數字金融對實體經濟發展的影響機制及空間效應研究

摘要：文章基于2011—2021年我國的30個省份的面板數據，運用中介效應模型和空間計量模型實證檢驗了數字金融對實體經濟發展的影響機制和空間溢出效應。研究結果表明：數字金融能夠緩解實體經濟的融資約束，推動實體經濟發展；金融風險、人力資本和綠色創新是數字金融推動實體經濟發展的重要機制。降低金融風險能夠緩解實體經濟的融資約束，提升人力資本和促進綠色創新能夠提高實體經濟的發展效率；數字金融對實體經濟發展的影響存在顯著的空間溢出效應，數字金融通過空間溢出效應對鄰近地區的實體經濟發展產生虹吸效應。據此提出大力發展數字金融，充分發揮數字金融降低金融風險、提升人力資本和促進綠色創新的作用，提高各省間數字金融協調度，以促進實體經濟快速發展。

關鍵詞：數字金融；實體經濟；金融風險；人力資本；綠色創新

一、引言

改革開放以來，我國堅持走新型工業化道路，實體經濟尤其是制造業實現跨越式發展。但近年來，隨著國內外貿易摩擦加劇、全球經濟放緩和疫情沖擊的影響，我國外需疲軟，內需不足，實體經濟發展受到嚴重沖擊。同時，實體經濟中的企業也面臨著資金不足、市場開拓難度大和創新能力不足的多重制約。以及新業態、新模式的出現也讓傳統實體經濟企業難以立足。我國多次強調要大力支持實體經濟發展。黨的二十大報告指出：“堅持把發展經濟的著力點放在實體經濟上，把制造業發展放到更加突出的位置?！睂嶓w經濟的發展需要資金的大力支持，但目前我國實體經濟和虛擬經濟的發展仍存在不平衡問題，大量資金流入虛擬經濟。同時，一些小微企業和偏遠地區企業面臨融資難、融資貴的問題。實體經濟發展受到一定的資金約束。因此，黨中央強調要提高金融對實體經濟的服務質量與效率。當前，隨著大數據、云計算和物聯網等數字化技術的持續發展，將傳統金融和數字技術融合為一種全新的金融方式，“數字金融”得以發展。金融業要有效利用數字技術，降低成本，提高信貸融資可得性、下沉度和滲透率，提升融資服務效能。目前數字金融逐漸將重心移向金融科技產業，通過應用金融科技，進一步地強化金融服務和實體經濟的深度融合。不可忽視的是，數字金融打破了傳統金融的時空限制，加速了金融要素的集聚和擴散。在這一背景下，數字金融不僅會對本地區實體經濟發展產生影響，還會對鄰近區域產生“虹吸效應”或“輻射效應”。因此，在復雜的國內外環境及防范經濟增長 “脫實向虛”的背景下，探究數字金融對實體經濟發展的影響機制和空間溢出效應，對促進實體經濟發展具有重要的理論和現實意義。

國外學者最早探究了金融對經濟的影響， KIM[1]通過對伊斯蘭合作組織國家的實證分析，發現普惠金融既能增強金融系統的穩定性，也能有效促進經濟增長。隨著數字金融的出現，CHENG等[2]研究發現數字金融能夠改善融資環境，提升資源分配效率，推動經濟增長。HE[3]在構建資本從虛擬經濟轉向實體經濟指數的基礎上進行研究，發現數字普惠金融會促進資本轉向實體經濟，從而推動實體經濟發展。國內方面，郭貝貝和呂誠倫[4]從理論層面，梳理了金融如何支持實體經濟的內在邏輯，并從宏觀、中觀和微觀三個層面明確了金融支持實體經濟發展的匹配機制。呂江林等[5]探討了我國數字普惠金融與實體經濟協同發展的問題，發現我國數字普惠金融與實體經濟的協同發展水平整體較低。胡騫文等[6]認為數字普惠金融對實體經濟發展的促進作用存在地區異質性，在欠發達地區的促進作用更加顯著。李林漢等[7]發現居民消費、地區創業和科技創新在數字普惠金融影響實體經濟的過程中具有中介傳導效應，其中居民消費表現為遮掩效應。陳鋒和雷楠[8]基于空間計量模型，研究發現數字金融對周邊地區的經濟高質量發展具有負向溢出效應。何文彬和王珂凡[9]研究發現數字普惠金融對本地區和鄰近地區的經濟高質量發展都存在促進作用。不難看出，現有文獻主要研究數字金融對經濟高質量發展和經濟增長的影響以及數字普惠金融與實體經濟協調發展的問題。雖然有學者探討數字金融對實體經濟發展的影響，但關于數字金融對實體經濟發展的影響機制和空間溢出效應的研究并不多見。

基于以上分析，本文利用2011—2021年30個省份的數據，分析數字金融對實體經濟發展的影響機制；并運用空間計量模型，分析數字金融對鄰近地區實體經濟發展的空間溢出效應；最后依據研究結論對提升數字金融服務實體經濟的水平提出政策建議。本文可能的邊際貢獻在于：第一，從金融風險、人力資本和綠色創新方面探討數字金融對實體經濟發展的影響機制，深化了數字金融對實體經濟發展的研究，為提高實體經濟發展提供實證依據。第二，在以往研究的基礎上，運用空間計量模型，通過實證分析探究數字金融對實體經濟發展的空間溢出效應，豐富了數字金融與實體經濟之間關系的研究。

二、理論分析與研究假說

（一）數字金融對實體經濟發展的影響

數字金融是金融和數字技術相結合的產物，作為傳統金融的有效補充，數字金融可以突破傳統金融服務實體經濟的空間限制與時間限制，從宏觀和微觀兩個層面影響實體經濟發展。從宏觀來看，我國的金融系統具有銀行主導、市場為輔的特點，但由于技術欠缺以及經營理念的影響，可能導致金融供需之間的錯位，使得銀行的主導作用沒有得到充分的發揮，反而與市場相沖突，產生道德風險與逆向選擇問題。數字金融可以增強金融市場信息的公開透明度，打通融資需求與供給之間的障礙，提升金融市場的效率，拓展并增強銀行的功能，從而緩解金融市場失靈等問題[10]。此外，數字金融具有顯著政策導向性，可以在一定程度上抑制資本的逐利性，使資金從金融業和房地產業流出，流入實體經濟產業，在虛擬經濟和實體經濟的關系中建立平衡，為實體經濟發展做出貢獻[11]。從微觀來看，數字金融使原本很難享受到金融服務的人群，通過數字技術取得成本較低的金融服務，為更多的居民和企業提供所需金融產品，在較大程度上提高金融服務的規模[12]，從而提高其對實體經濟的服務規模和效率。一方面，數字金融可以降低實體部門企業的融資成本。因數字金融而快速興起的無接觸式金融服務，有利于企業運用互聯網及各種信息化手段降低融資過程中的摩擦成本；同時，數字金融具有強大的信息發布、搜尋和整合能力，有利于改進傳統金融的信息不對稱問題，緩解中小微企業的融資約束，在一定程度上可以降低企業的信息成本。另外，數字金融提供的在線服務，可以突破對機構網點的約束，縮小融資審批過程中的尋租渠道、減少人工干預，以節約企業制度性交易支出。另一方面，數字金融可以提高實體部門企業的效率。數字金融憑借其技術優勢在一定程度上拓展了金融服務供給方的外延性，提高了效率。并且數字金融的發展可以準確預測金融信息，實現金融資源的合理有效配置以提高企業的融資效率。

基于以上分析，本文提出研究假設H1：數字金融有利于促進實體經濟發展。

（二）數字金融對實體經濟發展的影響機制

本文認為數字金融可以通過降低金融風險、提升人力資本水平和綠色創新水平推動實體經濟發展。具體分析如下：

1.降低金融風險機制

金融風險對我國經濟發展具有重要影響，穩定安全的金融環境可以讓金融系統的作用得到最大程度的發揮，提高金融服務實體經濟的效率，促進實體經濟發展。IMF等機構將系統性金融風險定義為：因金融體系的局部或完全受損，由此擾亂了金融服務，并給實體經濟帶來嚴重的負面影響[13]。在未來我國實體經濟下行的風險會隨著系統性金融風險的增加而提高，即金融風險的增加不利于實體經濟發展[14]。而維護金融穩定、打通資金融通渠道，可以為實體經濟高質量發展營造流動性充足的宏觀環境[15]。數字金融發展能夠加強金融體系的風險抵御能力，降低金融風險。作為數字技術與金融的融合產物，數字金融能夠緩解信息不對稱問題，進而有效降低區域金融風險，還可以通過創新研發、資本轉移渠道對區域金融風險產生抑制作用[16]。同時，伴隨著大數據和區塊鏈等技術的出現，數字金融將新型技術與傳統的服務鏈相結合，讓金融機構能夠更快地發現風險，并且對其進行保護，以提高風險承受能力[17]。此外，數字金融可以緩解融資約束問題和地方政府的償債壓力，從而有效遏制地區金融風險的發生[18]。由此可見，數字金融可以降低金融風險，推動實體經濟發展。

基于以上分析，本文提出研究假設H2：數字金融通過降低金融風險推動實體經濟發展。

2.提升人力資本機制

人力資源是促進實體經濟發展的重要動力之一，勞動力和人力資本是人力資源的兩部分。在我國發展初期，主要通過大力發展低端的加工制造業促進實體經濟發展，這類產業大多是勞動密集型產業，依靠大量勞動力進行技術水平較低的工作，對人力資本水平的要求并不高[19]。但近年來，隨著我國經濟發展由量向質的轉變，人力資本在實體經濟發展中的作用日益顯著，作為技術創新的主體，人力資本是驅動技術創新的原動力能夠有效促進實體經濟發展[20]。具體來說，人力資本的內在效應表現為通過提高或積累人力資本本身的能力，推動實體經濟的發展；外在效應表現為人力資本本身能力的溢出，提高了整個社會的人力資本，并以溢出的方式推動了實體經濟的增長。與此同時，數字金融作為傳統金融的補充，能夠為缺乏資金的群體提供資金，緩解信貸約束，一些機構還可以通過數字金融提供教育專項存貸服務，使居民有更多資金用于人力資本投資，進而促進實體經濟發展。此外，數字金融一方面可以促進“干中學”效應，通過數字化技術賦能“干中學”，以加快人力資本積累的速率；另一方面可以提高企業資金配置效率，優化企業的生產過程，加大對高技術型人才的需求，同時企業還將強化員工的職業訓練，促進公司的人力資本的積累[21]。由此可見，數字金融可以提升人力資本，推動實體經濟發展。

基于以上分析，本文提出研究假設H3：數字金融通過提升人力資本推動實體經濟發展。

3.促進綠色創新機制

創新是現代經濟發展的動力，也是促進實體經濟發展的關鍵所在，但創新如果以破壞環境為代價，則其成果很難轉化為現實[22]。這就體現了綠色創新在各種創新中的重要性，能使企業在進行科技創新的同時實現綠色化轉型，通過淘汰落后的、高污染的企業，使全行業的綠色技術創新規模增大，促進綠色化升級，達到高質量發展的目的。即無論是優化升級企業，還是發展壯大實體經濟，都離不開綠色創新成果的支持[23]。具體來說，企業不僅可以通過綠色創新提高綠色制造能力和能源利用效率，還可以創新綠色產品，減少產品生產過程中的污染排放，同時滿足消費者的綠色偏好，促進綠色消費[24]。但由于綠色創新活動具有不確定性和高風險性，其對資金的需求量很大。而數字金融能夠彌補傳統金融在支持綠色創新方面的不足，為企業的研發活動提供充足的資金支持，從而提高企業的創新意愿和能力，使得企業的綠色創新活動能夠順利地進行[25]。數字金融一方面可以引導資金流向綠色制造業和科技創新行業，激勵企業進行綠色升級和轉型，在供給端促進綠色創新；另一方面可以提高公眾的環保參與度，提倡綠色消費，在需求側推動企業的綠色創新[26]。由此可見，數字金融可以促進綠色創新，推動實體經濟發展。

基于以上分析，本文提出研究假設H4：數字金融通過促進綠色創新推動實體經濟發展。

（三）數字金融對實體經濟發展的空間效應分析

依據“地理學第一定律”，事物的聯系會隨著距離的縮短變得更加緊密。郭峰等[12]認為數字金融具有顯著的空間相關性。同時，由于數字金融是依托先進的數字信息技術發展而來的，能夠降低傳統金融服務實體經濟的時空壁壘，加快金融聚集和擴散的進程，增強地區間經濟活動的關聯度，從而對經濟發展產生空間溢出效應[8]。褚翠翠等[27]認為由于數字金融服務具有不受區域限制的優勢，使得其對周邊地區產生一定的 “輻射”，從而能夠吸收一些省外用戶和資源，對鄰近地區經濟發展產生“虹吸效應”。實體經濟發展是區域經濟發展水平評估中的重要部分，因而數字金融也會對鄰近地區的實體經濟發展產生空間溢出效應。由此，一個地區的數字金融發展不僅會對本地區的實體經濟發展產生影響，還會對周邊的其他地區的實體經濟發展產生影響。

基于以上分析，本文提出研究假設H5：數字金融對實體經濟發展的影響具有空間溢出效應。

三、研究設計

（一）模型設定

1.基準回歸模型。為研究數字金融發展與實體經濟發展的關系，本文構建如下固定效應模型。

[" " " " lnrealit=β0+β1lndifit+β2controlit+ui+vt+μit]" "（1）

其中，[realit]表示[i]省份在[t]年的實體經濟發展水平，[difit]表示[i]省份在[t]年的數字金融指數，[controlit]為控制變量的集合，[ui]為個體固定效應，[vt]為時間固定效應，[μit]為隨機擾動項。

2.中介效應模型。為檢驗數字金融對實體經濟發展的間接影響，本文重點考察了金融風險、人力資本和綠色創新的影響機制，并參考溫忠麟和葉寶娟[28]的做法，構建如下的中介效應模型。

[lnrealit=a0+a1lndifit+a2controlit+ui+vt+μit]" " "（2）

[Mit=b0+b1lndifit+b2controlit+ui+vt+μit]" " " " " "（3）

[lnrealit=c0+c1lndifit+c2Mit+c3controlit+ui+vt+μit]" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " （4）

其中，[Mit]表示[i]省份在[t]年的中介機制變量，選取了金融風險水平、人力資本水平和綠色創新水平三個指標變量。其他變量含義與式（1）一致。首先檢驗[a1]、[b1]、[c1]是否都顯著，若顯著即可繼續分析中介效應，若[c1]不顯著，表明為完全中介效應；若[c1]顯著，且[c1]lt;[a1]，表明為部分中介效應[b1c2]。

3.空間計量模型。空間計量模型主要有空間滯后模型、空間誤差模型和空間杜賓模型。為了分析數字金融對實體經濟發展影響的空間溢出效應，本部分以式（1）為基礎，通過LM檢驗發現LM-error未通過顯著性檢驗，LM-log通過了1%的顯著性水平檢驗。因此本文選擇空間滯后模型（SAR）進行研究，同時SAR模型主要被用作研究相鄰地區的行為對樣本中其他地區行為的影響。具體構建模型如下。

[lnrealit=α0+α1lndifit+α2controlit+ρWlnrealit]" " " " " "[" " " " " " "+ui+vt+μit]" " " " " " " " " " " " " " " " " " " "（5）

其中，[ρ]表示空間滯后系數，[W]表示所設置的空間權重矩陣，[Wlnrealit]表示空間滯后解釋變量，反映空間距離對實體經濟發展的影響。其他變量含義與式（1）一致。

關于空間權重矩陣的設定，本文構建了地理距離權重矩陣，采用各地區經緯度坐標數據計算直線距離后取倒數來衡量。

（二）變量選取

1.被解釋變量：實體經濟發展水平。黃群慧[29]認為制造業是實體經濟核心部分。發展制造業也是我國發展實體經濟、深入實施制造強國戰略的重要思路。因此，本文參考余東華和王愛愛的研究[30]，采用制造業產值來衡量地區實體經濟發展水平。

2.核心解釋變量：數字金融發展水平。本文選取北京大學發布的數字金融指數衡量省域數字金融發展水平，并將數字金融指數細分為覆蓋廣度、使用深度和數字化程度三個子指標。

3.控制變量。為明確考察數字金融對實體經濟發展的影響，文本控制了其他影響實體經濟發展的省域特征變量，并參考相關文獻選取如下控制變量，以增強實證結果的可靠性。（1）城鎮化率（urban）：采用地區城鎮人口占總人口的比重來表示。（2）對外貿易水平（trade）：采用各地區進出口總額占GDP的比重來衡量。（3）政府創新支持（te）：采用各地區科學技術支出占GDP的比重來衡量。（4）財政支出規模（gov）：采用各地區一般預算支出占GDP的比重來衡量。（5）產業結構水平（is）：采用第三產業生產總值與第二產業生產總值之比來衡量。

（三）數據說明與描述性統計

本文選取的研究樣本為我國的30個省份（由于部分數據缺失，本研究對象不含港澳臺及西藏自治區），樣本區間為2011—2021年度。其中數字金融指數來源于北京大學公布的“北京大學數字普惠金融指數”，其余數據來源于歷年《中國統計年鑒》和各省份統計年鑒，計算過程中的缺失值采用插值法補齊。為統一數據的量綱級，本文對實體經濟發展水平進行對數化處理。各變量處理后的描述性統計如表1所示。

四、實證結果與分析

（一）基準回歸結果

根據個體與時間雙向固定效應以數字金融總指數和其三個細分指數對實體經濟發展水平進行回歸，結果如表2所示。表2列（1）和列（2）是數字金融對實體經濟發展的估計結果，其中，列（1）是在不考慮控制變量情況下的估計結果，列（2）是加入控制變量后的估計結果，其影響系數分別為0.689和0.537，并且在1%的水平上顯著。列（3）至列（5）是數字金融的三個子維度對實體經濟的回歸結果，其中數字金融覆蓋廣度對實體經濟的影響系數不顯著；使用深度和數字化程度對實體經濟的影響系數在1%的水平上顯著，分別為0.251、0.165?？梢钥闯鰯底纸鹑谑褂蒙疃葘嶓w經濟發展的影響最強，其次是數字化程度，覆蓋廣度不顯著。表明數字金融可以促進實體經濟的發展，研究假設H1得到驗證。

從控制變量來看，城鎮化率和科技研發水平對實體經濟發展具有顯著的促進作用。財政支出規模的影響系數顯著為負，這可能是由于各地區的財政支出大多流向基礎設施建設，并沒有直接流向實體經濟部門，并且實體經濟部門的財政使用效率較低，因此，并未對實體經濟發展產生促進作用。對外貿易水平的影響系數為負但并不顯著，可能是由于近些年受外部環境的影響，導致我國外需疲軟，對實體經濟的需求主要集中在內需上，從而進出口總額占GDP的比重有所下降，對實體經濟發展的促進作用減弱。產業結構水平的影響系數為正但并不顯著。

（二）穩健性檢驗

為驗證研究結論的穩健性，本文采用以下方法進行穩健性檢驗。

1.替換被解釋變量。本文參考黃群慧[29]對實體經濟的分層框架，采用農業、建筑業和工業，即實體經濟主體部分的總產值替換上文指標，回歸結果見表3列（1）所示。由表3列（10）可知，數字金融對實體經濟發展的影響系數為0.333，且在1%的水平上顯著，表明數字金融對實體經濟發展仍是促進作用。認為本文的研究結論是穩健的。

2.縮短樣本年限?？紤]到2013年6月余額寶的上線對金融行業產生的深遠影響，人們普遍將2013年視為數字金融的元年。因此，本文將研究年限縮短為2013—2020年，回歸結果見表3列（2）所示。數字金融對實體經濟發展的影響系數為0.554，且在1%的水平上顯著。

3.縮尾處理后回歸。從研究數據的角度考慮穩健性，為避免異常值對實證結果產生影響，本文對所有變量進行1%水平上的縮尾處理，回歸結果見表3列（3）所示。排除異常值的影響后，數字金融對實體經濟發展的影響系數為0.455，且在1%的水平上顯著。

4.內生性處理。雖然上文使用的雙固定效應模型可以在一定程度上緩解內生性的問題，但為使得本文的研究結論更合理，仍需對內生性問題進行進一步處理。針對數字金融和實體經濟發展間可能存在的反向因果問題和遺漏變量問題，采用工具變量兩階段最小二乘法進行內生性檢驗。共選取兩個工具變量，第一個是選取滯后一期的數字金融指數作為工具變量，第二個是參考馬文婷等[31]的做法選取移動電話交換機容量的對數值作為工具變量，回歸結果分別見表3列（4）和列（5）所示。數字金融對實體經濟發展的影響系數和顯著性與上文的研究結構基本保持一致，同時，所選工具變量均通過了弱工具變量檢驗和過度識別檢驗，即原模型沒有出現嚴重的內生性問題。因此，可以表明本文的研究結論是穩健的。

（三）影響機制分析

本文根據中介效應模型，分析數字金融通過降低金融風險、提升人力資本和促進綠色創新來促進實體經濟發展。

1.金融風險的機制分析。本文參考歐陽資生等[16]的做法，選取區域的不良貸款率衡量地區金融風險程度。表4列（1）和列（2）為金融風險中介效應的檢驗結果。列（1）是數字金融對金融風險的估計結果，影響系數為-5.679，且在1%的水平上顯著，表明數字金融可以有效降低地區金融風險。列（2）是將數字金融和金融風險同時對實體經濟發展進行回歸的估計結果，數字金融和金融風險的影響系數分別為0.462、-0.013，并在1%的水平上顯著，表明數字金融可以通過降低金融風險推動實體經濟發展。研究假設H2得到驗證。

2.人力資本的機制分析。本文參考昌忠澤等[32]的做法，選取教育支出占GDP的比重來衡量地區人力資本水平。表4列（3）和列（4）為人力資本中介效應的檢驗結果。列（3）是數字金融對人力資本的估計結果，影響系數為0.273，且在1%的水平上顯著，表明數字金融能夠有效促進人力資本水平的發展。列（4）是將數字金融和人力資本同時對實體經濟發展進行回歸的結果，數字金融和人力資本的影響系數分別為0.404、0.485，并在5%和1%的水平上顯著，表明數字金融可以通過提高地區人力資本水平推動實體經濟發展。研究假設H3得到驗證。

3.綠色創新的機制分析。本文選取地區綠色發明專利授權數來衡量綠色創新水平。表4列（5）和列（6）為綠色創新的中介效應檢驗。列（5）是數字金融對綠色創新的估計結果，影響系數為0.457，且在1%的水平上顯著，表明數字金融能夠提高綠色創新水平。列（6）是將數字金融和綠色創新同時對實體經濟發展進行回歸的結果，由結果可知，數字金融和綠色創新的影響系數分別為0.480、0.125，并在1%和5%的水平上顯著，表明數字金融可以通過提高地區綠色創新水平推動實體經濟發展。研究假設H4得到驗證。

（四）進一步分析：空間效應分析

1.空間相關性檢驗。在進行空間相關性分析之前，首先要考察數字金融和實體經濟是否存在空間相關性，本文基于所構建的空間權重矩陣，對數字金融和實體經濟進行了Moran’s I指數檢驗，結果如表5所示。可以看出，2011—2021年實體經濟和數字金融的Moran’s I指數都為正，且均通過了1%的顯著檢驗。表明數字金融和實體經濟具有顯著的空間正相關，可基于空間性分析實體經濟發展。

2.空間計量回歸結果與效應分解。本部分利用空間滯后模型進行回歸，通過Hausman檢驗選取了時間和個體雙固定效應的空間滯后模型，同時雙固定效應可以同時考慮影響實體經濟發展的地區差異和時間因素，結果如表6所示。在地理距離權重矩陣下模型的空間相關系數為-0.577，且在1%的水平上顯著，說明一個地區的實體經濟發展會對鄰近地區的實體經濟發展能產生明顯的負向溢出效應。數字金融的回歸系數為0.620，并在1%的水平上顯著，可以進一步證明數字金融對實體經濟發展具有明顯的促進作用。其余控制變量的回歸結果與前文基本保持一致。

為進一步分析數字金融對實體經濟發展的空間溢出效應，本文將空間滯后模型中的空間效應進行分解得到直接效應、間接效應和總效用，結果如表7所示。

在地理距離權重矩陣下，數字金融對實體經濟發展的直接效應顯著為正，回歸系數為0.635，表明本地區的數字金融發展對本地區實體經濟發展存在顯著的推動作用，與前文雙固定效應模型結果一致，意味著數字金融可以緩解實體經濟企業的融資約束，提高實體經濟企業的發展效率，帶動本地區實體經濟發展。間接效應的分解結果顯示，數字金融對實體經濟發展的間接效應顯著為負，回歸系數為-0.233，意味著本地區的數字金融對鄰近地區的實體經濟發展存在抑制作用。這可能是因為隨著數字金融的發展速度不同，區域之間的“數字鴻溝”會越來越大，本地區的數字金融發展較好時，金融資源會持續地向外輻射，形成“虹吸效應”，進而產生負外部性，對鄰近地區的實體經濟發展不利。數字金融對實體經濟發展的總效應顯著為正，表示所有地區的數字金融發展會對本地區實體經濟發展產生顯著的促進作用。其余控制變量的各分解效應與前文分析基本保持一致。研究假設H5得到驗證。

五、結論與建議

（一）結論

本文運用2011—2021年30個省份的面板數據，通過中介效應模型和空間計量模型實證分析數字金融對實體經濟發展的影響機制和空間溢出效應，得出以下研究結論：第一，數字金融可以緩解實體經濟的融資約束，提高實體經濟的生產效率，進而推動實體經濟發展；第二，金融風險、人力資本和綠色創新在數字金融影響實體經濟發展的過程中存在中介傳導效應。在金融機構方，數字金融可以緩解信息不對稱問題，減少貸款風險，增加資金供給推動實體經濟發展。在企業方，數字金融可以通過提升人力資本水平和綠色創新水平，提高生產效率推動實體經濟發展；第三，空間計量結果和效應分解表明，由于金融和經濟活動存在外溢性，本地區的數字金融發展在促進本地區實體經濟發展的同時，會對相鄰地區的實體經濟發展起到抑制作用。這是由于本地區數字金融發展較好時，金融資源會持續地向外輻射，形成“虹吸效應”，產生負外部性，進而不利于鄰近地區實體經濟發展。

（二）政策建議

1.大力推動數字金融發展，健全數字金融監管體系，回歸“金融服務實體經濟”本源。一方面，政府應完善數字基礎設施建設，為數字金融發展提供更好的基礎環境。提高數字技術與金融的融合力度，加強數字化金融設施的建設與完善，提升數字金融服務實體經濟的能力，重點對初創企業和小微企業提供資金支持，以便更高效率地支持實體經濟發展。并健全數字金融的監管體系，針對數字金融出臺具體的法律法規，明確數據安全、隱私保護的法律原則。建立全國層面的監管大數據平臺，實現全流程監督。另一方面，增強數字金融的普惠性、政策性和靶向性特征，引導金融“脫虛向實”，以市場為導向，提供定制化、特色化服務，提高數字金融在實體經濟中的應用。

2.進一步暢通數字金融通過降低金融風險、提高人力資本和促進綠色創新渠道推動實體經濟發展。首先，持續完善風險管理制度，加快構建智能化的數字風險管理系統，改進內控評價制度和糾正機制。以科技手段提高管理能力，防范金融風險，維護金融穩定，通過提高融資可得性，助力實體經濟發展。其次，加強數字技術的人才隊伍建設，提高現有人力資本的綜合素質，調動企業和個人的積極性。建立產學研聯合培養體系，為數字金融和實體經濟發展提供人才支持。最后，形成良好的營商環境，鼓勵實體經濟企業進行綠色創新活動，破解關鍵核心技術問題，最終引導實體經濟企業實現綠色發展。同時，為降低創新門檻，提高創新效率，國家應加大綠色創新資源的整合與利用，促進企業資源共享與技術攻關。

3.加快打破地域發展的障礙，促使各地區間的數字信息技術資源更加順暢的流通，提高各省間數字金融的協調程度，避免數字金融的負向溢出效應。各地政府要立足本地的實際，結合自身的發展特征，堅持以需求為中心，以問題為中心，采取多種措施，支持金融服務實體經濟。打破區域間的溝通壁壘，促進數字技術在地域和行業間的共享，構建區域經濟一體化的全新發展格局，各地政府之間應加強溝通和合作，充分發揮數字金融打破時空限制的能力，促進跨地區金融服務的供給和使用，達到互惠互利的目的，推動實體經濟發展。

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責任編輯：管仲

Research on the Impact Mechanism and Spatial Effect of Digital Finance on the Development of the Real Economy——Empirical Analysis Based on Manufacturing Data

Gong Xinshu" Jia Xuan" Zhang Fengli

（School of Economics and Management， Shihezi University， Shihezi 832000， China）

Abstract： Based on the panel data of 30 provinces in China from 2011-2021， this paper empirically tests the impact mechanism and spatial spillover effect of digital finance on the development of the real economy by using the intermediary effect model and the spatial econometric model. The research results are as follows. Digital finance can alleviate the financing constraints of the real economy and promote its development. Financial risk， human capital， and green innovation are important mechanisms for digital finance to promote the development of the real economy. Reducing financial risks can alleviate the financing constraints of the real economy， enhance human capital， and promote green innovation， which can improve the development efficiency of the real economy. The impact of digital finance on the development of the real economy has a significant spatial spillover effect， and digital finance generates a siphon effect on the development of the real economy in neighboring areas through spatial spillover effects. Based on this， it is proposed to vigorously develop digital finance， fully leverage the role of digital finance in reducing financial risks， enhancing human capital， and promoting green innovation， improve the coordination of digital finance among provinces， and promote the rapid development of the real economy.

Key words： digital finance; real economy; financial risk; human capital; green innovation