fā)展水平和金融發(fā)展水平均存在顯著的差異。 金融發(fā)展水平的三個維度中金融結(jié)構(gòu)（Fs）的標準差最大， 其值為4.498， 表明我國區(qū)域間金融結(jié)構(gòu)存在顯著差異。 此外， 根據(jù)統(tǒng)計結(jié)果， 四個控制變量的標準差差距不大， 表明對經(jīng)濟增長影響有趨同趨勢。

（三）模型設(shè)定

1. 回歸模型。 本文的主要目標是分析金融科技和金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響， 因此， 被解釋變量是經(jīng)濟增長， 核心解釋變量分別為金融科技發(fā)展水平、金融發(fā)展水平。 為此建立回歸模型如下：

Growit=α0+α1Ftit+α2lnControlit+μi+εit? （1）

Growit=α0+α1Fiit+α2lnControlit+μi+εit? ? ? （2）

Growit=α0+α1Ftit+α2Fttit+α3Fiit+α4Fiiit+

α5lnControlit+μi+εit? ?（3）

其中， 式（1）分析金融科技對經(jīng)濟增長的影響， 式（2）分析金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響， 式（3）引入金融科技發(fā)展水平和金融發(fā)展水平的平方項（Ftt、Fii）， 分析金融科技和金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的非線性影響[16] 。

為了進一步檢驗?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性， 構(gòu)建如下模型：

Growit=α0+α1Ftit+α2Fiit+α3Ft×Fiit+

α4lnControlit+μi+εit? （4）

式（4）引入了金融科技發(fā)展水平和金融發(fā)展水平的交互項Ft×Fiit， 主要用來檢驗金融科技和金融發(fā)展對經(jīng)濟增長影響的穩(wěn)健性。 其中， i表示省份， t表示年份， εit為誤差項， μi為個體效應(yīng)。 Grow表示經(jīng)濟增長， Ft表示金融科技發(fā)展水平， Fi表示金融發(fā)展水平。 Ftt代表金融科技發(fā)展水平的平方項， Fii代表金融發(fā)展水平的平方項。

2. 門限模型。 在已有文獻梳理的基礎(chǔ)上， 本文根據(jù)Hansen建模方法， 建立如下門限模型：

Growit=α0+α1Ftit×I（Fiit≤γ）+α2Ftit×I（Fiit>γ）+

α3lnControlit+μi+εit （5）

其中， i表示省份， t表示年份， εit為誤差項， μi為個體效應(yīng)， Grow表示經(jīng)濟增長， Ft表示金融科技發(fā)展水平， 門限變量Fiit是金融發(fā)展水平， γ是門限值， I（·）是指示函數(shù)， 括號里表達式若為真則取值1， 反之取0。

四、實證分析

（一）金融科技、金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響

1. 回歸分析。 分別用隨機效應(yīng)和固定效應(yīng)回歸來研究金融科技、金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響， 回歸結(jié)果如表3所示。 表3中的模型（1）可以初步判斷金融科技對經(jīng)濟增長的影響， 從回歸結(jié)果可以看出， 金融科技發(fā)展水平的系數(shù)顯著為正， 初步表明金融科技對經(jīng)濟增長有明顯的正效應(yīng)。 可能的原因是：金融科技通過把技術(shù)創(chuàng)新成果運用在金融業(yè)中， 優(yōu)化金融資源的配置， 促進金融業(yè)提質(zhì)增效; 并且通過大數(shù)據(jù)征信系統(tǒng)， 助力普惠金融， 擴大金融消費群體， 利用技術(shù)優(yōu)勢吸收更多的零散資金， 為經(jīng)濟發(fā)展提供低成本資金支持[32] 。 但是， 也有學(xué)者認為金融科技會抑制經(jīng)濟的增長[1] ， 所以后續(xù)會用門限效應(yīng)進一步研究金融科技對經(jīng)濟增長的非線性影響。 表3中模型（2）的核心解釋變量金融發(fā)展水平的系數(shù)顯著為負， 初步說明金融發(fā)展會抑制經(jīng)濟增長， 可以解釋為：一方面， 金融中介出現(xiàn)與廠商競爭的情況， 從而導(dǎo)致社會投資和生產(chǎn)率降低; 另一方面， 金融市場的不斷完善和發(fā)展促使其風險分擔功能也在不斷加強， 會減少用于風險預(yù)防方面的儲蓄量， 根據(jù)內(nèi)生增長理論模型， 這將會導(dǎo)致儲蓄率降低， 從而延遲經(jīng)濟增長[21] 。 雖然學(xué)者們關(guān)于金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響還沒有統(tǒng)一的結(jié)論， 但是大部分學(xué)者認為金融發(fā)展對經(jīng)濟增長存在顯著的非線性影響[15] ， 因此不能直接得出結(jié)論， 還需要后續(xù)的進一步分析。

為了進一步分析金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響， 在表3模型（3）中加入金融發(fā)展水平的平方項（Fii）， 回歸結(jié)果顯示：金融發(fā)展水平系數(shù)顯著為負， 金融發(fā)展水平平方項系數(shù)顯著為正， 表明金融發(fā)展對經(jīng)濟增長存在非線性的影響， 呈“U型”， 即金融發(fā)展水平較低時出現(xiàn)金融抑制問題， 阻礙經(jīng)濟增長， 隨著金融發(fā)展水平不斷提高， 其對經(jīng)濟增長有促進作用[11，13] 。 究其原因， 首先， 在金融發(fā)展初級階段， 金融體系不完善， 市場化程度欠缺， 金融功能發(fā)揮的作用較微弱， 且金融中介存在較高的固定成本， 較低的金融發(fā)展水平難以為投資以及經(jīng)濟效率提升提供有效的支持[16] 。 其次， 雖然金融部門規(guī)模較大， 但政府持續(xù)地對市場進行干預(yù)， 市場機制發(fā)揮作用的空間受到限制， 根據(jù)金融抑制論的觀點， 金融發(fā)展最終會抑制經(jīng)濟增長。 最后， 隨著金融發(fā)展水平不斷提升， 市場機制逐步完善， 金融資源不斷優(yōu)化配置， 金融服務(wù)門檻不斷降低， 金融服務(wù)效率不斷提升， 金融部門為偏遠地區(qū)、三農(nóng)群體提供金融產(chǎn)品和服務(wù)， 解決小微企業(yè)、民營企業(yè)“融資難、融資貴”難題， 促進經(jīng)濟增長[13] 。

2. 穩(wěn)健性檢驗。 從兩個方面對回歸模型進行穩(wěn)健性檢驗：一是考慮變量的交互效應(yīng)， 引入金融科技發(fā)展水平與金融發(fā)展水平的交互項進行回歸; 二是考慮不同地區(qū)間的差異， 分區(qū)域進行回歸。 回歸結(jié)果見表4。

為了考察金融科技與金融發(fā)展對經(jīng)濟增長影響的交互效應(yīng)， 模型（4）引入其交互項。 回歸結(jié)果顯示， 交互項系數(shù)顯著為正， 說明金融發(fā)展在一定程度上能強化金融科技對經(jīng)濟增長的影響。 為分析金融科技和金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響的區(qū)域差異， 將樣本分為沿海地區(qū)和內(nèi)地地區(qū)進行分組回歸， 由模型（5）沿海地區(qū)和模型（6）內(nèi)地地區(qū)的回歸結(jié)果可以看出， 金融科技發(fā)展水平的系數(shù)均顯著為正， 說明金融科技對不同經(jīng)濟發(fā)展程度地區(qū)的經(jīng)濟增長均有顯著促進作用。 金融發(fā)展水平系數(shù)在沿海地區(qū)為正， 在內(nèi)地地區(qū)為負， 說明在經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)， 金融發(fā)展能夠有效促進經(jīng)濟增長， 而在經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)， 金融發(fā)展反而會抑制經(jīng)濟增長。 這可能是由于經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的金融體系和金融市場不完善， 金融資源未能得到有效配置[33] 。

（二）金融發(fā)展門限下金融科技對經(jīng)濟增長的影響

為進一步探討金融科技對經(jīng)濟增長的影響， 主要關(guān)注兩者的非線性關(guān)系， 找出臨界值， 以及分析在不同金融發(fā)展水平下金融科技對經(jīng)濟增長的影響。 由此， 引入金融發(fā)展水平作為門限變量， 進行面板門限模型回歸。 為了避免出現(xiàn)偽回歸問題， 在進行面板門限模型回歸之前需對每個變量進行平穩(wěn)性檢驗[15，23] ， 本文用對長短面板均合適的費雪式檢驗對各變量進行單位根檢驗， 結(jié)果是各變量均通過檢驗， 且大多數(shù)都在1%的水平上顯著。

1. 門限效應(yīng)檢驗。 為進一步探究金融科技對經(jīng)濟增長的影響是否具有門限效應(yīng)， 本文采用自舉300迭代進行抽樣檢驗， 門限模型檢驗的被解釋變量為人均GDP對數(shù)值， 穩(wěn)健性檢驗的被解釋變量為GDP對數(shù)值， 由門限效應(yīng)自抽樣檢驗結(jié)果（見表5）可以看出， 單一門限檢驗的F值為106.9， 對應(yīng)的P值為0.000， 說明在1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)， 即存在一個門檻。 雙重門限檢驗的F值為24.79， 對應(yīng)的P值為0.007， 表明在1%的顯著性水平上通過雙門限效應(yīng)檢驗。 三重門限檢驗的F值為11.61， 對應(yīng)的P值為0.847， 表明不存在三重門限效應(yīng)， 則接受原假設(shè)：只存在雙門限效應(yīng)， 即金融科技在促進經(jīng)濟增長方面存在金融發(fā)展閾值， 呈非均衡性， 當金融發(fā)展到一定水平時金融科技才能促進經(jīng)濟增長， 抑或金融科技對經(jīng)濟增長的促進作用弱化。

進一步使用格柵搜索法獲取門限估計值（見表6）并使用LR關(guān)系圖（見圖3）來判斷門限值與真實值是否一致， LR似然比均小于1%的顯著水平上的臨界值， 表明門限值通過真實性檢驗， 再一次證明了金融科技對經(jīng)濟增長的影響是非線性的。

門限效應(yīng)回歸結(jié)果見表7。 模型（5）的被解釋變量為經(jīng)濟增長（Grow）， 當金融發(fā)展水平較低時， 回歸系數(shù)顯著為負（-0.00152）， 說明在該階段金融科技發(fā)展會抑制經(jīng)濟增長， 出現(xiàn)金融科技瓶頸。 當金融發(fā)展水平處于較高階段時， 回歸系數(shù)在1%的水平上顯著， 為0.03883， 表明金融科技促進經(jīng)濟發(fā)展。 當金融發(fā)展達到更高水平時， 回歸系數(shù)為0.16124， 表明金融科技能促進經(jīng)濟發(fā)展， 并且促進作用比第二階段強。 出現(xiàn)這種結(jié)果可能的原因是：首先， 當金融發(fā)展水平處于較低階段時， 金融體系不完善， 金融產(chǎn)品比較單一， 金融信息化水平低， 金融科技還不能完全發(fā)揮其技術(shù)優(yōu)勢[34] ， 會收取一定的擔保費、管理費和服務(wù)費從而提高金融準入門檻， 阻礙經(jīng)濟增長[1] 。 其次， 隨著金融發(fā)展水平提高， 金融科技與金融業(yè)融合程度加深， 促進金融業(yè)務(wù)創(chuàng)新， 擴大金融產(chǎn)品和服務(wù)供給范圍， 提供各種要素流轉(zhuǎn)的軌跡， 促進了經(jīng)濟增長。 最后， 當金融發(fā)展到更高階段時， 金融科技以技術(shù)為支撐與金融業(yè)進行深度融合， 降低金融服務(wù)門檻， 拓寬金融服務(wù)用戶群體， 提高金融行業(yè)信息化水平和金融服務(wù)效率， 推動經(jīng)濟增長。

實證結(jié)果同時表明， 城鎮(zhèn)化水平提高會縮小城鄉(xiāng)差距， 加速推進城鄉(xiāng)一體化進程， 通過擴大經(jīng)濟規(guī)模而帶動經(jīng)濟增長。 人力資本水平對經(jīng)濟增長的系數(shù)顯著為正， 有積極促進作用， 人力資本數(shù)量和質(zhì)量對技術(shù)創(chuàng)新、生產(chǎn)率提高有重要的推動作用， 最終會促進經(jīng)濟的增長。

2. 穩(wěn)健性檢驗。 表7中模型（6）的被解釋變量為GDP的對數(shù)值（lnGDP）， 用來進行穩(wěn)健性檢驗。 穩(wěn)健性檢驗門檻值的個數(shù)和門檻值均和原模型相同， 且穩(wěn)健性模型（6）和原模型（5）的核心解釋變量的回歸系數(shù)正負一致， 回歸結(jié)果表達了同樣的經(jīng)濟含義， 表明當金融發(fā)展處于較低水平時， 金融科技會抑制經(jīng)濟發(fā)展， 隨著金融發(fā)展水平不斷提高， 金融科技會促進經(jīng)濟發(fā)展， 并且促進作用增強， 與門限模型結(jié)論一致， 故門限模型具有較好的穩(wěn)健性。

五、結(jié)論與啟示

本文運用固定效應(yīng)回歸、隨機效應(yīng)回歸和面板門限回歸模型， 基于我國省際2011 ～ 2018年的面板數(shù)據(jù)， 就金融科技和金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響進行實證分析。 實證結(jié)果表明：①金融發(fā)展對經(jīng)濟增長呈現(xiàn)“U型”影響， 當金融發(fā)展水平較低時會出現(xiàn)金融抑制問題， 阻礙經(jīng)濟增長， 隨著金融發(fā)展水平的不斷提高， 其對經(jīng)濟增長有促進作用。 ②金融科技對經(jīng)濟發(fā)展程度不同地區(qū)的經(jīng)濟增長均有顯著促進作用。 在經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)， 金融發(fā)展能夠有效促進經(jīng)濟增長， 在經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)， 金融發(fā)展反而會抑制經(jīng)濟增長， 這可能是由于經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的金融體系和金融市場不完善， 金融資源未能得到有效配置。 ③金融科技對經(jīng)濟增長有顯著的促進和抑制作用， 呈現(xiàn)非均衡性， 且存在顯著的金融發(fā)展雙門限效應(yīng)。 當金融發(fā)展處于較低水平時， 金融科技會抑制經(jīng)濟發(fā)展， 隨著金融發(fā)展水平的不斷提高， 金融科技會促進經(jīng)濟發(fā)展， 并且促進作用增強。

根據(jù)上述結(jié)論， 可以得到以下幾個方面的啟示：一是加大金融科技監(jiān)管力度， 為金融科技長久持續(xù)的發(fā)展提供一個有序的監(jiān)管環(huán)境; 二是相關(guān)部門需要不斷出臺和完善金融業(yè)的法律法規(guī)， 以適應(yīng)科技發(fā)展為金融行業(yè)帶來的變革; 三是加快推進金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革進程， 促使金融資源有效配置， 提高我國金融發(fā)展水平; 四是縮小金融發(fā)展在區(qū)域間的差異， 重視經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的金融體系建設(shè)。

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