數字技術影響金融高質量發展的非線性空間效應

■ 吳小艷

一、引言

2022年10月發布的《國務院關于金融工作情況的報告》中明確指出堅持發展符合我國國情的金融道路，促進金融高質量發展。隨著數字技術的快速發展,當今社會步入了一個高速聯通的大數據時代（戴長征和鮑靜，2017），數字技術發展改變了傳統金融行業的秩序（仇喜雪和彭偉，2022），改變了金融活動參與者結構和交互行為規則。因此，我們需要把握發展時機，利用數字技術發展的優勢，為金融高質量發展提供動力。為促進金融高質量發展，學者們主要進行了如下兩個方面的研究：一方面是對金融高質量發展內涵的界定。現有學者主要從金融的創新性和盈利性等特征（高汝仕，2021）、五大發展理念（李俊玲等，2019；殷越，2022）或者投入產出（高一銘等，2020；張文遠和張夢瑩，2022）的視角界定金融高質量發展的內涵。此外，金融高質量發展亦體現在誠信環境、教育等金融生態環境的完善（張辛雨和馬野馳，2020）以及各類科學合理的金融政策所發揮的宏觀導向和調控力等方面（張永安和郄海拓，2017）。另一方面是探討數字技術對金融發展的影響。李禮（2022）基于金融地理學視角，實證分析數字技術與金融消費市場發展之間的關系，認為數字技術不僅可以促進區域金融生態體系協同發展，而且可以促進金融市場消費規模進一步擴張。仇喜雪和彭偉（2022）則從金融制度層面考量，認為數字技術能夠直接作用于金融制度本身，降低交易成本，增加潛在收益，進而推動金融制度的變遷與發展。

綜上，關于金融高質量發展的研究已取得了一定的成果，但仍有可以補充完善的地方。關于金融高質量發展的評價測度大多基于五大發展理念的五個方面或投入產出兩個方面，雖然能夠為評價我國金融高質量發展提供借鑒，但并沒有將金融生態和金融政策等重要的方面納入指標體系，不足以闡釋金融高質量發展的豐富內涵。另外，數字技術作為促進金融高質量發展的關鍵變量，目前學界僅探討了數字技術對金融發展某一方面的影響，缺乏統一的框架對數字技術影響金融高質量發展的作用機理進行研究。基于此，本文的邊際貢獻主要在于以下三個方面：在研究角度上，本文將數字技術與金融高質量發展的空間效應納入分析框架，深入探究數字技術對金融高質量發展的影響機制；在評價指標體系上，本文從供給側、需求側和政府側三側聯動的角度重新構建金融高質量發展評價指標體系，創新性地采用LDA聚類的方法將金融政策分類并納入評價指標體系，以更加全面客觀的方式分析數字技術對金融高質量發展的影響；在研究方法上，本文選用空間面板模型和面板門檻模型，更精確地評估數字技術對金融高質量發展的影響，豐富數字技術與金融高質量發展相關領域的研究。

二、金融高質量發展的內涵

依據供需理論，從三側聯動的視角，本文將金融高質量發展界定為：為了更好地滿足人民群眾和實體經濟多樣化的金融需求，金融供給側提供高質量的金融生態主體，創造穩定安全的金融生態環境，從而實現供需精準對接，做到金融資源聚焦；金融需求側秉承“創新、協調、綠色、開放、共享”的新發展理念，合理利用多種金融工具和金融資源，促進投資和刺激消費，進而擴大內需，為金融供給側提供動力，做到金融服務聚合；政府側引導金融發展方向，提高金融政策傳導效率，推動各類金融政策落地，充分調動市場主體的積極性，做到金融政策聚力。通過“三側”良性聯動，使得金融市場形成金融需求引導供給，金融供給創造需求的金融高質量發展格局。

在供給側方面，金融生態主體和金融生態環境是金融供給端的兩個重要組成部分，各類金融主體與其生存環境間相互影響，實現金融生態和諧發展。各類金融主體通過提高自身發展效率和擴大交易規模，實現生存與發展，同時，要注意防控金融風險，提高金融穩定性，優化金融結構，促進金融市場高效穩定運行。2021年四川省人民政府發布的《同向發力 同舟共濟 建設良好的金融生態環境》一文中明確提出優化金融生態環境，強調金融生態環境是各類金融主體包括銀行、保險、證券等運作的微觀外部環境，通過健康的經濟發展、優良的文化信用和寬松的政府治理，為金融主體的金融活動營造良好的外部環境。

在需求側方面，黨的十八大以來，我國堅持金融服務實體經濟的根本要求。金融發展深入貫徹五大發展理念，為科技創新、經濟協調、綠色發展、國家開放和社會共享提供高質高效的金融支持。創新是引領發展的第一動力，能夠為金融高質量發展注入活力，因此需要增加金融機構的研發費用投入比重，更新金融產品、普惠金融服務，使得創新產生的新動能對經濟發展產生持久的影響，成為金融高質量發展的動力。黨的二十大報告提出：“堅持高水平對外開放，加快構建以國內大循環為主體、國內國際雙循環相互促進的新發展格局。”高水平對外開放是推動經濟發展的重要引擎，通過提高國家金融開放程度，可增加外資銀行資產，促進外資金融機構投資，以高水平對外開放引領金融高質量發展。綠色發展是金融可持續發展的前提，通過豐富綠色信貸、保險和證券等金融產品，實現資金的綠色優化配置，拓寬綠色投資渠道，引導資本流向，可為金融可持續發展奠定基礎。經濟協調是促進區域協同發展的重要調節劑，能夠解決城鄉地區發展不平衡不充分問題，滿足各地區人民群眾對美好生活的需求。應通過積極調整小額貸款和涉農貸款的利率，提高養老、醫療、失業保險覆蓋率，促進經濟協調發展。社會共享強調金融發展的普惠性和金融資源的可得性，能夠有效配置資源，使社會各類群體都能最大限度地享受金融資源，促進人民共享金融發展成果。

在政府側方面，2022年發布的《國務院關于金融工作情況的報告》中明確指出繼續實施穩健的貨幣政策。具體而言，通過宏觀監管類的金融政策，保證金融體系安全運行，發揮周期性調節作用。通過引導建設類的金融政策，加大對基礎設施項目建設力度和對小微企業、“三農”產業等的金融支持。通過產融結合類的金融政策，暢通投融資渠道，促進“企業+銀行”“企業+信托”“企業+保險”“企業+基金”等模式的高效結合，實現產融互動，形成強大的金融核心。通過改革創新類的金融政策，鼓勵各類金融機構在防控風險的基礎上推出新型金融產品，更新金融服務。通過主體發展類的金融政策，引導銀行、保險和證券等金融主體自身高質高效發展，進而激發市場活力。

圖1 金融高質量發展的內涵

三、理論分析與假設提出

（一）數字技術對金融高質量發展的影響

在供需兩側的相互作用下，加之受到新冠疫情的影響，非接觸式金融全面發展，各類金融服務機構積極推進數字化和智能化轉型。數字技術全方位賦能金融發展的各個環節，促進金融供給側、需求側、政府側三側聯動，成為金融高質量發展的加速器。在金融供需層面：第一，數字技術打破了線上和線下的界限，促進銀行、保險的信貸業務與線上支付業務深度融合（薛熠和張昕智，2022），提高了金融普惠性。如自動取款機、移動銀行等拓展了金融機構的受眾面，增強了金融服務的普惠性和可持續性（Bhuvana 等，2016）。第二，借助大數據算法等，金融機構能夠深入了解客戶的金融理財偏好，實現精準對接，滿足客戶個性化的理財需求，提高金融服務效率。第三，各類數字軟件及時推送理財信息，幫助客戶把握市場信息和政策動態，選擇適合自己的金融理財產品，擴大需求端金融消費群體，提高金融主體收入水平。第四，數字技術構建信任網絡，不僅可以滿足銀行政策性相關要求，緩解銀行盈利性矛盾,防范金融風險（陸岷峰和徐陽洋，2021），而且可以倒逼金融機構淘汰傳統落后業務機制，結合數字技術再造業務流程，優化金融服務（劉少波等，2021），促進金融高質量發展。在金融政策層面，數字技術改變了原來的金融體制運作環境。通過數字技術對金融體系進行監管，能夠提高金融政策傳導的效率，在金融危機爆發前進行政策干預與宏觀調控，有助于為金融制度變革提供原動力并且奠定社會基礎（仇喜雪和彭偉，2022），為金融政策進一步完善與落地實施提供技術支持，進而推動金融高質量發展。據此，本文提出如下研究假設：

假設1：數字技術對金融高質量發展有著正向促進作用。

空間溢出效應是指一個地區的經濟活動產生的效益向周圍地區擴散。數字技術的高度滲透性，決定了其空間溢出效應的產生。數字技術可以促進征信和支付等的金融基礎設施建設（薛熠和張昕智，2022），優化金融服務流程，提高金融服務效率。但根據累計因果過程理論，數字技術在促進本地區金融高質量發展的過程中，大部分先進生產要素會流入本地區，而鄰近地區由于缺少先進的數字基礎設施，易導致金融資源流出，對鄰近地區金融高質量發展產生制約作用。據此，本文提出如下研究假設：

假設2：數字技術對金融高質量發展的影響存在空間溢出效應。

（二）數字技術對金融高質量發展影響的門檻效應

依據經濟學中的邊際理論，當數字技術水平處于一定范圍時，其對金融高質量發展具有促進作用，當數字技術突破一定規模限制后，其對金融高質量發展則產生邊際遞減效應，因此數字技術與金融高質量發展之間存在非線性關系。

當數字技術水平較低時，數字技術建設投入高、回報低，金融機構所獲利潤小于成本，這會導致金融機構對數字技術建設投入的積極性降低，短期內難以推動金融高質量發展。當數字技術水平處于合理范圍時，數字技術與金融深入融合，一方面可以更好地賦能包括產品設計與銷售、管理決策、貸后服務等環節的金融供應鏈服務，提高金融供給效率；另一方面，數字技術能夠將實體業態發展需求端與金融相融合，從而形成科技金融和普惠金融等新興金融模式，推動金融更好地發揮支持服務功能。因此，數字技術水平處于一定范圍時，可以更好地賦能金融供給端和需求端，以良性雙側聯動的方式促進金融高質量發展。數字技術突破一定規模和限制之后可能會對區域金融高質量發展產生邊際遞減效應。當外部資源持續流入本地區時，會造成過度資源集聚，并導致生產率下降。根據生產率悖論，數字技術將會抑制全要素生產率增長（冀雁龍和李金葉，2022）。一方面，數字技術如果與當地金融供需和金融政策不適應，其投入會出現空心化現象，影響金融高質量發展；另一方面，數字技術帶來的過度信息化將導致資源浪費和資源錯配（Acemoglu和Restrepo，2018），金融資源在區域間與行業間配置扭曲，降低了金融服務效率。據此，本文提出：

假設3：數字技術對金融高質量發展的影響具有“倒N型”非線性特征。

數字技術對金融高質量發展的影響受到人力資本、環境規制、產業結構和對外開放等外部因素的制約。在人力資本方面，人力資本集聚能夠增強數字技術帶來的知識溢出，為金融高質量發展提供人力支持。按照“要素擁擠”理論，在人力資本積累達到一定規模后，資源配置效率將會降低，甚至超過人才集聚的飽和上限，從而產生人力資本不經濟效應（芮雪琴等，2015）。在環境規制方面，良好的綠色發展環境是金融高質量可持續發展的前提，環境規制通過市場淘汰機制過濾傳統落后生產要素，可推動金融機構在技術、產品、服務等方面的替代升級，但過度規制會導致交易和管理成本增加，降低金融業的資源配置效益。在產業結構方面，第二產業占比提高會給金融業發展提供有力的經濟支持，但如果第二產業占比過高則會擠占數字技術等高技術產業的發展空間，阻礙產業結構轉型升級，導致數字技術對金融高質量發展促進作用的邊際貢獻降低。在對外開放方面，通過借鑒國外高質量發展的成功經驗和領先科技，能夠增強數字技術帶來的知識溢出效應，但外來技術、產品、資源的輸入會產生市場擠出效應，從而制約金融高質量發展。據此，本文提出：

假設4：數字技術對金融高質量發展的影響受到人力資本、環境規制、產業結構和對外開放等外部環境的約束。

四、模型構建與變量描述

（一）數據說明與變量設定

本文以2011—2020年中國30個省（自治區、直轄市）（以下簡稱省份）（不含西藏和港澳臺）的數據為樣本，原始數據均來源于《中國統計年鑒》、《中國科技統計年鑒》、國家統計局以及iFinD數據庫，部分缺失的數據采用均值法進行填充。

1.被解釋變量：金融高質量發展（Y）

本文在借鑒高燕和徐政（2021）研究的基礎上，進一步結合彭佳學（2022）提出的“三側聯動”理論，從三側聯動的視角，選取一級指標，同時根據前文對金融高質量發展內涵的界定，選取二級指標和三級指標。具體指標如表1所示。本文采用熵權法對其進行測度分析，測度過程參考薛國琴和曲涵（2023）的研究。

表1 金融高質量發展綜合評價指標體系

2.解釋變量:數字技術指數（X）

對于數字技術水平的測度，目前尚未形成統一的指標體系，學者多采用綜合指標體系對其進行測度。薛國琴和曲涵（2023）從基礎設施、普及度和發展水平三個維度進行指標選取，周青等（2020）選擇固定寬帶端口平均速率、移動電話普及率、移動互聯網普及率以及信息服務平臺數占比作為衡量數字技術的指標。考慮到數字技術以互聯網為引擎，以數字資源為基礎，本文綜合現有文獻將數字技術分為五個維度，并借鑒薛國琴和曲涵（2023）做法，采用熵權法對其測度分析。具體指標如表2所示。

表2 數字技術綜合評價指標體系

3.控制變量

為了保證結論的一致性，本文選取如下控制變量：財政干預（Gov），用政府財政收入與GDP的比值衡量；人力資本（Hum），用R&D人員全時當量的對數衡量；環境規制（Env），用工業污染治理投資額與工業增加值的比值衡量；產業結構（Ind），用第二產業占比衡量；對外開放（Open），用進出口總額與GDP的比值衡量。變量的描述性統計如表3所示。

表3 變量描述性統計結果

（二）模型構建

1.基準模型

本文通過構建基準回歸模型來分析數字技術對金融高質量發展的影響：

式（1）中，Yit是省份i在t時期的金融高質量發展水平，Xit是省份i在t時期的數字技術發展水平，Cit是本文的控制變量。α1為數字技術的回歸系數，α2為控制變量的回歸系數。μi和γt分別為個體和時間固定效應，εit為隨機擾動項。

2.空間計量模型

本文選擇經濟距離矩陣進行建模，并選取地理距離矩陣進行對比，采用莫蘭指數法考察30個省份的金融高質量發展是否存在空間依賴性。其計算公式為：

式（2）中，Xi是省份i金融高質量發展的典型變量，Wij是空間權重矩陣的（i，j）元素，n是省份數量。I用來衡量是否存在空間相關性。

空間杜賓模型包含因變量和自變量的空間依賴性，彌補了傳統計量無法引入空間因素的不足，因此可以更好地實證分析數字技術對金融高質量發展的空間溢出效應。由此，建立如下空間計量模型：

式（3）中ρ為空間自回歸系數，用以衡量觀測值對被解釋變量影響的方向及強度。φ1和φ2為空間滯后系數，反映變量之間的空間依賴關系。W是空間權重矩陣。μi為空間特定效應系數，γt為時間特性效應系數，εit為隨機誤差項向量。

本文借鑒Lesage和Rorert（2009）的研究，進一步分析直接效應、間接效應和總效應，具體公式如下所示：

式（4）中，X'為模型中X的導數，則Y對X'求偏導，得出如下矩陣。

式（5）中，直接效應和間接效應分別代表數字技術對本省份、對周邊地區金融高質量發展產生的平均影響。

3.門檻回歸模型

本文借鑒Hansen（1999）的研究，考察是否存在門檻效應。構建如下面板門檻模型：

式（6）中，Xit為數字技術門檻變量，π為待估門檻值，I(·)為示性函數，β為門檻變量系數。

進一步分析其約束機制，構建如下模型:

式（7）中，Tit是門檻變量，分別代表人力資本（Hum）、環境規制（Env）、對外開放（Open）和產業結構（Ind）。

五、實證結果與分析

（一）空間溢出效應分析

1.空間自相關分析

首先基于經濟距離的空間權重矩陣,采用莫蘭指數法對2011—2020年中國30個省份的金融高質量發展水平的空間自相關進行檢驗。樣本期內經濟距離矩陣下莫蘭指數都顯著為正（見表4），意味著金融高質量發展存在正向的空間依賴性,有必要采用空間計量方法進行研究。其次，使用LM檢驗、robust-LM檢驗和LR檢驗對模型合理性進行甄別，結果顯示三組p值均顯著（見表5），說明應采用空間杜賓模型（SDM）；根據Hausman檢驗結果和擬合優度判斷，選擇個體固定效應模型進行估計，回歸結果見表6。

表4 莫蘭檢驗結果

表5 空間計量模型的LM檢驗結果

表6 數字技術對金融高質量發展影響的回歸結果

2.空間溢出效應分析與內生性檢驗

表6報告了基準回歸結果和空間回歸結果。列（1）為基準回歸結果，數字技術變量回歸系數顯著為正，說明數字技術對金融高質量發展具有促進作用，從而驗證假設1的成立。從控制變量來看，環境規制的估計系數顯著為正，說明合理的環境規制可以促進金融高質量發展；人力資本的估計系數顯著為負，說明當人力資本聚集超過一定規模后，資源配置效率降低，會產生人力資本不經濟效應；對外開放的估計系數顯著為負，說明對外開放規模過大會壓縮數字技術給金融帶來的紅利，不利于金融高質量發展；政府干預和產業結構的估計系數不顯著，說明其對金融高質量發展的影響較小。

為解決內生性問題，本文從以下兩個方面進行驗證：第一，借鑒蔡興等（2019）的研究，取數字技術的滯后一期替代原來的解釋變量進行再估計，列（2）結果表明數字技術滯后一期的估計系數顯著為正。第二，為解決內生性問題，本文借鑒Nunn和Qian（2014）的研究，用各省份網頁數與其1984年電話機數量構造交互項，作為該地區數字技術指數的工具變量（X1）進行兩階段最小二乘法回歸，結果見列（3）、（4）。結果顯示估計系數顯著為正，且第一階段回歸中F值為93.02，第二階段回歸中Wald chi2值為356.04，表明不存在弱工具變量問題，且兩階段回歸結果拒絕了過度識別檢驗，證明工具變量的有效性。

此外，為驗證結論的穩健性，本文采取改變樣本范圍的方式進行檢驗，選取2014—2018年的數據重新回歸，結果見列（5），數字技術估計系數依舊顯著為正。綜上可以看出“數字技術能夠顯著推動金融高質量發展”這一結論具有穩健性且不存在內生性問題。

列（6）報告了空間計量模型的回歸結果。首先，金融高質量發展的空間滯后項系數顯著為正，證明了金融高質量發展存在明顯的空間依賴性。其次，數字技術本地效應的空間計量檢驗結果與基準回歸結果相符，數字技術與金融高質量發展呈顯著正相關，說明數字技術發展的確提升了本地區金融高質量發展水平。最后，數字技術的空間滯后項系數顯著為負，表明本地區數字技術水平的提高會對鄰近地區金融高質量發展產生制約作用，驗證了假設2。根據“虹吸效應”，這可能是由于本地區金融高質量發展狀況進一步改善，外部資源持續流入，對鄰近地區的金融發展水平產生一定的抑制作用。

表7報告了直接和間接效應的回歸結果。數字技術對金融高質量發展的直接效應在1%的水平下顯著為正，說明數字技術能夠顯著促進本地區的金融高質量發展；數字技術對金融高質量發展的間接效應在1%的水平下顯著為負，說明數字技術對鄰近地區金融高質量發展產生一定的制約作用，與前文結論一致。

表7 SDM模型的直接效應和間接效應

（二）空間異質性：門檻效應檢驗

根據上文分析，進一步探討數字技術對金融高質量發展的非線性影響，并考察數字技術對金融高質量發展的影響機制，即兩者的關系是否隨著數字技術、人力資本、環境規制和對外開放的變化而發生顯著突變，厘清該問題對深入理解其空間格局具有一定的實際意義。經過自助法反復抽樣300次后，發現數字技術和人力資本因素均顯著通過了雙重門檻檢驗，環境規制、產業結構和對外開放因素通過了單門檻檢驗，門檻效應檢驗結果見表8。

表8 門檻效應檢驗結果

面板門檻回歸模型估計結果如表9所示。當數字技術水平小于0.010 8時，數字技術影響金融高質量發展的系數值為-3.952，說明當數字技術發展水平較低時，其對金融高質量發展具有制約作用，這可能是由于數字技術建設投入高、回報低，短期內不能推動金融高質量發展；當數字技術水平大于0.010 8小于0.309 5時，數字技術影響金融高質量發展的系數值為0.270，說明當數字技術水平處于合理范圍時，其對金融高質量發展的促進作用增強；當數字技術水平大于0.309 5時，數字技術影響金融高質量發展的系數值為0.193，說明數字技術水平對金融高質量發展的促進作用呈現邊際遞減效應，這可能是由于數字技術處于更高水平時，外部資源持續流入本地區，導致過度資源集聚，生產率下降。綜上，數字技術對金融高質量發展具有“倒N型”非線性影響，驗證了假設3。

表9 面板門檻回歸模型估計結果

由表9可知，在外部環境的異質性約束下，數字技術對金融高質量發展的影響呈非線性特征。在人力資本方面，當人力資本水平處于適度范圍時，數字技術對金融高質量發展具有顯著的促進作用，說明高水平的人才可以為數字技術發展提供動力，通過人才集聚效應和空間溢出效應促進金融高質量發展；而當人力資本水平位于較高區域時，數字技術對金融高質量發展的促進作用下降，主要是由于人才資源錯配和擁擠導致資源配置效率下降，不利于區域金融高質量發展，數字技術與金融高質量發展之間的關系呈“倒U型”。在環境規制方面，數字技術對金融高質量發展的影響呈現出顯著的邊際效應遞減特征，說明過多的環境規制會提高生產成本，從而降低金融業的生產效益和資源配置效益。在產業結構方面，當第二產業占比≤0.239 6時，數字技術的促進作用更為明顯，但隨著第二產業占比的提高，數字技術的影響系數降低，可見當第二產業發展到一定程度時，要及時轉變發展方式，助力產業結構轉型。在對外開放方面，當對外開放水平≤0.066 1時，數字技術對金融高質量發展的促進作用明顯，當對外開放水平大于0.066 1時，數字技術對金融高質量發展的促進作用不明顯，說明過多外來資源的輸入會產生擠出效應，數字技術的促進作用降低。綜上，證實了假設4的成立。

六、結論及建議

本文運用2011—2020年中國30個省份的面板數據，分別構建金融高質量發展及數字技術的綜合評價指標體系，并運用空間面板模型和面板門檻模型，實證分析數字技術對金融高質量發展的影響。依據實證結果，可得出以下結論：（1）數字技術能顯著促進本地區金融高質量發展，但對鄰近地區金融高質量發展具有制約作用。（2）數字技術對金融高質量發展具有“倒N型”非線性影響，當區域數字技術不成熟時，其對金融高質量發展會產生抑制作用，當區域數字技術處于一定范圍時，其對金融高質量發展的促進作用加強，當區域數字技術超過一定值時，其促進作用減弱。（3）數字技術對金融高質量發展的影響受到人力資本、環境規制、產業結構和對外開放外部條件的約束,在環境規制、產業結構和對外開放水平的約束下，數字技術對金融高質量發展的促進作用呈現邊際效應遞減的特征；在人力資本門檻的約束下，兩者之間呈現 “倒U型”的關系。基于上述結論，本文提出推動金融高質量發展的建議：

第一，把握數字技術給金融高質量發展帶來的機遇。一方面加大數字技術研發力度，依托智能算法，促使證券發行、風險評估、募資銷售等環節向智能化轉變，促進資金在投資方與融資方之間高效、精準匹配，從而提高金融服務效率；另一方面，金融機構內部要適應數字時代的特點，利用大數據信息平臺，發展線上和線下相結合的風控模式，使數字技術與金融風控深度結合，維護金融基礎設施安全，預防金融風險，更有保障、更可持續地推動金融高質量發展。

第二，因地制宜出臺金融發展政策。在數字技術水平較低的地區，政府應加大支持力度，完善金融基礎設施建設，打破要素自由流動的壁壘，縮小區域金融發展差距；而數字技術水平較高的地區應該發揮“模范地區”帶頭作用，構建金融設施共建共享機制，推動區域金融高質量協同發展。

第三，應充分意識到外部環境對數字技術作用于金融高質量發展的約束作用。在人力資本方面，一方面在統籌規劃時向完善基礎設施方面傾斜，比如醫療和城市綠化等，為人才提供良好的外部環境，減少人才外流；另一方面政府應合理分配教育資源，實現優質教育共享，降低人才擁擠效應。在產業結構方面，加快傳統產業改造，通過釋放數字技術紅利推動地區金融高質量發展。在對外開放方面，適當擴大對外開放規模，把握“一帶一路”的政策機遇，引進先進的技術和知識，并警惕過多的國外資本對我國金融高質量發展的擠壓。在環境規制方面，完善環境規制機制，因地制宜制定差異化環境規制策略，同時要注意避免過度環境規制帶來的高昂成本。