藍(lán)樂琴　楊卓然

摘 要：本文運(yùn)用2013—2020年中國省際面板數(shù)據(jù)，采用普通面板回歸模型、門檻回歸模型和空間滯后模型實(shí)證分析了數(shù)字普惠金融對居民消費(fèi)水平的影響。結(jié)果表明：從全國范圍看，數(shù)字普惠金融能有效提升居民消費(fèi)水平。從各區(qū)域看，數(shù)字普惠金融對居民消費(fèi)水平的影響具有區(qū)域異質(zhì)性，西部受影響程度最大，中部次之，東部最小。這種影響還具有顯著的雙門檻效應(yīng)，在門檻臨界值前后表現(xiàn)出明顯的非線性。進(jìn)一步從空間角度看，數(shù)字普惠金融對居民消費(fèi)水平的空間正向溢出效應(yīng)皆顯著。本文為發(fā)展數(shù)字普惠金融、推動居民消費(fèi)水平穩(wěn)定增長提供一定的參考與借鑒。

關(guān)鍵詞：數(shù)字普惠金融;居民消費(fèi)水平;門檻效應(yīng);空間溢出效應(yīng)

中圖分類號：F832.34文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1000-176X（2021）12-0049-09

一、問題的提出

自2018年以來，中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式發(fā)生了重大變革，從經(jīng)濟(jì)高速增長階段進(jìn)入高質(zhì)量發(fā)展階段。與此同時，中國的外部環(huán)境也發(fā)生了深刻而復(fù)雜的變化，在百年未有之大變局的加速演進(jìn)期，在百年未遇之大疫情的持續(xù)影響下，中美貿(mào)易摩擦等因素加劇了全球經(jīng)濟(jì)貿(mào)易環(huán)境的不確定性，中國的投資和出口受到很大抑制，此時，作為經(jīng)濟(jì)增長“三駕馬車”之一的消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用將越發(fā)顯著。

然而，現(xiàn)階段中國居民消費(fèi)水平低，消費(fèi)結(jié)構(gòu)不合理。進(jìn)入21世紀(jì)以來，居民人均消費(fèi)支出每年快速遞增，但居民消費(fèi)率卻增長緩慢。國家統(tǒng)計(jì)局提供的數(shù)據(jù)顯示，居民人均消費(fèi)支出從2013年的13 220元增至2020年的21 210元，在8年間增長了60.44%，居民消費(fèi)率從2013年的51.40%上升至2020年的54.30%，在8年間增長了5.64%。而居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)不合理主要體現(xiàn)在城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距過大，2020年，城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出27 007元，農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出13 713元，城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出是農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出的1.969倍。2021年，國務(wù)院《政府工作報(bào)告》指出，穩(wěn)定和擴(kuò)大消費(fèi)，多渠道增加居民收入是本年的工作重點(diǎn)之一，用好“互聯(lián)網(wǎng)+”，推進(jìn)線上線下深度融合，發(fā)展新業(yè)態(tài)新模式。由此可見，促進(jìn)和優(yōu)化居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)是國家長期關(guān)注的內(nèi)容，合理提升居民消費(fèi)水平將對中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響。

中國居民消費(fèi)水平還有很大的潛力可以挖掘和釋放。由消費(fèi)理論可知，抑制居民消費(fèi)的主要因素是信貸約束、收入約束與預(yù)防性儲蓄。普惠金融的出現(xiàn)已對居民消費(fèi)產(chǎn)生一定的影響，提升了金融包容性，讓更多的居民享受到金融服務(wù)。數(shù)字普惠金融的誕生旨在從根本上解決金融排斥問題，爭取實(shí)現(xiàn)金融全覆蓋。數(shù)字經(jīng)濟(jì)融合傳統(tǒng)金融與普惠金融，改變了金融交易方式和服務(wù)模式，傳統(tǒng)金融服務(wù)機(jī)構(gòu)和新興互聯(lián)網(wǎng)機(jī)構(gòu)等為居民提供了一系列便捷的移動支付方式，極大地方便了居民的消費(fèi)。那么，數(shù)字普惠金融是否能有效提升居民消費(fèi)水平？如果是，是否存在地域上的差異？影響過程具有哪些明顯的線性或非線性特征？回答好這些問題對于當(dāng)前發(fā)展新經(jīng)濟(jì)、推動消費(fèi)穩(wěn)步增長和消費(fèi)升級具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

學(xué)界對數(shù)字普惠金融的研究主要聚焦在金融包容性水平方面。Andrianaivo和Kpodar [1]研究了信息和通信技術(shù)（ICT）特別是移動電話對非洲國家的影響發(fā)現(xiàn)，移動電話對非洲國家經(jīng)濟(jì)有顯著的促進(jìn)作用，提升了金融包容性水平，進(jìn)而推動數(shù)字普惠金融的發(fā)展。Anand和Chhikara[2]研究發(fā)現(xiàn)，金融包容性的深度、可用性和使用率與貧困程度成反比。Allen等[3]認(rèn)為，更大的金融包容性與更低的賬戶成本、更接近的金融中介、更強(qiáng)的法律權(quán)力和更穩(wěn)定的政治環(huán)境有關(guān)。

由于消費(fèi)與收入息息相關(guān)，其中除了直接研究居民消費(fèi)水平外，大多數(shù)學(xué)者主要關(guān)注城鄉(xiāng)收入差距、減貧增收效應(yīng)和區(qū)域異質(zhì)性影響等方面。首先，在居民消費(fèi)水平方面，易行健和周利[4]認(rèn)為，數(shù)字普惠金融能顯著提升居民消費(fèi)水平，其中通過緩解信貸約束的作用最明顯;數(shù)字普惠金融對中低債務(wù)比家庭消費(fèi)促進(jìn)作用明顯，而對高債務(wù)比家庭無明顯作用。孫玉環(huán)等[5]的研究表明，數(shù)字普惠金融僅對低收入和中等收入家庭居民消費(fèi)有促進(jìn)作用。

其次，在城鄉(xiāng)收入差距方面。宋曉玲[6]利用構(gòu)建的平衡面板模型研究發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融在縮小城鄉(xiāng)收入差距方面效果良好，當(dāng)影響同時具有擴(kuò)張性和收斂性時，作用的正負(fù)性由二者的相對大小決定。張賀和白欽先[7]對擴(kuò)張性和收斂性的大小進(jìn)行實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，擴(kuò)張性小于收斂性，數(shù)字普惠金融能顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距。張子豪和譚燕芝[8]發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響存在顯著的空間相關(guān)性和依賴性，其二級指標(biāo)覆蓋廣度影響最為顯著。除了空間效應(yīng)，梁雙陸和劉培培[9]還發(fā)現(xiàn)，教育約束對數(shù)字普惠金融縮小城鄉(xiāng)收入差距具有門檻效應(yīng)，數(shù)字普惠金融的影響系數(shù)隨教育水平的提高而變化，且收斂性具有明顯的空間效應(yīng)，表現(xiàn)為在低教育水平上，西部擁有更大的收斂性，在高教育水平上，東部收斂性更大。黃倩等[10]對西部地區(qū)數(shù)字普惠金融的城鄉(xiāng)收入差距作用進(jìn)行門檻回歸發(fā)現(xiàn)，結(jié)果顯示二者呈倒U型關(guān)系。再次，在減貧增收方面。張勛等[11]利用中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS）所進(jìn)行的異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融通過提升金融包容性水平實(shí)現(xiàn)減貧增收，農(nóng)村居民收入的增長作用更顯著，進(jìn)而縮小了城鄉(xiāng)居民收入差距。劉錦怡和劉純陽[12]認(rèn)為，數(shù)字普惠金融能直接或間接減緩農(nóng)村貧困;數(shù)字普惠金融通過提供互聯(lián)網(wǎng)保險(xiǎn)與信貸和增加就業(yè)實(shí)現(xiàn)減貧增收;研究還發(fā)現(xiàn)，提高金融可得性作用更明顯。吳金旺等[13]采取個體數(shù)據(jù)調(diào)研的形式，利用層次分析法和變異系數(shù)賦權(quán)法研究數(shù)字普惠金融的減貧作用，同樣得出其具有顯著減貧效應(yīng)的結(jié)論。張林[14]認(rèn)為，數(shù)字普惠金融對農(nóng)民收入增加具有促進(jìn)作用，且非貧困縣的促進(jìn)效果要大于貧困縣。

最后，在區(qū)域異質(zhì)性影響方面。鄒新月和王旺[15]發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融的發(fā)展能夠有效促進(jìn)居民消費(fèi)水平的提高，且西部地區(qū)的影響程度大于東部地區(qū)。南永清等[16]認(rèn)為，數(shù)字普惠金融發(fā)展有利于釋放城鎮(zhèn)居民消費(fèi)潛力，尤其對中西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)影響明顯;數(shù)字普惠金融使用深度相比于其他二級指標(biāo)的消費(fèi)效應(yīng)更為顯著。

通過上述文獻(xiàn)梳理筆者發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融影響居民消費(fèi)水平的研究較少，雖然數(shù)字普惠金融可能通過中介效應(yīng)來影響居民消費(fèi)水平，但居民消費(fèi)水平影響機(jī)制非常復(fù)雜，目前仍缺乏對提升居民消費(fèi)水平系統(tǒng)的理論和機(jī)制探討，且已有研究大多僅運(yùn)用普通面板模型，對數(shù)字普惠金融影響居民消費(fèi)水平的異質(zhì)性考慮不足。鑒于此，本文借鑒已有研究，在運(yùn)用普通面板回歸模型進(jìn)行線性分析的基礎(chǔ)上，利用門檻回歸模型將數(shù)字普惠金融與居民消費(fèi)水平引入非線性分析框架，同時采用空間滯后模型進(jìn)一步分析空間溢出效應(yīng)，多維度考察數(shù)字普惠金融對居民消費(fèi)水平的影響機(jī)制，以期為提升居民消費(fèi)水平提供合理化建議，為相關(guān)部門政策制定提供一定的參考和借鑒。

二、機(jī)制分析和研究假設(shè)

根據(jù)中國信通院所發(fā)布的《數(shù)字普惠金融發(fā)展白皮書（2019年）》，數(shù)字普惠金融與普惠金融的區(qū)別主要是前者利用數(shù)字化技術(shù)為居民提供移動支付、信貸、保險(xiǎn)和投資服務(wù)。本文將這四種金融服務(wù)對居民消費(fèi)水平的影響總結(jié)為數(shù)字普惠金融的移動支付機(jī)制、信貸機(jī)制、保險(xiǎn)機(jī)制和投資機(jī)制。

（一）移動支付機(jī)制

移動支付依靠其便捷和安全的特點(diǎn)而飛速發(fā)展，推動居民消費(fèi)水平的提高。移動支付工具為資金提供了安全保障，只需一部手機(jī)即可實(shí)現(xiàn)線上購買和支付，并可隨時隨地進(jìn)行消費(fèi)，在擴(kuò)大居民消費(fèi)范圍的同時也提升了居民的購買力。便捷的移動支付帶給居民更好的消費(fèi)體驗(yàn)，從而提升消費(fèi)傾向。其消費(fèi)信貸功能也能在一定程度上緩解資金約束，釋放消費(fèi)需求，提升居民消費(fèi)水平。

（二）信貸機(jī)制

數(shù)字普惠金融有著傳統(tǒng)金融的特征，也能彌補(bǔ)其不足，對中小企業(yè)或小微企業(yè)融資約束起到一定的緩解作用。低收入居民的金融服務(wù)需求也可以通過其提供的網(wǎng)絡(luò)借貸和消費(fèi)信貸服務(wù)得到滿足。因此，居民當(dāng)期可支配收入增加，有利于消費(fèi)水平的提質(zhì)升級。

（三）保險(xiǎn)機(jī)制

互聯(lián)網(wǎng)保險(xiǎn)提升了保險(xiǎn)可得性和普惠性，其利用電商平臺和大數(shù)據(jù)等數(shù)字科技，在保障居民消費(fèi)水平的同時簡化了投保和理賠等的業(yè)務(wù)流程，進(jìn)而降低保費(fèi)，實(shí)現(xiàn)保險(xiǎn)產(chǎn)品普惠性并提升了運(yùn)營效率。保險(xiǎn)產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級極大地降低了保險(xiǎn)門檻，且不受時空限制，滿足居民多樣化、個性化的數(shù)字保險(xiǎn)需求?；ヂ?lián)網(wǎng)保險(xiǎn)越來越成為保險(xiǎn)經(jīng)營機(jī)構(gòu)切入長尾市場的重要抓手和突破口，從而可以有效推動居民消費(fèi)水平高質(zhì)量發(fā)展。

（四）投資機(jī)制

互聯(lián)網(wǎng)理財(cái)平臺降低了服務(wù)成本與理財(cái)門檻，讓更多長尾用戶享受到金融理財(cái)服務(wù)。一是降低了提供金融服務(wù)的成本，提升了商業(yè)可持續(xù)性。互聯(lián)網(wǎng)理財(cái)利用大數(shù)據(jù)技術(shù)，對海量信息進(jìn)行處理，有效控制預(yù)測誤差，保障了系統(tǒng)高穩(wěn)定性和高安全性，在規(guī)模效應(yīng)下降低運(yùn)營成本。二是超低理財(cái)門檻。相比傳統(tǒng)金融產(chǎn)品購買渠道少、手續(xù)煩瑣和周期較長等劣勢，互聯(lián)網(wǎng)理財(cái)注冊和購買容易，且操作和贖回便利，增加了居民嘗試和使用理財(cái)?shù)囊庠福貙捔素?cái)富增值渠道，儲蓄的增加將促使居民消費(fèi)水平的提升。

數(shù)字普惠金融的快速發(fā)展使得數(shù)字化廣度、深度顯著提升，尤其是在落后地區(qū)也取得了迅猛的發(fā)展，提升了包容性水平[11]。綜合以上分析并根據(jù)收入消費(fèi)理論，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：數(shù)字普惠金融發(fā)展有助于提升居民消費(fèi)水平。

在當(dāng)今信息化時代，各經(jīng)濟(jì)主體與部門間的邊界逐漸模糊，信息搜尋成本不斷降低，相互滲透越發(fā)頻繁和廣泛，部門間的相互影響逐漸增強(qiáng)。數(shù)字經(jīng)濟(jì)推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展呈現(xiàn)出非線性的邊際遞增效應(yīng)，在數(shù)字經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域驗(yàn)證了“梅特卡夫法則”，并發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)率的提升會增強(qiáng)非線性效應(yīng)[17]。考慮到消費(fèi)增長與經(jīng)濟(jì)發(fā)展密切相關(guān)，數(shù)字經(jīng)濟(jì)會顯著推動中國經(jīng)濟(jì)更好更快的發(fā)展，但影響存在明顯的環(huán)境規(guī)劃和城市化門檻效應(yīng)[18]?；诖?，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：數(shù)字普惠金融對居民消費(fèi)水平的影響具有門檻效應(yīng)。

互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)極大地壓縮了空間與時間的距離，使得作用效果突破傳統(tǒng)的空間格局限制，跨區(qū)域影響變得十分普遍，導(dǎo)致各地區(qū)居民消費(fèi)水平差距具有空間相關(guān)性。張子豪和譚燕芝[8]發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)收入差距具有空間自相關(guān)性，數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響也具有空間溢出效應(yīng)，且數(shù)字普惠金融存在空間相關(guān)性和集聚效應(yīng)，對經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出效應(yīng)明顯[19]。基于此，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：數(shù)字普惠金融對居民消費(fèi)水平影響具有空間正向溢出效應(yīng)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源及說明

出于2013年為互聯(lián)網(wǎng)金融元年的考慮，本文選取中國30個省份（除西藏、中國港澳臺地區(qū)以外）2013—2020年的時間序列面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)全部來自國家統(tǒng)計(jì)局公布的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。其中，樣本數(shù)表示在2013—2020年中30個省份的數(shù)據(jù)量。為保證數(shù)據(jù)在最低程度受價格變化的影響，將居民消費(fèi)水平和人均GDP以2012年為基期做平減處理，同時因?yàn)榫用裣M(fèi)水平和人均GDP數(shù)值過大，基于縮小數(shù)值和減少異方差的考慮，將居民消費(fèi)水平和人均GDP取自然對數(shù)。

（二）變量選取

被解釋變量：居民消費(fèi)水平（consu）。基于數(shù)據(jù)的可得性和連續(xù)性，本文選取居民人均消費(fèi)支出指標(biāo)來衡量居民消費(fèi)水平，數(shù)據(jù)源自國家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)中國民經(jīng)濟(jì)核算。

解釋變量：數(shù)字普惠金融（fina）。選取目前公認(rèn)最具權(quán)威性的、由北大數(shù)字金融研究院最新發(fā)布的北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)[20]來衡量數(shù)字普惠金融。

控制變量（Controls）：選用人均GDP（agdp）代表地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，且預(yù)測該變量與居民消費(fèi)水平正相關(guān);選用少年撫養(yǎng)比（young）作為衡量地區(qū)年輕化水平的變量，并預(yù)測其代表的地區(qū)年輕化水平與居民消費(fèi)水平正相關(guān);將第二三產(chǎn)業(yè)增加值之和占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重作為地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（is）變量，并預(yù)測其與居民消費(fèi)水平正相關(guān);地區(qū)城鎮(zhèn)化水平（citi）則選用年末城鎮(zhèn)人口除以地區(qū)總?cè)丝冢㈩A(yù)測其與居民消費(fèi)水平正相關(guān)。

（三）模型構(gòu)建

本文借鑒趙濤等[17]的研究，構(gòu)建普通面板回歸模型如下：

其中，lnconsuit為居民消費(fèi)水平的自然對數(shù)形式，finait為數(shù)字普惠金融指數(shù)，Controlsit為所有控制變量，μt為固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)擾動項(xiàng)，下標(biāo)i和t分別為個體和時間。

除了模型（1）所體現(xiàn)的線性關(guān)系外，可能還存在非線性關(guān)系，即門檻效應(yīng)。參考余玲錚和魏下海[21]的研究，本文選用人均GDP（lnagdp）作為門檻變量，根據(jù)實(shí)際檢驗(yàn)結(jié)果建立雙門檻回歸模型如下：

其中，I（）為一個示性函數(shù)，當(dāng)函數(shù)為真，記為1，反之，記為0。q為門檻變量，γ為門檻值。

以上模型已從線性和非線性角度分析了被解釋變量與解釋變量和控制變量的關(guān)系，但只考慮某一區(qū)域內(nèi)變量間的關(guān)系而未考慮不同區(qū)域變量間的關(guān)系，即未考慮空間相關(guān)性。有必要從空間角度進(jìn)一步研究。經(jīng)驗(yàn)證，所需建立的空間滯后模型如下：

其中，Wij為空間矩陣中的元素。

四、實(shí)證分析及檢驗(yàn)

（一）變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果如表1所示。由表1可知，不同地區(qū)居民消費(fèi)水平和數(shù)字普惠金融發(fā)展水平均有較大差異。

（二）普通面板模型的回歸結(jié)果及分析

全樣本和分地區(qū)樣本的普通面板模型回歸結(jié)果如表2所示。

由表2可知，就全國而言，數(shù)字普惠金融（fina）系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明數(shù)字普惠金融能顯著提升居民消費(fèi)水平。人均GDP（lnagdp）系數(shù)也在1%的水平上顯著為正，符合傳統(tǒng)消費(fèi)理論，即當(dāng)人均GDP越高，居民消費(fèi)水平也會相對越高。少年撫養(yǎng)比（young）在5%的水平下顯著為負(fù)，可能的原因是14周歲以下人群消費(fèi)能力較低，因此，這類人群占比越高，居民消費(fèi)水平會相應(yīng)地下降。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（is）對居民消費(fèi)水平影響不顯著，可能是在樣本期間第二三產(chǎn)業(yè)增速過快所導(dǎo)致的“鮑爾莫成本病”[22]，即產(chǎn)業(yè)增速過快會導(dǎo)致該產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品價格上漲更快，而第三產(chǎn)業(yè)中的產(chǎn)品為居民主要消費(fèi)品，第二三產(chǎn)業(yè)占比增加導(dǎo)致產(chǎn)品價格上漲從而抑制了消費(fèi)。城鎮(zhèn)化水平（citi）系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明城鎮(zhèn)化水平越高，居民的消費(fèi)水平越高。

中國地域間存在較大的經(jīng)濟(jì)和資源差異，導(dǎo)致全國各地區(qū)間的數(shù)字普惠金融發(fā)展與居民消費(fèi)水平差異較明顯。就各地區(qū)而言，表2展示了數(shù)字普惠金融對居民消費(fèi)水平影響的區(qū)域異質(zhì)性。異質(zhì)性分析結(jié)果表明，東部、中部和西部的數(shù)字普惠金融系數(shù)分別為0.196、0.210和0.241，且均在1%的水平上顯著，表明各地區(qū)數(shù)字普惠金融發(fā)展均能促進(jìn)居民消費(fèi)水平的提高，且西部影響最大，中部次之，而東部最小。

東部經(jīng)濟(jì)發(fā)展較快，金融機(jī)構(gòu)覆蓋率高，互聯(lián)網(wǎng)設(shè)備更普及，數(shù)字普惠金融基礎(chǔ)也更好，數(shù)字普惠金融對居民消費(fèi)水平的影響機(jī)制與途徑也更加成熟，因而邊際效應(yīng)相對較小，即數(shù)字普惠金融每單位變化對居民消費(fèi)水平的影響會小于西部和中部。而西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施和傳統(tǒng)金融發(fā)展水平等均較低，數(shù)字普惠金融基礎(chǔ)比較薄弱，所產(chǎn)生的邊際效應(yīng)在三個區(qū)域里最高，對西部居民消費(fèi)水平的提升效果也最明顯。就中部而言，數(shù)字普惠金融已產(chǎn)生了一定的推動作用，但此時正處于因互聯(lián)網(wǎng)設(shè)備和金融市場發(fā)展等限制所導(dǎo)致的瓶頸時期，從而影響不如西部明顯。因此，數(shù)字普惠金融的發(fā)展有利于縮小區(qū)域居民消費(fèi)水平差距，實(shí)現(xiàn)消費(fèi)均衡化。至此，假設(shè)1得以驗(yàn)證。

（三）門檻效應(yīng)分析

為了驗(yàn)證數(shù)字普惠金融對居民消費(fèi)水平的非線性影響特征，本文進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。運(yùn)用Hansen[23]的方法，得出使殘差平方和最小的門限值估計(jì)值以及其他參數(shù)，再對門檻效應(yīng)進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，對門檻估計(jì)值的真實(shí)性進(jìn)行驗(yàn)證。通過自助法（Bootstrap）進(jìn)行300次重復(fù)抽樣，計(jì)算F統(tǒng)計(jì)量來確定門檻的數(shù)量，檢驗(yàn)門檻效應(yīng)是否顯著。利用似然比統(tǒng)計(jì)量LR=-2ln （1- 1-α）（LR值在5%水平下顯著）對門檻估計(jì)值進(jìn)行檢驗(yàn)。當(dāng)檢驗(yàn)雙重門檻效應(yīng)時，已經(jīng)有一個確定的門檻值，若第二個門檻值的確存在，則要對第一個門檻值進(jìn)行二次檢驗(yàn)，然后得到第二個使殘差平方和最小的門檻值，再檢驗(yàn)門檻效應(yīng)的顯著性和門檻值的真實(shí)性。若雙門檻效應(yīng)也通過檢驗(yàn)，則繼續(xù)進(jìn)行三門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。門檻效應(yīng)回歸結(jié)果如表3所示。

表3報(bào)告了不同門檻變量下數(shù)字普惠金融影響居民消費(fèi)水平的門檻效應(yīng)回歸結(jié)果，結(jié)果證實(shí)數(shù)字普惠金融對居民消費(fèi)水平的影響是非線性的，隨著人均GDP的改變發(fā)生變化。

由表3可知，當(dāng)人均GDP（lnagdp）作為門檻變量時，模型具有雙重門檻效應(yīng)，門檻值分別為11.359和11.832，數(shù)字普惠金融系數(shù)分別為0.233、0.221和0.209，可見隨著人均GDP的增加，每跨越一次門檻，數(shù)字普惠金融對居民消費(fèi)的影響將會減小。因?yàn)楫?dāng)lnagdp≤11.359時， 即在金融市場和互聯(lián)網(wǎng)市場不成熟經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，金融和互聯(lián)網(wǎng)資源分配不均所導(dǎo)致的信息不對稱和交易成本過高等問題，使得數(shù)字普惠金融難以觸及低收入或偏遠(yuǎn)地區(qū)居民。隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，金融和互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)逐漸雄厚，資源和信息不均衡問題得到改善，低收入群體也能通過多渠道、多方式享受到數(shù)字普惠金融帶來的福利，基于過往的基礎(chǔ)較差，此時數(shù)字普惠金融對居民消費(fèi)水平影響的邊際效益較高，即每單位數(shù)字普惠金融的發(fā)展對居民消費(fèi)水平的提高較明顯。但隨著人均GDP越過門檻值（11.35911.832），經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于較高階段，此時數(shù)字普惠金融對居民消費(fèi)水平的影響也逐漸飽和，對居民消費(fèi)水平影響的邊際效益遞減。因此，每越過一個門檻值，對居民消費(fèi)水平的影響就越小。對比非線性估計(jì)結(jié)果，數(shù)字普惠金融的線性估計(jì)值為0.190，位于數(shù)字普惠金融對居民消費(fèi)水平的低影響區(qū)間，一方面表明中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r相對較好;另一方面表明數(shù)字普惠金融對提升居民消費(fèi)水平還有較大空間，國家可以作出相應(yīng)調(diào)整以達(dá)到作用最大化。

從區(qū)域分布來看，當(dāng)人均GDP為門檻變量時，有23個省份位于高增長區(qū)間（lnagdp≤11.359），廣東、浙江、天津、福建和江蘇位于中增長區(qū)間（11.35911.832）。位于高增長區(qū)間的省份占了絕大部分，這意味著數(shù)字普惠金融對居民消費(fèi)水平的影響還有較大發(fā)展空間，在各省發(fā)展經(jīng)濟(jì)的同時，居民消費(fèi)水平也會通過數(shù)字普惠金融的影響途徑獲得提升。值得注意的是，數(shù)字普惠金融對居民消費(fèi)水平的影響會隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高而在越過門檻值后開始下降，因而在制定提升居民消費(fèi)水平政策時要注意平衡好經(jīng)濟(jì)發(fā)展與居民消費(fèi)的關(guān)系，盡可能在保證經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時滿足居民消費(fèi)水平的最優(yōu)提升。至此，假設(shè)2得以驗(yàn)證。

（四）空間溢出效應(yīng)分析

空間溢出效應(yīng)檢驗(yàn)的前提是存在空間效應(yīng)。因此，本文首先檢驗(yàn)被解釋變量lnconsu和解釋變量fina的空間自相關(guān)性，得出兩變量在2013—2020年間的Morans I值，如表4所示。

由表4可知，二者的Morans I值均顯著為正，表明兩變量均有全局空間正自相關(guān)性。為驗(yàn)證變量的局部空間自相關(guān)性，作出fina與lnconsu的Morsans I散點(diǎn)圖如圖1和圖2所示，其中，散點(diǎn)代表不同省份。由Morans I散點(diǎn)圖可知，兩變量均具有顯著局部空間正自相關(guān)性，即各省份總體呈現(xiàn)高—高集聚（H—H）或低—低集聚（L—L）。但由于Morans I散點(diǎn)圖無法明確顯示不同省份的具體情況，可通過作LISA聚類圖（結(jié)果略）進(jìn)一步觀察，東部的江浙滬和閩贛皖屬于高—高集聚，西部的云貴川、新疆和青海等屬于低—低集聚;居民消費(fèi)水平在各省份的空間分布情況與數(shù)字普惠金融在各省份的空間分布情況大體相同，也是東部高—高集聚，西部低—低集聚。

在進(jìn)行LM檢驗(yàn)、Hausman檢驗(yàn)（P=0.000）和Wald檢驗(yàn)后（具體步驟略），本文選擇檢驗(yàn)結(jié)果最優(yōu)的空間滯后模型（SAR）作為實(shí)證模型，分析樣本數(shù)據(jù)空間計(jì)量特征。估計(jì)結(jié)果如表5所示。

由表5可知，空間自回歸系數(shù)顯著為正，表明樣本具有空間正相關(guān)性。數(shù)字普惠金融對居民消費(fèi)水平的影響具有很明顯的空間性，該影響的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)的系數(shù)分別為0.193、0.018和0.211，且都在1%的水平下顯著，即數(shù)字普惠金融指數(shù)每上升1%，本地區(qū)居民消費(fèi)水平將會提高0.193%，相鄰地區(qū)的居民消費(fèi)水平將會提高0.018%，全部居民消費(fèi)將會提高0.211%?？梢钥吹介g接效應(yīng)雖然小于直接效應(yīng)，但仍具有一定的影響，這充分表明了數(shù)字普惠金融的空間相關(guān)性依托于中國強(qiáng)大的互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)，數(shù)字普惠金融對周邊區(qū)域的輻射性十分顯著。至此，假設(shè)3得以驗(yàn)證。

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

穩(wěn)健性檢驗(yàn)可以通過替換數(shù)據(jù)、替換變量、設(shè)置控制變量或虛擬變量和分時段回歸檢驗(yàn)等進(jìn)行。本文根據(jù)模型和數(shù)據(jù)情況，采用錢海章等[24]替換解釋變量、替換被解釋變量和設(shè)置滯后變量的方法檢驗(yàn)面板數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性，以及趙濤等[17]替換空間權(quán)重矩陣的方法檢驗(yàn)空間模型的穩(wěn)健性。

1.面板回歸模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文利用細(xì)分解釋變量和滯后變量兩種方式進(jìn)行面板模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

將解釋變量數(shù)字普惠金融（fina）指數(shù)細(xì)分為數(shù)字普惠金融覆蓋指數(shù)（breadth）和數(shù)字普惠金融信貸指數(shù)（credit），利用模型（1）進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表6列（1）和列（2）所示，替換后的檢驗(yàn)結(jié)果與原檢驗(yàn)結(jié)果基本上一致，表明數(shù)字普惠金融對居民消費(fèi)水平的回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

將被解釋變量居民消費(fèi)水平（lnconsu）和解釋變量數(shù)字普惠金融（fina）均滯后一期，代入模型（1）進(jìn)行全樣本回歸分析檢驗(yàn)結(jié)果如表6列（3）所示。替換后的檢驗(yàn)結(jié)果與原檢驗(yàn)結(jié)果基本上一致，表明數(shù)字普惠金融對居民消費(fèi)水平的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。

2.門檻回歸的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

采用替換解釋變量的方法來檢驗(yàn)門檻模型的穩(wěn)健性。將解釋變量由數(shù)字普惠金融（fina）指數(shù)替換為數(shù)字普惠金融覆蓋指數(shù)（breadth），通過比較替換前后解釋變量的系數(shù)估計(jì)值絕對值大小、符號與顯著性，從而確定樣本研究是否穩(wěn)健。替換解釋變量后的門檻回歸結(jié)果

由于版面，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果略，留存?zhèn)渌?，下同。顯示，估計(jì)結(jié)果與表3基本一致，所得結(jié)論也一致，故門檻模型回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

3.空間滯后模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

根據(jù)趙濤等[17]檢驗(yàn)空間模型穩(wěn)健性的方法，改變空間權(quán)重矩陣來檢驗(yàn)穩(wěn)健性。具體地，將地理距離權(quán)重矩陣替換為經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣，比較替換前后解釋變量的系數(shù)變化情況。替換權(quán)重矩陣后進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果從變量估計(jì)值的系數(shù)絕對值大小、系數(shù)符號和顯著性大小等，與表5中空間自回歸系數(shù)均高度一致，總體估計(jì)結(jié)果保持穩(wěn)定，因此，本文所估計(jì)的空間滯后模型結(jié)果是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論和啟示

本文基于中國2013—2020年省際面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用普通面板回歸模型、門檻回歸模型和空間滯后模型，分析了數(shù)字普惠金融對居民消費(fèi)水平的影響。結(jié)果表明，數(shù)字普惠金融能顯著提升居民消費(fèi)水平，且影響具有異質(zhì)性，影響程度從大到小分別為西部、中部和東部。數(shù)字普惠金融影響居民消費(fèi)水平具有雙重門檻效應(yīng)，以人均GDP作為門檻變量時，23個省份位于高增長區(qū)間，在各省份發(fā)展經(jīng)濟(jì)的同時，數(shù)字普惠金融對居民消費(fèi)水平的促進(jìn)作用均隨著門檻變量越過門檻值而遞減。數(shù)字普惠金融與居民消費(fèi)水平具有空間自相關(guān)性，具體為中國數(shù)字普惠金融發(fā)展整體上呈現(xiàn)東部的高—高集聚和西部的低—低集聚;空間滯后模型估計(jì)結(jié)果表明，數(shù)字普惠金融對居民消費(fèi)水平的影響具有空間正向溢出效應(yīng)，且直接效應(yīng)大于間接效應(yīng)。

基于本文的結(jié)論，可以得出如下啟示：第一，中國應(yīng)有所側(cè)重地發(fā)展互聯(lián)網(wǎng)和普惠金融基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。在加強(qiáng)互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)時應(yīng)該有所側(cè)重，對于中部和西部，應(yīng)該繼續(xù)加大硬件設(shè)施的投入，而在較發(fā)達(dá)的東部，則應(yīng)提升社會信用覆蓋面，加強(qiáng)消費(fèi)者保護(hù)等。第二，合理引導(dǎo)數(shù)字普惠金融發(fā)展。數(shù)字普惠金融的影響體現(xiàn)出明顯的門檻效應(yīng)，表明其不會永續(xù)提升居民消費(fèi)水平。因此，應(yīng)加強(qiáng)優(yōu)化相應(yīng)的營商環(huán)境和普惠性，合理引導(dǎo)數(shù)字普惠金融發(fā)展水平。第三，注重地區(qū)間數(shù)字普惠金融的合作共贏。數(shù)字普惠金融對提升居民消費(fèi)水平具有空間正向溢出效應(yīng)，有必要在不同地區(qū)加強(qiáng)數(shù)字普惠金融方面的合作，優(yōu)勢互補(bǔ)，共同提升居民可支配收入和消費(fèi)水平。

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（責(zé)任編輯：劉 艷）

收稿日期：2021-10-19

基金項(xiàng)目：國家社會科學(xué)基金項(xiàng)目“機(jī)會均等視域下數(shù)字經(jīng)濟(jì)影響居民收入分配研究”（20CJL028）

作者簡介：藍(lán)樂琴（1983-），女（畬族），福建上杭人，副教授，博士，主要從事數(shù)字經(jīng)濟(jì)研究。E-mail： lanyq@126.com楊卓然（通訊作者）（1999-），男，四川樂山人，碩士研究生，主要從事數(shù)字經(jīng)濟(jì)研究。E-mail：zr_yang@cuc.edu.cn