数字普惠金融畅通国内国际双循环的机理及效应研究.pdf

畅通国内国际双循环是推进中国式现代化的实践创新，数字普惠金融作为推动中国经济增长的新动能，探究其对畅通双循环发展的相关机理和效应具有重要意义。利用 20112020 年中国 30 个省份的面板数据进行实证研究，结果表明：数字普惠金融能够通过提升创业活跃度有效推动中国经济实现国内国际双循环发展；时间层面上，数字普惠金融对双循环发展的推动效应呈现指数倍增特征；空间层面上，其推动效应呈现空间异质性，在中西部地区更加突出，在东部地区却并不显著。据此，从完善国家金融体系、推动数字普惠金融创新、提升数实融合水平以及加强金融监管四个方面提出相应的政策建议。关键词：数字普惠金融；双循环发展；融资约束；门槛效应中图分类号：F120.4文献标志码：A文章编号：20951124(2023)04000813DOI：10.12181/jjgl.2023.04.02党的二十大报告指出，要增强国内大循环内生动力和可靠性，提升国际循环质量和水平。畅通双循环的本质就是要强化各种要素在生产、分配和消费等环节的有机衔接，实现循环流转，从产业链供应链安全角度看，就是要实现国内外优势互补、高质量发展。在单边主义和部分国家逆全球化的影响下，打通我国产业链供应链的痛点，探索畅通我国双循环的实现路径，成为政府和学界关注的热点。金融作为实体经济的血脉，不仅能检验经济循环发展的痛点，更能实现其高效畅通。目前，我国传统金融在信用、渠道和成本等方面都还存在一些问题，导致实体经济出现资源错配、时间错配等问题，阻碍了国民经济的循环畅通。随着数字经济时代的来临，数字普惠金融作为传统金融的有益补充，通过“数字”提升金融服务的效率，通过“普惠”拓展金融覆盖面、调动更多要素参与经济大循环。因此，研究数字普惠金融能否推动双循环发展有着重要现实意义。此外，数字普惠金融在推动国内和国际大循环时是否存在差异？这种差异在时间和空间上有何表现？研究上述问题有助于推动我国数字普惠金融在理论和实务两方面的进一步发展。相较于已有研究，本文拟着力于两个方面：第一，理论机制上，本文拟从供、求两个维度认识双循环发展，对数字普惠金融在不同层面的相关影响及传导机制进行总结，全面阐释数字普惠金融畅通双循环的原理，并基于梅特卡夫定律等研究数字普惠金融效应的时空特征。第二，拟构建双循环指标体系，并为数字普惠金融畅通双循环发展提供中国省级层面的经验证据。现有部分研究以经济循环的对接和匹配效率为准则，用全要收稿日期：20230316基金项目：国家社科基金一般项目“平台型企业竞争合规协同治理机制研究”（21BJL106）；河南省哲学社会科学规划年度项目“数字经济引领河南省高质量发展的机理及对策研究”（2020BJJ035）；河南理工大学人文社科一般项目“共同富裕目标下数字普惠金融对中国城市经济分化的影响研究”（SKND2022-05）。作者简介：张永恒（1981），男，博士，副教授，太行发展研究院研究员，主要研究方向为城市与区域经济发展、数字经济；杨哲（1999），男，硕士研究生，主要研究方向为数字金融。第 34卷第 4 期西部经济管理论坛2023年7月Vol.34,No.4WestForumonEconomyandManagementJul.20238素生产率表征双循环畅通水平，本研究构建的双循环指标体系将对此形成有益补充。一、理论分析和研究假设根据经济学相关理论，经济系统正常循环运转的本质就是供给和需求的有效对接，因此，内、外循环的区分主要是基于某种生产要素或生产主体在地域上的分布。熊彼特提出“循环之流”理论，认为经济发展就是在不断升级的需求欲望引领下，当外部条件许可后，供给能力不断提升以满足需求的过程。因此，只要供求之间能有效衔接，经济发展水平就会不断提升。经济学关于供给和需求的定义都包含了“欲望”和“能力”两个关键词，而数字普惠金融正是通过强化供求的“欲望”和“能力”来推动国内国际双循环发展的。（一）数字普惠金融在供给侧的作用路径从供给侧来看，已有研究发现，数字普惠金融能从个体就业、企业投资和技术创新三个维度提升经济的供给能力和效率。对个体就业而言，数字普惠金融能够提高金融服务的可得性和覆盖度，张艺和明娟1认为数字金融在推动零工经济发展的同时还能缓解家庭信贷、信息和金融知识约束，王海燕等2则发现数字金融能有效提升家庭创业意愿。此外，数字普惠金融能显著推动城市创业活跃度和总体就业3-4。对企业投资来说，数字普惠金融能降低企业的非效率投资水平5，倒逼银行提高对市场利率变动的敏感性，推动贷款理论市场化改革，通过长尾效应为中小微企业提供金融服务6。此外，黄锐等7、翟淑萍等8认为数字普惠金融还能提升企业短期贷款规模，降低贷款成本，缓解融资约束，助力家族企业提升非家族股东的治理水平，因而有助于提升企业投资规模和效率。风险防范和资金约束是技术创新的主要难题。马连福和杜善重9认为，数字金融能发挥资源和信息效应，提升企业风险承担能力。李佳和段舒榕10认为，数字金融发展可以显著降低企业信贷融资水平，减轻对银行的依赖程度，提高信息对称程度，缓解融资约束。郭沛瑶和尹志超11还发现，企业数字金融能促使创新活动概率提高 3.14%，研发投入增加 22.66%，创新增收概率提高 2.21%。（二）数字普惠金融在需求侧的作用路径从需求侧来说，数字普惠金融可从绝对规模和相对结构上对需求规模产生影响，同时还能影响居民幸福感，进而提升居民的需求意愿。首先，从提升需求的绝对规模来看，数字普惠金融对供给侧产生的多种提升效应和方式，必将为各类生产主体带来增收效应，进而提升消费能力。其次，在相对结构上，数字普惠金融不仅可以改变居民消费结构，提升消费层级，还能平衡不同收入群体的消费能力，提升消费规模。李春风和徐雅轩12发现，数字金融对发展和享受型消费的影响最为明显。张梦林和李国平13发现，数字金融可以降低生存型消费占比，提升发展与享受型消费占比，且这种消费促进作用在低收入和农村家庭更显著。邓金钱和张娜14发现，数字金融不仅能提升城乡居民收入，还能缓解城乡收入的不均等程度。最后，增强主观幸福感有助于提升消费欲望。钱雪松和袁峥嵘15发现，数字金融能通过缓解生活压力提升居民幸福感，且对中低收入群体的积极影响更大。尹振涛等16发现，金融科技能够显著提高农村家庭幸福感，且这种效应在人员结构较年轻、负债水平较高的家庭及中西部地区更为显著。尽管刘浩杰和张广胜17认为在早期低水平时数字普惠金融会降低居民主观幸福感，在中后期高水平时才能提升幸福感，但考虑到目前我国整体数字普惠金融发展水平较高，数字普惠金融在当前阶段能够有效提升消费欲望。（三）数字普惠金融畅通国内国际双循环发展的传导机制上述研究表明，数字普惠金融促进国内国际双循环发展的路径是多方面的，而创业活动无论从供给还是需求层面看，都将发挥直接且重要的传导作用。数字普惠金融能够通过影响市场规模和要素组合方式促进创业活动的发展，还能通过数字技术降低信息的不对称程度，加强信息传播，进而促进创业活跃度。比如，谢绚丽等18发现，在省级层面数字普惠金融可以通过促进企业的创新活动来提高创业活跃度。聂秀华等19发现，第4期张永恒，杨哲.数字普惠金融畅通国内国际双循环的机理及效应研究 J.西部经济管理论坛，2023，34（4）：820.2023年9数字金融通过缓解融资约束、优化产业结构促进区域创新能力。陶云清等20发现，数字金融主要在覆盖广度和使用深度两个维度上促进地区创业。创新创业是经济增长的内生动力，一般来说，创业可以促进创新，提供大量就业岗位，提高居民消费水平，促进经济发展水平提升。此外，数字普惠金融能有效降低创业者的融资约束，使创业者更容易获得资源，从而促进经济增长和国内外循环发展。赵涛等21认为，数字普惠金融可以通过提升创业活跃度，从而赋能高质量发展。综上，提高创业活跃度是数字普惠金融促进国内国际双循环发展的重要机制。（四）数字普惠金融影响效应的时空特征数字普惠金融的本质是利用数字技术对传统金融工具实现改造和升级，而数字技术发展存在梅特卡夫定律。该定律明确指出，基于数字技术产品的时间演进特征，随着加入数字网络的主体增多，不仅每个经济主体的获益会呈现指数式增长，网络的总体价值也呈现指数式上升。在梅特卡夫定律下，较晚加入数字网络的群体在其加入前后的收益变化更为明显。已有研究在个别领域发现了这种时间层面的倍增效应。徐章星22发现，数字普惠金融不仅能带动本地和周边地区的技术创新能力，且这种创新行为还存在非常明显的收益递增特征。张铭心等23发现，数字普惠金融不仅会促进生产率低的企业出口，还会在金融环境更好的地区使小微企业受益更多。综上，数字普惠金融总体上可以降低信贷成本、提升金融服务效率，通过提升供需双方的欲望和能力、降低信息不对称程度来提升经济循环发展水平。但数字普惠金融畅通经济循环发展的效应在不同地区存在差异。此外，相对于传统金融，数字普惠金融服务于实体经济的本质并未变化，只是数字技术与金融业务的融合提升了服务的效率和覆盖面。因此，数字普惠金融并非是对传统金融手段的替代，而是凭借互联网技术，增强了金融服务的长尾效应，解决了金融发展中普遍存在的“获客难”“融资难”问题24，进而为那些被传统金融排斥的客户群体提供服务。此外，数字普惠金融创造的金融产品更多更灵活，能够更好地满足客户的差异化需求，从而实现客户范围的有效拓展。换句话说，数字普惠金融和传统金融是互补的，如果一个地区的传统金融服务较为发达，那么数字普惠金融发挥的空间就会较小，反之，当传统金融服务短缺时，数字普惠金融的影响效应会变大。宋科等25发现，县域金融可得性与数字普惠金融发展的互补效应强于协同效应，即县域金融可得性越低越有利于发展数字普惠金融。综上，本文提出以下三个假设：假设 1：数字普惠金融能够有效促进国内国际双循环发展。假设 2：数字普惠金融可以通过提升创业活跃度促进国内国际双循环发展。假设 3：数字普惠金融的促进效应在时间层面上存在指数倍增特征，在空间层面上对落后区域的促进效应更强。二、研究设计（一）计量模型构建为检验数字普惠金融对畅通国内国际双循环的影响，本文构建如下基准模型：circuit=0+1finait+2Xit+t+i+itcircuitfinaitXittiit式中，为省份 i 在 t 年的双循环发展水平，为省份 i 在 t 年的数字普惠金融指数，为一系列控制变量，和分别表示年份和地区固定效应，是随机扰动项。上式用于检验直接效应，为检验创业活跃度在数字普惠金融促进国内国际双循环发展中的传导效应，本文构建了如下中介效应检验模型：2023年西部经济管理论坛第4期10entrepit=0+1finait+2Xit+t+i+itcircuit=0+1finait+2entrepit+2Xit+t+i+itentrepit112式中，为创业活跃度，并利用、和的显著性来检验其中介效应的存在性。为检验数字普惠金融对国内国际双循环的指数倍增效应，本文拟采用两种方法：一是在基准模型基础上加入数字普惠金融指数的二次项，二是采用门槛效应模型。本文采用方法一所构建的模型为：circuit=0+1fina2it+2finait+3Xit+t+i+itfina2it式中，为数字普惠金融指数的二次项。本文采用方法二所构建的计量模型为：circuit=0+1finaitI(qit)+2finaitI(qit)+3Xit+t+i+itqit式中，为数字普惠金融指数的门槛值；I（）为示性函数，如果数字普惠金融指数满足括号内的门槛条件，则赋值为 1，否则为 0。另外，在采用方法二进行估计时，为尽量避免内生性问题，这里采用被解释变量的滞后一期进行回归。（二）变量说明与来源1.被解释变量基于双循环的内涵，本文借鉴赵文举和张曾莲26的研究，构建省级双循环发展指标体系。其中，国内循环包括生产、流通和消费三个子系统，国际循环包括投资和贸易两个子系统，最终确定了 10 个基础指标，具体如表 1。为避免主观赋权的弊端以及多指标数据重叠问题，本文使用熵值法确定各指标权重，进而得到各省份国内国际双循环发展指数。表1国内国际双循环指标体系维度子系统基础指标衡量方式单位国内循环生产生产规模全社会固定资产投资额增长率%生产效率人均GDP亿元流通物资流通货物周转量亿吨公里人员流通旅客周转量亿人公里消费消费能力居民可支配收入元消费意愿社会消费品零售总额亿元国际循环投资外商直接投资FDI亿美元直接对外投资OFDI亿美元贸易进口贸易进口额千美元出口贸易出口额千美元2.核心解释变量本文采用北京大学数字金融研究中心提供的数字普惠金融指数作为核心解释变量，该指数包含了覆盖广度、使用深度以及数字化程度三个维度，是当前应用最广泛的能够代表地区数字普惠金融发展水平的指数。3.控制变量借鉴已有研究，本文控制了产业结构、社会消费水平、市场开放程度和技术进步四个方面的影响。其中，第4期张永恒，杨哲.数字普惠金融畅通国内国际双循环的机理及效应研究 J.西部经济管理论坛，2023，34（4）：820.2023年11产业结构（str）采用第三产业增加值与第二产业增加值的比例衡量，社会消费水平（con）采用社会消费品零售总额占 GDP 的比值衡量，市场开放程度（fdi）采用外商直接投资额衡量，技术进步（inno）采用地区人均三类专利授权数衡量。4.中介变量创业活跃度是一种反映某地区创业活动积极程度的指标，本文借鉴白俊红等27的做法，采用城镇每百人中私营企业数作为创业活跃度的衡量指标。5.数据说明及初步观察考虑数据的可得性，本文选取 20112020 年中国 30 个省、自治区和直辖市（不含西藏自治区和港澳台地区）的平衡面板数据进行研究。数据来自中国统计年鉴和对外直接投资公报。为尽量消除异方差现象，本文对所有数据取自然对数。各变量的描述性统计结果见表 2。表2变量描述性统计变量符号观测数均值标准差最小值最大值双循环发展指数circu3002.2690.9094.7250.167数字普惠金融指数fina3005.2190.6682.9096.068覆盖广度cover3005.0750.8200.6735.984数字化程度digital3005.5100.6982.0266.136使用深度usage3005.2010.6481.9116.192创业活跃度entrep3000.0480.6561.3561.753产业结构str3000.1920.3830.6401.657社会消费水平con3000.9330.1601.5050.494市场开放程度fdi3003.5761.7273.1105.879技术进步水平inno3002.5071.0130.2544.755在实证前，本文通过绘制数字普惠金融和国内国际双循环间的偏相关图初步识别两者的关系，如图 1 所示。图 1 显示，数字普惠金融与国内国际双循环之间呈正向关系，表明数字普惠金融可能有助于提升国内国际双循环水平。0.20.100.10.20.3e(Icircu I X)0.40.200.20.4e(Ifins I X)coef=.20124802,(robust)se=.05495468,t=3.66图1数字普惠金融畅通国内国际双循环的偏相关图三、实证分析（一）基准回归本文首先检验数字普惠金融对国内国际双循环的影响效应，结果见表 3 的（1）列和（2）列，其中（1）列未包2023年西部经济管理论坛第4期12括控制变量，（2）列包含所有控制变量。表 3 显示，无论是否加入控制变量，固定效应模型显示数字普惠金融的系数均为正，且通过 1%的显著性水平，这表明数字普惠金融对国内国际双循环有显著促进作用。表3基准回归变量circu(1)(2)(3)(4)L.circu0.2509*0.7923*(3.0788)(9.4288)fina0.2521*0.2012*0.4641*0.4905*(6.6240)(4.9495)(3.0708)(1.9353)str0.4575*0.6709*0.0221(22.2863)(6.1003)(0.5931)con0.4860*0.2195*0.0784(5.6305)(5.3847)(1.2130)fdi0.0599*0.0573*0.0360*(5.2518)(4.2571)(2.2379)inno0.0742*0.01850.0347(4.2307)(0.6711)(1.1790)常数项3.6236*3.1987*3.3104*(15.1304)(13.1680)（-2.1298）地区固定效应是是是是时间固定效应是是是是估计方法固定效应模型差分GMM系统GMMR0.64170.9024N300300210240AR(2)0.9030.400Hansen0.1241.000注：*、*和*分别表示在1%、5%和10%水平下显著，（）中的数字为t值。为避免双向因果关系等估计偏误，本文采用差分 GMM 和系统 GMM 模型进行估计，结果见表 3 的（3）列和（4）列。结果显示，两个模型均不存在二阶自相关，且 Hansen 检验表明工具变量合适，可以认定两个模型的设定合理。鉴于两个模型均支持数字普惠金融能有效推动国内国际双循环，假设 1 得到验证。控制变量中，产业结构和对外开放的结果较具一致性，其中产业结构升级显著为负，而对外开放显著为正。产业结构升级未能对双循环发展产生正向效应，可能是指标衡量方式所致。由于第三产业与第二产业产值之比主要凸显第三产业的发展优势，而其中生活性服务业的可贸易性较差，对整体经济循环的促进作用有限，同时我国生产性服务业的发展水平相对较弱，因此，以第三产业优化为表征的指标难以体现产业结构升级对经济循环发展的正向效应。鉴于此，本文将该指标替换为第二产业产值占比重新估计，此时，该指标在所有模型均显著为正，说明大力发展实体经济对推动我国双循环发展具有根本性作用。以创业活跃度为中介变量的中介效应模型估计结果如表 4 所示，按照三步法对其间接影响效应进行检验。表 4 中的（2）列显示数字普惠金融对创业活跃度的影响在 5%水平下显著为正，（3）列显示数字普惠金融第4期张永恒，杨哲.数字普惠金融畅通国内国际双循环的机理及效应研究 J.西部经济管理论坛，2023，34（4）：820.2023年13和创业活跃度均在 1%水平下促进国内国际双循环发展，说明数字普惠金融可以通过创业活跃度的提升促进国内国际双循环，其中，中介效应为 10.21%，假设 2 得以验证。表4中介效应机制分析变量circuentrepcircu(1)(2)(3)fina0.2012*0.3579*0.1807*(4.5843)(2.6608)(4.2786)entrep0.0574*(3.9536)str0.4575*0.15950.4484*(20.6418)(1.1898)(15.8917)con0.4860*0.2752*0.4702*(5.2150)(3.6545)(5.2508)fdi0.0599*0.00840.0604*(4.8643)(0.3601)(5.3351)inno0.0742*0.1634*0.0649*(3.9185)(2.0972)(4.0631)常数项3.1987*1.8103*3.0948*(13.1680)(3.0592)(12.6443)时间固定效应是是是地区固定效应是是是N300300300R0.90240.88700.9044注：*、*和*分别表示在1%、5%和10%水平下显著，（）中的数字为t值。（二）稳健性检验本文采用三种方式检验假设 1 的稳健性。首先，基于数字普惠金融的三个维度分别对模型进行估计。覆盖广度体现金融环境状况，使用深度体现金融业务的服务水平，数字化程度体现数字金融业务的服务效率，估计结果见表 5。结果显示，覆盖广度和深度均在 1%水平下显著促进国内国际双循环，但数字化程度却显著为负。从系数值上看，覆盖广度和使用深度的系数分别是 0.0878 和 0.1686，而数字化程度是-0.0597，正向效应远大于负向效应，不但验证了假设 1，同时也指明了数字普惠金融未来应该继续降低服务成本，提升效率。其次，将国内国际双循环指数分为国内循环和国际循环两个方面进行回归，结果见表 6 的（1）列和（2）列。结果显示，数字普惠金融对国内和国际循环均呈现显著的正向效应，对国内循环的影响系数为 0.0945，在 5%水平下显著；对国际循环的影响系数为 0.1101，在 10%水平下显著。最后，考虑到直辖市的特殊地位，本文剔除北京、天津、上海和重庆四个直辖市后重新估计，结果见表 6 的（3）列。结果显示，数字普惠金融的影响系数是 0.2292，且在 1%的水平下显著。表5稳健性检验：区分不同维度变量circucover0.0878*(5.7707)usage0.1686*(5.7700)2023年西部经济管理论坛第4期14（三）内生性检验上述差分 GMM 和系统 GMM 已经考虑了内生性问题，这里再采用外生工具变量，并利用两阶段最小二乘法进行估计。借鉴张勋等28的做法，本文选取除浙江省外的其余 29 个省份到杭州市的距离与除该省份外表 5(续)变量circudigital0.0597*(3.4495)str0.4480*0.4482*0.4521*(16.7284)(26.2270)(16.0712)con0.4762*0.4953*0.5007*(5.4491)(5.0015)(5.1424)fdi0.0625*0.0661*0.0573*(5.4226)(7.0734)(4.3770)inno0.0735*0.0818*0.0983*(3.5176)(3.9848)(4.5759)常数项2.7703*3.1238*2.2645*(21.6917)(18.5115)(13.4750)N300300300R0.90380.90520.8954地区固定效应是是是时间固定效应是是是注：*表示在1%水平下显著，（）中的数字为t值。表6稳健性检验：区分国内国际循环和剔除直辖市变量inciroutcircircu（1）（2）（3）fina0.0945*0.1101*0.2292*2.79221.97044.1122str0.4710*0.2823*0.4794*(13.7439)(7.4306)(21.5165)con0.4613*0.5099*0.4714*5.89563.99145.3826fdi0.0331*0.2478*0.0574*(2.4291)13.75964.7046inno0.0565*0.08560.0771*2.27791.31133.6193常数项3.0397*4.5747*3.4148*(18.6385)(15.2396)(12.9394)N300300260R0.88760.77190.9027地区固定效应是是是时间固定效应是是是注：*、*和*分别表示在1%、5%和10%水平下显著，（）中的数字为t值。incir和outcir分别表示国内循环和国际循环。第4期张永恒，杨哲.数字普惠金融畅通国内国际双循环的机理及效应研究 J.西部经济管理论坛，2023，34（4）：820.2023年15全国数字普惠金融发展指数均值的乘积（dist）作为数字普惠金融的工具变量，结果见表 7。表 7 显示，第一阶段回归中的估计系数显著，F 检验也通过了显著性检验，说明不存在弱工具变量问题，第二阶段回归中数字普惠金融的系数为 0.3290，且在 1%水平下显著，这再次验证了假设 1 的存在。表7两阶段最小二乘法估计结果变量finacircu第一阶段第二阶段dist0.0000*(5.1232)fina0.3290*(3.6810)str0.08380.4723*（0.8493）(8.1350)con0.0958*0.4771*(1.7826)(12.1079)fdi0.00090.0638*(0.0632)(3.8788)inno0.1541*0.0494*(4.8271)(2.0622)常数项3.6316*2.2429*(25.6367)(6.1185)N300300R0.98320.9948第一阶段F值445.58地区固定效应是是时间固定效应是是注：*、*和*分别表示在1%、5%和10%水平下显著，（）中的数字为t值。（四）进一步分析1.数字普惠金融推动国内国际双循环的倍增效应为检验数字普惠金融推动双循环的倍增效应，本文采用了两种方法：一是在基准模型上加入数字普惠金融的二次项，二是采用门槛效应模型。对于门槛效应模型，本文通过检验发现仅存在单一门槛，如表 8 所示。两种方法的估计结果如表 9 所示。表 9 中（1）列和（2）列是在基准回归上加入数字普惠金融二次项的结果，前者未加入控制变量，后者加入了控制变量。表 9 中（3）列和（4）列是门槛效应模型的结果，前者未加入控制变量，后者加入了控制变量。表8门槛效应检验F值P值抽样次数10%5%1%加入控制变量单一门槛52.270.000050015.424718.392023.3160双重门槛14.290.110050014.609318.215724.63112023年西部经济管理论坛第4期16通过表 9 的（1）列和（2）列可以发现，数字普惠金融对双循环的影响存在 U 型关系，根据（1）列和（2）列可以得到 U 型关系中数字普惠金融的拐点值分别是 2.672 和 2.027。结合表 2 可知，数字普惠金融的均值为5.219，最小值为 2.909，即当前数字普惠金融发展水平已过拐点，此时数字普惠金融的促进作用具有倍增效应。通过表 9 的（3）列和（4）列可知，未加控制变量时，数字普惠金融在门槛值前后的影响系数分别是0.1360 和 0.1620，加入控制变量后，数字普惠金融在门槛值前后的影响系数分别是 0.0409 和 0.0619，所有系数均显著，估计系数都在跨越门槛值后变大，假设 3 提出的指数倍增效应得到验证。2.区域异质性分析由于我国区域发展差异大，不同地区的金融服务能力、基础设施和人口素质等都不尽相同，因此，数字普惠金融推动双循环发展的效应必然存在空间异质性。参考一般做法，本文把 30 个省份划分为东部、中部和西部地区进行回归，结果如表 10。其中，表 10 中的（1）（2）（3）列是东、中、西部地区采用固定效应模型的估计结果，（4）（5）（6）列是采用两阶段最小二乘法的估计结果。表9倍增效应估计结果变量circu(1)(2)(3)(4)fina1.26020.3292(2.0147)(1.2107)fina20.2358*0.0812*(2.3370)(1.8247)fina_10.1360*0.0409*10.22562.3506fina_20.1620*0.0619*13.96553.3825str0.4660*0.1609*(21.2785)(2.9096)con0.4681*0.3957*(5.5467)(7.7588)fdi0.0571*0.0244*(5.8866)(1.8484)inno0.0720*0.2073*(4.4720)(8.292)常数项2.3615*2.6905(7.1344)(25.5750)N300300270270R0.76570.90400.64820.7952估计方法固定效应模型门槛模型地区固定效应是是是是时间固定效应是是否否注：*、*和*分别表示在1%、5%和10%水平下显著，（）中的数字为t值。表10区域异质性分析：东中西部变量东部中部西部东部中部西部(1)(2)(3)(4)(5)(6)fina0.02750.0564*0.1059*0.10940.0818*0.2965*(0.8607)(5.4459)(2.9833)(1.5176)(3.5809)(3.3630)第4期张永恒，杨哲.数字普惠金融畅通国内国际双循环的机理及效应研究 J.西部经济管理论坛，2023，34（4）：820.2023年17结果表明，中部和西部地区数字普惠金融的系数为正且都显著，表明数字普惠金融能显著推动中西部地区的双循环发展。但这种正向效应在东部地区并不存在。另外，两种模型中数字普惠金融对双循环的影响都呈现出“西部中部东部”的特征，这说明经济发展越落后的地区，数字普惠金融对双循环的促进效果越强。唐松等29认为，数字普惠金融对传统金融的影响体现在“增量补充”和“存量优化”两个方面。“增量补充”表现为对传统金融无法覆盖群体的服务，“存量优化”则是对传统金融服务模式和内容的重塑，因此，结合表 10 可以推断出当前数字普惠金融的推动效应主要是在增量层面，对传统金融的改造还有待强化。假设3 提出的对落后区域的促进效应更强得到验证。四、结论和启示数字普惠金融提升了金融覆盖面，强化了金融服务功能，必将对国内国际双循环新发展格局的构建产生重要影响。本文在阐述了数字普惠金融对国内国际双循环的影响机理后，从生产、流通、消费、投资和贸易五个层面构建双循环发展指标体系，并基于中国 20112020 年省级层面数据，利用固定效应模型、两阶段最小二乘以及门槛模型等检验了数字普惠金融对双循环的影响效应及空间异质性。主要结论如下：首先，数字普惠金融显著推动双循环发展，且对国内和国际循环都有明显效果，创业活动的提升发挥了重要作用，另外，数字普惠金融的影响主要体现在拓展金融服务的覆盖广度和深化服务能力上。其次，从时间层面看，数字普惠金融基于数字技术的网络化特征，对双循环的影响存在指数倍增特征。最后，从空间层面看，当前数字普惠金融对双循环发展的影响主要体现在中、西部地区，对金融发展水平较高的东部地区影响并不明显。据此，本文提出以下几点政策建议。第一，大力发展数字普惠金融，并借此完善国家金融体系。金融作为实体经济的血脉，能够高效发挥作用的关键是其畅通程度，而数字普惠金融能有效衔接金融与实体经济，发现金融领域中存在的问题，为完善金融制度提供参考。另外，通过发展数字金融帮助企业走出国门，这不仅能提升经济双循环的发展质量，更能有效表 10(续)变量东部中部西部东部中部西部(1)(2)(3)(4)(5)(6)str0.4444*0.06790.02370.6431*0.03520.1561(4.2126)(1.4515)(0.1921)(3.3007)(0.7764)(1.1332)con0.5400*0.2813*0.3805*0.6003*0.2822*0.2584*(3.2991)(7.2276)(2.5428)(5.3906)(7.2853)(2.1328)fdi0.1527*0.1087*0.02700.1589*0.1033*0.0260(6.3993)(5.6566)(1.7238)(5.3711)(4.5111)(1.2157)inno0.2198*0.1886*0.2261*0.2415*0.1731*0.0490(9.9588)(10.4394)(8.1845)(6.1832)(6.8674)(0.5536)常数项2.4265*3.2742*3.5491*1.9336*3.7450*5.3124*(8.5944)(71.9439)(12.1370)(7.2156)(36.7271)(13.1455)N1108011011080110R0.82890.91000.83260.98640.83970.9651F值5677.34731.48737.6423.2429.8321.56估计方法固定效应两阶段最小二乘时间固定效应否否否否否否地区固定效应是是是是是是注：*、*分别表示在1%、5%水平下显著，（）中的数字为t值。2023年西部经济管理论坛第4期18提高我国金融国际竞争力和影响力。第二，推动数字普惠金融的创新，强化对金融业态的创新与扶持力度，提升金融服务质量。拓展数字金融服务的覆盖面是数量上的变化，提升数字金融服务的深度及数字化程度则是质量上的变化。目前来看，数字普惠金融在规模层面上的影响是明显的，但在质量层面上，无论是分维度还是分区域看都不理想，而质量上的突破对创新的要求更高，这也是推动数字金融高质量发展的根本所在。第三，引领实体经济的数字化转型，实现数字金融与实体经济的高效融合，推动形成新技术经济范式主导下的经济循环体系。一是要完善数字基础设施建设，使数字化真正深入到经济循环体系的所有区域和环节。二是要完善数字金融法律法规体系，营造良好的数字金融生态，并据此提升生产、流通和消费等环节的运转效率。三是要推动形成数字技术主导下金融资本与产业资本相互融合的技术经济范式。第四，加强金融市场监管，完善市场准入机制，防范化解金融风险。根据梅特卡夫定律，数字技术在产生更多收益的同时，也将加速金融风险的扩散，因此，数字普惠金融在带来利益的同时，也对监管体系形成了挑战。由于我国金融监管相对滞后，面对金融风险形态的不断变化，传统的监管模式在金融科技创新方面表现出不同程度的“失灵”，因此需建立完善的监管制度以及市场准入体系，构建科学的监管体系以防范化解金融风险。注释：东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南。中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北和湖南。西部地区包括四川、重庆、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、广西和内蒙古。参考文献：张艺,明娟.数字金融会带来更高的零工工资吗?来自网络兼职招聘大数据的证据J.中国人力资源开发，2022，39（6）：3951.1王海燕,岳华,李韫琪.数字金融发展对家庭创业决策的影响及机制探讨J.财经理论与实践，2022，43（2）：2432.2翟仁祥,宣昌勇.数字普惠金融提高了城市创业活跃度吗J.现代经济探讨，2022（5）：7687.3马国旺,王天娇.数字普惠金融对就业的影响及空间效应研究J.中南大学学报(社会科学版)，2022，28（3）：138152.4王娟,朱卫未.数字金融发展能否校正企业非效率投资J.财经科学，2020（3）：1425.5段永琴,何伦志.数字金融与银行贷款利率定价市场化J.金融经济学研究，2021，36（2）：1833.6黄锐,赖晓冰,赵丹妮,等.数字金融能否缓解企业融资困境效用识别、特征机制与监管评估J.中国经济问题，2021（1）：5266.7翟淑萍,韩贤,张晓琳,等.数字金融能降低企业债务违约风险吗J.会计研究，2022（2）：117131.8马连福,杜善重.数字金融能提升企业风险承担水平吗J.经济学家，2021（5）：6574.9李佳,段舒榕.数字金融减轻了企业对银行信贷的依赖吗?J.国际金融研究，2022（4）：8896.10郭沛瑶,尹志超.小微企业自主创新驱动力基于数字普惠金融视角的证据J.经济学动态，2022（2）：85104.11李春风,徐雅轩.数字金融驱动居民不同结构消费的效应研究J.现代财经(天津财经大学学报)，2022，42（4）：6778.12张梦林,李国平.普惠金融、家庭异质性与消费结构升级J.经济纵横，2021（2）：116128.13邓金钱,张娜.数字普惠金融缓解城乡收入不平等了吗J.农业技术经济，2022（6）：7793.14钱雪松,袁峥嵘.数字普惠金融、居民生活压力与幸福感J.经济经纬，2022，39（1）：138150.15尹振涛,李俊成,杨璐.金融科技发展能提高农村家庭幸福感吗?基于幸福经济学的研究视角J.中国农村经济，2021（8）：6379.16刘浩杰,张广胜.数字金融的幸福感效应及机制研究J.当代财经，2022（4）：5264.17谢绚丽,沈艳,张皓星,等.数字金融能促进创业吗?来自中国的证据J.经济学(季刊)，2018，17（4）：15571580.18聂秀华,江萍,郑晓佳,等.数字金融与区域技术创新水平研究J.金融研究，2021，489（3）：132150.19陶云清,曹雨阳,张金林,等.数字金融对创业的影响来自地区和中国家庭追踪调查(CFPS)的证据J.浙江大学学报(人文社会科学版)，2021，51（1）：129144.20赵涛,张智,梁上坤.数字经济、创业活跃度与高质量发展来自中