卓 敏，祁 慧

（安徽財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院，安徽 蚌埠 233030）

一、引言

在我國經(jīng)濟從高速發(fā)展階段轉(zhuǎn)入穩(wěn)定增長階段后，產(chǎn)業(yè)發(fā)展也進入到新一輪的改革調(diào)整階段，傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)正處于轉(zhuǎn)型升級的關(guān)鍵時期。當(dāng)前，在全球新冠肺炎疫情蔓延的大環(huán)境下，經(jīng)濟發(fā)展面臨著嚴峻的挑戰(zhàn)，我國經(jīng)濟重心更多地轉(zhuǎn)向國內(nèi)市場。在此背景下，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級是加快推進現(xiàn)代化、走高質(zhì)量發(fā)展道路的重要途徑，人民的生活逐漸富裕，消費水平逐漸上升，隨之而來的是消費結(jié)構(gòu)的改善。因此，為適應(yīng)消費結(jié)構(gòu)的變化，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級已經(jīng)成為當(dāng)前市場的常態(tài)化需求與企業(yè)的必然選擇。

產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級離不開金融科技的支持，金融科技作為近年來經(jīng)濟金融領(lǐng)域的熱點研究話題，對我國的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型具有重要的輔助作用，是產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的關(guān)鍵驅(qū)動力與重要支撐。金融科技發(fā)展不僅要注重金融與科技的深度融合應(yīng)用所帶來的金融新業(yè)務(wù)、新模式，更要發(fā)揮金融科技的服務(wù)功能，以金融科技帶來更高的資源配置效率，更好地發(fā)揮金融科技在產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級中的加速推動作用，為社會生產(chǎn)與消費實現(xiàn)高效流轉(zhuǎn)，助推我國經(jīng)濟變革實現(xiàn)質(zhì)的飛躍。由此可見，對金融科技與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級之間的關(guān)系進行探討具有重要的理論與現(xiàn)實意義。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）金融科技

2016年金融穩(wěn)定理事會（FSB）提出，金融科技是技術(shù)驅(qū)動的創(chuàng)新，其通過將現(xiàn)代科技應(yīng)用于創(chuàng)新金融產(chǎn)品、經(jīng)營模式、業(yè)務(wù)流程等，從而達到推動金融業(yè)提質(zhì)增效的目的。根據(jù)信息不對稱理論，市場參與者在交易時需要獲取盡可能全面的信息，但通常交易者會選擇隱藏對自己不利的信息，將出現(xiàn)風(fēng)險的可能轉(zhuǎn)嫁到競爭者身上，此外部分市場參與者會忽略高收益下的高風(fēng)險，進行超出自身承受范圍的金融交易，這樣就會出現(xiàn)道德風(fēng)險和逆向選擇問題，而金融中介機構(gòu)可以減少這類問題的出現(xiàn)并降低交易成本，因此金融科技在這樣的市場競爭環(huán)境中產(chǎn)生、發(fā)展[1]。金融與科技的深度融合，對于創(chuàng)新金融產(chǎn)品、提高金融服務(wù)效率以及加快數(shù)字化金融變革，具有重要的現(xiàn)實意義[2]。

近年來，隨著金融科技的快速發(fā)展，我國金融行業(yè)一步步走向世界平臺，與全球經(jīng)濟融合共贏。很多金融科技公司積極拓展新的市場，助力實體產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。一方面，從傳統(tǒng)金融機構(gòu)視角來看，金融科技創(chuàng)新性地彌補了其在風(fēng)險管理上的短板，金融科技基于大數(shù)據(jù)和人工智能技術(shù)實現(xiàn)了客戶信用評級模式的創(chuàng)新，有效解決金融機構(gòu)與企業(yè)之間信息不對稱問題[3]。另一方面，從企業(yè)視角來看，金融科技的發(fā)展推動了數(shù)字金融的普惠性，企業(yè)與金融機構(gòu)之間的信息傳遞與業(yè)務(wù)辦理的效率大大提高，金融交易的運營成本降低，中小企業(yè)融資約束問題得到了緩解，從而推進企業(yè)增加創(chuàng)新投入，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級[4]。此外，金融科技催生了大批新興的金融科技公司的出現(xiàn)，根據(jù)技術(shù)溢出效應(yīng)，金融科技公司利用其科技優(yōu)勢對傳統(tǒng)金融機構(gòu)進行“賦能”，緩解信息不對稱問題，迫使傳統(tǒng)金融機構(gòu)進行深化改革，進而達到金融行業(yè)的轉(zhuǎn)型升級。

（二）金融科技與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級

近年來，金融科技迅速發(fā)展，金融行業(yè)不斷呈現(xiàn)出新形式、新業(yè)態(tài)，基于區(qū)塊鏈等新技術(shù)而發(fā)展的金融科技帶動一系列新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，極大地提升了金融市場效率。與此同時，由于金融科技衍生工具的不斷涌現(xiàn)，其對傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級產(chǎn)生的影響正在成為我國經(jīng)濟變革的內(nèi)生動力。具體而言，一方面是金融科技帶來的多樣數(shù)字化工具使得傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的市場更加開闊，有利于產(chǎn)業(yè)針對市場需求生產(chǎn)更精準的產(chǎn)品和提供更適合的服務(wù)，從而構(gòu)成有效的產(chǎn)品供給線，推動產(chǎn)業(yè)縱向發(fā)展；另一方面，金融科技通過5G技術(shù)能夠準確快速地測算金融系統(tǒng)性風(fēng)險發(fā)生的概率，通過最大程度的風(fēng)險規(guī)避來幫助金融機構(gòu)拓展產(chǎn)業(yè)服務(wù)范圍，促進產(chǎn)業(yè)的橫向發(fā)展。此外，金融科技的新成果通過幫助重組金融業(yè)務(wù)，提高產(chǎn)業(yè)的服務(wù)效率，以達到降本增率的目的。這不但有利于解決目前產(chǎn)業(yè)中存在的一些問題，還能優(yōu)化客戶的產(chǎn)品體驗，從而加速產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，促進我國經(jīng)濟發(fā)展。

目前有很多實證研究支持金融科技發(fā)展對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的促進作用。陳璋和鐘雨龍（2021）[5]采用VAR模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)等實證方法，重點探索金融科技發(fā)展對制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響，研究結(jié)果表明金融科技對制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有強大的推動作用。徐衛(wèi)華等（2017）[6]將金融深化和科技創(chuàng)新進行耦合分析，利用系統(tǒng)GMM方法開展實證研究，結(jié)果表明金融深化與科技創(chuàng)新的耦合系統(tǒng)和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級之間存在內(nèi)生互動發(fā)展機制，其耦合系統(tǒng)對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級有促進作用。鐘成林和胡雪萍（2020）[7]從數(shù)字化視角，對科技金融數(shù)字化與科技型企業(yè)融資能力之間的作用關(guān)系進行邏輯推演，研究發(fā)現(xiàn)科技金融通過改善信息結(jié)構(gòu)、優(yōu)化信貸環(huán)境以及增強企業(yè)的風(fēng)險規(guī)避能力，來促進中小企業(yè)融資能力的提升?；谝陨戏治觯岢龅谝粋€假設(shè)：

H1：金融科技發(fā)展對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級具有顯著的正向促進作用。

（三）市場化程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)

市場化程度越高，產(chǎn)業(yè)間的競爭越激烈，這種競爭會使得企業(yè)增加產(chǎn)品的創(chuàng)新投入，促進產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級。目前關(guān)于市場化程度與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的研究主要有：政府干預(yù)的目的在于引導(dǎo)市場規(guī)范發(fā)展，但不可干預(yù)過多，以此推動產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級[8]。Hassink（2005）[9]的研究發(fā)現(xiàn)，市場化程度對于技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型都存在一定程度的影響，市場化程度越高，技術(shù)創(chuàng)新水平越高，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型也更快速。基于以上分析，提出第二個假設(shè)：

H2：市場化程度對金融科技和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級之間的關(guān)系存在顯著的負向調(diào)節(jié)效應(yīng)。

金融科技對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級產(chǎn)生的影響需要借助科技成果這一媒介，而科技成果最終將通過轉(zhuǎn)化成生產(chǎn)力來促進產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。因此金融科技對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的作用重點體現(xiàn)在成果與生產(chǎn)力之間的轉(zhuǎn)化環(huán)節(jié)上，這種轉(zhuǎn)化的載體是科技型企業(yè)，而科技型企業(yè)的成長與市場化環(huán)境息息相關(guān)[10]。在不同的市場化環(huán)境下，同樣的金融科技投入，會對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級產(chǎn)生不同的作用效果。賀寶成和陳霄（2021）[11]基于29個省市面板數(shù)據(jù)，實證檢驗得出結(jié)論：科技金融的發(fā)展對經(jīng)濟增長有促進作用，東部地區(qū)的促進作用最明顯，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)則不存在促進作用。我國的金融科技發(fā)展存在地區(qū)差異，這種差異造成了各地區(qū)對金融科技的需求不同，東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平相對較高，市場化程度相應(yīng)地也更高，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級與金融科技成果實現(xiàn)了充分的對接，甚至出現(xiàn)了技術(shù)溢出效應(yīng)。所以相比起中部和西部地區(qū)，金融科技對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的促進作用顯著下降?；谝陨戏治?，提出以下假設(shè)：

H3a：在市場化程度較高的東部地區(qū)，金融科技發(fā)展對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的促進作用減弱；

H3b：在市場化程度相對較低的中、西部地區(qū)，金融科技發(fā)展對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級沒有顯著的促進作用。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取和數(shù)據(jù)來源

本文以金融科技—產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級為研究主題，研究數(shù)據(jù)為我國2010—2019年26個省區(qū)市的省際數(shù)據(jù)，由于港澳臺地區(qū)、西藏、內(nèi)蒙古、青海、吉林、甘肅的相關(guān)指標數(shù)據(jù)缺失較多，數(shù)據(jù)難以獲得，同時考慮到缺失數(shù)據(jù)省份的地理位置因素對于整體回歸影響不大，因此予以剔除。產(chǎn)業(yè)高級化、金融科技公司數(shù)量、城鎮(zhèn)化水平、財政支出、外商直接投資發(fā)展水平以及勞動力指標的相關(guān)數(shù)據(jù)來源于國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫，使用《中國城市統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)計算得到地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)、市場化程度、資本形成率、金融發(fā)展指標，由《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展統(tǒng)計報告》數(shù)據(jù)計算得到互聯(lián)網(wǎng)普及率，部分缺失值采用多重插補法做處理。

（二）變量設(shè)定

1.被解釋變量：產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級

根據(jù)現(xiàn)有文獻，衡量產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的指標主要是產(chǎn)業(yè)高級化指數(shù)（IS），由于產(chǎn)業(yè)高級化的特征是在整個產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中，第二、三產(chǎn)業(yè)的地位逐漸提高，而第一產(chǎn)業(yè)的地位逐漸下降，因此參考徐德云（2008）[12]的做法，將三次產(chǎn)業(yè)按1∶2∶3的權(quán)重進行加權(quán)得到產(chǎn)業(yè)高級化指數(shù)：

其中yi為第i產(chǎn)業(yè)的收入比重，IS為測定產(chǎn)業(yè)高級化的程度，其系數(shù)值的范圍為1～3，IS越接近于1或等于1，表明經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的層次越低，產(chǎn)業(yè)高級化水平也就越低；相反，IS=3或越接近于3，則產(chǎn)業(yè)高級化水平越好。

2.核心解釋變量：金融科技發(fā)展

由于金融科技近年來才逐漸成為實務(wù)界與學(xué)術(shù)界討論的熱點，因而還沒有一個公認的指標來衡量金融科技發(fā)展水平。查閱現(xiàn)有文獻發(fā)現(xiàn)，部分學(xué)者采用文本挖掘法和指數(shù)合成法來構(gòu)建金融科技指數(shù)[13-14]，這類方法存在網(wǎng)絡(luò)詞庫熱點更新快、詞條內(nèi)容重復(fù)等問題，有一定的測度誤差。還有一些學(xué)者使用北大金融普惠指數(shù)作為金融科技的代理變量[15-16]，這一指數(shù)主要基于螞蟻金服交易賬戶的基層數(shù)據(jù)，通過大數(shù)據(jù)、機器學(xué)習(xí)以及分布式計算等技術(shù)，構(gòu)建了互聯(lián)網(wǎng)金融覆蓋廣度、使用深度以及數(shù)字支持服務(wù)程度這三個維度來形成最后的金融指數(shù)，但這一普惠指數(shù)更多地適用于刻畫普惠金融的發(fā)展趨勢，本文所研究的金融科技發(fā)展是金融與科技的結(jié)合，若以中國普惠金融指數(shù)來衡量金融科技發(fā)展，無法體現(xiàn)金融科技的發(fā)展狀況。因此本文借鑒宋敏等（2020）[17]的做法，使用各省區(qū)市的金融科技公司數(shù)量來度量省際金融科技發(fā)展水平。由于金融科技公司屬于技術(shù)密集型企業(yè)，與傳統(tǒng)金融機構(gòu)相比有更大的技術(shù)優(yōu)勢，傳統(tǒng)金融機構(gòu)與其形成戰(zhàn)略合作的機會就越多，金融科技就能發(fā)揮更大的“賦能”效應(yīng)。因此地區(qū)金融科技公司數(shù)量多少可以表明該地區(qū)金融科技領(lǐng)域競爭程度，因此各省份金融科技公司的數(shù)量可以更加直觀地反映各省份的金融科技發(fā)展程度，金融科技公司數(shù)量越多，表明該省份金融科技發(fā)展的程度越高。

3.調(diào)節(jié)變量：市場化程度（MK）

借用王小魯?shù)龋?019）[18]《中國分省份市場化指數(shù)報告（2018）》中表明“政府與市場間關(guān)系”的市場化指數(shù)作為市場化程度的衡量指標，市場化指數(shù)越大，則市場化程度越高，政府的干預(yù)行為越少；反之市場化程度越低，政府干預(yù)越多。

4.控制變量

為準確表述金融科技與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級之間的作用關(guān)系，本文選取了6個不同層面的控制變量。城鎮(zhèn)化水平（urb）采用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎睾饬縖19]；經(jīng)濟發(fā)展指標（gdp）以地區(qū)GDP增長率作為衡量指標；財政支出（fiscal）為各地區(qū)財政支出與GDP的比值；資本形成率（inv）使用各地區(qū)的物質(zhì)資本投入與GDP之比衡量；金融發(fā)展指標（fd）參照戈德史密斯（1969）[20]在金融發(fā)展理論中建立的衡量指標，即各地區(qū)金融機構(gòu)貸款與GDP的比值表示；外商直接投資發(fā)展水平（fdi）參考范承澤等（2008）[21]的做法，即使用外商直接投資凈流入額/國內(nèi)生產(chǎn)總值度量。

（三）模型構(gòu)建

回歸基準模型。本文為檢驗金融科技與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級之間的關(guān)系，構(gòu)建如下模型：

其中i表示省份，t表示年份，IS為產(chǎn)業(yè)高級化指數(shù)，F(xiàn)intechN為金融科技發(fā)展水平，Control為控制變量，具體包括城鎮(zhèn)化水平（urb）、經(jīng)濟發(fā)展指標（gdp）、財政支出（fiscal）、資本形成率（inv）、金融發(fā)展指標（fd）、外商直接投資發(fā)展水平（fdi），θi為省份效應(yīng)，εi,t為隨機擾動項。

（四）調(diào)節(jié)效應(yīng)模型

根據(jù)前文的研究假設(shè)，為進一步考察市場化程度對金融科技發(fā)展與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的關(guān)系是否存在調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文構(gòu)建拓展模型：

其中β3為金融科技發(fā)展（FintechN）與市場化程度（MK）去中心化后的交互項系數(shù)，若β1大于0，β3大于0，則表示市場化程度具有正向調(diào)節(jié)效應(yīng)；若β0大于0，β3小于0，則表示市場化程度具有負向調(diào)節(jié)效應(yīng)，此時若β2大于0，則說明市場化程度對金融科技發(fā)展具有替代效應(yīng)，即金融科技發(fā)展和市場化程度在“競相”地正向促進產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級；若β3等于0或者不顯著，則表示調(diào)節(jié)效應(yīng)不存在。

四、實證結(jié)果及分析

（一）變量的描述性統(tǒng)計

表1為各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。根據(jù)統(tǒng)計結(jié)果，樣本中產(chǎn)業(yè)高級化（IS）的均值為2.366，與中位數(shù)2.338差距不大，但從標準差0.136來看，不同地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級水平差距較大。金融科技指標（FintechN）的最小值為0.021，最大值是6.443，說明地區(qū)金融科技發(fā)展水平不平衡，存在地區(qū)、年度差異，并且從經(jīng)濟發(fā)展指標（gdp）、資本形成率（inv）、金融發(fā)展指標（fd）三個維度來看，依然可以看出省份之間發(fā)展的差異性。

表1 變量描述性統(tǒng)計

（二）模型的估計檢驗

首先采用靜態(tài)面板的固定和隨機效應(yīng)估計方程，從表2可以看出，進行固定效應(yīng)回歸后，F(xiàn)檢驗的P值為0.000，在1%的水平上顯著拒絕原假設(shè)，這表明相比較而言，選擇固定效應(yīng)比選擇混合效應(yīng)的結(jié)果更好。隨機效應(yīng)的結(jié)果依然是在1%的水平上顯著，最后進行Hausman檢驗，由表2可知，Hausman檢驗的P值為0.0131，在2%的顯著性水平上拒絕了隨機效應(yīng)比固定效應(yīng)更好的原假設(shè)，因此本文應(yīng)該選擇平衡面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)模型進行回歸分析。具體來看，解釋變量金融科技發(fā)展對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著為正，表明金融科技能夠明顯促進產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，假設(shè)H1成立?？刂谱兞糠矫妫擎?zhèn)化、財政支出以及外商直接投資發(fā)展水平對于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級均具有顯著的促進作用，金融發(fā)展指標對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級沒有明顯的促進作用。資本形成率（inv）的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，表明資本形成率對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級具有顯著的抑制作用，原因可能是政府的干預(yù)制度以及資本投入過多，導(dǎo)致市場流動性下降，從而在一定程度上抑制了產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。

表2 回歸結(jié)果及Hausman檢驗

（三）穩(wěn)健性檢驗

為進一步驗證以上金融科技對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的回歸結(jié)果是否具有可靠性，分別從內(nèi)生性問題、替換被解釋變量以及補充控制變量三個方面進行穩(wěn)健性檢驗。

1.內(nèi)生性問題

由于金融科技發(fā)展和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級之間可能會存在反向因果的內(nèi)生性問題，因此本文使用2SLS工具變量法進行回歸分析，結(jié)果不變。在工具變量的選擇上，本文借鑒謝絢麗等（2018）[22]使用的工具變量，即使用各省份的互聯(lián)網(wǎng)普及率作為金融科技發(fā)展的工具變量。一方面，互聯(lián)網(wǎng)普及率與金融科技之間的聯(lián)系非常密切，相關(guān)性強；另一方面，在控制地區(qū)生產(chǎn)總值、財政支出以及融資約束后，互聯(lián)網(wǎng)普及率與金融科技企業(yè)之間并沒有直接的關(guān)聯(lián)關(guān)系，因此可以將互聯(lián)網(wǎng)普及率作為本文研究的工具變量。

2.替換被解釋變量

為了檢驗實證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文參考黎紹凱等（2020）[23]、李愛和蓋驍敏（2019）[24]等學(xué)者的研究，使用第三產(chǎn)業(yè)的增加值與第二產(chǎn)業(yè)的增加值之比作為被解釋變量的衡量指標進行穩(wěn)健性檢驗，采用固定效應(yīng)模型重新估計，回歸結(jié)果如表3所示。結(jié)果表明：金融科技對替換后的被解釋變量的回歸結(jié)果仍然顯著為正，說明本文的結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。

表3 穩(wěn)健性檢驗

3.補充控制變量

為了進一步說明本文研究結(jié)果的穩(wěn)健性，我們控制了其他可能解釋本文研究結(jié)論的因素，相關(guān)研究顯示產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級與勞動力水平（labor）相關(guān)[25]，通過引入可能相關(guān)的因素，可以進一步排除該因素對本文回歸結(jié)果的影響，回歸結(jié)果如表3所示。結(jié)果表明，金融科技對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響仍然在1%的顯著性水平上正向顯著，這意味著本文的回歸結(jié)果穩(wěn)健性較好。

五、進一步分析

（一）外部因素調(diào)節(jié)作用

表4報告了市場化程度（MK）對金融科技發(fā)展與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級影響的調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果，由表4中的回歸（1）列可知，金融科技發(fā)展（FintechN）與市場化程度（MK）交互項的回歸系數(shù)為-0.004，在1%的水平下顯著為負，說明調(diào)節(jié)變量市場化程度能夠負向地調(diào)節(jié)金融科技發(fā)展對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響，即市場化程度對兩者之間的關(guān)系存在負向調(diào)節(jié)效應(yīng)，由此可見，假設(shè)H2成立。此外，由于調(diào)節(jié)變量市場化程度的回歸系數(shù)為0.020，在1%的水平下顯著為正，說明市場化程度對于金融科技發(fā)展具有替代效應(yīng)，兩個變量在“爭相”地正向促進產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。從金融科技發(fā)展和市場化程度的交互項（FintechN*MK）來看，其對金融科技與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級之間的關(guān)系為顯著負向作用，表明地區(qū)市場化程度越高，金融科技發(fā)展對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的促進作用就越小；或者說，地區(qū)市場化程度越低，金融科技發(fā)展對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的促進作用就越明顯，即非傳統(tǒng)金融機構(gòu)的金融科技公司發(fā)揮的作用越大。這是因為在市場化程度較低的地區(qū)，銀行金融資源并不豐富，也并不是所有產(chǎn)業(yè)都能與銀行建立聯(lián)系，而作為非傳統(tǒng)金融機構(gòu)的金融科技公司門檻較低，金融產(chǎn)品相對更匹配產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的需求，因此金融科技發(fā)展更有利于市場化程度較低地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。

（二）異質(zhì)性分析

由于我國東、中、西部地區(qū)差異，導(dǎo)致市場化程度差異較大，從而金融科技對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響作用也會存在差異。因此本文在研究市場化程度對金融科技發(fā)展與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的作用影響時，將地區(qū)劃分為東、中、西部進行分組固定效應(yīng)回歸。根據(jù)表4的（2）（3）（4）列回歸結(jié)果，東部地區(qū)的金融科技發(fā)展與市場化程度的交乘項（FintechN*MK）的回歸系數(shù)為-0.006，在1%的水平上顯著為負，而在中、西部地區(qū)，市場化程度對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級有顯著的促進作用，但是金融科技發(fā)展與市場化程度交乘項（FintechN*MK）的回歸系數(shù)并不顯著。這表明在市場化程度高的東部地區(qū)，金融科技發(fā)展對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的促進作用減弱；在市場化程度相對較低的中、西部地區(qū)，金融科技發(fā)展更能推動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。這其中原因可能是東部地區(qū)的資源配置較好，企業(yè)的外部資源較為豐富，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級依托的因素更多，金融科技在其中的作用相對較??；而中、西部地區(qū)與東部地區(qū)相比，金融科技的發(fā)展仍有較大差距，金融科技發(fā)展對于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的促進作用更多地受到地區(qū)差異的影響，這有待于中、西部地區(qū)金融科技的進一步發(fā)展。

表4 市場化程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)

六、結(jié)論及啟示

通過我國2010—2019年26個省區(qū)市的面板數(shù)據(jù)實證研究了金融科技發(fā)展對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的影響，分析了市場化程度的調(diào)節(jié)作用和異質(zhì)性情況。結(jié)果表明金融科技對地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級具有顯著的正向促進作用，在經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)尤為顯著。進一步研究發(fā)現(xiàn)，在市場化程度的調(diào)節(jié)作用下，金融科技對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的作用存在區(qū)域異質(zhì)性，表現(xiàn)為東部地區(qū)市場化程度的負向調(diào)節(jié)作用更明顯，而在中、西部地區(qū)，市場化程度對二者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著。

為進一步促進金融科技的發(fā)展，本文提出以下三個方面的政策建議：

第一，深化區(qū)域差異改革，實現(xiàn)金融科技與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的有效對接，穩(wěn)步推進產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的激勵政策。為更好地發(fā)揮金融科技成果的促進作用，不同部門之間應(yīng)當(dāng)統(tǒng)一目標，克服當(dāng)前金融市場存在的信息不對稱問題，促進金融市場與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)間的融合互通。

第二，深化金融科技監(jiān)管，完善相關(guān)法律法規(guī)。在當(dāng)前的金融市場上，尚未形成金融科技的規(guī)范運用制度，政府亟需加強金融科技的使用管理，拓寬監(jiān)管范圍，主動引導(dǎo)金融科技發(fā)展，大力推動金融科技與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的深度融合，構(gòu)建合理完善的金融科技應(yīng)用框架。

第三，重視中西部地區(qū)的金融科技發(fā)展，減小區(qū)域差異的同時，形成區(qū)域發(fā)展特色。與東部地區(qū)相比，中西部地區(qū)面臨著金融資源稀缺、創(chuàng)新能力不足等問題，導(dǎo)致我國區(qū)域發(fā)展差異較大。因此，應(yīng)當(dāng)加大對中西部地區(qū)的資源投入，激發(fā)創(chuàng)新活力，推進資源流通的速度，實現(xiàn)我國經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展。