数字普惠金融、政府干预与县域经济增长

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数字普惠金融、政府干预与县域经济增长*
——基于门限面板回归的实证分析
汪雯羽 贝多广

[提 要] 数字普惠金融提高了县域经济体的信贷可得性，有助于县域经济增长，而其发展过程离不开政府的支持和引导。本文运用2014-2018年县级面板数据，通过门限面板回归模型研究政府干预在数字普惠金融影响县域经济增长时的调节作用。研究发现：(1)数字普惠金融对县域经济增长有显著的促进作用，且政府干预起到调节作用。同时，子指标回归显示，数字普惠金融覆盖广度与县域经济增长负相关；数字化程度和使用深度对县域经济增长有促进作用，政府干预的作用与主回归一致。(2)数字普惠金融通过完善传统金融市场结构促进县域经济增长。(3)分地区看，东部地区数字普惠金融与县域经济增长负相关；中部地区和西部地区数字普惠金融对县域经济增长均有促进作用。其中，中部地区政府的调节作用是单向的，西部地区则为倒U型，本文分析了地区差异的内在原因并提出政策建议。

[关键词] 数字普惠金融; 经济增长;政府干预;门限面板回归

一、引言
2021年一号文件《中共中央 国务院关于全面推进乡村振兴加快农业农村现代化的意见》提出，发展农村数字普惠金融，提高对小微企业和农业的信贷支持规模，肯定了数字普惠金融对县域经济体的支持作用。县域的主要经济体是中小微企业、个体工商户和农业经营主体，他们因为存在缺乏信用记录、缺少合格抵押担保物、经营管理不规范、经营风险较高等问题，在融资时极易遭受金融排斥。金融排斥不仅制约了经济体本身的生产经营，最终也会阻碍县域经济的增长。数字普惠金融的发展解决了传统金融机构在支持长尾群体时的困难，有助于提高县域经济体的信贷可得性，进而对经济增长有积极影响。

然而，数字普惠金融的发展与地方经济水平息息相关，并对传统金融市场存在路径依赖，导致现实中呈现地区不平衡的现象(董晓林和张晔，2021)。传统金融水平高的地区数字普惠金融发展也更好的事实使数字普惠金融支持长尾群体的效果有所下降，发达地区金融市场的过度供给也可能带来一定的风险。另外，一些开展数字普惠金融业务的机构在发展中借助了新科技，业务拓展速度快，在完全市场化的条件下较早进入的机构容易凭借先行优势形成垄断，不利于市场的良性发展。我国的金融市场存在较多的政府干预(皮天雷，2010)，政府干预在一定程度上有助于纠正数字普惠金融发展中的“使命漂移”和无序扩张。因此，在研究数字普惠金融发展对县域经济增长的影响时考虑政府干预是很有必要的，而目前相关研究较为匮乏。本文以2014-2018年县级面板数据为研究样本，以政府干预为门限变量，运用门限面板回归模型研究政府干预在数字普惠金融对县域经济增长的影响中所发挥的调节作用，并进一步探讨了数字普惠金融促进县域经济增长的内在机制，为研究数字普惠金融提供了新视角。

二、文献综述
国内外关于金融发展对经济增长影响的研究较为丰富。早期学者认为两者之间为线性关系，部分研究认为金融发展可以实现资源优化从而对经济增长有促进作用(King & Levine，1993；张璟和沈坤荣，2008)，也有研究认为金融发展对经济增长有抑制作用(杨俊和刘珺，2008；李涛等，2016)。随后更多的研究证实，金融发展与经济增长之间不是简单的线性关系，而是存在非线性关系，金融发展对经济增长的影响通常会随着一个变量的变化而变化。赵振全等(2007)、刘金全和龙威(2016)以金融发展作为门限变量研究金融发展与经济增长之间的非线性关系，前者认为两者之间不存在显著的关系，而后者认为仅当金融发展水平在门限值之下时，金融发展对经济增长有显著的正向影响。Rioja & Valev(2003)、陈守东等(2008)研究了不同经济发达程度下金融发展与经济增长的关系，发现在经济较为发达的地方金融发展对经济增长的促进关系更为显著。Huang et al.(2010)、黄智淋和董志勇(2013)以通货膨胀作为门限变量研究两者之间的关系，发现仅当通货膨胀低于门限值时，金融发展对经济增长有促进作用。

很多学者在研究金融发展对经济增长的影响时都关注了政府干预的作用。Beck et al.(2004)在利用跨国数据库研究银行市场结构对企业获得银行融资的影响时发现政府对银行部门的干预增加了企业获得融资的障碍。张璟和沈坤荣(2008)在研究政府干预和区域金融发展对经济增长方式转型的影响时发现，在财政压力和政治晋升压力下，政府会干预金融机构，导致“粗放型”经济增长，对经济增长方式转型不利。徐建波和夏海勇(2014)研究发现政府干预可以减少金融规模扩张对经济增长的不利影响，但是阻碍了金融效率提高对经济增长的促进作用。刘文革等(2014)研究表明政府干预通过削弱金融资源配置效率制约了金融的发展，从而抑制了金融发展对经济增长的刺激作用，因此需明确政府干预的有效边界。

我国数字普惠金融发展处于世界领先水平，已有较多学者开始研究数字普惠金融的发展对经济增长的作用。研究表明，数字普惠金融有助于缓解中小企业的融资约束(邹伟和凌江淮，2018；梁榜和张建华，2018)、提升企业的生产效率(李乐和周林毅，2018)、激发企业进行技术创新(梁榜和张建华，2019)、促进更多的创业行为(谢绚丽等，2018；何婧和李庆海，2019)，最终促进经济增长。也有研究关注了数字普惠金融与经济增长之间的非线性关系。颜廷峰等(2019)研究证实了互联网金融对经济增长的影响在政府干预下呈现倒U型，认为适度的政府干预有利于互联网金融的健康发展和经济增长质量的提升。詹韵秋(2018)研究认为数字普惠金融对经济增长数量有抑制作用，而对经济增长质量有促进作用，且分别呈现U型和倒U 型。郝云平和雷汉云(2018)通过省级面板数据证实数字普惠金融对经济增长呈现三次曲线的促进作用。

现有文献对传统金融发展与经济增长的非线性关系以及政府干预调节作用的研究已经比较丰富，而对数字普惠金融的研究以其对微观主体的影响居多，对于数字普惠金融影响经济增长的调节因素和内在机制讨论较少。数字普惠金融是我国金融市场的最新发展之一，政府干预是影响数字普惠金融发展的重要因素，政府干预程度的差异是否会使数字普惠金融对经济增长产生不同的效果值得深入讨论；而厘清数字普惠金融促进经济增长的内在机制对理解数字普惠金融效果的地区差异和规划未来数字普惠金融的发展方向有启示作用。

三、研究设计
(一)研究假说
政府对数字普惠金融发展的干预主要有两种方式，一是直接干预，二是通过干预经济社会环境和金融市场发展进行间接干预。

政府对数字普惠金融的直接干预可以分为方向引领类干预、规范发展类干预和创新试点类干预。方向引领类干预是指为了支持中小微弱经济、提高长尾群体信贷可得性、鼓励数字普惠金融的创新和发展，结合国内经济体的实际发展情况对数字普惠金融的发展目标、重点创新方向等进行明确，引导数字普惠金融发展与国内经济情况相匹配，更好地服务实体经济。方向引领类的政府干预对数字普惠金融促进经济增长有正面作用。规范发展类干预是指为了保护金融消费者、防范金融系统风险、防止金融市场出现垄断、保持金融市场稳定运行，在监管层面对数字普惠金融的合规发展提出一定的规范要求。规范发展类干预对数字普惠金融的发展起到矫正和改善的作用。创新试点类干预是为了充分发挥数字普惠金融的潜力，在经济、金融达到一定条件的地区对数字普惠金融发展进行创新试点，并给予一定的政策便利,放宽监管条件，最终探索出可在部分地区或全国范围内复制的发展模式。创新试点类干预对数字普惠金融促进经济增长有正面作用。具体到本文研究的县域层面，政府对数字普惠金融的直接干预以方向引领类干预和创新试点类干预为主，地方政府根据经济特点、产业优势明确数字普惠金融在当地的发展重点和创新方向，并给予财政和政策的支持。

另外，政府对实体经济和金融市场发展的干预也会间接影响数字普惠金融对经济增长的影响效果。政府对实体经济的干预包括支持创业行为和民营经济发展，营造良好的创业氛围并形成产业集聚。同时，数字普惠金融发展解决了中小微弱经济的融资问题。两者共同促进实体经济的发展、促进地区经济增长。政府对金融市场发展的干预主要体现在对金融基础设施建设的财政投入和对特定对象的政策倾斜。一方面，金融基础设施完善有助于提高当地金融消费者的金融素养和数字金融能力，使其有能力使用数字普惠金融，对数字普惠金融促进经济增长有辅助作用。另一方面，基础设施建设和政策倾斜会提高中小微弱经济的信贷可得性，减少其信贷约束，在地方传统金融市场比较完善并且能够满足当地实体经济融资需求的情况下，数字普惠金融促进经济增长的效果则比较有限，此时数字普惠金融的发展可能造成金融供给过剩，产生过度负债的后果。

可以看出，政府出于经济发展和防范风险等目的对数字普惠金融、传统金融市场及实体经济进行干预最终会影响数字普惠金融在当地的发展，并进一步影响其对经济增长的作用。因为依赖传统金融市场等原因，数字普惠金融仍然存在地区发展不均衡的情况，政府可以通过直接和间接干预帮助其均衡发展、纠正市场失灵，最终实现服务长尾群体的目标。但是如果政府没有把握好干预的边界，也会扭曲市场中金融资源的配置效率，降低数字普惠金融的效果。

综上，本文提出第一个假说：

假说1 数字普惠金融对县域经济增长的作用受政府干预程度的影响，这种影响是非线性的。

数字普惠金融发展主要体现在金融的数字化程度、覆盖广度和使用深度三个方面。从数字化程度看，数字技术让海量“场景”数据用于“信用白户”的信用评估，降低了信贷业务中的信息不对称和道德风险；数字技术也提高了信贷业务的效率，降低了金融机构的经营和获客成本；同时，数字技术让移动支付在县域交易中被广泛使用，直接提升了县域经济体的经营效率。从覆盖广度看，数字普惠金融的使用门槛较低，业务申请手续便捷，拥有智能手机足不出户就能获得金融服务，极大提高了金融服务的覆盖范围。从使用深度看，数字普惠金融让小额的金融需求如信贷、理财、保险等通过线上途径得到满足，特别是过去受到金融排斥的长尾群体有更多的机会获得多样化的金融服务，提高了金融资源的利用效率。因此，本文提出第二个假说：

假说2a 数字普惠金融通过提高金融的数字化程度促进县域经济增长。

假说2b 数字普惠金融通过提高金融的覆盖广度促进县域经济增长。

假说2c 数字普惠金融通过提高金融的使用深度促进县域经济增长。

数字普惠金融有助于提高长尾群体的信贷可得性，完善地区金融市场结构。另外，数字普惠金融在县域的发展打破了传统金融机构对县域金融市场的垄断，给传统金融机构带来了一定的竞争压力，传统金融机构会通过提升服务质量、减少贷款程序、设计更符合客户需求的产品等手段来更积极地应对市场的融资需求(Leon，2015)，以保持在县域金融市场的占有量。同时，数字普惠金融的发展也为传统金融机构数字化转型提供了动力和机遇。由于存在技术溢出效应(沈悦和郭品，2015)，数字普惠金融在县域的发展会激发传统金融机构对数字技术的学习，并利用数字技术提高金融服务效率，更好地为县域金融消费者提供金融服务。随着数字普惠金融的发展，传统金融机构的金融服务能力也在压力和动力下得到提升，进一步缓解县域经济体的信贷约束。因此，本文提出第三个假说：

假说3 数字普惠金融与传统金融机构为互补关系，数字普惠金融发展补充了传统金融市场，通过优化地方金融市场结构促进县域经济的增长。

(二)变量定义与说明
1.被解释变量：经济增长(gdppop)。参照杨俊和刘珺(2008)、詹韵秋(2018)、郝云平和雷汉云(2018)对经济增长的衡量方法，本文用县级人均区域生产总值作为经济增长的代理变量。

2.解释变量：数字普惠金融(index)。本文使用北京大学数字金融研究中心发布的数字普惠金融指数作为代理变量(郭峰等，2020)。除了总指数(index)外，本文还以一级子指标覆盖广度(breadth)、使用深度(depth)和数字化程度(digitization)分别作为解释变量进一步研究数字普惠金融各个维度对县域经济增长的影响。

3.门限变量：政府干预(expgdp)。地方政府干预虽然受政府官员主观意志影响，但是政府干预的程度及手段受制于地方的经济状况与财税水平(徐建波和夏海勇，2014 )。因此，借鉴徐建波和夏海勇(2014)、刘文革等(2014)、颜廷峰等(2019)的做法，本文采用县级财政支出与县级地区生产总值的比值作为政府干预的代理变量。

4.控制变量。参考王雪和何广文(2019)对县域普惠金融的相关研究，本文选择的控制变量包括县域经济特征、基础设施特征、人口特征和县域金融环境特征几类。其中，经济特征包括地区生产总值对数(lngdp)、农业总产值占比(agrigdp)、第三产业产值占比(gdp3)，基础设施特征用人均拥有的固定电话数量表示(telepop)，人口特征包括人口密度(poparea)和教育水平(schpop)，金融环境特征主要是传统金融的发展水平(loanpop)。变量的定义见表1。

(三)数据来源与统计特征
本文研究中使用的数据主要包括两部分：一是数字普惠金融及其一级子指标数据。本文整理了2019年北京大学数字普惠金融指数中的县级数字普惠金融指数、覆盖广度、使用深度和数字化程度的相关数据，该数据时间跨度为2014—2018年。二是县域特征数据。数据来源是历年《中国县域统计年鉴》。剔除有数据缺失的县(市、旗)，最终得到1 435个县(市、旗)2014—2018年的平衡面板数据。为了避免极端值对研究结果的影响，本文对县域经济特征变量进行1%水平的缩尾处理。各变量的统计学特征见表1。

(四)模型构建
由于直接划分政府干预程度存在偏误，本文运用Hansen(1999)的门限面板回归模型来研究不同政府干预程度下数字普惠金融对县域经济增长的非线性关系。该模型根据数据的特征内生地划分区间，本文以单一门限面板模型为例来介绍该模型的设定、参数估计与检验过程。单一门限面板模型设定如下：

gdppopi，t=μi+β1indexi，t-1I(expgdpi，t-1≤γ)+β2indexi，t-1I(expgdpi，t-1>γ)+δZi，t-1+εi，t

(1)

式中，i表示个体，t表示时间，μi表示个体效应，I(·)表示示性函数，γ表示门限值，Z表示控制变量，β1和β2表示解释变量的系数，δ表示控制变量的系数，ε表示随机干扰项。在金融发展的不同阶段，经济增长和金融发展之间的因果关系可以相互转换(赵振全等，2007)。为避免经济增长与金融发展之间可能存在互为因果的关系对结果产生偏误，本文模型对解释变量、门限变量和控制变量均取滞后一期放入模型中。同时考虑到存在不可观测的遗漏变量会对结果造成偏误，本文使用固定效应门限面板回归模型，可以消除不随时间变化的遗漏变量产生的内生性问题。

表1 变量说明及统计特征

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该模型根据门限变量政府干预的值大于或小于门限值γ，将所有观测值分为两组，分别对应不同的回归系数β1和β2。在进行参数估计之前，先通过组内平均值消除个体效应μi。然后用网格搜索法(Grid Search)在政府干预的水平值中估计门限值。在估计门限值时，将政府干预的数值按递增的顺序排列，并将其中70%作为水平值。再根据这一门限值对回归方程(1)进行最小二乘估计，进而得到回归方程(1)的残差平方和，最终政府干预的门限值为使得残差平方和最小的值。即

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(2)

式中，S(γ)是式(1)的残差平方和。

在得到门限变量政府干预的估计值后，需要进行两个检验：第一步先检验门限效应是否显著存在。Hansen(1996)提出自举法(Bootstrap)来获得门限变量的渐进分布，进而确定p值。如果门限效应存在则进行第二步检验，检验门限变量的估计值是否等于真实值。该检验通过构造一个关于γ的置信区间形成“非拒绝域”，置信区间的计算公式为：width=184,height=17,dpi=110其中α表示显著水平。两个检验都通过后，则可以根据门限面板回归模型来估计不同政府干预水平下数字普惠金融的系数估计值。

双重门限面板模型的设定为：

gdppopi，t=μi+β1indexi，t-1I(expgdpi，t-1

≤γ1)+β2indexi，t-1I(γ1

<expgdpi，t-1≤γ2)

+β3indexi，t-1I(expgdpi，t-1

>γ2)+δZi，t-1+εi，t

(3)

双重门限面板模型及多重门限面板模型的模型设定、参数估计与检验过程与单一门限面板模型相似，本文不再赘述。

四、实证结果分析
(一)门限个数及门限值的检验
在进行参数估计之前，首先对模型的门限值个数及显著性进行检验，以确定本文模型的具体形式。本文依次假定存在1个、2个和3个门限值，并通过自举法得到对应的p值进行验证。由表2可知，单重门限和双重门限都在1%水平上显著，p值分别为0和0.003 3，第三个门限值的检验不显著，对应的p值为0.463 3。因此，政府干预存在两个门限值，门限值γ1和γ2分别为0.155 1和0.261 1，门限值对应的95%的置信区间较窄，可见门限值的划分较为合理。

表2 门限值个数及门限值的检验

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注：*，**和***分别代表在10%，5%和1%的水平上显著。

(二)估计结果与分析
表3中列(1)为以政府干预作为门限变量得到的数字普惠金融对县域经济增长影响的回归结果。根据回归系数，当政府干预程度较低时(expgdp≤0.155 1)，数字普惠金融发展对县域经济增长的促进作用最大。数字普惠金融指数每提高1分，人均地区生产总值在1%显著水平上增加0.005 2万元。在政府干预程度适中时(0.155 1<expgdp≤0.261 1)，数字普惠金融对县域经济增长的促进作用减弱。数字普惠金融指数每提高1分，人均地区生产总值在5%显著水平上增加0.001 6万元。在政府干预程度较高时(expgdp>0.261 1)，数字普惠金融的回归系数为负，但是不显著。本文的假说1得到验证。在所有样本中，政府干预程度小于0.155 1的样本占比为27.86%，政府干预程度小于0.261 1的样本占比为61.9%。在大部分地区，数字普惠金融对县域经济增长起到了积极的作用。

从控制变量的系数看，政府干预程度、区域生产总值、人口密度和传统金融发展水平对县域经济增长都有显著的促进作用。结合门槛效应，可以推测由于政府对实体经济和传统金融市场的直接干预可以直接提升县域经济体的信贷可得性，因此在政府干预程度高的地区，数字普惠金融能发挥的效果反而减弱了。本文结果中基础设施对经济增长的作用显著为负，本文的基础设施以通信基础设施为代表，随着科技进步我国已经进入由固定电话向手机移动端的换代阶段，通信基础设施已经接近最优生产水平，此时对经济增长的贡献率较小，甚至为负(Ward & Zheng，2016；Thoppson & Garbacz， 2007)。本文中教育水平对经济增长作用不显著，本文的教育水平主要指基础教育水平，基础教育转换为产出需要较长时间，而本文模型中主要考察变量之间的短期关系，说明基础教育投入短期内对经济增长的效果并不明显。

(三)子指标回归结果
本节分别考察了数字普惠金融各一级子指标对县域经济增长的影响及政府干预的作用。回归结果如表3所示。列(2)～列(4)分别为数字化程度、覆盖广度和使用深度对县域经济增长影响的回归结果。(1) 限于篇幅，此处略去对数字化程度和使用深度门限个数和门限值的检验结果及具体门限值的展示。覆盖广度对县域经济增长不存在以政府干预为门限变量的非线性关系。通过检验，本文采用固定效应面板回归模型。使用深度和数字化程度对县域经济增长的影响存在双重门限效应。整体来看，覆盖广度对县域经济增长起到抑制作用，数字化程度和使用深度对县域经济增长起到显著的促进作用，且政府干预会减弱这种作用，本文的假说2a和假说2c得到验证，假说2b不成立。本文的覆盖广度主要刻画的是第三方支付的使用情况。本文使用的数据来自电商背景的机构，第三方支付的使用增加可能原因是网购需求的提升，而网购与当地实体经济的发展存在竞争关系。网购的发展会冲击地方实体经济特别是中小微弱经济，因此覆盖广度得分越高的地区可能实体经济的流失情况越严重，其对县域经济增长起到抑制作用也就不难理解了。

表3 数字普惠金融对县域经济增长影响的实证结果

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注：括号内为系数的稳健标准误；*，**和***分别代表在10%，5%和1%的水平上显著。

(四)数字普惠金融对经济增长的影响机制
为了验证数字普惠金融对县域经济增长发挥作用是否是通过完善当地金融结构实现的，本节在模型中引入数字普惠金融与传统金融水平的交叉项进行分析。经过检验，本节采用固定效应面板回归模型。如果在对县域经济的影响中，两者是互补的关系，则交叉项的系数为正，说明数字普惠金融通过弥补传统金融的不足促进了县域经济增长。若是竞争关系则系数为负，说明数字普惠金融的进入可能与传统金融形成不当竞争，恶化了当地金融环境，从而对县域经济增长带来不利影响。表4中列(1)～列(4)分别展示了数字普惠金融及三个子指标与传统金融水平交叉项的回归结果。结果显示交叉项系数均显著为正，说明数字普惠金融通过补充传统金融市场、完善县域金融市场结构的方式促进县域经济的增长。本文的假说3得到验证。

表4 数字普惠金融对经济增长的影响机制回归结果

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注：括号内为系数的稳健标准误；*，**和***分别代表在10%，5%和1%的水平上显著。

(五)稳健性检验及异质性分析
本节将对数字普惠金融影响县域经济增长的政府干预作用和影响机制进行稳健性检验，并进一步分析数字普惠金融影响县域经济增长的地区差异。

1.政府干预作用的稳健性检验。

(1)改变计量模型。根据上文回归中政府干预的门限值，将政府干预程度划分为不同的区间并引入虚拟变量。本文政府干预中存在两个门限值，因此建立以下模型：

gdppopi，t=μi+β1indexi，t-1+β2indexi，t-1×

dummy1+β3indexi，t-1×dummy2+

δZi，t-1+εi，t

(4)

式中，dummy是虚拟变量，当政府干预程度小于第一个门限值时dummy1取1，当政府干预程度高于第二个门限值时dummy2取1。回归结果如表5中列(1)所示，在不同的政府干预程度下数字普惠金融对县域经济增长的作用存在显著差异，因此可以验证门限效应的存在。其系数估计值的大小与方向均与双重门限面板回归模型的结果接近，表明基于门限面板回归模型的估计结果不会随着模型估计方式的改变而发生变化，本文的结论稳健。

(2)增加样本容量。本文通过增加2019年的数据扩大样本容量重新对模型进行回归。回归结果如表5列(2)所示，结果显示仍然存在两个门限值，且在低政府干预程度下数字普惠金融促进经济增长的效果最大，中政府干预程度次之，高政府干预程度下不显著。此结果与四年期面板数据的结果一致，说明本文结果不会随着数据容量的改变而发生变化。

(3)调整自变量滞后阶数。本文用自变量的滞后二期替换原自变量进行门限回归。回归结果如表5中列(3)所示，存在两个门限值，即随着县域政府干预水平的提高，数字普惠金融对县域经济增长的促进作用减弱。在低政府干预水平、中政府干预水平和高政府干预水平下，数字普惠金融对县域经济增长的作用分别为0.008 4，0.005 7和0.003 3。调整自变量滞后阶数后，政府干预减弱数字普惠金融对县域经济增长促进作用的结论仍然成立。

(4)替换被解释变量。除了本文使用的人均区域生产总值外，实际区域生产总值增长率也是学者常用于表示经济增长的指标(黄智淋和董志勇，2013；赵振全等，2007)。本文用扣除物价水平后的实际区域生产总值增长率替代原因变量重新进行门限回归。回归结果如表5中列(4)所示，政府干预存在双重门限值，随着政府干预的提高，数字普惠金融对县域经济增长的促进效果减弱。替换被解释变量后政府干预减弱数字普惠金融对县域经济增长促进作用的结论仍然成立。

2.影响机制的稳健性检验。

参考刘文革等(2014)的方法，本文用年末金融机构各项贷款余额占地区人均生产总值的比重替换原传统金融发展水平变量进行稳健性检验。表6中列(1)～列(4)分别为数字普惠金融及其一级子指标的回归结果。结果显示各交叉项系数仍显著为正，说明替换传统金融发展水平变量后数字普惠金融与传统金融市场的互补关系仍成立，本文对影响机制的实证结果是可靠的。

表5 政府干预作用的稳健性检验结果

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注：括号内为系数的稳健标准误；*，**和***分别代表在10%，5%和1%的水平上显著。

表6 影响机制的稳健性检验结果

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注：括号内为系数的稳健标准误；*，**和***分别代表在10%，5%和1%的水平上显著。

3.数字普惠金融效果的地区差异。

为了验证数字普惠金融对县域经济增长的影响及政府干预的调节作用是否存在地区差异，本文将所有样本县(市、旗)按照所在省份所属地区分为东部地区、中部地区和西部地区三组子样本进一步分析。(2) 东部地区包括北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南、辽宁等11省份；中部地区包括山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南、吉林、黑龙江等8省份；西部地区包括重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、内蒙古、广西等12省份。表7展示了东部地区、中部地区和西部地区的回归结果。经过验证东部地区数字普惠金融对县域经济增长存在单一门限效应，中部地区和西部地区存在双重门限效应。其中，在东部地区，在较高政府干预程度下，数字普惠金融发展对县域经济增长起到显著的抑制作用；在中部地区，政府干预的作用方向与总样本结果一致，随着政府干预程度的提高，数字普惠金融对县域经济增长的促进作用逐渐减弱(系数分别是0.010 0，0.004 9和0.002 2)；在西部地区，政府干预的作用为倒U型，中政府干预程度下数字普惠金融对县域经济增长的促进作用最大，低政府干预程度下次之，高政府干预程度下数字普惠金融对县域经济增长的作用不显著(系数分别是0.007 7，0.002 8和0.000 6)。与东部地区和中部地区相比，西部地区适当提高政府干预对数字普惠金融促进县域经济增长更有意义。

表7 数字普惠金融对县域经济增长影响的地区差异

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注：括号内为系数的稳健标准误；*，**和***分别代表在10%，5%和1%的水平上显著。

根据上文对数字普惠金融影响机制的研究，数字普惠金融主要通过完善传统金融市场结构起到促进县域经济增长的作用，我国传统金融发展的地区差异使数字普惠金融对县域经济增长的影响也存在地区差异。我国传统金融市场发展主要存在三个不足：一是金融结构失衡。金融机构大多青睐国有企业、大型企业和高净值人群，即使小型金融机构也倾向于此类客户，因此金融市场面临“最后一公里”的问题。二是金融基础设施薄弱。金融基础设施是提供金融服务的必要基础，我国在社会征信系统、农村电子支付等方面仍较薄弱。三是金融教育匮乏。部分社会群体缺乏金融教育，金融能力严重缺失，这种情况限制了其获得金融服务的能力，也使得这类人群更易遭受金融欺诈等事件(贝多广，2016)。上述问题在不同地区的严重程度也不同。东部地区经济相对发达，政府有能力投入金融基础设施建设，金融环境宽松，大量金融机构聚集，金融市场存在一定的竞争性。因此，金融服务群体下沉更深，长尾群体有机会通过多种渠道融资，并且接受金融教育的机会更多，居民有能力配置家庭资源、提升家庭资金效率。而中西部地区经济发展相对滞后，需要政府投入的领域较多，投入金融基础设施的能力有限，金融发展相对迟缓，金融机构类型单一，居民融资渠道较少，居民接受的金融教育相对匮乏。目前仍然有大量中西部地区家庭以现金及活期存款的形式持有家庭财富，金融资源利用效率较低。东部地区传统金融发展水平较高，长尾群体受到金融抑制较少，而中西部地区金融抑制现象仍然存在，数字普惠金融可以通过完善中西部地区金融市场结构促进县域经济的增长。

五、研究结论及启示
本文以政府干预作为门限变量，研究了在不同政府干预程度下数字普惠金融对县域经济增长影响的差异。研究发现：数字普惠金融与县域经济增长存在以政府干预为门限变量的非线性关系，在低、中政府干预程度下，数字普惠金融显著促进县域经济的增长。在高政府干预程度下，数字普惠金融对县域经济增长的作用不明显。同时子指标回归显示，覆盖广度与县域经济增长负相关，数字化程度和使用深度对县域经济增长有促进作用，且政府干预的作用与主回归一致。数字普惠金融主要通过完善传统金融市场结构促进县域经济增长。分地区看，东部地区数字普惠金融发展与县域经济增长负相关；中部地区数字普惠金融对县域经济增长有促进作用，且政府干预存在单向调节作用；西部地区政府干预的作用为倒U型，数字普惠金融在中政府干预程度下对县域经济增长的促进作用最大，在低政府干预程度次之，在高政府干预程度下效果不显著。

东部地区市场经济比较发达，传统金融市场能较好地满足县域经济主体的信贷需求，政府对数字普惠金融的干预着力点应放在规范数字普惠金融的发展，防范数字普惠金融快速扩张过程中造成金融供给过剩、金融供给方恶性竞争以及金融消费者的过度负债等金融风险。中部地区的数字普惠金融发展有了一定基础，可以在市场机制下稳定地发挥促进经济增长的作用，政府应给予适当宽松的政策环境，鼓励其充分探索、创新服务长尾群体的业务模式。西部地区数字普惠金融仍然处于起步阶段，需要政府的积极干预政策帮助数字普惠金融的发展，提高数字普惠金融的覆盖面，补充传统金融市场，最终促进经济增长。

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DIGITAL INCLUSIVE FINANCE, GOVERNMENT INTERVENTION AND COUNTY ECONOMIC GROWTH
——An Empirical Analysis Based on Threshold Panel Regression
WANG Wenyu1 BEI Duoguang1,2

(1.School of Finance,Renmin University of China;2.Chinese Academy of Financial Inclusion)

Abstract：Digital inclusive finance increases the availability of credit to traditionally disadvantaged groups which contributes to county-level economic growth in China. Government intervention plays an essential role in the development of digital inclusive finance. Based on the county-level panel data from 2014 to 2018, this paper estimates the moderating effect of government intervention on county-level economic growth that is caused exogenously by digital inclusive finance using threshold panel regression. The results show that :(1)Digital inclusive finance has a positive effect on county economic growth, and government intervention plays a moderating role. Specifically, the digitization and depth of digital inclusive finance usage positively affect county-level economic growth and government intervention plays the same role. (2) Digital inclusive finance promotes county economic growth by adjusting traditional financial market structure. (3)In terms of different regions, in the eastern region, digital inclusive finance has a restraining effect on county economic growth; in the central region, digital inclusive finance has a positive effect on county economic growth,and government intervention plays one-way moderating effect; in the western region, the moderating effect of government intervention is inverted U-shaped. This paper further analyzes the fundamental causes of regional differences and provide practical policy suggestions.

Key words：digital inclusive finance; economic growth; government intervention; threshold panel regression

* 汪雯羽(通讯作者)，中国人民大学财政金融学院，邮政编码：100872，电子信箱：469185171@qq.com；贝多广，中国人民大学财政金融学院，中国人民大学中国普惠金融研究院。感谢匿名评审人提出的修改意见，笔者已做了相应修改，本文文责自负。

(责任编辑：张雨潇)