數(shù)字普惠金融對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響
——基于系統(tǒng)GMM與面板門檻模型的實(shí)證分析

李林漢，韓明希，侯毅葦

（1.中央民族大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 100081；2.河北金融學(xué)院 河北省科技金融重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，河北 保定 071051；3.中國人民大學(xué) 農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學(xué)院，北京 100872）

一、引言

實(shí)體經(jīng)濟(jì)是國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的立身之本，是國家長治久安的根本保證。實(shí)體經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展，是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的重點(diǎn)工作任務(wù)，也是重要的戰(zhàn)略支撐，在維持社會的穩(wěn)定發(fā)展中發(fā)揮著中堅作用［1］。很多學(xué)者從理論和實(shí)證層面出發(fā)［2］，研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著密切的相關(guān)性。通過發(fā)揮金融的社會資源配置作用，加之靈活運(yùn)用現(xiàn)代先進(jìn)的通信技術(shù)對各種資本進(jìn)行引導(dǎo)，能夠使我國的社會經(jīng)濟(jì)資源得到充分運(yùn)用，從而助力經(jīng)濟(jì)有序健康發(fā)展［3］。黨的十八大以來，習(xí)近平總書記高度關(guān)注金融活動在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用，多次提出“金融要為實(shí)體經(jīng)濟(jì)服務(wù)，滿足經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展和人民群眾需要”。2020年底發(fā)布的“十四五”規(guī)劃中也明確提出“構(gòu)建金融有效支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)的體制機(jī)制，提升金融科技水平，增強(qiáng)金融普惠性”建議。但伴隨著金融化的推進(jìn)，虛擬經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的“脫實(shí)向虛”現(xiàn)象對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展產(chǎn)生了一定的沖擊，過度的金融虛擬化具有較高的流動性、投機(jī)性和風(fēng)險性，嚴(yán)重影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展，甚至?xí)o整個經(jīng)濟(jì)體系帶來災(zāi)難［4］。此外，金融排斥現(xiàn)象也加劇了區(qū)域發(fā)展的不平衡，以低收入人群和小微企業(yè)為代表的一部分群體無法得到金融服務(wù)業(yè)的青睞，嚴(yán)重影響經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。

近年來，數(shù)字普惠金融的出現(xiàn)受到了廣泛的關(guān)注，其官方概念的提出首次出現(xiàn)在G20杭州峰會上。發(fā)展數(shù)字普惠金融旨在解決部分金融排斥的問題，還可以依托先進(jìn)的數(shù)字技術(shù)減少物理網(wǎng)點(diǎn)降低成本，更好服務(wù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，為實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展注入活力。隨著各國、各地區(qū)加速推進(jìn)數(shù)字技術(shù)模式下的普惠金融發(fā)展，數(shù)字普惠金融發(fā)展進(jìn)入了新紀(jì)元，那么數(shù)字普惠金融對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響如何，數(shù)字普惠金融能否避免“脫實(shí)向虛”，對金融排斥現(xiàn)象是否有所緩解，上述效應(yīng)是否存在地區(qū)之間的差異，具體的作用機(jī)制是什么？本文將重點(diǎn)分析數(shù)字普惠金融對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的效應(yīng)，并回答上述問題。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）數(shù)字普惠金融概念的形成與評價測度

普惠金融首次由聯(lián)合國于2005年提出，旨在防止金融排斥現(xiàn)象的出現(xiàn)。普惠金融發(fā)展的目的就在于為社會各個不同群體提供全方位可得性的金融服務(wù)，相較于傳統(tǒng)金融更具有普遍性與可得性［5］?，F(xiàn)有關(guān)于普惠金融的研究大多從普惠金融的使用率、可得性與發(fā)展程度上［6］進(jìn)行分析，但是在發(fā)展過程中由于支付成本高、風(fēng)險高等問題，出現(xiàn)部分金融機(jī)構(gòu)對普惠金融不是特別中意的問題［7］。伴隨著互聯(lián)網(wǎng)移動技術(shù)的發(fā)展，普惠金融與數(shù)字技術(shù)互相結(jié)合，普惠金融的發(fā)展進(jìn)入了數(shù)字化階段，數(shù)字普惠金融概念應(yīng)運(yùn)而生?！禛20數(shù)字普惠金融高級原則》指出，數(shù)字普惠金融是指依托于數(shù)字技術(shù)而實(shí)現(xiàn)的普惠金融，使得金融服務(wù)更具有可得性。得益于數(shù)字普惠金融的優(yōu)勢，降低了金融服務(wù)的成本與門檻，部分程度上解決了金融服務(wù)“時間”和“空間”的問題。與普惠金融一樣，數(shù)字普惠金融也是一個多維概念，因此在對數(shù)字普惠金融研究時，要兼顧普惠金融與數(shù)字技術(shù)的相關(guān)指標(biāo)，準(zhǔn)確體現(xiàn)數(shù)字普惠金融的發(fā)展程度與水平。在眾多的研究成果中，北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心課題組發(fā)布的《北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)（2011—2020年）》報告是具有代表性的，其指標(biāo)選取兼顧了數(shù)字普惠金融的覆蓋廣度、使用深度和數(shù)字支持服務(wù)程度三個維度，共選取了33個子指標(biāo)進(jìn)行刻畫，對2011—2020年我國省、市和縣的數(shù)據(jù)樣本進(jìn)行測算，得到了具有可信度的數(shù)字普惠金融發(fā)展水平指標(biāo)。錢海章等（2018）運(yùn)用該指數(shù)實(shí)證檢驗(yàn)了我國數(shù)字金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系［8］。

數(shù)字普惠金融的提出時間雖然較短，但已然成為學(xué)者和政策制定者關(guān)注的焦點(diǎn)問題，尤其是數(shù)字普惠金融的發(fā)展程度問題，雖然各研究之間存在一些視角的不同，但在具體測度體系的構(gòu)建和指標(biāo)選擇上達(dá)成了一致，即數(shù)字普惠金融的多維性和動態(tài)性。但是也要注意指標(biāo)的重復(fù)冗雜與過于簡單，這兩者均是不可取的。

（二）金融發(fā)展對于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響研究

關(guān)于金融發(fā)展影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)的研究，學(xué)者們早期大多是從金融影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的角度進(jìn)行研究的，但得出的結(jié)論不盡一致，大致分為以下三種：一是金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長有明顯的促進(jìn)作用［9］；二是金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長有抑制作用［10］；三是金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的作用不確定［11］。隨著研究的深入，金融發(fā)展對于實(shí)體經(jīng)濟(jì)影響的效率問題逐步受到重視并被納入學(xué)者的研究范疇。國外學(xué)者的研究主要有：Bain（1992）較早涉及這一問題，還將金融效率問題分為宏觀金融效率和微觀經(jīng)濟(jì)效率，認(rèn)為測定金融效率的指標(biāo)應(yīng)包括貨幣政策的有效性、經(jīng)濟(jì)總體量與貨幣供給之比等［12］；Meon和Weill（2010）運(yùn)用隨機(jī)前沿模型分析了金融支持經(jīng)濟(jì)發(fā)展的效率問題［13］；Capelle和Labonne（2015）認(rèn)為用單一指標(biāo)衡量金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率是不可取的，提出金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率的指標(biāo)應(yīng)該從金融投入、金融產(chǎn)出和金融中介的角度綜合考慮［14］；Gheeraert和Weill（2015）運(yùn)用70個國家銀行的有效數(shù)據(jù)，采用隨機(jī)前沿模型研究了金融對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的效率［15］。國內(nèi)學(xué)者的研究主要有：一是理論研究。李延凱和韓廷春（2011）從金融生態(tài)演進(jìn)的角度分析了金融資本配置效率與實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的機(jī)制和傳導(dǎo)路徑［16］；李揚(yáng)（2017）提出金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的要務(wù)是發(fā)揮好媒介資源配置的功能，降低流通成本，大力發(fā)展普惠金融，完善金融市場的監(jiān)管框架等［17］；蔡則祥和武學(xué)強(qiáng)（2016）認(rèn)為做好金融服務(wù)的前提是必須打通金融資源與實(shí)體經(jīng)濟(jì)之間的管道，合理配置金融資源到實(shí)體經(jīng)濟(jì)所需所求中［18］。二是實(shí)證研究。張林和張維康（2017）采用3個投入和1個產(chǎn)出的模型，運(yùn)用全局DEA模型測算我國省級區(qū)域的金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率問題，并對影響因素進(jìn)行了分析［19］；蔡則祥和武學(xué)強(qiáng)（2017）運(yùn)用SBM函數(shù)與Luenberger指數(shù)測度了各省的金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率，提出優(yōu)化金融資源配置的對策建議［20］；游士兵和楊芳（2019）選取社會融資規(guī)模等4個投入指標(biāo)、實(shí)體經(jīng)濟(jì)增加值1個產(chǎn)出指標(biāo)和非期望產(chǎn)出1個指標(biāo)綜合衡量金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率［21］；宋志秀和梁松（2021）基于長江經(jīng)濟(jì)帶的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用DEA-malmquist方法測算該地區(qū)金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率水平［22］。從已有研究來看，金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的問題也具有多維度、多層性的特點(diǎn)，這些成果對于本文進(jìn)一步分析具有重要的借鑒意義，可以為后續(xù)研究起到引導(dǎo)作用。

（三）數(shù)字普惠金融與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的關(guān)系

從現(xiàn)有成果來看，多數(shù)學(xué)者集中關(guān)注普惠金融與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系、數(shù)字普惠金融與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，鮮有研究數(shù)字普惠金融與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的關(guān)系，而且研究結(jié)論也存在差異。國外方面的研究主要有：Rajan（1992）對普惠金融在運(yùn)行過程中的金融中介機(jī)構(gòu)，特別是銀行的功能提出質(zhì)疑，認(rèn)為其可能導(dǎo)致普惠金融的經(jīng)濟(jì)促進(jìn)效應(yīng)消失，甚至得不到體現(xiàn)［23］；Weinstein和Yafeh（1998）研究了日本的銀行與公司關(guān)系，認(rèn)為普惠金融促進(jìn)了銀行與公司之間的聯(lián)系，貸款的可能性也在提高，但是銀行不鼓勵高風(fēng)險、高利潤的項(xiàng)目，因此普惠金融的經(jīng)濟(jì)促進(jìn)效應(yīng)同樣難以體現(xiàn)［24］；Honohan（2004）認(rèn)為普惠金融能夠降低流動性的束縛，幫助低收入人群和小微企業(yè)獲得金融服務(wù)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長［25］；Beck等（2004）使用跨國數(shù)據(jù)，分析了金融中介對低收入人群的減貧效應(yīng)，結(jié)果表明金融服務(wù)的獲取有助于減少收入不平等，而且在金融中介水平高的國家這種減貧效應(yīng)更加顯著［26］。國內(nèi)方面的研究主要有：李濤等（2016）運(yùn)用跨國截面數(shù)據(jù)，充分考慮普惠金融的內(nèi)生性問題，研究顯示普惠金融中僅有投資資金水平是有利于經(jīng)濟(jì)增長的，而其他指標(biāo)呈現(xiàn)的抑制作用更顯著［27］；李建軍等（2020）基于普惠金融與經(jīng)濟(jì)增長、城鄉(xiāng)收入差距的角度分析，結(jié)論表明普惠金融的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)因地而異，對不發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長和縮減收入不平等均有利，但是對于發(fā)達(dá)地區(qū)的效應(yīng)不顯著［28］；馬紹剛等（2021）通過動態(tài)隨機(jī)均衡一般模型的實(shí)證分析考察普惠金融與實(shí)體經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系，認(rèn)為普惠金融有利于經(jīng)濟(jì)增長［29］。關(guān)于數(shù)字普惠金融與經(jīng)濟(jì)增長之間的研究，以國內(nèi)學(xué)者的研究居多，謝絢麗等（2018）研究了數(shù)字普惠金融與創(chuàng)業(yè)的關(guān)系［30］；張賀和白欽先（2018）研究了數(shù)字普惠金融與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系［31］；易行建和周利（2018）研究了數(shù)字普惠金融與居民消費(fèi)的關(guān)系［32］；梁榜和張建華（2019）研究了數(shù)字普惠金融與創(chuàng)新的關(guān)系［33］；蔣長流和江成濤（2020）研究了數(shù)字普惠金融與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展之間的關(guān)系［34］。

綜上所述，學(xué)者們的成果大多關(guān)注普惠金融與經(jīng)濟(jì)增長、數(shù)字普惠金融與經(jīng)濟(jì)增長在某一方面的關(guān)系，少有將經(jīng)濟(jì)劃分為實(shí)體經(jīng)濟(jì)與虛擬經(jīng)濟(jì)進(jìn)行區(qū)別對待，而在實(shí)體經(jīng)濟(jì)的研究層面也少有學(xué)者將數(shù)字普惠金融納入研究框架中。為了擴(kuò)展現(xiàn)有的研究范疇，本文著重探討數(shù)字普惠金融與實(shí)體經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)聯(lián)關(guān)系，分別從直接效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)、地區(qū)效應(yīng)和中介效應(yīng)的角度多維度、全方位厘清兩者之間的關(guān)系；在實(shí)證過程中，利用動態(tài)面板模型中的系統(tǒng)GMM估計方法進(jìn)行檢驗(yàn)，一是兼顧當(dāng)期與過去對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的綜合影響，二是避免內(nèi)生性以及弱工具變量的問題。

三、理論邏輯與研究假設(shè)

數(shù)字普惠金融的逐步發(fā)展對實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的困境和現(xiàn)狀有了明顯的改變，數(shù)字普惠金融的普惠性、數(shù)字化等特征一定程度上有利于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。本部分將系統(tǒng)總結(jié)數(shù)字普惠金融對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響效應(yīng)以及傳導(dǎo)機(jī)理，在此基礎(chǔ)上推導(dǎo)本文的研究假設(shè)。

（一）數(shù)字普惠金融對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的直接效應(yīng)與研究假設(shè)

數(shù)字普惠金融是先進(jìn)數(shù)字技術(shù)與普惠金融的融合體，作為傳統(tǒng)金融的補(bǔ)充，可以通過擴(kuò)大金融服務(wù)的覆蓋面，為更多的居民以及企業(yè)提供所需金融產(chǎn)品，一定程度規(guī)避了金融排斥。一方面，數(shù)字普惠金融通過云計算和大數(shù)據(jù)等先進(jìn)的數(shù)字技術(shù)，使得金融服務(wù)的觸達(dá)范圍和覆蓋面有所擴(kuò)展，通過搭建新型互聯(lián)網(wǎng)平臺，降低金融業(yè)務(wù)可得性的門檻，相較于傳統(tǒng)金融的金融歧視，為需要金融服務(wù)的弱勢群體提供較為易得的金融服務(wù)。此外，數(shù)字普惠金融也能通過提高融資的可得性及緩解信貸約束為實(shí)體經(jīng)濟(jì)提供資金和服務(wù)。另一方面，數(shù)字普惠金融可以借助大數(shù)據(jù)技術(shù)，替代傳統(tǒng)手段為中小微企業(yè)搜集整合互聯(lián)網(wǎng)數(shù)據(jù)，構(gòu)建中小微企業(yè)的誠信度模型，輔以央行推出的針對“三農(nóng)”和小微企業(yè)的普惠金融政策，定向提供金融服務(wù)。尤其是數(shù)字普惠金融的政策導(dǎo)向性，能夠一定程度上引導(dǎo)資金配置方向，避免出現(xiàn)金融業(yè)過度涌向房地產(chǎn)和虛擬經(jīng)濟(jì)行業(yè)的現(xiàn)象，合理對待實(shí)體經(jīng)濟(jì)與虛擬經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系，共同促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)和虛擬經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展。

考慮我國的東、中、西部實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距導(dǎo)致數(shù)字普惠金融發(fā)展程度的差異，有必要進(jìn)行差異性分析。首先，分析地域性差異。張林和溫濤（2020）認(rèn)為，我國經(jīng)濟(jì)總量和實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展均存在顯著的地域性差異，尤其是實(shí)體經(jīng)濟(jì)的總量東、中、西部依次降低，但實(shí)體經(jīng)濟(jì)的占比卻是東、中、西部依次增加［35］；周海鵬等（2016）的研究認(rèn)為，金融資源存在區(qū)域集聚的現(xiàn)象，西部城市的金融資源集聚水平排在末尾［36］，但是中西部偏遠(yuǎn)地區(qū)的金融排斥卻比較嚴(yán)重［37］。這種地區(qū)間的差異必然導(dǎo)致數(shù)字普惠金融對實(shí)體經(jīng)濟(jì)影響的差異性。其次，分析結(jié)構(gòu)性差異。本文數(shù)字普惠金融指標(biāo)選取包括覆蓋廣度、使用深度和數(shù)字支持服務(wù)程度3個一級指標(biāo)。其中，覆蓋廣度以支付寶的綁卡用戶數(shù)量、賬號數(shù)量和綁卡用戶比例為二級指標(biāo)，表現(xiàn)賬戶覆蓋程度；使用深度以信貸、支付和信用業(yè)務(wù)等為二級指標(biāo)，表現(xiàn)數(shù)字普惠金融發(fā)展效果；數(shù)字支持服務(wù)程度以移動、實(shí)惠和便利化為二級指標(biāo)，表現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的成熟性［8］。

基于上述邏輯分析，本文提出研究假設(shè)1。

H1：數(shù)字普惠金融能夠促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展，此種效應(yīng)存在地域性差異和結(jié)構(gòu)性差異。

（二）數(shù)字普惠金融對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的間接傳導(dǎo)機(jī)制與研究假設(shè)

實(shí)體經(jīng)濟(jì)是一種多維度的概念指標(biāo)，數(shù)字普惠金融對其的間接傳導(dǎo)機(jī)制包括三個方面，即數(shù)字普惠金融影響居民消費(fèi)、地區(qū)創(chuàng)業(yè)和科技創(chuàng)新，最終影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)的水平。具體原因如下：

（1）居民消費(fèi)的間接傳導(dǎo)機(jī)制。經(jīng)濟(jì)發(fā)展需要供給與需求之間關(guān)系的驅(qū)動，居民消費(fèi)即代表經(jīng)濟(jì)需求，居民消費(fèi)水平提升，經(jīng)濟(jì)需求同樣上升，驅(qū)動社會生產(chǎn)供應(yīng)的提升，居民消費(fèi)旺盛的地區(qū)必定會給經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供源源不斷的動力。此外，居民消費(fèi)水平的提升還能促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和升級，帶動實(shí)體經(jīng)濟(jì)的充分發(fā)展，為金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)助力。數(shù)字普惠金融對于居民消費(fèi)的影響，一方面，依靠大數(shù)據(jù)以及移動支付技術(shù)，部分解決居民的信貸約束問題，如支付寶的花唄服務(wù)，使得居民可以進(jìn)行跨期消費(fèi)，促進(jìn)居民消費(fèi)增長；另一方面，數(shù)字普惠金融提高銀行服務(wù)的質(zhì)量和多樣性，提升金融服務(wù)的效率，降低居民獲得金融服務(wù)的門檻，打通居民獲得金融服務(wù)的最后一公里，擴(kuò)大了居民的消費(fèi)支持，提升了居民的消費(fèi)水平。

基于上述邏輯分析，本文提出研究假設(shè)2。

H2：居民消費(fèi)在數(shù)字普惠金融促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中存在中介傳導(dǎo)效應(yīng)。

（2）地區(qū)創(chuàng)業(yè)的間接傳導(dǎo)機(jī)制。創(chuàng)業(yè)活動有利于激發(fā)廣大民眾的致富熱情，在創(chuàng)造財富的同時，也使得創(chuàng)造活力迸發(fā)；創(chuàng)業(yè)的同時也創(chuàng)造了就業(yè)機(jī)會，推動我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，從而促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展。創(chuàng)業(yè)活動的進(jìn)行當(dāng)然離不開資金的支持，而創(chuàng)業(yè)活動的參與者大多面臨著金融排斥的困境，無法獲得及時的、足夠的金融服務(wù)，而數(shù)字普惠金融能夠依托大數(shù)據(jù)技術(shù)，使用較低的成本對創(chuàng)業(yè)的企業(yè)和個人進(jìn)行信用評估，一定程度上解決融資難的問題，助力創(chuàng)業(yè)人員克服資金約束的創(chuàng)業(yè)困境，從而促進(jìn)創(chuàng)業(yè)。此外，數(shù)字普惠金融能夠作為傳統(tǒng)金融服務(wù)的補(bǔ)充，為那些經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)、金融服務(wù)實(shí)體無法觸及的地區(qū)提供金融服務(wù)，為這些地區(qū)的創(chuàng)業(yè)活動提供資金支持，助力“大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新”，使得地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨于平衡，健康有序。

基于上述邏輯分析，本文提出研究假設(shè)3。

H3：地區(qū)創(chuàng)業(yè)在數(shù)字普惠金融促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中存在中介傳導(dǎo)效應(yīng)。

（3）科技創(chuàng)新的間接傳導(dǎo)機(jī)制。隨著我國經(jīng)濟(jì)步入“新常態(tài)”，經(jīng)濟(jì)增長的動力從“要素驅(qū)動”逐步轉(zhuǎn)向“創(chuàng)新驅(qū)動”，其中實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展也必然要遵循這一規(guī)律，這是因?yàn)樘岣呖萍紕?chuàng)新可以增加產(chǎn)品質(zhì)量，提高核心競爭力和轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式，使得實(shí)體企業(yè)進(jìn)一步邁向高質(zhì)量發(fā)展之路，同時科技創(chuàng)新還可以提高企業(yè)的生產(chǎn)效率，加大單位時間內(nèi)的產(chǎn)出。而數(shù)字普惠金融依托本身數(shù)字技術(shù)與普惠金融的特性，可以從緩解創(chuàng)新企業(yè)融資、引導(dǎo)金融資源在創(chuàng)新企業(yè)中的分配、彌補(bǔ)傳統(tǒng)金融服務(wù)的地理空間限制短板等方面為科技創(chuàng)新提供幫助［38］，為科技創(chuàng)新解決金融服務(wù)困境，為其注入資金，引導(dǎo)資源分配，提高科技創(chuàng)新的水平，進(jìn)而發(fā)揮科技創(chuàng)新的實(shí)體經(jīng)濟(jì)驅(qū)動效應(yīng)。

基于上述邏輯分析，本文提出研究假設(shè)4。

H4：科技創(chuàng)新在數(shù)字普惠金融促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中存在中介傳導(dǎo)效應(yīng)。

四、模型建立與數(shù)據(jù)選取

（一）模型建立與估計方法

為了檢驗(yàn)數(shù)字普惠金融與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的關(guān)系，同時考慮本期的被解釋變量還有可能受到上期被解釋變量的影響，本文建立如下動態(tài)面板模型：

其中：fsre表示實(shí)體經(jīng)濟(jì)；lndifi表示數(shù)字普惠金融的指數(shù)（此處做取對數(shù)處理）；X表示其他的控制變量；i代表省份；t代表時間；ui用來控制各個省份不受時間變化影響的因素（即固定效應(yīng)）；εit為誤差擾動項(xiàng)。考慮本文模型可能存在的內(nèi)生性和短面板數(shù)據(jù)的局限性問題，本文選用系統(tǒng)GMM方法對模型進(jìn)行估計，期望得到更加準(zhǔn)確的實(shí)證結(jié)果。

（二）間接傳導(dǎo)機(jī)制模型的建立

正如前文所述，數(shù)字普惠金融可以通過提升居民消費(fèi)、地區(qū)創(chuàng)業(yè)和科技創(chuàng)新水平來促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展，本部分將重點(diǎn)考察居民消費(fèi)、地區(qū)創(chuàng)業(yè)和科技創(chuàng)新的中介效應(yīng)。借鑒溫忠麟和葉寶娟（2014）［39］的中介效應(yīng)理論及其檢驗(yàn)方法，對直接效應(yīng)模型（1）進(jìn)行拓展，建立下列模型：

上述6個模型中，csm、ent和tech分別為間接傳導(dǎo)變量居民消費(fèi)水平、地區(qū)創(chuàng)業(yè)和科技創(chuàng)新，其他變量字母與式（1）保持一致。限于篇幅，中介效應(yīng)檢驗(yàn)的具體步驟本文不再贅述。

（三）指標(biāo)選取說明與數(shù)據(jù)來源

基于研究樣本數(shù)據(jù)的可得性與研究必要性，本文選取2011—2019年我國31個省份（不包括港澳臺地區(qū)）平衡面板數(shù)據(jù)分析本文的研究假設(shè)。

1.被解釋變量：實(shí)體經(jīng)濟(jì)（fsre）

參考大多數(shù)學(xué)者的做法，實(shí)體經(jīng)濟(jì)選用工業(yè)生產(chǎn)總值或者國內(nèi)生產(chǎn)總值去除房地產(chǎn)業(yè)和金融業(yè)的產(chǎn)值來衡量。但本文考察的是數(shù)字普惠金融對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響效應(yīng)，因此本文中的實(shí)體經(jīng)濟(jì)指標(biāo)選取的是金融資源投入帶來的實(shí)體經(jīng)濟(jì)收入，是一種效率。本部分運(yùn)用Charnes等（1978）在1978年提出的數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法（DEA）［40］，該方法是測度多投入和多產(chǎn)出綜合效率的常用方法，不受數(shù)據(jù)單位的影響，也不需要事先設(shè)定函數(shù)關(guān)系式。參考孫愛軍等（2011）［41］、馬勇等（2021）［42］的方法進(jìn)行指標(biāo)選取，考慮我國的金融現(xiàn)狀與融資結(jié)構(gòu)，本文選取保費(fèi)收入、股票市價總值與金融機(jī)構(gòu)年末貸款余額為計算實(shí)體經(jīng)濟(jì)的投入變量；參考黃群慧（2017）［43］的做法，選取國內(nèi)生產(chǎn)總值與金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)增加值的差額表示產(chǎn)出變量。其中，保費(fèi)收入、國內(nèi)生產(chǎn)總值、金融業(yè)增加值和房地產(chǎn)業(yè)增加值數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局官網(wǎng)，股票市價總值和金融機(jī)構(gòu)年末貸款余額數(shù)據(jù)來自《中國金融年鑒》。

2.核心解釋變量：數(shù)字普惠金融（lndifi）

本文研究借鑒北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心課題組發(fā)布的《北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)（2011—2020年）》報告，該指數(shù)是基于螞蟻金服的交易大數(shù)據(jù)測算得出的，具有較強(qiáng)的可信度［44］。該指數(shù)包括覆蓋廣度（lndifi1）、使用深度（lndifi2）和數(shù)字支持服務(wù)程度（lndifi3）3個一級指標(biāo)以及33個二級指標(biāo)。確定具體指標(biāo)后，首先將各個指標(biāo)無量綱化，使得各個指標(biāo)具有可比性，然后利用層次分析法和變異系數(shù)法求得各個指標(biāo)權(quán)重，利用所得權(quán)重進(jìn)行指數(shù)合成，得出一級指標(biāo)的發(fā)展指數(shù)，最后再使用指標(biāo)無量綱方法，計算出最終的數(shù)字普惠金融指數(shù)。比較2011年和2020年各省份未取對數(shù)的數(shù)字普惠金融指數(shù)，可以得出各省份2020年數(shù)字普惠金融指數(shù)較2011年均有顯著提高，其中上海市的指數(shù)在2011年（80.19）和2020年（431.93）均位列全國第一。從全國的平均值來看，數(shù)字普惠金融指數(shù)從2011年的40.00增長到2020年的341.22；東部省份平均值從2011年的59.15增長到2020年的372.75，中部省份的平均值從2011年的31.90增長到2020年的332.79，西部省份的平均值從2011年的27.85增長到2020年的317.93。從數(shù)值上來看，東部發(fā)展水平最高，中部次之，西部最低；但是從增長速度來看，中西部省份要高于東部省份，說明我國數(shù)字金融發(fā)展具有一定的普惠性。

3.間接傳導(dǎo)變量

（1）居民消費(fèi)（csm）。選取社會消費(fèi)品零售總額與地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值之比進(jìn)行衡量。

（2）地區(qū)創(chuàng)業(yè)（ent）。選取私營企業(yè)和個體就業(yè)人數(shù)與地區(qū)總?cè)藬?shù)之比進(jìn)行衡量。

（3）科技創(chuàng)新（tech）。從發(fā)展動能來講，科技創(chuàng)新是實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的重要推手，不斷提升的科技創(chuàng)新能力可以為實(shí)體經(jīng)濟(jì)創(chuàng)造新的發(fā)展空間和新的增量。本文選用國內(nèi)專利申請授權(quán)量的對數(shù)值進(jìn)行衡量。

4.其他控制變量

參考以往的文獻(xiàn)，從宏觀經(jīng)濟(jì)、政府干預(yù)、經(jīng)濟(jì)開放、人口規(guī)模、科技創(chuàng)新的角度，引入下列控制變量，全面考察變量間的相關(guān)關(guān)系：

（1）地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平（lngdp）。考慮地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平與金融發(fā)展的相關(guān)性，選取人均國內(nèi)生產(chǎn)總值進(jìn)行衡量。在進(jìn)行平穩(wěn)性分析之后，為了與本文中的其他變量具有可比性，選擇將人均國內(nèi)生產(chǎn)總值對數(shù)化處理。

（2）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平（ind）。實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的內(nèi)涵即是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級和優(yōu)化，本文選擇以地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)之比來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平。該值越高，說明地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平越高。

（3）政府干預(yù)（gov）。政府的宏觀政策是維持地方經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的重要手段，尤其是對于經(jīng)濟(jì)的過度虛擬化發(fā)展有所預(yù)見，能夠體現(xiàn)出政府的施政政策，本文選擇以政府財政支出占國內(nèi)生產(chǎn)總值比例來衡量政府干預(yù)水平。

（4）經(jīng)濟(jì)開放（open）。開放的經(jīng)濟(jì)體系有助于地域間的協(xié)調(diào)發(fā)展，一定程度的外資引進(jìn)能夠加速各地的要素流動，為實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展提供基礎(chǔ)。本文選擇以進(jìn)出口總額占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比例進(jìn)行衡量。

（5）勞動力投入（hum）。按照科布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的要求，勞動力投入是基本生產(chǎn)要素。本文選用地區(qū)15～64歲人員數(shù)量與總?cè)丝谥冗M(jìn)行衡量，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》的地區(qū)抽樣數(shù)據(jù)。

（6）固定資本投入（k）。資本投入作為科布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的另一種基本生產(chǎn)要素，對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著重要作用。本文選擇以地區(qū)固定資本投入與地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值的比例進(jìn)行衡量。

（7）城鎮(zhèn)化水平（city）。城鎮(zhèn)化的過程可以促進(jìn)科技創(chuàng)新和人力資本的積累，進(jìn)而加速產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級間接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)增長。本文選擇以地區(qū)城鎮(zhèn)人口數(shù)與總?cè)丝跀?shù)量之比進(jìn)行衡量。間接傳導(dǎo)變量與控制變量的數(shù)據(jù)皆來源于國家統(tǒng)計局官網(wǎng)、各地區(qū)年度經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計公報，并將全國的樣本數(shù)據(jù)劃分為東、中、西三部分。

各變量的描述性統(tǒng)計見表1所列。由表1可以看出：①從標(biāo)準(zhǔn)誤來看，本文所使用的各個變量的離散程度較小，其中地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平、科技創(chuàng)新的離散程度是離散程度較大的前兩位，數(shù)值分別為0.704和0.702，其他變量的離散程度都較小。②變量個數(shù)均為279，說明本文的數(shù)據(jù)為平衡面板數(shù)據(jù)。③從偏度來看，居民消費(fèi)、地區(qū)創(chuàng)業(yè)、地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平、政府干預(yù)、經(jīng)濟(jì)開放和人力資本偏度大于0，說明這些數(shù)據(jù)分布形態(tài)為右偏分布，即右側(cè)的離散程度較強(qiáng)；剩余變量的偏度小于0，說明剩余數(shù)據(jù)分布形態(tài)為左偏分布，即左側(cè)的離散程度強(qiáng)；從偏度絕對值大小來看，政府干預(yù)的偏斜程度最大，城鎮(zhèn)化的偏斜程度最小。④從峰度來看，所有變量的峰度數(shù)均大于0，說明所有變量的總體數(shù)據(jù)分布與正態(tài)分布相比較陡峭，為尖頂峰。其中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平的峰度最大，說明其分布形態(tài)的陡緩程度與正態(tài)分布相比的差異最大，而城鎮(zhèn)化的差異最小。

表1 變量描述性統(tǒng)計

續(xù)表1

五、實(shí)證過程與結(jié)果分析

本部分通過實(shí)證就數(shù)字普惠金融對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的整體效應(yīng)、區(qū)域效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)進(jìn)行驗(yàn)證。

（一）數(shù)字普惠金融對實(shí)體經(jīng)濟(jì)整體效應(yīng)與區(qū)域效應(yīng)的分析

為了緩解內(nèi)生性和短面板數(shù)據(jù)問題，本文采用系統(tǒng)GMM方法對模型進(jìn)行估計，將樣本數(shù)據(jù)劃分為東部、中部和西部地區(qū)，表2是分析數(shù)字普惠金融對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的區(qū)域效應(yīng)得到的結(jié)果。從表2可以看出，AR（2）檢驗(yàn)的p值均高于0.1的顯著性水平，即本部分的模型回歸過程中不會出現(xiàn)二階序列自相關(guān)，克服了內(nèi)生性問題；Hansen的檢驗(yàn)值也表明不存在工具變量的過度識別，說明本文所設(shè)計模型的合理性。表2的列（1）、列（3）、列（5）、列（7）是基準(zhǔn)回歸的結(jié)果，列（2）、列（4）、列（6）、列（8）是加入控制變量后得到的結(jié)果。總的來看，無論是對全國的還是對三大區(qū)域的樣本回歸結(jié)果，均支持?jǐn)?shù)字普惠金融對實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著的促進(jìn)作用，說明本文的基準(zhǔn)回歸模型結(jié)果是可靠的。但是對三大區(qū)域的影響有差異，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)、基礎(chǔ)設(shè)施完善的東部地區(qū)影響系數(shù)（0.444 4）最大，數(shù)字普惠金融發(fā)展水平每提高1%，實(shí)體經(jīng)濟(jì)的效率就會提高0.444 4；中部地區(qū)的影響系數(shù)（0.199 9）次之，數(shù)字普惠金融的發(fā)展水平每提高1%，實(shí)體經(jīng)濟(jì)的效率就會提高0.199 9；經(jīng)濟(jì)發(fā)展欠發(fā)達(dá)的西部地區(qū)的影響系數(shù)（0.019 7）最小，數(shù)字普惠金融的發(fā)展水平每提高1%，實(shí)體經(jīng)濟(jì)的效率就會提高0.019 7。從顯著性來看，全國以及東部地區(qū)、中部地區(qū)的影響系數(shù)在10%的水平下顯著，而西部地區(qū)在5%的水平下顯著?？赡艿脑蚓驮谟?東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高，數(shù)字普惠金融發(fā)展的配套設(shè)施齊備，金融服務(wù)業(yè)相應(yīng)也發(fā)達(dá)，與實(shí)體經(jīng)濟(jì)聯(lián)合逐步形成了穩(wěn)固可靠的互動發(fā)展關(guān)系，實(shí)體經(jīng)濟(jì)的效率也就較高；相比之下，中西部地區(qū)的劣勢明顯，無法完整促成數(shù)字普惠金融的實(shí)體經(jīng)濟(jì)效應(yīng)落地，相應(yīng)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的效率也就不高。從這個結(jié)論中可以看出，我國數(shù)字普惠金融的普惠性還有待加強(qiáng)，區(qū)域性差異也是顯著存在的，那么H1中的數(shù)字普惠金融能夠促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展，此種效應(yīng)存在地域性差異的敘述得到了驗(yàn)證。

表2 數(shù)字普惠金融對金融支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率區(qū)域效應(yīng)的實(shí)證結(jié)果

（二）數(shù)字普惠金融對實(shí)體經(jīng)濟(jì)影響的結(jié)構(gòu)效應(yīng)分析

對于數(shù)字普惠金融的多元化特征，在考慮數(shù)字普惠金融對實(shí)體經(jīng)濟(jì)影響的分析中，更應(yīng)該考慮其多維度指標(biāo)對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的作用，以便得出更有針對性的結(jié)論。表3是基于全國樣本數(shù)據(jù)，將數(shù)字普惠金融的指標(biāo)作為核心解釋變量進(jìn)行回歸分析得到的結(jié)果。從表3可以看出，AR（2）檢驗(yàn)的p值均高于0.1的顯著性水平，即本部分的模型回歸過程中不會出現(xiàn)二階序列自相關(guān)，克服了內(nèi)生性問題；Hansen的檢驗(yàn)值也表明不存在工具變量的過度識別，說明本部分所設(shè)計模型的合理性。表3的列（1）、列（3）、列（5）是基準(zhǔn)回歸結(jié)果，列（2）、列（4）、列（6）是加入控制變量以后得到的結(jié)果。從整體的情況來看，數(shù)字普惠金融的各個指標(biāo)對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響存在差異，具體表現(xiàn)在：①覆蓋廣度和使用深度對我國實(shí)體經(jīng)濟(jì)的效率存在顯著的促進(jìn)作用，而數(shù)字化程度的促進(jìn)作用并不顯著。②就影響程度來看，使用深度的回歸系數(shù)為0.073 7，影響效應(yīng)最大；覆蓋廣度的回歸系數(shù)為0.004 6，影響效應(yīng)次之；數(shù)字化程度最弱且不顯著?？赡艿脑蛟谟冢旱谝唬采w廣度指標(biāo)旨在衡量支付寶的綁卡用戶數(shù)量、賬號數(shù)量和綁卡用戶比例，該指標(biāo)的受眾人群是個人，為個人金融服務(wù)提供了良好的金融環(huán)境，但是資金配置的數(shù)量有限。第二，使用深度指標(biāo)體現(xiàn)的是數(shù)字普惠金融為緩解中小微企業(yè)融資約束提供的信貸、保險等服務(wù)，有利于中小微企業(yè)的資金配置，為中小微企業(yè)創(chuàng)造融資便利性，為實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展提供有效幫助，相較于個人而言，中小微企業(yè)的發(fā)展更能體現(xiàn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的增長，因此，使用深度較覆蓋廣度對于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響效應(yīng)更大。第三，數(shù)字化程度的影響效應(yīng)最小且不顯著，說明我國的金融數(shù)字化程度還不夠，相關(guān)配套設(shè)施的對接不成熟，數(shù)字化程度正處在成長期，所以對于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的效應(yīng)不顯著。因此，H1中數(shù)字普惠金融的結(jié)構(gòu)性差異效應(yīng)得到驗(yàn)證。

表3 數(shù)字普惠金融對實(shí)體經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)性差異效應(yīng)的實(shí)證結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證本文研究結(jié)論的可靠性，本部分進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果見表4所列。

1.去除發(fā)達(dá)省份的樣本數(shù)據(jù)

我國地域遼闊，區(qū)域之間的發(fā)展水平不一，因此數(shù)字普惠金融對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的效率也不一致，有學(xué)者采用隨機(jī)去除省份的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本文選取去除北京、上海、天津和重慶四個直轄市的方式進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果見表4列（1）、列（2）?？梢钥闯?，與表2列（1）、列（2）相比，回歸系數(shù)的大小有差異，但是正負(fù)號和顯著性均無明顯變化，可以認(rèn)為本文的結(jié)果是穩(wěn)健的。

2.縮短樣本年限

將本文的研究樣本年限從2011—2019年縮短為2013—2019年，回歸結(jié)果見表4列（3）、列（4）?？梢钥闯?，與表2列（1）、列（2）相比，回歸系數(shù)的大小有差異，但是正負(fù)號和顯著性均無明顯變化，可以認(rèn)為本文的結(jié)果是穩(wěn)健的。

3.替換被解釋變量

參考黃群慧（2017）［43］的做法，將實(shí)體經(jīng)濟(jì)變量替換為地區(qū)工業(yè)增加值與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比例，回歸結(jié)果見表4列（5）、列（6）。與表2列（1）、列（2）相比，回歸系數(shù)的大小有差異，但是正負(fù)號和顯著性均無明顯變化，可以認(rèn)為本文的結(jié)果是穩(wěn)健的。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

六、進(jìn)一步檢驗(yàn)：中介傳導(dǎo)效應(yīng)與異質(zhì)性檢驗(yàn)

（一）中介傳導(dǎo)效應(yīng)檢驗(yàn)

根據(jù)中介傳導(dǎo)效應(yīng)模型，本部分對數(shù)字普惠金融通過居民消費(fèi)、地區(qū)創(chuàng)業(yè)和科技創(chuàng)新作用于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。表5是基于全國樣本進(jìn)行回歸分析得到的結(jié)果。AR（2）檢驗(yàn)的p值均高于0.1的顯著性水平，即本部分模型回歸過程中不會出現(xiàn)二階序列自相關(guān)，克服了內(nèi)生性問題；Hansen的檢驗(yàn)值也表明不存在工具變量的過度識別，說明本部分所設(shè)計模型的合理性。其中，列（1）、列（2）是檢驗(yàn)居民消費(fèi)的中介傳導(dǎo)效應(yīng)，列（3）、列（4）是檢驗(yàn)地區(qū)創(chuàng)業(yè)的中介傳導(dǎo)效應(yīng)，列（5）、列（6）是檢驗(yàn)科技創(chuàng)新的中介傳導(dǎo)效應(yīng)。

1.居民消費(fèi)的中介傳導(dǎo)效應(yīng)

表5列（2）中，數(shù)字普惠金融的系數(shù)不顯著，由中介效應(yīng)模型可知，需要進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)確定中介效應(yīng)是否顯著，Sobel檢驗(yàn)的z統(tǒng)計值為2.285，在5%的水平下顯著，由于系數(shù)的異號問題，說明居民消費(fèi)發(fā)揮了中介傳導(dǎo)效應(yīng)，但是表現(xiàn)為遮掩效應(yīng)。也就是說居民消費(fèi)在數(shù)字普惠金融影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)的過程中具有中介傳導(dǎo)效應(yīng)，但這種傳導(dǎo)作用會抑制數(shù)字普惠金融對于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的提升?？赡艿脑蛟谟冢覈纳鐣Ｕ现贫壬写晟?，且受傳統(tǒng)觀念影響，我國居民普遍偏好儲蓄存款，消費(fèi)觀念保守，導(dǎo)致我國現(xiàn)有的消費(fèi)結(jié)構(gòu)不合理，尤其是家庭消費(fèi)比重偏低，消費(fèi)領(lǐng)域狹窄現(xiàn)象的出現(xiàn)，不利于實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展，也就限制了實(shí)體經(jīng)濟(jì)的提升。因此，H2得到驗(yàn)證。

2.地區(qū)創(chuàng)業(yè)的中介傳導(dǎo)效應(yīng)

表5列（3）中地區(qū)創(chuàng)業(yè)的系數(shù)不顯著，列（4）中數(shù)字普惠金融的系數(shù)也不顯著，由中介效應(yīng)模型可知，需要進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)確定中介效應(yīng)是否顯著，Sobel檢驗(yàn)的z統(tǒng)計值為2.591，在5%的水平下顯著，且系數(shù)同號，說明地區(qū)創(chuàng)業(yè)發(fā)揮了中介傳導(dǎo)效應(yīng)。也就是說，地區(qū)創(chuàng)業(yè)在數(shù)字普惠金融影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)的過程中發(fā)揮了促進(jìn)的中介傳導(dǎo)效應(yīng)。因此，H3得到驗(yàn)證。

3.科技創(chuàng)新的中介傳導(dǎo)效應(yīng)

表5列（5）、列（6）中的數(shù)字普惠金融和科技創(chuàng)新的系數(shù)都為正且顯著，則無需進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)，表明存在科技創(chuàng)新的中介傳導(dǎo)效應(yīng)。也就是說，科技創(chuàng)新在數(shù)字普惠金融影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)的過程中發(fā)揮了促進(jìn)的中介傳導(dǎo)效應(yīng)。因此，H4得到驗(yàn)證。

表5 中介傳導(dǎo)效應(yīng)的估計結(jié)果

（二）異質(zhì)性檢驗(yàn)：基于固定資本投入率和城鎮(zhèn)化率的分析

為了深化對數(shù)字普惠金融與實(shí)體經(jīng)濟(jì)之間關(guān)系的認(rèn)知，本文進(jìn)一步考察數(shù)字普惠金融對實(shí)體經(jīng)濟(jì)影響的異質(zhì)性。謝絢麗等（2018）［30］的研究表明，物質(zhì)資本和城鎮(zhèn)化率能夠影響數(shù)字普惠金融的發(fā)展；錢海章等（2020）［8］將物質(zhì)資本和城鎮(zhèn)化率按照中位數(shù)以上和以下分為低水平組和高水平組進(jìn)行異質(zhì)性分析。相較于這些研究，本文運(yùn)用門檻效應(yīng)進(jìn)行分析，排除主觀因素的干擾，以期得到更為準(zhǔn)確的實(shí)證結(jié)果。參考Wang（2015）［45］的做法，本文設(shè)定如下門檻模型：

其中：qi表示門檻變量，此處有兩個門檻變量，分別為物質(zhì)資本和城鎮(zhèn)化；r表示未知的門檻值。式（8）假定為單一門檻的模型，多門檻公式類似，此處不再贅述。

采用Hansen（2000）［46］提 出的Bootstrap自 舉法檢驗(yàn)門檻值的數(shù)量和值，得出相應(yīng)的F統(tǒng)計量和P值，檢驗(yàn)結(jié)果見表6所列。從表6中可以看出，固定資本投入和城鎮(zhèn)化的單一門檻均在5%的水平下顯著，而雙門檻效應(yīng)沒有通過10%的顯著性檢驗(yàn)，即固定資本投入和城鎮(zhèn)化在數(shù)字普惠金融對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的過程中存在著單一門檻效應(yīng)。

表6 物質(zhì)資本的門檻數(shù)值檢驗(yàn)

在門檻效應(yīng)檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，對固定資本投入和城鎮(zhèn)化的單一門檻值進(jìn)行測算和檢驗(yàn)，表7報告了門檻值以及95%的置信區(qū)間，其中，固定資本投入的門檻估計值為1.321，城鎮(zhèn)化的門檻估計值為0.605。

表7 物質(zhì)資本的門檻值及置信區(qū)間

表8是以固定資本投入為門檻變量的回歸結(jié)果。由表8可知，當(dāng)k≤1.321的時候，數(shù)字普惠金融與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的效率在5%的顯著性水平下呈現(xiàn)正相關(guān)，這表明數(shù)字普惠金融指數(shù)每增加1%，會使實(shí)體經(jīng)濟(jì)的效率提高0.004 0；當(dāng)k＞1.321的時候，數(shù)字普惠金融與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的效率呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)且沒有通過顯著性檢驗(yàn)，這表明數(shù)字普惠金融可能會抑制實(shí)體經(jīng)濟(jì)的效率。究其原因，固定資本投入的高指標(biāo)地區(qū)多位于西部和中部地區(qū)，而東部則歸屬于固定資本投入的低指標(biāo)地區(qū)，這與前文的數(shù)字普惠金融的區(qū)域性結(jié)論一致，再次說明本文所設(shè)模型的可靠性。

表8 固定資本投入門檻模型參數(shù)結(jié)果

表9是以城鎮(zhèn)化為門檻變量的回歸結(jié)果，當(dāng)city≤0.605的時候，數(shù)字普惠金融與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的效率在10%的顯著性水平下呈現(xiàn)正相關(guān)，這表明數(shù)字普惠金融指數(shù)每增加1%，會使實(shí)體經(jīng)濟(jì)的效率提高0.010 9；當(dāng)city＞0.605時，數(shù)字普惠金融與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的效率在5%的顯著性水平下呈現(xiàn)正相關(guān)，這表明數(shù)字普惠金融指數(shù)每增加1%，會使實(shí)體經(jīng)濟(jì)的效率提高0.032 5。究其原因，城鎮(zhèn)化水平高的地方，經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)好，設(shè)備完善，能夠使得數(shù)字普惠金融的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)發(fā)揮更充分，從而城鎮(zhèn)化水平越高，此種促進(jìn)效應(yīng)就會變得越大。

表9 城鎮(zhèn)化門檻模型參數(shù)結(jié)果

七、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

本文經(jīng)過邏輯分析和理論假設(shè)，基于2011—2019年我國31個省份的平衡面板數(shù)據(jù)，采用系統(tǒng)GMM估計方法、中介效應(yīng)傳導(dǎo)模型和門檻回歸模型，實(shí)證分析了數(shù)字普惠金融對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：第一，數(shù)字普惠金融能夠促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展，其中，東部地區(qū)數(shù)字普惠金融促進(jìn)效應(yīng)最大，中部次之，西部最小。第二，數(shù)字普惠金融對于實(shí)體經(jīng)濟(jì)影響的結(jié)構(gòu)性差異存在，其中，使用深度促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響效應(yīng)最大，覆蓋廣度次之，數(shù)字化程度最小。第三，居民消費(fèi)在數(shù)字普惠金融影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)的過程中具有中介傳導(dǎo)效應(yīng)，但表現(xiàn)為遮掩效應(yīng)。第四，地區(qū)創(chuàng)業(yè)、科技創(chuàng)新在數(shù)字普惠金融影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)的過程中發(fā)揮了促進(jìn)的中介傳導(dǎo)效應(yīng)。第五，固定資本投入低和城鎮(zhèn)化水平高的地區(qū)，數(shù)字普惠金融對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)程度高。

（二）政策建議

第一，繼續(xù)大力發(fā)展數(shù)字普惠金融，全方位推進(jìn)數(shù)字普惠金融結(jié)構(gòu)性優(yōu)化，加強(qiáng)網(wǎng)絡(luò)環(huán)境和數(shù)字結(jié)算支付等基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，提高數(shù)字普惠金融的數(shù)字化程度。為發(fā)揮數(shù)字普惠金融對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的支撐效應(yīng)提供有利條件，更好服務(wù)中小微企業(yè)，為其融資提供幫助。規(guī)避資本的“脫實(shí)向虛”，抑制資金在金融系統(tǒng)內(nèi)部的反復(fù)流動，引導(dǎo)資金從金融業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)流出，有計劃向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)傾斜。

第二，深化金融市場供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，積極推動傳統(tǒng)金融與數(shù)字普惠金融的結(jié)合，發(fā)揮兩者的長處，規(guī)避短處，突出數(shù)字普惠金融的功能優(yōu)勢，實(shí)現(xiàn)傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)的轉(zhuǎn)型和升級。鼓勵金融機(jī)構(gòu)更好服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)，政府應(yīng)出臺相關(guān)優(yōu)惠政策，加強(qiáng)金融機(jī)構(gòu)對實(shí)體經(jīng)濟(jì)資金的供給能力，針對實(shí)體經(jīng)濟(jì)進(jìn)行相關(guān)金融產(chǎn)品的創(chuàng)新。

第三，實(shí)現(xiàn)數(shù)字普惠金融的協(xié)調(diào)發(fā)展，推進(jìn)數(shù)字普惠金融的普惠性。結(jié)合我國數(shù)字普惠金融發(fā)展以及數(shù)字普惠金融對于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的效應(yīng)，為中西部等欠發(fā)達(dá)地區(qū)配置好金融資源，并建設(shè)好相應(yīng)的配套設(shè)施，增強(qiáng)金融服務(wù)的可得性；東部發(fā)達(dá)省份要積極進(jìn)行金融創(chuàng)新，多措并舉提高金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率，避免出現(xiàn)“強(qiáng)者越強(qiáng)，弱者越弱”的現(xiàn)象，爭取實(shí)現(xiàn)各地區(qū)數(shù)字普惠金融的協(xié)調(diào)發(fā)展，也為區(qū)域經(jīng)濟(jì)的健康有序發(fā)展提供基礎(chǔ)。

第四，發(fā)揮數(shù)字普惠金融對于居民消費(fèi)的促進(jìn)效應(yīng)，通過引導(dǎo)消費(fèi)，擴(kuò)大內(nèi)需，為實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供動力。建立完善的社會保障制度，解決居民消費(fèi)的后顧之憂；大力發(fā)展經(jīng)濟(jì)從而增加居民收入，促進(jìn)消費(fèi)；狠抓消費(fèi)品質(zhì)量，使居民消費(fèi)有保障；拓展消費(fèi)的信貸領(lǐng)域，為消費(fèi)者的資金配置提供便利；政府和金融機(jī)構(gòu)出臺監(jiān)管政策，引導(dǎo)適度消費(fèi)和健康消費(fèi)。

第五，重視地區(qū)創(chuàng)業(yè)和科技創(chuàng)新在數(shù)字普惠金融促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的作用。通過地區(qū)創(chuàng)業(yè)，增加就業(yè)渠道和就業(yè)的靈活性，發(fā)揮“大眾創(chuàng)新，萬眾創(chuàng)業(yè)”對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要作用。打通科技創(chuàng)新成果的轉(zhuǎn)化通道，鼓勵科技創(chuàng)新直接作用于創(chuàng)業(yè)。培育經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，引導(dǎo)新興科技產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，在新能源、新材料等重大項(xiàng)目上下大力氣。推進(jìn)各產(chǎn)業(yè)的現(xiàn)代化發(fā)展，把各產(chǎn)業(yè)主動地、深度地與互聯(lián)網(wǎng)結(jié)合起來。鼓勵創(chuàng)業(yè)，為創(chuàng)業(yè)者降低融資成本，重視人才在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的重要作用。