數字普惠金融對江蘇省經濟發展影響研究

夏芮　吳晶晶　羅清　沙玥吏

摘要：文章基于江蘇省各市2011-2021年的面板數據，建立了個體固定效應模型，以探究江蘇省數字普惠金融對經濟發展的影響。研究發現：數字普惠金融顯著促進江蘇省經濟發展。經濟發展和數字普惠金融、財政支出規模、城鎮化、產業結構、貿易開放度以及人力資本水平存在長期的穩定關系，其中城鎮化水平、產業結構、貿易開放度和人力資本水平顯著促進江蘇省經濟發展，財政支出對江蘇省經濟發展產生了一定的負面影響。

關鍵詞：數字普惠金融；經濟發展；江蘇省

一、引言

隨著數字技術日益進步，數字普惠金融這一理念最早于2016年G20杭州峰會中提出。目前，數字技術已經應用于金融業，并逐步向其他行業滲透和擴展，形成了許多新業態，如數字金融、云計算、物聯網等。數字普惠金融泛指利用數字金融服務，推動普惠金融各項活動，具有低門檻、低成本、高效率和便利性等特點，使得數字普惠金融成為目前推動中國普惠金融蓬勃發展的主要力量。與此同時，中國的經濟發展已經全面進入了一個新的階段，隨著經濟增長轉向高質量的體系，互聯網與金融技術的緊密結合已成為普惠金融的重要發展點，也是現代金融體系建設的重點。因此，本文以這一重點為研究課題，并對理論和實證的觀點進行分析。

二、文獻綜述

郭峰等（2020）認為中國數字普惠金融從2011年到2018年實現了跨越式發展，進入了深度拓展的新階段、新時代。從中國省級和城市級數字普惠金融指數分析出，數字普惠金融的發展具有較強的地域收斂性，數字普惠金融在不同區域之間的發展差距整體大幅減小，數字普惠金融為經濟落后的區域提供金融機會，從而有效緩解了中國經濟發展中不容忽視的區域不平衡問題。張天和劉自強（2021）對中國農村地區數字普惠金融的發展差異進行考察，按照七大地理區域的劃分，研究發現，各地的發展都呈現出上升的趨勢，華東地區目前處于絕對優勢的地位，西南、東北和西北這三個地區呈現出增長速度較快的特征，所以整體發展呈現出東部和南部較強，西部、北部較弱的趨勢。他們認為關于中國農村地區數字普惠金融發展，矛盾在目前階段沒有得到有效的解決。程云潔、段鑫（2022）研究表明，數字普惠金融使用深度對中部地區各城市經濟高質量發展存在雙門檻效應，呈現先弱后強的正向作用。Shen Y（2021）等在2016年G20峰會正式提出了數字普惠金融后，遵循這一趨勢，建立了一種適合跨國比較的數字普惠金融指標，利用空間數據和技術，研究得出86個鄰國的數字普惠金融對經濟增長有顯著的積極影響，對鄰國產生空間溢出效應。Tay L等（2022）認為與發達國家相比，發展中國家的人們更愿意使用數字普惠金融，來幫助減少貧困，其中亞洲國家最為突出。發展中國家往往在獲得和使用數字金融服務時，性別、富人和窮人以及城鄉地區之間持續存在分歧。與高收入的新歐盟國家相比，數字普惠金融對低收入、舊歐盟國家的積極經濟影響更為顯著。而銀行是任何經濟中金融服務和產品的關鍵提供者，在加強數字普惠金融項目的有效性中發揮著關鍵作用。

綜上所述，在我國經濟發展過程中，江蘇省始終發揮著舉足輕重的作用，同時江蘇的經濟發展也是長三角地區的主要力量。不同地區在資源、技術和文化方面都存在差異，地區經濟發展也會產生失衡，因此江蘇省南部和北部地區在經濟發展上存在著一定的失衡，這種失衡對該省經濟協調發展是不利的，從長遠看也將阻礙江蘇省總體發展。在此基礎上，本文通過研究數字普惠金融在江蘇省經濟發展中的作用，以江蘇省各地級市的面板數據為樣本進行了回歸分析，并提出合理建議。

三、數據及變量說明

（一）變量選擇與數據來源

被解釋變量：本文采用人均生產總值的對數值來衡量一個地區的經濟發展程度，用LNAGDP作為變量名。該數據從北京大學金融研究中心獲取，范圍是2011-2021年，以年為單位，得到143個數據。

解釋變量：本文采用北京大學金融研究中心發布的數字普惠金融指數的對數值來衡量我國各省以及各地級市數字普惠的金融狀況，用LNDFI作為變量名。該變量數據從江蘇省各地級市統計局獲取，范圍是2011-2021年。

控制變量：經濟發展水平除了受到數字普惠金融發展水平的影響外，還受到財政支出規模、城鎮化水平、產業結構、貿易開放度、人力資本水平的影響，故本文采取這五個指標作為控制變量。

財政支出規模，用GE作為變量名。該指標通過計算各地級市的政府財政支出與該地級市生產總值的比值得到，評估該地級市的財政支出規模。該變量數據從江蘇省各地級市統計局獲取。

城鎮化水平，用URBAN作為變量名。該指標通過計算各地級市城鎮人口數量與該地級市總人口數量的比值得到，評估該地級市的城鎮化水平。該變量數據從江蘇省各地級市統計局獲取。

產業結構，用IS作為變量名。該指標通過計算各地級市第二、三產業之和與該地級市生產總值的比值得到，比重越大，代表水平越高。該變量數據從江蘇省各地級市統計局獲取。

貿易開放度，用OPEN作為變量名。該指標通過計算各地級市的進出口總額與該地級市生產總值的比值得到，評估該地級市的對外開放水平。該變量數據從江蘇省各地級市統計局獲取。

人力資本水平，用LABOR作為變量名。該指標通過計算各地級市普通高校在校生占該地級市總人口數量的比值得到，衡量當地的人力資本水平。該變量數據從江蘇省各地級市統計局獲取。

（二）模型設定

本文采用面板回歸模型來探究數字普惠金融對江蘇省經濟發展的影響，選取了2011-2021年江蘇省13個地級市的面板數據進行建模，模型設定如下：

LNAGDPi，t＝β1LNDFIi，t+β2GEi，t+β3URBANi，t+β4ISi，t+β5OPENi，t+β6LABORi，t+α0+εi，t式（1）

其中，i表示不同地區，t表述不同年份。β1、β2、β3、β4、β5、β6分別表示了數字普惠金融、財政支出規模、城鎮化水平、產業結構、貿易開放度以及人力資本水平對人均生產總值的彈性系數，α0為截距項，εi，t為誤差項。

為了消除數據的影響，進行統一量綱，本文將數字普惠金融指數（DFI）和人均生產總值（AGDP）進行對數化處理，結果如表1。

通過分析得出江蘇省十三個地級市的經濟發展水平在10.23419和12.14108之間，均值為11.35691，標準差較高，說明江蘇省各市之間的經濟發展水平存在明顯差異。數字普惠金融總指數在3.918999和5.829066之間，差距較大，說明數字普惠金融的發展沒有改善各市發展不平衡問題。從結果中可以看出控制變量貿易開放度在0.06到1.8之間波動，說明地區差異問題比較嚴重。

四、實證結果及分析

（一）平穩性檢驗

本文在建模過程中使用的數據時間跨度是十一年，存在時間趨勢，為了避免由變量的非平穩性而導致的偽回歸現象，需要對各變量進行平穩性檢驗。本文采用ADF檢驗方法對面板數據進行平穩性檢驗。

對原變量的平穩性進行了檢驗，結果表明存在單位根，這說明原變量是非平穩的序列。所以接下來對原數據進行一階差分，并對數據的平穩性再次進行檢驗。檢驗結果表明，在5%的顯著性水平下，變量LNAGDDP、LNDFI、GE、URBAN、IS、OPEN和LABOR都是顯著的，因此，本文選取的變量面板數據是平穩序列，如表2。

（二）協整檢驗

通過平穩性檢驗可以得出，所有變量的面板數據都是一階單整，因此必須用協整檢驗的方法來確定各變量之間是否存在長期均衡關系。檢驗結果如表3。

結果顯示，因變量LNAGDP和自變量LNDFI以及各控制變量之間均存在長期均衡關系。

（三）F檢驗及Hausman檢驗

借助F檢驗和Hausman檢驗，選取回歸模型。F檢驗原假設為不同個體的模型截距項相同，需構建混合模型，如表4所示，F檢驗結果顯著，拒絕原假設，說明在混合模型和個體效應模型中，應該構建個體效應模型。Hausman檢驗結果顯著，說明針對江蘇省的面板數據，應在固定效應模型和隨機效應模型中，選擇固定效應模型。綜合結果，最終選定構建個體固定效應模型進行回歸。

（四）回歸分析

對江蘇省面板數據進行個體固定效應模型回歸，結果如表5所示，個體固定效應模型R2為0.974991，接近1，說明擬合效果較好。從公式（2）分析，表明數字普惠金融（LNFDI）可以促進江蘇省經濟發展，且在1%的水平上顯著，數字普惠金融指數提高1%，促進江蘇省人均生產總值增長0.314211%。運用并普及互聯網的有關技術，充分發揮其具有普遍性、速度快、成本低等特點，進一步拓展金融服務的覆蓋范圍，以確保中小企業、商戶和職工均能從金融服務中受益，從而推動經濟的發展。

控制變量方面，城鎮化水平（URBAN）、產業結構（IS）、人力資本水平（LABOR）、貿易開放度（OPEN）回歸系數均為正。其中城鎮化水平（URBAN）在1%的水平上高度顯著，說明隨著城鎮化水平的日益提升，城鄉基礎設施的日益完善，各類移動終端的建設得更加便捷，金融服務普惠性得到了加強，數字金融在中小企業及居民中的普及和運用得到提升，必將進一步推動江蘇省的經濟發展。產業結構（IS）通過檢驗后表明，與被解釋變量存在正相關關系，意味著伴隨產業結構中第二、第三產業的份額增加，促進江蘇省經濟增長。人力資本水平（LABOR）同樣在1%的水平上顯著，表明只有人口綜合素質得到提高，人才體系的不斷完善，才能保持江蘇省經濟穩定增長。而貿易開放度（OPEN）在5%的水平上顯著，即隨著江蘇省對外貿易規模擴大，其對外開放水平越高，有助于提高進出口產業的專業化程度，進而推動江蘇省經濟發展。

但是，在五個控制變量中，只有財政支出規模（GE）回歸系數為負，且通過5%的顯著性檢驗，表明會對江蘇省經濟發帶來一定的負面影響，有可能是隨著財政支出規模的擴大，江蘇省社會面上的科技和教育經費持續增加，長尾客戶群體采用普惠金融方式所能享受到的資金量變少，這可能導致客戶群體的消費不充分，從而給地區經濟發展帶來一定的負面影響。

由表5可得，個體固定效應模型為：

LNAGDP=0.314211*LNDFI-0.665912*

GE+1.243545*URBAN+4.62827*IS+0.133289*OPEN+8.871610*LABOR+4.421526式（2）

五、結論及啟示

通過本文分析，得出以下主要結論：

第一，從數字普惠金融指標體系可以看出，江蘇省的數字普惠金融發展水平逐年增加，從地級市層面來看，各地之間的數字普惠金融發展不平衡，其與經濟發展水平存在一定的正相關關系，經濟發展水平越高的地區，其數字普惠金融的發展程度就會普遍越高。

第二，從人均生產總值分析出各地級市經濟發展逐年增長，蘇南地區帶動蘇中地區的經濟增長，蘇中與蘇南地區的經濟差距已然縮小。但是蘇南地區的經濟影響，隨著向北方輻射而逐漸削弱，導致蘇北與蘇中、蘇南地區的經濟差距加大。

第三，基于實證結果分析，數字普惠金融發展對江蘇省經濟發展的影響為顯著正向關系，即數字普惠金融可以在一定程度上促進江蘇省經濟發展。經濟發展和數字普惠金融、財政支出規模、城鎮化、產業結構、貿易開放度以及人力資本水平存在長期的穩定關系。其中城鎮化水平、產業結構、貿易開放度和人力資本水平顯著促進江蘇省經濟發展，財政支出對江蘇省經濟發展具有一定的負面影響。

下文根據主要結論提出對策和建議。第一，必須建立健全市場監督機制，以保證數字化普惠金融系統的有序健康發展。目前，江蘇省正處于數字普惠金融建設的起步階段，相關的機制和法規仍不完善，未來需要在實踐中不斷探索。第二，要進一步夯實區域經濟基礎，促進區域經濟健康發展，確保普惠金融體系穩步發展；經濟發展是所有發展之本，其重要性不言自明。江蘇省經濟目前處于良好發展階段。經濟發展對金融發展有著根本性的影響，好的經濟發展能夠促進普惠金融的穩步發展。第三，制定一個差異化的數字普惠金融戰略。因為數字普惠金融的推廣程度因地區經濟發展特色而異，因此每個地區都應該制定獨特的戰略，以確保數字普惠金融的全面普及。

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[7]Tay L Y，Tai H T，Tan G S.Digital financial inclusion：A gateway to sustainable development[J].Heliyon，2022，8（06）.

＊基金項目：江蘇高校哲學社會科學研究項目：基于空間計量模型的數字普惠金融與區域經濟增長的關系研究（2022SJYB1762）。

（作者單位：南通理工學院）