金融科技、資源配置效率與經(jīng)濟增長
——基于中國金融科技門檻作用的分析

田新民，張志強

(首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，北京 100070)

一、問題提出

隨著中國經(jīng)濟發(fā)展方式由數(shù)量導(dǎo)向轉(zhuǎn)變?yōu)橘|(zhì)量導(dǎo)向，提升金融服務(wù)實體經(jīng)濟效率是促進經(jīng)濟增長的客觀需求。2019年8月，中國人民銀行印發(fā)了《金融科技(FinTech)發(fā)展規(guī)劃(2019—2021年)》(以下簡稱規(guī)劃)。規(guī)劃指出，金融科技成為促進普惠金融發(fā)展的新機遇。金融科技可以降低金融服務(wù)的成本和門檻，為中小企業(yè)、民生發(fā)展提供個性化的金融服務(wù)，為扶貧以及區(qū)域發(fā)展等提供金融支持。同時，金融科技也成為了金融服務(wù)實體的新途徑。金融科技可以完善金融產(chǎn)品供給，將資金引入高科技、高成長的新興產(chǎn)業(yè)，促進科技創(chuàng)新，提高資源配置效率，助力經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性改革和健康可持續(xù)發(fā)展。因此，金融科技是實現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動的重要驅(qū)動力，有助于提供個性化和高質(zhì)量金融服務(wù)，增強金融資源配置效率。

另一方面，金融科技創(chuàng)新的發(fā)展也催生了新的金融風(fēng)險。金融科技的發(fā)展促使金融業(yè)務(wù)邊界模糊化，金融風(fēng)險的傳導(dǎo)突破了時空限制，金融風(fēng)險會以更加隱蔽、快速的方式傳播；同時，監(jiān)管的滯后性和金融科技迭代的快速性不相適應(yīng)，給監(jiān)管帶來了新的挑戰(zhàn)，金融科技創(chuàng)新帶來的新風(fēng)險又會給經(jīng)濟增長產(chǎn)生阻礙。當(dāng)前中國金融科技發(fā)展依然處于初期階段，金融科技發(fā)展的不平衡不充分問題依然存在，頂層設(shè)計和政策制定缺失，市場各方面的要素相對失衡，基礎(chǔ)設(shè)施依然有待完善。那么，當(dāng)前金融科技的發(fā)展水平是否已經(jīng)對中國經(jīng)濟增長產(chǎn)生了顯著的促進作用。同時，金融科技是技術(shù)驅(qū)動的金融創(chuàng)新，作為金融創(chuàng)新，金融科技的發(fā)展是否與中國當(dāng)前的經(jīng)濟發(fā)展水平相適應(yīng)，其發(fā)展水平對經(jīng)濟增長是否存在邊際遞減效應(yīng)？對這些問題的理解，對當(dāng)前中國經(jīng)濟的高質(zhì)量增長和穩(wěn)增長具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

相比以往的研究，本文的貢獻有兩點：第一，以金融科技創(chuàng)新為視角，從理論模型上闡述了金融科技與提高產(chǎn)出，促進經(jīng)濟增長的相關(guān)關(guān)系，并以同一類產(chǎn)出函數(shù)從理論模型推導(dǎo)出計量實證模型；第二，基于中介效應(yīng)模型和門檻效應(yīng)模型，實證分析了金融科技創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的影響及路徑，對金融科技相關(guān)政策的制定具有一定的實踐意義。

二、機理分析與研究假設(shè)

(一)文獻回顧與理論分析

金融科技是技術(shù)驅(qū)動的金融創(chuàng)新，從金融發(fā)展的角度來看，金融發(fā)展可以提高資源效率，進而促進經(jīng)濟增長[1]。有研究人員認為，在一定程度上，金融發(fā)展可以促進經(jīng)濟增長，而過度的發(fā)展則不利于經(jīng)濟整體效率的提升[2]。對金融科技創(chuàng)新而言，其發(fā)展依靠互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)、人工智能以及區(qū)塊鏈等技術(shù)創(chuàng)新，隨著技術(shù)的不斷創(chuàng)新以及金融服務(wù)和科技的深度融合，金融科技創(chuàng)新同樣會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響。

首先，金融科技的發(fā)展會催生出新的商業(yè)模式，實現(xiàn)了金融服務(wù)線上交易，提升了金融服務(wù)的普惠性[3]。金融服務(wù)普惠性可以降低貧困增長率，提升居民和企業(yè)享受金融產(chǎn)品和服務(wù)的便利性，有效緩解金融排斥，提升了金融服務(wù)的多樣化和個性化[4-6]。金融的普惠性可以幫助更多的居民和企業(yè)獲取金融服務(wù)，降低流動性約束，推動經(jīng)濟增長。金融科技創(chuàng)新會促使消費方式的改變，從而引導(dǎo)消費升級以及投資多元化，帶動周邊地區(qū)，促進經(jīng)濟增長[7]。谷慎和汪淑娟從時空異質(zhì)性的視角研究發(fā)現(xiàn)隨著金融科技投入的增加，金融科技對經(jīng)濟增長質(zhì)量的影響由不顯著變?yōu)轱@著為正[8]。此外，依托大數(shù)據(jù)等最新的技術(shù)，金融科技可以更便捷的甄別融資企業(yè)的發(fā)展和融資風(fēng)險[7]；金融科技會通過區(qū)域貿(mào)易和投資開放度提升區(qū)域創(chuàng)新效率[9]，而金融科技的數(shù)字化也會促進企業(yè)創(chuàng)新程度的提高[3]。同時，金融科技改善了現(xiàn)有的金融生態(tài)環(huán)境，促進了利率市場化[10]，這種市場化的利率通過影響儲蓄和投資，進一步促進實體經(jīng)濟的發(fā)展。

(二)作用機理分析與研究假設(shè)

金融服務(wù)和科技創(chuàng)新的深度融合促進金融科技的發(fā)展，根據(jù)金融科技的特征和本質(zhì)，假設(shè)經(jīng)濟發(fā)展中存在一個金融科技部門。由于金融科技具有普惠性，即更有利于發(fā)揮長尾效應(yīng)，提供個性化產(chǎn)品。因此，從金融科技的普惠性來看，隨著金融科技水平的提升，其可為長尾需求群體提供多樣化和個性化的金融服務(wù)[7]。意味著金融科技創(chuàng)新水平的提升會促使金融服務(wù)和產(chǎn)品更加多樣化，因此，本文以金融科技部門產(chǎn)品和服務(wù)的種類代表金融科技發(fā)展水平。據(jù)此，本文運用Dixit和Stigilitz(1997)的壟斷競爭(D-S模型)分析金融科技創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的影響及作用機理[11]。首先，設(shè)定以下假設(shè)：

假設(shè)1：消費者對產(chǎn)品具有多樣性偏好，其選擇的產(chǎn)品種類是一個消費束；

假設(shè)2：生產(chǎn)者提供的產(chǎn)品和服務(wù)具有對稱性；每個企業(yè)只生產(chǎn)一種產(chǎn)品，即產(chǎn)品的種類和廠商的數(shù)量相同；

假設(shè)3：行業(yè)符合規(guī)模經(jīng)濟，具有壟斷競爭性，行業(yè)內(nèi)的產(chǎn)品具有不變的替代彈性；

假設(shè)4：金融科技創(chuàng)新的發(fā)展會促進產(chǎn)品種類多樣性增加，并假設(shè)二者具有線性關(guān)系。

設(shè)定金融科技部門中存在n種產(chǎn)品，對于任意一種產(chǎn)品i∈{1，2，…，n}的消費量為xi。用CES效用函數(shù)代表消費者的效用，

(1)

式(1)中，σ為各商品間不變的替代彈性。假定不存在范圍經(jīng)濟，消費者對產(chǎn)品種類的偏好是無限的，每個企業(yè)只生產(chǎn)一種產(chǎn)品，因此產(chǎn)品種類和企業(yè)數(shù)量相同。根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)的D-S模型，壟斷競爭的企業(yè)根據(jù)邊際成本進行定價，企業(yè)可以自由進出使得利潤為0。因此，在均衡時可以得到定價p=σMC/(σ-1)，MC為生產(chǎn)者的邊際成本。假定，金融科技部門生產(chǎn)x單位產(chǎn)品需要消耗ax+v單位的勞動投入。這里a服務(wù)效率參數(shù)，v為以勞動量衡量的固定成本。設(shè)單位勞動報酬為w，MC=aw。那么，利潤π函數(shù)表示為：

(2)

根據(jù)π=0，解得x=v(σ-1)/a。設(shè)定生產(chǎn)滿足C-D函數(shù)式：

f(L，Q，K)=Aαβ(LβQ1-β)αK1-α

(3)

其中A、L、Q、K分別為技術(shù)因素、勞動投入、金融科技部門產(chǎn)品投入以及資本投入，同時設(shè)定技術(shù)因素受到金融科技發(fā)展的影響。根據(jù)式(3)，最終產(chǎn)出分配給勞動的份額為α，分配給從事最終產(chǎn)品生產(chǎn)的勞動份額為αβ，即wL=αβf(L，Q，N)。假定生產(chǎn)過程中總勞動投入為N，那么，wN=αf(L，Q，N)。據(jù)此有L=βN，其余的(1-β)N為金融科技部門進行生產(chǎn)的勞動投入，即(1-β)N=n(ax+v)。將x帶入其中，有式(4)：

(4)

假定生產(chǎn)者提供的產(chǎn)品和服務(wù)具有對稱性，根據(jù)式(1)有Q=n1/(1-σ)x。從而，金融科技部門的產(chǎn)出效率為：

(5)

每個企業(yè)只生產(chǎn)一種產(chǎn)品，即產(chǎn)品種類和和企業(yè)數(shù)量相同。對式(5)求導(dǎo)有：

(6)

由于σ>1，因此，?RQ/?n>0。隨著金融科技部門產(chǎn)品種類的增加，金融科技部門產(chǎn)出效率有所提升。進一步地，根據(jù)替代彈性的大小，可以對金融科技部門產(chǎn)出效率進一步劃分：

(1)當(dāng)替代彈性σ=2時，?RQ/?n=1/a(σ-1)為大于0的常數(shù)，即隨著金融科技水平的提升，金融科技部門的產(chǎn)出效率提升速度不變；

(2)當(dāng)替代彈性1<σ<2時，(2-σ)/(σ-1)>0，即隨著金融科技水平的提升，金融科技部門的產(chǎn)出效率提升速度不斷增加；

(3)當(dāng)替代彈性2<σ時，(2-σ)/(σ-1)<0，即隨著金融科技水平的提升，金融科技部門的產(chǎn)出效率提升速度不斷降低。

因為，σ為金融科技部門產(chǎn)品種類的替代彈性，當(dāng)替代彈性較小，即產(chǎn)品之間的可替代性較低時，金融科技的發(fā)展水平的提高會更有利于金融科技部門產(chǎn)出效率的提高。這表明，金融科技對產(chǎn)出效率的影響程度要受到金融科技發(fā)展水平的影響。

對于成本最小化而言，有如下目標(biāo)函數(shù)和約束條件式：

minC(w，p)=wL+PQ

(7)

s.t.f(L，Q)=LβQ1-β=1

根據(jù)一階最優(yōu)條件，求解得到成本函數(shù)，

(8)

把價格指數(shù)P(n，p)帶入式(8)：

(9)

根據(jù)式(9)對n求偏導(dǎo)得：

(10)

同樣地，對于產(chǎn)出最大化而言：

maxf(L，Q)=LβQ1-β

(11)

s.t.C(w，p)=wL+PQ=1

對式(11)求最優(yōu)解，并獲得產(chǎn)出函數(shù)為：

(12)

根據(jù)式(12)對n求偏導(dǎo)，得：

(13)

對于式(13)，?f(L，Q)/?n>0，即產(chǎn)出對產(chǎn)品種類的邊際產(chǎn)出是遞增的，表明隨著金融科技水平的提升，產(chǎn)出水平是增加的。另外，根據(jù)彈性的大小可得到如下結(jié)論：

(1)當(dāng)σ=2-β時，邊際產(chǎn)出和產(chǎn)品種類無關(guān)，即邊際產(chǎn)出為常數(shù)；

因此，根據(jù)以上分析可以得到：金融科技服務(wù)水平作為生產(chǎn)的高級投入要素，其發(fā)展水平增加提升了產(chǎn)出，有助于中國經(jīng)濟增長；并且，隨著金融科技水平的提升，金融科技對經(jīng)濟增長的促進作用也得到提升。即金融科技在不同發(fā)展階段可能會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生不同的影響。當(dāng)金融科技處于前期階段時，金融科技發(fā)展水平較低，基礎(chǔ)設(shè)施以及法律法規(guī)不夠完善；同時，金融科技的發(fā)展需要政府、金融機構(gòu)等不同部門的配合協(xié)調(diào)，而在前期發(fā)展階段，不同部門協(xié)調(diào)性較低，難以發(fā)揮資源配置效益。另外，隨著科技和金融的深度融合，金融風(fēng)險也會變得更具隱蔽性和傳染性，正是由于前期法律法規(guī)以及監(jiān)管措施不及時，金融科技的發(fā)展會使得金融風(fēng)險程度增加。因此，在前期發(fā)展階段，金融科技發(fā)展的成本較高，其對經(jīng)濟增長的促進作用較弱，甚至出現(xiàn)負向影響。之后，隨著金融科技投入達到一定程度，基礎(chǔ)設(shè)施以及法律法規(guī)不斷完善，部門協(xié)調(diào)性不斷增強，對金融風(fēng)險監(jiān)管也得到加強，金融科技和經(jīng)濟增長的互動性不斷增強，金融科技的發(fā)展會不斷提高金融資源配置效率，從而顯著促進經(jīng)濟增長。另外，金融科技會通過促進金融資源配置效率的提升促進經(jīng)濟增長，并且隨著金融科技水平的提升，金融資源配置效率對經(jīng)濟增長的促進會進一步提升。

三、研究設(shè)計

(一)模型設(shè)定

以上式(3)生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定為C-D函數(shù)形式，令1-α為t1，α(1-β)為t2，以上C-D生產(chǎn)函數(shù)轉(zhuǎn)化為f(L，Q，K)=Kt1Qt2(AL)1-t1-t2。因此，設(shè)定生產(chǎn)函數(shù)為：

f(L，Q，K)=KαQβ(AL)1-α-β

(14)

其中，A為反應(yīng)技術(shù)水平和全要素生產(chǎn)率的因素，該因素受到金融科技發(fā)展的影響。另外，α代表實物資本的產(chǎn)出彈性，β代表金融科技部門資本的產(chǎn)出彈性。根據(jù)實物資本和金融科技部門資本對時間的倒數(shù)關(guān)系，可以得到式(15)和(16)。

(15)

(16)

(17)

(18)

(19)

根據(jù)新古典理論，技術(shù)以g的速度呈現(xiàn)指數(shù)增長，那么技術(shù)可以設(shè)定為At=A0egt。如果有諸多因素W會對技術(shù)增長產(chǎn)生影響，At可以設(shè)定為如下形式：

At=A0egt+θW

(20)

將式(20)帶入式(19)中，并取自然對數(shù)：

(21)

將式(21)進一步簡化為：

lnyit=α0+θWit+φlnXit+μit

(22)

為了體現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展的慣性，在式(22)加入經(jīng)濟發(fā)展的滯后項：

lnyit=α0+β1lnyit-1+θWit+φlnXit+μit

(23)

在式(23)兩邊同時減去lnyit-1：

lnyit-lnyit-1=α0+(β1-1)lnyit-1+θWit+

φlnXit+μit

(24)

那么，lnyit-lnyit-1就體現(xiàn)為經(jīng)濟增長，模型(23)和模型(24)是等價的，并且系數(shù)β1<1體現(xiàn)出經(jīng)濟增長的收斂性。因此，本文使用模型(23)作為實證部分的估計模型。

根據(jù)以上的機理分析，金融科技FinTech會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生促進作用，回歸模型如下，

lnyit=α0+β1lnyit-1+θ1FinTechit+φlnXit+μit

(25)

另外，金融資源配置效率aeofr會促進經(jīng)濟增長，同時金融科技會提升金融資源配置效率從而促進經(jīng)濟增長，那么根據(jù)中介效應(yīng)檢驗程序，設(shè)定如下回歸：

lnyit=α0+β1lnyit-1+θ2aeofrit+φlnXit+μit

(26)

lnyit=α0+β1lnyit-1+θ3FinTechit+θ4aeofrit+

φlnXit+μit

(27)

aeofrit=α0+θ5FinTechit+φlnXit+μit

(28)

系數(shù)θ1和θ2表示了金融科技和金融資源配置效率對經(jīng)濟增長的影響。如果金融資源配置效率充當(dāng)了中介效應(yīng)，那么θ1～θ5均顯著。進一步地，根據(jù)以上的分析，為了驗證在不同金融科技發(fā)展程度上，金融科技和金融資源配置效率均對經(jīng)濟增長產(chǎn)生不同程度的影響，設(shè)定以下門檻效應(yīng)模型：

lnyit=α0+θ6FinTechitI(FinTechit≤γ1)+

θ7FinTechitI(FinTechit>γ1)+

β1lnyit-1+φlnXit+μit

(29)

lnyit=α0+θ9aeofritI(FinTechit≤γ2)+

θ10aeofritI(FinTechit>γ2)+

β1lnyit-1+φlnXit+μit

(30)

(二)變量定義與描述

1.金融資源配置效率

對于金融資源配置效率指標(biāo)的測度，根據(jù)已有的研究來看，DEA方法普遍運用于金融資源配置效率測度中。同時，為克服傳統(tǒng)DEA方法中將技術(shù)作為外生固定不變參數(shù)的缺陷，本文使用基于面板的廣義DEA方法對此進行測度，從而使結(jié)果更加準(zhǔn)確。另外，對于金融資源配置效率指標(biāo)選取上，楊友才和王希等以金融從業(yè)人數(shù)、政府支出額和金融機構(gòu)貸款余額作為輸入指標(biāo)，將金融業(yè)增加值作為產(chǎn)出指標(biāo)[12]。李俊霞和溫小霓在對科技金融資源配置效率進行測度時，從企業(yè)資金投入、政府資金投入以及市場金融資源投入三個層面中的五個指標(biāo)進行測度，以專利質(zhì)量、國際競爭力以及技術(shù)轉(zhuǎn)移和科技成果轉(zhuǎn)化的總體規(guī)模作為產(chǎn)出指標(biāo)[13]。結(jié)合之前的研究，本文從金融服務(wù)和科技發(fā)展的投入和產(chǎn)出兩個角度考慮指標(biāo)選取，具體如表1，其中發(fā)明專利授權(quán)數(shù)占比為發(fā)明專利申請授權(quán)數(shù)與專利申請授權(quán)數(shù)的比值。

表1 金融資源配置效率指標(biāo)體系

2.其他變量說明

本文的被解釋變量為實際人均gdp，該指標(biāo)根據(jù)名義人均gdp和人均gdp實際增長率指數(shù)測度而得，同時本文使用實際gdp作為穩(wěn)健性檢驗。金融科技(FinTech)發(fā)展水平來自北京大學(xué)數(shù)字研究中心，實證中該指數(shù)除以100。本文的控制變量包括消費增長率GC、固定資產(chǎn)比重Invest、開放程度Open、政府規(guī)模Gov、金融服務(wù)水平Service、城鎮(zhèn)化程度Urban以及人力資本Human。其中，固定資產(chǎn)比重、開放程度和政府規(guī)模用各省市固定資產(chǎn)總額、進出口總額和政府支出與gdp的比值表示，金融服務(wù)水平用金融業(yè)從業(yè)人數(shù)和總?cè)藬?shù)的比值表示，城鎮(zhèn)化程度用城鎮(zhèn)人口和總?cè)丝诘谋戎当硎荆肆Y本用平均受教育年限表示。表2展示了變量的描述性統(tǒng)計。

表2 變量描述性統(tǒng)計

(三)數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)主要為中國各省市經(jīng)濟發(fā)展數(shù)據(jù)以及北京大學(xué)數(shù)字研究中心發(fā)布的中國各省市數(shù)字金融指數(shù)，用該指數(shù)刻畫中國金融科技發(fā)展程度的變遷[7，10]。由于數(shù)字金融指數(shù)從2011年開始發(fā)布，同時，為保證相關(guān)數(shù)據(jù)的完整性，本文的數(shù)據(jù)指標(biāo)均選自2011—2017年。同時，由于新疆和西藏數(shù)據(jù)具有民族特色，本文的研究樣本將其去除。最終，本文選取了29個省份的年度觀測樣本。實際人均gdp由名義GDP和人均GDP實際增長率指數(shù)測度而得，名義人均GDP和人均GDP實際增長率指數(shù)來自中經(jīng)網(wǎng)。金融資源配置效率由DEA進行測度而得。消費水平、固定資產(chǎn)、進出口總額、政府支出以及城鎮(zhèn)人口和總?cè)丝趤碜灾薪?jīng)網(wǎng)。金融服務(wù)水平和人力資本來自Wind數(shù)據(jù)庫。

四、實證分析

(一)基準(zhǔn)回歸與中介效應(yīng)分析

本文使用系統(tǒng)GMM方法對模型進行分析，檢驗金融科技和金融資源配置效率對經(jīng)濟增長的影響，同時本文引入時間固定效應(yīng)，表3列示了回歸的結(jié)果，其中Lag1為滯后一期的被解釋變量。首先，本文檢驗金融科技對金融資源配置效率的影響，回歸I顯示了回歸結(jié)果，回歸表明金融科技發(fā)展顯著提升了金融資源配置效率。進一步地，驗證金融科技對經(jīng)濟增長的影響，回歸II列示了回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示，gdp的滯后項為0.904，表明經(jīng)濟增長具有收斂性，這也在一定程度上驗證了回歸的有效性。同時，金融科技變量的系數(shù)為0.119，并且在1%的水平下顯著，并且AR(1)項顯著負相關(guān)，AR(2)項不相關(guān)，同時Hansen檢驗接受原假設(shè)，即通過了工具變量過度識別檢驗。因此，回歸II表明金融科技水平的提升可以顯著促進經(jīng)濟增長。回歸III列示了金融資源配置效率對經(jīng)濟增長的影響，從回歸結(jié)果以及檢驗結(jié)果來看，金融資源配置效率同樣可以顯著的促進經(jīng)濟增長。最后，回歸IV同時回歸金融科技和金融資源配置對經(jīng)濟增長的影響，結(jié)果表明，二者可以同時顯著的促進經(jīng)濟增長。因此，根據(jù)中介效應(yīng)檢驗流程，表3的回歸結(jié)果表明金融科技可以顯著的促進經(jīng)濟增長，同時金融資源配置效率作為中介變量，金融科技水平的提升會通過金融資源配配置效率的提高促進經(jīng)濟增長。

表3 基準(zhǔn)回歸與中介效應(yīng)回歸結(jié)果

(二)門檻效應(yīng)回歸及分析

通過門檻效應(yīng)模型，檢驗在不同的金融科技水平下，金融科技以及金融資源配置效率對經(jīng)濟增長的影響。本部分進行兩個回歸，首先檢驗在不同金融科技水平下，金融科技對經(jīng)濟增長的影響(記為回歸I)；另外，檢驗在不同金融科技水平下，金融資源配置效率對經(jīng)濟增長的影響(記為回歸II)。為此，對是否存在門檻效應(yīng)進行檢驗，結(jié)果如表4。從表4可以看出：對于回歸I，單一門檻檢驗中的P值表明了拒絕原假設(shè)，即存在一個門檻。雙門檻檢驗的P值接受了原假設(shè)，即不存在兩個門檻。因此，回歸I中存在一個門檻。同樣地，回歸II中也存在一個門檻。另外，圖1現(xiàn)實了回歸I和回歸II單門檻的似然比函數(shù)圖，從中可以更為清晰的理解門檻值和置信區(qū)間。

回歸I和II均表明存在一個門檻，下面分別對此進行門檻回歸，結(jié)果如表5所示。表5中門檻回歸I列示了金融科技在不同發(fā)展水平下對經(jīng)濟增長的影響。其中，Lgdp為gdp的滯后項，其系數(shù)為0.787，且在1%的顯著水平下顯著，表明經(jīng)濟發(fā)展具有收斂性。門檻回歸I顯示，當(dāng)金融科技發(fā)展水平低于2.440 1時，金融科技可以促進經(jīng)濟增長，其回歸系數(shù)為0.011，對應(yīng)的t統(tǒng)計量為2.34，即表明當(dāng)金融科技發(fā)展水平較低時，其可以對經(jīng)濟增長產(chǎn)生促進作用。但是，當(dāng)金融科技發(fā)展水平高于2.440 1時，其對經(jīng)濟增長的影響系數(shù)為0.015，對應(yīng)的t統(tǒng)計量為3.17，此時金融科技在1%的水平下對經(jīng)濟增長產(chǎn)生顯著的促進作用，并且回歸系數(shù)也有所提高。因此，門檻回歸I的回歸結(jié)果表明，金融科技對經(jīng)濟增長存在一個瓶頸，當(dāng)金融科技的發(fā)展水平較高時，金融科技會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生更為顯著的促進作用，金融科技高于門檻值后，金融科技對經(jīng)濟增長的促進作用提升了36.36%。

表4 門檻效應(yīng)檢驗

表5的門檻回歸II列示了在金融科技發(fā)展水平不同的情況下，金融資源配置效率對經(jīng)濟增長的影響。從回歸II的回歸結(jié)果顯示，當(dāng)金融科技發(fā)展水平低于2.440 1時，金融資源配置效率對經(jīng)濟增長產(chǎn)生促進效應(yīng)，但這種促進效應(yīng)并不顯著。當(dāng)金融科技發(fā)展水平高于2.440 1時，金融資源配置效率對經(jīng)濟增長的作用為0.037，此時在1%的水平下顯著。這表明，金融資源配置效率對經(jīng)濟增長的促進效果會受到金融科技發(fā)展水平的影響。當(dāng)金融科技發(fā)展水平較低時，金融資源配置效率不會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生顯著的促進作用；而隨著金融科技水平的提高，金融資源配置效率對經(jīng)濟增長開始起到顯著的促進作用。這也反映出，金融科技的發(fā)展水平突破發(fā)展瓶頸時，金融科技通過金融資源配置效率的提高對經(jīng)濟增長才會產(chǎn)生顯著的效果。金融科技作為一種金融服務(wù)和科技創(chuàng)新融合的產(chǎn)物，在表5門檻效應(yīng)的研究中并沒有發(fā)現(xiàn)邊際效率遞減特征，這可能是因為中國的金融科技還處于發(fā)展階段，其對經(jīng)濟增長的促進作用依然是主效應(yīng)。

表5 門檻效應(yīng)模型回歸結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗

出于穩(wěn)健性考慮，本文進行以下穩(wěn)健性檢驗。

第一，內(nèi)生性問題。遺漏變量、測量誤差以及反向因果均可能會產(chǎn)生內(nèi)生性。本文采用帶有固定效應(yīng)的閾值模型進行估計，因此可以在一定程度上控制影響經(jīng)濟增長的不隨時間變動或是短期內(nèi)不隨時間變動的因素，例如自然資源、地區(qū)文化等，但這些變量可能同時對金融科技和經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響。金融科技和經(jīng)濟增長同為宏觀變量，一個區(qū)域經(jīng)濟增長本身可能會影響當(dāng)?shù)亟鹑诳萍嫉陌l(fā)展?fàn)顩r，而不僅僅是金融科技對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響，即存在反向因果問題。此外，通過Hausman對金融科技的內(nèi)生性進行計量檢驗(1)用Hausman對模型檢驗，結(jié)果顯示：chi2= 122.42，Prob>chi2=0.000，即進行工具變量回歸是必要的。，不能拒絕模型存在內(nèi)生性問題。因此，本文首先使用工具變量，利用兩步回歸法弱化內(nèi)生性問題。

對于金融科技變量，考慮該指標(biāo)具有省份間的空間溢出效應(yīng)[7]。參考張璇和李子健等、李春濤和閆續(xù)文等的研究思路，本文使用東中西部的金融科技指數(shù)的平均值作為該變量各省份的工具變量[14-15]。用該金融科技的平均值對金融科技進行回歸，再用回歸的預(yù)測值進行門檻效應(yīng)回歸?；貧w結(jié)果如表6的模型I，結(jié)果顯示當(dāng)金融科技發(fā)展水平較低時，金融科技對經(jīng)濟增長的促進作用較低，而當(dāng)金融科技發(fā)展水平高于特定值時，金融科技可以對經(jīng)濟增長產(chǎn)生顯著的促進作用，并且促進作用增強。同樣地，我們得到資源配置效率的預(yù)測值，再次回歸得到表6的模型II，結(jié)果依然表明，當(dāng)金融科技發(fā)展水平發(fā)展到一定階段時，金融資源配置效率會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生更強的促進效應(yīng)。

第二，使用動態(tài)面板門檻模型。以上使用的面板門檻模型適用于外生的門檻變量和其他控制變量。為了控制面板門檻模型中的內(nèi)生性問題，一種動態(tài)面板門檻效應(yīng)模型(DPTEM)，用于識別非線性的因果關(guān)系和非對稱效應(yīng)[16-17]。因此，為了進一步控制門檻變量和其他變量的內(nèi)生性，本文使用Seo和Shin開發(fā)的兩步法、一階差分(FD)GMM方法，同時Seo和Shin提供了該模型的Gauss程序[18]。該模型允許門檻變量和其他控制變量均內(nèi)生。該動態(tài)面板門檻效應(yīng)模型設(shè)定如下：

lnyit=α1XitI(FinTechit≤γ)+

α2XitI(FinTechit≥γ)+ui+vit

其中，X包括了滯后的被解釋變量、金融科技發(fā)展指數(shù)、金融資源配置效率以及其他控制變量，門檻模型為金融科技發(fā)展指數(shù)，γ為門檻值，α1和α2分別為低區(qū)置(the lower regime)和高區(qū)置(the upper regime)區(qū)間的回歸參數(shù)。

表6 門檻效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗

表7為動態(tài)面板門檻效應(yīng)模型回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示，門檻值為2.235，該門檻值要略低于以上實證的門檻值，單較為接近。線性性檢驗拒絕了沒有門檻效應(yīng)的原假設(shè)，J統(tǒng)計量檢驗表明，接受工具變量有效的原假設(shè)。在低區(qū)置和高區(qū)置區(qū)間的回歸中，滯后的被解釋變量系數(shù)分別為0.810和0.780，這和之前實證的結(jié)果較為一致，表明經(jīng)濟增長會趨近收斂。當(dāng)金融科技發(fā)展水平較低時，其系數(shù)為0.004，在較高的區(qū)置內(nèi)，其系數(shù)為0.033，即動態(tài)面板門檻效應(yīng)模型同樣表明，隨著金融科技發(fā)展水平的提高，金融科技會更大程度的促進經(jīng)濟增長。另外，和之前的回歸相比，動態(tài)面板門檻效應(yīng)模型中金融科技的回歸系數(shù)和靜態(tài)面板門檻的回歸系數(shù)均在同一量級，這也前后驗證了模型的一致性。對于金融資源配置效率變量而言，在低區(qū)置區(qū)間，回歸系數(shù)為-0.098，在高區(qū)置區(qū)間其系數(shù)為0.042，同樣表明隨著金融科技發(fā)展水平的提高，金融資源配置效率會加強對經(jīng)濟增長的影響。

表7 動態(tài)面板門檻效應(yīng)模型

第三，替換被解釋變量。對于被解釋變量，本部分使用實際gdp代替人均實際gdp，分別進行基礎(chǔ)回歸以及門檻效應(yīng)檢驗，結(jié)果分別如表8和表9所示。從兩表的回歸結(jié)果表明，以上實證結(jié)論依然不變。

表8 基于實際gdp的基準(zhǔn)回歸與中介效應(yīng)結(jié)果

表9 基于實際gdp的門檻效應(yīng)回歸

一方面，制度質(zhì)量是資源配置效率至關(guān)重要的因素，另一方面，金融科技和經(jīng)濟增長機制的形成需要成熟、完善的制度質(zhì)量環(huán)境加以保證。通過對制度質(zhì)量的研究，有助于深入了解金融科技對經(jīng)濟增長的影響以及機制生成過程。

當(dāng)前中國的金融科技依然處于發(fā)展階段，發(fā)展不平衡問題依然存在，政策法規(guī)和行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)依然有待完善。經(jīng)濟的發(fā)展水平和金融科技的發(fā)展和提升與制度質(zhì)量存在著直接的關(guān)系，法律法規(guī)的完善、對國有和非國有經(jīng)濟的側(cè)重以及政府的治理水平對金融科技創(chuàng)新產(chǎn)生直接的影響。因此，本部分通過門檻效用探索在不同的制度質(zhì)量下，金融科技對經(jīng)濟增長的影響。根據(jù)已有的文獻，中國地區(qū)市場化報告，從不同層面代表制度質(zhì)量[19-21]。據(jù)此，本文選取法制化水平law、非國有經(jīng)濟發(fā)展度nso以及政府治理水平pi三個層面反映制度質(zhì)量，同時用市場化綜合指數(shù)反映制度質(zhì)量的綜合情況，相關(guān)數(shù)據(jù)來自Wind?；貧w結(jié)果如表10。

表10 制度質(zhì)量的門檻效應(yīng)回歸結(jié)果

首先，法制化水平的門檻效應(yīng)為2.750，回歸結(jié)果顯示，隨著經(jīng)濟水平的不斷提高，健全的法制環(huán)境更有利于金融科技促進經(jīng)濟增長；而當(dāng)法治環(huán)境較低時，知識產(chǎn)權(quán)、中介市場發(fā)育度以及生產(chǎn)者和法權(quán)益保護力度較低，會抑制金融科技的發(fā)展，金融科技對經(jīng)濟增長的促進作用也得不到顯現(xiàn)。另外，非國有經(jīng)濟發(fā)展度的門檻值為8.145，非國有經(jīng)濟發(fā)展度跨過門檻值時，金融科技和金融資源配置效率對經(jīng)濟增長的促進作用開始顯著。其次，政府治理水平的門檻值為6.310，回歸結(jié)果表明，當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展中政府對資源配置起主導(dǎo)作用時，資源的配置結(jié)果依然可以有效的促進經(jīng)濟增長，其路徑可能是通過國有經(jīng)濟水平的提升促進經(jīng)濟增長，但此時金融科技并不能起作用，即沒有發(fā)揮金融科技對資源的有效配置；而隨著政府治理水平的提升，市場可以更好的對資源進行配置時，金融科技和資源配置效率均促進了經(jīng)濟增長。最后，從制度質(zhì)量綜合指數(shù)來看，同樣可以得到相同的結(jié)論，即制度質(zhì)量對金融科技和金融資源配置效率均存在門檻效應(yīng)，只有當(dāng)制度質(zhì)量達到一定程度后，二者對經(jīng)濟增長的促進作用才會更加顯著。

五、研究結(jié)論與啟示

金融科技創(chuàng)新是促進經(jīng)濟增長的新動力，可以提高金融資源配置效率，助力供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革。本文基于金融科技創(chuàng)新視角，通過理論模型分析了金融科技水平的提升對經(jīng)濟增長的影響以及其中的機制作用，研究發(fā)現(xiàn)，金融科技創(chuàng)新會提升金融服務(wù)和產(chǎn)品的產(chǎn)出效率，降低金融服務(wù)成本，提升金融資源配置效率，促進經(jīng)濟增長；并且，在不同的金融科技發(fā)展水平下，金融科技和金融資源配置效率對經(jīng)濟增長的影響程度并不相同?；谑∮驍?shù)據(jù)，運用中介效應(yīng)模型和面板門檻效應(yīng)模型，并通過動態(tài)面板模型等內(nèi)生性控制等方法，對理論假說進行了檢驗和分析。研究發(fā)現(xiàn)：金融科技創(chuàng)新和金融資源配置效率的提升會顯著促進經(jīng)濟增長，并且金融資源配置效率充當(dāng)了金融科技對經(jīng)濟增長的中介作用；金融科技和金融資源配置效率對經(jīng)濟增長的影響存在門檻效應(yīng)，隨著金融科技水平的提升，二者對經(jīng)濟增長的促進作用會進一步增強。在現(xiàn)有的情況下，本文并未發(fā)現(xiàn)金融科技對經(jīng)濟增長的邊際遞減效應(yīng)；此外，通過制度質(zhì)量的門檻效應(yīng)，均發(fā)現(xiàn)在較低的制度質(zhì)量下，金融科技和金融資源配置效率對經(jīng)濟增長的促進作用不顯著，而當(dāng)制度質(zhì)量達到一定程度時，這種促進作用才會顯著。

通過理論和實證分析，本文得到以下啟示：(1)加強金融科技創(chuàng)新發(fā)展，提升金融資源配置效率。當(dāng)前的金融科技依然處于發(fā)展階段，因此，有效地增強科技創(chuàng)新和金融服務(wù)融合能力，引導(dǎo)金融科技創(chuàng)新發(fā)展非常有必要。(2)增強金融科技的普惠性，增強金融惠民服務(wù)能力，優(yōu)化企業(yè)信貸渠道。強化金融惠民意識，強化金融服務(wù)實體經(jīng)濟的能力，增強金融科技服務(wù)專業(yè)化、個性化和多樣化，為民眾和企業(yè)發(fā)展提供多樣化的服務(wù)，增加企業(yè)的融資渠道。(3)加快頂層機制設(shè)計，增強制度治理質(zhì)量。制度質(zhì)量對金融科技的發(fā)展至關(guān)重要，增強相關(guān)法律法規(guī)的制定和出臺，制定行業(yè)發(fā)展標(biāo)準(zhǔn)，增加金融科技發(fā)展的基礎(chǔ)設(shè)施，為金融科技的發(fā)展創(chuàng)造更加良好的條件。