王婧菲 孫立

摘要：發(fā)揮數(shù)字產(chǎn)業(yè)化的金融引導功能是抑制實體經(jīng)濟“脫實向虛”的重要選擇。以2011-2020年滬深A股上市公司為樣本，基于產(chǎn)權性質差異構建雙重差分模型，檢驗數(shù)字產(chǎn)業(yè)化對金融科技創(chuàng)新與實體經(jīng)濟“脫實向虛”的影響及具體路徑。研究表明：數(shù)字產(chǎn)業(yè)化可促進金融科技創(chuàng)新水平提升，并抑制實體經(jīng)濟“脫實向虛”。同時，金融科技創(chuàng)新是數(shù)字產(chǎn)業(yè)化抑制實體經(jīng)濟“脫實向虛”的關鍵渠道。進一步研究顯示，在金融開放水平較低地區(qū)，數(shù)字產(chǎn)業(yè)化對金融科技創(chuàng)新效應驅動效果更強。應大力孵化金融科技數(shù)字新基建、適度調整數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展杠桿、拓展數(shù)字普惠金融服務邊界，助力實體經(jīng)濟高質量發(fā)展。

關鍵詞：數(shù)字產(chǎn)業(yè)化；金融科技創(chuàng)新；實體經(jīng)濟；脫實向虛；雙重差分

中圖分類號：F49；F832文獻標識碼：A文章編號：1001-148X（2023）03-0030-09

收稿日期：2022-12-05

作者簡介：?王婧菲（1988-），女，江蘇泰州人，講師，博士，研究方向：政治經(jīng)濟學、電子產(chǎn)業(yè)；孫立（1989-），男，江蘇揚州人，副教授，博士，研究方向：前沿科技成果、高技術產(chǎn)業(yè)。

基金項目：教育部人文社會科學研究專項任務項目，項目編號：20JDSZ3029。

一、引言

中國經(jīng)濟已由高速增長階段轉向經(jīng)濟高質量發(fā)展階段，面臨轉變發(fā)展方式、調整經(jīng)濟結構、轉換增長動能的關鍵節(jié)點。但在經(jīng)濟發(fā)展過程中出現(xiàn)實體經(jīng)濟“脫實向虛”的傾向，導致實體公司投資渠道、獲利渠道日趨虛擬化［1-2］。在一定程度上，實體經(jīng)濟“脫實向虛”將衍生經(jīng)濟泡沫與經(jīng)濟風險，為經(jīng)濟高質量發(fā)展埋下隱患［3］。為紓解這一問題，2021年11月中國銀保監(jiān)會辦公廳率先印發(fā)《關于持續(xù)深入做好銀行機構“內控合規(guī)管理建設年”有關工作的通知》，強調銀行機構需加快調整偏離實體經(jīng)濟的錯誤發(fā)展模式，為構建新發(fā)展格局、抑制經(jīng)濟脫實向虛提供有力金融支持。這一過程中，金融科技創(chuàng)新對實體經(jīng)濟“脫實向虛”的校正功能愈加體現(xiàn)，成為引導實體經(jīng)濟“脫虛向實”的重要抓手。所謂金融科技創(chuàng)新，即指科技體系服務于金融創(chuàng)新，側重通過科技創(chuàng)新提升金融服務實體經(jīng)濟的效率和便捷性。金融科技創(chuàng)新憑借技術優(yōu)勢，可以降低服務實體經(jīng)濟成本、提高服務實體經(jīng)濟效率，為抑制實體經(jīng)濟“脫實向虛”提供創(chuàng)新動能［4］。

事實上，作為實體經(jīng)濟“脫實向虛”的重要誘因，數(shù)字經(jīng)濟同偏向金融領域的經(jīng)濟發(fā)展趨勢本質相同，均屬于虛擬經(jīng)濟［5］。具體而言，數(shù)字經(jīng)濟因其邊際成本更低而持續(xù)深度滲透至市場之中，以至于背后的虛擬經(jīng)濟擠占實體經(jīng)濟市場份額，引致實體經(jīng)濟“脫實向虛”。這一過程中，數(shù)字產(chǎn)業(yè)化作為調節(jié)數(shù)字經(jīng)濟本質的有效方式，成為政府部門緊要抓手。具體而言，數(shù)字產(chǎn)業(yè)化充分借助數(shù)字技術滲透性、融合性嵌入實體部門，并通過替代性、協(xié)同性的“數(shù)字-經(jīng)濟”特點提升實體部門價值創(chuàng)造能力，穩(wěn)步推進實體經(jīng)濟發(fā)展。亦有學者研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字產(chǎn)業(yè)化可以有效推動實體經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結構升級、提升經(jīng)濟發(fā)展效率，間接抑制實體經(jīng)濟“脫實向虛”［6］。

二、文獻綜述與研究假設

（一）文獻綜述

數(shù)字經(jīng)濟與實體經(jīng)濟融合可拓展實體經(jīng)濟發(fā)展空間，進一步促進社會經(jīng)濟高質量發(fā)展［8-10］。但更多學者認為數(shù)字經(jīng)濟與實體經(jīng)濟過度融合，將對實體經(jīng)濟造成沖擊，甚至產(chǎn)生經(jīng)濟危機。姜松和孫玉鑫（2020）［11］運用分位數(shù)回歸與最小二乘法研究分析數(shù)字經(jīng)濟對實體經(jīng)濟的影響作用，得知數(shù)字經(jīng)濟對實體經(jīng)濟的影響存在“擠出效應”，且在不同實體經(jīng)濟水平條件下存在恒定性。周小亮和寶哲（2021）［12］通過構建數(shù)字經(jīng)濟與實體經(jīng)濟發(fā)展的雙向固定效應模型，檢驗得知數(shù)字經(jīng)濟對實體經(jīng)濟存在負向的“擠出效應”，且這一效應呈現(xiàn)東強西弱邊際遞減分布格局。王儒奇和陶士貴（2022）［13］實證分析發(fā)現(xiàn)，數(shù)字經(jīng)濟在促進實體經(jīng)濟發(fā)展的同時伴隨一定抑制效應，即數(shù)字經(jīng)濟可促進傳統(tǒng)金融業(yè)長足發(fā)展，但也會誘發(fā)虛擬經(jīng)濟膨脹這一問題，進而對實體經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生抑制作用。

作為數(shù)字經(jīng)濟的深度延伸，金融科技與實體經(jīng)濟之間的關聯(lián)也是學界重點研究內容。多數(shù)學者認為金融科技創(chuàng)新對實體經(jīng)濟具有正向推動作用。Yixia?Bai（2019）［14］構建經(jīng)濟效應模型深入探討金融科技創(chuàng)新和區(qū)域實體經(jīng)濟的關聯(lián)，得知金融科技創(chuàng)新可促進信貸結構優(yōu)化、產(chǎn)業(yè)結構升級，推動實體經(jīng)濟發(fā)展。魯釗陽和馬輝（2021）［3］實證得知金融科技創(chuàng)新可通過激勵企業(yè)技術創(chuàng)新、縮小城鄉(xiāng)收入差距驅動地區(qū)實體經(jīng)濟增長，且對于城鎮(zhèn)化率較高的地區(qū)驅動效應更加顯著。Peng?Zhikai（2022）［15］使用GARCH-Vine-Copula模型實證得知金融科技與實體經(jīng)濟之間存在正向動態(tài)相關性，且金融科技創(chuàng)新通過提升金融業(yè)運營效率促進實體經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展。也有學者提出相反意見，認為金融科技創(chuàng)新可能存在負面影響。莊雷和王燁（2019）［16］基于理論層面提出金融科技創(chuàng)新不僅會驅動實體經(jīng)濟增長，也會阻滯實體企業(yè)獲取貸款、提升實體企業(yè)融資成本，對實體經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生一定抑制作用。

既有研究已經(jīng)在宏觀層面厘清數(shù)字經(jīng)濟、金融科技創(chuàng)新及實體經(jīng)濟間的關系，為本文研究奠定基礎。然而，現(xiàn)有研究仍存在拓展空間：第一，鮮有研究深入探討數(shù)字經(jīng)濟的衍生——數(shù)字產(chǎn)業(yè)化與實體經(jīng)濟“脫實向虛”的關聯(lián)。第二，鮮有文獻將數(shù)字產(chǎn)業(yè)化、金融科技創(chuàng)新納入統(tǒng)一研究框架。第三，少有學者聚焦數(shù)字產(chǎn)業(yè)化、金融科技創(chuàng)新與實體經(jīng)濟“脫實向虛”三者關系展開研究。故此，本文通過構建雙重差分模型實證探討三者內在聯(lián)系，為促進實體經(jīng)濟高質量發(fā)展提供理論參照。

本文可能的邊際貢獻：（1）有助于明晰數(shù)字產(chǎn)業(yè)化對實體經(jīng)濟“脫實向虛”的影響機理。既有研究表明，數(shù)字產(chǎn)業(yè)化對實體經(jīng)濟發(fā)展具有積極作用［7］，卻并未深入探討數(shù)字產(chǎn)業(yè)化對實體經(jīng)濟“脫實向虛”的影響。因此，本研究在一定程度上促使數(shù)字產(chǎn)業(yè)化與實體經(jīng)濟關聯(lián)領域的研究愈加豐富。（2）拓展金融科技創(chuàng)新影響因素的相關文獻，利于全面深刻厘清金融科技創(chuàng)新的現(xiàn)實作用，為金融科技創(chuàng)新與實體經(jīng)濟發(fā)展的實際關聯(lián)補充研究證據(jù)。（3）有利于理解宏觀經(jīng)濟市場與微觀企業(yè)行為作用機理，考察宏觀經(jīng)濟市場變動是否影響實體企業(yè)金融科技創(chuàng)新行為，本文可以看作二者互動關系的理論補充。

（二）研究假設

《數(shù)字經(jīng)濟分類》對數(shù)字產(chǎn)業(yè)化范疇進行界定，涵括數(shù)字產(chǎn)品制造業(yè)、數(shù)字產(chǎn)品服務業(yè)、數(shù)字技術應用業(yè)、數(shù)字要素驅動業(yè)，核心目的是為數(shù)字經(jīng)濟、實體經(jīng)濟發(fā)展提供數(shù)字技術、服務、產(chǎn)品、基礎設施和解決方案。隨著數(shù)字經(jīng)濟持續(xù)深入發(fā)展，國內數(shù)字產(chǎn)業(yè)化漸次邁入藍海發(fā)展態(tài)勢。依據(jù)中國信息通信研究院數(shù)據(jù)顯示，2020年國內數(shù)字產(chǎn)業(yè)化規(guī)模達到75萬億元，占數(shù)字經(jīng)濟比重為191%。這一背景下，傳統(tǒng)金融服務難以滿足數(shù)字產(chǎn)業(yè)化金融服務激增需求，倒逼金融機構進行金融科技創(chuàng)新。傳統(tǒng)金融體系是以銀行為核心的服務體系，即數(shù)字產(chǎn)業(yè)化外部融資首要來源為銀行信貸［17-18］。然而，數(shù)字產(chǎn)業(yè)化雖有較大市場規(guī)模，卻受限于發(fā)展歷程尚短，對應收益水平、償還能力存在模糊性，進而導致金融機構為數(shù)字產(chǎn)業(yè)化主體提供融資貸款服務的意愿偏低。尤其是部分數(shù)字產(chǎn)業(yè)化的中小企業(yè)，更是面臨深度融資約束［19-21］。為應對金融服務供求沖突，金融機構會適度選擇進行金融科技創(chuàng)新，借助金融科技創(chuàng)新的服務個性化、場景化、智能化、融合化優(yōu)勢迎合數(shù)字產(chǎn)業(yè)化融資需求［22］。同時，嵌入大數(shù)據(jù)、云計算、區(qū)塊鏈技術的金融科技創(chuàng)新也會脫離實體資產(chǎn)抵押融資桎梏，緩解數(shù)字產(chǎn)業(yè)化過程的融資約束。由此，為更好適應經(jīng)濟市場環(huán)境帶來的變化，金融機構將會主動進行金融科技創(chuàng)新、升級金融服務水平，以適應數(shù)字產(chǎn)業(yè)化發(fā)展需求?；谝陨戏治?，提出如下假設：

H1：數(shù)字產(chǎn)業(yè)化通過“倒逼效應”促進金融科技創(chuàng)新。

既有研究發(fā)現(xiàn)，誘發(fā)實體經(jīng)濟“脫實向虛”的主要原因是實體經(jīng)濟與虛擬經(jīng)濟此消彼長、社會資源配置錯位偏向金融［2，23］。以表面定義理解，實體經(jīng)濟“脫實向虛”是指社會資本偏向虛擬資產(chǎn)投資而減少生產(chǎn)性的現(xiàn)象。就微觀經(jīng)濟層面而言，因實體經(jīng)濟供給結構與需求結構存在脫節(jié)困厄，從事實體經(jīng)濟的企業(yè)為應對成本攀升、盈利下降，往往通過轉型投資房產(chǎn)、金融行業(yè)追求盈利［24-25］。就宏觀政府層面而言，在環(huán)境約束強化及追求經(jīng)濟增長的情況下，地方政府為追求GDP增長的速度、規(guī)模，通常選擇土地優(yōu)惠、退稅等手段競相引進或培育虛擬經(jīng)濟，對實體經(jīng)濟形成“擠出效應”［26］。長期如此，將會產(chǎn)生虛擬經(jīng)濟膨脹、經(jīng)濟泡沫現(xiàn)象，對社會經(jīng)濟穩(wěn)定產(chǎn)生沖擊。這一背景下，數(shù)字產(chǎn)業(yè)化成為調節(jié)實體經(jīng)濟“脫實向虛”的有效手段。具體來講，數(shù)字產(chǎn)業(yè)化將轉變數(shù)字經(jīng)濟、數(shù)字金融的虛擬經(jīng)濟本質，通過產(chǎn)業(yè)實質化協(xié)同實體經(jīng)濟共同發(fā)展。同時，數(shù)字產(chǎn)業(yè)化也可通過數(shù)字技術優(yōu)勢拉動實體經(jīng)濟發(fā)展，有效規(guī)避實體經(jīng)濟“脫實向虛”問題。因此，數(shù)字產(chǎn)業(yè)化可能在一定程度上抑制實體經(jīng)濟“脫實向虛”。基于以上分析，提出如下假設：

H2：數(shù)字產(chǎn)業(yè)化有助于抑制實體經(jīng)濟“脫實向虛”。

依據(jù)假設H1、H2理論分析，數(shù)字產(chǎn)業(yè)化可以推動金融科技創(chuàng)新，也可以抑制實體經(jīng)濟“脫實向虛”。那么，數(shù)字產(chǎn)業(yè)化、金融科技創(chuàng)新及實體經(jīng)濟“脫實向虛”三者關聯(lián)又是如何？以結構性失衡角度切入來看，金融發(fā)展同實體經(jīng)濟存在“此消彼長”失衡現(xiàn)象，產(chǎn)生此現(xiàn)象的深層原因即是金融與實體經(jīng)濟在共生發(fā)展中存在非對稱性［27］。因此，金融行業(yè)異常增長也可能引致實體經(jīng)濟“脫實向虛”。值得注意，部分學者提出金融科技創(chuàng)新發(fā)展可有效抑制實體經(jīng)濟“脫實向虛”，尤其金融科技創(chuàng)新的競爭效應、成本效應是調節(jié)實體經(jīng)濟“脫實向虛”現(xiàn)象重要渠道［28］。同時，金融科技創(chuàng)新可同區(qū)塊鏈、供應鏈及物聯(lián)網(wǎng)一類數(shù)字技術深度結合，以穩(wěn)定民生發(fā)展［29］、扶持實體小微企業(yè)［30］及推動產(chǎn)融結合［31］為抓手，賦能實體經(jīng)濟高質量發(fā)展，促進實體經(jīng)濟“脫虛向實”。這一過程中，數(shù)字產(chǎn)業(yè)化基于優(yōu)化創(chuàng)新要素資源配置功能性［32］，助力金融機構通過金融科技創(chuàng)新為實體經(jīng)濟企業(yè)提供低門檻、高效的金融產(chǎn)品或服務，有效緩解實體經(jīng)濟“脫實向虛”困境?；谏鲜龇治觯岢鋈缦录僭O：

H3：金融科技創(chuàng)新是數(shù)字產(chǎn)業(yè)化抑制實體經(jīng)濟“脫實向虛”的關鍵渠道。

三、數(shù)據(jù)來源、模型設定與變量說明

（一）數(shù)據(jù)來源

基于數(shù)據(jù)可得性、連續(xù)性原則，選用2011-2020年滬深A股上市公司作為初始樣本。剔除數(shù)據(jù)缺失、產(chǎn)權性質模糊以及成立時間短于5年的企業(yè)后，得到27829個觀測值。研究使用企業(yè)相關數(shù)據(jù)，主要取自CSMAR數(shù)據(jù)庫與Wind數(shù)據(jù)庫。部分數(shù)據(jù)來源歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國金融年鑒》《中國經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》《數(shù)字經(jīng)濟及其核心產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計分類2021》《中國金融科技運行報告》以及《2011-2020年北京大學數(shù)字普惠金融指數(shù)（PKU-DFIIC）》。少量數(shù)據(jù)來源于中國銀保監(jiān)會、中國人民銀行及國家市場監(jiān)督管理總局官網(wǎng)。同時，為避免極端值對研究結果產(chǎn)生影響，對全部連續(xù)變量進行1%分位數(shù)與99%分位數(shù)的Winsorize處理。

（二）模型設定與變量說明

為避免企業(yè)國有產(chǎn)權性質對實證結果產(chǎn)生影響，借鑒王嘉鑫等（2020）［33］的做法，運用產(chǎn)權性質差異雙重差分模型展開因果識別實證分析，以此驗證假設H1，具體模型構建如下：

Financiali，t+1=α0+α1DIi，t+α2Propertyi，t+α3DIi，t×Propertyi，t+α4Controlsi，t+εi，t?（1）

其中，F(xiàn)inancial表示被解釋變量金融科技創(chuàng)新水平。金融科技創(chuàng)新使用北京大學數(shù)字金融研究中心編制的中國數(shù)字普惠金融指數(shù)（省級層面）進行衡量。該指數(shù)以使用深度、覆蓋廣度及數(shù)字化程度為切入點，較為全面的揭示金融科技創(chuàng)新發(fā)展水平，故將其作為金融科技創(chuàng)新代理變量。Property為產(chǎn)權性質，非國有企業(yè)取值為1，否則為0。考慮到國有企業(yè)與民營企業(yè)本質可能存在差異，對應數(shù)字產(chǎn)業(yè)化的驅動效應也可能存在不同。故選擇產(chǎn)權性質橫截面差異區(qū)分實驗組與控制組。本文重點關注α3，若顯著為正，表明數(shù)字產(chǎn)業(yè)化有助于促進金融科技創(chuàng)新，假設H1即可得到驗證。

DI表示核心解釋變量數(shù)字產(chǎn)業(yè)化水平。在借鑒馮素玲和許德慧（2022）［34］、葛和平和吳福象（2021）［35］、楊慧梅和江璐（2021）［36］的研究基礎上，結合數(shù)字產(chǎn)業(yè)化現(xiàn)狀，從創(chuàng)新水平、綠色水平、開放水平、共享水平四個維度構建數(shù)字產(chǎn)業(yè)化評價指標體系，如表1所示?？紤]到所有指標均為正向，直接使用熵權法測算2011-2020年國內30個省份（不含西藏與港澳臺）的數(shù)字產(chǎn)業(yè)化權重，對標準化處理后的三級指標加權求和并取對數(shù)，最終求得數(shù)字產(chǎn)業(yè)化水平DI。

Controlsi，t為控制變量集。結合以往文獻［37-38］，在模型中控制了如下變量：公司規(guī)模（Size），即企業(yè)的總資產(chǎn)，取自然對數(shù)表征；公司年齡（Age），即企業(yè)自成立起連續(xù)存續(xù)時間；盈利性（Profitability）運用企業(yè)凈利潤/總資產(chǎn)*100%量化；資本支出（Ce），應用企業(yè)構建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付現(xiàn)金與總資產(chǎn)的比值衡量；財務風險（Frisk），借鑒Altman（1968）［39］的方法計算企業(yè)Z-Score指標值，作為財務風險代理變量；是否虧損（Loss），若上一年凈利潤為負取1，反之取0；負債率（Dr），使用企業(yè)總負債與總資產(chǎn)比值測算。另外，對行業(yè)（Industry）、年度（year）及省份（Prov）固定效應均進行控制。

此外，本研究另一被解釋變量為實體經(jīng)濟“脫實向虛”（RE），借鑒欒天虹等（2019）［40］的方法，以金融資產(chǎn)總量在實物資產(chǎn)總量的占比作為實體經(jīng)濟“脫實向虛”的代理變量。具體變量定義如表2所示。

為進一步檢驗假設H2，設定如下模型：

REi，t=α0+α1DIi，t+α2Propertyi，t+α3DIi，t×Propertyi，t+α4Controlsi，t+εi，t（2）

其中，RE為實體經(jīng)濟“脫實向虛”，其余變量與式（1）一致。本研究重點關注α3，即待檢驗系數(shù)，若α3顯著為負，表明數(shù)字產(chǎn)業(yè)化有助于抑制實體經(jīng)濟“脫實向虛”，由此假設H2亦可得到驗證。

為檢驗假設H3，應用Sobel中介因子法進行路徑檢驗，具體模型如下：

REi，t=α0+α1DIi，t+α2Propertyi，t+α3DIi，t×Propertyi，t+α4Controlsi，t+εi，t（3）

Mediatori，t=α0+α1DIi，t+α2Propertyi，t+α3DIi，t×Propertyi，t+α4Controlsi，t+εi，t（4）

REi，t=α0+α1DIi，t+α2Propertyi，t+α3DIi，t×Propertyi，t+α4Financiali，t+α5Controlsi，t+εi，t（5）

上式中，式（3）不含中介因子檢驗；式（4）含中介因子檢驗；式（5）含中介因子檢驗。若式（3）及式（4）的α3均顯著，同時，式（5）的α3、α4顯著，且其α3顯著低于式（3）的α3，則表明金融科技創(chuàng)新在數(shù)字產(chǎn)業(yè)化與實體經(jīng)濟“脫實向虛”抑制作用中起中介作用，路徑效應檢驗通過，即H3得以驗證。

四、實證結果與分析

（一）描述性統(tǒng)計結果與分析

使用SPSS220軟件進行主要變量描述性統(tǒng)計，結果如表3。表中數(shù)據(jù)顯示，金融科技創(chuàng)新（Financial）均值為0049、標準差為0017，表明樣本企業(yè)金融科技創(chuàng)新水平相對差距較大。可能原因在于上海、廣東等省市金融發(fā)展水平較高，而青海、甘肅等省市金融發(fā)展基礎較差，導致樣本企業(yè)金融科技創(chuàng)新水平產(chǎn)生明顯差距。實體經(jīng)濟“脫實向虛”（RE）的均值為99091，標準差為2401，說明樣本企業(yè)實體經(jīng)濟“脫實向虛”程度存在較大差異，與事實基本相符。產(chǎn)權性質（Property）均值為0503，代表樣本企業(yè)中民營企業(yè)、國有企業(yè)數(shù)量較為均衡?？刂谱兞恐?，企業(yè)年齡（Age）均值為0442，表征樣本企業(yè)整體年齡適中。資本支出（Profitability）標準差為0141，最小值為0073，最大值為0732，說明樣本企業(yè)中，企業(yè)資本支出存在較大差異。財務風險（Frisk）均值為0029，表明樣本中較少企業(yè)面臨財務風險。是否虧損（Loss）均值為0068，表明多數(shù)樣本企業(yè)盈利狀態(tài)，符合現(xiàn)實情況的同時，證明此次研究所選樣本具有可靠性。

（二）多元回歸結果與分析

1.數(shù)字產(chǎn)業(yè)化對金融科技創(chuàng)新影響的檢驗

通過式（1）測算出數(shù)字產(chǎn)業(yè)化影響金融科技創(chuàng)新的檢驗結果，如表4由于篇幅限制，控制變量檢驗結果未做報告，如有需要可向作者索取。。分析可知，列（1）中，數(shù)字產(chǎn)業(yè)化與產(chǎn)權性質交互項（DI×Property）的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明數(shù)字產(chǎn)業(yè)化有利于促進金融科技創(chuàng)新水平提升，假設H1得到初步驗證?？紤]到宏觀經(jīng)濟市場變化與微觀數(shù)字產(chǎn)業(yè)化發(fā)展之間可能具有潛在內生性問題，為確保研究結論穩(wěn)健借鑒周澤將等（2018）［41］的方法，使用金融科技創(chuàng)新滯后一期、滯后二期作為因變量再次回歸，結果依次見列（2）、列（3）。交互項（DI×Property）與滯后一期金融科技創(chuàng)新（Financiali，t+1）的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，為0109；列（3）中，交互項（DI×Property）與滯后二期金融科技創(chuàng)新（Financiali，t+2）的回歸系數(shù)仍在1%水平上顯著為正，為0234。綜上分析，控制內生性關系后數(shù)字產(chǎn)業(yè)化對金融科技創(chuàng)新仍然存在正向驅動效應，研究結論具有穩(wěn)健性。

2.數(shù)字產(chǎn)業(yè)化對實體經(jīng)濟“脫實向虛”影響的檢驗

使用式（2）分析數(shù)字產(chǎn)業(yè)化對實體經(jīng)濟“脫實向虛”的具體影響，得到表5。表中列（1）顯示，數(shù)字產(chǎn)業(yè)化與產(chǎn)權性質交互項的系數(shù)為-0902，在1%水平上顯著為負，表明數(shù)字產(chǎn)業(yè)化有利于抑制實體經(jīng)濟“脫實向虛”。就此，假設2得以驗證。另外，為降低潛在內生性因素影響，仍對實體經(jīng)濟“脫實向虛”進行未滯后一期與滯后二期處理，檢驗結果見列（2）、列（3）。觀察檢驗結果可以知悉，交互項與滯后一期實體經(jīng)濟“脫實向虛”系數(shù)在1%水平上顯著為負，為-0734，與滯后二期實體經(jīng)濟“脫實向虛”系數(shù)在1%水平上顯著為負，為-0635，充分驗證假設H2成立。

3.數(shù)字產(chǎn)業(yè)化、金融科技創(chuàng)新與實體經(jīng)濟“脫實向虛”的機制檢驗

表6為Sobel路徑檢驗結果，即金融科技創(chuàng)新是否為數(shù)字產(chǎn)業(yè)化影響實體經(jīng)濟“脫實向虛”的中介機制。分析表6列（1）可知，在不含中介因子的檢驗中，數(shù)字產(chǎn)業(yè)化與產(chǎn)權性質交互項的系數(shù)在1%水平上顯著為負，為-0846，說明數(shù)字產(chǎn)業(yè)化對實體經(jīng)濟“脫實向虛”產(chǎn)生抑制效應，同上文結論一致。列（2）含中介因子檢驗中，數(shù)字產(chǎn)業(yè)化與產(chǎn)權性質交互項的系數(shù)在1%水平上顯著為正，為0117，表明數(shù)字產(chǎn)業(yè)化可促進金融科技創(chuàng)新水平提升。在第（3）列含中介因子檢驗中，交互項及數(shù)字產(chǎn)業(yè)化的影響系數(shù)顯著為負，且通過Sobel檢驗，表明金融科技創(chuàng)新在數(shù)字產(chǎn)業(yè)化與實體經(jīng)濟“脫實向虛”中產(chǎn)生部分中介效應，假設H3得到支持。

五、進一步分析

（一）異質性分析

前述研究結果表明數(shù)字產(chǎn)業(yè)化對金融科技創(chuàng)新具有顯著驅動作用，即數(shù)字產(chǎn)業(yè)化具有科技創(chuàng)新溢出效應。進一步地，從金融開放水平視角切入研究上述效應在橫截面上的異質性。在一定程度上，金融開放水平提升，即可有效吸引外商投資、集聚更多資本［42］。而金融開放水平更高的區(qū)域，相應更易受到數(shù)字產(chǎn)業(yè)化的影響。此時，數(shù)字產(chǎn)業(yè)化與金融科技創(chuàng)新的正向關系，在金融開放水平越高的地區(qū)愈加顯著。值得注意的是，在金融開放水平較低的地區(qū)，金融服務發(fā)展滯后現(xiàn)象顯著。數(shù)字產(chǎn)業(yè)化所衍生的技術紅利對其助推作用更為顯著。簡單來說，數(shù)字產(chǎn)業(yè)化對金融開放水平較低區(qū)域的金融科技創(chuàng)新促進效果更強。但這一結論是基于理論層面分析得到，仍需進一步實證檢驗。結合董驥和李增剛（2019）［43］的研究，使用區(qū)域資產(chǎn)與負債之和與名義GDP的比值衡量金融開放水平。當比值高于05時屬于高金融開放水平、低于05時屬于低金融開放水平，檢驗結果見表7列（1）與列（2）。可以發(fā)現(xiàn)，金融開放水平較高的地區(qū)，交互項與金融科技創(chuàng)新的回歸系數(shù)顯著為正，系數(shù)值為0002；金融開放水平較低的地區(qū)，交互項與金融科技創(chuàng)新的回歸系數(shù)同樣顯著為正，系數(shù)值為0005。這一結果表明數(shù)字產(chǎn)業(yè)化與金融科技創(chuàng)新的正向關系在金融開放水平較低地區(qū)更為顯著。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.內生性檢驗

囿于數(shù)字產(chǎn)業(yè)化與實體經(jīng)濟“脫實向虛”間可能存在互為因果關系、遺漏變量等內生性問題，選用數(shù)字產(chǎn)業(yè)化的一階滯后項作為工具變量進行兩節(jié)點最小二乘法回歸?？紤]到數(shù)字產(chǎn)業(yè)化滯后期數(shù)據(jù)與當期數(shù)據(jù)具有一定相關性，滿足工具變量與內生變量的相關性假定，可進行檢驗。同時，歷史上的數(shù)字產(chǎn)業(yè)化數(shù)據(jù)不會影響當前實體經(jīng)濟發(fā)展，滿足工具變量的外生性要求。因此，選取滯后期數(shù)據(jù)滿足與內生變量相關和外生性的假設，即變量選取較為合理。

表8報告了兩階段回歸估計結果。其中，列（1）、列（2）分別為兩階段最小二乘法與兩階段固定效應的回歸結果。由表可知悉，不可識別的Kleibergen-Papprk?LM檢驗的統(tǒng)計量P值均為0000，表明拒絕工具變量識別不足的原假設。弱識別檢驗的Kleibergen-Papprk?wald?F值與Cragg-Donald?wald?F值均大于10，表明使用數(shù)字產(chǎn)業(yè)化的一階滯后項進行兩階段回歸時不會出現(xiàn)弱工具變量問題。同時，囿于工具變量數(shù)量小于內生變量，不存在工具變量過度識別問題。值得注意的是，列（2）加入雙向固定效應，但被解釋變量的顯著性與符號與列（1）均相同。加入工具變量后，數(shù)字產(chǎn)業(yè)化基準回歸系數(shù)仍為正，表明不存在嚴重內生性問題，研究結果較為穩(wěn)健。

2.?安慰劑檢驗

為避免隨機因素影響研究結論，文章借鑒王永海和王嘉鑫（2017）［44］的經(jīng)驗，重新排序解釋變量并配對，然后隨機分配控制組與實驗組，進行反復1000次的模擬試驗。若檢驗結果不顯著，則證明本文研究結論不受偶然性因素影響。對此，實證檢驗第5百分位值、第25百分位值、第50百分位值、第75百分位值的交互項的相關系數(shù)與T值，發(fā)現(xiàn)結果均不顯著，說明研究結果穩(wěn)健限于篇幅，檢驗結果未做報告，如有需要可向作者索取。，不會受到其他因素影響。

3.更換實體經(jīng)濟“脫實向虛”衡量方法

企業(yè)資金有限情況下，加大對數(shù)字技術金融投資，可發(fā)揮“擠出效應”，抑制企業(yè)金融化［5］。本文借鑒彭俞超等（2018）［45］的研究，運用企業(yè)金融化作為實體經(jīng)濟“脫實向虛”代理變量，再次代入式（3）和中介效應模型進行檢驗。結果發(fā)現(xiàn)，更換實體經(jīng)濟“脫實向虛”衡量方法后，檢驗結果與表5、表6一致，表明研究結果穩(wěn)健。

六、?結論與啟示

本文應用2011-2020年滬深A股上市公司作為研究樣本，運用產(chǎn)權性質差異構造雙重差分模型，檢驗數(shù)字產(chǎn)業(yè)化對金融科技創(chuàng)新、實體經(jīng)濟“脫實向虛”的影響及其路徑。研究結論如下：（1）數(shù)字產(chǎn)業(yè)化能顯著提升企業(yè)金融科技創(chuàng)新水平，即數(shù)字產(chǎn)業(yè)化存在科技創(chuàng)新溢出效應。（2）數(shù)字產(chǎn)業(yè)化能夠顯著抑制實體經(jīng)濟“脫實向虛”，且通過檢驗機制發(fā)現(xiàn)金融科技創(chuàng)新是其關鍵抑制渠道。（3）進一步拓展性檢驗發(fā)現(xiàn)，數(shù)字產(chǎn)業(yè)化的科技創(chuàng)新溢出效應在金融開放水平較低地區(qū)更加顯著。且在一系列穩(wěn)健性檢驗以后，結論仍然成立。基于上述結論，得到如下啟示：

第一，孵化金融科技數(shù)字新基建，提升金融科技創(chuàng)新水平。前述研究表明，數(shù)字產(chǎn)業(yè)化能夠提升金融科技創(chuàng)新水平。因此，作為數(shù)字產(chǎn)業(yè)化的典型代表，金融機構有必要完善金融科技數(shù)字新基建部署，切實提升金融科技創(chuàng)新水平。一方面，構建共享金融科技創(chuàng)新服務平臺。依托政府引導、行業(yè)協(xié)會支撐，建設一批開放共享的國家級共享金融科技創(chuàng)新服務平臺，實現(xiàn)對金融科技創(chuàng)新范疇的信息采集和公示，為金融科技創(chuàng)新夯實基礎。另一方面，拓寬智慧銀行應用場景，加快布局計算機識別、自然語言處理等技術，拉動線下與線上金融機構聯(lián)動賦能，共同推進金融科技創(chuàng)新。

第二，適度調整數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展杠桿，推動實體經(jīng)濟“脫虛向實”。數(shù)字產(chǎn)業(yè)化能夠抑制實體經(jīng)濟“脫實向虛”。而數(shù)字產(chǎn)業(yè)化作為數(shù)字經(jīng)濟核心產(chǎn)業(yè)部門，應倒逼數(shù)字經(jīng)濟調整自身發(fā)展杠桿，拉動數(shù)字經(jīng)濟與實體經(jīng)濟融合發(fā)展。一方面，依托數(shù)字技術突破實體經(jīng)濟生產(chǎn)要素供給需求的時空局限，進一步發(fā)揮數(shù)字技術新優(yōu)勢積極改造傳統(tǒng)實體產(chǎn)業(yè)，使傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)在數(shù)字技術賦能下實現(xiàn)結構優(yōu)化升級，降低數(shù)字經(jīng)濟杠桿、提升實體經(jīng)濟效率。另一方面，緊抓數(shù)字產(chǎn)業(yè)化機遇，持續(xù)創(chuàng)造新供給、激發(fā)新需求，在中高端實體產(chǎn)業(yè)方面推進個性化、定制化供給，加重實體經(jīng)濟杠桿，培育實體經(jīng)濟發(fā)展新動能、形成新增長點。

第三，拓展數(shù)字普惠金融服務邊界，助力實體企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。數(shù)字產(chǎn)業(yè)化的科技溢出效應會受到地區(qū)金融開放水平影響。對于金融開放水平較高的區(qū)域，需充分發(fā)揮自身數(shù)字及經(jīng)濟優(yōu)勢，推進數(shù)字普惠金融工具創(chuàng)新，探索構筑服務實體經(jīng)濟的多元化、多層次現(xiàn)代數(shù)字普惠金融體系。對于金融開放水平較低的區(qū)域，政府部門可適當出臺傾斜性幫扶政策，鼓勵當?shù)亟鹑跈C構發(fā)展數(shù)字普惠金融業(yè)務，引導金融資本、數(shù)字資本等流向此些區(qū)域，切實提升數(shù)字普惠金融發(fā)展水平。在此基礎上，打造業(yè)內“政銀擔”線上化、批量化融資擔保業(yè)務模式，降低實體小微企業(yè)融資成本，服務實體經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展。

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Digital?Industrialization，?Finance?Technology?Innovation?and?the?Real?Economy

“Transform?the?Economy?from?Substantial?to?Fictitious”

WANG?Jing-feia，SUN?Li2

（Southeast?University，a.School?of?Marxism;b.School?of?Energy?and?Environment，Nanjing?211189，China）

Abstract：?Giving?full?play?to?the?financial?guidance?function?of?digital?industrialization?is?an?important?choice?to?curb?the?“transform?the?economy?from?substantial?to?fictitious”?of?the?real?economy.?Taking?Shanghai?and?Shenzhen?A-share?listed?companies?from?2011?to?2020?as?samples，?this?paper?constructs?a?dual?split?model?based?on?the?nature?of?property?rights，?and?tests?the?impact?and?specific?path?of?digital?industrialization?on?financial?technology?innovation?and?the?real?economy?“transform?the?economy?from?substantial?to?fictitious”.?Research?shows?that?digital?industrialization?can?promote?the?level?of?financial?technology?innovation?and?inhibit?the?real?economy?from?“transform?the?economy?from?substantial?to?fictitious”.?At?the?same?time，?financial?technology?innovation?is?the?key?channel?for?digital?industrialization?to?restrain?the?“transform?the?economy?from?substantial?to?fictitious”?of?the?real?economy.?Further?research?shows?that?in?areas?with?low?levels?of?financial?openness，?digital?industrialization?has?a?stronger?driving?effect?on?financial?technology?innovation.?In?this?regard，?it?is?proposed?to?incubate?new?financial?technology?digital?infrastructure，?appropriately?adjust?the?development?leverage?of?digital?economy，?expand?the?boundary?of?digital?inclusive?financial?services，?and?help?the?high-quality?development?of?the?real?economy.

Key?words：digital?industrialization;?finance?technology?innovation;real?economy;tranform?the?economy?from?substantial?to?fictitious;?double?split

（責任編輯：趙春江）