数字普惠金融发展对民营经济增长的空间效应研究——以湖北省13个地州市为例

邓生权

（中国人民银行沙洋支行，湖北 荆门 448200）

一、引言

民营经济作为我国基本经济制度中不可或缺的重要内容，对壮大实体经济起着至关重要的作用，一直以来受到党和国家的高度关注。2020年中央经济工作会议指出，要优化民营经济发展环境，加大民营经济支持力度，深化金融改革，更好缓解民营和中小微企业融资难、融资贵问题。“十四五”规划纲要提出，“十四五”时期要加快金融机构数字化转型，创新金融支持民营企业工具，健全融资增信支持体系，增强金融普惠性。数字普惠金融是数字化建设与金融创新有机结合的产物，数字普惠金融发展解决了效率与公平二者难以兼顾的问题（黄倩等，2019），对区域创新能力（徐子尧等，2020）、银行绩效（Ahamed，2021）产生显著的积极影响，为推动民营经济增长提供了新引擎。

近年来，在国家大力倡导下，金融机构、金融企业积极响应，有效运用互联网、云计算、大数据等技术不断开展数字普惠金融创新，推动我国数字普惠金融的快速发展，为乡村振兴、民营小微企业融资、新型城镇化建设作出卓越贡献。2020年湖北省民营经济增加值达到22945亿元，占地区生产总值的52.8%，民营经济占据经济总量的一半以上，因此，加大民营经济的金融支持力度能有效推动湖北经济发展。金融本身具有较强的溢出效应，数字金融应该比传统金融的溢出效应更强，本地区民营经济增长是否受到其他地区数字普惠金融发展的影响？影响效应如何？空间效应的传导机制是什么？为了回答这些问题，本文以湖北省13 个地州市为例，开展数字普惠金融发展对民营经济增长的空间效应研究。

二、文献综述

随着经济金融形势的发展，数字金融越来越得到国内外学者的关注，关于数字金融与经济增长的研究，大致可分为数字普惠金融的内涵界定、发展水平测度及对经济增长的效应分析三个方面。

（一）关于数字普惠金融内涵的研究

焦瑾璞（2015）引用联合国对普惠金融的定义，认为普惠金融是能为所有社会阶层提供有效金融服务的金融服务体系。Germana &Luisa（2017）在分析普惠金融对经济增长和发展的作用时，将普惠金融定义为为所有人提供负担得起的金融服务。2015年国务院发布的《推进普惠金融发展规划（2016—2020 年）》将普惠金融定义为：立足机会平等要求和商业可持续原则，以可负担的成本为有金融服务需求的社会各阶层和群体提供适当、有效的金融服务，将小微企业纳入重点服务对象。2016 年二十国集团（G20）峰会通过的《G20 数字普惠金融高级原则》将数字普惠金融定义为以数字金融服务为媒介，进而促进普惠金融发展的一切行动。

（二）关于数字普惠金融发展水平的研究

2016 年中国人民银行构建了包含使用情况、可得性、金融服务质量等3个维度51项指标的官方普惠金融评价指标。蒋庆正等（2019）利用层次分析法对15 个省份的农村数字普惠金融水平进行测度，发现我国农村地区数字普惠金融发展水平较低。星焱（2021）对我国农村数字普惠金融的发展模式进行归纳，认为数字基础设施、金融生态等因素对农村数字普惠金融发展的影响较大。郭峰等（2020）以传统普惠金融指标为基础，从服务广度、使用深度、数字化程度等方面构建包含33个指标的数字普惠金融指标体系，并为指标赋权，合成省、市、县三个层次的数字金融发展指数，即“北京大学数字普惠金融指数”，得到学界的广泛认可（贺茂斌和杨晓维，2021；汪亚楠等，2020）。Javier et al.（2021）利用主成分分析法构建分阶段的普惠金融综合指数，探讨厄瓜多尔普惠金融发展的空间异质性。

（三）关于数字普惠金融对民营经济增长的效应研究

关于数字普惠金融发展对经济增长的影响，学术界普遍认为数字普惠金融发展对经济增长产生促进作用（成学真和龚沁宜，2020）。数字普惠金融发展有利于增加消费者的流动性，提供便捷的支付手段，有效促进居民消费（易行健和周利，2018；傅秋子和黄益平，2018）；扩大社会总需求，刺激生产和投资，进而提供更多的就业岗位，改善农村居民的创业环境（张勋等，2019）；带动居民就业（方观富和许嘉怡，2020），形成推动经济增长的良性循环。进入经济发展新时期，推动民营经济高质量发展具有战略意义（刘现伟和文丰安，2018），普惠金融发展对民营经济同样具有促进作用。李涛等（2016）认为普惠金融发展让企业获得更多、更全面选择金融产品和服务的机会，帮助企业缓解金融排斥问题，为企业融资提供便利。Peterson（2018）认为数字普惠金融拓展了中小企业的信贷渠道，促使不同经济部门更有机会获得正规金融体系融资。Irwan（2021）在对印度尼西亚2222家微型和小型企业进行调查的基础上，构建数字金融创新经验模型，实证分析发现数字金融创新对破解企业融资障碍起着重要作用。梁榜和张建华（2018）构建现金流敏感性模型分析我国中小企业的现金流数据，发现我国中小企业普遍面临融资约束，普惠金融创新为缓解中小企业融资约束提供可能。除了直接效应，根据Krugman（1991）的新经济地理学理论，分析数字普惠金融对民营经济的影响不能忽略空间效应。Imen（2021）使用局部相关方法研究新冠肺炎疫情防控期间金融发展的空间效应，结果表明全球金融市场受地理空间影响较大。张玄等（2020）运用空间面板杜宾模型分析金融集聚对民营经济的内部影响和外部影响，发现东部地区存在正向“涓流效应”，中部地区存在“极化效应”，特定地区的经济金融联系导致金融发展的空间效应呈现地区分异（Alberto et al.，2019）。

现有关于数字普惠金融与经济增长的研究，主要集中于对数字普惠金融的概念界定、发展水平测度以及对经济增长的作用机理和直接效应分析，鲜有文献分析数字普惠金融发展对经济增长的空间效应，且多采用全样本数据分析数字普惠金融对经济总量的影响，少有文献单独分析数字普惠金融对民营经济的促进作用。因此，本文的创新之处在于：一是将空间因素纳入分析框架，检验数字普惠金融发展的空间效应；二是聚焦民营经济发展，将民营经济从总体经济中剥离，单独分析数字普惠金融对民营经济的影响程度；三是更多考虑普通地市的发展实际，以地州市数据为样本进行实证分析。

三、指标选取、数据说明与模型构建

（一）指标选取

被解释变量：民营经济增长（neco）。大力发展民营经济是党中央的重大决策部署，解决民营经济发展短板首先必须破解民营经济的融资难题。民营经济受经营规模、管理制度、正规金融排斥等诸多因素影响，其融资需求在传统金融中难以得到充分满足。数字普惠金融为缓解民营经济融资难题提供新的可能，因此选取民营经济增长作为被解释变量，探究数字普惠金融发展对其的影响。民营经济增加值直接采用统计年鉴数据，为了更好地衡量民营经济增长水平，采用人均民营经济增加值进行量化。

核心解释变量：数字普惠金融发展（fina）。北京大学数字普惠金融指数已得到学术界的广泛认可，采用市级层面的数字普惠金融发展指数表征各地市的数字普惠金融发展水平。

控制变量：经济发展进入新常态后，经济增长的动能开始转变，有效投资、消费升级、新全球化成为拉动经济增长的“新三驾马车”，包含经济、社会、生态等各个方面的城镇化建设，蕴含了巨大的有效投资需求，扩大了商品和服务市场，是影响民营经济增长的重要因素。城镇化发展推动基础公共服务均等化，提高公共服务便利度，促使营商环境更加优化。城镇化带动产业发展，加速工业化进程，推动产业链延伸和转型升级，加强民营经济之间的联系，有利于集聚经济和规模经济的形成。同时，城镇化能够缩小城乡差距，提高居民消费率（雷潇雨和龚六堂，2014），为民营经济增长提供广阔的消费市场。因此，认为城镇化（urba）是推动民营经济增长的重要动力，采用常住人口中城镇人口比重进行表示。消费升级（cons）推动消费心理、消费生态发生良性转变（辛伟和任保平，2021），挖掘消费市场潜力，为民营经济提供更加可持续的消费市场。同时，消费升级倒逼产业升级，加速战略性新兴产业的发展，带动民营经济结构调整，推动民营经济高质量发展。消费升级即大众整体消费水平的提高，采用人均社会消费品零售总额表示消费升级产生的增长动力。对外开放（open）引进跨国企业和跨国资本，提升市场竞争激烈程度，加大民营企业的生存压力，迫使民营企业强化自身变革，提高生产效率。同时，通过技术交流、产业联系、商务合作为民营经济发展带来技术、管理经验等生产要素，为民营企业发展创造新机遇。由于资本对生产要素具有极强的调动能力，采用当年实际利用外资额占地方生产总值的比重表示对外开放带来的增长动力。民营经济增长离不开科学技术（teco）的支持，采用三项专利授权量表示科学技术的支撑作用。以上变量的统计性描述如表1所示。

表1 指标原始数据的描述性统计

（二）数据说明

由于神农架为保护区，天门、仙桃、潜江为省直管县级行政区划，因此选取湖北省其他13 个地州市为研究区域。同时，考虑到2011 年以前部分地区统计数据缺失，选取2011—2020 年为样本区间。相关指标数据主要来源于《湖北统计年鉴》（2012—2021年），数字普惠金融发展指数采用郭峰等（2020）测算的北京大学数字普惠金融指数，常住人口城镇化率、社会消费品零售总额、实际利用外资额等指标的部分数据来源于第七次全国人口普查公报、各地州市统计公报。

（三）模型构建

1.空间自相关检验。变量之间存在空间相关性是进行空间效应分析的前提，分别采用全局莫兰指数、局域莫兰指数检验变量整体的空间自相关性和局域空间自相关性，计算公式分别如公式（1）和公式（2）所示。

其中，S2=，x表示变量，下标i、j表示不同的地区，Wij为空间权重矩阵，本文采用Queen相邻规则构造，即：

2.空间计量模型构建。设定民营经济增长基本函数形式为neco=f（fina，urba，cons，open，teco，ε），借鉴柯布道格拉斯生产函数，构建基本模型如公式（3）所示。

其中，C为常数，α为待估参数，ε为误差项，i表示地区，t表示年份。两边取对数，得到经典面板回归模型如公式（4）所示。

考虑空间交互关系，引入空间权重矩阵，构建静态空间面板杜宾模型如公式（5）所示。

民营经济增长除了受本地区数字普惠金融发展、邻近地区数字普惠金融发展的空间效应影响，还可能受发展基础影响。若一个地区民营经济发展历史悠久、经济基础雄厚，其民营经济增长速度必然高于其他地区，考虑自身基础的作用，将民营经济增长的时间滞后项作为重要的影响因素，构建动态空间面板杜宾模型如公式（6）所示。

其中，lnnecoi，t-1表示民营经济增长的时间滞后项，γ为待估参数，其余变量与公式（5）相同。

四、实证分析

（一）空间自相关分析

将湖北省13个地州市2011—2020年的数字普惠金融发展指数、人均民营经济增加值观测值代入公式（1）中，计算得到数字普惠金融发展与民营经济增长的全局莫兰指数，如表2所示。2011—2020年湖北省13个地州市的数字普惠金融发展水平和民营经济增长额呈现显著的空间负相关性，说明湖北省数字普惠金融发展水平较高的地区和民营经济增长较快的地区对周边地区产生较强的空间抑制作用。同时，证明数字普惠金融发展与民营经济增长的整体空间相关性确实存在。

表2 2011—2020年数字普惠金融发展、民营经济增长的全局莫兰指数

为了进一步检测变量的局部空间关系，采用公式（2）计算出每个地市州的局域莫兰指数，并利用Geo⁃da 进行空间集聚分析，考虑本文篇幅有限，仅展示2020 年的结果，如表3 所示。由表可知，数字普惠金融发展指数、人均民营经济增加值在局域上仍呈现明显的空间负相关性，大多数地州市分布在高低集聚区或低高集聚区，武汉、宜昌等地民营经济增长速度快、数字普惠金融发展水平高成为高值区，对周边地市产生一定的空间抑制作用。通过局域莫兰指数测算，进一步证明数字普惠金融发展和民营经济增长在湖北省的空间抑制特征。

表3 2020年民营经济增长、数字普惠金融发展的局域莫兰指数空间集聚情况

（二）空间计量模型实证结果分析

为了进一步验证使用空间模型的科学性和空间杜宾模型（SDM）的最优性，采用LM 检验方法检验OLS 模型的空间依赖性并通过LR 检验方法和Wald检验方法检验空间杜宾模型是否能退化为空间滞后模型（SLM）或空间误差模型（SEM），检验结果如表4所示。结果证实，LM检验、LR检验和Wald检验均通过1%的显著水平检验，说明经典OLS 模型的估计结果不可靠，必须采用空间模型进行计量，且SDM 模型优于SLM 模型和SEM 模型，证明使用SDM 模型的科学性。

表4 LM检验、LR检验和Wald检验结果

表5 报告了混合OLS 模型和面板SDM 模型的回归结果，混合OLS 模型回归结果显示，数字普惠金融发展对民营经济增长存在显著的促进效应，城镇化建设、消费升级、技术进步对民营经济的促进作用显著，对外开放呈显著的负向作用。纳入空间因素的SDM模型回归结果进一步印证数字普惠金融发展对民营经济增长具有显著促进作用。对静态SDM模型的回归结果进行霍斯曼检验，在1%的显著水平拒绝使用随机效应的原假设，因此选用固定效应模型，且LR固定效应检验结果显示应选择时间-个体双固定模型。在动态SDM 模型中直接选用时间-个体双固定模型进行计算，为了简化分析，后文仅分析动态SDM双固定效应模型的结果。

动态SDM 模型回归结果显示，民营经济增长受发展基础影响较大，前一期的民营经济增加值在1%的显著水平下对本期民营经济增长产生正向影响，影响系数约0.516。经济发展是一个漫长的过程，不可能一蹴而就，前期良好的产业基础、宽松的市场环境、较多的民营经济经营主体必然推动本期民营经济较快增长。民营经济增长的空间滞后项的影响系数ρ为-0.477，表明民营经济增长产生显著的空间抑制作用。这与湖北省民营经济发展空间分布不均有关，武汉市民营经济优势明显，占全省民营经济增加值的比重约为30%，在经济基础、政治、交通、科技等方面占据绝对优势，推动武汉民营经济快速发展，对其他地州市产生强大的虹吸作用，人才、资本等要素的流失束缚了普通地州市民营经济的增长。截至2020 年末，武汉民营经济增加值占全省的比重为29.48%，比位居第二、三名的宜昌、襄阳分别高17.19个百分点和18.18 个百分点，而其他地州市民营经济占比均在10%以下。

表5 OLS模型和面板SDM模型回归结果

数字普惠金融发展对民营经济增长的促进作用约为0.286，且通过5%的显著水平检验。本地区数字普惠金融发展对本地区民营经济增长产生显著促进作用的原因有以下几个方面：一是数字普惠金融能够降低融资门槛，提高金融服务覆盖面。数字金融更多依靠客户的综合信用给予金融支持，相对于传统金融部门，减少对抵押担保物的要求，使更多经营主体获得普惠性的金融资源。二是数字普惠金融能提供更方便灵活的金融服务。数字普惠金融依托互联网、大数据技术实现金融服务移动化、便利化、智能化，与小微经营者“短、频、急”的资金需求完美结合，有效满足小微经营者的融资需求。三是数字普惠金融有助于普及金融知识，优化社会金融生态。金融具有较强的专业性，普通大众很少主动进行专业学习，随着数字金融的发展，依托互联网产生的互联网借贷、互联网投资理财、互联网保险等业务发展，无形中向社会普及金融知识，引起大众对个人信用、投资理财的重视，推动社会诚信建设，帮助小微经营者科学管理财务。四是数字普惠金融发展能够提高金融行业竞争力，倒逼传统金融部门改革。传统金融部门面临数字金融的挑战，加强产品创新，调整业务流程，优化金融服务，并主动迎合民营、小微经营主体的融资需求。其他地区数字普惠金融发展对本地区民营经济产生显著空间抑制作用，主要路径有两个：一是其他地区数字普惠金融发展推动当地民营经济增长，通过民营经济增长的虹吸作用抑制本地区民营经济增长；二是其他地区数字普惠金融发展，拓展金融服务的广度和深度，提高金融资源利用效率，形成金融“洼地”，汇集更多周边金融资源，在发展民营经济过程中逐渐形成比较优势。控制变量中，城镇化、消费升级、对外开放的直接影响与OLS 回归结果方向一致，城镇化、消费升级、科学技术产生显著的空间效应。城镇化并非单独某个地区的城镇化，在经济联系、交通联系等多种纽带作用下，分散的城镇组成城市群，城市群发展产生正向空间溢出效应。随着人们生活水平的提高，文化旅游消费成为新的消费重点领域和消费升级的方向，文旅消费具有显著的跨地域特征，以文旅为代表的消费升级不仅推动本地区民营经济增长，对其他地区的民营经济同样具有促进作用。科学技术的直接作用显著为正，空间效应显著为负，主要是先进技术具有一定的知识产权保护期，先进技术优先在本地区推广应用，在其他地区应用较为滞后，推动本地区民营经济先行发展。

表6 动态面板SDM模型的效应分解

空间杜宾模型中同时存在直接效应、间接效应的交叉项，为了使回归结果更加准确，采用Lesage（2008）的方法进行效应分解，结果如表6所示。数字普惠金融发展的直接效应在短期、长期均显著为正，在长期更显著，内在逻辑前文已解释，不再赘述。间接效应即空间效应，短期显著为负，长期显著为正，说明随着数字普惠金融的发展，金融的辐射效应将逐步超过虹吸效应，最终对本地区和邻近地区的民营经济增长产生正向作用。其逻辑在于，数字普惠金融发展通过互联网金融工具整合社会闲散资金，并通过互联网借贷产品将资金提供给民营经济经营主体，实现资金供需动态均衡，优化资源配置，提高金融资源使用效率。同时，数字普惠金融依托互联网技术，对地理空间的缩小作用将越来越强，打破地理界限后的数字金融将产生强大的空间溢出作用。本地区数字普惠金融发展推动金融创新、金融供给侧结构性改革，也将对其他地区金融发展产生示范效应，进而提高整体金融发展水平，为民营经济增长提供更大的金融支持。控制变量中，城镇化、消费升级、对外开放在短期内对民营经济增长的影响较为显著，长期内不再显著，说明民营经济增长的动能在不断转化，发展民营经济过程中需要不断探索新动能。科学技术在短期、长期均产生显著的直接效应和空间效应，原因在于科学技术是第一生产力，对生产力和生产效率的提高起着至关重要的作用。

（三）稳健性检验

本文采用更换空间权重矩阵的形式对模型的稳健性进行检验。随着市场经济的发展，行政区划、地理位置对民营经济的限制越来越小，地区间的联系既取决于地理位置，也取决于经济联系。构建同时考虑地理距离和经济距离的空间权重矩阵代入模型（6）进行回归，结果如表7所示。所得到的各变量的回归系数及显著性基本相同，证明模型具有稳健性。

表7 基于经济地理空间权重矩阵的动态面板SDM模型回归结果

五、结论及对策建议

（一）研究结论

本文以2011—2020年湖北省13个地州市层面的数字普惠金融发展指数为核心解释变量，构建动态面板空间杜宾模型分析数字普惠金融发展对民营经济增长的空间效应，得出如下结论：一是湖北省数字普惠金融发展水平和民营经济增长水平表现出巨大的空间差异，武汉市发展优势较大，宜昌市、襄阳市次之，其他地州市数字普惠金融发展和民营经济增长均处于较低水平。二是民营经济增长受发展基础影响较大，经济基础好、发展历史悠久的地州市民营经济发展更快。三是数字普惠金融发展对民营经济增长产生显著的直接效应，影响系数在0.3左右，数字普惠金融发展水平提高1 个百分点，民营经济增长0.3 个百分点。四是数字普惠金融发展在短期内对民营经济增长产生显著的空间抑制作用，在长期内，空间抑制作用会向空间溢出作用转变，对各地区整体民营经济增长产生积极影响。此外，城镇化、消费升级、对外开放对民营经济增长的促进作用仅在短期内显著，推动民营经济长远发展还需寻找新的增长动能。

（二）政策建议

结合前文研究，提出推动数字普惠金融发展、加大民营经济金融支持力度的四点建议：一是推动传统金融部门与数字金融部门合作，加快金融创新和金融改革。数字金融与传统金融部门相比具有自身独特优势，但也离不开传统金融部门的支撑。数字金融部门与传统金融部门应加强合作，合理分工，在发挥各自优势的基础上，根据民营经济发展实际，开发与之相适应的金融产品，通过改革、创新不断提升民营经济经营主体的融资获得感和满意度。二是引导数字金融利率定价下行，降低民营经济经营主体融资成本。利率较高是数字金融的短板、缺陷，推动数字普惠金融健康长远发展，必须适应利率下行趋势。数字金融部门需要充分发挥大数据优势，对优质客户进行精准识别，对发展实体经济的优质客户给予适当利率优惠倾斜。三是深化区域金融合作，扩大数字普惠金融的正向空间溢出效应。不同的行政区域之间要加强数字普惠金融发展经验、技术分享交流，建立跨地区、跨部门的共建共享合作机制，将共享发展理念深深植入数字普惠金融发展实践。充分发挥数字普惠金融发达地区的引领作用，帮助数字金融发展落后地区加快数字金融基础设施建设、人才队伍培养，努力实现数字普惠金融均衡发展。依托互联网快速、便捷的优势，促使金融资源的流动性进一步提高，为其他地区的民营经济经营主体提供无差别的金融服务。四是加强数字金融监管，预防数字金融风险。数字金融作为新兴业态，对监管部门提出更大的监管挑战。金融监管部门要加深对数字金融的了解和研究，不断更新监管技术，拓展知识储备，熟练掌握数字金融易发风险点和有效的应对措施，确保数字普惠金融平稳健康运行。