数字普惠金融推动西部地区经济发展的实证检验.pdf
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1、统计与决策2023年第16期总第628期数字普惠金融推动西部地区经济发展的实证检验刘冠辰,伍晨(西安交通大学 经济与金融学院,西安 710061)摘要:文章选取20112020年我国西部地区12个省份区域经济发展季度数据,实证探析数字普惠金融与西部地区经济发展之间的关系,并使用工具变量法及替换核心解释变量法对实证结果进行稳健性检验。结果表明:数字普惠金融的发展对我国西部地区经济整体发展具有推动作用,并呈现阶段性和区域异质性特征;数字普惠金融有助于缩小西部地区经济发展差距。关键词:数字普惠金融;区域经济增长;区域经济发展差距;协调发展中图分类号:F832文献标识码:A文章编号:1002-6487
2、(2023)16-0132-05基金项目:国家社会科学基金重点项目(18AJY004)作者简介:刘冠辰(1988),男,河南南阳人,博士研究生,研究方向:数字金融、产业经济学。(通讯作者)伍晨(1992),女,陕西西安人,博士研究生,研究方向:企业创新、产业经济学。0引言目前我国经济虽然发展整体向好,但仍面临着发展不平衡的现象,区域经济发展分化态势明显、发展动力极化现象日益突出、部分区域发展面临较大困难等问题。为缓解经济发展中存在的不平衡现象,我国实施了西部大开发、建设“一带一路”、脱贫攻坚等一系列政策,并取得了较为显著的成果,这其中数字普惠金融的发展助力颇多。数字普惠金融作为一种全新的金融手
3、段,能有效弥补原本普惠金融存在的市场空缺,为西部地区提供更为广泛的金融支撑,有助于推动西部地区经济发展。但随着“数字鸿沟”等问题的出现,数字普惠金融对西部地区经济发展的影响需要进一步明确,盲目地追求发展有可能导致西部地区经济发展不协调以及城乡收入差距扩大等问题。因此,本文从这一角度出发,实证分析数字普惠金融对西部地区经济发展的影响,以期为西部开发建设提供参考。目前我国对数字普惠金融的研究主要集中在缩小城乡收入差距、促进经济增长两个方面15。近几年,随着我国对区域经济协调发展的重视,有学者开始研究数字普惠金融与区域异质性发展的关系。郝云平和雷汉云(2018)6提出数字普惠金融的经济推动效应具有显
4、著的空间相关性。现有文献对数字普惠金融与区域经济发展的交叉领域关注较少。因此,本文以我国西部地区为研究对象,多维度探讨数字普惠金融对西部地区经济发展的影响。1理论分析与研究假设1.1数字普惠金融与区域经济增长从宏观层面来看,数字普惠金融具有低门槛、低成本的特性,有助于促进地区贷款与消费的增加、提高金融服务的触达性,从而带动地区经济的增长7,8。数字普惠金融将原本被传统金融排斥的客户群体纳入发展中,与传统金融构成互补关系。相较于东中部地区,西部地区整体经济发展相对逊色,因此有更多被传统金融排斥的客户群体,我国对数字普惠金融的大力发展,充分发挥了数字普惠金融的“长尾效应”,对西部地区传统金融形成了
5、强有力的补充。从微观层面来看,数字普惠金融的减贫效应与家庭收入水平成反比9。西部地区相较于东中部地区更为恶劣的自然环境导致西部地区贫困情况更为严重,在这一背景下,数字普惠金融所具有的强包容性为贫困家庭贷款提供了更多的帮助,为资本缺乏家庭的创业提供了机会。借助数字技术的迅速普及,数字普惠金融进一步延伸了现有金融产品和服务的使用范围,为更多贫困人口和小微企业提供了参与金融市场的机会,与包容性增长理论中的平等参与经济发展不谋而合。也就是说,数字普惠金融弥补了传统金融难以覆盖的贫困地区和小微企业等客户群体,为西部地区包容性增长提供了有利的实现条件。综合以上分析,本文提出:假设1:数字普惠金融能够推动西
6、部地区经济增长。1.2数字普惠金融与区域经济发展差距数字普惠金融的出现,在一定程度上缓解了地区经济发展不平衡现象。一方面,互联网技术的应用使得金融机构不必开设过多的线下营业点,极大地降低了金融机构的营业成本。同时,借助互联网技术的普及性能触及更广范围的客户群,改善因地区原因导致的金融服务量的差异。另一方面,新出现的互联网金融机构带来更为灵活的新型金融产品,降低了金融服务的参与门槛,使得更多贫困人群有机会参与借贷。同时,为更多小微企业提供了资金来源10,极大激发了市场活跃度,促进了生产要素在市场上财 经 纵 横DOI:10.13546/ki.tjyjc.2023.16.025132统计与决策20
7、23年第16期总第628期的自由流通11。数字普惠金融的发展也改变了人们的储蓄习惯,越来越多的闲置资金进入余额宝等新型金融账户中。大量闲散资金的聚集也为互联网金融企业进行投资提供了原始资本,新的资金来源为地区经济增长带来了新的活力。总体而言,数字普惠金融的发展改变了传统金融在空间上的约束,基于非均质空间理论,数字普惠金融的发展将加速区域间资本要素的流动,从而缩小区域经济发展差距。综合以上分析,本文提出:假设2:数字普惠金融发展能够缩小西部地区经济发展差距。2研究设计2.1样本选择与数据来源本文选取20112020年西部地区12个省份的季度面板数据进行分析。解释变量数据来源于历年 北京大学数字普
8、惠金融指数12;被解释变量经济发展水平及经济发展差距的数据来源于20122021年 中国统计年鉴 及西部地区12个省份历年的统计年鉴;其他控制变量及工具变量中使用的数据来源于各省份统计年鉴、CEIC中国经济数据库、国泰安CSMAR系列数据库。由于数字普惠金融发展起步较晚,目前仅能收集近十年的数据,因此为了增加研究样本,提高数据分析结果的可靠性,本文采用季度数据。2.2变量选取(1)被解释变量区域经济发展水平(lnpgdp),选取人均GDP衡量地区经济发展水平,人均GDP越高表明地区经济发展水平越高。区域经济发展差距(VC),选取区域经济增长率变异系数(VC)测量,如式(1)所示。VC=i()x
9、i-x 2/nx(1)其中,xi为区域i的人均GDP,i=12n;x 为各区域的平均人均GDP;n为区域个数。区域经济增长率变异系数(VC)越大,说明地区间经济发展差距越大。(2)解释变量数字普惠金融(DIFI),使用数字普惠金融指数来测度12,并将其细化为覆盖广度(Cov)、使用深度(Us)及数字化程度(Dig)三个指标。(3)控制变量本文选取城镇化率(Urban)、财政投入(Gov)、固定资产投资(Fix)、产业结构(Is)、对外贸易水平(Open)、教育水平(Edu)、金融深度(Fd)作为控制变量。2.3模型构建2.3.1基准模型本文采用面板固定效应模型估计数字普惠金融对西部地区经济增长
10、的整体影响,构建模型如下:lnpgdpit=0+1DIFIit+2CVit+t+i+it(2)其中,i代表西部地区各省份,t代表年份,lnpgdp代表地区经济发展水平,DIFI为数字普惠金融发展水平,CV为控制变量集,t为时间固定效应,i为个体固定效应,it为随机扰动项。同理,选择区域经济增长率变异系数(VC)作为被解释变量代入模型(2)构建回归模型,以考察数字普惠金融(DIFI)对西部地区经济发展差距(VC)的总体影响。2.3.2面板门限回归模型在研究数字普惠金融发展对西部地区经济发展影响时,为进一步明确两者之间的相互关系,本文采用面板门限回归模型进行研究。若只存在门限值r,门限回归模型单门
11、限值公式如下:lnpgdpit=0+1DIFIit()DIFIr+2DIFIit()DIFIr+3CVit+it(3)若存在门限值r1、r2,门限回归模型双门限值公式如下:lnpgdpit=0+1DIFIit()DIFIr1+2DIFIit()r1DIFIr2+3DIFIit()DIFIr2+4CVit+it(4)若存在门限值r1、r2、r3,门限回归模型三门限值公式如下:lnpgdpit=0+1DIFIit()DIFIr1+2DIFIit()r1DIFIr2+3DIFIit()r2DIFIr3+4DIFIit()r3DIFI+5CVit+it(5)其中,i代表省份,t代表年份,r代表数字普惠
12、金融指数门限值。同理,使用区域经济增长率变异系数(VC)作为被解释变量代入模型(3)模型(5)构建面板门限模型,以考察数字普惠金融(DIFI)对西部地区经济发展差距(VC)的阶段性影响。3实证结果分析3.1基准模型回归结果数字普惠金融对西部地区经济增长的估计结果如下页表1中列(1)所示。解释变量系数显著为正,这表明数字普惠金融能够促进西部地区经济增长,假设1得证,这一结论与以往学者研究结果相一致13。对于西部地区来说,传统金融覆盖水平较低,金融基础相对薄弱,数字普惠金融则形成对传统金融的有效补充,借助互联网技术在西部地区的普及,成功地渗透入西部地区居民的生活中,凭借其低门槛、高便利、高效风控的
13、基本特征为西部地区居民提供了额外的资金来源。高活跃度的数字普惠金融为当地中小企业的发展注入了新的活力,生产要素得以在经济市场中高效分配,市场主体活跃度迅速攀升带动了区域经济增长。表1中列(3)以区域经济增长率变异系数为衡量指标财 经 纵 横133统计与决策2023年第16期总第628期与数字普惠金融指数进行双向固定效应回归。由表1的结果可知,数字普惠金融的发展与西部地区经济发展差距呈负相关关系,即数字普惠金融发展有助于缩小西部地区经济发展差距,且在 1%的水平上高度显著。假设 2 成立。从实证结果可以看出,数字普惠金融指数每增长1个单位,西部地区区域经济发展差距将缩小0.0528%。由于数字普
14、惠金融的推广有效缓解了广大西部地区的传统金融排斥问题,大量活跃的资本要素飞速进入原本相对贫困落后的地区,为贫困地区的经济发展提供了新的资本活力,从而缩小了西部地区内部的经济发展差距;而且根据区域经济协调发展理论中的非均质空间理论可知,数字普惠金融能够跨越传统金融的空间限制性问题,有助于实现西部地区全区域资本要素的按需流动,使得资本要素以相对稳定的速度流向西部各地区,在一定程度上对西部地区经济发展差距起到了缓解作用。3.2面板门限模型回归结果基准模型回归的结论建立在数字普惠金融对经济发展的影响是线性的基础上,但当数字普惠金融达到某个临界值时,可能会引发经济发展结构性的变化,致使原先的线性关系发生
15、改变。因此,本文借助面板门限模型来探究数字普惠金融是否对西部地区经济发展存在门限效应。基于模型(3)模型(5)并以数字普惠金融指数为门限值,分别假设模型存在三门限值、双门限值和单门限值进行面板门限回归,最终得到以经济增长为被解释变量的模型存在单门限值,而以经济发展差距为被解释变量的模型不存在门限值。从表 2 可知,单门限值估计结果在 5%的水平上显著。因此,单门限值将样本划分为两个区间,门限值在95%的置信区间上估计值为2.6295。表2单门限值门限回归模型估计结果门限值单门限值F-stat71.5300Prob0.0433临界值10%64.79795%78.57391%117.2875单门限
16、回归结果如表3所示,在非线性门限回归模型中,当数字普惠金融指数小于2.6295时,1个单位的数字普惠金融指数增长会导致0.156%的人均GDP增长;当数字普惠金融指数大于2.6295时,1个单位数字普惠金融指数的增长会带动地区人均GDP增长0.179%。由此可以得出,数字普惠金融与西部地区经济增长的关系并非单一线性的,而是呈现阶段性特征,随着数字普惠金融的发展,表现出对西部地区经济增长更强的推动作用。表3单门限值回归结果变量DIFI2.6295DIFI2.6295控制变量个体固定效应时间固定效应Within R-squared样本数门限回归模型0.156*(0.0147)0.179*(0.02
17、03)控制控制控制0.9725480对于区域经济发展差距来说,数字普惠金融指数并不存在某个门限值r使其对西部地区经济发展差距的影响发生改变,即数字普惠金融与西部地区经济发展差距之间呈现线性关系。3.3稳健性检验3.3.1工具变量法数字普惠金融发展与西部地区经济发展存在相互促进的现象。数字普惠金融通过提升居民消费水平、增加新型就业岗位、弥合不同群体收入差距等方式推动地区经济的发展;反过来地区经济发展也会为数字金融的发展提供更好的支撑,包括更为尖端的技术支撑及更加活跃的市场需求等。反向因果带来的内生性问题会导致模型实证结果出现一定偏误,此外,变量的选取并非全无遗漏,因遗漏不可观测变量而导致解释变量
18、与随机干扰项存在相关性问题,可能会使数字普惠金融变量系数的估计有偏。因此,本文参考常建新等(2021)14的方法,采用互联网普及率作为工具变量,使用工具变量法来克服基准回归中存在的内生性问题,以提高实证结果的准确性。互联网普及率反映了当地互联网发展情况及普及程度,而互联网技术在群众中的覆盖情况是数字普惠金融发展的基本支撑条件。互联网普及率越高,表明该地区群众对新鲜事物的接受能力和意愿越高,数字普惠金融群众基础稳固,因此互联网普及率与数字普惠金融间具有相关性。为了进一步验证互联网普及率作为工具变量的合理性,基于上文的实证模型进行工具变量检验,结果如下页表4所示。从三项检验统计量来看,互联网普及率
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