可持續發展視角下數字普惠金融對相對貧困減緩的效應研究

贠相哲

(山東科技大學經濟管理學院 山東青島 266590)

1 引言

黨的二十大報告強調了三件歷史、現實意義重大的事件，其中之一是完成脫貧攻堅、全面建成小康社會，并實現了第一個百年奮斗目標。我國于2020年成功消除了絕對貧困問題，圓滿完成了全面脫貧攻堅任務，但相對貧困問題仍長期存在。

金融發展始終是脫貧攻堅領域的熱點問題，目前已有大量文獻(Park & Mercado,2015;Nanda & Kaur,2016)研究證明了數字普惠金融對貧困減緩的作用?，F有數字普惠金融減貧領域的研究問題大多圍繞以下幾點展開：(1)數字普惠金融減貧的空間效應；(2)數字普惠金融減貧的主體效應；(3)數字普惠金融的門檻效應等。雖然現有文獻對數字普惠金融減貧效應問題已有了充分的探討，但針對區域差異性研究的問題仍較缺乏。鑒于以上研究的不足，本文針對數字普惠金融相對貧困減緩效應的區域差異問題進行了深化研究。

本文基于2011—2020年我國30個省(不包括港澳臺藏)的面板數據，建立固定效應模型分析，研究表明數字普惠金融對相對貧困具有積極的減緩效應，并進一步研究了數字普惠金融在不同地區對緩解相對貧困的效果存在異質性，創新性地將省份以可持續發展水平為標準進行劃分。實證研究得出結論：數字普惠金融對可持續發展水平較低的區域具有更為顯著的減貧效應。因此，本文豐富了減貧效應區域差異化領域的研究，對數字普惠金融“輸血”和“造血”功能的正確發揮具有重要的現實意義。

2 文獻綜述

數字普惠金融現已成為全球普惠金融發展的趨勢。有關數字普惠金融貧困減緩的研究在國外開展較早，國內的相關研究也已較為豐富。多數研究集中探討數字普惠金融發展促進減貧的機制與路徑(周璐瑤，2022)，較少針對區域差異化進行深入探討，現有文獻主要圍繞以下視角展開研究。

第一，基于數字普惠金融減貧效應的研究視角。Park &Mercado(2015)對多國金融包容性進行分析，檢驗普惠金融和其他經濟因素對縮小收入差距和減輕貧困的影響。研究發現，發展普惠金融可產生正向效應，有助于縮小收入差距并減輕貧困。師榮蓉等(2013)針對我國西部地區檢驗金融減貧的門檻效應。研究表明，當人均收入較低時，金融發展對貧困減緩具有隱形積累效應，隨著收入水平的上升，金融發展會越來越有助于減輕貧困，但當人均收入達到較高水平時，金融發展的影響會逐步減小。孫繼國等(2020)研究證明，數字普惠金融的作用不局限于減輕絕對貧困，也可改善相對貧困。普惠金融通過擴大金融服務的供給范圍，降低金融服務的使用成本，使貧困人群更容易獲得金融服務，從而提升其生活水平。

第二，基于減貧效應區域性差異的研究視角。黃秋萍等(2017)研究表明，數字普惠金融消除貧困的正向作用具有區域性差異。杜莉和潘曉健(2017)研究表明，普惠金融在區域經濟增長中的作用具有地域差異性，其作用程度自東部向中部和西部遞減。金發奇等(2021)的研究認為，改善相對貧困的效應具有城鄉、區域之間的異質性特征。

綜上，已有研究從多種角度探討了金融發展與減貧的關系，但隨著中國扶貧工作重心的轉移，目前的研究還無法滿足對治理相對貧困問題的政策參考需求。雖然現有研究探討了數字普惠金融在減輕貧困問題中所起的作用，但作為普惠金融領域的新興分支，其在減貧方面的研究仍處于初級階段。僅少數學者對地域劃分標準進行了分析，減貧效應的區域性差異尚待更深入地研究。基于此，本文對數字普惠金融減緩相對貧困方面的效用進行基本測度，探究其減貧效應的作用方向，并在數據分類上進行創新，以可持續發展水平為標準劃分區域，檢驗分析數字普惠金融減貧效應的區域異質性，為改善區域間相對貧困、促進我國經濟整體協調發展提出建議。

3 理論分析與研究假設

3.1 數字普惠金融對相對貧困減緩的作用

從作用機制來看，隨著金融市場的日益數字化，數字金融技術的發展提高了金融服務“長尾市場”的效益。根據“長尾理論”，過去企業只重視少數重要客戶，忽略了正態分布曲線“尾部”的大多數客戶帶來的商機。然而，數字平臺的出現降低了經營業務和擴大客戶范圍的成本，進而降低了企業服務“尾部”客戶的成本支出。事實上，這些“尾部”客戶群體通過數字普惠金融的發展被重新納入金融服務體系，擴大了市場范圍和深度，進而促進了貧困群體的脫貧。數字普惠金融的發展在促進市場擴大、深化和惠及貧困群體方面發揮了關鍵作用。

數字普惠金融的目標是通過降低門檻，提高金融服務在貧困群體中的可獲得性、普及性與便利性。數字普惠金融對減緩相對貧困所起的重要作用主要體現在以下三點：首先，數字普惠金融通過提供儲蓄、信貸和支付方式，增強了居民獲得金融資源的可用性、可接近性和便利性。其次，數字普惠金融利用信息技術有效地降低運營成本，緩解信息不對稱。最后，傳統金融服務與產品具有“門檻效應”，使得低收入群體難以獲得金融帶來的便利，而發展數字普惠金融能擴大金融服務與產品的惠及范圍，降低其中的“門檻”，同時可提升金融市場效率、金融轉移和普惠水平，幫助貧困群體應對風險沖擊。相較傳統金融服務，數字普惠金融的發展更能讓貧困群體受益。基于上述分析，本文提出以下假設：

H1：數字普惠金融具有正向的相對貧困減緩效應，相比富裕群體，貧困群體在數字普惠金融的發展中獲益更多。

3.2 數字普惠金融相對貧困減緩效應的區域性差異

我國貧困水平存在明顯的區域差異，中西部和低可持續發展水平地區的貧困人口較多且聚集，說明不同地區的數字普惠金融發展程度及其減貧效果存在較大差異，需要因地制宜。西部地區在國家戰略的支持下獲得了政策支持、人才引進與資源扶助，其經濟發展緩慢、金融資源稀缺等問題得到緩解，但相較中、東部地區，其數字普惠金融發展水平較低，數字普惠金融存在著地區差異與發展失衡的現象。

數字普惠金融的發展使得不同地區的消費者可通過數字化平臺共享決策信息，彌補了地區間的信息獲取差異。數字普惠金融在欠發達地區得到更高效的發展，歸功于數字平臺的規模效應和邊際收益，且隨著數字普惠金融的發展，當地的經濟增長也在逐步推動，有助于減小欠發達地區與經濟發達地區之間的經濟發展差距，實現“益貧式增長”(Peric，2015)。基于上述分析，本文提出以下假設：

H2：數字普惠金融減緩相對貧困的作用具有區域性差異。

4 研究設計

4.1 模型設定

本文主要研究數字普惠金融對我國相對貧困減緩的效應，并進一步分析其區域差異性問題，參考姚鳳閣和李麗佳(2020)的方法，建立以下基準回歸模型：

其中，貧困減緩程度(PR)代表該地區的貧困情況；數字普惠金融指數(DIFI)代表數字金融服務的普及程度；其他可能影響研究結果的因素表示為控制變量(Xit)。各解釋變量的回歸系數(αi)反映了貧困減緩程度、數字普惠金融發展水平和其他因素之間的相關性；隨機擾動項(uit)表示對解釋變量和控制變量之間關系的不完全解釋；t代表年份，i代表地區。

4.2 變量選取

4.2.1 被解釋變量

貧困減緩程度(PR，Poverty Reduction)。崔艷娟和孫剛(2012)采用居民人均消費水平作為衡量貧困減緩的指標，并得到金融發展有利于減緩貧困的結論。為了保證數據的準確性，本文參考該研究，采用居民人均消費水平衡量貧困減緩程度，該指標可以更加全面地反映居民的消費水平，同時可以更好地衡量貧困程度的減緩情況。

4.2.2 解釋變量

本文以數字普惠金融指數(DIFI，Digital Inclusion Financial Index)為解釋變量，包括三個子維度指標：(1)數字金融覆蓋廣度(cb，coverage breadth)，衡量數字普惠金融覆蓋的人群范圍；(2)使用深度(ud，usage depth)，衡量數字普惠金融的業務豐富程度及使用活躍程度；(3)數字化程度(dl，digitization level)，衡量數字普惠金融的便利性、使用成本等。這組指標精準全面地測度了2011—2020年我國數字普惠金融的發展概況和特征，是較為科學、權威的指標體系。因此，本文選取該數指標來研究數字普惠金融在減貧方面的作用。

4.2.3 控制變量

(1)城鎮化水平(UL，Urbanization Lever)。農村和城市的勞動力遷移是應對農村剩余勞動力問題、提高農村就業率和增加農村居民收入的重要途徑。何春、崔萬田(2017)研究發現，城鎮化水平的提升可減緩貧困，且預計城鎮化水平的不斷提升將推動貧困減緩。因此，本文選取城鎮人口較年末地區常住人口之比作為衡量城鎮化水平的指標。

(2)農業現代化水平(AML，Agricultural Modernization Lever)。農業現代化水平衡量農村地區的現代化發展程度，體現農村地區的經濟發展水平，對減貧效應具有正向作用。本文借鑒王亞平等(2022)的研究，采用農業機械總動力較農作物播種總面積之比作為衡量農業現代化水平的指標。

(3)受教育水平(EDU，Degree of Education)。教育支出是人們重要的投資領域，涉及提高人力資本素質，是社會生產的核心因素。提高人力資本素質可改進勞動力質量、技能水平和工作效率，以有效減貧。本文在賈瑋等(2021)研究的基礎上選取財政教育支出衡量受教育水平。

4.3 數據來源說明

本文使用的數字普惠金融指數來源于北京大學數字金融研究中心，其他數據來源于國家統計局。為解決指標數據存在限制和缺失的問題，本文使用2011—2020年我國30個省、自治區(不包括港澳臺藏)的面板數據，共300個觀測值。為減少數據極端值和異方差性對實證回歸分析的不良影響，本文對部分絕對量數據進行對數變換，并對農業現代化水平前后兩期數據進行差分處理，以降低自相關性。

5 結果分析

5.1 數字普惠金融對相對貧困減緩效應的基本檢驗

為避免偽回歸問題，對全部變量進行平穩性檢驗。鑒于數據樣本容量較小，本文采用LLC和IPS單位根檢驗法。經驗檢，各變量的p值均小于顯著性水平0.05，即各變量都通過了平穩性檢驗，序列平穩，可用于回歸分析。

5.2 數字普惠金融對相對貧困減緩效應的基準回歸分析

本文對基準回歸模型(1)進行Hausman檢驗，檢驗結果顯示p值為0.0000，小于顯著性水平閾值(0.05)，因此拒絕隨機效應模型，選取固定效應模型，回歸結果如表1序列(1)所示。

表1 模型回歸結果

回歸結果表明，數字普惠金融指數對減緩相對貧困的影響為正，在1%的顯著性水平上顯著，表明數字普惠金融的發展能有效減緩相對貧困，該結果證明了數字普惠金融對緩解相對貧困具有正向的作用。具體而言，數字普惠金融的回歸系數為0.0936，表示數字普惠金融每增長1%，相對貧困減緩程度將提高0.0936%，說明數字普惠金融可以有效促進相對貧困減緩。

5.3 穩健性檢驗

5.3.1 替換核心解釋變量

表1序列(2)、(3)和(4)分別對數字普惠金融的三個子維度進行回歸，結果顯示三個子維度的系數均為正，均在1%的顯著性水平上顯著，表明此三個子維度對相對貧困減緩效應具有正向作用。由回歸結果可發現，其他解釋變量的回歸系數均為正，除個別值外均顯著，表明本文的結果是穩健的。

5.3.2 替換被解釋變量

借鑒王亞平等(2022)的做法，將被解釋變量替換為城鄉收入差距(GAP)進行回歸，結果如表1序列(5)所示，表明數字普惠金融在1%的顯著性水平上仍能對城鄉收入差距的減緩起到積極作用。該結果支持了基準回歸結論關于數字普惠金融對相對貧困減緩的有效性觀點。

5.3.3 刪除直轄市

考慮到數字普惠金融的發展存在明顯的地區差異，本文采用錢海章等(2020)的方法，在30個樣本省份中排除北京、天津、上海和重慶四個直轄市，回歸結果如表1序列(6)和(7)所示。結果表明，即使考慮了控制變量，核心變量的顯著性也未受到影響，僅回歸系數發生了較小變化。因此，可以得出數字普惠金融對減緩相對貧困的正向作用是穩健、有效的結論。

因此，穩健性檢驗進一步支持了基準回歸結果，即數字普惠金融對相對貧困的減緩起到了積極作用。

5.4 異質性檢驗

5.4.1 地區異質性

根據國家統計局規定的地區劃分標準，本文將全部樣本省市分為東、中、西部三組數據。東部地區包括北京、上海、山東、浙江、河北、海南、廣東、江蘇、天津、遼寧和福建；中部地區包括湖南、河南、黑龍江、安徽、湖北、吉林、江西和山西；西部地區包括貴州、重慶、寧夏、四川、甘肅、廣西、青海、云南、新疆、陜西和內蒙古。

在使用模型(1)對東、中、西部地區進行分樣本回歸的基礎上，分析數字普惠金融于不同地區的減貧效應異質性，結果如表2(僅顯示核心解釋變量，左側)所示。

針對東、中、西部省市而言，研究結果表明，數字普惠金融的回歸系數均為正數，且在顯著水平1%上具有顯著性。具體而言，東部地區系數為0.0641，中部地區系數為0.0741，西部地區系數為0.1846，表明數字普惠金融減緩相對貧困的作用在不同地區表現出明顯的區域性差異，西部地區的減貧效果最顯著，中部其次，而東部的效果最小。

通過進一步研究可以發現，數字普惠金融指數的不同維度對相對貧困減緩效應的影響存在區域性差異。將數字普惠金融的三個子維度作為解釋變量，借助模型(1)在東、中、西部地區分別進行分樣本回歸，以進一步研究數字普惠金融減輕相對貧困的作用，結果如表3所示，與之前的檢驗結果一致，表明該結論的魯棒性較高。

表3 分維度減貧效應的區域差異

綜上，考慮地區差異影響后，數字普惠金融對相對貧困的減緩仍具有顯著的正向作用。減緩效應在西部地區最顯著，其次是中部和東部地區，證明數字普惠金融減緩相對貧困的作用具有地域差異。

5.4.2 可持續發展水平異質性

為更進一步地探究數字普惠金融對減貧效應的地區差異，本文按照賈若祥、劉毅(2003)提出的全國地區可持續發展水平劃分標準，將全部樣本省市分為三組：可持續發展水平高、中和低的地區。其中，可持續發展水平高的組別包括上海、北京、天津、山東、遼寧、浙江、江蘇、福建、吉林、廣東和黑龍江；可持續發展水平中的組別包括云南、重慶、湖北、新疆、廣西、山西、甘肅、湖南、海南、四川、青海、河北、寧夏和內蒙古；可持續發展水平低的組別包括安徽、河南、陜西、江西和貴州。

通過對模型(1)進行高、中、低可持續發展水平組別的分樣本回歸，證實數字普惠金融在緩解貧困方面存在區域性差異，具體結果如表2(僅顯示核心解釋變量，右側)所示。

對于可持續發展水平低、中組別的城市，數字普惠金融的回歸系數全部為正數，均在1%的顯著水平上表現出顯著性。然而，可持續發展水平高組別的城市，數字普惠金融的回歸系數只有在10%的顯著水平上才表現出顯著性。具體而言，可持續發展水平低、中與高組別的地區，其系數分別為0.1723、0.0650與0.0427，表明數字普惠金融對可持續發展水平較低的地區的相對貧困減緩效應最為有效，其次是中水平地區，而在高水平地區的減緩效應最小。因此，數字普惠金融對相對貧困減緩效應的作用存在明顯的地域性差異，其減緩效應在可持續發展水平較低的地區具有更大的邊際效應。隨著地區可持續發展水平的降低，數字普惠金融相對貧困減緩效應逐漸增強。

6 結語

隨著我國經濟和社會的快速發展，治理相對貧困已成為實現經濟包容性增長的重要路徑。關于數字普惠金融發展對相對貧困的減緩效應及其區域異質性，本文得出以下結論：

從減貧角度來看，我國數字普惠金融的發展水平近年來不斷提升，具有顯著的相對貧困減緩效應。從區域差異的角度來看，中西部地區相對欠發達，而在這些地區數字普惠金融減緩相對貧困的作用程度顯著高于東部地區。此外，在可持續發展水平較低的地區，數字普惠金融對相對貧困減緩的貢獻顯著高于可持續發展水平較高的地區。因此，數字普惠金融減貧效應存在顯著的區域差異。

實現數字普惠金融發展在公平和效率方面的相對均衡是實現包容性增長的關鍵途徑?；诒疚难芯拷Y論，為促進數字普惠金融在可持續減緩相對貧困方面的效用，提出以下建議：

第一，加強數字普惠金融的深化和推廣，同時加大監管力度。政府應出臺支持政策，鼓勵金融機構開展創新業務，提升對貧困地區的金融支持，促進數字金融產品和服務的推廣與普及，提高數字金融服務的可及性。

第二，加強數字普惠金融服務的區域協同發展。不同地區的數字普惠金融服務需求和發展水平各異，建議促進各地區在數字化技術和金融服務方面的協同發展，建立跨區域的數字金融服務網絡，增強數字普惠金融服務的覆蓋范圍和效益。

第三，實施區域差異化的減貧策略。在相對發達的東部地區，數字普惠金融發展應集中于創新金融工具、提高金融服務效率方面，注重供給和需求的均衡發展，發揮其作為中心區域的輻射作用，加強與中西部地區金融資源的對接與共享。對于欠發達的中西部地區，要加大金融扶持力度，提升可持續發展水平，以加快相對貧困治理的步伐。

總之，加強數字普惠金融發展，實施區域差異化減貧策略，持續推進數字化與普惠金融的融合，將可持續發展融入減貧實踐中，才能進一步增強數字普惠金融減緩相對貧困的正面效應，實現相對貧困治理和可持續發展的良好互促互進。