数字金融发展对城市出口结构升级的影响.pdf
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1、统计与决策2023年第16期总第628期数字金融发展对城市出口结构升级的影响张营营1,彭硕毅2,白东北3(1.西安邮电大学 经济与管理学院,西安 710061;2.西藏民族大学 马克思主义学院,陕西 咸阳 712082;3.安徽财经大学 经济学院,安徽 蚌埠 233030)摘要:文章以“贸易转型”为切入点,运用中国城市-海关匹配数据,系统探讨数字金融这一新兴金融业态对城市出口结构升级的影响及其作用机制。研究发现,数字金融发展显著促进了城市出口结构升级,且其影响效应呈动态强化趋势。异质性分析显示,数字金融使用深度比覆盖广度和数字化程度对出口结构升级的影响更大,即存在“结构效应”;数字金融发展对传
2、统金融滞后城市出口结构升级的促进作用更明显,体现出靶向优化特征。机制检验表明,技术创新激励和人力资本提升是数字金融发展撬动城市出口结构升级的重要渠道。进一步研究发现,正式和非正式制度环境的改善均会增强数字金融发展对城市出口结构升级的促进作用。关键词:数字金融;出口结构升级;制度环境;贸易强国中图分类号:F752文献标识码:A文章编号:1002-6487(2023)16-0141-06基金项目:教育部人文社会科学研究青年基金项目(22YJC790173);陕西省社会科学基金资助项目(2021D035);陕西省软科学研究计划项目(2023-CX-RKX-200)作者简介:张营营(1986),男,山
3、东菏泽人,博士,讲师,研究方向:数字经济、产业经济。彭硕毅(1987),男,陕西汉中人,博士,讲师,研究方向:数字经济、技术创新。白东北(1989),男,吉林长春人,博士,副教授,研究方向:异质性贸易理论。0引言改革开放以来,中国创造了“经济增长奇迹”和“对外贸易奇迹”,逐步成为世界出口第一大国。然而,随着生产成本低的优势逐渐减弱,国内外市场环境不确定性增大,传统的要素驱动型贸易增长方式难以为继1。2020年底,国务院办公厅印发 关于推进对外贸易创新发展的实施意见,指出要围绕“双循环”新发展格局,加快推进国际市场布局、商品结构、贸易方式等“五个优化”,培育新形势下参与国际合作和竞争新优势。党的
4、二十大报告明确提出,要推进高水平对外开放,推动货物贸易优化升级,加快建设贸易强国。为实现“外贸优化升级”和“建设贸易强国”的目标,城市作为对外经贸活动的主要单元,必将也必须承担起出口产品从“物美价廉”转向“优质优价”的重任2。城市出口结构是区域贸易发展质量的重要体现,其转型升级是国家整体外贸优化升级的关键所在。因此,如何有效促进中国城市出口结构的转型升级,已成为亟须解决的重大现实问题。当前,随着以5G、大数据、云计算技术等为代表的第四次技术革命的兴起,社会生产及生活方式已进入以数字经济为标志的新时期。而数字金融作为数字经济最活跃、最重要的组成部分3,其快速发展能够有效降低金融服务的准入门槛,提
5、高金融服务的便利性、包容性与性价比4,激发科技创新活力,提升人力资本竞争优势,从而对地区出口贸易结构变迁产生广泛而深远的影响。那么,数字金融发展是否促进了中国城市出口结构升级?可能的机制是什么?进一步地,数字金融出口结构升级效应的充分发挥是否受到地区制度环境因素的影响?回答这些问题,对于探寻出口结构升级的有效路径,加快数字金融与实体经济的深度融合,以及推动“贸易强国”战略目标的实现具有重要意义。本文采用中国城市-海关匹配数据,运用多种计量分析方法研究数字金融发展对城市出口结构升级的影响。本文的边际贡献在于:(1)从贸易转型视角出发,系统考察数字金融发展与城市出口结构升级的影响关系及内在作用机制
6、,不仅拓展了数字金融影响效应的研究范围,而且为实现“贸易强国”目标提供了新思路。(2)综合利用固定效应模型、Bartik工具变量等方法精确评估数字金融发展的出口结构升级效应;同时,系统考察了数字金融影响出口结构升级的动态趋势、结构效应以及靶向优化特征,从而深化对二者之间关系的理解。(3)采用机制检验模型分析数字金融发展如何通过技术创新效应、人力资本效应等途径影响城市出口结构升级,并借助调节效应模型检验区域制度环境的重要性,这有助于明晰数字金融发展促进出口结构升级的具体渠道以及数字金融精准施策的制度边界。1理论分析与研究假设通过梳理和归纳既有文献,本文认为数字金融可以通过技术创新效应和人力资本效
7、应两条渠道影响城市出口结构升级,并且地区制度环境在数字金融发挥出口结构升财 经 纵 横DOI:10.13546/ki.tjyjc.2023.16.027141统计与决策2023年第16期总第628期级作用中具有正向调节效应。根据技术差距贸易模型,出口结构升级与技术创新能力密切相关,较高的技术水平会促使出口产品附加更多的技术含量,以提高产品的技术复杂度和附加值,增加高端产品的出口份额,从而推动区域出口结构不断攀升。而数字金融发展可从以下几个方面提高技术创新能力:首先,数字金融具有高效、独特的信息搜集和处理能力5,能够更好地进行信息筛选与风险甄别,降低金融部门与创新主体之间的信息不对称,改善信贷资
8、源错配,从而缓解创新活动的外部融资约束,为技术创新提供更加充足的资金。其次,数字金融在互联网、大数据、区块链等新兴技术的支撑下,还能够不断完善企业内部治理能力,增强财务管理的稳定性和有效性,降低企业的非效率投资,助力企业经营效益的显著提升,从而有利于企业加大研发投入力度,促进技术创新。最后,数字金融的“包容性”理念和“草根性”特性,会促使金融机构不断拓展服务边界,增强金融触达能力6,在实现对大企业技术创新“高质量”服务的同时,也为中小微企业等长尾群体客户的创新提供“精准化”的金融供给,提高企业创新融资的可得性,从而激励区域内企业更为积极地开展技术创新活动。另外,经典要素禀赋理论认为,出口贸易结
9、构会受地区生产要素丰裕度的影响,人力资本越丰富的地区越倾向于出口人力资本密集型(即高技术类型)的产品7。Caselli等(2006)8指出,人力资本要素拥有的再生性和能动性,可显著提升地区劳动生产率和产业高级化水平,进而有利于出口结构的转型升级。一般来说,数字金融发展对人力资本的提升作用主要表现在:一方面,数字金融的“普”与“惠”降低了金融服务的门槛,拓宽了金融服务类型,增加了金融服务的可获得性,促使更多、更稳定的资金流向教育领域,为劳动者进行教育培训提供有力支持。尤其是增加了低教育程度群体(就业弱势群体)的受教育机会,从而促进地区人力资本积累。例如,金融机构利用数字金融推出的教育专项存贷服务
10、等。另一方面,数字金融提高了生产部门的融资便利性,而依据“资本技能互补”假说,更多的资本要素投入生产,会增加各部门对高技能劳动力的需求,从而推动人力资本结构的高级化进程9。此外,数字金融具有速度快、成本低、效率高等优势,其健康发展会强化金融服务实体经济的能力,加速人力资本的交流和进步,促进人力资本结构优化。基于上述分析,本文提出:假设1:数字金融发展会显著促进城市出口结构升级。假设2:数字金融发展对城市出口结构升级的促进作用,可能是通过提升城市技术创新能力和人力资本水平实现的。由于数字金融等现代生产性服务品具有不可储存、非标准化的特征,在交易中往往面临较高的违约和“敲竹竿”风险10。而地区制度
11、环境的不断优化可以有效降低金融交易的机会主义行为,减少不可预期的风险,是推动数字普惠金融发展的重要因素。因此,制度环境可能影响数字金融发展对城市出口结构升级的作用效果。中国幅员辽阔,各地区的制度环境存在较大的差异,更有必要从制度环境的视角深入分析数字金融发展对出口结构升级的影响。首先,制度环境的完善可以加强企业的信息披露,减少信息不对称,降低金融交易活动费用,以推动数字金融服务的顺利实施,更大程度发挥出口结构升级效应。其次,在制度环境较好的地区,金融需求者受法律制度、产权制度等的保护力度更大,对数字金融这一新兴金融业态的接受程度也就更高,这有助于数字金融服务的全方位延展,进而加快区域出口结构的
12、转型升级。最后,一些非正式制度因素也会影响金融需求者的行为和偏好,如良好的社会信任秩序可以促进企业利用商业信用进行融资,从事高技术产品的出口贸易活动,因此,非正式制度的改善同样能够强化数字金融的支持作用。基于上述分析,本文提出:假设3:良好的制度环境会增强数字金融发展对城市出口结构升级的促进作用。2研究设计2.1模型设定为检验数字金融发展与城市出口结构升级的关系,本文构建如下模型:expyit=0+1difit+Zit+i+t+it(1)其中,expyit为i城市t年份的出口结构升级状况;difit为数字金融发展指数,it为随机误差项。i、t分别为地区和时间固定效应,Zit为相关控制变量。2.
13、2变量选取(1)被解释变量:出口结构升级。本文借鉴孙天阳等(2022)1、周茂等(2019)7的做法,以出口技术复杂度反映城市出口结构升级。测算出口产品k的技术复杂度:ESk=m=1nexportmk/exportmmexportmk/exportmpgdpm(2)式(2)中,pgdpm为m国的人均国内生产总值,exportmk/exportm为产品k出口额占其总出口的比重。在此基础上,进一步构造城市出口技术复杂度expyi。expyi=jXijESjjXij(3)其中,ESj是式(2)计算得出的产品j的技术复杂度,Xij为i城市j产品的出口额。(2)核心解释变量:数字金融发展指数。关于区域数
14、字金融发展水平,现有文献普遍采用北京大学数字普惠金融指数进行度量3,11。该指数以蚂蚁金服提供的数据为基础,从数字金融覆盖广度、使用深度以及数字化程度这三个维度计算中国数字普惠金融综合指数,为数字金融问题的研究提供了可靠的基础数据。本文选择该指数作为城市数字金融的度量指标。(3)控制变量。本文的控制变量包括:城市规模水平财 经 纵 横142统计与决策2023年第16期总第628期(scale),以城市年末总人口数衡量;政府干预(gov),用政府财政支出除以城市GDP来反映;基础设施建设(facil),以地区人均道路拥有面积衡量;产业结构(indust),以城市非农产业增加值占地区生产总值的比重
15、衡量;创业水平(entr),选取当年城镇私营和个体从业人员数与年末人口数的比值衡量。固定资产投资(asset),以各城市固定资产投资额的对数值衡量。2.3数据说明考虑到数据的可获得性,本文以20112017年中国276个城市的数据为样本。其中,城市层面的宏观经济数据来源于 北京大学数字普惠金融指数 中国城市统计年鉴,以及EPS数据平台、各省份统计年鉴等;计算城市出口结构升级需要的数据来源于世界银行数据库、UN Com-trade数据库、中国海关进出口贸易数据库等。3实证分析3.1基准回归分析表1汇报了基于式(1)的基准回归估计结果,模型1只控制了时间和地区固定效应,结果显示,数字金融发展指数(
16、dif)对出口结构升级的估计系数显著为正,为0.3549,说明数字金融的快速发展促进了城市出口结构升级。在模型2中纳入城市规模水平、基础设施建设等控制变量后,数字金融发展指数(dif)的估计系数依然在1%的水平上显著,系数估计值为0.3365,这充分表明数字金融发展能够有效促进中国城市出口结构升级,假设1成立。表1基准回归结果dif控制变量时间效应地区效应样本数R2模型10.3549*(0.1084)否是是19320.9305模型20.3365*(0.1080)是是是19320.9326注:*、*、*分别表示P0.1、P0.05、P0.01;括号内为标准误。下同。3.2动态趋势分析近年来,数字
17、金融领域的一系列重大变革加速了其发展。为此,本文进一步探讨数字金融发展影响出口结构升级可能具有的动态变化特征。这里的重大变革事件包括“2013年余额宝上线”“2014年政府工作报告首次出现数字金融”以及“2015年国务院印发 推进普惠金融发展规划(20162020年)”。为了验证不同时期的影响差异,借鉴聂秀华等(2021)5的做法,引入数字金融发展指数(dif)与时间虚拟变量的交互项进行比较分析。具体地,使用T1、T2、T3依次表示上述重大变革事件的时间虚拟变量。表2中模型3结果显示,dif*T1的估计系数显著为正(0.1078),这意味着与2013年之前数字金融发展的早期阶段相比,2013年
18、后相关配套设施的完善使得数字金融对城市出口结构升级产生了更大的促进作用。模型4、模型5 分别汇报了交互项 dif*T2、dif*T3 的估计结果,可以看出,二者的估计系数均在1%水平上显著,系数估计值分别为0.1511、0.2378,说明政府关注和相关政策措施的出台促进了数字金融出口结构升级效应的有效发挥。此外,对比交互项dif*T1、dif*T2、dif*T3的估计系数不难发现,系数估计值逐渐变大,也更显著。上述结果充分表明,数字金融发展对中国城市出口结构升级的影响在时间上呈现明显的动态强化趋势。表2动态趋势检验结果difdif*T1dif*T2dif*T3控制变量时间效应地区效应样本数R2
19、模型30.2449*(0.1186)0.1078*(0.0581)是是是19320.9328模型40.2468*(0.1130)0.1511*(0.0572)是是是19320.9329模型50.2346*(0.1108)0.2378*(0.0621)是是是19320.93323.3内生性检验3.3.1工具变量法为克服潜在内生性问题的影响,本文借鉴胡联等(2021)12的做法,采用数字金融发展指数的一阶滞后项与其在时间上的一阶差分交乘,构建Bartik工具变量进行2SLS估计。显然,该工具变量与所在城市的数字金融发展水平直接相关,而与城市出口结构升级非直接相关,同时满足工具变量的两个条件12。表
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