作者簡(jiǎn)介： 任碧云（1962—），女，山西晉中人，博士，天津財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：金融宏觀調(diào)控、普惠金融。

摘 要：基于兩部門經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論，運(yùn)用2014—2020年268個(gè)國(guó)家級(jí)貧困縣的面板數(shù)據(jù)，考察在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化的中國(guó)，數(shù)字普惠金融對(duì)貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響及作用機(jī)制。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融不僅直接促進(jìn)了貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，還能通過人力資本渠道和空間溢出機(jī)制實(shí)現(xiàn)間接發(fā)力；數(shù)字普惠金融的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)和人力資本的中介效應(yīng)在互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用高水平和財(cái)政支出低水平地區(qū)更顯著。鑒于此，應(yīng)有側(cè)重并分區(qū)域地完善數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、加大教育投入力度、實(shí)施靈活適度的財(cái)政支出政策，助力數(shù)字普惠金融賦能貧困地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

關(guān)鍵詞： 普惠金融；數(shù)字技術(shù)；國(guó)家級(jí)貧困縣；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

中圖分類號(hào)：F832 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A 文章編號(hào)：1003-7217（2024）06-0002-08

一、引 言

隨著脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)的取勝和全面小康社會(huì)的建立，共同富裕成為中國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展追求的重要目標(biāo)。如何實(shí)現(xiàn)此目標(biāo)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是行之有效的策略^[1]。如今，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)金融化趨勢(shì)不斷顯現(xiàn)，金融資源配置對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響日益增強(qiáng)。但是，資本的逐利性使得金融資源的分配不公，導(dǎo)致大部分邊遠(yuǎn)、落后地區(qū)的低收入群體被排斥在外，增加了脫貧戶、邊緣戶返貧致貧風(fēng)險(xiǎn)，阻礙經(jīng)濟(jì)發(fā)展。所以，國(guó)家為了使全體人民享有均等的金融服務(wù)，便開始大力發(fā)展普惠金融。然而，傳統(tǒng)的普惠金融由于信息不對(duì)稱，使弱勢(shì)群體陷入了高成本和低收益的困境，不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)^[2]。為此，如何提升金融包容度，創(chuàng)新普惠金融發(fā)展方式，讓處于落后地區(qū)的小微企業(yè)和居民平等地獲取金融支持，成為我國(guó)在共同富裕背景下實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步增長(zhǎng)的現(xiàn)實(shí)需求。

人工智能、大數(shù)據(jù)等數(shù)字技術(shù)的快速發(fā)展以及在普惠金融領(lǐng)域的滲透，使得數(shù)字普惠金融應(yīng)運(yùn)而生。因其具有成本低、安全性強(qiáng)、突破地理屏障等特點(diǎn)，大幅提升了普惠金融服務(wù)的可得性和便利性^[3]，為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)現(xiàn)提供了新契機(jī)，引起了學(xué)界的廣泛關(guān)注。其中，部分學(xué)者認(rèn)為數(shù)字普惠金融促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)^[4-6]，且作用渠道主要有優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)^[7]、提高創(chuàng)新水平^[8]、加強(qiáng)數(shù)字創(chuàng)新^[9]等。然而，還有部分學(xué)者發(fā)現(xiàn)，“數(shù)字鴻溝”和金融風(fēng)險(xiǎn)的客觀存在，限制了數(shù)字普惠金融的助力作用。原因是“數(shù)字鴻溝”導(dǎo)致貧困群體信息不流暢，減少其獲取收入的機(jī)會(huì)和途徑，導(dǎo)致出現(xiàn)城鄉(xiāng)數(shù)字技術(shù)二元結(jié)構(gòu)，加大貧富差距^[10]；網(wǎng)絡(luò)借貸良莠不齊，甚至出現(xiàn)反向擠兌現(xiàn)象，給用戶帶來巨大損失，放大金融市場(chǎng)的不穩(wěn)定性，不利于經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展^[11]。由此可見，學(xué)術(shù)界對(duì)數(shù)字普惠金融與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系存在爭(zhēng)議。此外，既有文獻(xiàn)大多運(yùn)用省、市級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，較少下沉到縣級(jí)數(shù)據(jù)。又由于數(shù)字普惠金融的本質(zhì)是以成本可負(fù)擔(dān)的條件對(duì)長(zhǎng)尾群體提供金融服務(wù)，因此，本文在已有研究的基礎(chǔ)上選取了國(guó)家級(jí)貧困縣作為樣本，分析數(shù)字普惠金融的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)。進(jìn)一步梳理發(fā)現(xiàn)，與主題相關(guān)的現(xiàn)有文獻(xiàn)中，較少涉及理論機(jī)理。所以，數(shù)字普惠金融能否推動(dòng)我國(guó)貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)？其理論機(jī)理是什么？具體的傳導(dǎo)機(jī)制有哪些？對(duì)于上述問題的研究將有助于我國(guó)鞏固脫貧攻堅(jiān)取得的成果，進(jìn)而為經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供有力支撐。

鑒于此，本文在兩部門經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型的基礎(chǔ)上，利用國(guó)家級(jí)貧困縣數(shù)據(jù)，深入考察數(shù)字普惠金融對(duì)貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響和作用路徑，進(jìn)而為中國(guó)發(fā)展數(shù)字普惠金融來推動(dòng)貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、實(shí)現(xiàn)共同富裕提供合理化建議。

二、理論分析

（一）模型構(gòu)建

本文借鑒既有學(xué)者的研究^[12-14]，在包含制造業(yè)和服務(wù)業(yè)兩部門非均衡增長(zhǎng)模型的基礎(chǔ)上，引入數(shù)字普惠金融賦能的勞動(dòng)力要素^①，推導(dǎo)數(shù)字普惠金融對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。

1.企業(yè)。制造業(yè)和服務(wù)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)的表達(dá)式分別如式（1）和式（2）所示。

Qm=Amβ^1ψeDLm^ψ－1ψ+1－β^1ψS^{ψ－1ψψψ－1}，

β∈（0，1］，ψ>1（1）

Qs=AseDLs（2）

其中，Qm表示制造業(yè)產(chǎn)出，且該產(chǎn)出是由勞動(dòng)力投入和中間服務(wù)投入產(chǎn)生的；Qs表示服務(wù)業(yè)產(chǎn)出，且該產(chǎn)出僅需勞動(dòng)力投入；DLm表示制造業(yè)數(shù)字普惠金融賦能下勞動(dòng)要素的投入；DLs表示服務(wù)業(yè)數(shù)字普惠金融賦能下勞動(dòng)要素的投入；S表示制造業(yè)的中間服務(wù)投入；Am表示制造業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)；As表示服務(wù)業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)；β表示服務(wù)被用于制造業(yè)的中間投入；ψ表示勞動(dòng)和服務(wù)投入的替代彈性，根據(jù)既有研究假定ψ>1^[13]；e表示數(shù)字普惠金融賦能下人力資本水平，由于人力資本是勞動(dòng)者自身消費(fèi)服務(wù)而積累起來的，因此DLm和DLs都乘e。

2.消費(fèi)者。

設(shè)定有代表性的消費(fèi)者在pmcm+pscs=ω約束條件下解決了以下最優(yōu)化問題：

max μ=α^1σ（cm）^σ－1σ+（1－α）^1σ（cs+γ）^{σ－1σσσ－1}，

α∈（0，1），σ>0，σ≠1，γ>0（3）

其中，ci（i=m或s）表示人均消費(fèi)量；σ分析了兩種消費(fèi)類型間的替代彈性，根據(jù)以往對(duì)服務(wù)經(jīng)濟(jì)的許多研究，設(shè)定σ<1，即服務(wù)需求對(duì)價(jià)格具有依賴性；α是一個(gè)正參數(shù)，支配著制造業(yè)支出的權(quán)重；γ是一個(gè)正參數(shù)，支配著家庭生產(chǎn)。

3.勞動(dòng)市場(chǎng)和商品市場(chǎng)。

假設(shè)勞動(dòng)總供給DL是常數(shù)，則勞動(dòng)市場(chǎng)和商品市場(chǎng)出清的條件分別為DLm+DLs=DL和Qm=Cm，Qs=Cs+S。

4.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

由于上述設(shè)定中只考慮了數(shù)字普惠金融賦能的勞動(dòng)力要素投入，所以理論模型對(duì)于貧困縣的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)選用TFP增速衡量。其中，制造業(yè)和服務(wù)業(yè)TFP增速的表達(dá)式如式（4）所示。

gTFP，m=gAm+β^1ψeDLm^ψ－1ψβ^1ψeDLm^ψ－1ψ+（1－β）^1ψS^ψ－1ψge，

gTFP，s=gAs+ge（4）

其中，gx=x，表示變量x的增長(zhǎng)率。

考慮到服務(wù)的生產(chǎn)率不會(huì)迅速增長(zhǎng)的經(jīng)驗(yàn)事實(shí)，設(shè)生產(chǎn)函數(shù)As的表達(dá)式如式（5）所示。

As（t）=As，0（1+μθt）^1θ，θ≥0，μ>0（5）

其中，As，0表示As的初始水平，為了簡(jiǎn)單起見，假設(shè)As，0=1。As增長(zhǎng)率的具體形式為gAs=μ1+μθt。

接下來，指定制造業(yè)部門的生產(chǎn)函數(shù)Am。假設(shè)Am是知識(shí)存量Km的遞增函數(shù)，表達(dá)式如式（6）所示。

Am=Kφm，φ>0（6）

其中，φ為Am對(duì)Km的彈性。假設(shè)知識(shí)存量依賴于到目前為止所積累的生產(chǎn)經(jīng)驗(yàn)，那么Km=exp∫t－SymboleB@DLm（τ）DL（τ）dτ。

人力資本通過勞動(dòng)者自身消費(fèi)服務(wù)積累，即=δCλs，δ>0，λ>1。其中，δ是人力資本積累效率。將對(duì)時(shí)間進(jìn)行積分可知，過去到現(xiàn)在的服務(wù)消費(fèi)總和決定了人力資本的當(dāng)前水平，勞動(dòng)者消費(fèi)經(jīng)驗(yàn)的積累塑造了人力資本。需要注意的是λ>1，即數(shù)字人力資本積累的規(guī)模收益遞增情況。這是因?yàn)閿?shù)字普惠金融賦能下的勞動(dòng)不是傳統(tǒng)勞動(dòng)，所以其創(chuàng)造的價(jià)值遠(yuǎn)高于傳統(tǒng)勞動(dòng)，而且此價(jià)值會(huì)隨著數(shù)字普惠金融發(fā)展水平的提升而倍增^②。

（二）模型求解

運(yùn)用Domar集合方法推導(dǎo)出貧困縣經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)率如式（7）^[13]所示。

gTFP=pmQmTFPgTFP，m+psQsTFPgTFP，s（7）

其中，因服務(wù)被用于制造業(yè)的中間投入，即Qs>Cs，所以pmQm+psQs>TFP。

隨著服務(wù)業(yè)勞動(dòng)占比不斷增加，即DLs/DL→1時(shí)，研究λ>1的情況下每個(gè)部門的增長(zhǎng)率。

lim DLs/DL→1ge=δAλse^λ－1（8）

lim DLs/DL→1gTFP=gTFP，s=gAs+ge=gAs+δAλse^λ－1（9）

由于數(shù)字普惠金融賦能下的人力資本增長(zhǎng)率ge會(huì)持續(xù)上漲，且gAs>0，所以當(dāng)服務(wù)業(yè)占比不斷增加時(shí)，貧困縣TFP增速呈上升趨勢(shì)。綜合理論模型推導(dǎo)，提出假設(shè)：

H1 在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化的背景下，數(shù)字普惠金融的發(fā)展有助于我國(guó)貧困地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

由式（9）可知，當(dāng)DLs/DL趨近于1時(shí)，整個(gè)社會(huì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率近似于服務(wù)業(yè)增長(zhǎng)率，即gAs+δAλse^λ－1。由于ge=δAλse^λ－1，所以gTFP=gAs+ge。這意味著數(shù)字普惠金融可以通過對(duì)服務(wù)業(yè)人力資本的賦能提高人力資本增長(zhǎng)率，進(jìn)而帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的上升。即數(shù)字普惠金融對(duì)貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用是通過人力資本積累實(shí)現(xiàn)的。結(jié)合實(shí)際來看，讓邊遠(yuǎn)地區(qū)的長(zhǎng)尾群體提高財(cái)富積累并不只能依賴金融支持，而是要激發(fā)他們提高人力資本水平的意識(shí)，增加對(duì)自身的職業(yè)培訓(xùn)和子女的教育支持，而數(shù)字普惠金融正好在此方面起到了重要的促進(jìn)作用^[15]。由此，提出假設(shè)：

H2 人力資本是數(shù)字普惠金融推動(dòng)貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的有效機(jī)制。

根據(jù)新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)可知，金融資本有較明顯的地理空間特征。而在數(shù)字技術(shù)加持下的數(shù)字普惠金融進(jìn)一步強(qiáng)化了該特征，即信息經(jīng)過快速、高效傳遞使得時(shí)空距離被進(jìn)一步壓縮，進(jìn)而強(qiáng)化了地區(qū)間金融活動(dòng)的關(guān)聯(lián)性^[16]。例如金融資源的擴(kuò)散效應(yīng)會(huì)加劇各地區(qū)金融不平衡發(fā)展態(tài)勢(shì)，并對(duì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)產(chǎn)生空間外溢影響^[17]；數(shù)字普惠金融對(duì)地方層級(jí)金融科技的空間聯(lián)系也產(chǎn)生了重要影響^［18］。那么，結(jié)合上述理論推導(dǎo)可知，數(shù)字普惠金融對(duì)貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響很可能在空間上存在外溢現(xiàn)象。由此，提出假設(shè)：

H3 數(shù)字普惠金融對(duì)鄰近貧困地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在溢出效應(yīng)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本說明與數(shù)據(jù)來源

樣本對(duì)象為268個(gè)國(guó)家級(jí)貧困縣，樣本期間為2014—2020年。設(shè)定的原因是，2014年12月，國(guó)務(wù)院扶貧開發(fā)領(lǐng)導(dǎo)小組辦公室發(fā)文確定了我國(guó)832個(gè)國(guó)家級(jí)貧困縣名單。因數(shù)據(jù)的可得性受限，所以選擇其中的268個(gè)為研究樣本^③，同時(shí)將2014年作為樣本起始年；2020年11月23日，國(guó)家級(jí)貧困縣全部脫貧摘帽，脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)取得勝利，因此將2020年作為研究的截止時(shí)間。本文使用的數(shù)據(jù)取自《中國(guó)縣域統(tǒng)計(jì)年鑒》和北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心，對(duì)缺失數(shù)據(jù)運(yùn)用插值法填補(bǔ)。

（二）變量選取

1.被解釋變量：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（RGDP）。運(yùn)用人均GDP衡量貧困地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)^[9]。

2.解釋變量：數(shù)字普惠金融（DFII）。采用北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心構(gòu)建的數(shù)字普惠金融指數(shù)（2011—2021）^[8]。

3.中介變量：人力資本（HC）。使用受教育年限的均值衡量人力資本^[19]，具體計(jì)算公式為（普通小學(xué)在校學(xué)生數(shù)×6+普通初級(jí)中學(xué)在校學(xué)生數(shù)×9+中等職業(yè)教育學(xué)校在校學(xué)生數(shù)×12）/6歲及以上受教育人口總數(shù)。

4.工具變量：互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用水平（IP）。采用固定電話用戶數(shù)的自然對(duì)數(shù)值為互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用的代理變量。這是因?yàn)閿?shù)字普惠金融的深層次發(fā)展離不開網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施的支撐及應(yīng)用，而且固定電話的普及對(duì)貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接影響相對(duì)較小，所以選擇固定電話用戶數(shù)的自然對(duì)數(shù)作為互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用水平的工具變量。

5.控制變量。為了避免遺漏重要變量對(duì)估計(jì)結(jié)果造成的不利影響，借鑒既有文獻(xiàn)的做法，在回歸方程中控制了第二產(chǎn)業(yè)比重（PSI）、第三產(chǎn)業(yè)比重（PTI）、公共財(cái)政支出（PFE）、公共服務(wù)（PS）和社會(huì)消費(fèi)品零售總額（CL）^[20，21]。

（三）模型構(gòu)建

經(jīng)豪斯曼檢驗(yàn)可知，需建立包括個(gè)體固定和年份固定的“雙向固定效應(yīng)”模型。具體方程如式（10）所示。

RGDPi，t=α0+α1DFIIi，t+α2PSIi，t+

α3PTIi，t+α4PFEi，t+α5CLi，t+α6PSi，t+

μi+γt+εi，t（10）

同時(shí)，檢驗(yàn)數(shù)字普惠金融對(duì)服務(wù)業(yè)的賦能是否促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，具體方程如式（11）所示。

RGDPi，t=ζ0+ζ1PTIi，t×DFIIi，t+

ζ2DFIIi，t+ζ3Zi，t+μi+γt+εi，t（11）

其中，Zi，t為控制變量，與式（10）一致，下式同。

為檢驗(yàn)人力資本是否為有效傳導(dǎo)機(jī)制，需進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，方程如式（12）和式（13）所示。

HCi，t=β0+β1DFIIi，t+β2Zi，t+μi+γt+εi，t（12）

RGDPi，t=θ0+θ1DFIIi，t+θ2HCi，t+θ3Zi，t+

μi+γt+εi，t（13）

數(shù)字普惠金融對(duì)貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響可能存在空間外溢現(xiàn)象，因此構(gòu)建空間杜賓模型，方程如式（14）所示。

RGDPi，t=γ0+ρW×RGDPi，t+

ω1W×DFIIi，t+γ1DFIIi，t+γ2Zi，t+

μi+δt+εi，t（14）

其中，ρ代表空間自回歸系數(shù)，W代表空間權(quán)重7521e29522dd0c35d9cb27ac2c86ceecc97cc0d8dd30197cf5f133a2af9ae506矩陣，ω1代表數(shù)字普惠金融的空間交互項(xiàng)系數(shù)。

四、實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)回歸

雙向固定效應(yīng)模型的基準(zhǔn)回歸結(jié)果見表1列（1）和列（2）。由列（1）和列（2）可知，DFII的系數(shù)分別為0.2351和0.0646，且均在1%水平上顯著。這說明數(shù)字普惠金融與貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈正相關(guān)關(guān)系。本文進(jìn)一步檢驗(yàn)數(shù)字普惠金融對(duì)服務(wù)業(yè)的賦能是否促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，結(jié)果見表1列（3）和列（4）。由列（3）和列（4）可知，DFII和PTI×DFII的系數(shù)均顯著為正。這表明在我國(guó)服務(wù)業(yè)逐年增加的當(dāng)下，數(shù)字普惠金融的發(fā)展及其在服務(wù)業(yè)中的運(yùn)用，使得貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)了正向增長(zhǎng)。由此，H1得證。

（二）內(nèi)生性處理與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

基準(zhǔn)回歸的結(jié)果初步檢驗(yàn)了數(shù)字普惠金融對(duì)貧困地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，但是，模型在識(shí)別中可能因遺漏變量從而導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏。此外，貧困地區(qū)的數(shù)字普惠金融發(fā)展水平與當(dāng)?shù)氐臄?shù)字基礎(chǔ)設(shè)施、受教育水平等息息相關(guān)，而這些要素又會(huì)對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生影響。因此，基準(zhǔn)回歸的結(jié)果可能存在反向因果問題，即金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)誰促進(jìn)了誰^[22]。所以，本文采用工具變量法（兩階段最小二乘、兩步GMM、迭代GMM、LIML檢驗(yàn)）和外生沖擊事件法（以中國(guó)人民銀行在2016年發(fā)布的《二十國(guó)集團(tuán)數(shù)字普惠金融高級(jí)原則》作為外生政策沖擊，采用雙重差分模型檢驗(yàn)）進(jìn)行內(nèi)生性處理^④。結(jié)果發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融顯著促進(jìn)了貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，研究結(jié)論保持不變。

為了進(jìn)一步確?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)果的可靠性，本文在既有研究的基礎(chǔ)上，采用以下方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：其一是替換被解釋變量，即用GDP增長(zhǎng)率替換人均GDP；其二是考慮到極端值的存在可能會(huì)影響估計(jì)結(jié)果，所以對(duì)數(shù)字普惠金融變量在1%水平上進(jìn)行了縮尾處理。這兩種方法得出的結(jié)論與基準(zhǔn)回歸相同。

（三）傳導(dǎo)機(jī)制檢驗(yàn)

數(shù)字普惠金融大多以小微企業(yè)、農(nóng)戶等低收入群體為服務(wù)對(duì)象，這些人群往往具有受教育程度低、技能水平差、知識(shí)積累不足等特點(diǎn)，屬于人力資本劣勢(shì)群體。數(shù)字普惠金融以該類群體為服務(wù)對(duì)象將會(huì)對(duì)其人力資本的提升有較大的促進(jìn)作用^[23]。因?yàn)榇罅康闹R(shí)儲(chǔ)備和高深的金融專業(yè)素養(yǎng)可以幫助人們更好地理解和使用數(shù)字普惠金融工具和產(chǎn)品，從而優(yōu)化資源分配。此外，既有文獻(xiàn)驗(yàn)證了人力資本的提升對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)揮了舉足輕重的作用^[24]。所以，有理由認(rèn)為人力資本是數(shù)字普惠金融助力貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的傳導(dǎo)機(jī)制。本文運(yùn)用中介效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。

由表2列（1）和列（2）可知，DFII的回歸系數(shù)均顯著為正，說明數(shù)字普惠金融的發(fā)展不僅促進(jìn)了貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，還推動(dòng)了人力資本水平的提升。由列（3）可知，DFII和HC的系數(shù)顯著為正，且DFII系數(shù)值小于列（1）中DFII的值，這表明數(shù)字普惠金融可以通過提升貧困地區(qū)人力資本水平間接促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，H2得證。此外，為了確保上述傳導(dǎo)機(jī)制結(jié)果的可信性，將DFII進(jìn)行1%水平上的縮尾處理后再次回歸，所得結(jié)論見表2列（4）～列（6），與列（1）～列（3）一致，說明上述研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

（四）溢出效應(yīng)檢驗(yàn)

在空間計(jì)量回歸前，本文檢驗(yàn)了數(shù)字普惠金融發(fā)展水平的空間自相關(guān)性。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，樣本期內(nèi)該指數(shù)在鄰接距離權(quán)重下的莫蘭指數(shù)均達(dá)到1%水平上顯著，因此可以進(jìn)行空間杜賓模型回歸，結(jié)果如表3所示。

由表3列（1）和列（2）可知，不論控制變量是否加入，W×RGDP和W×DFII的系數(shù)均顯著為正。這說明樣本貧困縣在空間上既存在外生的數(shù)字普惠金融交互效應(yīng)，還存在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)生交互效應(yīng)。但是，數(shù)字普惠金融對(duì)貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的邊際影響不能直接根據(jù)空間交互項(xiàng)系數(shù)判斷，而是要根據(jù)變量變化偏微分。所以，表3進(jìn)一步給出了貧困地區(qū)數(shù)字普惠金融對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以及其他地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。由列（1）和列（2）的直接效應(yīng)結(jié)果可知，數(shù)字普惠金融對(duì)貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響顯著為正。根據(jù)溢出效應(yīng)結(jié)果可知，相鄰地區(qū)的數(shù)字普惠金融也能促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，即數(shù)字普惠金融的影響存在外溢現(xiàn)象。由總效應(yīng)結(jié)果可知，本地及相鄰地區(qū)的數(shù)字普惠金融與貧困地區(qū)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是顯著的正相關(guān)關(guān)系。與此同時(shí)，由表3列（1）和列（2）還可知，溢出效應(yīng)的系數(shù)比直接效應(yīng)的大，說明數(shù)字普惠金融對(duì)鄰近貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響大于對(duì)本地區(qū)的影響。此外，為了確保SDM回歸結(jié)果的可靠性，本文采用空間滯后模型（SAR）進(jìn)行估計(jì)^[16]，所得結(jié)論與SDM一致。因此，空間杜賓模型檢驗(yàn)結(jié)果是穩(wěn)健的，H3得證。

五、異質(zhì)性分析

（一）數(shù)字普惠金融影響貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的異質(zhì)性

1.互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用水平異質(zhì)性。

貧困地區(qū)因網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施等資源稟賦的不同，所以數(shù)字普惠金融發(fā)展水平在區(qū)域分布上可能存在異質(zhì)性。因此，對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響也可能呈現(xiàn)地區(qū)上的異化特征，有必要對(duì)此展開進(jìn)一步探討。具體做法是將樣本按中位數(shù)劃分為互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用高水平和低水平兩組，探究數(shù)字普惠金融對(duì)貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的異質(zhì)性，結(jié)果如表4列（1）和列（2）所示。

由表4列（1）和列（2）可知，互聯(lián)網(wǎng)高水平組和低水平組的數(shù)字普惠金融發(fā)展均促進(jìn)了貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，高水平組DFII的系數(shù)大于低水平組，且組間系數(shù)差異P值顯著，說明數(shù)字普惠金融對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用在互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用水平高的貧困縣更強(qiáng)。這可能是互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用水平高的貧困地區(qū)數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施較完善，所以數(shù)字普惠金融紅利釋放得更充分，因而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)發(fā)揮得更好。

2.財(cái)政支出水平異質(zhì)性。

貧困地區(qū)發(fā)展經(jīng)濟(jì)進(jìn)而實(shí)現(xiàn)可持續(xù)增長(zhǎng)的資金來源主要有兩個(gè)渠道，分別是政府的宏觀調(diào)控和市場(chǎng)機(jī)制的調(diào)節(jié)。經(jīng)研究發(fā)現(xiàn)，政府的財(cái)政支出因存在道德風(fēng)險(xiǎn)和逆向選擇等問題會(huì)導(dǎo)致效率損失^[25]，弱化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用。而金融市場(chǎng)作為一種重要的外部融資渠道，可以通過調(diào)節(jié)資金配置效率進(jìn)而影響貧困地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。數(shù)字普惠金融具有便捷、可共享、低成本等特征，解決了傳統(tǒng)金融模式在支付方面的發(fā)展瓶頸問題，使金融普惠特性充分發(fā)揮，讓原來被排斥在外的弱勢(shì)群體能夠以可負(fù)擔(dān)的方式享有正規(guī)金融服務(wù)，拓寬更多市場(chǎng)主體的融資渠道，帶動(dòng)貧困地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。由此可見，數(shù)字普惠金融的發(fā)展弱化了財(cái)政支出的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效用，長(zhǎng)尾群體逐漸減少了對(duì)財(cái)政資金的依賴，更多地選擇數(shù)字普惠金融產(chǎn)品和服務(wù)，即數(shù)字普惠金融和財(cái)政支出對(duì)貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用存在替代效應(yīng)。在財(cái)政支出不足或缺位的地區(qū)，數(shù)字普惠金融越可能發(fā)揮著有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。而且，已有研究也證實(shí)了財(cái)政支持超過一定程度會(huì)弱化數(shù)字普惠金融的減貧效果^[26]。所以，隨著數(shù)字普惠金融的發(fā)展，市場(chǎng)機(jī)制很可能充分發(fā)揮資源配置作用，從而在一定程度上降低了財(cái)政支出對(duì)貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的調(diào)控效應(yīng)。因此，有必要將研究樣本劃分為財(cái)政支出高水平和低水平兩組進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果如表4列（3）和列（4）所示。由列（3）可知，財(cái)政支出高水平組DFII的系數(shù)不顯著。但列（4）表明財(cái)政支出低水平組DFII的系數(shù)在1%水平上顯著，為0.0620，且組間系數(shù)差異P值顯著。這說明在財(cái)政支出低水平下，數(shù)字普惠金融增加1個(gè)單位時(shí)，貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平會(huì)提升0.0620個(gè)單位，驗(yàn)證了數(shù)字普惠金融和財(cái)政支出對(duì)貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用存在替代效應(yīng)，即在財(cái)政支出缺位的貧困地區(qū)，數(shù)字普惠金融發(fā)展更有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

（二）人力資本傳導(dǎo)機(jī)制的異質(zhì)性

1.互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用水平異質(zhì)性。

因?yàn)閿?shù)字普惠金融在互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用水平不同的地區(qū)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響存在異質(zhì)性，所以需要進(jìn)一步考察人力資本機(jī)制在此維度下是否存在差異化的中介效應(yīng)，以期為制定相關(guān)政策措施提供參考，結(jié)果如表5所示。

由表5可知，互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用高水平組和低水平組中，人力資本均發(fā)揮了中介效應(yīng)。但是，人力資本機(jī)制在這兩組中發(fā)揮的傳導(dǎo)效應(yīng)強(qiáng)度不同。其中，在互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用高水平組發(fā)揮的中介效應(yīng)占比為5.46%（=0.1386×0.0267/0.0678），在低水平組發(fā)揮的中介效應(yīng)占比為0.88%（=0.1252×0.0037/0.0524）。這可能的原因是互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用水平越高的貧困地區(qū)，其數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施越完善，數(shù)字化知識(shí)的普及越充分，居民數(shù)字素養(yǎng)越高，所以人力資本水平更高，進(jìn)而提高了其接受和運(yùn)用數(shù)字普惠金融產(chǎn)品和服務(wù)的能力，推動(dòng)了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

2.財(cái)政支出水平異質(zhì)性。

數(shù)字普惠金融在財(cái)政支出高水平的貧困地區(qū)沒有顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而在低水平的貧困地區(qū)卻推動(dòng)了當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。那么，人力資本傳導(dǎo)機(jī)制是否也在不同財(cái)政支出水平下存在異質(zhì)性？所以，有必要通過分組回歸對(duì)此進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表6所示。

由表6可知，在財(cái)政支出高水平組中，DFII的系數(shù)由0.0334上升到0.0369，且均不顯著。這說明在此組中，人力資本沒有發(fā)揮中介效應(yīng)。而在財(cái)政支出低水平組中，DFII的系數(shù)由0.0620下降為0.0567，且均在1%水平上顯著，說明人力資本在該組發(fā)揮了中介效應(yīng)。這可能是在財(cái)政支出水平較低的貧困地區(qū)，數(shù)字普惠金融的替代效應(yīng)更強(qiáng)，因而人們通過數(shù)字普惠金融方式獲取資金的意愿會(huì)增加，這將有助于激發(fā)其提高自身受教育水平的熱情，帶動(dòng)人力資本水平的提升，進(jìn)而助力當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

六、結(jié)論與建議

本文在兩部門經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論框架的基礎(chǔ)上，運(yùn)用2014—2020年268個(gè)國(guó)家級(jí)貧困縣的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了數(shù)字普惠金融對(duì)貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響和作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：第一，在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化的背景下，中國(guó)數(shù)字普惠金融發(fā)展顯著促進(jìn)了貧困地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。第二，中介效應(yīng)顯示，數(shù)字普惠金融的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)通過人力資本渠道進(jìn)行傳導(dǎo)。第三，數(shù)字普惠金融可通過空間外溢效應(yīng)作用于鄰近貧困地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，且促進(jìn)作用大于對(duì)本地區(qū)的直接影響。第四，數(shù)字普惠金融對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用在互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用高水平和財(cái)政支出低水平的貧困地區(qū)更大，且人力資本的中介效應(yīng)在這兩個(gè)地區(qū)更強(qiáng)。

根據(jù)上述研究結(jié)論，提出如下建議：第一，完善貧困地區(qū)的數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，使弱勢(shì)群體可以更便捷地獲取數(shù)字普惠金融服務(wù)，進(jìn)而從整體上推動(dòng)我國(guó)貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。包括積極推動(dòng)貧困地區(qū)通信網(wǎng)絡(luò)的升級(jí)和擴(kuò)容，維護(hù)農(nóng)村教育和醫(yī)療專網(wǎng)的穩(wěn)定性，實(shí)現(xiàn)學(xué)校和醫(yī)院互聯(lián)網(wǎng)的快速接入和使用；根據(jù)貧困地區(qū)經(jīng)營(yíng)主體的用網(wǎng)特征與需求特點(diǎn)，開發(fā)有針對(duì)性的資費(fèi)套餐，使數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施的作用得以高效發(fā)揮。第二，加大貧困地區(qū)的教育投入力度，提升其人力資本發(fā)展水平，更好地了解和使用數(shù)字普惠金融產(chǎn)品。包括減少貧困地區(qū)學(xué)生的上學(xué)費(fèi)用，降低輟學(xué)率；提升師資隊(duì)伍水平，保障義務(wù)教育公平健康發(fā)展，增加貧困地區(qū)的人力資本存量等。第三，加大我國(guó)貧困地區(qū)數(shù)字普惠金融的協(xié)調(diào)力度，暢通技術(shù)與資金在各區(qū)域間的流動(dòng)，鼓勵(lì)創(chuàng)建跨區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展示范區(qū)，充分釋放數(shù)字普惠金融對(duì)貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間貢獻(xiàn)力。積極運(yùn)用數(shù)字普惠金融方式引導(dǎo)人才、技術(shù)等要素向貧困縣的合理流動(dòng)，促進(jìn)貧困地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展。第四，建立財(cái)政支出對(duì)數(shù)字普惠金融減貧的適度機(jī)制，給予金融機(jī)構(gòu)更多的自主權(quán)，激發(fā)投資者運(yùn)用數(shù)字化手段籌資的積極性，充分釋放數(shù)字普惠金融助力貧困地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的紅利。

注釋：

① 勞動(dòng)力要素特指數(shù)字普惠金融賦能下的勞動(dòng)力，其所創(chuàng)造的價(jià)值遠(yuǎn)高于傳統(tǒng)勞動(dòng)，呈現(xiàn)出邊際效率遞增的特性。

② 20世紀(jì)80年代，以保羅·羅默為代表的“新增長(zhǎng)理論”強(qiáng)調(diào)，知識(shí)的非競(jìng)爭(zhēng)性特征使其成為一種報(bào)酬遞增的要素。而數(shù)字技術(shù)在普惠金融領(lǐng)域的滲透和應(yīng)用，使得較多小微企業(yè)、農(nóng)戶等獲得了金融支持。該類群體擁有資金后便可以開展創(chuàng)業(yè)，償還借款壓力會(huì)督促他們不斷學(xué)習(xí)，以獲取盈利的能力。所以，數(shù)字普惠金融賦能下的勞動(dòng)要素和知識(shí)技術(shù)一樣，產(chǎn)生規(guī)模報(bào)酬遞增效應(yīng)。

③ 限于篇幅，268個(gè)國(guó)家級(jí)貧困縣未在正文中列出。

④ 限于篇幅，基準(zhǔn)回歸的內(nèi)生性處理和穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果未在正文中列出。

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（責(zé)任編輯：厲亞）

Digital Financial Inclusion and Economic Growth in Poor Areas：

Effect Testing and Mechanism Analysis

REN Biyun，ZHANG Yingtian

（School of Finance，Tianjin University of Finance and Economics，Tianjin 300222，China）

Abstract：Based on the two-sector economic growth theory， this paper uses the panel data of 268 national-level poor counties from 2014 to 2020 to investigate the impact and mechanism of digital financial inclusion on the economic growth of poor areas in China， where the industrial structure is service-oriented. The results show that digital financial inclusion not only directly promotes economic growth in poor areas， but also indirectly exerts power through human capital channel mechanism and spatial spillover mechanism. The economic growth effect of digital inclusive finance and the intermediary effect of human capital are more significant in areas with high levels of Internet application and low levels of fiscal expenditure. In view of this， we should focus on improving digital infrastructure construction， increasing investment in education， and implementing flexible and appropriate fiscal expenditure policies to help digital financial inclusion enable economic growth in poor areas.

Key words：inclusive finance；digital technology；national-level poverty-stricken county；economic growth