引言

改革开放四十多年来，我国经济快速发展、产业结构持续转型升级，第三产业已成为经济增长新引擎，但产业结构仍存在区域发展不均衡问题。产业升级离不开金融支撑，数字经济与新兴技术推动传统金融数字化转型，催生金融科技发展，有效缓解了信息不对称、小微企业数据获取难、科创产品价值难评估等现实痛点。

金融科技依托人工智能、区块链等技术重塑传统金融业态与运营模式，能够降低信息不对称、强化风险管控、优化金融资源配置，成为助推产业结构升级的重要新动能。本文采用2012—2022 年省域面板数据开展实证研究，重点探究金融科技对产业结构升级的影响，检验知识产权保护的中介作用，并分析其区域异质性。研究旨在厘清金融科技的作用路径与地区差异，为政府依托金融科技优化产业布局、推动产业升级和实现经济高质量发展提供政策参考与实证支撑。

文献综述

“金融科技”一词最早由Bettinger提出，认为金融科技是传统银行的金融服务与现代管理科学和计算机技术结合的产物。科技赋能传统金融机构，创新了传统金融机构的产品、模式和业态，从而提高了金融资源需求方和供给方的信息交流效率，降低了信息交流成本，进而提升了企业的全要素生产率。

国内学者从多方面分析了影响产业结构优化升级的因素，其中包括外商直接投资、环境规制以及技术创新等层面。陈继勇从技术溢出角度进行研究，认为尽管外商直接投资带来的技术外溢能促进产业结构升级，但升级作用有限，更为重要的是外商直接投资导致了产业间的不平衡。赵宇等基于长江三角洲地区2007-2019年的面板数据，检验环境规制、绿色创新对产业结构升级的影响，结论表明，环境规制能够带动绿色创新，绿色创新能够推动产业结构升级。在技术创新方面，时乐乐等的研究表明，技术创新水平对产业结构升级有正向促进作用，且无需考虑环境规制强度的影响。

现有文献较多从加强知识产权保护以此来促进产业结构升级这一角度来探究二者关系。郭爱君等认为加强知识产权保护在促进产业结构合理化和产业结构高级化方面都有促进作用，同时通过技术创新水平这一中介变量，知识产权保护间接促进了产业结构合理化发展。而李士梅等则认为过度严格的知识产权保护在激励创新的同时也限制了技术扩散，已有技术主要集中在少数大企业，中小企业获得新技术成本较高，进而提高了技术交易成本，不利于产业结构升级。

关于金融科技对产业结构升级的影响研究，李睿等在考察金融支持产业结构升级的过程中，将金融科技视为一种环境因素，研究发现金融科技显著提升了金融的资源配置效率从而推动区域产业结构的升级。周斌等研究发现金融科技的发展也可能导致大量本应流向实体经济的资金流入虚拟经济，大量资金游离于实体经济之外，从而也抑制了产业结构的升级。

综上，现有文献为本文研究奠定了基础，但多从影响路径、外部环境视角探讨金融科技与产业结构升级的关系，较少将知识产权保护作为中介变量剖析内在作用机制。本文借鉴已有研究，实证检验金融科技对产业结构升级的影响，并探究知识产权保护的中介机理，为金融科技赋能产业升级提供理论支撑。

理论分析和研究假设

（一）金融科技与产业结构升级

在当前企业数字化浪潮和资产数字化的推动下，我国金融科技的发展表现得更具活力。近年来，我国金融科技市场规模的增速保持在10%左右，到2022年，金融科技的整体市场规模约为5423亿元，在电子支付、互联网信贷及投资等方面，我国金融科技的发展明显处于世界领先水平。金融科技对产业结构升级的推动作用具体体现在以下几个方面：

首先，金融科技通过提升资源配置效应来促进产业结构升级。金融科技的发展使得信息更加公开透明，可以有效缓解投资方与企业的信息不对称问题，提升企业的运行效率，以此来促进产业结构升级。我国产业面临高端产能不足与低端产能过剩的矛盾，亟需将资源从低端转向高端。金融科技可引导资本抽离低端产业、投入高端产业，推动结构升级。同时，金融科技通过降低成本发挥作用：一是利用科技与AI降低金融机构的沉没成本和人力成本，释放资金用于革新；二是降低企业融资门槛与成本，支持其技术、产品与服务创新，助力产业升级。

假设1：金融科技对产业结构升级具有正向促进作用。

（二）知识产权保护的中介机制

数字经济时代背景下，对知识产权的保护愈发重要，金融科技对于知识产权保护的促进作用主要通过以下几个方面：

首先，金融科技依托先进技术，为知识产权保护提供了更多手段，加强知识创造和规范知识传播途径。其次，金融科技公司通过评估企业的知识产权信息，为其提供知识产权融资服务，知识产权抵押贷款能够使企业凭借其知识产权作为抵押获得资金，金融科技公司还可以开发专业的评估工具和算法，准确评估知识产权的市场价值，通过搭建知识产权交易平台，促进技术转让和许可交易。这种服务在帮助企业盘活无形资产的同时，也鼓励了创新和加强知识产权保护。

假设2：金融科技有利于加强知识产权保护。

（三）金融科技赋能产业结构升级

金融科技能够通过数字技术促进知识产权保护，并促进所在地区的产业结构升级。金融科技通过知识产权保护赋能产业结构升级的主要途径集中在以下几方面：

首先，金融科技公司利用区块链、大数据及加密技术构建数字版权管理系统，通过加密算法、权限控制、许可证管理及数据监测等手段，为版权持有者提供全面保护。其次，金融科技促进知识产权管理现代化，企业可通过数字化平台实现知识产权的集中、系统化管理，提升保护能力并支撑产业升级。最后，金融科技借助大数据评估专利、商标等知识产权价值，推出知识产权证券化等创新产品，使企业能以知识产权作为抵押获得贷款，缓解融资难题，将更多资金投入技术创新，推动产业结构转型升级。

假设3：金融科技通过促进知识产权保护间接促进产业结构升级。

变量选取与模型设计

（一）数据来源与描述性统计

本文选取2012-2022年我国31个省份的面板数据进行研究，并对变量进行1%分位和99%分位的缩尾处理。由于西藏地区的技术市场成交额部分缺失，用线性插值法生成，对变量进出口总额（trade）、规模以上工业企业R&D经费支出（rd）做取对数处理。数据来源于《国家统计年鉴》、各省份统计年鉴，最终获取341份样本数据。

表1为各个变量的描述性统计，从中可以看出，我国各省发展不平衡。产业结构升级的均值为1.295，其中指数最低值为0.572，最高值为4.525，由于地理位置、资源禀赋、政策支持等因素的不同，东部地区产业结构升级的速度和水平显著高于西部地区。金融科技发展水平指数均值为5.49，最高的省份是6.099，最低的则是4.335，这种不均衡可能导致数字鸿沟扩大以及金融服务可获得性差异增大等问题。同样，政府干预、进出口总额、研发投入、外贸依存度也存在发展不均衡的现象，因此在区域发展不均衡的背景下，深入分析金融科技在推动产业结构升级中的作用机制以及作用效果具有十分重要的现实意义。

Variable	Obs	Mean	Std.Dev.	Min	Max
indus	341	1.295	0.685	0.572	4.525
lnfintech	341	5.49	0.416	4.335	6.099
gover	341	0.279	0.198	0.119	1.291
lntrade	341	7.981	1.756	3.254	11.31
lnrd	341	14.29	1.677	8.295	17.111
open	341	0.241	0.247	0.011	1.233
ipr	341	0.018	0.03	0	0.164

（二）变量选取

1. 被解释变量：产业结构升级（indus）。本文参考白雪洁等（2022）的研究，用第三产增加值与第二产增加值的比重来代替。

2.解释变量：金融科技（fintech）。本文采用北京大学数字金融研究中心联合蚂蚁金服集团共同编制的数字普惠金融指数来衡量金融科技，并对其做取对数处理。

3. 中介变量：知识产权保护水平（IPR）。参考杨弼君等（2023）的研究，技术市场成交总额可以很好的统计知识产权的合法交易，故选取技术市场成交额占当地GDP比重来衡量知识产权保护水平。

4. 控制变量。本文选取的控制变量包括：政府干预（gover），采用政府财政支出决算数占GDP的比重（%）表示，来反映财政结构；进出口总额（trade），采用境内目的地和货源地分货物进出口总额来衡量；研发投入（rd），采用规模以上工业企业研究与试验发展（R&D）活动及专利情况来衡量；外贸依存度（open），采用按境内目的地和货源地分货物进出口总额占GDP的比重衡量。

（三）模型设计

为探究金融科技对产业结构升级的影响机制，本文把金融科技纳入产业结构升级的分析框架，构建如下回归模型：

Indus_i,t=α_o+α₁×lnfintech_i，t+α₂×Controls_i,t+λ_i+ɛ_i,t (1)

Indus_i,t和lnfintech_i，t分别表示i省份在t时期的产业结构升级指标和金融科技发展水平指标，λ_i表示省份不可观测的个体固定效应，ɛ_i,t为随机扰动项。α_o为截距项，α₂为数字经济变量系数。

式（1）反映金融科技对产业结构升级的直接影响机制，通过引入中介变量（IPR）进一步考察金融科技对产业结构升级的间接影响机制。基于温忠麟等（2004）对中介效应的分析，通过逐步回归法构建中介效应模型，具体如下：

IPR_i,t=β₀+β₁×lnfintech_i,t+β₂×Controls_i,t+λ_i+ɛ_i,t （2）

Indus_i,t=γ₀₊γ₁×lnfintech_i,t+γ₂×IPR_i,t+γ₃×Controls_i,t+λ_i+ɛ_i,t （3）

Controls包括政府干预（gover）、进出口总额（trade）研发投入（rd）以及外贸依存度（open），ɛ_i,t 为随机扰动项。为检验知识产权保护的中介效应机制，按照中介效应三步法依次回归检验。

实证结果与分析

（一）基准回归：金融科技对产业结构升级的影响

表2表明了金融科技对产业结构升级的独立和协同促进作用，从表中结果可知，在加入控制变量前后，金融科技对产业结构升级都有正向促进作用，系数分别是0.5和0.54，且都在1%水平下显著，验证了假设1。金融科技作为金融服务领域的新质生产力，通过大数据、云计算等技术提升金融服务效率与可得性，优化资金配置，支持有潜力的企业与行业发展。同时，它加速技术创新，促进科技成果转化，推动新兴产业发展，并助力企业数字化转型和供应链管理，从而驱动产业结构向更高级别演进。

控制变量中，对外贸易水平与政府干预水平的系数均为正，均促进产业结构升级，且政府干预效果最明显。原因在于，当前我国产业存在投资不足、信息不完全及金融市场机制不完善等问题，适度财政支出与转移支付等干预措施能弥补市场缺陷、优化信贷配置、提升资源效率，加速产业高级化。对外贸易的促进作用体现在：一是促进技术跨国流动，通过进口先进设备与管理经验提升国内企业水平，出口导向倒逼创新；二是扩大市场空间，规模经济降成本，外资竞争倒逼质量提升，淘汰落后产能；三是提供国际市场信息与趋势，助力专业化分工与全球资源配置，优化产业结构。

	(1)	(2)
	indus	indus
lnfintech	0.500***	0.540***
	(19.74)	(12.24)
lntrade		0.150***
		(3.02)
gover		0.867***
		(2.64)
lnrd		-0.179***
		(-2.73)
open		-0.594***
		(-2.92)
_cons	-1.449***	-0.400
	(-10.40)	(-0.58)
N	341	341
adj. R2	0.513	0.566

（二）知识产权保护的中介作用

本文参考温忠麟等（2004）的逐步检验法，构建中介效应模型检验知识产权保护在金融科技影响产业结构升级中的机制。实证结果（表3）显示：模型Ⅰ证实金融科技直接促进产业结构升级，支持假设1；模型Ⅱ表明金融科技对知识产权保护有显著正向影响（系数0.013），支持假设2。尽管数字技术带来复杂的跨国、跨产业知识产权问题，但新兴技术提供了更便捷高效的保护方式，降低了侵权风险，便于知识产权的管理、追溯与转化。

表4中的模型Ⅲ的结果可以看出，与模型Ⅰ相比，金融科技对产业结构升级的影响系数从0.54下降为0.487，说明知识产权保护在金融科技促进产业结构升级过程中发挥了部分中介的作用，金融科技一方面直接促进了产业结构的升级，另一方面通过提升知识产权保护间接促进了产业结构的升级，知识产权保护能激励创新，吸引更多外国直接投资，促进技术转移和技术进步，最终导致产业结构的优化，中介效应第三步得到验证，假设3成立。

	(1)	(2)	(3)
	indus	ipr	indus
lnfintech	0.540***	0.013***	0.487***
	(12.24)	(5.79)	(10.69)
lntrade	0.150***	0.014***	0.090*
	(3.02)	(5.77)	(1.76)
gover	0.867***	-0.005	0.886***
	(2.64)	(-0.28)	(2.75)
lnrd	-0.179***	-0.006*	-0.154**
	(-2.73)	(-1.86)	(-2.38)
open	-0.594***	0.003	-0.605***
	(-2.92)	(0.27)	(-3.04)
ipr			4.277***
			(3.74)
_cons	-0.400	-0.076**	-0.073
	(-0.58)	(-2.25)	(-0.11)
N	341	341	341
adj. R2	0.566	0.317	0.584

（三）异质性分析

中国幅员辽阔，不同地区的资源禀赋与经济发展重心存在显著差异，为检验金融科技对产业结构升级的影响是否存在地区差异，将31个省份划分为东部、中部和西部三大地区，回归结果见表4。

中部地区回归系数（0.664）大于西部地区（0.307），可能原因在于金融科技的区域外溢效应：中部与东部相邻，东部成熟的金融科技生态系统通过地理临近性产生外溢；同时双方人员、资金、技术等经济联系紧密，便于中部吸收东部发展成果；此外中部相对西部具有更大市场潜力（人口规模、消费能力等）。在东部带动下，中部金融科技对产业结构升级的促进作用更强。

	East	West	Middle
	indus	indus	indus
lnfintech	0.694***	0.307***	0.664***
	(5.26)	(3.49)	(5.00)
lntrade	0.595*	-0.069	-0.029
	(2.20)	(-0.52)	(-0.05)
gover	1.024	1.765*	0.861
	(0.69)	(1.84)	(0.78)
lnrd	-0.650***	0.255	-0.212
	(-4.50)	(1.77)	(-0.82)
open	-1.118*	1.667	-0.343
	(-1.91)	(1.18)	(-0.04)
_cons	2.359	-4.313**	0.667
	(1.54)	(-2.65)	(0.29)
N	121	121	77
adj. R2	0.736	0.535	0.658

（四）稳健性检验

由基准回归可知，金融科技显著促进了产业结构升级，产业结构本身也会影响当地金融科技的发展，这样解释变量和被解释变量可能存在双向因果关系，致使金融科技水平为疑似内生变量，另一个可能会产生内生性的问题即其他重要解释变量遗漏所致。从相关性方面考虑，互联网接入端口数与金融科技的发展密切相关，因为金融科技依赖于互联网基础设施进行数据传输、支付处理等关键业务活动。从外生性方面考虑，互联网接入端口数的变化不会直接影响产业结构升级，而是通过促进金融科技的发展间接影响产业结构。因此，互联网接入端口数可以被视为一个有效的工具变量。

由回归结果可知，替换代理变量后，金融科技对产业结构升级的显著促进作用得到进一步的确认，这表明即便考虑到潜在的内生性问题，金融科技依然是推动产业结构升级的重要因素，进一步证实了本文研究的可信度。

	(1)	(2)
	first stage	second stage
VARIABLES	lnfintech	indus
lntrade	-0.129***	0.251***
	(0.033)	(0.055)
gover	0.543***	-0.759**
	(0.177)	(0.354)
lnrd	-0.061*	-0.387***
	(0.034)	(0.059)
open	0.571***	0.286
	(0.133)	(0.216)
lninter1	0.529***
	(0.041)
		0.475***
Constant	3.211***	2.353***
	(0.356)	(0.731)
Observations	341	341
R-squared	0.453	0.305

结论与政策建议

结论

本文基于2012–2022年中国31个省份的面板数据，实证检验了金融科技对产业结构升级的影响机制及区域异质性。主要结论如下：

1. 金融科技显著促进产业结构升级。基准回归结果显示，金融科技发展水平每提升1%，产业结构升级指数平均提高0.54个百分点（在1%水平显著），验证了假设1。这表明金融科技通过优化资源配置效率、降低交易成本，加速了资本从低端产业向高端产业转移，推动第三产业比重提升。

2. 知识产权保护发挥部分中介作用

中介效应检验表明，金融科技通过加强知识产权保护间接推动产业结构升级，贡献占比约9.8%。金融科技依托区块链、大数据等技术强化了知识产权确权、交易与侵权监测能力，为企业创新提供制度保障，从而助力产业高端化转型（假设2、3成立）。

3. 区域异质性特征显著

东部地区金融科技的促进作用最强（系数0.694），中西部次之（0.664 vs.0.307）。这种差异源于东部地区更完善的数字基础设施、市场化程度及技术密集型产业基础，而中西部受限于金融科技与产业结构的适配性不足。

4.结论稳健性可靠

工具变量法和缩尾处理均证实，金融科技对产业结构升级的促进效应不受内生性问题干扰。

政策建议

1. 完善金融机构的数字基础设施建设

数据是数字经济的基本要素，而数据的流通汇聚离不开互联网，但现有的互联网及其提供的软件设施难以满足数字经济发展的要求，表现为数据难协同、信息不完整以及应用难扩展等问题。在此背景下，急需构建一个基于互联网的数据空间，通过共享、流通和交易，激活数据要素市场，促进数据的交流共享，突破信息孤岛，以此来促进新兴产业发展和产业结构升级。

2. 强化数字技术在知识产权中的应用

创新是我国现代化建设的强有力推动力，加强数字技术在知识产权保护中的应用，有利于形成支持全面创新的基础制度。设置更加完备的法律规章体系，严厉打击知识产权犯罪行为，利用人工智能、区块链等技术创新数字空间中知识产权市场的监测模式，捕捉数字技术侵权行为，同时不断优化执法流程，提升执法效率。

3. 分地区制定和实施差异化政策

东部地区注重巩固已有的发展成果，同时接轨国际高科技企业，持续加强研发投入，力争取得重要创新突破和攻克前沿科技。中西部地区应持续完善数字技术设施建设，推动当地金融科技与实体经济的深度融合，有关部门要统筹制定差异化的政策组合工具最大程度的发挥金融科技对产业结构升级的推动作用。

参考文献：

1. [1] 蒋殿春, 王春宇. 外商直接投资与中国制造业产业升级[J]. 南开学报(哲学社会科学版),2020(04):32-43.
2. [2] 徐晓慧, 廖涵. 环境规制、FDI与制造业产业结构升级——基于长江经济带面板数据的实证检验[J]. 湖北社会科学,2021(07):68-74.
3. [3] 李豫新, 水远远. 外商直接投资对中国产业结构转型升级的影响——基于空间溢出视角[J]. 技术经济与管理研究,2023(08):99-105.
4. [4] 陈继勇, 盛杨怿. 外国直接投资与我国产业结构调整的实证研究——基于资本供给和知识溢出的视角[J]. 国际贸易问题,2009(01):94-100.
5. [5] 梁树广.产业结构升级影响因素作用机理研究[J]. 商业研究,2014(07):26-33.
6. [6] 符建华, 张世颖. 人力资本、市场化对产业结构升级影响的实证分析[J].统计与决策,2019,35(21):105-107.
7. [7] 张阳, 姜学民. 人力资本对产业结构优化升级的影响——基于空间面板数据模型的研究[J]. 财经问题研究,2016(02):106-113.
8. [8] 钟茂初, 李梦洁, 杜威剑. 环境规制能否倒逼产业结构调整——基于中国省际面板数据的实证检验[J]. 中国人口·资源与环境,2015,25(08):107-115.
9. [9] 程中华, 李廉水, 刘军. 环境规制与产业结构升级——基于中国城市动态空间面板模型的分析[J]. 中国科技论坛,2017(02):66-72.
10. [10] 赵宇, 汪发元. 数字化水平、公共政策对共同富裕的影响——基于长江经济带的实证[J].统计与决策,2023,39(24):47-51.