杜亞梅，童中文

（安徽工業(yè)大學 商學院，安徽 馬鞍山 243000）

一、引言

2005 年，聯合國首次提出普惠金融概念，其主要目的是為了解決傳統(tǒng)金融的金融排斥問題以及提高金融的配置效率，進而讓社會各階層可以接觸到全面的金融服務。 隨著互聯網影響的擴大，數字經濟和數字金融都得以迅速發(fā)展，突破了傳統(tǒng)金融的局限，催生出數字普惠金融形態(tài)。2016 年G20 峰會將數字普惠納入到普惠金融發(fā)展中，標志著普惠金融進入數字普惠金融的時代。2020 年，十四五規(guī)劃中明確提出要加快數字化發(fā)展， 使數字技術在提高普惠金融服務覆蓋面、 精準度方面發(fā)揮了更加顯著的作用， 進而促進數字技術與實體經濟的深度融合。

關于數字普惠金融對經濟增長的影響差異性研究， 國內學者錢海章等根據中國各省份相關數據，實證得出數字普惠金融對經濟增長存在顯著的促進作用［1］。 數字普惠金融不同維度對經濟增長的影響同樣具有差異性，唐宇等通過面板回歸實證結果可知，擴大數字普惠金融覆蓋廣度會促進經濟的可持續(xù)增長，但普惠金融數字化水平對包容性增長的影響比較有限［2］。 數字普惠金融對經濟增長不同維度的影響亦不相同， 詹韻秋通過中國30 個省市的面板數據，實證得出數字普惠金融分別與經濟增長數量和經濟增長質量之間存在“U”型和倒“U”型關系，數字普惠金融對經濟增長數量會產生抑制效應，而對于經濟增長質量則具有促進作用［3］。 郝云平認為數字普惠金融對經濟增長的影響存在區(qū)域差異［4］，蔣慶正等認為地區(qū)上表現為東部抑制，而中西部表現為促進［5］。 晏鴻萃等通過實證得出數字普惠金融促進地區(qū)經濟增長，同時可以縮小各地區(qū)間經濟增長的差距［6］。

大多數學者采用構建評價指標來測度數字普惠金融的發(fā)展水平。2016 年，北京大學數字金融研究中心發(fā)布了 “北京大學數字普惠金融指數（2011—2015 年）”，2020 年則發(fā)布了第二期 “北京大學數字普惠金融指數（2011—2018 年）”，郭峰等認為相比第一期，第二期增加3 個二級指標和9 個具體指標， 使數字普惠金融指標體系框架更加完善［7］。 該指數已成為數字普惠金融研究領域的權威指數，被諸多學者用于實證研究。 文章亦基于該指數來開展江蘇省數字普惠金融對經濟增長影響的區(qū)域差異性研究。

綜上所述，數字普惠金融與經濟增長的關系研究主要基于中國所有省市，對于各地級市的研究尚不充分，因而研究成果則有待進一步挖掘。 在長三角經濟帶中，江蘇省扮演著重要角色，是推進長三角地區(qū)經濟增長的主要力量之一。不同區(qū)域具有不同的自然稟賦、技術水平以及社會文化背景，區(qū)域經濟增長出現不平衡現象，故江蘇省南北部經濟發(fā)展具有一定程度的不平衡性，而不平衡的區(qū)域經濟增長不利于全省的經濟協調發(fā)展，長期來看會阻礙江蘇省整體經濟的高質量發(fā)展。數字普惠金融的發(fā)展有利于金融資源在江蘇省各區(qū)域的靈活配置，有助于金融服務的需求者獲得更好更多的服務，且能夠提高金融服務的邊際效用， 實現公平的金融權利，促進江蘇省經濟的協同發(fā)展。 文章以江蘇省為研究樣本，將其分為南部、中部、北部3 個區(qū)域分別進行研究和討論。

二、江蘇省數字普惠金融與經濟發(fā)展的現狀

（一）江蘇省普惠金融發(fā)展現狀

1.江蘇省數字普惠金融發(fā)展趨勢

如圖 1 所示，2011—2018 年，數字普惠金融總指數飛速增長，其不同維度之間有著不同的發(fā)展趨向。從分指數來看，數字化程度增長速度最快，其次是覆蓋廣度，數字普惠金融使用深度指數增長速度最慢。2014—2017 年，數字普惠金融指數中分指數使用深度增長速度較快，成為數字普惠金融指數增長的重要力量。其主要原因可能是隨著數字普惠金融指數的分指數覆蓋廣度和數字化程度達到特定值時，使用深度指數便成為數字普惠金融指數發(fā)展的主要力量。2011—2015 年，數字化程度指數處于增長形態(tài)， 但是在2015—2017 年間則處于下降狀態(tài)， 在2017—2018 年間數字化程度指數又處于上升狀態(tài)， 覆蓋廣度指數也一直處于上升狀態(tài)。 而2018 年使用深度指數較前一年有所下降， 其原因可能是在政策的影響下， 貨幣基金指數從276.23降到234.92，投資指數由 318.37 到 302.17，其它使用深度指數下三級指標均保持增長狀態(tài)。

圖1 江蘇省數字普惠金融指數及其一級分指數

2.數字普惠金融發(fā)展的地區(qū)收斂性

變異系數（CV),一般被用來測量區(qū)域的相對平衡度，計算公式為標準差比平均數。 變異系數值越大，區(qū)域的差異性越顯著，存在不平衡性；相反，變異系數越小，則表明區(qū)域差異性不明顯，相對均衡。使用變異系數法來衡量江蘇省數字普惠金融指數，結果如表1 所示。

表1 江蘇省2011—2018 年變異系數

從數字普惠金融來看： 江蘇省變異系數在0.1左右，該結果表示江蘇省數字普惠金融指數數據離散程度小，這說明數字普惠金融發(fā)展水平差異化較小，則江蘇全省數字普惠金融發(fā)展相對均衡。 江蘇省的變異系數整體趨勢在變小， 自2013 年變異系數低于0.1， 說明江蘇省內數字普惠金融發(fā)展水平差異化變小。 從各區(qū)域來看，蘇南蘇中蘇北變異系數都低于0.07，表明各區(qū)域間內部的數字普惠金融發(fā)展水平差異化很小，發(fā)展相對平衡。

（二）江蘇省經濟發(fā)展狀況

1.經濟發(fā)展趨勢

由圖 2 可知，2011—2018 年，江蘇省經濟增長規(guī)模在不斷擴大，但經濟增長速度有所放緩，總體上保持著高質量發(fā)展。人均國民生產總值最能夠反映生產水平和收入水平的綜合指標，故文章采用人均生產總值衡量地區(qū)經濟增長質量。 在2011—2018年間，江蘇省人均生產總值接近蘇中地區(qū)人均生產總值水平，而蘇南地區(qū)的人均生產總值明顯高于蘇北地區(qū)人均生產總值，可見江蘇省各區(qū)域的經濟發(fā)展水平存在明顯差異。 就蘇南區(qū)域而言，其區(qū)位條件良好，產業(yè)結構優(yōu)化度高，成為江蘇省中經濟較為發(fā)達的區(qū)域。 蘇北區(qū)域為江蘇省經濟欠發(fā)達地區(qū)，產業(yè)結構比較落后，經濟發(fā)展狀況落后于其它地區(qū)。

圖2 江蘇省各區(qū)域人均GDP

2.經濟發(fā)展的地區(qū)收斂性

由表1 可知，從經濟增長方面來看，江蘇全省各年份變異系數均高于0.3， 這表示數據離散程度較大，即江蘇省內經濟發(fā)展存在較大差異，發(fā)展相對不平衡， 但江蘇省變異系數整體呈下降趨勢，因而江蘇省內經濟發(fā)展差距正逐漸縮小。蘇南區(qū)域變異系數在0.1 左右，逐年減少，但在2016 年后開始增長，說明蘇南區(qū)域經濟差距相對縮小，但在2016年后差距相對在擴大。 蘇中變異系數在0.05 左右，說明蘇中經濟發(fā)展相對平衡。 蘇北變異系數均在0.1 以上，可見蘇北區(qū)域經濟發(fā)展相對不平衡。蘇南區(qū)域變異系數下降程度大于蘇北區(qū)域。從各地區(qū)的變異系數來看，蘇中最低，這說明蘇中區(qū)域發(fā)展相對比較均衡。

（三） 數字普惠金融對實體經濟增長的影響機制分析

中國金融市場的“馬太效應”顯現，李建軍等認為數字普惠金融能夠借助互聯網技術大幅度降低金融服務的成本， 讓弱勢群體進入到金融體系當中，有效地解決金融排斥的問題，從而推動包容性經濟增長［8］。 周澤炯等認為小微企業(yè)通過數字普惠金融能夠獲取低成本的金融資源，將所獲得的資金投入生產，提高當地生產水平，進而拉動國民生產總值的增長，同時，提高就業(yè)者的實際收入，刺激消費，推動經濟快速增長［9］。

三、變量選取、模型設定與數據來源

變量間存在量綱關系和異方差的影響，為了消除該影響，文章對各個變量均采用無量綱化和對數化處理。

（一）變量選取

第一，被解釋變量。 文章通常采用地區(qū)生產總值大小來表示經濟增長的情況，這是測量各地區(qū)經濟發(fā)展的指標之一， 因而采用人均GDP 的自然對數In（agdp）作為被解釋變量。

第二，核心解釋變量。 文章以數字普惠金融指數的對數In(ifi)作為核心解釋變量。該數字普惠金融指數來自北京大學互聯網金融研究中心發(fā)布的 《北京大學數字普惠金融指數（2011—2018 年）》，能夠反映我國各省以及各地級市數字普惠的金融狀況。

第三，控制變量。 為了精確地量化數字普惠金融與經濟增長的關系，并考慮到其余要素可能對經濟增長導致相應的影響，文章借鑒宋曉玲學者的論文成果［10］，在此基礎上建立相應的控制變量，并創(chuàng)新性地構建消費者價格指數變量。所有控制變量的原始數據均來源于《江蘇省統(tǒng)計年鑒》和各地級市的統(tǒng)計年鑒，其中部分數據經過計算整理而得。 控制變量內容具體如下（實證部分均采用其對數進行處理）：

1.產業(yè)結構：產業(yè)結構用第三產業(yè)生產總值占生產總值的比重來衡量。 產業(yè)結構越合理的地區(qū)，經濟發(fā)展越快；

2.受教育水平：受教育水平用教育經費支出占一般公共財政預算支出的比重來衡量。 一般來說，居民受教育程度與經濟發(fā)展存在關聯性，即受教育程度越高的地區(qū)，其經濟增長速度越快；

3.外貿依存度：外貿依存度用進出口總額占生產總值的比重來衡量；

4.消費者價格指數。 為了防止出現經濟膨脹現象而產生的不良影響，進而選擇消費者價格指數作為控制變量。

（二）變量統(tǒng)計描述

文章選取2011—2018 年的數據， 用插值法來填補部分缺失的數據，樣本數為104。 表2 為變量的描述性統(tǒng)計結果。 結果表明， 經濟增長的人均GDP 最小值為 27 839 元，最大值為 174 270 元，均值為85 974.4 元，標準差為36 425.56 元，這說明13 個城市的經濟增長差距較大， 數據的波動性比較大。 數字普惠金融指數最大值為289.18，最小值為50.53，均值為177.3，標準差為65.38，這說明江蘇省各地級市的數字普惠金融發(fā)展差異化較大，波動幅度較大， 數字普惠金融地區(qū)發(fā)展明顯不平衡。產業(yè)結構和外貿依存度的最大值與最小值相差較大，這說明江蘇省內產業(yè)結構分布較為不合理且對外開放程度有較大差別。消費者價格指數和受教育水平的最大值與最小值相差較小， 數據波動性較小，說明發(fā)展相對均衡。

表2 各變量統(tǒng)計性描述結果

（三）模型假定

文章采用面板回歸模型來探究數字普惠金融對江蘇省區(qū)域經濟增長的差異性影響。面板回歸模型主要形式有混合模型、變截距模型以及變系數模型3 種形式， 具體模型的選定需要進行Hausman檢驗。 面板回歸模型具體公式設計如下：

其中α0為常數項；α1為變量數字普惠金融的回歸系數；α2為變量產業(yè)結構的回歸系數；α3為變量受教育水平的回歸系數；i 表示江蘇省各個區(qū)域；t 表示不同的年份；Inagdp 為人均 gdp 的對數；Inifi為數字普惠金融水平的對數；控制變量包括產業(yè)結構、受教育水平、外貿依存度以及消費者價格指數，其對數分別為 Inis、Inedu、Inopen 和 Incpi。

（四）數字普惠金融城市分類

江蘇省把長江以南城市劃分為蘇南區(qū)域，將淮河以北劃分為蘇北區(qū)域，位于長江和淮河之間劃分為蘇中區(qū)域。 表3 為數字普惠金融城市的具體分類。 蘇南包括南京、無錫、常州、蘇州和鎮(zhèn)江5 個城市，蘇中包括南通、揚州和泰州3 個城市，蘇北包括徐州、淮安、宿遷、鹽城和連云港5 個城市。

表3 數字普惠金融城市分類

四、實證檢驗

（一）變量平穩(wěn)性檢驗

首先對原變量進行平穩(wěn)性檢驗，研究發(fā)現原變量在5%的顯著性水平下，不拒絕原假設，存在單位根，說明原變量是不平穩(wěn)序列。 將原變量進行對數化處理，再進行平穩(wěn)性檢驗，結果顯示在5%的顯 著 性 水 平 下 ， 變 量 lnagdp、 lnifi、lnis、Inedu、Inopen 和Incpi 都是顯著的，均能拒絕原假設，因此0 階差分序列是平穩(wěn)的，具體結果如表4。

表4 ADF 單位根檢驗

（二）面板模型分析

1.豪斯曼檢驗

文章對江蘇全省及其南部地區(qū)、中部地區(qū)和北部地區(qū)分別進行豪斯曼檢驗，進而來確定使用的回歸方法是固定效應模型還是隨機效應模型。全省層面以及南中北部面板數據檢驗結果如表5 所示。

表5 豪斯曼檢驗（Hausman）結果

從江蘇全省層面以及南中北部區(qū)域面板數據結果來看，其Hausman 檢驗的p 值均為0.000 0，強烈拒絕隨機效應模型的假設，因而固定效應相對于隨機效應模型具備更好的擬合效果。

2.實證結果與分析

回歸結果分析發(fā)現， 各地區(qū)樣本的 R2值接近于1，說明方程整體的擬合程度較好。 同時，模型通過 F 檢驗，這說明自變量中有 99% 的概率對因變量有顯著影響。

由實證結果得出，數字普惠金融顯著地促進各區(qū)域經濟的增長。 從江蘇省來看，數字普惠金融每提高1%，則經濟增長0.476 956%。 控制變量產業(yè)結構在1%的顯著性水平下通過顯著性檢驗，與被解釋變量之間存在正相關關系，產業(yè)結構升級明顯拉動經濟增長， 即第三產業(yè)的發(fā)展推動經濟的增長；變量消費者價格指數對江蘇省以及各區(qū)域都對促進經濟發(fā)展具有顯著影響。

從回歸結果可以看出，數字普惠金融對促進經濟增長的效應在蘇南、蘇中、蘇北間存在明顯不同。在數字普惠金融對促進經濟增長方面，蘇南、蘇中地區(qū)要強于蘇北地區(qū)，其原因主要由于蘇北的數字普惠金融發(fā)展程度較低。

表6 模型回歸結果

升級的產業(yè)結構能夠促進經濟增長，但對于各地區(qū)存在明顯不同的作用效果。 總的來看，蘇北的產業(yè)結構調整推進經濟增長， 其主要原因在于：近年來，隨著產業(yè)結構升級和產業(yè)轉移，蘇南地區(qū)部分產業(yè)向蘇北轉移，這在一定程度上促進蘇北地區(qū)的產業(yè)結構升級。 此外，政策紅利也促進蘇北地區(qū)的發(fā)展。

回歸結果表示，在受教育水平變量對促進經濟增長方面，蘇南地區(qū)高于蘇中、蘇北區(qū)域，蘇中和蘇北區(qū)域的受教育水平沒有通過顯著性檢驗，其原因主要是： 雖然政府在蘇中地區(qū)投入了大量教育經費，但培養(yǎng)出來的人才大多于江蘇省內經濟發(fā)達的城市謀生，進而多留在蘇南區(qū)域，而不愿回到蘇中、蘇北地區(qū)，結果導致受教育程度水平高并未起到帶動蘇中、蘇北地區(qū)經濟發(fā)展的作用。

（三）協整檢驗

文章選取的變量均為0 階單整， 故進行Johansen 協整檢驗， 該檢驗的目的是防止出現偽回歸現象，并判斷各個變量之間的長期均衡關系是否存在。 Kao 檢驗主要針對個體固體效應模型，故文章選用Kao 檢驗法對變量之間的協整關系進行檢驗，檢驗結果如表7 所示。

表7 Kao 檢驗結果

江蘇省以及各區(qū)域的p 值均在1%的水平下拒絕原假設， 并且剩余殘差在1%的水平下均顯著， 說明變量間存在協整關系。 因此， 因變量lnagdp 和自變量 lnifi 以及各控制變量之間存在長期均衡關系。

五、研究結論與政策建議

文章通過構建2011—2018 年江蘇省13 個地級市的面板數據模型，以探究江蘇省數字普惠金融對經濟增長影響的區(qū)域差異性。 研究結果表明：第一，江蘇省數字普惠金融以及經濟發(fā)展區(qū)域差異在不斷縮??；第二，數字普惠金融發(fā)展對江蘇省及各區(qū)域經濟增長具有明顯的促進效果；第三，蘇南、蘇中、蘇北地區(qū)數字普惠金融對經濟增長的影響具有區(qū)域差異性， 具體表現為蘇中部經濟增長最為明顯，其次蘇南，最后為蘇北；第四，經濟增長和數字普惠金融、產業(yè)結構、受教育水平、外貿依存度以及消費者價格指數存在長期的穩(wěn)定關系。

綜上所述，為更好地促進江蘇省及其各區(qū)域間經濟的高質量發(fā)展，文章提出以下建議。

（一）明確數字普惠金融發(fā)展的新格局，精準縮小地區(qū)差異

參照北京大學最新的數字普惠金融指數，數字普惠金融高速增長，即便在2020 年疫情時期，數字普惠金融仍然增長，這說明數字普惠金融已進入高質量發(fā)展階段，而未來區(qū)域差異主要體現在使用深度的地區(qū)差異上。為使江蘇省經濟能夠得以高質量發(fā)展， 數字普惠金融指數地區(qū)發(fā)展能夠趨于均衡，則縮小使用深度的區(qū)域差異至關重要。

（二）持續(xù)推進數字普惠金融的發(fā)展，拉動經濟快速發(fā)展

最近中央發(fā)布《網絡小額貸款業(yè)務管理暫行辦法（征求意見稿）》，規(guī)范小額貸款公司的貸款業(yè)務，防范小微企業(yè)的信貸風險。但目前數字普惠金融仍然存在多種風險，防范金融系統(tǒng)性風險是推進數字普惠金融高質量發(fā)展要求。為能夠降低金融系統(tǒng)性風險，相關部門需要從以下幾方面著手：第一，中央銀行應建立系統(tǒng)性的數字普惠金融監(jiān)管體系，提高數字普惠金融的發(fā)展環(huán)境。數字普惠金融在擴大普惠金融服務范圍的同時，也存在交易安全等各種風險。 數字普惠金融比傳統(tǒng)金融風險的傳播速度更快、范圍更廣，而且數字普惠金融具有相對較低的服務門檻，甚至存在部分參與者未經過專業(yè)培訓的現象，因此其監(jiān)管難度較大。因此，相關部門對此實施具有針對性的相關監(jiān)管政策是十分必要的。 第二，政府應進一步加強金融基礎設施建設方面的投入力度，完善江蘇省各區(qū)域數字普惠金融基礎設施建設。 通過數字化技術，創(chuàng)新性地開展數字普惠金融產品及服務的研究， 并充分發(fā)揮其特殊優(yōu)勢，使江蘇省各地級市能夠從數字普惠金融中受益，從而使經濟得以增長。 第三，因為數字普惠金融發(fā)展較遲，該領域的相關法律法規(guī)尚不完善，因此有關部門需要完善數字普惠金融領域的法律法規(guī)，明確數字普惠金融相應的法律框架，使個人信息以及數據使用等達到安全規(guī)范標準，以期實現互聯網、數字普惠金融及經濟增長的耦合。

（三）縮小各區(qū)域間經濟差距，實現經濟均衡發(fā)展

蘇北區(qū)域應該進一步增強產業(yè)結構的調整和相關技術人才的引進與培養(yǎng)，進而提升數字普惠金融發(fā)展水平，以期更好地發(fā)揮數字普惠金融對區(qū)域經濟增長的促進作用。蘇南地區(qū)的經濟發(fā)展水平相對較高，因而數字普惠金融發(fā)展所需要的基礎設施與技術支持較為完善，其數字普惠金融發(fā)展水平相對較高。 而蘇中和蘇北區(qū)域相對于蘇南來說，數字普惠金融發(fā)展所需的基礎設施建設與相應的技術支持則相對落后。 因此，這些地區(qū)政府應實施有針對性的金融扶持政策，實施“一地一策”，對不同地區(qū)實行不同的再貸款政策等。 各地區(qū)應加強合作，落后地區(qū)應學習發(fā)達地區(qū)發(fā)展數字普惠金融的經驗，學習先進技術，進而推動數字普惠金融的均衡發(fā)展。 同時蘇北區(qū)域應當因地制宜，結合自身發(fā)展現狀，向蘇中蘇南區(qū)域學習，改善產業(yè)結構，合理規(guī)劃建設通信與網絡基礎設施，注重人才的培育與引進， 進而為數字普惠金融的發(fā)展奠定良好的基礎，促進經濟的高質量發(fā)展。