我國數字普惠金融的減貧效應研究

文/賀武（浙江越秀外國語學院）

隨著經濟的發展，各地區之間具有明顯的經濟差異，貧困地區的經濟發展較慢，所承擔的金融風險較高，部分金融機構因收益較少等原因不愿意參加貧困地區的普惠金融建設，長此以往不僅不利于貧困地區經濟發展，而且不利于普惠金融服務的長遠發展。在信息技術的推動下，金融產品同信息技術之間的結合度不斷增加，數字普惠金融在這一條件之下誕生，同時數字普惠金融不再受地域限制，互聯網的推動使得金融服務的效率大大提高，成本不斷下降，有效地推動了普惠金融的可持續發展，并為普惠金融的發展帶來了新的生機。數字普惠金融的出現有效地解決了貧困地區金融服務缺失的現象，為完善貧困地區金融結構作出了較大的突破。但數字普惠金融服務出現時間比較晚，有很多不完善的地方，如何提高數字普惠金融的覆蓋面積，降低金融服務的成本，更好地帶動當地經濟發展依舊是當前研究的重點。

一、我國數字普惠金融發展現狀與減貧實踐

（一）我國數字普惠金融發展現狀

1.數字普惠金融發展迅速

中位數是用來分析數據變化的重要指標之一，根據表1中的數據可知，當前我國省級數字普惠金融指數均值和中位數皆是呈上升趨勢。在科技的推動下，我國數字普惠金融的發展較快，從2015年開始，我國數字普惠金融的發展得到了較大的突破。數字普惠金融指數的中位數由214.6增長到378.6，指數的年增長率穩定提高。當前我國經濟發展較快，農村的經濟得到了較大的重視，在數字普惠金融的推動下，金融服務的覆蓋面明顯增加，金融類產品的種類增加，使用的頻率明顯提高。

表1 2015-2020年省級數字普惠金融指數均值

2.數字普惠金融發展存在地區差異

由于我國不同地區之間的經濟發展具有較大的差異，因此數字普惠金融發展之間的地區差異較大，雖然近年來我國數字化技術得到了較大的突破，但是發展不平衡的問題依然存在，在數字普惠金融的深度使用后，各地之間的經濟差距逐年減小。

（二）數字普惠金融的減貧實踐

普惠金融類產品有很多，例如螞蟻金服。螞蟻金服在2016年正式成立農村事業部，以我國農村的實際經濟情況為背景，推出具有一定特色的金融服務：旺農貸、旺農保和旺農付。在互聯網和精準扶貧相結合的模式下，普惠金融產品獲得了較大的發展空間，也為推動農村經濟發展提供了較大的幫助。

1.“線下+線上”熟人模式

數字普惠金融的覆蓋率有限，偏遠地區的覆蓋率比較低，為了能夠滿足不同地區居民的要求，螞蟻金服推出線上線下相結合的模式。當前我國偏遠地區存在互聯網普及率低下、信息技術水平不高、數字普惠金融產品較少的情況，為了推動這些地區的經濟發展，螞蟻金服和阿里巴巴村淘合伙人等建立合作，由其為農民提供貸款服務，提高當前居民的經濟來源，這一方式即熟人信貸。村淘合伙人對農村的基本情況比較了解，能夠針對性地提供金融貸款服務，分析風險因素，對于當地經濟發展有著較大的影響。螞蟻金服利用村淘合伙人對農村情況的了解程度，可以降低風險，并將資金有效地轉向農村。這一模式需要大量的人工審核，在人工方面所投入的資金成本較大，且不同地區之間的實際差異較大，并不能夠形成統一的模式。螞蟻金服在互聯網的推動下，具有很好的信息技術優勢，積極拓寬思維，完善金融服務是當前的發展重點。

2.數據化平臺模式

我國政府積極鼓勵普惠金融服務向著農村經濟方向發展，為了響應國家號召，螞蟻金服不斷加強數據化平臺模式發展，這一方式主要是加強金融同縣級政府之間的合作，建立智慧縣域+普惠金融的發展模式。螞蟻金服是阿里巴巴旗下的金融產品，其在數據信息方面具有很大的優勢，龐大的數據庫和領先的信息技術為螞蟻金服的發展建立穩定的發展基石。隨著經濟的不斷發展，農村經濟具有較大的潛力，數字普惠金融的出現將有效地增加農村經濟發展的速率，同時完善傳統普惠金融發展過程中的不足之處，這對于推動農村經濟發展和減貧事業都有著很大的積極影響。

二、數字普惠金融扶貧優勢與減貧機理分析

（一）數字普惠金融扶貧優勢分析

1.提高貧困群體金融服務可獲得性

數字普惠金融服務的優勢之一便是低成本，通過數字技術為消費主體提供一定的金融服務，大大減少了人力方面的支出，受地域因素的影響比較小，彌補了傳統金融機構的弊端。數字普惠金融吸引了一大批金融企業的關注，進而推動數字普惠金融體系的發展。

數字普惠金融服務的種類繁多，產品的門檻較低，能夠滿足不同客戶的要求，相對于傳統金融產品而言具有更大的優勢。數字普惠金融服務根據不同的應用場景將會推出不同類型的服務，具有很高的特異性，進而推動金融服務向著個性化的方向發展。數字普惠金融是在傳統普惠金融的基礎上添加數字化技術，金融服務的成本大大降低。

2.提高金融扶貧的商業可持續性

我國經濟發展的特點是以市場為主導，政府進行宏觀調控，但是，由于我國各地區之間的經濟發展差異較大，傳統金融服務機構在偏遠地區建立網點時，不僅建設難度較大，其成本投入也比較高，因此很多金融機構并不愿意到偏遠地區建立金融網點。隨著我國科技的不斷發展，互聯網同經濟發展之間的關聯性直線增加，在信息技術的依托下，我國金融服務產品的成本不斷下降，地域限制降低，金融服務機構的利潤空間增加。在這一大背景下，金融扶貧的商業可持續性增加，有很多金融服務機構逐漸加入我國金融扶貧的建設中，同時金融扶貧能夠為我國經濟帶來新的增長點，對于金融機構和我國貧困問題而言是雙贏，提高了我國金融扶貧的可持續性。

（二）數字普惠金融減貧機制分析

1.直接影響機制

（1）通過互聯網提升金融服務的可獲得性緩解貧困

數字普惠金融打破了傳統金融機構的限制，地域和空間方面的限制較小，傳播的速度較快，有效地降低了金融服務產品的成本，提高了普惠金融服務的效率。數字普惠金融產品的門檻低，低收入人群通過數字普惠金融服務能夠獲得支付、信貸等服務，這有利于為貧困居民帶來經濟收入，也降低了我國貧困壓力。

（2）通過數字科技助力精準扶貧緩解貧困

在大數據時代，通過信息技術能夠有效完善扶貧系統，對扶貧對象的基本情況進行分析，精準定位不同人群的消費水平。扶貧系統將有利于金融機構進行監督，就扶貧系統中的信息進行針對性的監測，保證精準扶貧，提高扶貧的效率。當前我國大部分省市已經建立扶貧信息管理平臺，這一平臺能夠有效地為數字普惠金融機構的發展提供一定的幫助。

2.間接影響機制

（1）通過促進經濟包容性增長緩解貧困

當前數字普惠金融的優勢遠大于傳統普惠金融，且其成本低，覆蓋率大，具有更大意義的普惠。數字普惠金融能夠促進金融的有效發展，帶動我國農村地區經濟的穩定提高，減小地區之間的經濟差異，提高經濟的包容性。貧困地區經濟增長的動力較小，在數字普惠金融的推動下，貧困地區的經濟增長加快，貧困問題逐漸得到解決。

（2）通過優化城鄉收入分配緩解貧困

數字普惠金融的種類更多，采用線上和線下相結合的方式提供服務，能夠為貧困地區的經濟帶來新的增長點，提高當地居民的經濟收益，對于推動我國貧困地區的經濟發展具有較大的影響力。數字普惠金融的發展為貧困地區帶來更多的信貸資金，這對于當地的經濟具有很好地推動作用，提高居民的收入，降低地區之間的經濟差異。數字普惠金融服務更加趨于多元化，使更多的人能夠享受到適合其發展的金融產品，極大地降低了金融服務的門檻，增加了融資的渠道。

三、我國數字普惠金融減貧的實證分析

（一）指標選取

本文選取我國31個省份為研究對象，選取2013年到2019年的相關指標數據進行實證分析。由于主要是分析普惠金融的減貧效應，因此以我國居民的人均可支配收入作為被解釋變量（Y），以北京大學數字普惠金融指數（X1）作為解釋變量，控制變量主要從財政投入、教育投入、科研投入、物價水平4個方面選取，因此選取地方財政一般公共服務支出(X2)、教育經費(X3)、科研投入經費（X4）、居民消費價格指數(上年=100)（X5）作為控制變量。所有數據均來自中國統計年鑒。

（二）變量的描述性統計分析

一般在建模之前首先需要對變量的基本情況進行分析，觀察各個變量的最大值、最小值、均值和標準差情況。本文為了消除異方差的影響，首先對選取的居民的人均可支配收入（Y）、普惠金融指數（X1）、財政一般公共服務支出(X2)、教育經費(X3)、科研投入經費（X4）、居民消費價格指數（X5）進行對數化處理，分別記對數化處理后的變量 記 為lnY、lnX1、lnX2、lnX3、lnX4、lnX5。變量的基本情況如表2所示。

（三）模型構建

下面對居民的人均可支配收入（lnY）與普惠金融指數（lnX1）、財政一般公共服務支出(lnX2)、教育經費(lnX3)、科研投入經費（lnX4）居民消費價格指數（lnX5）的關系進行研究。首先對居民的人均可支配收入（lnY）、普惠金融指數（lnX1）、財政一般公共服務支出(lnX2)、教育經費(lnX3)、科研投入經費（lnX4）、居民消費價格指數（lnX5）平穩性進行檢驗。

1.平穩性檢驗

為避免產生偽回歸，使得實際上可能并沒有內在聯系的估計結果在統計檢驗上卻很顯著，在正式分析之前，要對數據進行平穩性檢驗，要求各選取變量具有平穩性。

下面分別對人均可支配收入（lnY）、普惠金融指數（lnX1）、財政一般公共服務支出(lnX2)、教育經費(lnX3)、科研投入經費（lnX4）、居民消費價格指數（lnX5）的原始序列及一階差分序列進行單位根檢驗，并同時使用LLC檢驗、ADF﹣Fisher檢驗和PP﹣Fisher檢驗3種檢驗方法對其進行檢驗，檢驗結果如表3所示。

表3 平穩性檢驗

從表3可以看出，人均可支配收入（lnY）的原始序列的平穩性檢驗中PP ﹣ Fisher檢驗沒有通過顯著性檢驗，因此人均可支配收入（lnY）不滿足平穩性序列的要求，而一階差分序列的LLC檢驗、ADF﹣Fisher檢驗和PP﹣Fisher檢驗都通過顯著性檢驗，因此人均可支配收入（lnY）的一階差分序列是平穩序列，滿足一階單整序列的要求。同理可得普惠金融指數（lnX1）、財政一般公共服務支出(lnX2)、教育經費(lnX3)、科研投入經費（lnX4）、居民消費價格指數（lnX5）的原始序列是不平穩序列，一階差分序列是平穩序列，因此普惠金融指數（lnX1）、財政一般公共服務支出(lnX2)、教育經費(lnX3)、科研投入經費（lnX4）、居民消費價格指數（lnX5）也是一階單整序列。由于人均可支配收入（lnY）與普惠金融指數（lnX1）、財政一般公共服務支出(lnX2)、教育經費(lnX3)、科研投入經費（lnX4）、居民消費價格指數（lnX5）都是一階單整序列，需要進一步對人均可支配收入（lnY）與普惠金融指數（lnX1）、財政一般公共服務支出(lnX2)、教育經費(lnX3)、科研投入經費（lnX4）、居民消費價格指數（lnX5）之間的關系進行協整分析。

2.協整檢驗

非平穩序列很可能出現偽回歸，協整檢驗的意義就是檢驗它們的回歸方程所描述的因果關系是否是偽回歸，即檢驗變量之間是否存在長期穩定的均衡關系，也就是確定變量之間是否存在協整關系。由于平穩性檢驗得出變量是一階單整序列，因此可以進行協整檢驗，下面利用Pedroni協整關方法對人均可支配收入（lnY）與普惠金融指數（lnX1）、財政一般公共服務支出(lnX2)、教育經費(lnX3)、科研投入經費（lnX4）、居民消費價格指數（lnX5）之間的協整關系進行檢驗，檢驗結果如表4所示。

表4 協整檢驗

從表4可以看出對人均可支配收入（lnY）與普惠金融指數（lnX1）、財政一般公共服務支出(lnX2)、教育經費(lnX3)、科研投入經費（lnX4）、居民消費價格指數（lnX5）之間的協整關系檢驗的Panel v﹣Statistic檢驗對應的統計量的值為﹣5.059204，其統計量對應的P值為0.000，小于0.01，說明在1%的顯著性水平下Panel v﹣Statistic協整檢驗方法檢驗得到：人均可支配收入（lnY）與普惠金融指數（lnX1）、財政一般公共服務支出(lnX2)、教育經費(lnX3)、科研投入經費（lnX4）、居民消費價格指數（lnX5）之間存在協整關系。同理可得Panel rho﹣Statistic檢驗方法、Panel PP﹣Statistic檢驗方法、Panel ADF﹣Statistic檢驗方法均得到人均可支配收入（lnY）與普惠金融指數（lnX1）、財政一般公共服務支出(lnX2)、教育經費(lnX3)、科研投入經費（lnX4）、居民消費價格指數（lnX5）之間存在協整關系。綜上所述：人均可支配收入（lnY）與普惠金融指數（lnX1）、財政一般公共服務支出(lnX2)、教育經費(lnX3)、科研投入經費（lnX4）、居民消費價格指數（lnX5）之間存在長期協整關系。

3.回歸模型建立

下面利用靜態面板數據模型構建人均可支配收入（lnY）與普惠金融指數（lnX1）、財政一般公共服務支出(lnX2)、教育經費(lnX3)、科研投入經費（lnX4）、居民消費價格指數（lnX5）之間的回歸模型，回歸模型如下所示：

其中i表示的是省份，t表示的是2013年到2019年的時間，lnYit表示的是第i個省份第t年的居民收入對數，lnx1it表示的是第i個省份第t年的普惠金融指數的對數，Xit表示的是控制變量，分別表示的是lnX2、lnX3、lnX4、lnX5，εit表示的是第i個省份第t年的殘差。

首先在對模型建模之前，需要利用huasman檢驗對模型的形式（固定效應模型、隨機效應模型）進行選取，模型的huasman檢驗結果如表5所示。

表5 huasman檢驗

從模型的hausman檢驗的結果中發現其模型的卡方統計量對應的P值小于0.05，說明隨機效應模型劣于固定效應模型，因建立固定效應模型。固定效應模型的具體形式如表6所示。

表6 回歸模型

從表6可以看出模型建立人均可支配收入（lnY）與普惠金融指數（lnX1）、財政一般公共服務支出(lnX2)、教育經費(lnX3)、科研投入經費（lnX4）、居民消費價格指數（lnX5）的回歸模型時，模型的擬合度adj R2為0.9882，說明回歸模型能擬合樣本數據的98.84%，說明模型的擬合效果很好。其次從方程的顯著性檢驗中可以得到F統計量在1%的顯著性水平下顯著，說明模型是顯著的。

其次從系數的顯著性檢驗可以看出：普惠金融指數（lnX1）的系數均為正值，并且在1%水平下顯著，說明普惠金融指數（lnX1）對居民收入（lnY）具有顯著性的正效應，因此普惠金融指數越高，其居民收入會越高，并且系數為0.12，說明普惠金融指數上漲1%時，居民的收入水平會上漲0.12%。這充分說明了普惠金融的推出具有顯著性的減貧效應。

而控制變量的顯著性檢驗結果得到：財政一般公共服務支出(lnX2)的系數在1%的顯著性水平下顯著為正，說明財政一般公共服務支出越多的地區，其居民的收入水平越高。在教育投入方面（lnX3）的系數也是顯著為正，說明當地的教育水平越高，其居民的收入水平越高。在科技研發投入方面，lnX4的系數也是顯著為正，說明當地的研發投入越高，其居民的收入水平越高。這三個控制變量充分說明了財務支持、教育支持、科技支持都具有明顯的減貧效應。而物價指數lnx5的系數在5%的顯著性水平下不顯著，說明了物價指數對居民收入的影響不顯著。

四、結論

本文通過實證分析研究發現，普惠金融指數對居民收入具有顯著性的正效應，表示普惠金融指數越高，居民的收入越高，當普惠金融指數上漲1%時，居民的收入水平會上漲0.12%，這充分說明普惠金融的推出具有顯著性的減貧效應。除此之外，財政一般公共服務支出越多的地區，其居民的收入水平越高；地區教育水平越高，其居民的收入水平越高；地區研發投入越高，其居民的收入水平也是越高。這三個控制變量充分說明了財務支持、教育支持、科技支持都具有明顯的減貧效應。但是物價指數對居民收入的影響甚微。