楊 毅 黃松梅

（廣西科技大學經濟與管理學院，廣西 柳州 545006）

一、引言

黨的十八大以來，在深刻總結國內外發(fā)展經驗的基礎上，習近平總書記創(chuàng)造性提出了創(chuàng)新、協(xié)調、綠色、開放、共享的新發(fā)展理念。當前，中國發(fā)展面臨的機遇和風險并存，加快構建新發(fā)展格局，促進產業(yè)結構優(yōu)化升級是推動整體經濟向高質量發(fā)展的必由之路，更是帶動整體經濟實現(xiàn)躍進的必要環(huán)節(jié)。當一個國家工業(yè)化的發(fā)展走向機器大工業(yè)時代時，該國的產業(yè)結構將會逐步由資本密集型產業(yè)主導轉變?yōu)榧夹g密集型產業(yè)主導（Chenery，1960；楊林和陳洪秀，2023）。新經濟增長理論中充分重視知識的作用，將技術進步完全內生化，而金融科技作為推動社會經濟快速增長不可或缺的重要動力，其規(guī)模報酬遞增、在對外貿易中所產生的知識外溢效應，對一個國家經濟長期增長發(fā)揮著至關重要的作用（Lucas，1988）。從宏觀經濟來說，金融能夠把技術進步、科技創(chuàng)新有機結合，由此建立一個相對完整、全面的金融體系（Schumpeter，1934）?？v觀全球各大經濟體，雖然其發(fā)展過程因各自國情不同各有千秋，但從根源上來看都經歷了金融與科技深度融合這一階段，進而推動產業(yè)結構升級（Porter，1990）。進一步的，從各發(fā)達國家發(fā)展經驗中可以知道，一國金融行業(yè)發(fā)展水平的高低可以通過該國各行業(yè)企業(yè)對于該公司發(fā)展所投入的研發(fā)資金多少來衡量，兩者之間有著顯著的正相關關系，這說明一個地區(qū)金融科技的發(fā)展有著其必要性和緊迫性（Chowdhury &Maung，2012；宋良榮和李佳男，2022）。

為貫徹落實區(qū)域經濟高質量發(fā)展戰(zhàn)略，城市圈和經濟圈的建設一直被寄予厚望。黨中央、國務院高度重視成渝地區(qū)發(fā)展，2021年10月20日，中共中央、國務院印發(fā)《成渝地區(qū)雙城經濟圈建設規(guī)劃綱要》，綱要指出要將重慶、成都兩個城市作為中心城市發(fā)揮協(xié)同帶動作用，注重發(fā)揮區(qū)域優(yōu)勢和區(qū)域特色，完全釋放區(qū)域內生態(tài)稟賦優(yōu)良、市場空間廣闊等優(yōu)勢，打造出一個能夠帶動西部地區(qū)乃至全國高質量發(fā)展的重要增長極。

綜上所述，已有文獻為本文奠定了深厚的理論基礎，但不難發(fā)現(xiàn)仍存在一些不足：第一，已有研究中金融對產業(yè)結構影響并未得出一致結論，且大多數(shù)研究都聚焦在傳統(tǒng)金融，對金融科技與產業(yè)結構優(yōu)化的關系關注度仍然較低，把經濟圈作為研究對象的研究更少；第二，金融科技是通過怎樣的路徑促進產業(yè)結構優(yōu)化升級，二者的邏輯尚有待明晰。本文將金融科技納入產業(yè)結構升級的研究框架中，基于2011—2021年成渝地區(qū)雙城經濟圈的經驗數(shù)據(jù)，對金融科技發(fā)展與地區(qū)產業(yè)結構升級之間的關系進行理論分析和實證研究，同時借鑒溫忠麟等（2004）學者關于引入變量建立中介效應模型進行具體作用機制研究的方法，分析哪個中介變量對地區(qū)產業(yè)結構升級起著較為重要的作用。此外，金融科技是一個多維復合概念，本文還選取金融科技綜合指數(shù)降維處理后的覆蓋廣度、使用深度和數(shù)字化程度三個指標，分析金融科技發(fā)展與地區(qū)產業(yè)結構升級之間的關系。

從圖1、圖2 可以看出，2011 年至2021 年成渝雙城經濟圈中兩個核心城市產業(yè)結構都在逐步升級，第一產業(yè)、第二產業(yè)占比逐年下降，第三產業(yè)比重逐年上升，下文將詳細探討金融科技在其產業(yè)結構升級過程中的作用機制。

圖1 2011—2021年重慶市產業(yè)結構分布圖

圖2 2011—2021年成都市產業(yè)結構分布圖

二、理論分析與研究假設

（一）金融科技與產業(yè)結構優(yōu)化的初步假設

現(xiàn)代產業(yè)的發(fā)展離不開金融服務，它存在最為重要的作用在于加速資金融通，而資金快速流通是為了更好地服務于實體經濟發(fā)展。約翰·?？怂梗?010）認為，發(fā)達的金融市場是一個國家各產業(yè)發(fā)展的有力支持，尤其是當新興產業(yè)蓬勃發(fā)展時，必定需要重要、安全且穩(wěn)定的資金支持。趙庚科和魏瑋（2016）認為金融資源如同資本一樣具有逐利性，而一些國家的發(fā)展經驗表明金融自由化恰好可以充分利用這份特性，依托市場進行優(yōu)勝劣汰，對于發(fā)展比較落后的產業(yè)進行舍棄，對有較大發(fā)展?jié)摿Φ男屡d產業(yè)進行鼓勵和支持，從而實現(xiàn)產業(yè)結構的調整升級。桂成等（2022）、謝絢麗等（2018）認為金融科技能夠通過大數(shù)據(jù)的優(yōu)勢精準匹配資本與投融資，為產業(yè)結構升級提供相應的金融資源。易行健和周利（2018）的研究表明，一方面，金融科技通過網(wǎng)絡與數(shù)字化技術豐富了支付手段，使其擁有更廣闊的覆蓋范圍，另一方面，金融科技的發(fā)展在一定程度上激發(fā)了消費需求，從而讓消費結構進行升級，進一步完成產業(yè)結構在消費層面的優(yōu)化。鄧宇軒和祁明德（2021）的研究指出，金融科技與城市產業(yè)結構升級之間存在著正相關關系，但金融科技對不同發(fā)展程度的城市影響效果不同。基于此，本文提出假設H1：

H1：金融科技促進了成渝地區(qū)雙城經濟圈產業(yè)結構升級。

（二）金融科技與產業(yè)結構升級的進一步假設

1.資本積累效應。李楊和程斌琪（2018）指出，一方面，金融科技具有拓寬科創(chuàng)企業(yè)和小微企業(yè)融資渠道的能力，另一方面，金融科技還能加速轉化尚處于閑置狀態(tài)的社會儲蓄，將其轉化為具有高資金使用率的生產性投資，助推產業(yè)結構升級。Demirguc et al.（2018）在研究中發(fā)現(xiàn)，將大數(shù)據(jù)等信息技術運用到金融科技發(fā)展中，可以盡可能減小借貸雙方由于信息不對稱所帶來的影響。具體而言，一方面，在一定程度上促進信用經濟的發(fā)展，盡可能使金融服務所涉及和覆蓋的服務面更廣；另一方面，由于資本具有趨利性，這種特性會逐步引導資本集中在擁有高收益率的生產部門，加速淘汰夕陽產業(yè)，同時扶持新生產業(yè)。鄧宇軒和祁明德（2021）所持有的觀點是，按照新時代背景下金融科技發(fā)展的趨勢，新興金融服務業(yè)的發(fā)展對傳統(tǒng)金融服務存在著一定程度的阻礙和沖擊，同時，新興的金融服務業(yè)還具有以下幾點作用：靈活地匹配市場供給與需求、分散與金融機構緊密相關的信用風險等經營風險、大幅度提升金融機構營運效率?；诖?，本文提出假設H2：

H2：金融科技通過推動資本積累，進而促進成渝地區(qū)雙城經濟圈產業(yè)結構升級。

2.技術創(chuàng)新效應。Pradhan et al.（2016）把歐元區(qū)的國家作為樣本，研究發(fā)現(xiàn)地區(qū)金融發(fā)展程度與科技創(chuàng)新程度呈正相關關系。柏建成等（2020）運用PVAR 模型研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展與技術創(chuàng)新兩者相輔相成、相互促進，對我國經濟朝著高質量穩(wěn)步發(fā)展起著重要作用。楊先明和楊娟（2021）認為技術創(chuàng)新在企業(yè)的整體發(fā)展中屬于一種資本密集型活動，它具有以下三個特性：高風險、高投入、投資回報期較長。因此，技術創(chuàng)新需要豐富且長期的資金支持，而部分中小企業(yè)在其發(fā)展過程中會遇到融資難、融資貴的難題，這時傳統(tǒng)的金融機構所能提供的服務難以滿足其發(fā)展需要。Knight &Wojcik（2020）的研究中指出，金融科技發(fā)展過程中所展現(xiàn)出來的各項特性能夠將各類金融資源由生產效率較低的部門引導到科學技術匯集的領域，再通過產業(yè)之間具備的關聯(lián)效應，由生產率較高的部門帶動生產率較低的部門發(fā)展，從多方面來推動產業(yè)結構升級。郭凱明（2019）、田秀娟等（2021）的研究發(fā)現(xiàn)，一方面，企業(yè)可以利用大數(shù)據(jù)、人工智能來對公司客戶進行系統(tǒng)化、規(guī)范化的分類并統(tǒng)一管理，將資源配置的效率和質量大幅度優(yōu)化；另一方面，人工智能等各領域的科學技術在企業(yè)的運營和管理上也能發(fā)揮積極作用，提高企業(yè)生產效率，助力企業(yè)可持續(xù)發(fā)展及產業(yè)間轉型升級。基于此，本文提出假設H3：

H3：金融科技通過推動技術創(chuàng)新，進而促進成渝地區(qū)雙城經濟圈產業(yè)結構升級。

3.收入差距效應。薛寶貴和何煉成（2016）指出，當今中國居民消費結構逐步向發(fā)展型、享受型消費方向衍變，社會主義經濟發(fā)展的經驗表明地區(qū)產業(yè)結構會隨著消費結構變化而發(fā)生變化。金融科技的發(fā)展推動金融普惠服務走進農村，滿足農戶自身發(fā)展的資金需求，從多方面維度促進農民增收，不斷緩解城鄉(xiāng)收入差距過大的問題。Jeanneney &Kpodar（2011）在研究中指出，金融科技與經濟體系中多方面都存在著聯(lián)系，尤其在國民收入和收入分配領域，其增加國民收入和縮小收入分配差距的作用顯著，收入差距的縮小在一定程素上會刺激到原本的低收入群體，保證了消費需求不會產生斷層，從需求層面助推產業(yè)結構調整升級。Germana &Luisa（2017）認為金融科技的逐步發(fā)展會從多方面促進經濟增長，相應的，經濟的高質量增長所優(yōu)先發(fā)展起來的群體和地區(qū)會通過“涓滴效應”帶動貧困階層或地區(qū)發(fā)展，讓貧困地區(qū)也逐步發(fā)展和富裕起來，從而實現(xiàn)收入差距縮小的目標。基于此，本文提出假設H4：

H4：金融科技通過縮小城鄉(xiāng)收入差距，進而促進成渝地區(qū)雙城經濟圈產業(yè)結構升級。

三、模型建構與變量選取

（一）模型建構

1.基準回歸檢驗。構建基準回歸模型如式（1）所示：

式（1）中，stru代表被解釋變量，表示產業(yè)結構升級指數(shù)；ifi代表核心解釋變量，表示金融科技發(fā)展指數(shù)，control是控制變量的集合，包括城鎮(zhèn)化水平（urb）、經濟發(fā)展水平（pgdp）、勞動力投入水平（edu）、貿易依存度（tra）和財政干預程度（gov）；i和t分別代表城市和時間，α0是截項，α1是各個解釋變量的回歸系數(shù)，ui為個體固定效應，εit為誤差擾動項。

2.中介效應檢驗。根據(jù)本文的理論分析和假設，一方面，金融科技與產業(yè)結構升級之間存在著一種前者對后者產生直接影響的關系，另一方面，金融科技會通過三個中介變量——資本積累（asset）、技術創(chuàng)新（innov）和收入差距（gap）作用于產業(yè)結構升級。為進一步探索金融科技的發(fā)展對產業(yè)結構升級的影響程度及作用大小，本文借鑒溫忠麟等（2004）學者的研究方法，在基準模型中引入三個中介變量asset、innov、gap，并建立以下中介效應模型：

（二）變量選取與定義

1.被解釋變量。產業(yè)結構升級指數(shù)（stru）。產業(yè)結構升級指數(shù)需要包含第一、二、三產業(yè)的相關特征，為對其有一個全面、科學的測度，本文借鑒李翔等（2018）關于計算產業(yè)結構升級指數(shù)的相關研究方法和研究理論，具體公式如下：

其中，Ii表示第i產業(yè)增加值與地區(qū)生產總值的比值，由此計算得出的stru值范圍為［1，3］，stru值越靠近3，說明該地區(qū)產業(yè)分布越合理、高級，反之則反。

2.解釋變量。魯釗陽和馬輝（2021）、孟娜娜等（2020）、盛天翔和范從來（2020）等學者的研究認為，由北京大學數(shù)字金融研究中心整理、研究、總結、發(fā)布的數(shù)字普惠金融指數(shù)相對全面地覆蓋了近年來中國金融發(fā)展史的重要信息和特征。本文通過研讀北京大學數(shù)字金融研究中心對于該指數(shù)編制的說明和相關研究成果，借鑒相關學者的做法，用北京大學數(shù)字金融研究中心發(fā)布的最新一期數(shù)字普惠金融指數(shù)取對數(shù)后的值作為本文核心解釋變量——金融科技發(fā)展指數(shù)（ifi）的代理變量，由于數(shù)字普惠金融指數(shù)具有綜合性，為闡述不同方面、不同維度金融科技的發(fā)展，讓金融更好地服務于實體經濟，在穩(wěn)健型檢驗部分，本文還對該指數(shù)降維后的覆蓋廣度（ifi1）、使用深度（ifi2）以及數(shù)字化程度（ifi3），同樣進行取對數(shù)處理，并替換ifi代入模型分別進行回歸分析。

3.中介變量。金融科技對產業(yè)結構升級產生的影響可能不是直接的，而是通過一定的媒介，即中介變量進而產生間接影響。通過對已有文獻的研究，本文將以下三個變量設置為模型的中介變量：資本積累（asset）、技術創(chuàng)新（innov）和收入差距（gap）。其中，資本積累（asset）表示地區(qū)固定資產投資額占地區(qū)年末總人口的比率，技術創(chuàng)新（innov）表示地區(qū)專利授權數(shù)量對數(shù)化處理后得到的數(shù)據(jù)，收入差距（gap）表示地區(qū)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農村居民人均可支配收入的比率。

4.控制變量。本文考慮加入以下控制變量。一是城鎮(zhèn)化水平（urb），城鎮(zhèn)化程度表現(xiàn)一個地區(qū)的配套基礎設施建設，而一個地區(qū)基礎設施建設水平與產業(yè)結構水平有著密切關系，此外，地區(qū)城鎮(zhèn)化能夠將許多生產要素應用于該地區(qū)的發(fā)展，從而調整產業(yè)結構。二是經濟發(fā)展水平（pgdp），一個地區(qū)經濟發(fā)展水平能較直觀地反映該地區(qū)產業(yè)結構發(fā)展情況，故引入一個“人均經濟發(fā)展水平”的概念作為控制變量。三是貿易依存度（tra），一個地區(qū)的外貿水平對該地區(qū)經濟結構的穩(wěn)定、持續(xù)增長發(fā)揮著至關重要的作用，用進出口總額占地區(qū)生產總值的比例表示貿易依存度。四是財政干預程度（gov），產業(yè)政策對地區(qū)經濟發(fā)展的影響是多方面的，只有合理、完善的政策才能推動產業(yè)結構升級，本文用地方一般公共預算支出占地區(qū)生產總值的比率表示財政干預程度。五是勞動力投入水平（labor），如前文中新經濟增長理論所述，知識商品可反復使用，無需追加成本，而大量人力資本的投入必定對于地區(qū)產業(yè)結構升級具有正向作用。

具體變量定義與計算方法見表1。主要變量描述性統(tǒng)計如表2所示。

表1 變量定義與計算方法

表2 變量描述性統(tǒng)計

（三）數(shù)據(jù)來源

本文選取的是成渝地區(qū)雙城經濟圈從2011年至2021年間的面板數(shù)據(jù)，其中，“產業(yè)結構升級指數(shù)”通過特定的方法計算得出，本文所需其他變量的數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》、萬得（Wind）數(shù)據(jù)庫、北京大學數(shù)字普惠金融研究中心、CEIC中國經濟數(shù)據(jù)庫、國泰安數(shù)據(jù)庫、各城市統(tǒng)計年鑒以及統(tǒng)計公報。

四、實證分析

（一）基礎回歸

本文在回歸估計時依次利用固定效應回歸模型和隨機效應回歸模型。根據(jù)豪斯曼檢驗，p=0.0000＜0.01，故本文采用固定效應模型為基準進行回歸，把隨機效應模型的結果作為一組參照結果。如表3 第（1）列所示，固定效應回歸系數(shù)為0.078，且通過了1%的顯著性檢驗。從第（2）列中隨機效應回歸結果也能看出，金融科技發(fā)展與產業(yè)結構升級之間存在顯著的正相關。綜上，金融科技發(fā)展顯著推動成渝地區(qū)產業(yè)結構升級，假設H1得到驗證。

表3 金融科技與產業(yè)結構升級的回歸結果

接下來考慮本文控制變量對地區(qū)產業(yè)結構升級的影響。結合表3中具體數(shù)值可知，城鎮(zhèn)化率（urb）的回歸系數(shù)在（1）、（2）列中都顯著為正，說明提高城鎮(zhèn)化水平有利于促進該地區(qū)產業(yè)結構升級。經濟發(fā)展水平（pgdp）在兩個回歸模型中系數(shù)為負且未通過1%的顯著性水平檢驗。貿易依存度（tra）的系數(shù)在表3第（2）列中顯著為正，說明該地區(qū)進出口總額的提升有利于促進成渝地區(qū)雙城經濟圈產業(yè)結構升級。表3 中政府干預程度（gov）系數(shù)為負但未通過顯著性檢驗，說明只有實施正確的、穩(wěn)健的地區(qū)產業(yè)政策才能促進地區(qū)產業(yè)升級。勞動力投入水平（labor）在表3中系數(shù)均為負，說明只有投入高技術水平、有質量的科研人力資源才有利于產業(yè)結構升級。

（二）穩(wěn)健性檢驗

為確保本文研究結果在滿足基本假設的前提下穩(wěn)健可靠，本節(jié)對前文結果進行穩(wěn)健性檢驗，共四種方法，檢驗結果見表4。第一，替換核心解釋變量。北京大學數(shù)字普惠金融指數(shù)是多個維度綜合計算得到的結果，故本文將總指數(shù)進行降維處理后的重要特征指標作為核心解釋變量的替代變量。其中，數(shù)字金融覆蓋廣度和數(shù)字金融使用深度是兩個重要的組成部分，前者體現(xiàn)的是數(shù)字金融對大眾的普及程度，后者體現(xiàn)的是數(shù)字金融服務大眾的服務量。本文分別運用覆蓋廣度和使用深度兩個二級指標作為解釋變量進行計算，結果見表4 第（1）列。金融科技發(fā)展有利于地區(qū)產業(yè)結構升級，具體量化如下：金融科技覆蓋廣度指數(shù)每增加1個單位，成渝地區(qū)雙城經濟圈產業(yè)結構指數(shù)將提升0.030 個單位；金融科技使用深度指數(shù)每增加1個單位，成渝地區(qū)雙城經濟圈產業(yè)結構指數(shù)將提升0.209個單位，符合前文結論。第二，被解釋變量滯后一階。通過對相關文獻研究發(fā)現(xiàn)，產業(yè)結構的調整可能還受到前期產業(yè)結構自身的影響，不僅僅局限于當期多種因素，故本文加入被解釋變量的滯后項來解決可能存在的內生性問題，回歸結果見表4第（2）列，滯后一階的金融科技指數(shù)依舊在1%的水平下顯著，說明金融科技發(fā)展與成渝地區(qū)產業(yè)結構升級之間存在顯著的正相關關系，再次證明本文結果的穩(wěn)健性。第三，縮尾檢驗。對計算所得的產業(yè)結構升級指數(shù)進行1%和99%的縮尾處理，結果見表4 第（3）列，金融科技促進產業(yè)結構優(yōu)化升級的結論保持不變，說明前文實證所得到的核心結論是穩(wěn)健可靠的。第四，剔除樣本。由于重慶、成都等重點城市在成渝地區(qū)雙城經濟圈中代表性過強，本文剔除了金融科技發(fā)展水平和地區(qū)總體經濟發(fā)展水平相對較高的重慶、成都等城市，回歸結果見表4第（4）列，金融科技發(fā)展依舊對產業(yè)結構升級起著促進作用，結論與上文保持一致，表明實證結果具有穩(wěn)健性。

表4 金融科技與產業(yè)結構升級的穩(wěn)健性檢驗

（三）金融科技與產業(yè)結構升級的中介效應檢驗

將相關數(shù)據(jù)帶入中介效應模型進行檢驗，結果見表5。從表5 第（2）列可知，資本積累的回歸系數(shù)為0.446且該結果通過了1%的顯著性水平檢驗，說明金融科技的發(fā)展能夠為成渝地區(qū)雙城經濟圈帶來大量資本積累。金融科技對于解決信貸配給問題有著重要作用，對于小微企業(yè)而言，金融科技還能夠改善融資環(huán)境，提高金融服務觸達率。在表5第（3）列中，資本積累對成渝地區(qū)雙城經濟圈產業(yè)結構升級系數(shù)為0.077，且結果顯著，說明金融科技與資本積累之間存在正相關關系，資本積累越雄厚，金融科技發(fā)展越蓬勃，越有利于地區(qū)產業(yè)結構升級。根據(jù)中介效應檢驗原則的相關計算規(guī)定，可以計算出資本積累這一中介變量所具備的中介效應值為［（0.446×0.009）/0.081］×100%=4.956%，即在金融科技發(fā)展對成渝地區(qū)雙城經濟圈產業(yè)結構產生正向作用的過程中有4.956%是通過資本積累實現(xiàn)的，假設H2得到驗證。

表5 金融科技與產業(yè)結構升級：中介效應檢驗

在表5 第（3）列中，技術創(chuàng)新的回歸系數(shù)為0.481且該結果通過了1%的顯著性水平檢驗，說明金融科技發(fā)展能夠在一定程度為科創(chuàng)企業(yè)吸引大量資金，并助力其開展研發(fā)工作。在第（5）列中的技術創(chuàng)新對成渝地區(qū)雙城經濟圈產業(yè)結構升級系數(shù)為0.109，且結果顯著，說明金融科技與技術創(chuàng)新之間存在正相關關系，技術發(fā)展程度越高，金融科技更容易得到應用，越有利于地區(qū)產業(yè)結構升級。根據(jù)中介效應檢驗原則的相關計算規(guī)定，可以計算出技術創(chuàng)新這一中介變量所具備的中介效應值為［（0.481×0.109）/0.081］×100%=64.727%，即在金融科技發(fā)展對成渝地區(qū)雙城經濟圈產業(yè)結構產生正向作用的過程中有64.727%是通過技術創(chuàng)新實現(xiàn)的，假設H3得到驗證。

在表5第（6）列中，收入差距的回歸系數(shù)為-0.241且該結果通過了1%的顯著性水平檢驗，說明金融科技對縮小成渝地區(qū)雙城經濟圈群體的收入差距起著促進作用。金融科技通過運用媒介，如大數(shù)據(jù)、云計算等科學技術，降低金融服務成本，拓寬金融服務面，從而達到縮小收入差距的作用。此外，在第（7）列中，收入差距對成渝地區(qū)雙城經濟圈產業(yè)結構升級的影響系數(shù)為-0.062，且通過顯著性檢驗，說明金融科技與收入差距這一變量之間存在負相關關系，收入差距越小，金融科技發(fā)展越好，越有利于促進地區(qū)產業(yè)結構升級。根據(jù)中介效應檢驗原則的相關計算規(guī)定，可以計算出收入差距這一中介變量所具備的中介效應值為［（-0.241）×（-0.062）/0.081］×100%=18.447%，即金融科技發(fā)展對成渝地區(qū)雙城經濟圈產業(yè)結構升級的影響有18.447%是通過縮小收入差距實現(xiàn)的，假設H4得到驗證。

五、拓展性討論

金融科技指數(shù)是一個綜合性指數(shù)，它通過多維度因素計算而得。本文固定效應模型所使用的被解釋變量為產業(yè)結構升級指數(shù)(stru)，核心解釋變量為金融科技發(fā)展指數(shù)(ifi)，然后通過面板固定效應模型進行回歸。通過表6 第（1）、（2）列可知，金融科技覆蓋廣度對成渝地區(qū)雙城經濟圈產業(yè)結構升級的影響系數(shù)是0.302，金融科技使用深度對其影響系數(shù)是0.209，覆蓋廣度是金融科技發(fā)展指數(shù)整體蓬勃發(fā)展的必要條件，從中央到地方的各級政府部門都應該支持并給予相應政策傾斜推進與金融服務有關的基礎設施建設。使用深度是金融科技發(fā)展的重要條件，政府和金融機構應當共同努力，無論是面向企業(yè)還是面向個人，都應該從各方面加大力度對金融知識進行普及，在宣傳金融知識的同時激發(fā)新型金融服務的需求，引導社會閑散資金轉向實體經濟，助力實體經濟發(fā)展。除此之外，由表6第（3）列可知，金融科技數(shù)字化程度的回歸系數(shù)為0.044 但未通過顯著性檢驗，說明金融科技數(shù)字化程度對促進產業(yè)結構升級的作用在本文實證中并未得到證實。成渝地區(qū)雙城經濟圈是由成都、重慶兩個城市作為“雙核心”，輻射帶動其余城市的城市發(fā)展體系。成都、重慶兩個核心城市無論是金融科技發(fā)展水平還是經濟發(fā)展水平，均與該經濟圈內其余地區(qū)有著顯著差距，故除“雙核心”之外，其余地區(qū)數(shù)字化程度并不高，創(chuàng)新金融服務的優(yōu)勢需要地區(qū)資本積累才能有所展現(xiàn)，所以經濟圈整體的數(shù)字化程度對產業(yè)結構升級的影響較小。

表6 金融科技不同緯度與產業(yè)結構優(yōu)化檢驗

六、結論與政策建議

本文基于2011—2021年成渝地區(qū)雙城經濟圈的面板數(shù)據(jù)，分別運用固定效應模型和中介效應模型對金融科技是否能夠促進地區(qū)產業(yè)結構升級這一命題進行分析和檢驗，得到如下結論。第一，一個地區(qū)金融科技發(fā)展越好，對該地區(qū)產業(yè)結構調整升級有著越大的推動作用，同時，該結果通過了四種方法的穩(wěn)健性檢驗。第二，加入中介效應后的實證分析結果表明，金融科技并非直接作用于產業(yè)結構升級，而是通過地區(qū)資本積累、加快該地區(qū)技術創(chuàng)新以及縮小該地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距三條路徑來對地區(qū)產業(yè)結構產生作用。其作用大小不同，其中，第二個中介變量技術創(chuàng)新在三個中介效應中具有決定性作用，充當著最關鍵的“橋梁”作用，對產業(yè)結構升級的作用最為明顯。第三，在拓展性討論中將核心解釋變量金融科技指數(shù)降維處理后用金融科技覆蓋廣度、使用深度、數(shù)字化程度替代分別進行回歸，結果表明前兩個指標覆蓋廣度和使用深度都對成渝地區(qū)雙城經濟圈產業(yè)結構升級起著正向作用，但數(shù)字化程度作用效果并不明顯。

基于以上結論，本文提出以下政策建議。第一，加快實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略。在中共中央、國務院印發(fā)的《成渝地區(qū)雙城經濟圈建設規(guī)劃綱要》中指出，要將該經濟圈建設成為具有全國影響力的科技創(chuàng)新中心，要讓創(chuàng)新成為引領發(fā)展的第一動力，建設成渝綜合性科學中心，為金融科技底層技術研發(fā)提供強有力支持，通過營造產學研一體化發(fā)展的模式，鼓勵金融機構、企業(yè)、高校相互合作。第二，完善金融科技人才培育體系。金融科技是一個復合概念，它具有多學科、多領域的特點，成渝地區(qū)雙城經濟圈依托四川大學、重慶大學等雙一流高校，早日建立起一批有科研實力、有政策支持、有出色科研成果的金融科技實驗室，為金融科技的發(fā)展提供有力的人才支撐，進一步推動金融科技的發(fā)展。第三，提高金融監(jiān)管強度。金融科技本身是一個復合概念，它由金融和科技兩個詞組成，故其具有數(shù)字技術和金融服務雙重屬性，而該屬性又導致其在發(fā)展過程中常常遇到一些問題，如金融欺詐、數(shù)據(jù)壟斷和濫用等，為加強對金融科技的監(jiān)管，順應其合規(guī)應用趨勢，各級政府及相關部門、金融機構和企業(yè)等組織應該各司其職，同心協(xié)力守護金融市場的信息安全，保證經濟社會全面高效發(fā)展。第四，推進數(shù)字基礎設施建設，實現(xiàn)金融科技均衡化發(fā)展。成渝地區(qū)雙城經濟圈內除成都、重慶兩大核心城市外，其余的大部分地區(qū)城鎮(zhèn)化水平和金融基礎設施建設水平普遍較低，而城鄉(xiāng)收入差距過大會阻礙金融科技發(fā)展，政府應實事求是地制定相關政策，推動金融基礎設施的信息化、智能化、數(shù)字化和生態(tài)化進程，降低農村地區(qū)使用互聯(lián)網(wǎng)的成本，為加快當?shù)亟鹑诨A設施建設保駕護航。