周澤炯, 陳洪梅

(安徽財經(jīng)大學經(jīng)濟學院,安徽 蚌埠233030)

隨著我國經(jīng)濟從高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展從關(guān)注經(jīng)濟增長的單一維度轉(zhuǎn)向注重多方面協(xié)調(diào)發(fā)展，追求更加全面的可持續(xù)發(fā)展[1]。經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展是更充分更均衡的發(fā)展，可以在保持經(jīng)濟穩(wěn)定增長的基礎(chǔ)上使經(jīng)濟發(fā)展成果更多惠及于民[2]。而金融科技對地區(qū)經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展具有重要影響?？茖W把握金融科技的發(fā)展態(tài)勢，強化金融業(yè)的科技應(yīng)用能力，充分發(fā)揮金融科技服務(wù)實體經(jīng)濟的優(yōu)勢，可以為我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提供強有力的支撐。但當前我國金融科技發(fā)展的社會環(huán)境尚不完善，金融與科技的交叉風險較大，金融行業(yè)的創(chuàng)新能力還不足以支撐經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展。鑒于此，研究金融科技對地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響，具有重要的現(xiàn)實意義。

一、文獻綜述與研究假設(shè)

(一)文獻綜述

金融科技的影響是學界的研究熱點，本研究對既有文獻進行梳理，主要從金融科技對銀行業(yè)、企業(yè)和經(jīng)濟的影響等3個方面進行文獻評述。具體來說：在金融科技對銀行業(yè)的影響方面，如向玉冰分析指出，金融科技可以完善我國農(nóng)村信用體系，降低信用貸款成本，并通過博弈分析得出在最優(yōu)策略組合下，金融機構(gòu)獲得農(nóng)戶信息的成本很低，農(nóng)戶使用貸款資金得到的收益大于銀行貸款利息，金融機構(gòu)與農(nóng)戶實現(xiàn)雙贏，金融科技可以為鄉(xiāng)村振興提供有力支持[3]；劉莉等分析指出，金融科技通過后端技術(shù)會影響商業(yè)銀行的信貸風險，且金融科技對大型商業(yè)銀行的作用相對較弱[4]；盛天翔等基于152家商業(yè)銀行的面板數(shù)據(jù)，分析指出金融科技能夠提升銀行的流動性創(chuàng)造能力，且這種促進作用在東部地區(qū)更為顯著[5]。在金融科技對企業(yè)的影響方面，如王榮等分析指出，金融科技可以提升企業(yè)績效，且企業(yè)的融資約束與研發(fā)投入在其中發(fā)揮中介作用[6]；朱曉悅分析指出，金融科技拓寬了融資渠道，更好地滿足了企業(yè)的融資需求，有助于帶動小微企業(yè)發(fā)展[7]；董曉林等通過構(gòu)建雙重差分和三重差分模型，實證分析發(fā)現(xiàn)金融科技可以緩解疫情對小微企業(yè)的沖擊，有助于提高小微企業(yè)的穩(wěn)定經(jīng)營能力[8]。在金融科技對經(jīng)濟的影響方面，如曾燕萍等分析指出，金融科技可以改善金融服務(wù)質(zhì)量和提升金融服務(wù)精準度，進而可以賦能鄉(xiāng)村振興和促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展[9]；張賀等分析指出，科技與金融的深度耦合可以通過消費信貸和投資理財來促進經(jīng)濟增長，推動經(jīng)濟轉(zhuǎn)型，從而推進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展[10]；鄭至立等基于我國東中西部地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，分析指出金融與科技的融合存在區(qū)域異質(zhì)性，各地區(qū)應(yīng)結(jié)合當?shù)匕l(fā)展情況因地制宜地推進金融科技助力經(jīng)濟發(fā)展[11]。

綜上所述，既有文獻關(guān)于金融科技的影響取得了較為豐富的研究成果，且既有研究主要分析金融科技對地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響的直接效應(yīng)，但較少關(guān)注金融科技的溢出效應(yīng)，以及金融科技對地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響的間接效應(yīng)。鑒于此，本研究基于我國2011—2020年30個省份(西藏及港澳臺地區(qū)除外)的面板數(shù)據(jù)，引入空間杜賓模型實證分析金融科技對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響及影響的區(qū)域異質(zhì)性，以明晰不同地區(qū)的發(fā)展差異。

(二)研究假設(shè)

溢出效應(yīng)本質(zhì)上是經(jīng)濟學中討論的外部性問題。金融科技的發(fā)展提高了經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)金融服務(wù)的可及性，拓寬了金融服務(wù)的廣度。但在技術(shù)創(chuàng)新的作用下，金融科技存在不確定性，且監(jiān)管科技的發(fā)展落后于金融科技，導致監(jiān)管漏洞產(chǎn)生，會帶來新的風險[12]。同時，金融科技以信息技術(shù)為基礎(chǔ)，不受時空因素的限制，會通過要素流動和區(qū)域競爭來影響周邊地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展。其中，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)在經(jīng)濟發(fā)展中起到引領(lǐng)作用，通過自身的經(jīng)濟發(fā)展優(yōu)勢推進生產(chǎn)要素集聚，帶動周邊地區(qū)經(jīng)濟的聯(lián)動發(fā)展，表現(xiàn)出正向溢出效應(yīng)；但經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)與經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展差距會導致人口和生產(chǎn)要素不斷流向經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，表現(xiàn)出負向溢出效應(yīng)。同時，金融科技通過溢出效應(yīng)可以間接影響區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，這種間接效應(yīng)主要表現(xiàn)為“輻射效應(yīng)”和“虹吸效應(yīng)”。但金融科技能否促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，取決于“輻射效應(yīng)”和“虹吸效應(yīng)”的作用大小，只有當“輻射效應(yīng)”大于“虹吸效應(yīng)”時，金融科技才能助推周邊地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，發(fā)揮其技術(shù)賦能的獨特優(yōu)勢。

當前我國經(jīng)濟發(fā)展仍存在區(qū)域差異。其中，東部沿海地區(qū)由于地理優(yōu)勢和優(yōu)惠政策扶持等，經(jīng)濟發(fā)展迅速，而中西部地區(qū)由于地理劣勢等，經(jīng)濟發(fā)展相對落后。于是，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)可以集聚更優(yōu)質(zhì)的資源，促使金融科技可以得到更進一步的發(fā)展，導致金融科技發(fā)展水平存在較大的區(qū)域差異，進而使得金融科技對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響存在區(qū)域異質(zhì)性。鑒于此，本研究提出假設(shè)H1——金融科技會通過空間溢出效應(yīng)影響周邊地區(qū)的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，但影響的方向具有不確定性，會通過“輻射效應(yīng)”促進周邊地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，也會通過“虹吸效應(yīng)”抑制周邊地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展；假設(shè)H2——金融科技對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響存在區(qū)域異質(zhì)性。

二、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源

考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性和代表性，本研究以2011—2020年為研究期，選取我國30個省份(西藏及港澳臺地區(qū)除外)作為研究對象。數(shù)據(jù)來源于EPS全球統(tǒng)計數(shù)據(jù)網(wǎng)的中國區(qū)域經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫、國家統(tǒng)計局網(wǎng)和北京大學數(shù)字金融研究中心。

(二)變量選取

1.被解釋變量。被解釋變量為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展(H)。經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展是一種全面發(fā)展、動態(tài)發(fā)展的經(jīng)濟模式，經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展可以促進落后地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，是解決當前我國經(jīng)濟發(fā)展難題的重要途徑。鑒于此，本研究參考楊陽和黃敦平等的研究成果[13,14]，從可持續(xù)性、有效性、協(xié)調(diào)性、創(chuàng)新性和共享性等5個方面構(gòu)建經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平評價指標體系(表1)，并參考任群羅、張紅鳳和管昌玲等的做法[15，16，17]，采用熵值法計算經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平。

表1 經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平評價指標體系Table 1 Evaluation index system of high-quality economic development

2.核心解釋變量。核心解釋變量為金融科技(F)。本研究參考王濱和邱晗等的做法[18,19]，采用數(shù)字普惠金融指數(shù)衡量金融科技發(fā)展水平。

3.控制變量。考慮到其他因素對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響，本研究借鑒徐曉慧和鄭嘉琳等的做法[20,21]，選取政府干預(G)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(S)、對外開放程度(O)和受教育程度(E)作為控制變量。其中，政府干預采用一般公共預算支出與GDP的比值進行表征；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)采用第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)增加值與GDP的比值進行表征；對外開放程度采用進出口總額與GDP的比值進行表征；受教育程度采用教育支出與一般預算支出的比值進行表征。

(三)變量說明

由表2可知，經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平的最小值和最大值分別為0.065 8和0.678 1，金融科技的最小值和最大值分別為0.183 3和4.319 3，表明我國各省份的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平和金融科技發(fā)展水平均存在顯著差異。同時，控制變量的分布也呈現(xiàn)出顯著差異，表明控制變量的選取是合理的。

表2 各變量的描述性統(tǒng)計Table 2 Descriptive statistics of variables

(四)模型設(shè)定

1.基準回歸模型構(gòu)建。構(gòu)建空間計量模型之前，應(yīng)先構(gòu)建基準回歸模型，以初步判斷金融科技與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)系。基準回歸模型如下：

Hit=α0+α1Fit+α2Git+α3Sit+α4Oit+α5Eit+μit

(1)

其中,Hit表示i省份在t年的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平;Fit表示i省份在t年的金融科技發(fā)展水平;Git、Sit、Oit、Eit表示控制變量，分別是政府干預、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外開放程度、受教育程度;α表示待估參數(shù);μit表示隨機變量。

2.空間自相關(guān)性檢驗。構(gòu)建空間計量模型之前，須先進行空間自相關(guān)性檢驗。本研究進一步從全局空間自相關(guān)和局部空間自相關(guān)來檢驗數(shù)據(jù)是否存在空間相關(guān)性。

(1)全局空間自相關(guān)檢驗。為了避免采用經(jīng)濟矩陣產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，本研究基于空間地理權(quán)重矩陣對核心變量經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展和金融科技進行空間依賴性檢測，具體采用Moran′sI和Geary′sC判斷其空間相關(guān)性。計算公式具體如下：

(2)

(3)

由表3可知，經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的Moran′sI指數(shù)均在0.04左右，且均通過顯著性檢驗；經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的Geary′sC指數(shù)均在0.9左右，除了2012年未通過顯著性檢驗外，其余均通過顯著性檢驗。這表明本地區(qū)的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展對周邊地區(qū)具有正向的空間溢出效應(yīng)。金融科技的Moran′sI指數(shù)均在0.1左右，且均通過顯著性檢驗；Geary′sC指數(shù)均在0.85左右，且均通過顯著性檢驗。這表明本地區(qū)的金融科技發(fā)展對周邊地區(qū)具有正向的空間溢出效應(yīng)。

表3 核心變量的Moran′s I指數(shù)和Geary′s C指數(shù)的地理矩陣檢驗結(jié)果Table 3 Geographical matrix test results of Moran′s I and Geary′s C indexes of core variables

(2)局部空間自相關(guān)檢驗。本研究進一步根據(jù)Moran′sI指數(shù)繪制莫蘭散點圖，并根據(jù)莫蘭散點圖對我國30個省份經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展和金融科技聚集區(qū)域進行劃分。限于篇幅，此處僅展示2011年和2020年的劃分結(jié)果，具體詳見表4。

由表4可知，我國大部分省份為高高聚集區(qū)與低低聚集區(qū)，可以初步判斷經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展與金融科技均存在正的空間自相關(guān)性。以2020年的聚集區(qū)域為例，經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的高高聚集區(qū)表明這些地區(qū)的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有較大優(yōu)勢，且對周邊地區(qū)具有正向的空間溢出效應(yīng)，會帶動周邊地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展；經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的低低聚集區(qū)表明這些地區(qū)對周邊地區(qū)具有負向的空間溢出效應(yīng)，會抑制周邊地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。同樣，金融科技的高高聚集區(qū)表明這些地區(qū)的金融科技發(fā)展具有較大優(yōu)勢，且對周邊地區(qū)具有正向的空間溢出效應(yīng)，會帶動周邊地區(qū)金融科技發(fā)展；金融科技的低低聚集區(qū)表明這些地區(qū)對周邊地區(qū)具有負向的空間溢出效應(yīng)，會抑制周邊地區(qū)金融科技發(fā)展。

表4 經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展和金融科技的空間聚集表Table 4 Spatial aggregation of high-quality economic development and financial technology

3.空間計量模型構(gòu)建?？紤]到上述分析未能得出經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展和金融科技之間的關(guān)系，本研究進一步構(gòu)建空間計量模型做行分析?？臻g杜賓模型是空間自回歸模型和空間誤差模型的一般形式，能更好地估計空間溢出效應(yīng)[22]，且通過LR檢驗結(jié)果可知，空間杜賓模型不能退化為空間自回歸模型或空間誤差模型。鑒于此，本研究選取空間杜賓模型進行分析。根據(jù)豪斯曼檢驗結(jié)果，P<0.000 1，表明固定效應(yīng)優(yōu)于隨機效應(yīng)。因此，本研究選取空間杜賓模型的固定效應(yīng)進行實證分析。具體參考葉修群等的做法[23]，構(gòu)建模型形式如下：

Hit=α+ρwijHit+γ1Fit+γ2Git+γ3Sit+γ4Oit+γ5Eit+δ1wijFit+δ2wijGit+δ3wijSit+δ4wijOit+δ5wijEit+μi+vt+εit

(4)

其中,α表示截距項;ρ表示空間自回歸系數(shù);γ1,…,γ5表示各變量對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響程度;δ1,…,δ5表示空間變量對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響程度及方向;wij表示空間權(quán)重矩陣;μi表示個體固定效應(yīng);υt表示時間固定效應(yīng);εit表示隨機擾動項。

三、實證分析

(一)基準模型回歸分析結(jié)果

考慮到模型的穩(wěn)健性和合理性，本研究先采用基準模型進行回歸分析。由表5可知，在模型1～5中，金融科技系數(shù)的正負性未發(fā)生改變，表明模型是穩(wěn)健的；且R2隨著控制變量的增加而提高，表明控制變量的選取是合理的?？梢?，無論是否引入控制變量，金融科技在1%的顯著性水平上始終能夠促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

從控制變量來看，政府干預和對外開放程度均會抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和受教育程度均能促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。究其原因在于：政府的過度干預會擾亂市場運行規(guī)律，不利于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展；對外開放引進外資會加劇本地區(qū)對外來資本的依賴，不利于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化可以通過優(yōu)化資源配置來推動生產(chǎn)要素合理流動，有利于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展；受教育程度是提高創(chuàng)新能力的重要影響因素，受教育程度的提高意味著能夠培養(yǎng)更多創(chuàng)新型人才，提高創(chuàng)新能力，有利于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

表5 基準模型回歸分析結(jié)果Table 5 Benchmark regression analysis results

(二)空間面板模型回歸分析結(jié)果

本研究進一步對空間杜賓模型進行估計，根據(jù)擬合優(yōu)度、極大似然值和相關(guān)系數(shù)等進行綜合判斷，發(fā)現(xiàn)地區(qū)固定效應(yīng)模型優(yōu)于時間固定效應(yīng)模型和雙向固定效應(yīng)模型。鑒于此，本研究采用地區(qū)固定效應(yīng)的空間杜賓模型。由表6可知，根據(jù)被解釋變量的空間溢出效應(yīng)可知,ρ為0.481 8，表明經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展存在顯著的正向空間溢出效應(yīng)。金融科技的主回歸系數(shù)為0.089 6，呈現(xiàn)出正向的空間溢出效應(yīng)，表明金融科技發(fā)展能夠促進本地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。這主要是緣于金融科技促進了整個經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)鏈的發(fā)展和成熟，會支撐經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。金融科技的空間回歸系數(shù)為-0.071 4，呈現(xiàn)出負向的空間溢出效應(yīng)，表明本地區(qū)的金融科技發(fā)展會抑制周邊地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。這主要是緣于大部分省份的金融科技發(fā)展尚處于初期發(fā)展階段，金融科技與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的良性循環(huán)機制尚未形成，而優(yōu)質(zhì)資源向金融科技發(fā)展水平較高的地區(qū)流動會進一步加劇地區(qū)間的發(fā)展差異，導致金融科技未能帶動周邊地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展；且金融科技的發(fā)展在一定程度上會改變市場的既有運行機制，可能會擾亂經(jīng)濟運行，從而會抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。同時，由各控制變量的主回歸系數(shù)和空間回歸系數(shù)可知，政府干預會促進本地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，但這種促進作用不顯著，對周邊地區(qū)則存在顯著的負向空間溢出效應(yīng)；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)會促進本地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，但這種促進作用不顯著，對周邊地區(qū)則存在顯著的正向空間溢出效應(yīng)；對外開放程度會顯著抑制本地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，對周邊地區(qū)則存在不顯著的負向空間溢出效應(yīng)；受教育程度會顯著促進本地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，對周邊地區(qū)則存在不顯著的負向空間溢出效應(yīng)。

表6 地區(qū)固定效應(yīng)的空間杜賓模型回歸分析結(jié)果Table 6 SDM regression results of regional fixed effects

(三)直接效應(yīng)與間接效應(yīng)測度

為進一步研究空間杜賓模型中金融科技對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響的空間溢出效應(yīng)，本研究進一步分析金融科技對地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)。由表7可知，金融科技的直接效應(yīng)的系數(shù)為0.089 1，且通過了1%水平的顯著性檢驗，表明金融科技會顯著促進本地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展；金融科技的間接效應(yīng)的系數(shù)為-0.053 5，且通過了1%水平的顯著性檢驗，表明金融科技對周邊地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展存在顯著的負向空間溢出效應(yīng)，即本地區(qū)的金融科技發(fā)展會抑制周邊地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。這可能是緣于本地區(qū)金融科技發(fā)展的相關(guān)政策制度尚未健全，且持久的創(chuàng)新技術(shù)支撐不足，無法適應(yīng)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展模式。鑒于此，假設(shè)H1成立。同時，對控制變量進行分析可知，政府干預對本地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響不顯著，但對周邊地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展存在顯著的負向空間溢出效應(yīng)，表明政府干預容易擾亂市場經(jīng)濟秩序；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對本地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響不顯著，但對周邊地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展存在顯著的正向空間溢出效應(yīng)，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)能夠顯著促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展；對外開放程度會顯著抑制本地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，但對周邊地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的空間溢出效應(yīng)不顯著，表明在開放條件下，經(jīng)濟的投入成本大于產(chǎn)出，不能提升經(jīng)濟增長質(zhì)量；受教育程度會顯著促進本地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，但對周邊地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的空間溢出效應(yīng)不顯著，表明教育體制機制存在一定的壁壘，使得優(yōu)質(zhì)教育資源不能自由流向周邊地區(qū)。

表7 地區(qū)固定效應(yīng)的空間杜賓模型效應(yīng)分解結(jié)果Table 7 SDM effect decomposition results of regional fixed effect

(四)區(qū)域異質(zhì)性分析

鑒于我國各省份的金融科技與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展呈現(xiàn)出區(qū)域異質(zhì)性的特點，使得金融科技對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響也可能呈現(xiàn)出區(qū)域異質(zhì)性。本研究參考李林漢等的做法[24]，進一步分析金融科技對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響的區(qū)域異質(zhì)性。由表8可知，中西部地區(qū)的空間滯后項系數(shù)(ρ)為正，表明中西部地區(qū)的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展存在正向的空間溢出效應(yīng)；東部地區(qū)的空間滯后項系數(shù)(ρ)為負，表明東部地區(qū)的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展存在負向的空間溢出效應(yīng)。但東部地區(qū)的抑制作用小于中西部地區(qū)的促進作用，使得經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展在整體上呈現(xiàn)出正的空間自相關(guān)性。同時，控制變量均顯示出顯著的區(qū)域異質(zhì)性，這表明地區(qū)之間各控制變量對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響存在顯著差異。

從金融科技的主回歸系數(shù)來看，東中西部地區(qū)均為正，表明東中西部地區(qū)的金融科技均能促進本地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，但這種促進作用在西部地區(qū)不顯著。從金融科技的主回歸系數(shù)的大小來看，中部地區(qū)>東部地區(qū)>西部地區(qū)，表明金融科技對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響存在區(qū)域異質(zhì)性。同時，從金融科技的空間回歸系數(shù)來看，東部地區(qū)金融科技的空間回歸系數(shù)為負且不顯著，表明本地區(qū)金融科技發(fā)展對周邊地區(qū)的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展存在不顯著的負向空間溢出效應(yīng)；中西部地區(qū)金融科技的空間回歸系數(shù)為正，表明本地區(qū)金融科技發(fā)展對周邊地區(qū)的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展存在正向的空間溢出效應(yīng)，但在西部地區(qū)的空間溢出效應(yīng)不顯著。從金融科技的空間回歸系數(shù)的絕對值大小來看，中部地區(qū)>東部地區(qū)>西部地區(qū)，表明金融科技對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的空間溢出效應(yīng)也存在區(qū)域異質(zhì)性。鑒于此，假設(shè)H2成立。

表8 區(qū)域異質(zhì)性分析結(jié)果Table 8 Regional heterogeneity analysis results

(五)穩(wěn)健性檢驗

前文基于空間地理權(quán)重矩陣實證分析得出金融科技能夠促進本地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，但會抑制周邊地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。為檢驗模型的穩(wěn)定性和可靠性，本研究進一步采用空間鄰接權(quán)重矩陣對上述結(jié)論再次進行驗證。由表9可知，金融科技的主回歸系數(shù)和空間回歸系數(shù)與空間地理權(quán)重矩陣的系數(shù)相比，正負性沒有發(fā)生改變，這與前文實證分析得出的結(jié)論基本一致?？梢姡狙芯康哪Ｐ途哂休^好的穩(wěn)健性。

表9 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果Table 9 Robustness test results

四、結(jié)論與對策

(一)結(jié)論

基于我國2011—2020年省級面板數(shù)據(jù)，采用空間杜賓模型實證分析金融科技對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響及影響的區(qū)域異質(zhì)性，得出以下結(jié)論：(1)從全國層面來看，金融科技能夠顯著促進本地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，但對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展存在負向的空間溢出效應(yīng)。(2)從區(qū)域?qū)用鎭砜?，金融科技對?jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響存在顯著的區(qū)域異質(zhì)性。其中，從直接效應(yīng)來看，金融科技能顯著促進本地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，且這種促進作用呈現(xiàn)出中部地區(qū)>東部地區(qū)>西部地區(qū)的發(fā)展態(tài)勢；從間接效應(yīng)來看，東部地區(qū)的金融科技呈現(xiàn)出負向的空間溢出效應(yīng)，而中西部地區(qū)的金融科技則呈現(xiàn)出正向的空間溢出效應(yīng)。(3)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展受多種因素綜合影響，且產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政府干預、對外開放程度和受教育程度對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響存在區(qū)域異質(zhì)性。

(二)對策

金融科技會影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，應(yīng)進一步構(gòu)建良性循環(huán)機制和健全金融監(jiān)管體系，以及制定差異化發(fā)展策略和促進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展等，以推進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

1.構(gòu)建良性循環(huán)機制，健全金融監(jiān)管體系。金融科技不受地理位置限制，具有便捷、交易成本低等特點，能夠促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。因此，要充分發(fā)揮金融科技對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的推動作用，應(yīng)加快推進金融科技發(fā)展，通過金融科技與產(chǎn)業(yè)的深度融合、相關(guān)政策引導金融科技多元化發(fā)展等，進一步構(gòu)建金融科技與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的良性循環(huán)機制，以推進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。同時，金融科技的快速發(fā)展也會產(chǎn)生一定的金融風險，應(yīng)加強防范和監(jiān)管，通過完善金融科技法律法規(guī)和健全金融監(jiān)管體系等，為金融科技發(fā)展提供制度保障，有效避免金融科技對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的負向空間溢出效應(yīng)，以發(fā)揮金融科技對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展最大限度的促進作用。

2.制定差異化發(fā)展戰(zhàn)略，促進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。我國的經(jīng)濟發(fā)展不均衡，金融科技與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展也呈現(xiàn)出明顯的區(qū)域異質(zhì)性。因此，要因地制宜地制定個性化發(fā)展策略。其中，東部地區(qū)要積極發(fā)揮對周邊地區(qū)的輻射效應(yīng)，減少金融科技的負向空間溢出效應(yīng)，推動市場數(shù)據(jù)資源互通共享，激發(fā)市場主體活力，并運用新興技術(shù)對傳統(tǒng)教育進行改革創(chuàng)新，最大限度地發(fā)揮受教育程度在提高人力資源水平中的作用，以凸顯教育在經(jīng)濟發(fā)展中的關(guān)鍵作用；中部地區(qū)要進一步發(fā)揮政府的經(jīng)濟調(diào)節(jié)作用，結(jié)合中部地區(qū)勞動力資源豐富的優(yōu)勢，持續(xù)優(yōu)化并調(diào)整升級產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，全面發(fā)展勞動密集型服務(wù)業(yè)，并加大對外開放程度，為經(jīng)濟發(fā)展引入優(yōu)質(zhì)資源，以增強經(jīng)濟發(fā)展的動能；西部地區(qū)要結(jié)合市場需求優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)布局，保持適當?shù)膶ν忾_放程度，并緊扣區(qū)域資源稟賦構(gòu)建完善的內(nèi)需體系，避免經(jīng)濟對外過度依賴，以優(yōu)化經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展環(huán)境。