数字普惠金融推动西部地区经济发展的实证检验.pdf

统计与决策2023年第16期总第628期数字普惠金融推动西部地区经济发展的实证检验刘冠辰，伍晨（西安交通大学 经济与金融学院，西安 710061）摘要：文章选取20112020年我国西部地区12个省份区域经济发展季度数据，实证探析数字普惠金融与西部地区经济发展之间的关系，并使用工具变量法及替换核心解释变量法对实证结果进行稳健性检验。结果表明：数字普惠金融的发展对我国西部地区经济整体发展具有推动作用，并呈现阶段性和区域异质性特征；数字普惠金融有助于缩小西部地区经济发展差距。关键词：数字普惠金融；区域经济增长；区域经济发展差距；协调发展中图分类号：F832文献标识码：A文章编号：1002-6487（2023）16-0132-05基金项目：国家社会科学基金重点项目（18AJY004）作者简介：刘冠辰（1988），男，河南南阳人，博士研究生，研究方向：数字金融、产业经济学。（通讯作者）伍晨（1992），女，陕西西安人，博士研究生，研究方向：企业创新、产业经济学。0引言目前我国经济虽然发展整体向好，但仍面临着发展不平衡的现象，区域经济发展分化态势明显、发展动力极化现象日益突出、部分区域发展面临较大困难等问题。为缓解经济发展中存在的不平衡现象，我国实施了西部大开发、建设“一带一路”、脱贫攻坚等一系列政策，并取得了较为显著的成果，这其中数字普惠金融的发展助力颇多。数字普惠金融作为一种全新的金融手段，能有效弥补原本普惠金融存在的市场空缺，为西部地区提供更为广泛的金融支撑，有助于推动西部地区经济发展。但随着“数字鸿沟”等问题的出现，数字普惠金融对西部地区经济发展的影响需要进一步明确，盲目地追求发展有可能导致西部地区经济发展不协调以及城乡收入差距扩大等问题。因此，本文从这一角度出发，实证分析数字普惠金融对西部地区经济发展的影响，以期为西部开发建设提供参考。目前我国对数字普惠金融的研究主要集中在缩小城乡收入差距、促进经济增长两个方面15。近几年，随着我国对区域经济协调发展的重视，有学者开始研究数字普惠金融与区域异质性发展的关系。郝云平和雷汉云（2018）6提出数字普惠金融的经济推动效应具有显著的空间相关性。现有文献对数字普惠金融与区域经济发展的交叉领域关注较少。因此，本文以我国西部地区为研究对象，多维度探讨数字普惠金融对西部地区经济发展的影响。1理论分析与研究假设1.1数字普惠金融与区域经济增长从宏观层面来看，数字普惠金融具有低门槛、低成本的特性，有助于促进地区贷款与消费的增加、提高金融服务的触达性，从而带动地区经济的增长7,8。数字普惠金融将原本被传统金融排斥的客户群体纳入发展中，与传统金融构成互补关系。相较于东中部地区，西部地区整体经济发展相对逊色，因此有更多被传统金融排斥的客户群体，我国对数字普惠金融的大力发展，充分发挥了数字普惠金融的“长尾效应”，对西部地区传统金融形成了强有力的补充。从微观层面来看，数字普惠金融的减贫效应与家庭收入水平成反比9。西部地区相较于东中部地区更为恶劣的自然环境导致西部地区贫困情况更为严重，在这一背景下，数字普惠金融所具有的强包容性为贫困家庭贷款提供了更多的帮助，为资本缺乏家庭的创业提供了机会。借助数字技术的迅速普及,数字普惠金融进一步延伸了现有金融产品和服务的使用范围，为更多贫困人口和小微企业提供了参与金融市场的机会，与包容性增长理论中的平等参与经济发展不谋而合。也就是说，数字普惠金融弥补了传统金融难以覆盖的贫困地区和小微企业等客户群体，为西部地区包容性增长提供了有利的实现条件。综合以上分析，本文提出：假设1：数字普惠金融能够推动西部地区经济增长。1.2数字普惠金融与区域经济发展差距数字普惠金融的出现，在一定程度上缓解了地区经济发展不平衡现象。一方面,互联网技术的应用使得金融机构不必开设过多的线下营业点，极大地降低了金融机构的营业成本。同时，借助互联网技术的普及性能触及更广范围的客户群，改善因地区原因导致的金融服务量的差异。另一方面,新出现的互联网金融机构带来更为灵活的新型金融产品，降低了金融服务的参与门槛，使得更多贫困人群有机会参与借贷。同时，为更多小微企业提供了资金来源10，极大激发了市场活跃度，促进了生产要素在市场上财 经 纵 横DOI:10.13546/ki.tjyjc.2023.16.025132统计与决策2023年第16期总第628期的自由流通11。数字普惠金融的发展也改变了人们的储蓄习惯，越来越多的闲置资金进入余额宝等新型金融账户中。大量闲散资金的聚集也为互联网金融企业进行投资提供了原始资本，新的资金来源为地区经济增长带来了新的活力。总体而言，数字普惠金融的发展改变了传统金融在空间上的约束，基于非均质空间理论，数字普惠金融的发展将加速区域间资本要素的流动，从而缩小区域经济发展差距。综合以上分析，本文提出：假设2：数字普惠金融发展能够缩小西部地区经济发展差距。2研究设计2.1样本选择与数据来源本文选取20112020年西部地区12个省份的季度面板数据进行分析。解释变量数据来源于历年 北京大学数字普惠金融指数12；被解释变量经济发展水平及经济发展差距的数据来源于20122021年 中国统计年鉴 及西部地区12个省份历年的统计年鉴；其他控制变量及工具变量中使用的数据来源于各省份统计年鉴、CEIC中国经济数据库、国泰安CSMAR系列数据库。由于数字普惠金融发展起步较晚，目前仅能收集近十年的数据，因此为了增加研究样本，提高数据分析结果的可靠性，本文采用季度数据。2.2变量选取（1）被解释变量区域经济发展水平（lnpgdp），选取人均GDP衡量地区经济发展水平，人均GDP越高表明地区经济发展水平越高。区域经济发展差距（VC），选取区域经济增长率变异系数（VC）测量，如式（1）所示。VC=i()xi-x 2/nx（1）其中，xi为区域i的人均GDP，i=12n；x 为各区域的平均人均GDP；n为区域个数。区域经济增长率变异系数（VC）越大，说明地区间经济发展差距越大。（2）解释变量数字普惠金融（DIFI），使用数字普惠金融指数来测度12，并将其细化为覆盖广度（Cov）、使用深度（Us）及数字化程度（Dig）三个指标。（3）控制变量本文选取城镇化率（Urban）、财政投入（Gov）、固定资产投资（Fix）、产业结构（Is）、对外贸易水平（Open）、教育水平（Edu）、金融深度（Fd）作为控制变量。2.3模型构建2.3.1基准模型本文采用面板固定效应模型估计数字普惠金融对西部地区经济增长的整体影响，构建模型如下：lnpgdpit=0+1DIFIit+2CVit+t+i+it（2）其中，i代表西部地区各省份，t代表年份，lnpgdp代表地区经济发展水平，DIFI为数字普惠金融发展水平，CV为控制变量集，t为时间固定效应，i为个体固定效应，it为随机扰动项。同理，选择区域经济增长率变异系数（VC）作为被解释变量代入模型（2）构建回归模型，以考察数字普惠金融（DIFI）对西部地区经济发展差距（VC）的总体影响。2.3.2面板门限回归模型在研究数字普惠金融发展对西部地区经济发展影响时，为进一步明确两者之间的相互关系，本文采用面板门限回归模型进行研究。若只存在门限值r，门限回归模型单门限值公式如下：lnpgdpit=0+1DIFIit()DIFIr+2DIFIit()DIFIr+3CVit+it（3）若存在门限值r1、r2，门限回归模型双门限值公式如下：lnpgdpit=0+1DIFIit()DIFIr1+2DIFIit()r1DIFIr2+3DIFIit()DIFIr2+4CVit+it（4）若存在门限值r1、r2、r3，门限回归模型三门限值公式如下：lnpgdpit=0+1DIFIit()DIFIr1+2DIFIit()r1DIFIr2+3DIFIit()r2DIFIr3+4DIFIit()r3DIFI+5CVit+it（5）其中，i代表省份，t代表年份，r代表数字普惠金融指数门限值。同理，使用区域经济增长率变异系数（VC）作为被解释变量代入模型（3）模型（5）构建面板门限模型，以考察数字普惠金融（DIFI）对西部地区经济发展差距（VC）的阶段性影响。3实证结果分析3.1基准模型回归结果数字普惠金融对西部地区经济增长的估计结果如下页表1中列（1）所示。解释变量系数显著为正，这表明数字普惠金融能够促进西部地区经济增长，假设1得证，这一结论与以往学者研究结果相一致13。对于西部地区来说，传统金融覆盖水平较低，金融基础相对薄弱，数字普惠金融则形成对传统金融的有效补充，借助互联网技术在西部地区的普及，成功地渗透入西部地区居民的生活中，凭借其低门槛、高便利、高效风控的基本特征为西部地区居民提供了额外的资金来源。高活跃度的数字普惠金融为当地中小企业的发展注入了新的活力，生产要素得以在经济市场中高效分配，市场主体活跃度迅速攀升带动了区域经济增长。表1中列（3）以区域经济增长率变异系数为衡量指标财 经 纵 横133统计与决策2023年第16期总第628期与数字普惠金融指数进行双向固定效应回归。由表1的结果可知，数字普惠金融的发展与西部地区经济发展差距呈负相关关系，即数字普惠金融发展有助于缩小西部地区经济发展差距，且在 1%的水平上高度显著。假设 2 成立。从实证结果可以看出，数字普惠金融指数每增长1个单位，西部地区区域经济发展差距将缩小0.0528%。由于数字普惠金融的推广有效缓解了广大西部地区的传统金融排斥问题，大量活跃的资本要素飞速进入原本相对贫困落后的地区，为贫困地区的经济发展提供了新的资本活力，从而缩小了西部地区内部的经济发展差距；而且根据区域经济协调发展理论中的非均质空间理论可知，数字普惠金融能够跨越传统金融的空间限制性问题，有助于实现西部地区全区域资本要素的按需流动，使得资本要素以相对稳定的速度流向西部各地区，在一定程度上对西部地区经济发展差距起到了缓解作用。3.2面板门限模型回归结果基准模型回归的结论建立在数字普惠金融对经济发展的影响是线性的基础上，但当数字普惠金融达到某个临界值时，可能会引发经济发展结构性的变化，致使原先的线性关系发生改变。因此，本文借助面板门限模型来探究数字普惠金融是否对西部地区经济发展存在门限效应。基于模型（3）模型（5）并以数字普惠金融指数为门限值，分别假设模型存在三门限值、双门限值和单门限值进行面板门限回归，最终得到以经济增长为被解释变量的模型存在单门限值，而以经济发展差距为被解释变量的模型不存在门限值。从表 2 可知，单门限值估计结果在 5%的水平上显著。因此，单门限值将样本划分为两个区间，门限值在95%的置信区间上估计值为2.6295。表2单门限值门限回归模型估计结果门限值单门限值F-stat71.5300Prob0.0433临界值10%64.79795%78.57391%117.2875单门限回归结果如表3所示，在非线性门限回归模型中，当数字普惠金融指数小于2.6295时，1个单位的数字普惠金融指数增长会导致0.156%的人均GDP增长；当数字普惠金融指数大于2.6295时，1个单位数字普惠金融指数的增长会带动地区人均GDP增长0.179%。由此可以得出，数字普惠金融与西部地区经济增长的关系并非单一线性的，而是呈现阶段性特征，随着数字普惠金融的发展，表现出对西部地区经济增长更强的推动作用。表3单门限值回归结果变量DIFI2.6295DIFI2.6295控制变量个体固定效应时间固定效应Within R-squared样本数门限回归模型0.156*（0.0147）0.179*（0.0203）控制控制控制0.9725480对于区域经济发展差距来说，数字普惠金融指数并不存在某个门限值r使其对西部地区经济发展差距的影响发生改变，即数字普惠金融与西部地区经济发展差距之间呈现线性关系。3.3稳健性检验3.3.1工具变量法数字普惠金融发展与西部地区经济发展存在相互促进的现象。数字普惠金融通过提升居民消费水平、增加新型就业岗位、弥合不同群体收入差距等方式推动地区经济的发展；反过来地区经济发展也会为数字金融的发展提供更好的支撑，包括更为尖端的技术支撑及更加活跃的市场需求等。反向因果带来的内生性问题会导致模型实证结果出现一定偏误，此外，变量的选取并非全无遗漏，因遗漏不可观测变量而导致解释变量与随机干扰项存在相关性问题，可能会使数字普惠金融变量系数的估计有偏。因此，本文参考常建新等（2021）14的方法，采用互联网普及率作为工具变量，使用工具变量法来克服基准回归中存在的内生性问题，以提高实证结果的准确性。互联网普及率反映了当地互联网发展情况及普及程度，而互联网技术在群众中的覆盖情况是数字普惠金融发展的基本支撑条件。互联网普及率越高，表明该地区群众对新鲜事物的接受能力和意愿越高，数字普惠金融群众基础稳固，因此互联网普及率与数字普惠金融间具有相关性。为了进一步验证互联网普及率作为工具变量的合理性，基于上文的实证模型进行工具变量检验，结果如下页表4所示。从三项检验统计量来看，互联网普及率作为工财 经 纵 横表1数字普惠金融对西部地区经济发展影响的估计结果DIFIUrbanGovFixIsOpenEduFd常数项时间固定效应个体固定效应WithinR-squared样本量经济增长模型（1）0.1573*（0.0112）0.0212*（0.0025）-0.0106*（0.0031）0.0005*（0.0002）-0.0028（0.0024）-0.0036*（0.0018）0.0502*（0.0206）-0.0021*（0.0006）8.0465*（0.2220）控制控制0.9681480经济增长的工具变量法（2）0.2091*（0.0105）0.0232*（0.0015）0.0369*（0.0029）-0.0004（0.0003）0.0064（0.0035）0.0683*（0.0012）-0.0029（0.0146）-0.0082*（0.0010）7.2034*（0.2380）控制控制0.8980480经济发展差距模型（3）-0.0528*（0.0138）0.0154*（0.0057）0.0001（0.0003）0.0253*（0.0048）-0.0153*（0.0037）-0.0277（0.0361）-0.0063*（0.0012）-2.5941*（0.4440）控制控制0.4609480经济发展差距的工具变量法（4）-0.1452*（0.0206）-0.0435*（0.0041）-0.0003（0.0008）0.0309*（0.0046）-0.0234*（0.0027）-0.1460*（0.0334）0.0110*（0.0020）-3.0484*（0.3690）控制控制0.3424480注：括号内为稳健标准误，*代表P0.01，*代表P0.05，*代表P0.1。下同。134统计与决策2023年第16期总第628期具变量在模型中整体显著性较高。Cragg-Donald Wald F统计量表明该工具变量通过弱工具变量检验；Kleiber-gen-Paaprk LM统计量适用于衡量工具变量的可识别性，结果显示均在1%的水平上显著，因此，工具变量通过可识别性检验。内生性检验结果显示，数字普惠金融指数仍与区域经济增长呈正相关关系且在1%的水平上显著，说明数字普惠金融的发展能有效促进西部地区经济增长；数字普惠金融指数仍与区域经济发展差距呈负相关关系且在1%的水平上高度显著，说明数字普惠金融的发展的确能有效缩小西部地区经济发展差距，与前文研究结果一致。3.3.2替换核心解释变量本文采取替换核心解释变量的方式进行稳健性检验。考虑到数字普惠金融对区域经济发展的影响可能存在滞后性并且该滞后效应显著，故相较于滞后一期，滞后二期解释变量更能削弱变量间的直接联系。替换解释变量后重新进行回归，估计结果见表5，检验结果仍然稳健。表5稳健性检验结果变量L2.DIFIUrban控制变量时间固定效应个体固定效应WithinR-squaredN经济增长模型0.140*（0.0107）0.022*（0.0025）控制控制控制0.9676456经济发展差距模型-0.049*（0.0135）控制控制控制0.46594564进一步研究4.1分维度分析数字普惠金融指数是一个综合指标，为深入探究其影响，本文将其细化为覆盖广度（Cov）、使用深度（Us）及数字化程度（Dig）三个指标。覆盖广度越高，说明数字普惠金融在当地的金融排斥度越小，强调数字普惠金融服务的供给侧，其特征表现为受众广；使用深度反映了数字普惠金融的具体使用情况，使用深度与产品理解应用能力同向变化，反映了当地对新事物的接纳能力，是数字普惠金融在地区纵向发展的体现，以服务需求侧为主要对象，强调高质量；数字化程度主要包括移动化、实惠化、信用化和便利化，反映了数字普惠金融发展的自身状况，体现其门槛低、风险分散的优势。从以上三个分解指标分别构建回归模型：lnpgdpit=0+1Covit+2CVit+t+i+it（6）lnpgdpit=0+1Usit+2CVit+t+i+it（7）lnpgdpit=0+1Digit+2CVit+t+i+it（8）模型（6）模型（8）的估计结果如表6所示。可以看出，数字普惠金融的三个维度均对区域经济发展有显著正向影响，其中，覆盖广度对西部地区经济发展的影响最大。从实证结果可知，覆盖广度每提升1个单位，区域经济将增长0.177%。这是因为较广的数字普惠金融服务供给将会带来更多的客户，随着金融电子账户数目的增多，交易时间间隔缩短，极大程度激发了对金融市场产品及服务的需求，形成一个良性循环。数字普惠金融指数的三个维度均与西部地区经济发展差距呈显著负相关关系。数字普惠金融覆盖广度对西部地区经济发展差距的影响最大。从回归系数来看，数字普惠金融覆盖广度每增加1个单位，西部地区区域经济发展差距将缩小0.058%。数字普惠金融作为传统金融的有效补充，在西部地区具有较大的发展前景，可以跨越西部地区地理空间的限制实现大范围的普及。除了传统金融以外，数字普惠金融的推广也需要现代互联网等技术及基站建设等硬件支持，西部地区在这一方面仍有待加强。4.2分区域分析由于我国地区间经济发展一直存在明显的不均衡现象，在不同的经济基础下数字普惠金融的经济促进作用也难以保持一致。为了衡量这一差异性在西部地区的影响程度，以行政区域划分为标准将西部地区划分为西北及西南两个地区继续用模型（2）进行回归，结果见表7。表7数字普惠金融发展对经济增长的区域异质性影响DIFIUrban控制变量时间固定效应个体固定效应Within R-squaredN西北地区0.193*（0.0142）0.0136*（0.0034）控制控制控制0.9626280西南地区0.105*（0.0094）0.0397*（0.0021）控制控制控制0.9725200由表7可知，数字普惠金融对西部地区经济增长的影财 经 纵 横表6数字普惠金融分维度对西部地区经济发展的影响COVUsDigUrban控制变量个体固定效应时间固定效应WithinR-squared样本数覆盖广度经济增长模型0.177*（0.0122）0.019*（0.0026）控制控制控制0.9687480经济发展差距模型-0.058*（0.0146）控制控制控制0.4623480使用深度经济增长模型0.101*（0.0094）0.031*（0.0024）控制控制控制0.9635480经济发展差距模型-0.135*（0.0192）控制控制控制0.3452480数字化程度经济增长模型0.020*（0.0043）0.046*（0.0020）控制控制控制0.9563480经济发展差距模型-0.144*（0.0222）控制控制控制0.2738480表4工具变量检验模型F值Kleibergen-Paaprk LM统计量Cragg-Donald Wald F统计量N经济增长模型32.606*38.300*23.501480经济发展差距模型68.094*49.090*26.875480135统计与决策2023年第16期总第628期响存在地区异质性，从核心解释变量来看，西北及西南地区数字普惠金融变量的系数均在1%的水平上显著。由此可以得出：无论是西北地区还是西南地区数字普惠金融都有助于推动本地区域经济发展，但是对西北地区的推动作用要大于西南地区。5结论与建议本文采用20112020年我国西部地区12个省份区域经济发展季度数据，采用面板固定效应模型和面板门槛模型实证检验了数字普惠金融对西部地区经济发展的影响，得到以下结论：第一，数字普惠金融对我国西部地区经济整体发展具有推动作用，受知识积累效应和规模效应的影响，数字普惠金融与区域经济发展的关系并非单一线性的。数字普惠金融覆盖广度、使用深度及数字化程度这三个维度对西部地区经济的发展均具有推动作用，其中，覆盖广度的影响程度最大，其次为使用深度，最后为数字化程度。无论是西北地区还是西南地区，数字普惠金融都有助于推动本地区域经济发展，但是对西北地区的推动作用要大于西南地区。第二，数字普惠金融有助于缩小西部地区经济发展差距，覆盖广度对缩小西部地区经济差距具有更为强劲的作用。面板门限回归结果证明，当前我国西部地区数字普惠金融与区域经济差距呈线性关系，没有表现出阶段性特征。基于研究结论，本文提出如下建议：第一，加大数字金融基础设施建设。西部地区数字技术相关基础设施建设存在地区差异，部分落后地区数字基建长期空缺，这些空缺容易形成技术壁垒从而产生“数字鸿沟”以及“二次金融排斥”，加剧了落后地区的经济负担，因此，需要当地政府积极制定相关政策大力推动数字基础设施建设。第二，提高贫困地区人民金融素养。“数字鸿沟”的出现不仅取决于地区数字基建的差异，也因当地人民金融素养的制约而产生。金融知识的匮乏使得贫困地区人民无法充分发挥数字普惠金融发展带来的优势，逐渐丰富的金融产品和服务对他们而言无法发挥真正的作用，反而容易增大贫富差距，这一点在城乡间表现格外明显。第三，加强数字普惠金融监管。随着数字普惠金融在我国金融体系中的地位不断提高，使数字普惠金融的发展有法可依、有理可循变得十分重要。通过制定数字普惠金融相关法律法规，可以依法对不法经营、互联网金融诈骗等违法行为进行惩处，保护人民财产安全和金融数据安全，为数字普惠金融发展营造一个公平公正的发展环境。参考文献：1李建军,韩珣.普惠金融、收入分配和贫困减缓推进效率和公平的政策框架选择J.金融研究,2019,(3).2丁日佳,刘瑞凝,张倩倩.数字普惠金融对服务业发展的影响及机制研究基于省际面板数据的实证分析J.金融与经济,2019,(7).3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).4张勋,万广华,张佳佳,等.数字经济、普惠金融与包容性增长J.经济研究,2019,54(8).5易行健,周利.数字普惠金融发展是否显著影响了居民消费来自中国家庭的微观证据J.金融研究,2018,(11).6郝云平，雷汉云.数字普惠金融推动经济增长了吗?基于空间面板的实证J.当代金融研究，2018,(3).7宋晓玲.数字普惠金融缩小城乡收入差距的实证检验J.财经科学,2017,(6).8钱海章,陶云清,曹松威,等.中国数字金融发展与经济增长的理论与实证J.数量经济技术经济研究,2020,37(6)9周利,廖婧琳,张浩.数字普惠金融、信贷可得性与居民贫困减缓来自中国家庭调查的微观证据J.经济科学,2021,(1).10张贺,白钦先.数字普惠金融减小了城乡收入差距吗?基于中国省级数据的面板门槛回归分析J.经济问题探索,2018,(10)11肖威.数字普惠金融能否改善不平衡不充分的发展局面?J.经济评论,2021,(5).12郭峰,王靖一,王芳,等.测度中国数字普惠金融发展:指数编制与空间特征J.经济学(季刊),2020,19(4).13宇超逸,王雪标,孙光林.数字金融与中国经济增长质量：内在机制与经验证据J.经济问题探索,2020,(7)14常建新,范立春,高莉.数字普惠金融能够推动地区经济高质量发展吗?J.金融发展研究,2021,(12).（责任编辑/方思）财 经 纵 横An Empirical Test of Digital Inclusive Finance Promoting EconomicDevelopment in Western ChinaLiu Guanchen,Wu Chen(School of Economics and Finance,Xi an Jiaotong University,Xi an 710061,China)Abstract:This paper selects the quarterly data of regional economic development of 12 provinces in western China from2011 to 2020,and empirically analyzes the relationship between digital inclusive finance and economic development in westernChina.Then the paper uses the instrumental variable method and the core explanatory variable replacement method to test the ro-bustness of the empirical results.The results show that the development of digital inclusive finance plays an important role in pro-moting the overall economic development of western China,and presents the characteristics of stage and regional heterogeneity,and that the digital inclusive finance helps narrow the economic development gap in the western region.Key words:digital inclusive finance;regional economic growth;regional economic development gap;coordinated develop-ment136