監(jiān)管促進了金融科技的普惠效應嗎？

馮素玲，張 榕，許德慧

(濟南大學 商學院，山東 濟南 250002)

一、引言

“十四五”時期，我國要加快構建以國內大循環(huán)為主體，國內國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局。在“雙循環(huán)”新發(fā)展格局下，我國金融體系如何更好地滿足長尾群體的金融需求以推動國內大循環(huán)發(fā)展，成為社會普遍關注的焦點(1)巴曙松：《中國金融業(yè)面臨雙循環(huán)新格局提出的新任務》，《大河報》，2020年11月26日。。在金融市場中，小微企業(yè)、農村居民是資金需求的長尾群體，往往被傳統(tǒng)金融體系忽略，成為被信貸配給的對象。傳統(tǒng)金融部門秉持利潤準則和風控要求，受風險評估和風險定價體系的限制，在服務長尾群體過程中暴露出一些結構性問題，存在資源錯配現象，難以為其提供有效的金融服務。金融資源獲取機會的不均等會引致收入不平等，不利于我國實現經濟高質量發(fā)展和人民共同富裕的目標。隨著金融與科技的深度融合，金融科技這一新型金融模式應運而生，為解決這一現實困境提供了新的發(fā)展機遇。金融科技是技術驅動的金融創(chuàng)新，在大數據背景下，利用區(qū)塊鏈、人工智能、云計算等科學技術，改變傳統(tǒng)的信用風險定價方式，挖掘潛在的客戶需求，進而提高金融服務覆蓋范圍和服務效率(2)易憲容：《金融科技的內涵、實質及未來發(fā)展——基于金融理論的一般性分析》，《江海學刊》，2017年第2期。。

作為一種新型金融模式，金融科技并沒有改變金融的本質屬性(3)黃浩：《數字金融生態(tài)系統(tǒng)的形成與挑戰(zhàn)——來自中國的經驗》，《經濟學家》，2018年第4期。。金融科技創(chuàng)新主要體現在技術、交易渠道和交易方式方面，并沒有改變金融的支付清算、資金融通、風險分散的本質功能，因此應該被納入當前的金融監(jiān)管體系。中國金融科技的迅速發(fā)展除了傳統(tǒng)金融供給不足留下了充足空間以外，更為重要的是，金融監(jiān)管部門的“試點容錯”提供了有利環(huán)境(4)唐松：《新中國金融改革70年的歷史軌跡、實踐邏輯與基本方略——推進新時代金融供給側改革、構建強國現代金融體系》，《金融經濟學研究》，2019年第6期。。然而，隨著金融科技逐漸走向成熟，我們發(fā)現金融科技雖然改善了傳統(tǒng)金融的服務方式，但仍存在著許多問題，部分金融機構僅是打著大數據技術的幌子在開展金融業(yè)務，此業(yè)態(tài)下的信息不對稱現象可能更為嚴重，給長尾群體可能帶來更沉重的融資成本(5)韓亞欣，吳非，李志漫：《互聯網金融：理論解構與中國實踐》，《金融經濟學研究》，2016年第2期。。此外，金融風險固有的負外部性和順周期性，在技術與網絡的疊加作用下，將更加嚴重且更具隱蔽性和傳染性，對實體經濟更具破壞性(6)李敏：《金融科技的系統(tǒng)性風險：監(jiān)管挑戰(zhàn)及應對》，《證券市場導報》，2019年第2期。。因此，在促進金融科技健康發(fā)展過程中，監(jiān)管的作用顯得尤為重要。任何金融創(chuàng)新都離不開監(jiān)管的有效引導，然而對金融企業(yè)的規(guī)制及準入條件的設置一定程度上也會削弱金融科技創(chuàng)新的活力(7)王濤，諸方卉，劉?。骸墩摻鹑诳萍紕?chuàng)新與金融監(jiān)管平衡》，《行政管理改革》，2020年第8期。。在金融科技蓬勃發(fā)展的當下，監(jiān)管機構面臨兩難選擇，一方面要考慮什么樣的監(jiān)管強度不會過分抑制金融發(fā)展與金融創(chuàng)新，另一方面要確保該金融監(jiān)管能夠有效控制金融風險。基于以上分析，金融科技的發(fā)展在多大程度上幫助中小企業(yè)、農村居民等長尾群體？金融科技是否呈現出普惠效應？金融科技的普惠效應是否具有異質性？金融監(jiān)管又在金融科技普惠效應的發(fā)揮過程中承擔著怎樣的角色？本文將對這些問題進行詳細解答。

二、文獻綜述

金融科技作為新興業(yè)態(tài)，學者們主要從微觀影響企業(yè)行為、宏觀促進經濟增長以及影響銀行業(yè)變革等方面開展了研究。從微觀層面來說，金融科技能夠通過大數據等信息技術緩解資源錯配現象(8)田杰，譚秋云，靳景玉：《數字金融能否改善資源錯配？》，《財經論叢》，2021年第4期。，優(yōu)化金融機構的資金配置功能，改善企業(yè)的融資結構，降低資金的使用成本，提升資金的利用效率，進而有效緩解企業(yè)的融資約束，提升企業(yè)風險承擔水平(9)黃銳，賴曉冰，趙丹妮，湯子?。骸稊底纸鹑谀芊窬徑馄髽I(yè)融資困境——效用識別、特征機制與監(jiān)管評估》，《中國經濟問題》，2021年第1期。。從宏觀層面來說，金融服務于實體經濟，金融科技的發(fā)展能夠有效提升資金配置效率，有助于提高企業(yè)全要素生產率并推進產業(yè)結構升級，進而促進經濟增長(10)巴曙松，白海峰，胡文韜：《金融科技創(chuàng)新、企業(yè)全要素生產率與經濟增長——基于新結構經濟學視角》，《財經問題研究》，2020年第1期。。金融科技具有增收減貧效應，基于其技術特性能夠有效觸達貧困地區(qū)，通過直接增加信貸和間接促進創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)等渠道改善收入不平等問題(11)黃倩，李政，熊德平：《數字普惠金融的減貧效應及其傳導機制》，《改革》，2019年第11期。。金融科技通過擠出效應和技術溢出效應為銀行業(yè)發(fā)展帶來了深刻變革(12)Fuster A, Plosser M, Schnabl P, Vickery J, The Role of Technology in Mortgage Lending, Review of Financial Studies, Vol. 32 (2019), pp.1854-1899。。金融科技與銀行的存款競爭降低了銀行的特許權價值，基于利潤最大化的追求，銀行會在貸款市場上提升其風險承擔偏好(13)Marcus A J, Deregulation and bank financial policy, North-Holland, Vol. 8 (1984), pp.557-565.。金融科技技術的溢出效應也為商業(yè)銀行的效率提升提供了動力和機遇，促使銀行提升自身風控能力和資金配置效率(14)Lin M, Prabhala N R, Viswanathan S, Judging Borrowers by the Company They Keep: Friendship Networks and Information Asymmetry in Online Peer-to-Peer Lending, Management Science, Vol. 59 (2013), pp.17-35.。金融科技通過推動移動支付的發(fā)展，打通邊遠地區(qū)享受金融服務的通道，拓展傳統(tǒng)金融的服務邊界，突破金融服務“卷簾門”(15)李海峰，彭家生，何微：《數字金融服務對普惠金融發(fā)展的影響研究：理論基礎與經驗證據》，《西南民族大學學報》(人文社科版)，2019年第6期。。金融科技能夠有效減少結構化信息不易獲取的技術和信息障礙，通過改善交易的基礎設施和運用現代技術手段，有效緩解借貸市場的信息不對稱并有效紓解長尾群體的融資約束(16)李繼尊：《關于互聯網金融的思考》，《管理世界》，2015年第7期。。

金融監(jiān)管在金融科技發(fā)展過程中扮演著重要作用。在金融科技發(fā)展初期，國家為了鼓勵金融創(chuàng)新，采取包容審慎的監(jiān)管原則，隨著金融科技走向成熟，各種弊端逐漸顯現，市場主體通過金融創(chuàng)新規(guī)避監(jiān)管以獲取超額利潤，監(jiān)管機構通過完善監(jiān)管規(guī)則重新將其納入監(jiān)管范圍(17)許文彬，趙霖，李志文：《金融監(jiān)管與金融創(chuàng)新的共同演化分析——一個基于非線性動力學的金融監(jiān)管分析框架》，《經濟研究》，2019年第5期。。金融監(jiān)管政策的實施有效約束了市場主體利用金融科技進行監(jiān)管套利的行為，黃銳等研究表明在加強互聯網金融監(jiān)管后，金融科技對紓解企業(yè)融資約束的作用更加明顯，有助于提升企業(yè)融資的可獲得性(18)黃銳，賴曉冰，唐松：《金融科技如何影響企業(yè)融資約束？——動態(tài)效應、異質性特征與宏微觀機制檢驗》，《國際金融研究》，2020年第6期。。馬連福和唐松等學者認為，在強監(jiān)管背景下，數字金融會提升企業(yè)風險承擔能力和技術創(chuàng)新能力(19)馬連福，杜善重：《數字金融能提升企業(yè)風險承擔水平嗎》，《經濟學家》，2021年第5期；唐松，伍旭川，祝佳：《數字金融與企業(yè)技術創(chuàng)新——結構特征、機制識別與金融監(jiān)管下的效應差異》，《管理世界》，2020年第5期。，伴隨著金融監(jiān)管強度的增大，將會減少金融科技帶來的風險，有助于金融行業(yè)規(guī)范化、有序化發(fā)展，更好地實現“金融服務實體經濟”的目標。亦有學者認為金融監(jiān)管過嚴會給金融科技企業(yè)帶來巨大的合規(guī)成本壓力，迫使企業(yè)放棄金融創(chuàng)新，阻礙金融科技的發(fā)展，致使金融科技未能發(fā)揮促進企業(yè)技術創(chuàng)新的作用(20)王小燕，張俊英，王醒男：《金融科技、企業(yè)生命周期與技術創(chuàng)新——異質性特征、機制檢驗與政府監(jiān)管績效評估》，《金融經濟學研究》，2019年第5期。。

現有成果為本研究奠定了重要基礎，我們發(fā)現金融科技領域的文獻主要集中在經濟效應以及與傳統(tǒng)金融的關系方面，鮮有學者從實證出發(fā)研究金融科技的普惠效應，并且缺乏相關異質性的探討，也未將金融監(jiān)管因素納入分析框架。那么，不同金融監(jiān)管強度對金融科技普惠效應發(fā)揮所起的作用如何？是否具有差異性？現有文獻并未回答上述問題。在考察金融科技是否發(fā)揮普惠效應的同時，研究金融監(jiān)管在其中承擔的角色，這對于在當前“雙循環(huán)”新發(fā)展格局下有效處理經濟增長和風險防范之間的關系具有重要的理論意義與實踐價值。

三、理論分析與研究假設

金融科技的普惠效應集中體現在“普”和“惠”兩個方面。一方面，從金融服務的普及程度來看，金融科技通過移動端廣泛觸達用戶群體，顛覆了傳統(tǒng)金融基于線下營業(yè)網點的服務方式，打破了金融服務的時間和空間限制，提高了金融服務的覆蓋范圍。此外，傳統(tǒng)金融機構由于信息成本的限制和追求利益最大化的商業(yè)屬性，更傾向于向貸款數額高、信用信息容易獲取的大客戶放款，而貸款數額相對較小、信用信息獲取成本高的散戶群體則成為了傳統(tǒng)金融機構不愿放款的長尾群體(21)王馨：《互聯網金融助解“長尾”小微企業(yè)融資難問題研究》，《金融研究》，2015年第9期。。金融科技的發(fā)展使得大數據等信息技術得以運用到金融市場中，通過大數據和云計算以及預測模型的建立來分析借款人的信用信息從而降低了信用信息的獲取成本和金融市場的交易摩擦(22)謝平，鄒傳偉：《互聯網金融模式研究》，《金融研究》，2012年第12期。，緩解了長尾群體的信貸約束，拓展了傳統(tǒng)金融服務邊界。另一方面，從金融服務的惠及程度來看，金融科技通過競爭效應正在改變傳統(tǒng)銀行行為，影響銀行資產負債結構，加速了存款利率市場化進程(23)戰(zhàn)明華，張成瑞，沈娟：《互聯網金融發(fā)展與貨幣政策的銀行信貸傳導渠道》，《經濟研究》，2018年第4期。。金融科技的發(fā)展有效增加了金融產品的供給，使投資者的投資方式更加多元化，促進了金融市場的良性競爭，變相加速了存款利率市場化進程，提升了金融服務的普惠性；同時，金融科技改變了信用風險的定價方式，降低了交易成本，銀行負債端成本的上升并未直接轉移至下游企業(yè)，有效推進了現代金融體系普惠性的發(fā)揮(24)Freedman S, Jin G Z, Do Social Networks Solve Information Problems for Peer-to-Peer Lending? Evidence from Prosper.com, in Social Science Electronic Publishing, Vol. 11 (2008), pp.8-43.。

由此，本文提出假設1：金融科技具有普惠效應。

作為一種依賴技術創(chuàng)新的新興金融業(yè)態(tài)，金融科技在推動金融行業(yè)進步的同時，也因其技術特征帶來了不可避免的風險。金融科技造成風險外溢的現象加劇了金融系統(tǒng)本身的負外部性和脆弱性。金融科技的發(fā)展使各個金融機構之間的業(yè)務聯系更加緊密，交易層層嵌套，在這種關聯網絡下，金融風險更具傳染性，任一機構發(fā)生金融風險事件都會通過業(yè)務往來迅速傳染至其他部門，甚至演變?yōu)橄到y(tǒng)性風險(25)曹齊芳，孔英：《基于復雜網絡視角的金融科技風險傳染研究》，《金融監(jiān)管研究》，2021年第2期。。金融科技的智能決策具有同質性，當經濟處于下行周期時，市場投資者都會被建議選擇拋售，這將會加劇市場波動，造成資本市場上的擠兌現象從而誘使風險快速蔓延到各個領域(26)方意，黃麗靈：《系統(tǒng)性風險、拋售博弈與宏觀審慎政策》，《經濟研究》，2019年第9期。。此外，金融科技依賴的信息技術具有復雜性，收集到的相當多數據信息可靠性不強，信息透明度不高，部分基礎算法存在漏洞(27)陳維君,許純純：《論人工智能在金融領域的應用風險和防范對策》，《重慶理工大學學報》(社會科學),2019年第9期。；一些新興技術通過市場的過度包裝可能會成為機構詐騙斂財的工具，增加了新的信息不對稱(28)盛天翔，范從來：《金融科技、最優(yōu)銀行業(yè)市場結構與小微企業(yè)信貸供給》，《金融研究》，2020年第6期。。因此，需要加強金融監(jiān)管以降低金融科技發(fā)展帶來的風險。

具體而言，一方面，金融監(jiān)管會增加市場主體利用金融科技套利的合規(guī)成本，有助于強化市場主體進行完備的信息披露和內部治理機制建設，由此降低可能產生的金融風險。金融科技的業(yè)務類型和盈利模式具有多樣化，呈現出高度細分和業(yè)務相互交叉的特點，一些創(chuàng)新產品層層嵌套、隱蔽底層資產和最終投資者，大大增加了金融監(jiān)管界定和識別的難度。部分市場主體使用新技術與新工具突破現行監(jiān)管制度框架，某些業(yè)務游離于監(jiān)管體系之外而出現監(jiān)管真空，更容易滋生監(jiān)管套利。隨著金融監(jiān)管的加強以及監(jiān)管體制的完善，能夠引導金融機構實現合理的金融創(chuàng)新，并且可以減少金融創(chuàng)新產品和制度濫用帶來的金融風險(29)王燦，喻平：《金融創(chuàng)新、金融監(jiān)管與經濟增長》，《統(tǒng)計與決策》，2020年第7期。，從而促進金融科技普惠效應的發(fā)揮。另一方面，金融監(jiān)管是一個健全金融體制機制的過程，能夠彌補原有監(jiān)管定位和金融制度安排的不足，從多層面多方位開展治理，既能夠遏制市場主體利用制度缺陷產生的亂象，也能夠改善微觀主體的金融投融資環(huán)境(30)黃海濤，余志君，楊賢宏：《金融監(jiān)管對企業(yè)金融化的影響及監(jiān)管角色構建——基于期限結構異質性視角下的經驗證據》，《金融經濟學研究》，2020年第3期。，從而強化微觀主體投資意愿，進而促進金融科技普惠效應的發(fā)揮。

由此，本文提出假設2a：適當的金融監(jiān)管會促進金融科技的普惠效應。

實踐證明為了維護金融穩(wěn)定而加強對金融創(chuàng)新的監(jiān)管往往會抑制金融創(chuàng)新的活力，對金融科技的監(jiān)管亦不例外。金融監(jiān)管常常面臨二元悖論，一方面，監(jiān)管要關注監(jiān)管力度給金融創(chuàng)新留下適當的發(fā)展空間。另一方面，監(jiān)管要維護金融市場的穩(wěn)定，保護投資者的利益。這兩個目標之間往往存在沖突，為了維護金融穩(wěn)定而加強監(jiān)管會損失金融創(chuàng)新的積極性，為了刺激金融創(chuàng)新而放松監(jiān)管則又會危害金融市場穩(wěn)定。金融創(chuàng)新的“內因說”認為，企業(yè)進行金融創(chuàng)新的目的是實現利潤最大化，政府管制在本質上是一種隱性稅負，提高了企業(yè)的經營成本，限制了企業(yè)的盈利機會(31)Kane E J, Getting along without regulation Q: testing the standard view of deposit rate competition during the 'Wild-card experience' , The Journal of Finance, Vol. 33 (1978), pp. 921-932.。因此，當監(jiān)管強度過高時，將會加大金融科技企業(yè)創(chuàng)新成本并延長創(chuàng)新回報周期，從而阻礙金融科技發(fā)展，并會抑制金融科技普惠效應的發(fā)揮。

由此，本文提出假設2b：過強的金融監(jiān)管會抑制金融科技的普惠效應。

四、數據、模型與變量

(一)變量選擇

1.被解釋變量：普惠金融水平(findex)。普惠金融是一個多維概念，度量普惠金融涉及到不同維度的多個指標。以往的文獻多以印度學者Sarma和Pais構建的指標體系為參考(32)Sarma M, Pais J, Financial Inclusion and Development, Journal of International Development, Vol. 23 (2011), pp.613-628.，從金融服務的可得性、金融服務的使用情況等維度進行研究，但還不夠全面，并沒有考慮金融服務的可負擔性和服務質量(33)焦瑾璞，黃亭亭，汪天都，張韶華，王瑱：《中國普惠金融發(fā)展進程及實證研究》，《上海金融》，2015年第4期；白雪，張貝貝：《數字普惠金融風險測度及跨系統(tǒng)傳染機制研究》，《山東財經大學學報》，2021年第5期。。因此，本文嘗試構建包含金融服務可得性、使用情況、使用質量、可負擔性四個維度的普惠金融指標體系，并且為避免主觀賦權法易造成客觀性差等弊端，采用主成分分析法進行測度。鑒于無法得到每個城市的相關細分指標，本文利用標準化處理后的省級指標進行替代，具體指標見表1。

表1 普惠金融指標

2.解釋變量：金融科技水平(fintech)。參考宋敏等學者的相關研究，首先通過“天眼查”網站檢索“金融科技”“云計算”“大數據”“區(qū)塊鏈”“人工智能”“物聯網”等關鍵詞，得出相關公司的工商注冊信息。為了避免出現巧合匹配，只保留公司名稱或經營范圍包含上述關鍵詞的公司樣本，并通過與金融相關的“金融”“保險”“支付”“清算”“信貸”等關鍵詞進行進一步篩選，刪除經營范圍中出現的否定從事上述業(yè)務字段的公司，最終得到各地級市的金融科技類公司，將金融科技類公司數量加總作為金融科技的代理指標(34)宋敏，周鵬，司海濤：《金融科技與企業(yè)全要素生產率——“賦能”和信貸配給視角》，《中國工業(yè)經濟》，2021年第4期。。

3.門限變量：金融監(jiān)管強度(gov)。借鑒唐松等學者的相關研究，采用地區(qū)金融監(jiān)管支出占地區(qū)金融業(yè)增加值的比重來衡量各地區(qū)金融監(jiān)管水平(35)唐松，伍旭川，祝佳：《數字金融與企業(yè)技術創(chuàng)新——結構特征、機制識別與金融監(jiān)管下的效應差異》，《管理世界》，2020年第5期。，鑒于地級市的金融監(jiān)管支出數據缺失嚴重，本文采用省級指標替代。

4.其他控制變量：參考楊明婉等學者的相關研究，從社會環(huán)境、經濟環(huán)境兩個方面選取影響普惠金融發(fā)展的變量(36)楊明婉，張樂柱，顏梁柱：《普惠金融發(fā)展的測度體系與影響因素研究——以廣東省為例》，《金融監(jiān)管研究》，2019年第1期。，另外，增加了金融環(huán)境的相關指標。

本文研究的變量以及變量指標含義，見表2。

表2 變量列表

(二)模型構建

為了驗證金融科技的普惠效應，本文根據283個城市的經濟金融面板數據建立以下的面板雙向固定效應模型：

(1)

式中，β0為常數項，金融科技(fintech)為第一個解釋變量，β1表示在其他變量不變的情況下金融科技(fintech)對普惠金融(findex)的效應。Xi,t表示其余的控制變量，包括基礎設施水平、居民受教育程度、經濟發(fā)展水平、經濟結構、金融市場效率。βj表示相應控制變量的系數。μi代表個體(城市)的固定效應，εt表示時間(年份)固定效應，δi,t表示模型的擾動項。下標中，i代表個體(城市)，t代表時間(年份)。

此外，為了驗證是否不同的金融監(jiān)管程度下金融科技的普惠效應發(fā)揮有所不同，本文在Hansen(1999)的門限模型(37)Hansen B E, Threshold effects in non-dynamic panels: Estimation, testing, and inference, Journal of Econometrics, Vol. 93 (1999), pp.345-368.基礎之上構建了如下門限回歸模型：

(2)

該模型實際上相當于一個分段函數模型，其中I(·)為示性函數，即如果括號中的表達式為真，取值為1；反之，則取值為0。γ為待估計的門限值，當govi,t≥γ時，fintechi,t的系數為α1，而當govi,t<γ時，fintechi,t的系數為α2。Xi,t同上文一樣表示其余的控制變量，αj表示相應控制變量的系數，εi,t表示模型的擾動項。下標中，i代表個體(城市)，t代表時間(年份)。

(三)數據來源與處理

本文采用中國2011—2017年283個城市的面板數據進行研究，其中構建普惠金融指標所用的數據由萬德、國泰安數據庫整理而得，金融科技數據借鑒宋敏等學者的成果(38)宋敏，周鵬，司海濤：《金融科技與企業(yè)全要素生產率——“賦能”和信貸配給視角》，《中國工業(yè)經濟》，2021年第4期。，其余數據來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國區(qū)域經濟統(tǒng)計年鑒》《中國區(qū)域金融運行報告》等。少數城市缺失指標由插值法補齊，并對存在異常值的指標進行了1%的縮尾處理。此外，為了減少量綱不同帶來的影響，本文對所有指標進行了離差標準化處理。變量的描述性統(tǒng)計如表3所示。

表3 變量描述性統(tǒng)計

五、實證分析

(一)面板單位根檢驗及協整檢驗

為了避免偽回歸問題，確保估計結果的有效性，需對各面板序列的平穩(wěn)性進行檢驗。檢驗數據平穩(wěn)性最常用的方法是單位根檢驗，因此，本文依據數據性質，采用LLC、IPS方法對2011—2017年283個地級市的面板數據進行面板單位根檢驗，檢驗結果如表4所示。由表4知，被解釋變量為I(0)，只有兩組解釋變量經濟結構和基礎設施水平為I(1)，高于被解釋變量的單整階數，因此滿足協整檢驗條件，可以進行協整檢驗。表5為協整檢驗結果。根據STATA展示的三種檢驗結果，P值均在1%的水平顯著小于0，表明變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，可以進一步建立面板回歸模型。同時，為防止變量間存在多重共線性問題，本文在回歸分析前進行方差膨脹因子(VIF)檢驗。由表6可知，變量中VIF值最大為1.80，遠小于10，表明變量之間獨立性較強。

表4 面板數據單位根檢驗結果

表5 面板數據協整檢驗結果

(二)基準回歸結果

本文利用固定效應模型來檢驗金融科技的普惠效應。表7第(1)列是不添加控制變量的回歸結果，第(2)列是不控制時間固定效應的回歸結果，第(3)列是加入控制變量以及時間和地區(qū)固定效應后的回歸結果。由表7第(3)列可知，金融科技具有顯著的普惠效應，金融科技的回歸系數為0.278，在1%的水平上顯著。這與本文前述理論分析一致，金融科技發(fā)展一方面促使金融服務快捷方便地滲透到長尾群體，提高了金融服務的普及度；另一方面通過技術手段緩解信息不對稱降低了信息獲取成本，并且有效增加了金融產品的供給，促進了金融市場的良性競爭，提高了金融服務的惠及程度。

表6 多重共線性檢驗

表7 基準回歸結果

(三)處理內生性的回歸結果

在實證分析金融科技對普惠金融的影響時需要考慮以下三個可能性：第一，可能會存在反向因果問題，例如由于普惠金融發(fā)展較好地區(qū)的金融基礎條件好，能夠為金融與科技的融合創(chuàng)造良好的市場環(huán)境，從而有效促進金融科技獲得更好發(fā)展。第二，模型設定無法窮盡影響普惠金融發(fā)展的因素，可能存在遺漏變量。第三，變量的測度可能會存在測量誤差。以上三個因素導致模型存在內生性問題，影響回歸結果的穩(wěn)健性。因此，本文采用二階段最小二乘法進行內生性處理，工具變量的選取需要滿足以下兩個條件：工具變量與金融科技高度相關，且與隨機擾動項不相關。本文采用滯后一期的金融科技指標作為工具變量，回歸結果如表8所示。由第一階段的回歸結果可知，Wald Test的值為502.267，遠大于存在弱工具變量的臨界值，說明工具變量選取有效。此外，根據第二階段的回歸結果可知，金融科技顯著促進了普惠金融發(fā)展，具有普惠效應，證明了上述基準回歸結果是穩(wěn)健的。

表8 處理內生性的回歸結果

(四)門限回歸結果

為了驗證假設2，本文將金融監(jiān)管設為門限變量進行回歸，回歸結果如表9所示。本文首先對兩者之間是否具有門限效應進行了初步檢驗，并通過自舉法 (Bootstrap) 來獲得檢驗統(tǒng)計量的顯著性水平，顯著性水平的數值大小作為判斷兩者之間是否存在門限效應的主要依據。實證模型門限效應檢驗結果如表9所示。從表9可以看出，單門限效應與雙門限效應顯著，但其他多門限沒有通過顯著性檢驗。故本文認為金融監(jiān)管在“金融科技-普惠金融”的影響中存在雙門限效應。在之后各變量參數估計中，本文選用雙門限效應模型對實證模型進行分析，具體回歸結果如表10所示。

表9 門限效果檢驗

根據表10可知，該模型的擬合效果F值為1697.89，對應的P值為0.0000，這表明模型設定從整體上能夠反映回歸效果。由上述回歸結果可知，金融監(jiān)管在金融科技促進普惠金融發(fā)展的過程中存在著兩個門限值，分別為0.0258和0.0467。當監(jiān)管強度處于0.0258以下時，金融科技的普惠效應系數為0.318；當監(jiān)管強度位于0.0258與0.0467之間時，隨著金融監(jiān)管強度的增強，金融科技的普惠效應大幅提升，系數為4.107；當監(jiān)管強度高于0.0467時，金融科技的普惠效應降為0.705，三者都在1%的水平上顯著。當監(jiān)管強度跨過第一個門限值的時候，金融監(jiān)管通過對企業(yè)、行業(yè)以及整個金融市場的規(guī)范性約束，提高監(jiān)管套利的合規(guī)成本，有效降低了金融科技發(fā)展帶來的負面影響，促進了金融科技的普惠效應，假設2a得到驗證。當監(jiān)管強度跨過第二個門限值時，金融監(jiān)管強度過強可能會抑制金融創(chuàng)新，導致金融科技的普惠效應有所減弱，假設2b得到驗證。

表10 模型回歸結果

六、穩(wěn)健性檢驗

(一)基準回歸穩(wěn)健性檢驗

1.更換被解釋變量。本文采用熵權法對普惠金融水平進行重新測度，并以其作為被解釋變量進行基準回歸的穩(wěn)健性檢驗，回歸結果如表11第(1)列所示，所得結論與原結論一致。金融科技依舊顯著促進了普惠金融的發(fā)展，具有普惠效應，其系數為0.0955并在1%的顯著性水平上顯著。

表11 更換被解釋變量和樣本剔除的穩(wěn)健性檢驗結果

2.樣本剔除。由于中國的直轄市和省會城市具有一定的行政優(yōu)勢，能夠吸引更多金融資源，金融科技和普惠金融的發(fā)展可能異于其他城市。對此，本文刪除了直轄市和省會城市的樣本重新進行回歸檢驗?；貧w結果如表11第(2)列所示，本文的核心結論“金融科技具有普惠效應”并沒有發(fā)生任何改變。

3.分位數回歸。為了更準確地描述金融科技對于普惠金融的變化范圍以及條件分布形狀的影響，本文進行了分位數回歸，分別設置分位數為0.1、0.5和0.9，來分析不同分位點上金融科技對普惠金融的影響差異?；貧w結果見表12。

表12的回歸結果表明，在0.1、0.5和0.9的分位數下，金融科技都在1%的顯著性水平上促進了普惠金融發(fā)展。具體來看，隨著分位數的增加，金融科技的分位數回歸系數呈現出逐漸下降的趨勢，從0.328到0.279再到0.196，說明金融科技在普惠金融水平低的地區(qū)促進效應更強，這進一步體現了金融科技的普惠性。

表12 分位數回歸結果

(二)門限回歸穩(wěn)健性檢驗

為了更好地驗證門限回歸的穩(wěn)健性，本文參考邱晗等學者的相關研究，利用北京大學數字金融研究中心的數字普惠金融指數作為金融科技發(fā)展水平的代理指標(39)邱晗，黃益平，紀洋：《金融科技對傳統(tǒng)銀行行為的影響——基于互聯網理財的視角》，《金融研究》，2018年第11期。。門限回歸檢驗結果如表13、表14所示。根據回歸結果可知，該雙重門限回歸模型的擬合效果F值為1056.22，對應的P值為0.0000，表明模型設定從整體上能夠反映回歸效果。穩(wěn)健性檢驗的門限回歸結果顯示，此時金融監(jiān)管依舊存在兩個門限值0.0269和0.0275，并都在1%的水平上顯著。當金融監(jiān)管水平低于0.0269時，金融科技的普惠效應為0.153；隨著監(jiān)管水平的提高，當監(jiān)管水平位于0.0269與0.0275之間時，金融科技的普惠效應為0.249；當監(jiān)管水平超過0.0275時，金融科技的普惠效應有所下降，為0.132，三者均在1%的水平上顯著。該穩(wěn)健性檢驗的結論與原結論一致，即適當的金融監(jiān)管會促進金融科技發(fā)揮普惠效應，過強的金融監(jiān)管則會對其產生抑制。

表13 門限效果的穩(wěn)健性檢驗

表14 模型回歸結果

七、進一步討論

為了探究金融科技是普惠效應的作用機制，本文把利用熵權法測度的普惠金融指標的四類分指標：金融服務可得性(findex1)、金融服務使用情況(findex2)、金融服務使用質量(findex3)和金融服務可負擔性(findex4)作為被解釋變量，并分別作了固定效應回歸，以確定金融科技普惠效應的作用渠道，回歸結果如表15所示。

表15 進一步討論回歸結果

結果表明，金融科技顯著提升了金融服務的可得性、使用情況和可負擔性，對金融服務使用質量產生影響為負，但不顯著。金融科技的發(fā)展拓寬了傳統(tǒng)金融的服務邊界，促使金融服務快捷方便地滲透到長尾群體，提升了金融服務的可得性和使用情況(40)張永亮：《金融科技視閾下金融基礎設施域外適用的法治保障》，《法治研究》,2021年第5期。。金融科技改變了傳統(tǒng)信用風險定價方式，降低了信息獲取成本，有效緩解了信息不對稱，并且通過技術創(chuàng)新增加了金融產品的供給，促進了金融市場的良性競爭，提高了金融服務的可負擔性，進而體現出普惠效應。金融科技對金融服務使用質量產生負向影響主要源于以下原因：其一，受制于長尾群體自身受教育程度、互聯網使用程度和應用場景的有限性，金融科技普惠效應的發(fā)揮存在天花板效應；其二，社交網絡、教育程度等方面處于劣勢的長尾群體往往面臨更高的風險溢價，因而加劇了金融科技應用于金融服務使用質量的風險效應(41)付瓊，郭嘉禹：《金融科技助力農村普惠金融發(fā)展的內在機理與現實困境》，《管理學刊》，2021年第3期。。

八、異質性分析

(一)市場化水平

地區(qū)市場化程度可能會對金融科技的普惠效應產生影響。在市場化程度較高的地區(qū)，金融基礎設施較為完善，金融市場發(fā)育程度較高，金融與科技的融合會使金融服務更便捷地惠及到長尾群體。本文借鑒樊綱等學者提出的市場化水平測度指標，從政府與市場的關系、非國有經濟的發(fā)展、產品市場的發(fā)育程度、要素市場的發(fā)育程度、市場中介組織和法律制度環(huán)境5個方面建立評價體系，涉及25個分指標，利用主成分分析法進行測算(42)樊綱，王小魯，張立文，朱恒鵬：《中國各地區(qū)市場化相對進程報告》，《經濟研究》，2003年第3期。。本文以市場化水平指標均值為界，將樣本分為市場化水平高的地區(qū)和市場化水平低的地區(qū)進行分組回歸，來分析市場化水平差異是否會影響金融科技普惠效應的發(fā)揮。分組回歸結果如表16所示，市場化水平高的地區(qū)金融科技的普惠效應更強。在市場化水平高的樣本中，金融科技的回歸系數為0.236，在1%的水平上顯著為正。在市場化水平低的樣本中，金融科技的回歸系數甚至為-0.131，且并不顯著。這說明，市場化程度較高地區(qū)的金融中介機構發(fā)育程度較高，能夠更好地將金融與科技相融合，從而利用新興數字技術以更低的成本為長尾群體提供金融服務，有利于拓寬金融服務的邊界，提高金融服務效率，從而更好地發(fā)揮金融科技的普惠效應。

表16 市場化水平異質性的回歸結果

(二)經濟發(fā)展水平

地區(qū)的經濟發(fā)展水平可能會影響金融科技普惠效應的發(fā)揮。在經濟發(fā)展水平更高的地區(qū)，互聯網等基礎設施更加完善、人們的金融素養(yǎng)普遍偏高，金融科技發(fā)展所帶來的各種金融服務便利更容易為人們所接受，金融科技普惠效應發(fā)揮的渠道更加暢通，同時金融風險溢價也更低(43)張志元，李維邦：《金融新動能助推新舊動能轉換的邏輯及路徑》，《經濟與管理評論》，2018年第5期。。因此，本文利用經濟發(fā)展水平的中位數進行分組回歸，以考察經濟發(fā)展水平差異對金融科技普惠效應發(fā)揮的影響。分組回歸結果如表17所示，經濟發(fā)展水平較高地區(qū)金融科技的普惠效應更強。在經濟發(fā)展水平高的樣本中，金融科技的回歸系數為0.229，在1%的水平上顯著為正。在經濟發(fā)展水平低的樣本中，金融科技的回歸系數為-1.197，且并不顯著。這說明，在經濟發(fā)展水平高的地區(qū)金融科技的普惠效應得到了更好的發(fā)揮，得益于完善的基礎設施建設和投資者較高的金融素養(yǎng)。

表17 經濟發(fā)展水平異質性的回歸結果

九、結論與政策建議

近年來，金融科技的快速發(fā)展對傳統(tǒng)金融行業(yè)產生了深刻影響，在服務長尾群體方面起到了積極作用。本文就金融科技的普惠效應問題展開研究，借助2011—2017年283個城市的面板數據，實證檢驗金融科技的普惠效應以及金融監(jiān)管對其產生的影響，主要得到以下結論：第一，金融科技具有顯著的普惠效應，顯著提升了金融服務的可得性、使用情況和可負擔性，對金融服務的使用質量影響不顯著。第二，金融監(jiān)管通過對金融市場的規(guī)范性約束提高了監(jiān)管套利的合規(guī)成本，減少了創(chuàng)新帶來的金融風險，同時提升了投資主體的投資意愿，促進了金融科技普惠效應的發(fā)揮。第三，在市場化水平較高、經濟發(fā)展水平較高的地區(qū)，金融科技的普惠效應得到了更好的發(fā)揮。

本文具有以下重要的政策啟示：第一，進一步加快金融科技與傳統(tǒng)金融機構的深度融合。尤其是針對我國以銀行為主導的金融結構，傳統(tǒng)金融機構應當積極擁抱金融科技發(fā)展前沿，將金融資源精準下沉到長尾群體中，通過金融科技建立完善的事前信用識別、事中服務決策、事后風險控制機制，對融資需求旺盛且具備還款能力的長尾群體給予充分的金融支持。具體體現在，在事前風險識別中，重點利用大數據、云計算等信息技術降低獲取客戶信用信息的成本，實現規(guī)模效應；在事中金融服務過程中，將人工智能、智能投顧等技術優(yōu)勢與客戶自身的信用信息結合起來，為客戶制定相應的金融服務；在事后風險控制環(huán)節(jié)，通過區(qū)塊鏈技術建立動態(tài)的風險預警控制系統(tǒng)。

第二，建立更為合理的監(jiān)管框架。與時俱進地完善監(jiān)管體制，遵循適度監(jiān)管的原則，處理好金融創(chuàng)新與金融市場穩(wěn)定之間的關系。首先，金融監(jiān)管需要兼顧業(yè)務監(jiān)管與技術監(jiān)管，準確把握金融科技的業(yè)務實質與技術實質，將監(jiān)管科技應用到技術監(jiān)管過程中，以技術手段監(jiān)管金融科技的風險。其次，金融監(jiān)管需要兼顧審慎監(jiān)管與行為監(jiān)管，實施監(jiān)管沙盒等創(chuàng)新監(jiān)管方式，在有效防范風險的情況下促進金融科技創(chuàng)新。最后，要兼顧主動監(jiān)管與被動監(jiān)管，減少監(jiān)管的空白地帶，避免通過監(jiān)管套利造成風險事件。

第三，繼續(xù)推進市場化進程和經濟穩(wěn)步發(fā)展。良好的市場環(huán)境是金融科技發(fā)揮普惠效應的重要保障。市場化改革的體制轉軌進程是分階段的，目前階段我國應著重推進金融市場化改革和法治化進程，完善資金價格形成機制，不斷推動利率市場化，使資金價格充分反映市場供求關系。加強金融機構間的競爭力度，完善金融機構市場化退出機制，加快完善金融市場體系。注重法治建設，完善立法工作機制和程序，讓公眾有序參與，建立權責統(tǒng)一、權威高效的行政執(zhí)法體制。