數字普惠金融對中國實體經濟發展的區域異質性影響研究：效果檢驗與傳導機制

馬紅梅，趙志尚

(貴州大學 a.經濟學院; b.馬克思主義經濟學發展與應用研究中心;c.公共管理學院， 貴州 貴陽 550025)

一、引言

習近平總書記于2017年在第五次全國金融工作會議上明確指出：“金融是實體經濟的血脈，為實體經濟服務是金融的天職，是金融的宗旨，也是防范金融風險的根本舉措?！盵1]但與此同時，金融排斥在世界各地都很普遍。金融排斥指經濟實體被主流金融排斥，中小企業和低收入群體無法享受正常金融服務。它是導致國民經濟衰退和國民收入差距擴大的重要因素，并嚴重影響實體經濟發展[2]。

雖然普惠金融的概念自2005年就已經被聯合國正式提出，但由于傳統普惠金融仍然無法脫離以營利為目的的傳統金融機構，最終導致普惠金融服務出現“外熱內冷”現象。在杭州舉行的G20峰會上，數字普惠金融的概念首次正式提出。中國在電子商務和支付技術方面處于世界領先地位，在發展數字普惠金融方面具有巨大優勢。隨著我國經濟發展進入新常態，研究數字普惠金融與實體經濟發展關系顯得尤為重要。

本文在合理汲取和科學借鑒現有研究成果的基礎上，主要做了以下研究：一是基于動態面板數據模型系統GMM估計方法，重點評價數字普惠金融發展與我國實體經濟發展的關系，突破現有研究視角局限性；二是基于門限效應，討論數字普惠金融對我國不同區域實體經濟發展的影響差異；三是強調數字普惠金融影響我國實體經濟發展過程中的消費需求和技術創新的重要傳導作用，深化對需求驅動和創新驅動戰略定位的認識。

二、文獻回顧

數字普惠金融是我國實體經濟發展和中國特色社會主義建設的重要推力，傳統金融的實體網點服務成本高、覆蓋面窄等缺點，在一定程度上影響了我國實體經濟的健康發展。隨著大數據時代到來，科技企業依靠數字技術實現金融賦能，推動銀行等傳統金融機構轉型升級，從而進一步推動金融機構更好地支持實體經濟發展；同時，數字普惠金融為金融資源的供需提供了良好的平臺，增加了金融資源供給，有效整合了利用率低的金融資源[3-4]。

我國對數字普惠金融的研究一直走在世界前列，特別是在北京大學于2016年發布了《北京大學數字普惠金融指數(2011—2015年)》(1)北京大學互聯網金融研究中心課題組：《北京大學數字普惠金融指數(2011—2015年)》，2016年。后，國內很多學者開始通過這套數字普惠金融指數來進行實證研究，覆蓋各個研究領域。從現有研究成果來看，國內數字普惠金融的相關研究大多側重分析其對經濟發展質量的影響。蔣長流等以2011—2016年258項城市指標面板數據為基礎，建立衡量城市經濟發展質量的綜合指標體系，闡述高質量經濟發展內涵，從創新驅動角度探討普惠金融實施和經濟高質量發展的內在機制[5]。由于數字普惠金融提出時間較短，目前關于數字普惠金融與區域異質性的研究相對較少。徐子堯等發現數字普惠金融能通過改善區域信貸資源分配及提高居民消費數量和質量，促進區域創新能力提高[6]。

國內關于數字普惠金融對實體經濟發展影響的文獻相當有限。成學真等研究發現，數字普惠金融對促進實體經濟發展具有重要作用，而傳統金融、消費水平、科技創新在傳播中也發揮一定作用，但都具有一些隱性特征[7]；郭錦輝認為要發展數字普惠金融，必須在金融創新與風險防范之間取得良好平衡，讓普惠金融更好地服務實體經濟[8]；盛明泉等研究結果顯示，數字普惠金融對實體企業“脫實向虛”存在抑制作用[9]；鐘凱等研究結果發現，數字普惠金融對實體企業金融化具有一定的抑制作用[10]。

現有文獻幾乎都是研究數字普惠金融與經濟增長和收入差距之間的關系，并且大多學者研究的“經濟”主要是指GDP。而服務實體經濟是我國金融發展的出發點和落腳點，若數字普惠金融不能與我國實體經濟發展相匹配，那么經濟發展可能很快產生“脫實向虛”的不良趨勢，目前許多發達國家產業空心化恰恰體現在這點上[11]。同時，這些研究主要是理論分析和總體分析，鮮有進行深入實證檢驗。

為了彌補上述不足，本文從我國實體經濟發展的角度進行了研究，并基于2011—2018年31個省份(不包含中國臺灣、中國香港和中國澳門)的面板數據進行回歸分析。運用系統GMM估計方法和門限與中介效應檢驗，對東中西部地區數字普惠金融對實體經濟發展的影響進行實證分析，以期為新時代我國實體經濟的持續發展提供相應的政策建議。

三、理論分析

(一)數字普惠金融界定

普惠金融的內涵可以概括為在傳統金融的基礎上，更加公平包容地為全社會各階層提供更全面的金融服務體系。隨著移動互聯網技術和普惠金融深度交叉，普惠金融也步入了一個數字化和快速發展的時期。《G20數字普惠金融高級原則》中提出，數字普惠金融提倡以數字技術來推動普惠金融發展。

與傳統的普惠金融一樣，數字普惠金融也是一個多維概念[12]。因此，數字普惠金融度量可以參考傳統的“普惠金融”多維指標體系的設計并添加相關指標。北京大學數字金融中心建立了“中國數字普惠金融指標體系”，為我國數字普惠金融研究提供數據支持。指標體系使用了3個維度：覆蓋范圍、使用深度和數字水平，以全面衡量2011年至2018年省、市和縣級數字普惠金融的發展水平。

(二)數字普惠金融對實體經濟發展的作用機制

數字普惠金融能有效打破地域局限，為邊遠貧困地區企業提供金融服務，滿足資金需求，促進中小企業發展，使資本發揮更有效的作用，優化金融資源配置效率，提高實體經濟發展水平[13]。隨著我國經濟結構的轉變，消費對GDP增長的貢獻率由2011年的51.6%逐步提高到2019年的57.8%，投資對GDP增長貢獻程度從2011年的54.2%下降到2019年的31.2%。所以數字普惠金融將有效地促進我國消費，促進實體經濟發展。數字普惠金融有助于利用移動互聯網和大數據技術來構筑健全的信用系統，獲取盡可能多的融資信息，增加了信息透明性，通過數字普惠金融為創新型產業注入大量資金，增加科技創新產出，推進實體經濟結構轉型升級。從長遠看，數字普惠金融可以通過技術創新進一步推動實體經濟的發展。

(三)數字普惠金融的區域異質性特征

近年來，數字普惠金融實現跨越式發展[14]。當然，各區域在發展數字普惠金融方面存在一定差距，包括金融發展對實體經濟影響，可能在各區域表現出不平衡，特點是區域異質性。產業結構、科技投入、消費需求和基礎設施的地區差異將導致實體經濟發展的異質性效應，一般來說，數字普惠金融的發展水平越高，它對實體經濟的帶動作用就越顯著。

四、研究設計

(一)模型構建

采用系統GMM估計方法來進行基準回歸，既解決了弱工具變量的問題，又解決了內生性問題，而且提高了估計效率，本文建立的基準回歸模型如下：

REi,t=α0+α1REi,t-1+α2DIFIi,t+βXcontrol+γt+δt+εi,t

(1)

其中，i和t分別代表省份和年份，RE代表實體經濟發展水平，DIFI代表數字普惠金融發展水平，Xcontrol為一組控制變量，εi,t為未觀測隨機誤差項。

1.中介效應檢驗

本文重點研究消費需求和科技創新在數字普惠金融對實體經濟影響過程的中介效應，中介效應模型及檢驗過程如下：

REi,t=η0+η1REi,t-1+θ1DIFIi,t+θ2CDi,t+ηjXi,t+γt+δt+εi,t

(2)

CDi,t=κ0+θ3DIFIi,t+κjXi,t+γt+δt+εi,t

(3)

REi,t=η0+η1REi,t-1+μ1DIFIi,t+μ2TIi,t+ηjXi,t+γt+δt+εi,t

(4)

TIi,t=κ0+μ3DIFIi,t+κjXi,t+γt+δt+εi,t

(5)

其中，CD是反映區域消費水平的中介變量，TI是反映區域科技創新水平的中介變量。

2.門限效應檢驗

數字普惠金融對我國實體經濟發展影響是否存在門限特征？為此，筆者繼續對其進行測試，并借鑒Hansen(2000)門限模型。由于具體門限數目未知，假設為單一門限模型，門限計量模型設置如下：

REi,t=νi+ο1DIFIi,t·I(index≤ρ)+ο2DIFIi,t·I(index>ρ)+σXcontrol+εi,t

(6)

其中，DIFI表示數字普惠金融發展程度；Xcontrol為相互對應的控制變量；下標i和t分別代表省份和年份。本文選取的門限變量為數字普惠金融發展指數對數，I(·)是一個指示函數，ρ是一個對應的門限值。

(二)變量選取

本文基于我國省級面板數據，研究數字普惠金融與我國實體經濟發展的關系。

1.被解釋變量

實體經濟發展(RE)。自2008年美國金融危機以來，實體經濟的發展就成為經濟領域的熱門話題。美聯儲將實體經濟定義為不包括房地產和金融行業的國民經濟，本文將房地產和金融業的產出數據從GDP中剔除，以反映全省實體經濟的發展水平。

2.解釋變量

數字普惠金融(DIFI)。本文采取北京大學數字金融研究中心2019年公布的數字普惠金融發展指數作為對各個省份數字普惠金融發展程度的評價標準。

3.中介變量

居民消費需求(CD)。消費是拉動經濟的“三駕馬車”之一，是實體經濟發展重要動力。本文選取社會消費品零售總額來代表各省的消費需求。

科技創新程度(TI)?？萍紕撔率菐訉嶓w經濟發展的重要動力，能有效促進產業升級。專利授權是衡量科技創新成就的指標。因此，我們使用每個省的專利申請數量來代表每個省的科技創新水平。

4.控制變量

產業結構狀況(IS)。產業結構優化將直接影響資源配置的效率，產業結構優化將提高資源配置效率和產出能力，最終促進地方實體經濟發展。在本文中，第二產業增加值代表了區域實體經濟的產業結構。

技術投入水平(R&D)。科學技術是經濟增長的第一生產力，技術投入將直接影響一個國家實體經濟發展的質量和可持續性，本文選取了代表地方技術投入水平的省級研發經費。

固定資產投資(FI)。投資水平的提高意味著區域吸引資本的能力得到增強，實體經濟中的固定資產加速形成；投資水平以整個社會的固定資產投資為代表。

基礎設施建設(IC)。基礎設施建設給實體經濟創造了基礎性的發展環境，是影響地區實體經濟增長的重要環節?；A設施建設以鐵路、公路和水路運輸線路總里程量來進行表述。

(三)描述性統計

為了統一量綱，對每個變量進行對數處理。本文使用的是我國31個省份(中國港澳臺地區除外)2011—2018年的數據，數字普惠金融發展指數來源于北京大學數字金融中心和數據庫，其他的數據來自國家統計局、國家統計年鑒、省統計局、省統計年鑒和省政府網站，表1顯示了處理變量后的基本描述統計信息。

表1 變量描述性統計

五、實證檢驗

(一)基準回歸分析

估計結果如表2所示，AR(2)大于10%，表明該模型可以有效地克服內生性問題。Sargen檢驗結果表明，模型中工具變量的選擇是合理的，因此系統GMM方法是評估數字普惠金融對我國實體經濟發展影響的最合適方法。表2的結果表明，實體經濟發展的一級滯后對當前實體經濟的發展有重大影響。回歸系數為0.583 0，表明前一時期我國實體經濟的發展對當前實體經濟的發展具有顯著的促進作用。基準回歸結果表明，數字普惠金融可以增加金融供給，擴大金融覆蓋面，更加有效地引導資本向實體經濟流動，從而促進實體經濟的發展。

表2 基準回歸估計結果

從控制變量來看，我國產業結構對實體經濟的發展具有顯著的促進作用，這得益于我國產業結構逐步優化。技術投資對我國實體經濟的發展具有顯著的促進作用，表明近年來技術投資的不斷增加刺激了我國企業的研發和創新活動，對實體經濟的發展具有積極的推動作用。固定資產投資對于我國實體經濟發展的負面影響明顯，這可能是由于我國的固定資產投資很大一部分屬于房地產投資，然而本文中金融和房地產不屬于實體經濟，因此這可能正是固定資產投資對我國實體經濟發展產生顯著負面影響的重要原因之一?；A設施建設對我國實體經濟發展具有顯著積極影響，多年來，我國的基礎設施建設不僅直接促進了工業的發展，也間接促進了第一產業和第三產業的發展。

由于我國不同地區數字普惠金融發展水平與實體經濟發展水平存在顯著的差異，本文將樣本數據分為東部、中部和西部3個區域，表2最后三列為3個地區的回歸結果?？傮w而言，中西部地區數字普惠金融對實體經濟發展起到了重要推動作用，西部地區積極作用大于中部地區。雖然東部地區數字普惠金融對實體經濟發展也有正向影響，但系數僅為0.027，且正向影響不顯著，因此數字普惠金融對欠發達地區實體經濟的發展具有強大推動作用。三大區域的AR(2)大于0.1，也就是說，殘差沒有二階以上自相關，同時Sargen大于0.1，表明沒有過度識別的工具變量，這也驗證了模型的合理性。3個區域實體經濟發展一階滯后項對當前實體經濟發展產生顯著影響，表明3個區域之前實體經濟發展對當前實體經濟發展具有顯著的促進作用。

從控制變量來看，產業結構優化對促進三大區域實體經濟發展具有重要作用。技術投資對東西部地區的實體經濟發展有顯著的正面影響，但對中部地區的影響不大，這可能是中部地區經濟轉型過程中階段性問題造成的；固定資產投資對東中西部地區實體經濟發展有負面影響，特別是對東西部地區的負面影響更加顯著，可能是由于房地產在固定資產投資中比重較高；基礎設施建設能促進3個地區實體經濟發展，但卻只有中部地區具有顯著的促進作用，這可能是由于東部地區的早期發展和長期建立的基礎設施所致，但西部地區由于起步較晚，基礎設施仍處于開發階段，所以只有中部地區具有顯著的促進作用。

綜上所述，數字普惠金融在促進實體經濟發展方面具有一定作用，并且由于地區差異，其促進作用也有所不同，它使中西部地區獲得更多金融服務，為促進實體經濟發展發揮更大作用。因此，中西部地區應加快發展數字普惠金融，進一步促進實體經濟發展。

(二)中介回歸分析

如表3的回歸結果所示，數字普惠金融在促進消費者需求方面具有重要作用。全樣本的回歸結果顯示數字普惠金融的系數顯著，說明在消費需求最終得到控制后，數字普惠金融對實體經濟的影響仍然顯著，但是θ2不顯著，而θ3顯著，需要進行Sobel檢驗。結果表明Sobel檢驗結果是顯著的，說明消費需求是具有一定中介傳導效應的，即數字普惠金融水平的提高會刺激消費需求，從而有效推動實體經濟的發展。

表3 消費層面中介機制檢驗

從不同地區來看，東、中、西部地區的消費需求具有一定的傳導功能。其中，中部地區數字普惠金融水平的提高可以擴大消費需求，從而促進實體經濟的發展；西部地區θ1、θ2、θ3均顯著，消費需求存在著部分中介效應；東部地區數字普惠金融水平提高可以促進實體經濟的發展，但這種促進最終會受到消費需求的影響而受到抑制，即消費需求的傳導效應表現為一種遮掩效應。這可能是由于東部地區逐漸老齡化，醫療、教育、住房等方面消費支出相應增加，無法有效促進實體經濟的增長。

表4回歸結果所示，數字普惠金融在促進技術創新方面發揮重要作用。全樣本回歸結果表明數字普惠金融系數顯著，這表明技術創新最終被控制后，數字普惠金融對實體經濟發展作用仍顯著；但是μ2不顯著，而μ3顯著，需要進行Sobel檢驗。結果顯示Sobel檢驗結果顯著，表明技術創新具有一定中介傳導效應。

表4 科創層面中介機制檢驗

從不同區域來看，中西部科技創新都有一定傳導作用。中部地區μ2、μ3顯著，μ1不顯著，科技創新存在完全的中介效應；東部地區Sobel檢驗結果不顯著，科技創新不存在中介效應；西部地區數字普惠金融水平的提高可以有效促進實體經濟發展，但這種促進最終會因受到科技創新的影響而受到抑制，科技創新的傳導作用表現為遮掩效應。雖然東部地區不斷加大科技創新投入，但我國的“雙創”政策實施時間相對較短，且由于東部地區處于全國乃至全世界科技創新的最前沿，科技創新突破相對緩慢，存在一定滯后性；短時間內，西部欠發達地區自主創新能力仍顯不足，高層次創新人才短缺，導致西部地區創新能力不能有效地推動實體經濟發展，西部地區促進實體經濟轉型升級的能力不足。

(三)門限回歸分析

在分析數字普惠金融對我國實體經濟發展的門限特征時，為保證門限估計的準確性，采用Hansen(2000)bootstrap方法依次對模型的門限數進行測試，得到P值，具體數值見表5。

表5 門限效應估計結果

由表5可以看出，除中部地區雙門限在5%水平上顯著外，其余的單門限和雙門限在1%水平上顯著，而三門限不顯著。因此，可以認為數字普惠金融對我國實體經濟發展影響具有雙重門限效應。因此本文將采用雙門限效應模型來分析數字普惠金融對我國實體經濟發展的非線性影響。

表6提供門限回歸基本結果，表6列(1)顯示，數字普惠金融對我國實體經濟發展驅動作用存在一定的門限效應，在以雙門限劃分的3個階段中，數字普惠金融與我國實體經濟的發展正相關，顯著性水平為1%，且相關系數隨數字普惠金融指數上升而上升，說明發展數字普惠金融總體上有利于我國實體經濟的發展。

表6列(2)～列(4)將全國劃分為東中西部地區，實證結果顯示分組回歸中門限效應仍然存在。我國數字普惠金融在空間分布上的“發展鴻溝”，使東中西部地區數字普惠金融對實體經濟發展影響方面仍然存在顯著差異。在東部地區，數字普惠金融發展起步較早，普及度高，在各個階段對實體經濟積極影響均顯著高于中西部，然而隨著數字普惠金融發展指數進一步提高，其效果逐漸趨于減弱而顯示“收斂效應”。這可能是因為隨著數字普惠金融發展規模逐漸擴大，其風險因素也逐漸積累，從而不利于實體經濟發展；前文系統GMM基準回歸結果顯示東部地區數字普惠金融發展對實體經濟發展促進作用不顯著，這可能也是因為當前東部地區面臨的風險因素逐漸增多。而在中西部地區，雖然數字普惠金融的正向影響遠小于東部地區，但不可否認的是數字普惠金融給西部地區實體經濟帶來難得的發展機遇，通過借助數字普惠金融數字化高和可得性強的優勢，中西部實體經濟得以越過傳統金融等各方面限制，使自身發展潛力得到進一步激發，顯示加速發展態勢，所以其推動作用隨數字普惠金融發展而擴大，與之相對應，系統GMM模型中西部地區的推動效果顯著大于東部地區，其中西部地區的影響系數最高。

六、結論建議

本文基于2011—2018年31個省份的面板數據，結合北京大學數字普惠金融發展指數，為數字普惠金融在促進實體經濟發展中的實際作用提供實證證據。此外，運用中介效應模型和門檻回歸模型，從需求驅動和創新驅動的角度分析了數字普惠金融對實體經濟發展影響的內在機制、非線性傳導路徑和異質性。本文的主要結論如下：

一是數字普惠金融有助于促進我國實體經濟發展，數字普惠金融的持續發展對我國實體經濟產生積極影響的基本結論經過一系列檢驗仍然有效；

二是數字普惠金融對實體經濟發展的帶動作用存在雙門限，只有跨過門限，才能發揮更大的帶動作用。進一步分析表明，由于數字普惠金融在不同區域存在發展差距，數字普惠金融對我國實體經濟發展非線性影響在東部地區中存在“收斂門限”，而在中西部地區中則體現為“加速門限”。

三是從傳導渠道來看，整體上消費需求和科技創新在數字普惠金融驅動我國實體經濟發展的傳播機制中起到中介作用。從分區域層面來看，數字普惠金融能夠通過擴大消費需求和激勵科技創新影響實體經濟，但東部地區消費需求傳導作用表現為遮掩效應，科技創新在東部地區不存在中介效應，而在西部地區傳導作用同樣也表現為遮掩效應。

基于以上研究結論，本文提出以下政策建議：

第一，提升數字普惠金融服務實體經濟的效率。數字普惠金融業態作為服務實體經濟發展的重要組成部分，應當進一步加強與改善互聯網通訊環境、支付結算體系和服務體系。同時，簡化數字普惠金融為實體經濟服務的工作流程，構建數字普惠金融信用評估體系，更好地為中小企業和科技企業服務，提升為實體經濟服務的能力。

第二，應加強數字普惠金融基礎設施的建設，推動我國數字普惠金融的區域協調發展。與東部地區相比，中西部地區在信息技術方面較為落后。增加對中西部地區信息化建設的投入，對中西部地區的實體經濟，特別是中小企業和科技型企業，給予適當補貼，降低金融排斥群體互聯網接入成本，進一步促進我國數字普惠金融的協調發展。

第三，因地制宜發展數字普惠金融，促進數字普惠金融和區域實體經濟協調發展。由于數字普惠金融對實體經濟發展的影響會受到產業結構、基礎設施、固定資產投資等諸多因素制約，各地要根據自身發展特點設計相應的數字普惠金融發展模式。促進數字普惠金融與區域實體經濟發展的良性互動，實現中國實體經濟長期穩定健康發展。

第四，關注數字普惠金融給消費帶來的影響機制，運用數字普惠金融來刺激內需。有必要增強消費金融業務在數字普惠金融中的作用，完善數字消費金融的運行機制，引領資本向實體經濟流轉。同時，數字普惠金融具備了門檻較低、傳播容易、隱藏性強等特點，這就導致了金融機構與消費者之間關聯度變高，為消費者增添了新的投資風險。因此，政府及其他金融監管部門要盡快出臺相關法律政策，保障消費者在數字普惠金融中的相應權益，更好地發揮數字普惠金融促進消費的作用。

第五，建立健全多維高效的數字普惠金融體系，更好地服務于技術創新。數字普惠金融不同于傳統金融，它具有數字化、低成本、覆蓋面廣等特點。因此，要構建多元化的數字普惠金融體系，推出更有利于技術創新的金融產品和服務，更好地服務實體經濟發展。

第六，強化多元化監管機制，防范數字普惠金融的潛在風險。進一步加強金融準入監管，對行業進行分類和混合，明確行業準入門檻，推進社會信用調查體系建設。同時，借助“監管沙箱”(2)劃定一個范圍，即“盒子”，對在“盒子”里面的企業，采取包容審慎的監管措施，同時杜絕將問題擴散到“盒子”外面。和滲透監管模式，可以最大限度地防范和解決數字金融領域潛在的金融風險。