陳 曦

（貴州大學 經(jīng)濟學院，貴州 貴陽 550025）

一、引言

進一步激發(fā)國內(nèi)潛在的消費需求，是推動形成以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)的新發(fā)展格局的內(nèi)在要求。當前我國社會的主要矛盾發(fā)生了變化，人民生活水平是否得到提升，我國能否加快實現(xiàn)結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)型升級，關(guān)鍵在于消費結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。在經(jīng)濟新常態(tài)下，我國未來經(jīng)濟增長的主導(dǎo)模式將是消費型發(fā)展模式。借力于數(shù)字技術(shù)的新型普惠金融，便利了居民支付，緩解了流動性約束，提升了居民家庭的消費風險平滑能力[1]，解除了小微企業(yè)信貸約束，降低了金融服務(wù)的門檻及交易的成本，提高了金融資源的可得性。隨著數(shù)字金融不斷發(fā)展，深入經(jīng)濟社會的各個領(lǐng)域，衍生出了一大批新型消費需求與供給，居民的消費心理與消費習慣都發(fā)生了巨大改變。尤其是在2020 年后，數(shù)字金融展示出了獨有的優(yōu)勢與活力，因為不受地理位置的約束，線上商品的銷售量快速增加，線下包裹無接觸配送，居民足不出戶也能購買到需要的物品，數(shù)字金融在推動消費與經(jīng)濟增長中的作用可見一斑。

二、文獻綜述與研究假設(shè)

（一）文獻綜述

過去，國有大型商業(yè)銀行主導(dǎo)著我國金融體系，受到政府的干預(yù)較多，市場活力較低，信息不對稱問題嚴重，金融排斥比較明顯，中小企業(yè)面臨信貸收緊問題，居民部分獲利更低，家庭消費受制于流動性的約束（汪偉等，2013）[2]。金融排斥越嚴重，居民的流動性約束就越難得到緩解，他們就越傾向于進一步壓縮消費，開源節(jié)流（葉海云，2000）[3]。諸多學者的研究已證實，金融發(fā)展有助于提升居民的消費。金融發(fā)展能夠通過緩解金融排斥、提高資源配置的有效性緩解居民的流動性約束（Campbell 和Mankiw，1991）[4]，提升居民的消費水平；還能夠通過利用金融市場分散居民面臨的種種風險，從而實現(xiàn)跨期平滑消費（Barrell 和Davis，2010）[5]，釋放被壓抑的資金需求。金融資源的不斷增加、金融效率及金融市場化水平的持續(xù)提升、金融結(jié)構(gòu)的持續(xù)優(yōu)化都是金融發(fā)展的表現(xiàn)形式（沈紅波等，2010）[6]。自2016 年數(shù)字普惠金融在G20 杭州峰會被正式提出以來，在我國得到了長足的發(fā)展（郭峰等，2020）[7]?；ヂ?lián)網(wǎng)經(jīng)濟、金融科技、第三方支付平臺迅速崛起，基礎(chǔ)設(shè)施不斷完善，金融資源、信息及產(chǎn)品的可得性與普惠性得到了顯著提高，金融排斥得到緩解，整體經(jīng)濟運行效率也得到提升。借助于數(shù)字技術(shù)迅猛發(fā)展的普惠金融，與傳統(tǒng)金融的發(fā)展產(chǎn)生了交互效應(yīng)，地區(qū)金融發(fā)展程度是數(shù)字金融發(fā)展的基礎(chǔ)，金融發(fā)展越好的地區(qū)越早應(yīng)用數(shù)字技術(shù)；數(shù)字金融的發(fā)展沖擊了傳統(tǒng)金融體系，反過來推動了銀行類金融機構(gòu)數(shù)字化轉(zhuǎn)型，使傳統(tǒng)金融體系的內(nèi)部結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化、效率持續(xù)提升，信息不對稱等問題得到緩解，金融服務(wù)的門檻也大幅降低（巴曙松和王紫宇，2021）[8]，實打?qū)嵒菁熬用窦彝?，為貧困、弱勢群體提供了均等化的發(fā)展機會，展現(xiàn)出包容性、高效率等突出優(yōu)勢（郭峰等，2020）[7]。

已有文獻基于數(shù)字普惠金融自身維度、影響機制等方面，研究了數(shù)字普惠金融對不同地區(qū)、不同人群的影響，發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融能夠顯著提升居民的消費水平與消費結(jié)構(gòu)，但對城鎮(zhèn)居民的提升作用更高（江紅莉和蔣鵬程，2020）[9]，總指數(shù)下三個維度對居民消費影響的過程中均存在顯著的門檻效應(yīng)（杜家廷等，2022）[10]。其中，使用深度與數(shù)字化程度都能促進家庭消費結(jié)構(gòu)的升級（戚欣，2022）[11]，但覆蓋廣度對于居民的消費沒有顯著提升（易行健和周利，2018）[12]，而且在此過程中，都存在顯著的門檻效應(yīng)。數(shù)字普惠金融主要通過緩解流動性約束、便利支付（易行健和周利，2018）[12]、降低交易成本以及緩解信息不對稱（南永清等，2020）[13]四個機制提升居民的消費水平，促進其消費結(jié)構(gòu)的升級。但較少從數(shù)字普惠金融對居民消費的非線性影響角度進行研究。因此，本文選取地方金融發(fā)展程度作為門檻變量，通過動態(tài)面板門檻模型實證研究數(shù)字普惠金融對居民消費的影響，旨在為豐富相關(guān)領(lǐng)域的研究做出邊際貢獻，也為今后數(shù)字金融的發(fā)展提供參考。

（二）研究假設(shè)

作為數(shù)字技術(shù)與普惠金融的結(jié)合，數(shù)字普惠金融對居民消費水平與消費結(jié)構(gòu)的影響不一定呈現(xiàn)線性特性。原因在于，一方面，數(shù)字普惠金融所使用的生產(chǎn)要素是具有規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)的。即當其發(fā)展水平超過某個閾值時，提供金融產(chǎn)品與金融服務(wù)的成本大大降低，邊際成本趨近于零，對居民消費的促進作用表現(xiàn)為邊際遞增。另一方面，錯配、過度匹配等金融領(lǐng)域的問題可能使其對居民消費的促進作用呈現(xiàn)邊際遞減的趨勢。另外，數(shù)字技術(shù)的運用帶來了便利，降低了成本，也增加了新的風險。在數(shù)字金融時代，風險的傳染力大大增加，當該類風險集聚過高時，可能會使居民滋生恐慌情緒，對數(shù)字普惠金融及整個金融系統(tǒng)產(chǎn)生不確定性影響。為此提出本文的假設(shè)H1 和假設(shè)H2。

H1：數(shù)字普惠金融對全體居民消費水平的促進作用存在非線性特征；

H2：數(shù)字普惠金融對全體居民消費結(jié)構(gòu)的促進作用存在非線性特征。

雖然我國居民消費率逐年增加，居民消費水平不斷提升，消費結(jié)構(gòu)不斷完善，但受制于有限的物質(zhì)條件與文化水平，我國農(nóng)村居民的消費支出遠低于居民總體消費能力的增長，使得數(shù)字普惠金融對農(nóng)村居民產(chǎn)生的影響較為有限。雖然數(shù)字金融的出現(xiàn)緩解了傳統(tǒng)金融機構(gòu)提供服務(wù)在地理上的限制、信息的不對稱性等短板，增加了居民對于金融資源的可得性，也在一定程度上緩解了居民的流動性約束，但其作用大小在城鄉(xiāng)居民之間可能存在異質(zhì)性。為此，提出本文假設(shè)H3。

H3：數(shù)字普惠金融對城鎮(zhèn)與農(nóng)村居民消費的非線性影響存在異質(zhì)性。

三、研究設(shè)計

（一）模型設(shè)計

為了探究數(shù)字普惠金融與居民消費之間可能存在的非線性關(guān)系，本文采用Seo 等（2019）[14]的動態(tài)面板門檻效應(yīng)模型進行實證研究，模型設(shè)計如下：

上式中，Conit、Con_sit及Con_deit為本文的被解釋變量，分別代表居民的消費水平、生存型消費、發(fā)展和享受型消費；Coni，t-1、Con_si，t-1及Con_dei，t-1分別為被解釋變量的滯后一期，表示居民的消費習慣；Index_a 為本文的核心解釋變量，代表數(shù)字普惠金融總指數(shù)；Fin 代表地區(qū)金融發(fā)展程度，為本文的門檻變量，γ 為門檻值，I（·）表示指示函數(shù)；Controlsit為本文選取的一組控制變量；ε 表示隨機擾動項，i 表示省份，t 表示年份。

（二）變量與數(shù)據(jù)說明

基于數(shù)據(jù)的可得性，本文選取2016—2021 年我國31 個省（自治區(qū)、直轄市）（除港澳臺地區(qū)外）的居民消費面板數(shù)據(jù)作為研究樣本。以下是相關(guān)變量的構(gòu)成與說明。

1.被解釋變量。選取居民的人均消費性支出的對數(shù)（con）、以及生存型消費的對數(shù)（con_s）、發(fā)展和享受型消費的對數(shù)（con_de）作為本文的被解釋變量，其中，生存型消費包含了食品煙酒、衣著及居住類消費，發(fā)展和享受型支出包含了生活用品及服務(wù)、交通通信、教育文化娛樂、醫(yī)療保健及其他類消費。

2.核心解釋變量。本文核心解釋變量為數(shù)字普惠金融（Index），選用北京大學數(shù)字金融研究中心測算的數(shù)字普惠金融指數(shù)來衡量。

3.門檻變量。選取金融發(fā)展程度（Finance）作為本文的門檻變量，參照易行健和周利（2018）[12]的做法，以金融機構(gòu)人民幣貸款余額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來測算。

4.控制變量。選取人均可支配收入（Income）、城鎮(zhèn)化率（City）、少兒撫養(yǎng)比（R_child）、老年撫養(yǎng)比（R_old）、基本醫(yī)保參加人數(shù)（Insurance_m）、財政支出水平（Fiscal）作為本文的控制變量。其中，財政支出水平為地方公共預(yù)算支出與地方生產(chǎn)總值之比；少兒撫養(yǎng)為0～14 歲兒童人口數(shù)與15～64 歲人口數(shù)之比，老年撫養(yǎng)比為65 歲及以上老年人口與15～64歲人口數(shù)之比。

數(shù)字普惠金融數(shù)據(jù)來源于《北京大學數(shù)字普惠金融指數(shù)（2011—2021）》，其他指標數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》以及各省份歷年統(tǒng)計年鑒，各變量的描述性統(tǒng)計如表1 所示。

表1 變量及描述性統(tǒng)計

四、實證分析

（一）基準回歸

Hansen 提出的面板門檻模型對于不同區(qū)間內(nèi)，解釋變量對被解釋變量的異質(zhì)性影響的估計更準確，但其假設(shè)條件較為苛刻，要求協(xié)變量必須是強外生的，這樣才能使估計量保持一致。因此，本文在引入居民消費水平與結(jié)構(gòu)滯后一期的基礎(chǔ)上，以各地區(qū)的金融發(fā)展程度為門檻變量，參考Seo 等（2019）[14]動態(tài)面板門檻效應(yīng)檢驗的方法，實證研究了在不同門檻區(qū)間內(nèi)，數(shù)字普惠金融對居民消費水平及結(jié)構(gòu)的非線性影響，實證結(jié)果如表2、表3 所示。由表2可知，三個模型均通過Bootstrap 的非線性檢驗，且估計的門檻值均在1%的水平上顯著。表3 中列（1）報告了數(shù)字普惠金融總指數(shù)對居民消費水平的影響。在金融發(fā)展水平低于門檻值1.933 時，數(shù)字普惠金融對居民消費水平的影響為0.032，且在1%的水平上顯著。在金融發(fā)展水平高于門檻值時，數(shù)字普惠金融對居民消費水平的影響更大，為0.135，且在1%的水平上顯著。表3 列（2）、列（3）分別表示數(shù)字普惠金融對居民生存型消費與發(fā)展型消費影響的結(jié)果，與消費水平類似，對于生存型消費而言，當?shù)貐^(qū)金融發(fā)展高于門檻值后，數(shù)字普惠金融的促進作用更大。而對于發(fā)展和享受型消費而言，當金融發(fā)展低于門檻值時，解釋變量的估計系數(shù)為負且不顯著，但當金融發(fā)展高于門檻值時，解釋變量的估計系數(shù)由負轉(zhuǎn)正，且在5%的水平上顯著。

表2 全樣本門檻值估計

表3 全樣本動態(tài)面板門檻估計

探究非線性效應(yīng)背后的經(jīng)濟原因可能在于，對居民而言，衣、食、住是最基本的生活開銷，是首先要解決的問題。根據(jù)馬斯洛的需要層次理論，生理需求為最底層需求，只有當該需求得到滿足后，更高層的需求才會出現(xiàn)。對于居民而言，教育、娛樂等項目的消費就屬于更高層次的消費。當居民的消費水平較低時，保障基本生存的消費占其全部消費較大的比重，因此數(shù)字普惠金融的出現(xiàn)最先給這部分支出帶來了顯著的影響，也給居民總的消費性支出帶來了顯著的影響，假設(shè)1 成立。隨著數(shù)字普惠金融的發(fā)展，信息不對稱問題與居民的流動性約束均獲得了緩解，促進了居民的消費水平，也促進了居民為滿足更高層次的需要而消費，表現(xiàn)為當金融發(fā)展到一定程度時，數(shù)字普惠金融才能顯著促進居民的發(fā)展與享受型消費，假設(shè)2 成立。

（二）內(nèi)生性處理

考慮到可能存在的內(nèi)生性問題，本文借鑒邱晗等（2018）[15]的做法，選取互聯(lián)網(wǎng)普及率作為數(shù)字普惠金融的工具變量，采用兩階段最小二乘法進行工具變量估計。由表4 列（1）可看出，第一階段的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著異于0，且F 值大于10，表明工具變量有效；列（2）則展示了在考慮內(nèi)生性問題后，數(shù)字普惠金融仍然能夠顯著提升居民的消費。

表4 工具變量回歸

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.改變估計方法?？紤]到結(jié)果的穩(wěn)健性，本文使用固定效應(yīng)面板模型重新對樣本進行檢驗，結(jié)果如表5 列（1）所示?？梢钥吹皆诿姘迥Ｐ椭?，數(shù)字普惠金融對樣本期居民的消費水平與消費結(jié)構(gòu)均具有顯著的促進作用。

表5 穩(wěn)健性檢驗

2.縮短樣本期。將樣本期縮短至2016—2019年，重新進行動態(tài)面板門檻回歸，得到的結(jié)果如表5 列（2）所示，可以看到在樣本期縮短后的結(jié)果與基準回歸基本一致，表明以上結(jié)論是穩(wěn)健的。

（四）異質(zhì)性分析

考慮到我國二元經(jīng)濟體的特點，為研究以上門檻效應(yīng)在城鄉(xiāng)居民消費中是否存在異質(zhì)性，將全體居民分為城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民進行檢驗，結(jié)果如表6 和表7 所示。由表6 可知，無論是對城鎮(zhèn)居民還是農(nóng)村居民，數(shù)字普惠金融對其消費的影響都存在顯著的門檻效應(yīng)，但對于農(nóng)村居民群體的門檻值更高。同時，由表7 可以發(fā)現(xiàn)，就消費水平而言，當金融發(fā)展程度低于門檻值時，數(shù)字普惠金融對城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民均存在顯著的促進作用，而當金融發(fā)展程度跨過門檻值后，數(shù)字普惠金融對城鎮(zhèn)居民的促進作用更顯著，但對農(nóng)村居民的促進作用不顯著。就生存型消費而言，只有當金融發(fā)展跨過門檻值后，數(shù)字普惠金融對城鎮(zhèn)居民才表現(xiàn)出顯著的促進作用，農(nóng)村居民則相反，金融發(fā)展程度低于門檻值時，數(shù)字普惠金融表現(xiàn)出顯著的促進作用。就發(fā)展和享受型消費而言，數(shù)字金融對城鄉(xiāng)居民的影響相似，均在金融發(fā)展程度高于門檻值后表現(xiàn)為顯著的促進作用。

表6 分城鄉(xiāng)居民門檻值估計

表7 分城鄉(xiāng)居民動態(tài)面板門檻估計

以上結(jié)果可能的原因一方面是農(nóng)村地區(qū)受到客觀條件的限制，如數(shù)字設(shè)備更新較為滯后，地理位置的限制；另一方面是數(shù)字金融排斥論認為“馬太效應(yīng)”仍然存在。由于數(shù)字金融基礎(chǔ)設(shè)施、金融知識普及率及金融排斥等問題的客觀存在，數(shù)字技術(shù)、金融知識與金融生態(tài)等多層“鴻溝”仍然存在于我國城鄉(xiāng)居民之間，阻礙了數(shù)字普惠金融對農(nóng)村居民消費的促進作用，使其在金融發(fā)展到一定程度后，受數(shù)字普惠金融的影響不夠顯著。而城鎮(zhèn)居民在基礎(chǔ)設(shè)施、物質(zhì)條件、金融素養(yǎng)方面的優(yōu)勢使得他們在金融發(fā)展程度高于門檻后，受到數(shù)字普惠金融較為顯著的促進作用，假設(shè)3 成立。

五、結(jié)論與政策建議

本文選取2016—2021 年我國31 個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）（除港澳臺地區(qū)外）的居民消費面板數(shù)據(jù)作為研究樣本，引入地區(qū)金融發(fā)展程度為門檻變量，實證分析了數(shù)字普惠金融對居民消費的非線性影響。實證結(jié)果表明：一是數(shù)字普惠金融對居民消費水平與消費結(jié)構(gòu)的影響均存在非線性動態(tài)門檻效應(yīng)，由于數(shù)字普惠金融所使用的生產(chǎn)要素具有規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)，當其發(fā)展到超出某個閾值時，邊際成本近似于零，對居民消費的促進作用就表現(xiàn)為邊際遞增。二是對于城鎮(zhèn)居民而言，當?shù)貐^(qū)金融發(fā)展程度達到閾值后，數(shù)字普惠金融對其消費的促進作用更顯著。而農(nóng)村居民由于基礎(chǔ)設(shè)施相對落后、金融知識匱乏，依然面臨數(shù)字金融的排斥問題，其消費狀況得到的改善相對較小。

基于以上結(jié)論，本文提出以下政策建議：一是我國應(yīng)繼續(xù)大力發(fā)展數(shù)字普惠金融，以實現(xiàn)消費水平的提升和結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，最終為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展注入內(nèi)生動力；二是地區(qū)金融發(fā)展應(yīng)跟上數(shù)字普惠金融發(fā)展的腳步，在數(shù)字經(jīng)濟時代與數(shù)字普惠金融協(xié)同發(fā)展，實現(xiàn)優(yōu)勢互補，縮小城鄉(xiāng)消費差距，使居民共享經(jīng)濟發(fā)展的成果；三是加強農(nóng)村數(shù)字金融基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，大力推進農(nóng)村地區(qū)數(shù)字普惠金融的發(fā)展，為釋放農(nóng)村居民的消費潛力創(chuàng)造堅實的物質(zhì)條件；四是繼續(xù)加強對農(nóng)村居民金融知識的普及，通過提高居民的金融知識，改變其對數(shù)字金融的認識，縮小數(shù)字鴻溝，緩解金融排斥，實實在在享受到數(shù)字普惠金融的優(yōu)勢。