數字普惠金融對經濟高質量發(fā)展的影響研究＊

■ 楊艷芳 詹俊巖 胡艷君

1.北京聯合大學管理學院 北京 100101

2.北京師范大學經濟與工商管理學院 北京 100876

0 引言

隨著我國經濟發(fā)展模式從發(fā)展速度到發(fā)展質量的轉變，不斷提高金融服務實體經濟的能力在經濟轉型發(fā)展中至關重要。數字普惠金融以數字技術作為支撐，門檻低，效率高，覆蓋面廣，可顯著擴大金融服務范圍，減少信息不對稱，降低交易成本，提升社會金融資源配置效率，增加經濟發(fā)展的效率和包容性，進而促進經濟高質量發(fā)展。數字普惠金融已成為我國普惠金融發(fā)展的主要動力。

經濟高質量發(fā)展是近年來研究的熱點問題。張軍擴[1]認為經濟高質量發(fā)展以滿足人民群眾日益增長的美好生活為目標,應不斷促進經濟發(fā)展的高效率、公平和綠色可持續(xù)，因此可以從“高效、公平、可持續(xù)”3 個方面對高質量發(fā)展進行衡量。任保平[2]認為高質量發(fā)展不僅要強調經濟發(fā)展的高效率，同時還要讓創(chuàng)新成為經濟發(fā)展的動力，注重區(qū)域經濟發(fā)展的協(xié)調，在發(fā)展過程中關注環(huán)境質量，促進經濟可持續(xù)發(fā)展，并不斷促進發(fā)展成果全社會共享。對經濟高質量發(fā)展的評價思路大多基于5大發(fā)展理念[3]，或對5 大發(fā)展理念進一步細化、擴展形成更加具體的綜合指標體系[4]。如何深刻理解經濟高質量發(fā)展的內涵，全面、有效地衡量高質量發(fā)展還需要展開更深入的研究。

數字普惠金融對經濟高質量發(fā)展的研究主要集中于理論層面的分析。薛瑩[5]認為從理論維度上看，數字金融發(fā)展具有資源配置效應和創(chuàng)新效應，可提高金融服務實體經濟的能力，為經濟的可持續(xù)發(fā)展奠定基礎。數字金融對經濟高質量發(fā)展的實證分析相對較少，實證分析主要集中于數字普惠金融的創(chuàng)新效應、消費增長效應和減貧效應。數字普惠金融的創(chuàng)新效應表現為數字普惠金融發(fā)展降低企業(yè)的金融供給成本[6-7]，通過存量優(yōu)化和增量補充[8]機制，為金融資源匱乏地區(qū)的企業(yè)和創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)新活動提供資金[9-10]，促進區(qū)域內創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)發(fā)展[11-13]；數字普惠金融的消費增長效應表現為不僅能促進消費總量的提升，還能促進消費升級[14-15]。這種效應在經濟不發(fā)達地區(qū)和農村地區(qū)更為顯著[16-17]。數字普惠金融的減貧效應體現為數字普惠金融發(fā)展可以為低收入群體提供有效的外部資金支持[18-19]，數字普惠金融對貧困的影響呈現非線性，貧困減緩效應會隨著人均收入水平的提高而降低[20-21]。大多數實證研究表明數字普惠金融能促進居民的收入差距減少[22-24,25]，但在區(qū)域間存在著差異，對中西部地區(qū)經濟發(fā)展的影響作用明顯高于東部地區(qū)[26]。

數字普惠金融的理論和實證研究主要聚焦于數字普惠金融發(fā)展對創(chuàng)新提升、消費促進和貧困減緩的作用機制，從宏觀層面研究數字普惠金融對經濟高質量發(fā)展的理論和實證文獻相對缺乏。在經濟高質量發(fā)展過程中，不同區(qū)域在金融服務、產業(yè)結構、基礎設施方面存在較大差異，需要充分考慮地區(qū)的資源稟賦和發(fā)展特點，通過差異化的金融服務提升地區(qū)經濟高質量發(fā)展。本文的實證研究成果，將為產業(yè)的高質量發(fā)展和科技金融政策的研究提供一定的理論參考。

1 理論分析與研究假設

本文借鑒張軍擴的觀點，將高質量發(fā)展界定為經濟增長有效性、協(xié)調性和可持續(xù)性的統(tǒng)一。經濟發(fā)展的有效性要求在經濟發(fā)展中突出高效率，提高勞動力、資本生產率，以較少的要素投入實現較大經濟產出，經濟發(fā)展的有效性可通過效率的高低來衡量；經濟發(fā)展的協(xié)調性要求對產業(yè)結構、消費結構和城鄉(xiāng)收入結構進行優(yōu)化調整，實現經濟高質量增長的成果共享，經濟發(fā)展的協(xié)調性可以通過產業(yè)升級、消費升級和城鄉(xiāng)收入差距的高低來衡量。經濟發(fā)展的可持續(xù)性則要求經濟實現平穩(wěn)、綠色發(fā)展，經濟增長的可持續(xù)性可以通過收入增長率、單位GDP能耗來衡量。

數字普惠金融發(fā)展可通過促進創(chuàng)新，提升經濟發(fā)展的有效性。創(chuàng)新是提高效率的源動力，數字普惠金融的快速發(fā)展，拓寬了金融服務的邊界，有利于企業(yè)，特別是中小型企業(yè)獲得更多的資金支持。中小企業(yè)在我國企業(yè)中占有的比重大，但由于企業(yè)規(guī)模小，經營風險高，金融排斥現象普遍，數字普惠金融能夠克服傳統(tǒng)金融基礎設置分散，服務覆蓋范圍有限的缺陷，提升了中小企業(yè)融資的可得性；數字普惠金融的發(fā)展，延伸了金融服務的深度，提高了企業(yè)的融資效率。多樣的金融服務工具門檻低，方式靈活便捷，可以更好地對接企業(yè)高頻的小額創(chuàng)新資金需求，提高中小企業(yè)創(chuàng)新的資金支持；數字普惠金融可以有效解決信息不對稱問題，提高金融機構和企業(yè)的創(chuàng)新融資效率?；诖髷祿?、云計算等數字技術，金融機構能夠全面地了解中小企業(yè)的經營狀況和信用評級，更好地進行信貸資金的配置和服務，企業(yè)能夠更加高效、便捷地獲得金融服務，最終帶來全社會經濟效率水平的大幅提升。

數字普惠金融發(fā)展可通過優(yōu)化資源配置，提升經濟發(fā)展的協(xié)調性。數字普惠金融會引導資金流向高附加值產業(yè)，促進產業(yè)機構升級。金融特有的資源配置功能會引導資金從存量和結構上進行調整，促進資金流向生產效率高、市場前景好的朝陽產業(yè)，減少資金流向市場效率低的夕陽產業(yè)，為實體經濟的產業(yè)結構轉型提供支撐；數字普惠金融會引導資金流向居民，促進居民消費升級。隨著數字技術的發(fā)展，獲取金融支持更為普遍，消費場景更加多元，支付更為便捷，在一定程度上促進了消費的多元化，為居民的消費升級提升了支撐；數字普惠金融為資金供需雙方提供了平臺，引導城市的閑置資本流向農村，縮小城鄉(xiāng)收入差距，實現城鄉(xiāng)發(fā)展的協(xié)調。

數字普惠金融發(fā)展可通過刺激消費和引導投資，提升經濟發(fā)展的可持續(xù)性。數字普惠金融的發(fā)展促進了消費的增加，消費的穩(wěn)定性是宏觀經濟穩(wěn)定的基礎，實證分析表明數字普惠金融能顯著促進低收入群體的消費增加和收入水平提升，如果持續(xù)加大對其融資支持，低收入群體對國內經濟發(fā)展的邊際貢獻率將得到有效提升。數字普惠金融在發(fā)展過程中具有一定的政策導向性，我國金融發(fā)展特別強調金融政策應向綠色生態(tài)項目傾斜，政策導向會將金融資源合理有效地用于生態(tài)環(huán)境的提升，實現經濟的可持續(xù)發(fā)展。

數字普惠金融發(fā)展對經濟高質量發(fā)展的促進作用會存在地區(qū)差異。城鎮(zhèn)化水平的不同是形成這種差異的重要原因。城鎮(zhèn)化水平越低的地區(qū)，金融排斥現象越普遍，隨著數字普惠金融的發(fā)展，高效的客戶征信，更快的資金周轉，便利的支付，能夠在一定程度降低金融排斥現象，有力提升金融資源的配置效率。

根據上述理論分析，得到本文的待檢驗假設為：數字普惠金融發(fā)展能促進經濟高質量發(fā)展，但在城鎮(zhèn)化水平偏低的地區(qū)，數字普惠金融發(fā)展對經濟高質量發(fā)展的作用會更加顯著。

2 數字普惠金融對經濟高質量發(fā)展影響的模型設定

2.1 模型設定

下面構建計量模型（1）來檢驗數字普惠金融對經濟高質量發(fā)展的影響。

其中被解釋變量為經濟高質量發(fā)展水平(HED)，核心解釋變量為數字普惠金融發(fā)展程度（DFⅠ），X 代表控制變量，εi,t代表隨機擾動項。

2.2 變量選擇與數據說明

考慮到數據的可得性和完整性，本文選取了2011～2018年我國除西藏以外的30 個省的面板數據進行實證研究（西藏地區(qū)部分年份數據缺失）。主要數據說明如下：

2.2.1 被解釋變量

高質量發(fā)展水平(HED)：本文從經濟發(fā)展的有效性、協(xié)調性和可持續(xù)性3 個層面入手，構建地區(qū)經濟高質量發(fā)展評價指標體系。主要指標和指標性質如表1 所示。數據來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，同時，為減少指標量綱形成的影響，采用極值法對各地區(qū)的經濟高質量發(fā)展水平進行無量綱化處理。

表1 地區(qū)經濟高質量發(fā)展評價體系

第t年省k 第i 個指標原數據為Ak,i,t，經過極值法處理后為A*k,i,t,值在0至1之間。利用變異系數法賦予指標權重，計算第i 指標的變異系數Vi，公式為Vi=σi/Zi。其中σi代表第i個指標的標準差，Zi代表第i個指標的算術平均值。計算第i 個指標的變異系數法權重，公式為：上面算出的βi就是變異系數法確定的第i項指標的權重，由此得出賦權結果，最終得出2011年到2018年各省經濟高質量發(fā)展的得分情況，2011～2018年30個省份的平均得分情況如表2所示。

表2 2011～2018年30個省份經濟高質量發(fā)展水平均值

2.2.2 解釋變量

數字普惠金融發(fā)展程度（DFⅠ）：采用數字普惠金融指數作為解釋變量衡量各地區(qū)數字化普惠金融發(fā)展程度。該指數來源于2012～2019年北京大學數字研究中心[27]發(fā)布的數據。指數由3個分項指標綜合形成，3個分項指標分別是：覆蓋廣度（COV），使用深度（DEP）和數字化程度（DⅠG）。

2.2.3 工具變量

互聯網發(fā)展水平（ⅠNT）：采用各省市互聯網的普及率作為工具變量衡量各個地區(qū)的互聯網發(fā)展狀況。該變量數據來源于2012～2019年中國互聯網絡信息中心(CNNⅠC)發(fā)布的《中國互聯網絡發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》。

2.2.4 控制變量

（1）政府支出規(guī)模（GOV）：采用地區(qū)政府支出占GDP 的比重表示。政府支出規(guī)模的擴大，往往會影響地區(qū)的產業(yè)結構，進而影響經濟發(fā)展質量。從總量上來看，政府支出規(guī)模的增加往往會減緩地區(qū)的產業(yè)升級。數據來源于中國統(tǒng)計年鑒。

（2）人力資本水平(HR)：采用地區(qū)高中以上學歷在就業(yè)人口中占據的比例表示。人力資本的提升會有效提高地區(qū)的科技創(chuàng)新和產業(yè)升級進程，從而促進經濟的高質量發(fā)展。數據來源于中國統(tǒng)計年鑒。

（3）創(chuàng)新投入水平(HTⅠ)：采用研發(fā)強度，即R&D 經費支出與GDP(地區(qū)生產總值)之比表示。一般隨著創(chuàng)新投入的增加，會促進經濟增長。數據來源于中國統(tǒng)計年鑒。

變量的描述性統(tǒng)計如表3所示。

表3 變量的描述性統(tǒng)計

3 實證分析

3.1 基準模型回歸分析

為驗證假設，對公式（1）進行基準回歸估計。實證結果如表4所示。模型（1）和（2）分別驗證了沒有控制變量和有控制變量情況下，全國范圍內數字普惠金融發(fā)展對經濟高質量發(fā)展的影響。數字普惠金融指數DFⅠ的系數分別為0.476 和0.301，在1%的水平上顯著。實證結果表明，從整體上看，數字普惠金融（DFⅠ）的發(fā)展將會顯著提升我國經濟高質量發(fā)展（HED）。從控制變量看，在全國范圍內，政府支出規(guī)模（GOV）、創(chuàng)新投入水平（HTⅠ）和人力資源水平（HR）3 個指標均通過顯著性檢驗，在3個控制變量中，人力資源水平（HR）對高質量發(fā)展的影響最大，影響系數為0.276，創(chuàng)新投入水平（HTⅠ）的系數為0.186，說明創(chuàng)新投入增加會顯著提高區(qū)域高質量發(fā)展水平；而政府支出規(guī)模（GOV）對經濟高質量發(fā)展會起到負面作用，政府支出比例的增加會降低經濟高質量發(fā)展水平。

表4 基準回歸結果

模型（3）～（5）分區(qū)域驗證了東部，中部和西部地區(qū)數字普惠金融對經濟高質量發(fā)展的影響，實證結果表明，在中部和西部地區(qū)，數字普惠金融能顯著提升經濟高質量發(fā)展。西部地區(qū)數字普惠金融(DFⅠ)的影響作用最大，影響系數為0.539；中部地區(qū)影響作用略有減弱，影響系數為0.499；東部地區(qū)的影響作用并不顯著。從控制變量來看，在東部地區(qū)，推動經濟高質量發(fā)展最為關鍵的要素是人力資源水平（HR）和創(chuàng)新投入水平(HTⅠ)，影響系數分別為0.390和0.195；在中部地區(qū)，推動經濟高質量發(fā)展的關鍵要素是創(chuàng)新投入水平（HTⅠ），影響系數是0.161；在西部地區(qū)，控制變量的正向影響均不顯著。政府投入規(guī)模（GOV）會對中部和西部地區(qū)的經濟高質量發(fā)展起到負面作用。

3.2 內生性問題處理：工具變量法

在基準回歸估計模型式（1）中可能會存在一定的內生性問題，內生性問題產生的原因主要有兩個：一是變量的遺漏問題，即可能存在其他模型中未討論的變量影響經濟高質量發(fā)展；二是反向因果問題，經濟高質量發(fā)展水平可能同時會影響數字普惠金融發(fā)展程度。為了規(guī)避內生性問題，引入工具變量互聯網發(fā)展水平對面板數據進行回歸，首先，需要對工具變量進行如下檢驗。檢驗的一階段方程如公式（2）所示：

在公式（2）中,INTi,t代表省份i 在第t年的互聯網發(fā)展水平，μi,t代表隨機擾動項。

互聯網發(fā)展水平（ⅠNT）對數字普惠金融的一階段回歸結果表明，F 統(tǒng)計量為23.02，大于10。因此，本文拒絕互聯網發(fā)展水平（ⅠNT）為弱工具變量的假設。互聯網發(fā)展水平（ⅠNT）系數為0.468，與數字普惠金融（DFⅠ）在10%水平上存在顯著的正相關，表明互聯網發(fā)展水平作為工具變量是合理有效的。采用工具變量進行回歸的結果如表5所示。

表5 工具變量回歸結果

模型（1）到（4）分別驗證了全國、東部、中部、西部地區(qū)數字普惠金融發(fā)展對經濟高質量發(fā)展的影響，工具變量回歸與基準分析得到了類似的結論，依然證明了在全國范圍內，數字普惠金融發(fā)展有效提升了經濟高質量發(fā)展。在區(qū)域層面，西部地區(qū)數字普惠金融對經濟高質量發(fā)展促進作用最大；中部地區(qū)數字普惠金融對經濟高質量發(fā)展的促進作用減弱，東部地區(qū)數字普惠金融對促進經濟高質量發(fā)展作用不顯著。

3.3 穩(wěn)健性檢驗

本文采用數字普惠金融細分指數，通過工具變量法分別檢驗數字普惠金融分項指數覆蓋廣度（COV）、使用深度（DEP）以及數字支持服務（DⅠG）對經濟高質量發(fā)展（HED）的影響，結果如表6所示，我們可以發(fā)現數字普惠金融覆蓋廣度（COV）、使用深度（DEP）以及數字支持服務（DⅠG）的估計系數分別為0.451,0.272 和0.115，均在1% 的水平上通過顯著性檢驗，因此三者的提升均能夠促進經濟高質量發(fā)展，通過對數字普惠金融細分指數的驗證，可以證明模型的穩(wěn)健性。

表6 穩(wěn)健性檢驗結果

3.4 數字普惠金融促進經濟高質量發(fā)展的門檻效應檢驗

鑒于我國各個區(qū)域之間發(fā)展的不平衡性，需要進一步探討區(qū)域間存在的差異性問題及原因。數字普惠金融發(fā)展擴大了普惠金融的服務范圍，特別是在城鎮(zhèn)化水平比較低的地區(qū)，以往因金融基礎設施不完善無法獲得傳統(tǒng)金融服務的群體將從數字普惠金融的發(fā)展中受益更多，這部分群體獲得金融支持后，增加了創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)行為，提高了資本和勞動收益率，帶動了收入增長，收入增長進一步帶動消費增長，消費增長促進了地區(qū)的產業(yè)結構轉變，在一定程度上縮小了同發(fā)達地區(qū)的經濟差距，提高了經濟發(fā)展的效率和協(xié)調性。因此，可以選取城鎮(zhèn)化水平（UR）作為門檻變量，采用門檻變量回歸方法，檢驗不同城鎮(zhèn)化水平下，數字普惠金融發(fā)展對經濟高質量發(fā)展的影響。如果城鎮(zhèn)化水平較低的地區(qū)，數字普惠金融提升高質量發(fā)展的作用明顯高于城鎮(zhèn)化水平較高的地區(qū)，則可在一定程度上表明數字普惠金融對經濟欠發(fā)達地區(qū)的顯著促進效應。

城鎮(zhèn)化程度（UR）可使用各個省市城鎮(zhèn)人口與地區(qū)總人口的比值進行測度，數據來源于中國統(tǒng)計年鑒。為驗證該效應，設定門檻變量回歸模型如公式（3）所示：

其中Ⅰ代表城鎮(zhèn)化水平的門檻值。門檻效應檢驗結果如表7 所示，我們可以發(fā)現，全國層面上存在著單一門檻，在5%的水平上顯著。門檻效應的估值如圖1 所示，在95%的置信區(qū)間內，城鎮(zhèn)化水平的門檻值為0.829。

表7 門檻效應的自抽樣檢驗

圖1 一階門檻效應估值（STATA軟件截圖）

根據門檻效應回歸結果，如表8所示，當城鎮(zhèn)化水平程度低于門檻值0.829 時，數字普惠金融對經濟高質量發(fā)展影響的估計系數為0.509，且在1%的水平上通過顯著性檢驗；當城鎮(zhèn)化水平大于門檻值時，數字普惠金融對經濟高質量發(fā)展影響的估計系數將下降至0.266，且該系數沒有通過顯著性檢驗，說明數字普惠金融發(fā)展對經濟高質量發(fā)展沒有顯著影響；從城鎮(zhèn)化程度來看，，北京、上海、天津、廣東等大部分東部地區(qū)都處于門檻值之上，而中西部地區(qū)大部分處于門檻值以下，因此，數字普惠金融通過擴大金融服務范圍能讓城鎮(zhèn)化水平較低的地區(qū)明顯受益，促進其經濟高質量發(fā)展。

表8 門檻效應回歸結果

4 研究結論

從總體看，數字普惠金融對經濟高質量發(fā)展具有重要的推動作用，但從區(qū)域層面看，存在著地區(qū)性差異。對于中西部地區(qū)，數字普惠金融是區(qū)域經濟高質量發(fā)展最重要的推動力，對經濟高質量發(fā)展具有顯著的提升作用。而對于東部地區(qū)，數字普惠金融對經濟高質量發(fā)展的作用并不顯著，推動經濟高質量發(fā)展的主要因素是人力資本水平的提升和創(chuàng)新投入。

通過對數字普惠金融指數的分解，可以看出，在推動高質量發(fā)展的過程中，覆蓋廣度是數字化金融推動我國經濟高質量發(fā)展最為重要的因素，根據2015-2018年的數字普惠金融指數排名來看，我國的數字化金融水平中部地區(qū)呈現快速上升趨勢，如江西、河南、安徽三?。煌瑫r西部的部分省份排名有所上升，但從總體來說東北地區(qū)和西部地區(qū)的數字化金融水平還有待提升。

城鎮(zhèn)化水平相對比較落后的地區(qū)，數字普惠金融的普惠特征最為明顯，對經濟高質量發(fā)展的帶動作用也最強。在各個區(qū)域的建設中，城鎮(zhèn)化的持續(xù)推進是未來經濟發(fā)展的必然?；诔擎?zhèn)化水平的門檻效應檢驗證明，數字普惠金融發(fā)展能否顯著促進地區(qū)經濟高質量發(fā)展受到城鎮(zhèn)化水平的制約。大部分東部地區(qū)的城市化建設已經達到一定的瓶頸，繼續(xù)加快城鎮(zhèn)化進程對于高質量發(fā)展的促進作用不再顯著，而對于中西部地區(qū)，城鎮(zhèn)化建設尚處于初期，此時加大資金、勞動等生產要素的投入力度，對于經濟的推動作用是十分明顯的。

對于中西部地區(qū)，政府支出規(guī)模顯現出一種負效應。這主要是因為支出的結構和規(guī)模存在一定的問題，急需改善。在支出結構調整上，應偏重于教育、創(chuàng)新支出，逐漸提高人力資本水平和創(chuàng)新投入水平；在支出規(guī)模上，大部分中西部地區(qū)明顯高于最優(yōu)支出規(guī)模，這導致了資金投入的低效率。

5 政策建議

基于實證研究結論，本文提出以下政策建議：

第一，在不同地區(qū)，經濟高質量發(fā)展推進的重點應有所區(qū)別，因地制宜制定差異化的發(fā)展策略。我國各省在經濟建設中，金融環(huán)境、經濟發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化程度都存在較大差異。在城鎮(zhèn)化發(fā)展水平較高的區(qū)域，促進經濟高質量發(fā)展應側重于增加研發(fā)資金投入和人才培養(yǎng)；在中西部地區(qū)，應加快城市化建設，最大限度發(fā)揮數字普惠金融對經濟高質量發(fā)展的提升作用。要加強數字普惠金融的基礎設施建設，擴大在互聯網技術信息化方面的投資，提高信息化服務水平，不斷提高數字普惠金融的覆蓋廣度、使用深度和數字化程度，進而促進經濟的高質量發(fā)展。

第二，加快城市化發(fā)展進程。城市化建設和市場化發(fā)展為農民創(chuàng)造了更多的就業(yè)機會，提高了他們的收入，調節(jié)了城市和農村之間的收入不平衡，提高了他們的消費能力，增強了國內需求，并為長期經濟發(fā)展做出了積極貢獻。中西部地區(qū)應繼續(xù)持續(xù)推進城鎮(zhèn)化發(fā)展，而大中型城市應合理確定發(fā)展規(guī)模，對于數量進行嚴格把控。

第三，在中西部地區(qū)，優(yōu)化政府支出結構，配合數字金融發(fā)展，形成經濟高質量增長的有效合力。在中部和西部地區(qū)，政府支出規(guī)模對經濟高質量發(fā)展具有負面作用，側面說明中西部地區(qū)政府支出的結構不盡合理。在經濟高質量發(fā)展中，創(chuàng)新是經濟高質量發(fā)展的源動力，而政府的資金支持可有效促進創(chuàng)新活動，這樣的機制在東部地區(qū)比較顯著，但在中部和西部地區(qū)，政府支出效率還有待提高。政府可以增大對教育和科技創(chuàng)新的支持力度，與數字金融發(fā)展相互補充，共同促進地區(qū)經濟的高質量發(fā)展。