張 林,曹 星 梅,丁 曉 蘭

(西南大學 1.普惠金融與農業(yè)農村發(fā)展研究中心;2.經濟管理學院,重慶 400715)

一、問題的提出

改革開放至今,我國民營經濟取得了舉世矚目的成績,已經成為國民經濟的重要組成部分、和諧社會的重要建設力量、產業(yè)轉型的重要動力源泉、市場競爭的重要參與主體以及科技創(chuàng)新的重要驅動因素[1]。作為民營經濟的重要單元體,民營企業(yè)具有相對分散、規(guī)模小等特點,能夠充分調動所有者、經營者和廣大職工的積極性,有利于增加社會就業(yè)和提高人民生活水平與生活質量。因此,中央及地方各級政府都高度重視民營經濟發(fā)展問題。習近平總書記關于民營經濟的系列重要講話既肯定了民營經濟發(fā)展的重要性,又為未來較長時期內民營經濟發(fā)展提供了方向指引。同時,自2019年以來,中共中央辦公廳及相關政府部門聯合印發(fā)了《關于促進中小企業(yè)健康發(fā)展的指導意見》《關于加強金融服務民營企業(yè)的若干意見》《關于加強新時代民營經濟統(tǒng)戰(zhàn)工作的意見》等系列重要文件,對民營經濟發(fā)展進行了戰(zhàn)略部署,要求加大對民營經濟的金融支持力度。2023年7月,中共中央和國務院發(fā)布的《中共中央 國務院關于促進民營經濟發(fā)展壯大的意見》再次強調,要持續(xù)優(yōu)化民營經濟發(fā)展環(huán)境,依法保護民營企業(yè)產權和企業(yè)家權益,加大對民營經濟政策支持力度,強化民營經濟發(fā)展法治保障,再一次為大力支持民營經濟發(fā)展壯大發(fā)出了最強音,為做好新階段民營經濟工作指明了前進方向、提供了根本遵循。

隨著金融業(yè)務的逐步深入和金融集聚度的不斷提高,金融發(fā)展對民營經濟增長發(fā)揮了重要作用。一方面,金融發(fā)展弱化了信貸歧視,民營企業(yè)的借款期限結構逐漸延長,與國有企業(yè)之間的差異得到縮小[2],促進了民營企業(yè)的長遠發(fā)展。金融發(fā)展不僅可以緩解民營企業(yè)的融資難題,還可以約束企業(yè)的稅收規(guī)避行為,達到規(guī)范財稅體制的目的,使得民營企業(yè)得到健康運行[3]。另一方面,金融集聚和企業(yè)研發(fā)投入的提升對企業(yè)成長均具有正向影響[4],但中國省級金融集聚度由東部向中西部地區(qū)遞減[5],導致金融集聚度對民營經濟增長的促進作用在東中西部地區(qū)也存在顯著差異。盡管如此,在金融支持民營經濟增長的實踐中仍存在諸多問題,尤其是融資難、融資貴、融資慢等問題特別突出,主要原因在于:一是大多數民營企業(yè)自身經濟實力差、生產經營規(guī)模小、信用觀念淡薄[6]、財務信息不透明、融資擔保能力不足,導致其融資模式具有單一性和脆弱性。二是政府干預缺位、干預過度或干預不當[7],以及地方政策的不確定性和貿易環(huán)境的不確定性[8]等多種因素都會對民營企業(yè)成長造成嚴重的負面影響,尤其是經濟政策不確定性使得民營企業(yè)在面臨市場風向波動時傾向于做出更保守的業(yè)務戰(zhàn)略和融資決策[9-10]。因此,如何有效解決民營企業(yè)的融資難題成為當前及未來民營經濟增長的重要工作內容。

普惠金融可以為貧困者、中小微企業(yè)等各類弱勢群體提供低成本的、便捷的金融服務,既有助于緩解民營企業(yè)面臨的資金約束問題,又有利于促進城鄉(xiāng)居民創(chuàng)業(yè)[11-12],從而提升民營經濟增長水平。隨著互聯網和計算機的廣泛普及和大數據、云計算、區(qū)塊鏈、人工智能等現代信息技術的發(fā)展,數字科技逐漸改變傳統(tǒng)普惠金融的基本信貸邏輯[13],為普惠金融這塊重要陣地帶來了巨大的市場增量。近年來,快速發(fā)展的數字普惠金融已逐漸成為普惠金融的主要模式,是解決普惠金融發(fā)展“最后一公里”的重要途徑[12],這為緩解民營經濟的融資困境提供了可行的解決思路[14]。但是,鮮有文獻實證研究數字普惠金融對民營經濟增長的影響效應及作用異質性。因此,本文將在梳理數字普惠金融影響民營經濟增長的作用機理的基礎上,利用2011—2020年中國省級面板數據,實證分析數字普惠金融對民營經濟增長的影響作用及區(qū)域異質性,為健全數字金融服務體系,促進民營經濟更好發(fā)展提供理論借鑒和經驗證據。

關于數字普惠金融與民營經濟增長、民營企業(yè)轉型等方面的研究逐年增多,為本文研究提供了很好的思路借鑒。與現有文獻相比,本文可能的邊際貢獻在于:第一,鮮有文獻專門討論數字普惠金融與民營經濟增長之間的作用機理并進行實證檢驗,本文首先對數字普惠金融發(fā)展促進民營經濟增長的作用機理進行分析,然后基于2011—2020年中國省級面板數據,實證檢驗了數字普惠金融對民營經濟增長的影響效應,這既有助于深化相關基礎理論的實踐應用,也有助于擴寬關于數字普惠金融與民營經濟關系的研究范疇;第二,已有研究鮮有涉及數字普惠金融影響民營經濟增長的傳導機制,本文實證檢驗了城鎮(zhèn)化水平和創(chuàng)新水平在數字普惠金融影響民營經濟增長過程中的中介效應,這有助于更加清晰地、系統(tǒng)地掌握數字普惠金融影響民營經濟增長的傳導機制,從而提出更高效、有針對性的政策;第三,考慮到民營經濟增長與數字普惠金融自身所具有的巨大區(qū)域差異,本文將全國樣本分為東、中、西部地區(qū),以及數字普惠金融發(fā)展高水平地區(qū)和低水平地區(qū),實證檢驗了數字普惠金融影響民營經濟增長的區(qū)域異質性,從而有助于為差異化推進數字金融服務和促進民營經濟協(xié)調發(fā)展提供經驗證據。

二、理論分析與研究假說

數字普惠金融是金融機構和互聯網公司依托于傳統(tǒng)金融,以大數據、區(qū)塊鏈、人工智能等數字技術對傳統(tǒng)普惠金融的改造升級[15],不僅具有與傳統(tǒng)金融相似的特征,又有傳統(tǒng)金融所不具備的多種新型功能和特殊作用,在促進民營經濟增長方面具有明顯優(yōu)勢。一方面,作為數字普惠金融發(fā)展的推動力量,金融科技不僅利用現代科技手段改造或創(chuàng)新金融產品、金融服務、經營模式和業(yè)務流程,助力數字經濟與實體經濟的有機融合[16],還加速推動了我國金融組織形態(tài)的多樣化和商業(yè)銀行數字化轉型,可以促進銀行貸款利率定價市場化,進而間接改變民營企業(yè)的融資方式和融資效率[17-18]。另一方面,數字普惠金融利用其獨特的功能和優(yōu)勢有效推動了民營經濟發(fā)展。首先,數字普惠金融憑借其服務范圍廣泛化、客戶群體大眾化、交易成本低廉化以及風險管理數據化的特點[19],可以通過多種途徑或手段彌補傳統(tǒng)金融服務的短板,充分發(fā)揮“門檻低、覆蓋廣、成本低、速度快”等優(yōu)勢[20-22],可以通過“鯰魚效應”和“技術溢出效應”促進傳統(tǒng)金融機構降低客戶門檻、創(chuàng)新金融產品和金融服務,為民營企業(yè)提供多元化的融資渠道和融資方式,增強“長尾客戶”的金融服務可得性,從而有效地緩解民營企業(yè)的融資約束問題。其次,數字普惠金融發(fā)展擁有獨特的信息優(yōu)勢,不僅可以降低金融服務中的信息不對稱和道德風險[13,23],從而對民營企業(yè)信貸融資產生顯著的替代效應,減輕民營企業(yè)對信貸的依賴程度[24]。數字普惠金融發(fā)展還有助于金融供給主體根據民營企業(yè)的實際情況針對性地創(chuàng)新金融產品和服務,提高民營企業(yè)金融供求匹配度,進而減緩民營企業(yè)融資的結構性失衡問題[25]。最后,數字普惠金融的信貸審批過程具有即時性、自動性和遠程性等特征[26],可以降低金融服務的交易成本和提高金融交易的靈活性[27],從而快速實現資金的供求匹配和有效配置,有助于緩解民營企業(yè)的流動性約束問題和提高融資效率。據此,本文提出研究假說1:

H2:地區(qū)創(chuàng)新水平和城鎮(zhèn)化水平在數字普惠金融促進民營經濟增長過程中發(fā)揮部分中介作用。

H1:數字普惠金融發(fā)展有助于促進民營經濟增長,緩解融資約束是主要作用機制之一。

相信基于法律的不斷完善、出版融合技術的不斷發(fā)展，以及行業(yè)品牌的不斷積累，版權使用、交易、保護必將趨于規(guī)范化，盜版行為必會被凈化。

其中,中介變量Patent和Urban分別表示創(chuàng)新水平和城鎮(zhèn)化水平,γ表示變量的回歸系數,其他參數含義不變。在實證過程中,采用Sgmediation命令進行中介效應檢驗,中介效應的顯著性檢驗由Sobel 檢驗結果自動給出。

城鎮(zhèn)化是衡量一個國家或地區(qū)經濟社會發(fā)展水平的重要標志,也是我國最大的內需潛力和發(fā)展動能所在,對于經濟發(fā)展具有較強的帶動作用。民營經濟增長與城鎮(zhèn)化建設之間是相輔相成、共生共榮的關系[41]。民營經濟在數量和規(guī)模上的快速發(fā)展,為社會創(chuàng)造了更多的就業(yè)崗位,使大量勞動力向城鎮(zhèn)聚集,推動了城鎮(zhèn)化進程[42]。城鎮(zhèn)化水平的提高可以擴大市場需求,提供更多的就業(yè)機會和創(chuàng)業(yè)空間,從而為民營企業(yè)成長創(chuàng)造良好的外部環(huán)境,推動民營經濟快速增長,并且這種外部推動作用更勝于民營企業(yè)自身的內部推動作用[43]。數字普惠金融是拓寬新型城鎮(zhèn)化建設融資的重要途徑,數字普惠金融發(fā)展可以通過就業(yè)效應、收入效應和創(chuàng)新效應等多種途徑對新型城鎮(zhèn)化產生顯著的促進作用[44],但該作用存在顯著的區(qū)域異質性,東部地區(qū)主要享受數字金融技術紅利,西部地區(qū)主要享受數字金融政策紅利[45]。反過來,新型城鎮(zhèn)化建設也能夠顯著提高數字普惠金融發(fā)展水平,尤其是在三線城市、東北部和西部地區(qū)的促進作用更大[46]。基于以上分析,本文提出待檢驗假說2:

1.3.1 試驗設計 采用單因素隨機區(qū)組試驗設計，移栽期設3個處理：處理1(T1)，4月20日移栽；處理2(T2)，4月25日移栽；處理3(T3)，4月30日移栽。3次重復，共9個小區(qū)。每小區(qū)種植100株，移栽株行距為50 cm×110 cm。

一方面,我國國土面積廣袤,歷史、地理位置及經濟基礎等原因使得民營經濟增長的外部環(huán)境和增長水平都存在較大差異。東部地區(qū)因政策紅利、優(yōu)越的地理位置等優(yōu)勢,擁有豐富的人力、貿易、資金等資源要素,在發(fā)展民營經濟時能夠調配更多的資源。與東部相比,中西部地區(qū)缺乏接觸優(yōu)質資源的條件,尤其是西部地區(qū),資源相對匱乏導致中西部地區(qū)經濟發(fā)展水平與東部地區(qū)的差距較為明顯。因此,我國民營經濟增長表現出由東部沿海至西部內陸逐步降低的變化趨勢。另一方面,各地區(qū)傳統(tǒng)金融發(fā)展水平、數字基礎設施、互聯網普及率、金融市場生態(tài)和居民數字金融素養(yǎng)等方面的差異導致數字金融發(fā)展水平在不同區(qū)域存在顯著的差異性[47],也使得數字普惠金融發(fā)展對新型城鎮(zhèn)化、民營企業(yè)成長和民營經濟高質量發(fā)展等方面的影響也存在顯著的差異性、門檻效應和空間效應[12,20,45,48-49]。在數字普惠金融發(fā)展水平較高的地區(qū),其數字基礎設施建設比較完善,居民金融素養(yǎng)相對較高,數字普惠金融發(fā)展可能會提高民營企業(yè)對數字普惠金融的接受度和使用率。因此,在數字普惠金融發(fā)展水平較高的地區(qū),數字普惠金融總指數及其各分指數對民營經濟增長的促進作用可能要大于數字普惠金融發(fā)展水平較低的區(qū)域。而且,數字普惠金融水平較高的地區(qū)可能會對鄰近省份民營企業(yè)產生虹吸效應,鄰近省份民營科技創(chuàng)新水平和轉型潛力產生負向影響[49]。據此,本文提出待檢驗假說3:

H3:數字普惠金融對民營經濟增長的促進作用可能在東中西部地區(qū)、數字普惠金融高水平地區(qū)和低水平地區(qū)存在異質性。

使用水泥土攪拌施工能夠保證水穩(wěn)定性，如果地基施工過程中，檢測到現場水含量在30%～70%，pH值低于4時應盡量避免使用這種方法。因為使用連續(xù)搭接水泥攪拌樁在以上這些條件下會影響基坑止水效果，限制攪拌能力。

三、實證研究設計

(一)模型設定

為了實證檢驗數字普惠金融對民營經濟增長的影響,本文設定如下面板數據模型:

北京高考理科數學壓軸題向來以創(chuàng)新和難度著稱，一直引起廣大師生的關注.一方面，這些問題對考生的閱讀理解、抽象概括、自主探究和推理論證能力都有很高的要求([6]).另一方面，這些問題“背景新穎，內涵豐富，解題方法質樸，思想背景深刻”([9])，對優(yōu)秀考生具有很好的選拔功能，同時也為中學數學教學指明了方向.毫無疑問，這些題目對學生而言是非常寶貴的學習資料，但因其難度較大，不適合在普通課堂上講解.我們在高二數學小組上以近年來的北京高考壓軸題為主題進行了一個學期的教學實踐，期間遇到了一些教學困難，也取得了部分成效.本文中我們就此做一次總結，與大家分享我們的經驗和收獲.

PEit=α0+α1DIFIit+βControlit+μi+τt+εit

(1)

其中,PE表示民營經濟增長水平,DIFI表示數字普惠金融總指數,Control表示控制變量,i表示第i個省(市、自治區(qū)),t表示第t年。α、β表示變量的回歸系數,μi表示個體固定效應,τt表示時間固定效應,εit為隨機擾動項。同時,本文也采用數字普惠金融的分指數來進行實證檢驗,包括覆蓋廣度指數(COV)、使用深度指數(USE)和數字化程度指數(DIG)。

阿花又一聲嘆息，說，景花廠以前有一個廠長，能力也不錯，前些日子被大廠用高薪挖走了。阿花剝了個荔枝給我，說我正在孤立無援的時候，你出現了。第一次見到你，我就想，上帝知道我不容易，特意把你送到我面前。通過這段時間的接觸，我更覺得，景花廠需要你，這個廠長非你莫屬?？上О?！阿花晃晃腦袋，你被女老板嚇住了，一次次拒絕我，一次次冷落我，你似乎從來沒想過我被拒絕的感受。難道……難道你就沒看出，我除了是老板，還是個女人嗎？一滴淚滾了下來，滴到了阿花如蔥的玉指上。女人被拒絕是什么滋味，你想過嗎？

Patentit=α0+α1DIFIit+αitControlit+μi+τt+εit

(2)

PEit=γ0+γ1DIFIit+γ2Patentit+γitControlit+μi+τt+εit

(3)

Urbanit=α0+α1DIFIit+αitControlit+μi+τt+εit

(4)

PEit=γ0+γ1DIFIit+γ2Urbanit+γitControlit+μi+τt+εit

(5)

改革開放至今,民營企業(yè)蓬勃發(fā)展,民營經濟從小到大、由弱變強,逐漸成為促進經濟社會健康發(fā)展的中堅力量。技術創(chuàng)新在民營企業(yè)轉型升級和發(fā)展壯大的過程中起到了關鍵作用,是推動民營經濟發(fā)展的重要因素[28]。有研究表明,創(chuàng)新戰(zhàn)略對民營企業(yè)成長會產生先抑后揚的影響作用,且對董事會權力層級與民營企業(yè)成長之間存在非線性中介作用[29]。當然,創(chuàng)新投入水平與企業(yè)成長之間呈U型,只有當創(chuàng)新投入較高時,創(chuàng)新投入才能促進企業(yè)成長,當創(chuàng)新投入水平較低時,創(chuàng)新投入對企業(yè)是一種負擔,會影響企業(yè)成長[30]。因此,不斷增加創(chuàng)新投入并越過這個門檻值對民營企業(yè)成長至關重要。民營企業(yè)自身資金實力弱、融資難等困境必然影響民營企業(yè)創(chuàng)新投入。數字普惠金融發(fā)展無疑為民營企業(yè)技術創(chuàng)新創(chuàng)造了良好的金融環(huán)境。首先,數字普惠金融發(fā)展可以強化市場作為資源要素配置中“看不見的手”的作用,有助于拓寬民營企業(yè)的融資渠道,從而釋放民營企業(yè)的技術創(chuàng)新活力和提高技術創(chuàng)新積極性[31]。其次,數字普惠金融發(fā)展能夠通過降低中小企業(yè)債務融資成本和緩解民營企業(yè)的外部融資約束,進而促進民營企業(yè)的創(chuàng)新產出[32-35]。此外,數字金融發(fā)展還能助推傳統(tǒng)工業(yè)企業(yè)技術創(chuàng)新[36]和企業(yè)綠色創(chuàng)新[37],可以通過培育企業(yè)的動態(tài)能力[38]和緩解企業(yè)金融錯配程度[39]對企業(yè)創(chuàng)新產生促進效應,而且該促進作用對于中部地區(qū)的民營企業(yè)和受金融要素扭曲影響較大的民營企業(yè)更大[40]。

(二)變量選擇和數據說明

如果核心解釋變量和控制變量之間存在多重共線性,則回歸結果的穩(wěn)定性和準確性有待商榷,甚至可能得出與現實截然相反的謬論。因此本文對各自變量進行多重共線性檢驗,結果顯示(1)囿于篇幅,多重共線性結果未列出,備索。,VIF值為3.37,可以認為不存在多重共線性問題,變量選擇是可靠的。

(2)全橋墩臺處橋面鋪裝均分布有橫向裂縫，橫縫均對應于墩臺位置，多數貫穿整個車行道。產生這種裂縫的主要原因是主梁在車輛荷載的作用下，梁端產生轉角，導致該處橋面鋪裝因負彎矩作用而橫向開裂。

總而言之，學生英語自主學習能力的提升，不僅有利于他們的自身綜合素質，還有利于培養(yǎng)其英語以及其他學科的教學目標。因此，英語教師對初中學生自主能力的培養(yǎng)，既有助于優(yōu)化課堂教學質量，又有助于我國英語教育事業(yè)研究的未來發(fā)展。

解釋變量:數字普惠金融總指數(DIFI)及其覆蓋廣度(COV)、使用深度(USE)和數字化程度(DIG)三個分指數。原始數據來源于“北京大學數字普惠金融指數(2021)”。北京大學數字金融研究中心編制數字普惠金融指數的基礎是螞蟻金服集團提供的互聯網金融微觀數據,該指標從覆蓋廣度、使用深度、理財、保險、支付、數字化程度等多個方面刻畫了數字普惠金融發(fā)展水平,有效彌補了現有研究中金融服務指標單一等方面的不足[52],是目前國內比較權威且被學術界使用頻率最高的數字普惠金融指數。

從表1數據可知,在全樣本中,民營經濟增長水平均值為8.511,標準差為1.812,說明我國各省市民營經濟增長水平存在較大差異。從解釋變量看,數字普惠金融總指數及其分指數的標準差均超過0.6,說明各省市數字普惠金融發(fā)展存在明顯的不平衡性,其他控制變量也呈現出一定差異。

白首棲遲從老大，敢于清世愧無能。山河萬里余雙屐，風雨孤齋對一燈。此夜折梅追沈約，幾時同被效姜肱。相思歲晩偏蕭索，一半離愁付剡藤。[2](82輯，P33)

進一步,為了檢驗城鎮(zhèn)化水平與創(chuàng)新水平在數字普惠金融影響民營經濟增長過程中存在的中介效應,本文借鑒Zhao等[50]的思路,運用兩步回歸法進行實證檢驗。區(qū)別于溫忠麟等[51]的傳統(tǒng)三步法檢驗方法,兩步回歸法沒有三步法中的第一步,即檢驗數字普惠金融指數和民營經濟增長水平之間的關系。模型設定如下:

控制變量:為了盡可能減少遺漏變量對實證結果的影響,本文選擇以下5個控制變量:市場化程度(Market),采用王小魯等發(fā)布的各省份市場化指數衡量[53];勞動投入(Labor),采用各省市私營企業(yè)的平均用工人數衡量,即報告期企業(yè)平均實際擁有的、參與本企業(yè)生產經營活動的人員數;公路密度(Road),采用各省市等級公路和等外公路的總里程數與行政區(qū)劃面積之比來衡量;傳統(tǒng)金融服務水平(Loans),采用各省市金融機構貸款余額衡量;產業(yè)結構高級化水平(Advanced),采用各省市第二三產業(yè)占GDP之比衡量。

鑒于數據的可得性、可比性及連續(xù)性,本文研究樣本包括2011—2020年中國31個省(區(qū)、市,不含港澳臺)。被解釋變量、控制變量和中介變量的原始數據分別來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國金融年鑒》、各省市歷年統(tǒng)計年鑒以及國家統(tǒng)計局官方網站數據庫等,個別缺失數據采用線性插值法予以補齊。以2011年為基礎,對所有與價格有關的變量進行平減處理,以消除價格變動的影響。同時,對所有非比值型指標取對數處理,以減少異方差對回歸結果的影響。本文采用Stata 17軟件進行數據統(tǒng)計分析和計量檢驗,所有變量的描述性統(tǒng)計分析見下表1。

中介變量:城鎮(zhèn)化水平(Urban),采用各省份城鎮(zhèn)人口占總人口的比重來衡量;創(chuàng)新水平(Patent),采用各省份專利申請數衡量。

表1 變量的描述性統(tǒng)計分析

被解釋變量:各省份民營經濟增長水平(PE)。關于民營經濟增長水平的衡量,張玄等[5]采用規(guī)模以上非國有工業(yè)企業(yè)銷售收入作為民營經濟成長的代理變量,張慧一和張友祥[21]選取各省份民營經濟增加值占GDP的比重來衡量民營經濟發(fā)展。本文考慮到中國各省份民營經濟增長的實際情況,選用各省份私營企業(yè)的工業(yè)銷售產值作為衡量民營經濟增長水平的指標。工業(yè)銷售產值指工業(yè)企業(yè)在報告期內銷售的本企業(yè)生產的工業(yè)產品或提供工業(yè)性勞務價值的總價值量。

為了避免偽回歸現象,確?；貧w結果的準確性,本文對各指標進行面板單位根檢驗,以確保各變量是平穩(wěn)的。面板數據單位根主要包括同質單位根和異質單位根兩種情況,同質單位根可以采用LLC方法進行檢驗,異質單位根可以采用ADF-Fisher和PP-Fisher方法進行檢驗。本文同時采用這3種檢驗方法對所有指標進行平穩(wěn)性檢驗,結果見表2。從表2中的結果可知,所有變量在LLC法檢驗下都通過了顯著性檢驗,大部分變量也在ADF-Fisher和PP-Fisher法檢驗下通過顯著性檢驗。根據綜合性判斷原則,可以拒絕存在單位根的原假設,即各指標數據是平穩(wěn)的,可以用于實證分析。

表2 變量單位根檢驗結果

四、數字普惠金融影響民營經濟增長的實證分析

(一)基準回歸

本文首先采用Hausman檢驗進行回歸模型的選擇。檢驗結果顯示,模型在1%的水平上拒絕接受隨機效應模型的原假設,因此本文選取面板固定效應模型來驗證數字普惠金融對民營經濟增長的影響,基準回歸結果見表3。從表3中的結果可知,數字普惠金融總指數的回歸結果為正,并在5%的水平上顯著,說明隨著數字普惠金融發(fā)展水平的不斷提高,地區(qū)實際使用數字金融人數和頻率的增加,金融服務逐漸多樣化,從而對民營經濟增長產生正向促進作用。從數字普惠金融分指數來看,其覆蓋廣度和使用深度均在5%的水平上通過了顯著性檢驗,說明數字普惠金融覆蓋廣度和使用深度對于民營經濟增長也具有正向的促進作用。從北京大學數字普惠金融分指數可知,覆蓋廣度指數更多體現數字普惠金融支付便利性方面的優(yōu)勢,使用深度指數包含了信貸業(yè)務指數、信用業(yè)務指數等,主要體現數字普惠金融發(fā)展在緩解融資約束方面的特色優(yōu)勢[40]。比較模型2和模型3的回歸結果可知,使用深度的回歸系數要明顯大于覆蓋廣度的回歸系數,說明數字普惠金融使用深度的發(fā)展對民營經濟增長的帶動作用更明顯。使用深度通過實際使用數字金融服務的情況來進行衡量,包括支付服務、信貸服務、投資服務、保險服務等,使用深度的發(fā)展能夠降低民營經濟發(fā)展的門檻限制,從而提高金融服務的觸達性。綜上表明,數字普惠金融發(fā)展可以通過提高支付便利性和緩解融資約束等途徑促進民營經濟增長,但緩解民營企業(yè)融資約束的作用更大,即本文假說1是成立的。在模型4中,數字化程度在10%的水平上顯著為負,說明當前數字化程度的提高不能有效促進民營經濟增長?？赡艿脑蛟谟?雖然金融服務隨著經濟的發(fā)展已呈現出多層次、多元化的發(fā)展趨勢,但銀行這類傳統(tǒng)金融機構依然是提供金融服務的主力軍,特別是在廣大農村地區(qū),數字技術支持服務所助推的商業(yè)模式創(chuàng)新仍需要在推進數字普惠金融發(fā)展的長期過程中體現它的作用[54]。

表3 數字普惠金融對民營經濟的影響:基準回歸

控制變量部分,市場化程度、勞動投入、傳統(tǒng)金融服務水平、產業(yè)結構高級化水平的回歸系數在所有模型中都顯著為正,說明這些因素對民營經濟增長具有顯著的促進作用,這與實際情況基本吻合。民營企業(yè)具有靈活性高、應變能力強的特點,能夠根據市場所處環(huán)境尋求發(fā)展機遇,因此市場化發(fā)展水平越高越有利于民營經濟增長。勞動是生產要素中最活躍、最重要的因素,民營企業(yè)大多是勞動密集型企業(yè),勞動力投入越多,對民營企業(yè)擴大生產經營規(guī)模進而促進民營經濟增長有正向促進作用。高質高效的金融服務是民營經濟增長的重要保障,傳統(tǒng)的信貸業(yè)務仍是支持民營經濟發(fā)展的重要手段。隨著各省份金融市場發(fā)展水平的不斷提高,金融產品和服務供給增多,民營企業(yè)融資渠道隨之擴寬,這有助于解決民營企業(yè)的資金約束問題。產業(yè)結構高級化水平越高,意味著該地區(qū)第二三產業(yè)發(fā)展越好,這為民營企業(yè)發(fā)展奠定了良好的基礎,為居民創(chuàng)業(yè)提供了更多機會,因而有助于促進民營經濟增長。公路密度的回歸系數在4個模型中均為正,但都不顯著,說明公路密度的提高并沒有對民營經濟增長產生影響。理論上,公路密度的提高對民營企業(yè)的生產資料運輸、產品銷售等各方面都具有促進作用,本文實證結果不顯著的可能原因在于:民營企業(yè)大多數分布在縣域及以上地區(qū),樣本期內縣域及以上城市的道路交通建設已趨向成熟,交通條件不再是促進民營經濟增長的關鍵因素。

(二)內生性討論與穩(wěn)健性檢驗

民營經濟增長和數字普惠金融可能同時受到不可觀察因素的影響,這將導致數字普惠金融的回歸系數估計有偏差。為較好地避免計量識別中的內生性問題,本文借鑒謝絢麗等[55]和張勛等[20]的方法,分別選擇各省互聯網普及率、各省會城市到杭州的空間距離作為工具變量,采用兩階段最小二乘法進行回歸分析,回歸結果見表4。從表4中的結果可以看出,采用兩階段最小二乘法討論內生性問題后,核心變量的回歸系數依然顯著,并且經過過度識別檢驗和弱工具變量檢驗(2)囿于篇幅,過度識別檢驗和弱工具變量檢驗未列出,備索。,認為各省互聯網普及率和各省會城市到杭州的空間距離均為外生變量,工具變量是有效的,即工具變量回歸能夠有效校正數字普惠金融指數的內生性問題并擬合數字普惠金融對民營經濟的影響,本文的實證結果是可靠的。

要做到內審工作和財務管理風險工作的有效結合，首先需要建立完善的風險評估體系。在我國中小型企業(yè)的實際情況中，這個風險評估體系存在著很多弊端，導致財務信息失去了準確性，為企業(yè)財務安全埋下隱患。除此之外，企業(yè)在構建風險評估體系時，只是根據自身對企業(yè)的了解進行構建，這樣過于籠統(tǒng)，并不能客觀地將公司的實際情況和戰(zhàn)略目標預期結合，導致企業(yè)在遇到風險之后不能第一時間找出問題所在，不能及時制定解決方案而蒙受損失。

表4 內生性討論:工具變量法回歸結果

同時,本文還做了兩方面的穩(wěn)健性檢驗:一是更換被解釋變量,采用私營企業(yè)的主營業(yè)務收入衡量民營經濟增長水平;二是考慮到數字普惠金融對民營經濟增長影響的滯后性,將數字普惠金融指數做滯后一期處理。穩(wěn)健性檢驗結果如表5所示,從表5中結果可知,兩種穩(wěn)健性檢驗中,數字普惠金融總指數、覆蓋廣度分指數和使用深度分指數的回歸系數均通過顯著性檢驗,數字化程度分指數的回歸系數仍不顯著,說明本文實證結果是穩(wěn)健的。

表5 穩(wěn)健性檢驗結果

五、中介效應分析

(一)基于創(chuàng)新水平的中介效應

表6報告了數字普惠金融總指數及其分指數通過創(chuàng)新水平對民營經濟產生作用的檢驗結果。其中,表6中(1)、(3)、(5)和(7)列為中介效應檢驗步驟一,檢驗數字普惠金融指數及其分指數對中介變量——創(chuàng)新水平的影響作用。第(2)、(4)、(6)和(8)列為中介效應檢驗步驟二,結果顯示,創(chuàng)新水平的回歸系數全部顯著為正,說明創(chuàng)新水平是影響民營經濟增長的重要因素之一。研究表明Sobel 法的檢驗力度高于依次檢驗回歸系數法[51,56],因此,本文在Sgmediation 命令檢驗結果下給出三種顯著性檢驗,Sobel、Goodman1檢驗和Goodman2 檢驗。結果顯示,三種檢驗的結果均顯著,說明創(chuàng)新水平在數字普惠金融和民營經濟之間存在部分中介效應,即存在“數字普惠金融—創(chuàng)新水平—民營經濟”這一作用機理,證明了本文假說2。數字普惠金融發(fā)展為民營企業(yè)技術創(chuàng)新創(chuàng)造了良好的金融環(huán)境,使得民營經濟在創(chuàng)新水平提升的基礎上更好發(fā)展。其中,創(chuàng)新水平在核心解釋變量中的中介效應比例為20.1%,在變量覆蓋廣度中的中介效應比例為15.3%,在變量使用深度中的中介效應比例為25.6%,在變量數字化程度中的中介效應比例為44.01%。

表6 數字普惠金融與民營經濟:基于創(chuàng)新水平的中介效應檢驗

(二)基于城鎮(zhèn)化水平的中介效應

表7報告了數字普惠金融總指數和其分指數通過城鎮(zhèn)化水平對民營經濟產生作用的檢驗結果。其中,表7中的第(1)(3)(5)和(7)列為中介效應檢驗步驟一,檢驗數字普惠金融指數及其分指數對中介變量——城鎮(zhèn)化水平的影響作用。數字普惠金融總指數和覆蓋廣度的系數均在1%的水平上顯著為正,使用深度的系數在5%的水平上通過了顯著性檢驗,表明數字普惠金融發(fā)展水平越高,各省份的城鎮(zhèn)化水平越高。第(2)(4)(6)和(8)列為中介效應檢驗步驟二,城鎮(zhèn)化水平的回歸系數在4個模型中顯著為正,表明城鎮(zhèn)化水平也是影響民營經濟的重要因素。同理,本部分依然采用Sobel、Goodman1以及Goodman2三種顯著性檢驗,結果均通過顯著性檢驗。檢驗結果表明,城鎮(zhèn)化水平在數字普惠金融和民營經濟增長之間存在部分中介效應,即存在“數字普惠金融—城鎮(zhèn)化水平—民營經濟”這一作用機制,說明本文假說2是成立的。數字普惠金融是拓寬新型城鎮(zhèn)化建設融資的重要途徑,城鎮(zhèn)化水平的提高為民營企業(yè)成長創(chuàng)造了良好的外部環(huán)境,從而推動民營經濟增長。城鎮(zhèn)化水平在核心解釋變量中的中介效應比例為41.4%,在變量覆蓋廣度中的中介效應比例為31.16%,在變量使用深度中的中介效應比例為22.8%,在變量數字化程度中的中介效應比例為55.1%。

表7 數字普惠金融與民營經濟:基于城鎮(zhèn)化水平的中介效應檢驗

六、異質性分析

(一)基于東中西部地區(qū)的異質性

為驗證前文假說3,本文首先將全國31個省(區(qū)、市)分為東、中、西部(3)東部沿海地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南,中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南,西部地區(qū)包括內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、西藏、寧夏和新疆。,檢驗數字普惠金融對民營經濟增長的異質性。表8中的結果顯示,東部地區(qū)數字普惠金融總指數和3個分指數均在1%的水平上通過了顯著性檢驗,即數字普惠金融能夠在東部地區(qū)顯著促進民營經濟增長水平的提高。數字普惠金融總指數每增加1個單位,民營經濟增長水平將增加0.603個單位。中部地區(qū)數字普惠金融的數字化程度分指數在10%的水平上通過顯著性檢驗,說明在中部地區(qū)數字普惠金融發(fā)展也有利于促進民營經濟增長。西部地區(qū)數字普惠金融總指數在1%的水平上通過了顯著性檢驗,3個分指數在1%的水平上通過了顯著性檢驗,說明數字普惠金融的發(fā)展能夠在西部地區(qū)顯著促進民營經濟增長。數字普惠金融總指數每增長1個單位,民營經濟增長水平將增加0.213個單位。我國東部地區(qū)長期以來作為社會與經濟發(fā)展最發(fā)達的地區(qū),在利用數字金融賦能方面始終優(yōu)于中西部地區(qū),因此,顯然能更好更快促進民營經濟增長;西部地區(qū)本身受多種因素限制,數字普惠金融發(fā)展水平較低,但本身民營經濟發(fā)展水平低,發(fā)展空間大,因此數字普惠金融能顯著促進西部地區(qū)民營經濟增長,增長幅度明顯低于東部地區(qū);中部地區(qū)僅有數字化程度通過了顯著性檢驗,可能的原因是與東西部地區(qū)相比,中部地區(qū)在數字普惠金融技術紅利和政策紅利上均有所欠缺。因此橫向對比來看,數字普惠金融對民營經濟增長的促進作用東部最大、西部次之,中部最小,存在明顯的區(qū)域異質性,這說明本文假說3是成立的。

表8 異質性檢驗:分東中西部

(二)基于高低水平地區(qū)的異質性

借鑒張林和溫濤[57]的做法,以數字普惠金融指數的中位數為標準,將31個省(區(qū)、市)分成數字普惠金融發(fā)展高水平區(qū)和低水平區(qū),檢驗數字普惠金融對民營經濟增長影響的異質性。結果顯示,無論是在高水平區(qū)域還是低水平區(qū)域,數字普惠金融總指數和3個分指數的回歸系數在所有模型中都顯著為正,說明數字普惠金融對民營經濟增長具有促進作用,且在控制其他影響因素的情況下,數字普惠金融對不同區(qū)域民營經濟增長的影響具有顯著的區(qū)域差異,再一次驗證了本文假說3。同時,無論從數字普惠金融總指數還是其分指數來看,高水平地區(qū)的回歸系數均高于低水平地區(qū)的回歸系數,即高水平地區(qū)數字普惠金融發(fā)展對民營經濟增長的帶動力度更大。這一結果也說明,要充分發(fā)揮數字普惠金融對民營經濟增長的促進作用,需要不斷提高各省份的數字普惠金融發(fā)展水平。

表9 異質性檢驗:分高低水平地區(qū)