四川省數字普惠金融與區域經濟協調發展研究

候小雨 鄭建

(四川工業科技學院 四川德陽 618500)

1 引言

數字普惠金融旨在利用互聯網、計算機技術推動普惠金融發展，利用數字化方法服務金融市場，并在投融資過程中利用云計算、大數據、智能支付等新興技術起到降低成本、拓寬渠道、提高效率的作用。

我國在經濟區域上可劃分為東部、中部、西部和東北地區，隨著西部大開發戰略的不斷推進，西部地區經濟也飛速發展。四川省是西部地區的主要省份，而且四川省各區域之間也存在明顯的經濟發展不均衡現象，根據2021年各市(州)地區生產總值計算，成都市2021年GDP為19916.98億元，其余州市GDP均在4000億元以下，其中阿壩藏族羌族自治州與甘孜藏族自治州僅400多億元，具有一定的代表性，因此本文選取四川省為研究對象，探究數字普惠金融給各地區經濟相對水平帶來了怎樣的變化。首先本文根據經濟發展水平將四川省區域進行了如下劃分：

根據四川省統計年鑒2021年數據，全省人均GDP為64326元，本文按照人均GDP將四川省區域經濟發展水平分成如表1所示的三個等級。

2 理論分析與研究假設

目前，國內對數字普惠金融的研究范圍較寬，可從宏觀與微觀兩個層面展開。

宏觀層面的研究主要聚焦于數字普惠金融與經濟增長、城鄉收入差距、產業結構升級、農村貧困等之間的關系，錢海章等(2020)采用雙重差分法發現數字金融發展顯著促進了經濟增長[1]；張賀等(2018)基于中國省級數據的實證觀察，證實了數字普惠金融能夠顯著縮小城鄉收入差距[2]。

微觀層面的研究主要關注數字普惠金融對居民消費、企業創新、中小企業融資約束、家庭金融資產配置等方面的影響。如鄒新月等(2020)通過研究2011—2018年中國省際數據，發現數字普惠金融的發展能夠有效促進居民消費水平的提高[3]。

隨著對數據普惠金融研究的深入，出現了不同的觀點，如Sahay等(2015)認為， 數字普惠金融發展到一定程度后，對經濟發展的效應會從正變為負，與經濟發展呈現倒U型關系[4]。鐘文欣(2022)研究發現，數字普惠金融對我國東部、中部地區存在單一門檻值[5]。因此，本文提出研究假設：

H1：數字普惠金融的發展能顯著促進四川省各區域經濟增長。

H2：數字普惠金融對四川省經濟增長的促進作用是非線性關系，可能具有門檻效應。

在數字普惠金融與區域經濟的關系上，國內外學界論述頗豐。Abu-Bader和Abu-Qam(2008)研究發現普惠金融能通過提高投資效率推動經濟發展[6]；張小鋒等(2022)將我國區域經濟劃分為中部、西部、東部和東北地區，研究發現，數字普惠金融能夠有效縮小區域經濟發展差距，而且在促進經濟增長上中部效應要明顯高于東部[7]；姚登寶等(2023)等發現了數字金融對區域經濟協調發展的影響，因地區、城鄉之間的不同而存在差異。對東部地區的促進作用明顯強于中西部地區，對城鎮地區的影響強于農村地區[8]。基于此，本文提出研究假設：

H3：數字普惠金融對經濟發展產生的效應因區域不同而存在差異，但總體能夠縮小區域經濟發展差距。

3 研究設計

3.1 變量選取與數據來源

3.1.1 被解釋變量

本文采用人均GDP(Growth)來衡量各區域經濟發展水平。

3.1.2 解釋變量

四川省數字普惠金融發展程度。本文選取北京大學發布的城市級數字普惠金融指數作為代理變量。具體包括數字普惠金融總指數(DIFI)、覆蓋廣度(Breadth)、使用深度(Depth)和數字化程度(Degree)。

3.1.3 控制變量

(1)城鎮化水平(Urban)：城鎮人口與總人口的比值；(2)政府支出(Gov)：財政支出與GDP的比重。政府行為會對一個地區的經濟發展產生影響；(3)固定資產投資(Fix)：固定資產投資與GDP的比重。體現區域投資水平；(4)產業結構(Indus)：二三產業增加值與GDP的比重。(5)對外開放水平(Open)：對外貿易進出口額占GDP的比重。

3.1.4 數據來源

本文選取2011—2021年四川省21個地州市的數據，數字金融指數來自北京大學數字金融研究中心發布的《中國數字普惠金融發展指數》；被解釋變量和控制變量數據均來自四川省統計局。使用計量軟件為STATA。

3.2 實證模型

3.2.1 面板線性回歸模型

為了驗證數字普惠金融對經濟發展的影響，本文構建了如下回歸模型：

式(1)中：Growthit表示城市i在第t年的人均GDP，indexit表示城市i在第t年的數字金融指數，包括覆蓋廣度(Breadth)、使用深度(Depth)和數字化程度(Degree)三個維度；Controlit為控制變量，將控制變量引入模型并取自然對數；βit為個體固定效應；εit為隨機擾動項。

3.2.2 非線性門檻回歸模型

結合以往研究，數字普惠金融與經濟發展之間不一定是線性關系，為了研究數字普惠金融對經濟發展的影響是否因為發展水平不同而存在差異，本文以數字普惠金融總指數(DIFI)為代表，驗證數字普惠金融與經濟發展之間是否存在非線性關系。單門檻和雙門檻回歸模型如下：

4 實證過程

本文對面板數據進行F檢驗及Hausman檢驗，結果均顯示Prob＞chi2=0.000，因此判斷應設定固定效應模型，回歸模型采用個體固定效應模型。

4.1 全省層面數據回歸分析

為了探究數字普惠金融對經濟發展是否有促進作用，本文首先對四川省面板數據進行個體固定效應模型的回歸分析，結果如表2所示：

表2 四川省面板數據回歸結果

由表2可知，基于四川全省數據在數字普惠金融總指數和不同維度指數下的回歸結果均顯著為正，說明數字普惠金融的發展對四川省經濟水平具有明顯的促進作用。具體而言，數字普惠金融總指數通過了0.01的顯著性，系數為0.103915，說明每提高1單位的數字普惠金融指數將會帶來0.103915個單位的全省人均GDP的增長，從而驗證了H1。從不同維度來看，數字金融的覆蓋廣度、使用深度和數字化程度均顯著為正，說明均對經濟發展具有促進作用，而且使用深度的系數最大，為0.1358216，說明數字金融的使用深度對四川省經濟發展的促進效應起著更加明顯的作用。

4.2 不同區域層面數據回歸分析

四川省各地區金融資源分布不均衡，經濟發展水平存在較大差距。關于經濟水平的差異是否會導致數字金融在各區域產生不同的效果，進而促進區域經濟更加協調還是導致各區域經濟發展更加不協調，本文按人均GDP將四川省分為三個區域，分別進行面板數據回歸，結果如下：

回歸結果表明，區域Ⅰ數字普惠金融對經濟增長的促進作用在0.01顯著性水平下顯著，說明數字普惠金融總指數每提高1個單位，區域Ⅰ的人均GDF提高0.108個單位。從不同維度的數字金融來看，系數均顯著為正，其中覆蓋廣度系數最大，為0.126，說明在區域Ⅰ中，數字金融的覆蓋廣度對區域Ⅰ的經濟增長促進效果最大(見表3)。

表3 數字金融對區域經濟協調發展影響的地區差異(區域Ⅰ)

回歸結果表明，區域Ⅱ中數字普惠金融總指數對于經濟發展的正效應并不顯著，其中從不同維度來看，覆蓋廣度、使用深度均顯著為正，數字化程度不顯著，說明數字普惠金融整體對區域Ⅱ的經濟增長沒有明顯的積極作用(見表4)。

表4 數字金融對區域經濟協調發展影響的地區差異(區域Ⅱ)

回歸結果表明，區域Ⅲ數字普惠金融總指數對于經濟增長的促進作用在0.05顯著性水平下顯著，數字普惠金融總指數每提高1個單位，區域Ⅲ的人均GDP提高0.06889個單位。其中覆蓋廣度與使用深度在0.1的顯著性水平下顯著，說明兩者對經濟發展也會產生正效應，但數字化程度并無顯著影響(見表5)。

表5 數字金融對區域經濟協調發展影響的地區差異(區域Ⅲ)

通過表3—5對不同區域面板數據回歸結果可以發現，數字普惠金融總指數對各個區域的經濟增長的促進程度存在差異。區域Ⅰ的系數為0.108，區域Ⅲ的系數為0.06889，說明隨著經濟發展水平的提高，數字普惠金融的促進作用存在遞減趨勢，從而使得各區域經濟發展更加不協調。本文的H3前半部分成立，但數字普惠金融不能縮小區域經濟發展差距。

4.3 非線性門檻回歸

由于在不同經濟發展水平的區域，不能保證數字普惠金融與區域經濟發展之間是單純的線性關系，為了探究是否存在門檻限值，使得在經濟水平發展的不同階段，數字普惠金融的促進作用也存在差異，即兩者之間是否存在非線性關系。本文針對全省和不同區域利用STATA進行非線性門檻回歸模型的估計，結果如表6所示。

表6 全省及三大區域非線性雙門檻回歸模型估計結果

由表6可知，全省及三大區域雙門檻限值P-Value分別為0.0067、0.6200、0.1200和0.4533，全省層面的P-Value顯著，但經過進一步的LR檢驗顯示并未通過，說明模型存在雙門檻限值的假設不成立，接著對單門檻限值進行模型估計，結果如表7所示。

表7 全省及三大區域非線性單門檻回歸模型估計結果

從表7數據可知，全省及區域Ⅰ的單門檻限值P-Value分別為0.0067和0.0267，均通過顯著性檢驗，表明數字普惠金融在全省和區域Ⅰ范圍內，對經濟發展的促進作用不是簡單的線性關系，而是存在非線性關系，本文的H2成立。區域Ⅱ和區域Ⅲ沒有通過顯著性檢驗，說明不存在非線性關系。

本文首先對全省及區域Ⅰ單門檻限值進行估計，結果顯示全省面板數據的門檻限值為5.4164，區域Ⅰ的門檻限值為5.3824。表8列出了數字普惠金融全省和區域Ⅰ面板數據的單門檻限值回歸結果。

表8 全省及區域Ⅰ單門檻限值回歸結果

因此，在全省層面，當l n D I F I≥5.4 1 6 4，即DIFI≥e5.4164=225時，數字普惠金融指數每增加1單位，全省人均GDP增加0.14582單位。當DIFI∈(0,225)時時，數字普惠金融指數每增加1單位，全省人均GDP增加0.1287個單位。在區域Ⅰ層面，當lnDIFI≥5.3824，即當DIFI≥e5.3824=218時，數字普惠金融指數每增加1單位，全省人均GDP增加0.1273單位。當DIFI∈(0,218)時，則增加0.1153個單位。無論是全省還是區域Ⅰ，數字普惠金融對經濟增長的促進作用呈現“加速”效應，當數字普惠金融指數超過門檻值后，其促進作用則更加顯著。

5 結論與啟示

5.1 結論

第一，對全省及三個區域數據分別進行面板數據回歸結果得出，除區域Ⅱ之外，其余結果均顯示數字普惠金融總指數的系數顯著為正，說明數字普惠金融在四川省范圍內對經濟增長具有正效應，而且對高經濟水平的促進作用更加明顯，在一定程度上擴大了區域經濟發展差距。

第二，從數字普惠金融的不同維度來看。首先，覆蓋廣度對三大區域的影響均顯著為正，而且覆蓋廣度指數更能明顯擴大區域經濟發展差距。其原因可能是經濟發展水平較低的地區，尤其是在偏遠地區，人們對于金融服務與金融產品的需求較低，數字普惠金融覆蓋廣度的擴大并不能得到有效利用，因此覆蓋廣度對于經濟發展的促進作用存在明顯的地區差異性，而且會擴大區域經濟發展差距；其次，使用深度在三大區域均有明顯促進作用，但區域Ⅱ的作用更加顯著，這是因為在中等發達水平的區域Ⅱ，支付業務、貨幣基金業務、保險業務等金融服務業務還有很大的發展空間，使用頻率的提高、活躍度的增加能夠顯著促進經濟發展。在發展水平較低的區域Ⅲ，由于覆蓋廣度較低，人均業務量的提高存在局限性，也并不能起到明顯的經濟促進作用；最后，數字化程度衡量的是數字普惠金融服務的便利化、實惠化、移動化程度，從回歸結果來看，數字化程度在全省和區域Ⅰ范圍內，對經濟發展有明顯的積極作用，但在區域Ⅱ和區域Ⅲ并不顯著。其原因可能是在經濟發展較為落后的區域Ⅱ和區域Ⅲ，由于數字化金融處于起步階段，發展不夠完善，對經濟的促進作用并不明顯。

第三，根據非線性門檻回歸結果可知，數字普惠金融對區域經濟增長的促進作用存在非線性差異，全省和區域Ⅰ同時具有線性和非線性關系，當超過單門檻限值后，其促進作用更加明顯。

5.2 啟示

5.2.1 有側重點地發展數字普惠金融

從三個維度來看，一方面要提高使用深度，發揮其對經濟水平較低地區的促進作用；另一方面，要加快數字化進程，目前數字化程度對欠發達地區的影響并不顯著，應著重發展數字普惠金融的實惠化、移動化、便利化，注重從覆蓋廣度的數量規模向質量轉移。

5.2.2 完善數字普惠金融的法律制度體系

網絡時代背景下，促進數字普惠金融發展的同時，也帶來了一定的風險，個人信息泄露、網絡詐騙層出不窮，應建立完善的新型數字金融法律制度，營造良好的金融環境，提供安全的金融服務。

5.2.3 對貧困地區提供差異性的政策支持

由于四川省地域廣闊、地形復雜，因此要對貧困地區提供差異性的政策支持，對偏遠貧困地區提供一定的政策支持，擴大財政支出規模，加大財政支付轉移，并借助成都等較發達城市的財力，帶動西部地區經濟發展，促進區域協調發展。