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可持续发展视角下数字普惠金融对相对贫困减缓的效应研.pdf
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1、0302023年10月 Implementing the Spirit of the 20th National Congress1 引言党的二十大报告强调了三件历史、现实意义重大的事件,其中之一是完成脱贫攻坚、全面建成小康社会,并实现了第一个百年奋斗目标。我国于2020年成功消除了绝对贫困问题,圆满完成了全面脱贫攻坚任务,但相对贫困问题仍长期存在。金融发展始终是脱贫攻坚领域的热点问题,目前已有大量文献(Park&Mercado,2015;Nanda&Kaur,2016)研究证明了数字普惠金融对贫困减缓的作用。现有数字普惠金融减贫领域的研究问题大多围绕以下几点展开:(1)数字普惠金融减贫的空间
2、效应;(2)数字普惠金融减贫的主体效应;(3)数字普惠金融的门槛效应等。虽然现有文献对数字普惠金融减贫效应问题已有了充分的探讨,但针对区域差异性研究的问题仍较缺乏。鉴于以上研究的不足,本文针对数字普惠金融相对贫困减缓效应的区域差异问题进行了深化研究。本文基于20112020年我国30个省(不包括港澳台藏)的面板数据,建立固定效应模型分析,研究表明数字普惠金融对相对贫困具有积极的减缓效应,并进一步研究了数字普惠金融在不同地区对缓解相对贫困的效果存在异质性,创新性地将省份以可持续发展水平为标准进行划分。实证研究得出结论:数字普惠金融对可持续发展水平较低的区域具有更为显著的减贫效应。因此,本文丰富了
3、减贫效应区域差异化领域的研究,对数字普惠金融“输血”和“造血”功能的正确发挥具有重要的现实意义。2 文献综述数字普惠金融现已成为全球普惠金融发展的趋势。有关数字普惠金融贫困减缓的研究在国外开展较早,国内的相关研究也已较为丰富。多数研究集中探讨数字普惠金融发展促进减贫的机制与路径(周璐瑶,2022),较少针对区域差异化进行深入探讨,现有文献主要围绕以下视角展开研究。第一,基于数字普惠金融减贫效应的研究视角。Park&Mercado(2015)对多国金融包容性进行分析,检验普惠金融和其他经济因素对缩小收入差距和减轻贫困的影响。研究发现,发展普惠金融可产生正向效应,有助于缩小收入差距并减轻贫困。师荣
4、蓉等(2013)针对我国西部地区检验金融减贫的门槛效应。研究表明,当人均收入较低时,金融发展对贫困减缓具有隐形积累效应,随着收入水平的上升,金融发展会越来越有助于减轻贫困,但当人均收入达到较高水平时,金融发展的影响会逐步减小。孙继国等(2020)研究证明,数字普惠金融的作用不局限于减轻绝对贫困,也可改善相对贫困。普惠金融通过扩大金融服务的供给范围,降低金融服务的使用成本,使贫困人群更容易获得金融服务,从而提升其生活水平。第二,基于减贫效应区域性差异的研究视角。黄秋萍等(2017)研究表明,数字普惠金融消除贫困的正向作用具有区域性差异。杜莉和潘晓健(2017)研究表明,普惠金融在区域经济增长中的
5、作用具有地域差异性,其作用程度自东部向中部和西部递减。金发奇等(2021)的研究认为,改善相对贫困的效应具有城乡、区域之间的异质性特征。综上,已有研究从多种角度探讨了金融发展与减贫的关系,但随着中国扶贫工作重心的转移,目前的研究还无法满足对治理相对贫困问题的政策参考需求。虽然现有研究探讨了数字普惠金融在减轻贫困问题中所起的作用,但作为普惠金融领域的新兴分支,其在减贫方面的研究仍处于DOI:10.19699/ki.issn2096-0298.2023.19.030可持续发展视角下数字普惠金融对相对贫困减缓的效应研究贠相哲(山东科技大学经济管理学院 山东青岛 266590)摘 要:数字普惠金融是普
6、惠金融的深化,也是金融扶贫的重要方式。为探讨数字普惠金融发展对相对贫困减缓效应的区域性差异,本文基于20112020年中国省级面板数据,建立固定效应模型,并进行稳健性、异质性检验。实证结果表明,数字普惠金融能够有效减缓相对贫困,且具有区域性差异,随着可持续发展水平的下降,相对贫困减缓的边际效应呈现递增趋势。本文的研究结论为正确有效发挥数字普惠金融的贫困减缓效应提供了参考和借鉴,对治理相对贫困具有重要的现实意义。关键词:数字普惠金融;相对贫困;可持续发展;区域性差异;边际效应本文索引:贠相哲.可持续发展视角下数字普惠金融对相对贫困减缓的效应研究J.中国商论,2023(19):030-034.中图
7、分类号:F832 文献标识码:A 文章编号:2096-0298(2023)10(a)-030-05作者简介:贠相哲(2002-),男,汉族,山东泰安人,金融学专业。 2023年10月031深入学习二十大初级阶段。仅少数学者对地域划分标准进行了分析,减贫效应的区域性差异尚待更深入地研究。基于此,本文对数字普惠金融减缓相对贫困方面的效用进行基本测度,探究其减贫效应的作用方向,并在数据分类上进行创新,以可持续发展水平为标准划分区域,检验分析数字普惠金融减贫效应的区域异质性,为改善区域间相对贫困、促进我国经济整体协调发展提出建议。3 理论分析与研究假设3.1 数字普惠金融对相对贫困减缓的作用从作用机制
8、来看,随着金融市场的日益数字化,数字金融技术的发展提高了金融服务“长尾市场”的效益。根据“长尾理论”,过去企业只重视少数重要客户,忽略了正态分布曲线“尾部”的大多数客户带来的商机。然而,数字平台的出现降低了经营业务和扩大客户范围的成本,进而降低了企业服务“尾部”客户的成本支出。事实上,这些“尾部”客户群体通过数字普惠金融的发展被重新纳入金融服务体系,扩大了市场范围和深度,进而促进了贫困群体的脱贫。数字普惠金融的发展在促进市场扩大、深化和惠及贫困群体方面发挥了关键作用。数字普惠金融的目标是通过降低门槛,提高金融服务在贫困群体中的可获得性、普及性与便利性。数字普惠金融对减缓相对贫困所起的重要作用主
9、要体现在以下三点:首先,数字普惠金融通过提供储蓄、信贷和支付方式,增强了居民获得金融资源的可用性、可接近性和便利性。其次,数字普惠金融利用信息技术有效地降低运营成本,缓解信息不对称。最后,传统金融服务与产品具有“门槛效应”,使得低收入群体难以获得金融带来的便利,而发展数字普惠金融能扩大金融服务与产品的惠及范围,降低其中的“门槛”,同时可提升金融市场效率、金融转移和普惠水平,帮助贫困群体应对风险冲击。相较传统金融服务,数字普惠金融的发展更能让贫困群体受益。基于上述分析,本文提出以下假设:H1:数字普惠金融具有正向的相对贫困减缓效应,相比富裕群体,贫困群体在数字普惠金融的发展中获益更多。3.2 数
10、字普惠金融相对贫困减缓效应的区域性差异我国贫困水平存在明显的区域差异,中西部和低可持续发展水平地区的贫困人口较多且聚集,说明不同地区的数字普惠金融发展程度及其减贫效果存在较大差异,需要因地制宜。西部地区在国家战略的支持下获得了政策支持、人才引进与资源扶助,其经济发展缓慢、金融资源稀缺等问题得到缓解,但相较中、东部地区,其数字普惠金融发展水平较低,数字普惠金融存在着地区差异与发展失衡的现象。数字普惠金融的发展使得不同地区的消费者可通过数字化平台共享决策信息,弥补了地区间的信息获取差异。数字普惠金融在欠发达地区得到更高效的发展,归功于数字平台的规模效应和边际收益,且随着数字普惠金融的发展,当地的经
11、济增长也在逐步推动,有助于减小欠发达地区与经济发达地区之间的经济发展差距,实现“益贫式增长”(Peric,2015)。基于上述分析,本文提出以下假设:H2:数字普惠金融减缓相对贫困的作用具有区域性差异。4 研究设计4.1 模型设定本文主要研究数字普惠金融对我国相对贫困减缓的效应,并进一步分析其区域差异性问题,参考姚凤阁和李丽佳(2020)的方法,建立以下基准回归模型:4it012itjititjPRDIFIXu=+(1)其中,贫困减缓程度(PR)代表该地区的贫困情况;数字普惠金融指数(DIFI)代表数字金融服务的普及程度;其他可能影响研究结果的因素表示为控制变量(Xit)。各解释变量的回归系数
12、(i)反映了贫困减缓程度、数字普惠金融发展水平和其他因素之间的相关性;随机扰动项(uit)表示对解释变量和控制变量之间关系的不完全解释;t代表年份,i代表地区。4.2 变量选取4.2.1 被解释变量贫困减缓程度(PR,Poverty Reduction)。崔艳娟和孙刚(2012)采用居民人均消费水平作为衡量贫困减缓的指标,并得到金融发展有利于减缓贫困的结论。为了保证数据的准确性,本文参考该研究,采用居民人均消费水平衡量贫困减缓程度,该指标可以更加全面地反映居民的消费水平,同时可以更好地衡量贫困程度的减缓情况。4.2.2 解释变量本文以数字普惠金融指数(DIFI,Digital Inclusio
13、n Financial Index)为解释变量,包括三个子维度指标:(1)数字金融覆盖广度(cb,coverage breadth),衡量数字普惠金融覆盖的人群范围;(2)使用深度(ud,usage depth),衡量数字普惠金融的业务丰富程度及使用活跃程度;(3)数字化程度(dl,digitization level),衡量数字普惠金融的便利性、使用成本等。这组指标精准全面地测度了20112020年我国数字普惠金融的发展概况和特征,是较为科学、权威的指标体系。因此,本文选取该数指标来研究数字普惠金融在减贫方面的作用。4.2.3 控制变量(1)城镇化水平(UL,Urbanization Lev
14、er)。农村和城市的劳动力迁移是应对农村剩余劳动力问题、提高农村就业率和增加农村居民收入的重要途径。何春、崔万田(2017)研究0322023年10月 Implementing the Spirit of the 20th National Congress发现,城镇化水平的提升可减缓贫困,且预计城镇化水平的不断提升将推动贫困减缓。因此,本文选取城镇人口较年末地区常住人口之比作为衡量城镇化水平的指标。(2)农业现代化水平(AML,Agricultural Modernization Lever)。农业现代化水平衡量农村地区的现代化发展程度,体现农村地区的经济发展水平,对减贫效应具有正向作用。本
15、文借鉴王亚平等(2022)的研究,采用农业机械总动力较农作物播种总面积之比作为衡量农业现代化水平的指标。(3)受教育水平(EDU,Degree of Education)。教育支出是人们重要的投资领域,涉及提高人力资本素质,是社会生产的核心因素。提高人力资本素质可改进劳动力质量、技能水平和工作效率,以有效减贫。本文在贾玮等(2021)研究的基础上选取财政教育支出衡量受教育水平。4.3 数据来源说明本文使用的数字普惠金融指数来源于北京大学数字金融研究中心,其他数据来源于国家统计局。为解决指标数据存在限制和缺失的问题,本文使用20112020年我国30个省、自治区(不包括港澳台藏)的面板数据,共3
16、00个观测值。为减少数据极端值和异方差性对实证回归分析的不良影响,本文对部分绝对量数据进行对数变换,并对农业现代化水平前后两期数据进行差分处理,以降低自相关性。5 结果分析5.1 数字普惠金融对相对贫困减缓效应的基本检验为避免伪回归问题,对全部变量进行平稳性检验。鉴于数据样本容量较小,本文采用LLC和IPS单位根检验法。经验检,各变量的p值均小于显著性水平0.05,即各变量都通过了平稳性检验,序列平稳,可用于回归分析。5.2 数字普惠金融对相对贫困减缓效应的基准回归分析本文对基准回归模型(1)进行Hausman检验,检验结果显示p值为0.0000,小于显著性水平阈值(0.05),因此拒绝随机效
17、应模型,选取固定效应模型,回归结果如表1序列(1)所示。回归结果表明,数字普惠金融指数对减缓相对贫困的影响为正,在1%的显著性水平上显著,表明数字普惠金融的发展能有效减缓相对贫困,该结果证明了数字普惠金融对缓解相对贫困具有正向的作用。具体而言,数字普惠金融的回归系数为0.0936,表示数字普惠金融每增长1%,相对贫困减缓程度将提高0.0936%,说明数字普惠金融可以有效促进相对贫困减缓。5.3 稳健性检验5.3.1 替换核心解释变量表1序列(2)、(3)和(4)分别对数字普惠金融的三个子维度进行回归,结果显示三个子维度的系数均为正,均在1%的显著性水平上显著,表明此三个子维度对相对贫困减缓效应
18、具有正向作用。由回归结果可发现,其他解释变量的回归系数均为正,除个别值外均显著,表明本文的结果是稳健的。5.3.2 替换被解释变量借鉴王亚平等(2022)的做法,将被解释变量替换为城乡收入差距(GAP)进行回归,结果如表1序列(5)所示,表明数字普惠金融在1%的显著性水平上仍能对城乡收入差距的减缓起到积极作用。该结果支持了基准回归结论关于数字普惠金融对相对贫困减缓的有效性观点。表1 模型回归结果变量固定效应稳健性检验(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)PRPRPRPRGAPPRPRDIFI0.0936*(0.0104)0.0920*(0.0112)0.3191*(0.0096)0.079
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