張斌昌,蘭可雄,林麗瓊

(福建農(nóng)林大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,福建 福州 350002)

隨著經(jīng)濟(jì)下行壓力的加大和貿(mào)易摩擦的加劇，出口和投資受到抑制，消費(fèi)成為刺激經(jīng)濟(jì)增長的重要引擎，而收入的增速下滑使得降低儲蓄成為刺激居民消費(fèi)的有效方式之一。我國居民的儲蓄一直較高，根據(jù)國家統(tǒng)計局的相關(guān)數(shù)據(jù)，我國居民的儲蓄率從2000年的28.2%提高到2008年的37.3%，2018年達(dá)到44.91%，處于較高水平。但高儲蓄率不利于經(jīng)濟(jì)從高速增長向高質(zhì)量增長轉(zhuǎn)變。而互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的快速發(fā)展推動了數(shù)字金融的誕生，對居民消費(fèi)方式的變革產(chǎn)生了諸多影響。其中，以支付寶和微信支付為代表的數(shù)字金融技術(shù)的發(fā)展為增加居民消費(fèi)帶來了契機(jī)，改變了居民的支付方式，一定程度上促進(jìn)了居民消費(fèi)；依托于數(shù)字金融產(chǎn)生的各類消費(fèi)信貸平臺，通過透支未來儲蓄的方式改變了居民量入為出的消費(fèi)觀；數(shù)字金融發(fā)展也促進(jìn)了理財市場的發(fā)展，拓寬了居民的投資渠道，促使越來越多的居民變儲蓄為投資。因此，厘清數(shù)字金融發(fā)展對家庭儲蓄的影響，分析數(shù)字金融發(fā)展對家庭儲蓄影響的區(qū)域差異、城鄉(xiāng)差異和收入層次差異，豐富普惠金融的相關(guān)研究，有助于為政府制定刺激消費(fèi)和推動普惠金融發(fā)展的相關(guān)決策提供一定的參考。

一、文獻(xiàn)綜述與問題的提出

學(xué)界對家庭儲蓄的研究多從宏觀和微觀兩個層面展開。其中，宏觀層面?zhèn)戎赜诜治鼋鹑诎l(fā)展和住房價格對家庭儲蓄的影響，微觀層面?zhèn)戎赜诜治鰝€體特征和家庭特征對家庭儲蓄的影響。

1.從宏觀層面來看，側(cè)重于分析金融發(fā)展和住房價格對家庭儲蓄的影響。金融發(fā)展主要從金融市場發(fā)達(dá)程度和金融排斥的角度展開研究。其中，部分學(xué)者研究指出金融市場發(fā)達(dá)程度的提高會降低家庭儲蓄。如高宏霞等認(rèn)為金融市場發(fā)達(dá)程度負(fù)向影響居民儲蓄，且具有異質(zhì)性影響[1]；汪偉等研究發(fā)現(xiàn)居民的投資行為受金融市場發(fā)達(dá)程度約束，金融市場發(fā)達(dá)程度的提高會提高居民投資熱情，從而降低家庭儲蓄[2]。部分學(xué)者研究指出居民因金融發(fā)展水平不高而受到的金融排斥與家庭儲蓄之間存在明顯的正相關(guān)關(guān)系。如臧旭恒和裴春霞等研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展水平的提高降低了居民受到金融排斥的概率，從而降低了家庭儲蓄[3-4]；葉海云認(rèn)為金融排斥現(xiàn)象越嚴(yán)重，家庭越傾向于壓縮消費(fèi)和增加預(yù)防性儲蓄[5]。部分學(xué)者認(rèn)為住房價格與家庭儲蓄呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系。如陳彥斌等研究指出房價的快速增長使得房地產(chǎn)的投資性質(zhì)突顯，投資性房地產(chǎn)進(jìn)一步推高了房價，使得家庭不得不通過增加儲蓄來應(yīng)對房價的快速上漲[6]；李雪松和陳斌開等研究指出房價持續(xù)上漲促使人們?yōu)橘彿慷黾觾π頪7-8]。可見，學(xué)界較多學(xué)者從宏觀層面研究金融發(fā)展和住房價格對家庭儲蓄的影響，研究結(jié)論也基本統(tǒng)一，但較少有學(xué)者研究數(shù)字金融發(fā)展對家庭儲蓄的影響。

2.從微觀層面來看，側(cè)重于分析個體特征和家庭特征對家庭儲蓄的影響。其中，個體特征主要包括年齡、預(yù)期壽命和個人經(jīng)歷等。如Chamon等研究發(fā)現(xiàn)年齡和家庭儲蓄之間呈U型關(guān)系[9]；章元等研究指出預(yù)期壽命的延長會提高城鎮(zhèn)家庭的儲蓄，降低農(nóng)村家庭的儲蓄[10]；程令國等研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)歷過饑荒的居民更容易增加家庭的預(yù)防性儲蓄[11]。家庭特征主要包括家庭收入、家庭人口結(jié)構(gòu)和居住模式等。如甘犁等研究發(fā)現(xiàn)低收入家庭受到的流動性約束比高收入家庭高，因此，低收入家庭會選擇提高儲蓄來減少未來的流動性約束[12]；金燁等研究指出收入差距和社會地位差距對家庭儲蓄具有激勵作用[13]；蘇華山等研究指出未婚男性家庭成員數(shù)量越多，則家庭儲蓄越高[14]；尹志超等研究指出家中女性勞動力參與勞動會顯著增加家庭儲蓄[15]；王樹等研究指出少兒撫養(yǎng)比的增加會顯著降低家庭儲蓄，而老年撫養(yǎng)比則相反[16]；易行健等研究發(fā)現(xiàn)與父母同住的年輕人的儲蓄率比獨(dú)住的年輕人高[17]?？梢?，學(xué)界較多學(xué)者從微觀層面研究個體特征和家庭特征對家庭儲蓄的影響，為后文的實(shí)證研究奠定了堅實(shí)的理論基礎(chǔ)。

現(xiàn)有研究既豐富了家庭儲蓄的相關(guān)理論，也為政府制定刺激消費(fèi)等相關(guān)決策提供了寶貴的理論基礎(chǔ)，但忽視了數(shù)字金融發(fā)展對家庭儲蓄的影響，應(yīng)將數(shù)字金融納入家庭儲蓄的分析框架中。鑒于此，本研究基于2016年中國家庭跟蹤調(diào)查(Chinese Family Panel Studies, CFPS)和2015年北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)(以下簡稱“數(shù)字普惠金融指數(shù)2015”)的數(shù)據(jù)，實(shí)證研究數(shù)字金融發(fā)展對家庭儲蓄的影響，并進(jìn)一步分析數(shù)字金融發(fā)展對家庭儲蓄影響的區(qū)域差異、城鄉(xiāng)差異和收入層次差異等，以豐富數(shù)字普惠金融的相關(guān)研究，從而為政府制定刺激消費(fèi)和推動數(shù)字普惠金融發(fā)展的相關(guān)決策提供一定的參考依據(jù)。

二、數(shù)字金融發(fā)展對家庭儲蓄的影響機(jī)制

根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，家庭收入與消費(fèi)的差額等于家庭儲蓄。儲蓄可以通過金融市場轉(zhuǎn)化為投資，而金融發(fā)展水平的提高會同時影響儲蓄和投資。即一方面，降低家庭受到的流動性約束，提高居民消費(fèi)水平，降低家庭預(yù)防性儲蓄；另一方面，刺激儲蓄向投資轉(zhuǎn)化，提高居民的投資傾向，降低家庭預(yù)防性儲蓄。

家庭儲蓄和消費(fèi)的關(guān)系是相對的，即家庭儲蓄的變化主要取決于家庭消費(fèi)水平的變化，而家庭消費(fèi)水平往往與家庭受到的流動性約束有關(guān)。家庭受到的流動性約束分為硬約束和軟約束，硬約束指家庭無法通過金融市場或金融機(jī)構(gòu)獲得資金，軟約束指家庭獲得資金的成本較高，兩種約束都會導(dǎo)致家庭降低消費(fèi)，提高家庭預(yù)防性儲蓄。而數(shù)字金融依托互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)跨越時空障礙，基于支付、轉(zhuǎn)賬、借貸等功能降低了家庭獲得資金的成本，改變了家庭難以獲得資金的尷尬局面。因此，數(shù)字金融發(fā)展降低了家庭受到的流動性約束，有助于改善家庭的消費(fèi)結(jié)構(gòu)，從而降低家庭預(yù)防性儲蓄。

而資本市場改革滯后、投資渠道狹窄、投資風(fēng)險高等降低了家庭的投資意愿，嚴(yán)重制約了儲蓄向投資的轉(zhuǎn)化。數(shù)字金融作為新興的金融業(yè)態(tài)給傳統(tǒng)金融系統(tǒng)帶來了深刻的影響。一方面，數(shù)字金融發(fā)展給銀行類傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)帶來服務(wù)模式和技術(shù)轉(zhuǎn)型升級的機(jī)遇；另一方面，數(shù)字金融發(fā)展促進(jìn)理財市場的迅猛發(fā)展和金融產(chǎn)品的創(chuàng)新。在數(shù)字金融的推動下，金融市場能夠提供大量流動性更快、安全性更高和收益性更穩(wěn)定的金融產(chǎn)品，增加了居民的投資機(jī)會，降低了家庭的流動性約束，從而提高了家庭預(yù)防性儲蓄。同時，數(shù)字金融以其獨(dú)特的信息處理和信息傳遞優(yōu)勢打破了以銀行為主導(dǎo)的傳統(tǒng)金融市場環(huán)境，降低了金融市場存在的信息不對稱程度，有效提高了家庭的投資傾向，從而降低家庭預(yù)防性儲蓄。

綜上，數(shù)字金融發(fā)展降低家庭受到的流動性約束，有助于提高家庭消費(fèi)支出，降低家庭預(yù)防性儲蓄；同時，數(shù)字金融發(fā)展推動金融市場投資環(huán)境的改善，有助于提高家庭投資意愿，降低家庭預(yù)防性儲蓄。

三、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究的數(shù)據(jù)來源于CFPS 2016和數(shù)字普惠金融指數(shù)2015。其中，自變量數(shù)字金融發(fā)展的數(shù)據(jù)來自數(shù)字普惠金融指數(shù)2015，該指數(shù)包括2011—2018年中國31個省(港澳臺地區(qū)除外)的數(shù)字金融發(fā)展。因變量家庭儲蓄來源于CFPS 2016，該調(diào)查覆蓋中國25個省，旨在通過跟蹤收集個體、家庭、社區(qū)等3個層面的數(shù)據(jù)反映社會、經(jīng)濟(jì)、人口、教育和健康的變遷。在數(shù)字普惠金融指數(shù)2015中剔除與CFPS 2016覆蓋不一致的6個省份后，對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理和配比，最終獲得8 819個有效數(shù)據(jù)。

(二)模型設(shè)定

為考察數(shù)字金融發(fā)展對家庭儲蓄的影響，建立如下模型：

Yi=α0+β1Xi+β2Oi+ui

(1)

其中,Yi表示第i個家庭的家庭儲蓄,Xi表示第i個家庭所處省份的數(shù)字金融發(fā)展,Oi表示個體層面、家庭層面和區(qū)域?qū)用娴瓤刂谱兞?α0、β1和β2表示待估參數(shù),ui表示殘差項(xiàng)。

(三)變量的選取

根據(jù)研究目的將變量分為自變量、因變量和控制變量。各變量的賦值和描述性統(tǒng)計具體詳見表1。

表1 各變量的賦值和描述性統(tǒng)計Table 1 Assignment and descriptive statistics of variables

1.自變量。自變量為數(shù)字金融發(fā)展。其均值為5.381 9、標(biāo)準(zhǔn)差為0.009 2，表明研究的25個省份的數(shù)字金融發(fā)展不是非常好，且數(shù)字金融發(fā)展的差異不大。

2.因變量。因變量為家庭儲蓄。為保證模型和估計結(jié)果的穩(wěn)健性，參考尹志超和Sandom等的研究[15，18]，根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論對儲蓄率的定義，將家庭儲蓄1界定為：

(2)

為了進(jìn)一步研究數(shù)字金融發(fā)展與家庭儲蓄之間的彈性關(guān)系，將家庭儲蓄2界定為：

S2=lnS1

(3)

在實(shí)證分析中將家庭儲蓄1和家庭儲蓄2作為主要的回歸模型分別進(jìn)行OLS回歸分析和2SLS回歸分析。其中，家庭儲蓄1的均值為0.462 3、標(biāo)準(zhǔn)差為0.238 4，表明家庭儲蓄1的差異不大；家庭儲蓄2的均值為-0.975 4、標(biāo)準(zhǔn)差為0.699 4，表明家庭儲蓄2的差異不大，進(jìn)一步消除了彈性關(guān)系中的異方差問題。

3.控制變量。控制變量包括個體層面、家庭層面和區(qū)域?qū)用?。由于研究對象家庭儲蓄是家庭層面的決策，戶主年齡在一定程度上包含了受教育程度和婚姻狀況等個體特征，為避免變量之間的共線性，個體層面主要選取戶主年齡作為代理變量。戶主年齡的均值為42.431 5歲，標(biāo)準(zhǔn)差為11.532 9，表明被調(diào)查家庭戶主年齡不大，以中年人為主，但戶主之間的年齡差異較大；家庭人均收入的均值為8.554 2，標(biāo)準(zhǔn)差為1.245 4，表明家庭人均收入較高，且差異較大；老年人數(shù)量的均值為0.024 6個，表明被調(diào)查家庭中年齡大于等于65歲的家庭成員數(shù)量較少，有可能會影響家庭為老年人養(yǎng)老的儲蓄決策；子女?dāng)?shù)量的均值為1.451 6個，表明被調(diào)查家庭大部分擁有1個小孩，有可能會影響家庭為子女教育、結(jié)婚和買房的儲蓄決策；慢性病患者比例的均值為11.781 2，標(biāo)準(zhǔn)差為25.053 5，表明被調(diào)查家庭中患有慢性病的家庭成員較少，且被調(diào)查家庭的慢性病患者比例存在較大的差異；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的均值為28.471 7，表明各省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平整體不高；東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的均值分別為0.436 7、0.288 0和0.275 4，表明來自東部地區(qū)的被調(diào)查家庭占比較大。

(四)內(nèi)生性分析

由于模型(1)中能夠控制的變量有限，所以可能因?yàn)檫z漏重要變量導(dǎo)致數(shù)字金融發(fā)展和家庭儲蓄之間產(chǎn)生內(nèi)生性。鑒于此，本研究選取互聯(lián)網(wǎng)普及程度作為工具變量進(jìn)行回歸分析?；ヂ?lián)網(wǎng)普及程度代表數(shù)字金融發(fā)展的技術(shù)基礎(chǔ)，和數(shù)字金融發(fā)展密切相關(guān)，符合相關(guān)性原則；同時，互聯(lián)網(wǎng)普及程度和家庭儲蓄不直接相關(guān)，符合外生性原則。因此，選取互聯(lián)網(wǎng)普及程度作為數(shù)字金融發(fā)展的工具變量是合適的。

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)實(shí)證結(jié)果分析

本研究在前文建立的模型(1)的基礎(chǔ)上，采用OLS方法和2SLS方法分析數(shù)字金融發(fā)展對家庭儲蓄的影響，具體的回歸分析結(jié)果詳見表2。

1.OLS回歸下數(shù)字金融發(fā)展與家庭儲蓄之間的關(guān)系。由表2的OLS回歸分析結(jié)果可知，在家庭儲蓄1中，數(shù)字金融發(fā)展在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)為-0.416,表明數(shù)字金融發(fā)展越好，則家庭儲蓄越少。這主要是緣于數(shù)字金融發(fā)展改變了家庭的消費(fèi)行為和投資行為。在家庭儲蓄2中，數(shù)字金融發(fā)展在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)為-1.386，表明數(shù)字金融發(fā)展每提高1%，則家庭儲蓄降低1.386%。這主要是緣于數(shù)字金融發(fā)展改變了傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)的服務(wù)模式和理財產(chǎn)品結(jié)構(gòu)。

2.2SLS回歸下數(shù)字金融發(fā)展與家庭儲蓄之間的關(guān)系。由表2的2SLS回歸分析結(jié)果可知，一階段回歸F值遠(yuǎn)大于臨界值(10)，表明互聯(lián)網(wǎng)普及程度通過了工具變量的有效性檢驗(yàn)。數(shù)字金融發(fā)展在家庭儲蓄1和家庭儲蓄2中均在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)分別為-0.410和-1.501。這表明數(shù)字金融發(fā)展越好，則家庭儲蓄越少；且數(shù)字金融發(fā)展每提高1%，則家庭儲蓄降低1.501%。同時，在數(shù)字金融發(fā)展每提高1%的情況下，家庭儲蓄2在2SLS回歸分析中下降的幅度比OLS回歸分析中下降的幅度大，這主要是緣于互聯(lián)網(wǎng)普及程度作為數(shù)字金融發(fā)展的工具變量，促使傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)借助互聯(lián)網(wǎng)的優(yōu)勢進(jìn)一步改變了服務(wù)模式和產(chǎn)品結(jié)構(gòu)。

表2 數(shù)字金融發(fā)展對家庭儲蓄影響的回歸分析結(jié)果Table 2 Regression results of the impact of digital financial development on household savings

3.控制變量與家庭儲蓄之間的關(guān)系。戶主年齡在家庭儲蓄1中均在5%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)均為負(fù)；在家庭儲蓄2中分別在5%和1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)均為負(fù)。這表明戶主年齡越大，則家庭儲蓄越少。這可能是緣于老年人生活隨著養(yǎng)老保險的完善能夠得到更好的保障，促使居民降低了家庭預(yù)防性儲蓄。家庭人均收入在家庭儲蓄1和家庭儲蓄2中均在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)均為正，這與經(jīng)濟(jì)學(xué)上儲蓄和收入的正相關(guān)關(guān)系相符，表明家庭人均收入越高，則家庭儲蓄越多。這主要是緣于國民收入的持續(xù)增長促使家庭儲蓄不斷增加。老年人數(shù)量在家庭儲蓄1中均未通過顯著性檢驗(yàn)；在家庭儲蓄2中分別在10%和5%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)均為正，表明老年人數(shù)量越多，則家庭儲蓄越多。這主要是緣于老年人隨著身體機(jī)能的老化，日益提升的照料需求導(dǎo)致家庭為了照料老年人需要增加儲蓄。子女?dāng)?shù)量在家庭儲蓄1和家庭儲蓄2中均在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)均為正，表明子女?dāng)?shù)量越多，則家庭儲蓄越多。這可能是緣于子女上大學(xué)、結(jié)婚、買房產(chǎn)生的費(fèi)用較多，戶主為此必須增加教育儲蓄和住房儲蓄等。慢性病患者比例在家庭儲蓄1和家庭儲蓄2中均在5%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)均為負(fù)，表明慢性病患者比例越大，則家庭儲蓄越少。這可能是緣于國家財政向公共醫(yī)療投入的增加，有效改善了居民的醫(yī)療問題，促使家庭的醫(yī)療儲蓄隨之減少。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在家庭儲蓄1和家庭儲蓄2中均在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)均為正，表明經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的省份，則家庭儲蓄越多。這主要是緣于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，則國民收入水平越高，而國民收入水平提高進(jìn)一步增加了家庭儲蓄。東部地區(qū)和中部地區(qū)在家庭儲蓄1和家庭儲蓄2中均在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)均為負(fù)，表明東部地區(qū)和中部地區(qū)的金融發(fā)展越好，則家庭儲蓄越少。這主要是緣于東部地區(qū)和中部地區(qū)的金融機(jī)構(gòu)推出的數(shù)字金融產(chǎn)品較多，且東部地區(qū)和中部地區(qū)的收入水平相對較高，促使這些地區(qū)的家庭更傾向于購買數(shù)字金融產(chǎn)品，導(dǎo)致家庭儲蓄減少。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

家庭儲蓄行為存在一定的偏差，為了保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本研究進(jìn)一步通過改變樣本區(qū)間和家庭儲蓄定義來檢驗(yàn)上述回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，借鑒尹志超等的做法[15]，將家庭儲蓄3定義為家庭人均儲蓄率(S3=家庭儲蓄1/家庭人口數(shù))，具體的穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果詳見表3。其中，模型1和模型2是改變樣本區(qū)間后分別針對家庭儲蓄1和家庭儲蓄2的穩(wěn)健性檢驗(yàn)；模型3是針對家庭儲蓄3的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。同時，由于控制變量的回歸結(jié)果與前文基本一致，且控制變量并非該部分的論述重點(diǎn)，故下文中未對其展開分析。

由表3可知，在模型1中，剔除樣本上下約10%后得到7 132個有效數(shù)據(jù)，數(shù)字金融發(fā)展在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)為-0.309；在模型2中，剔除樣本上下約10%后得到7 064個有效數(shù)據(jù)，數(shù)字金融發(fā)展在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)為-0.807?？梢?，數(shù)字金融發(fā)展的系數(shù)符號和顯著性均未發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化，表明上述回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。在模型3中，數(shù)字金融發(fā)展在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)為-0.061?？梢姡瑪?shù)字金融發(fā)展的系數(shù)符號和顯著性均未發(fā)生實(shí)質(zhì)性改變，表明在改變儲蓄率定義的情況下回歸結(jié)果依舊是穩(wěn)健的。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸分析結(jié)果Table 3 Regression results of robustness test

(三)差異性分析

鑒于中國區(qū)域發(fā)展不平衡、城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展兩極化和家庭貧富差距顯著等對數(shù)字金融發(fā)展存在影響，本研究進(jìn)一步從區(qū)域、城鄉(xiāng)和收入層次等方面，對數(shù)字金融發(fā)展對家庭儲蓄影響的差異性進(jìn)行回歸分析，具體回歸分析結(jié)果詳見表4。

1.數(shù)字金融發(fā)展對家庭儲蓄影響的區(qū)域差異。由表4可知，東部地區(qū)和西部地區(qū)的數(shù)字金融發(fā)展與家庭儲蓄均呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，在家庭儲蓄1中的系數(shù)分別為-0.474和-1.557，在家庭儲蓄2中的系數(shù)分別為-1.615和-4.241，且均在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)。這表明數(shù)字金融發(fā)展越好，則東部地區(qū)和西部地區(qū)的家庭儲蓄越少。這主要是緣于東部地區(qū)的數(shù)字金融發(fā)展普遍較好，西部地區(qū)的數(shù)字金融發(fā)展隨著近年來政府對西部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施投入的增加而不斷優(yōu)化，家庭可以選擇的數(shù)字金融理財產(chǎn)品逐步增多，促使家庭提高投資積極性，從而降低家庭儲蓄。中部地區(qū)的數(shù)字金融發(fā)展與家庭儲蓄呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，在家庭儲蓄1中的系數(shù)為8.564，在家庭儲蓄2中的系數(shù)為22.980，且均在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)。這表明數(shù)字金融發(fā)展越好，則中部地區(qū)的家庭儲蓄越多。這可能是緣于東部地區(qū)相關(guān)產(chǎn)業(yè)向中部地區(qū)轉(zhuǎn)移，促使中部地區(qū)居民收入增長速度快于數(shù)字金融發(fā)展速度。

2.數(shù)字金融發(fā)展對家庭儲蓄影響的城鄉(xiāng)差異。由表4可知，城鎮(zhèn)地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)的數(shù)字金融發(fā)展與家庭儲蓄均呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，在家庭儲蓄1中的系數(shù)分別為-0.446和-0.197，在家庭儲蓄2中的系數(shù)分別為-1.439和-1.014，且均在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)。這表明數(shù)字金融發(fā)展越好，則城鎮(zhèn)地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)的家庭儲蓄越少。但數(shù)字金融發(fā)展對城鎮(zhèn)地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)的影響程度存在差異。其中，城鎮(zhèn)地區(qū)的數(shù)字金融發(fā)展每提高1%，則城鎮(zhèn)居民的家庭儲蓄降低1.439%；農(nóng)村地區(qū)的數(shù)字金融發(fā)展每提高1%，則農(nóng)村居民的家庭儲蓄降低1.014%。這可能是緣于以互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)為基礎(chǔ)的數(shù)字金融在城鎮(zhèn)地區(qū)的普及程度優(yōu)于農(nóng)村地區(qū)，城鎮(zhèn)地區(qū)居民受數(shù)字金融發(fā)展影響更明顯。

3.數(shù)字金融發(fā)展對家庭儲蓄影響的收入層次差異。參考尹志超等的研究，根據(jù)收入水平的差異將家庭分為低收入家庭、中等收入家庭和高收入家庭[15]。由表4可知，低收入家庭、中等收入家庭和高收入家庭的數(shù)字金融發(fā)展與家庭儲蓄均呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。其中，低收入家庭在家庭儲蓄1中的數(shù)字金融發(fā)展僅在10%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)為-0.191，表明數(shù)字金融發(fā)展越好，則低收入家庭的家庭儲蓄越少，但數(shù)字金融發(fā)展對低收入家庭的家庭儲蓄影響的顯著性較弱。這可能是緣于低收入家庭的收入和儲蓄相對較低，數(shù)字金融發(fā)展對其消費(fèi)的刺激作用不明顯。在家庭儲蓄2中的數(shù)字金融發(fā)展在5%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)為-0.711，表明數(shù)字金融發(fā)展每提高1%，則低收入家庭的儲蓄降低0.711%。這主要是緣于數(shù)字金融發(fā)展主要是改變了低收入家庭的支付方式，但并未對低收入家庭的投資產(chǎn)生明顯的刺激作用。中等收入家庭和高收入家庭在家庭儲蓄1中的數(shù)字金融發(fā)展均在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)分別為-0.319和-0.270；在家庭儲蓄2中的數(shù)字金融發(fā)展均在1%的水平上通過顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)分別為-1.335和-0.705。這表明數(shù)字金融發(fā)展越好，則中等入家庭和高收入家庭的家庭儲蓄越少，這主要是緣于中等收入家庭和高收入家庭有更多的富余資金可以通過購買數(shù)字金融理財產(chǎn)品進(jìn)行投資，導(dǎo)致家庭儲蓄減少。

表4 數(shù)字金融發(fā)展對家庭儲蓄影響差異性的回歸分析結(jié)果Table 4 Regression results of the different impact of digital financial development on household savings

五、結(jié)論與建議

(一)結(jié)論

基于CFPS 2016和數(shù)字普惠金融指數(shù)2015的數(shù)據(jù)，運(yùn)用OLS模型和2SLS模型實(shí)證分析數(shù)字金融發(fā)展對家庭儲蓄的影響，并進(jìn)一步分析數(shù)字金融發(fā)展對家庭儲蓄影響的區(qū)域差異、城鄉(xiāng)差異和收入層次差異，得出以下結(jié)論：

1.數(shù)字金融發(fā)展對家庭儲蓄影響顯著。數(shù)字金融發(fā)展對家庭儲蓄的影響整體上呈負(fù)相關(guān)，數(shù)字金融發(fā)展越好，則家庭儲蓄越少。從數(shù)字金融發(fā)展與家庭儲蓄之間的彈性關(guān)系來看，數(shù)字金融發(fā)展每提高1%，則家庭儲蓄降低1.501%。

2.數(shù)字金融發(fā)展對家庭儲蓄影響的差異顯著。數(shù)字金融發(fā)展對家庭儲蓄的影響存在顯著的區(qū)域差異、城鄉(xiāng)差異和收入層次差異。其中，東部地區(qū)和西部地區(qū)的數(shù)字金融發(fā)展與家庭儲蓄均呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，中部地區(qū)的數(shù)字金融發(fā)展與家庭儲蓄則呈顯著的正相關(guān)關(guān)系；城鎮(zhèn)地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)的數(shù)字金融發(fā)展與家庭儲蓄均呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，但影響程度存在差異，即數(shù)字金融發(fā)展每提高1%，則城鎮(zhèn)地區(qū)的家庭儲蓄比農(nóng)村地區(qū)多降低0.425%；低收入家庭、中等收入家庭和高收入家庭的數(shù)字金融發(fā)展與家庭儲蓄均呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，但數(shù)字金融發(fā)展對低收入家庭影響的顯著性較弱。

(二)建議

基于數(shù)字金融發(fā)展的不斷提高，為了進(jìn)一步降低家庭儲蓄以刺激消費(fèi)和帶動經(jīng)濟(jì)增長，應(yīng)加強(qiáng)數(shù)字金融的宣傳教育、推進(jìn)數(shù)字金融的隊(duì)伍建設(shè)和健全金融行業(yè)的協(xié)會制度，以推進(jìn)數(shù)字普惠金融健康發(fā)展。

1.加強(qiáng)數(shù)字金融的宣傳教育。金融素養(yǎng)是金融消費(fèi)者作出正確的財務(wù)決定和防范金融詐騙的基礎(chǔ)，應(yīng)加強(qiáng)數(shù)字金融的宣傳教育以提升居民的金融素養(yǎng)。加強(qiáng)數(shù)字金融的宣傳教育，要注重完善金融信息傳播基礎(chǔ)設(shè)施，應(yīng)以村居為單位推進(jìn)金融信息服務(wù)點(diǎn)的建設(shè)和完善，如設(shè)立專門的金融信息小教室，組織數(shù)字金融領(lǐng)域相關(guān)專家、大學(xué)生等定期下鄉(xiāng)為村民開展數(shù)字金融知識宣講；同時，要注重豐富數(shù)字金融宣傳教育渠道，將傳統(tǒng)宣傳教育渠道(如信息服務(wù)站、普惠金融便民服務(wù)點(diǎn)等)和新興傳播媒介(如微博、微信等)有效融合，以加強(qiáng)數(shù)字金融的宣傳和推廣。尤其是要加大對農(nóng)村地區(qū)和中西部地區(qū)的數(shù)字金融宣傳教育力度，如以村居為單位注冊專門的數(shù)字金融服務(wù)公眾號和數(shù)字金融信息微博，讓農(nóng)村地區(qū)和中西部地區(qū)居民在多元化的數(shù)字金融宣傳教育渠道中有效提高金融素養(yǎng)。

2.推進(jìn)數(shù)字金融的隊(duì)伍建設(shè)。數(shù)字金融發(fā)展深刻影響和改變著金融市場的環(huán)境和金融行業(yè)的服務(wù)模式，應(yīng)大力推進(jìn)數(shù)字金融隊(duì)伍建設(shè)以優(yōu)化金融服務(wù)。金融機(jī)構(gòu)在員工培訓(xùn)過程中要著重于數(shù)字金融技術(shù)的培訓(xùn)，通過聘請數(shù)字金融領(lǐng)域相關(guān)專家定期進(jìn)行數(shù)字金融技術(shù)培訓(xùn)，以提升員工的數(shù)字金融素養(yǎng)和實(shí)踐操作能力，從而推進(jìn)數(shù)字金融隊(duì)伍的人才建設(shè)；同時，金融機(jī)構(gòu)內(nèi)部應(yīng)建立健全數(shù)字金融技術(shù)部門，通過吸納相關(guān)專業(yè)人才組建數(shù)字金融技術(shù)部門，專門為金融機(jī)構(gòu)開發(fā)以數(shù)字金融為基礎(chǔ)的金融服務(wù)和金融產(chǎn)品，如數(shù)字化的小額定期存單和小額定投基金等，以優(yōu)化數(shù)字金融服務(wù)。

3.健全金融行業(yè)的協(xié)會制度。數(shù)字金融作為新興的金融業(yè)態(tài)打破了傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)的經(jīng)營模式，應(yīng)增進(jìn)傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)與數(shù)字金融機(jī)構(gòu)之間的協(xié)調(diào)合作。通過建立健全金融行業(yè)的協(xié)會制度，積極搭建數(shù)字金融機(jī)構(gòu)與傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)的交流平臺，有效引導(dǎo)和推進(jìn)傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)與數(shù)字金融機(jī)構(gòu)定期開展交流會、人才合作培養(yǎng)項(xiàng)目等，以規(guī)避傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)與數(shù)字金融機(jī)構(gòu)的惡性競爭，推進(jìn)二者的協(xié)調(diào)發(fā)展。