數字普惠金融支持居民消費升級的影響效應
——基于收入渠道視角的實證檢驗

陳曉霞 副教授

（遼寧科技大學經濟與法律學院 遼寧鞍山 114051）

引言

隨著經濟發展進入新常態，轉變經濟發展方式、增強經濟發展內生動力成為了現階段我國經濟可持續增長的必然選擇。在此背景下，實現消費升級不僅可以滿足居民改善生活的需要，同時也能為經濟的可持續發展提供充分的市場需求。

眾所周知，金融是經濟的調節器，其對整個社會的正常運轉發揮著不可替代的作用。然而，在有限的金融資源條件下，小微企業、城市貧困居民以及廣大農村地區并不能享受到完備的金融服務，這一現象也被稱為“金融排斥”。金融排斥的存在極大地限制了金融對落后地區發展的促進倍增效應，其降低了金融體系的運行效率（張勛等，2019）。

隨著移動互聯網的普及以及普惠金融理念的逐步成熟，以移動支付、網絡小額信貸為標志的數字普惠金融在近些年來獲得了迅猛發展。數字普惠金融指的是運營商充分結合金融科技技術，為廣大小微企業、貧困居民提供各類金融服務。然而現有的關于數字普惠金融的研究大多聚焦在概念、定義及對其經濟價值的討論，有關數字普惠金融發展與消費升級的實證檢驗較少，其研究的廣度與深度仍有待提高。因此本文以數字普惠金融為切入點，實證檢驗了我國數字普惠金融發展與居民收入增長對居民消費升級的影響，并主要從收入增長機制出發進行機制檢驗，這也是本文的創新所在。

理論假設

數字普惠金融作為現有金融體系的改良舉措，其存在有利于提高我國產業發展效率。一些學者認為數字普惠金融會促進消費升級，這種影響既體現在供給側，同時在需求側也有正向作用。在需求側，高遠（2019）認為以移動支付為主要特征的數字普惠金融方便了顧客“購買——支付”的流程，從而增強了顧客的用戶體驗，進而有利于促進流通業的創新發展；呂雁琴和趙斌（2019）指出，數字普惠金融降低了居民享受金融服務的門檻，其使得普通消費者能夠更為方便的借助一定的金融工具進行臨時性的小額信貸，這極大地刺激了居民的消費需求。在供給側，學者們認為數字普惠金融的發展有利于資金下沉到農村地區，從長期來看這有利于農村電商的發展，其體現在降低了現有零售業上游供應商的成本（白春梅，2018）。因此數字普惠金融對擴大內需，促進居民消費增長具有良性作用。基于此本文提出假設：

H1：數字普惠金融發展有利于促進消費升級。

在現有的經濟學理論中，收入一直被視為影響消費的決定性因素，因此部分學者在研究消費升級的過程中重點考察了收入因素的影響。易行健（2017）指出，要想建立持續的內需增長，必須全方位、多渠道的提升居民收入。數字普惠金融被認為是我國發展普惠金融的重要路徑選擇，數字普惠金融緩解貧富差距、解決收入增長的作用機理得到了學者們的廣泛關注。宋曉玲（2017）實證檢驗了我國數字普惠金融發展與貧富差距之間的關系，其研究得出數字普惠金融的發展能夠顯著提高普通民眾獲得金融服務的可能性，其對于低收入群體收入增長更為明顯，進而有利于緩解貧富差距；張賀和白欽先（2018）基于我國省級面板數據實證檢驗了數字普惠金融發展對城鄉收入差距的影響，其結果表明普惠金融發展有利于縮小貧富差距；賈娟琪（2019）在實證中得出我國數字普惠金融發展與居民收入增長呈現正向關系。考慮到收入是消費的決定性因素，而數字普惠金融的發展有利于增長居民收入、減緩貧富差距，因此本文認為數字普惠金融可能還會通過收入渠道作用于消費升級，據此提出假設：

H2：數字普惠金融會增加居民收入，從而實現消費升級。

表1 變量的定義、表示及描述性統計

研究方案設計

（一）研究樣本與數據來源

現有關于消費升級的實證研究大多以省級數據為主，而城市級別的數據應用較少，因此本文選擇了城市級別數據。雖然城市層面并未公布消費結構數據，但現有的微觀經濟數據庫中包含大量的居民消費數據，如中國家庭追蹤調查數據庫、中國城鎮住戶調查數據庫等，因此即使各類數據庫的側重點有所不同，但其都涉及了居民消費情況。基于此，本文以眾多微觀數據庫為基礎，計算得到城市消費結構變量。本次實證所采用的數據均來源于上述微觀經濟數據庫、我國歷年《城市統計年鑒》，最后得到180 個城市共8 年的面板數據。

（二）變量的設置

1.被解釋變量。本文基于各大微觀數據庫調查數據，篩選出樣本量大于30 的城市，并對樣本量進行10%的異常值處理，最后以扣除住房消費及食品消費的家庭消費規模占總消費的比重作為衡量居民消費升級的代理變量。

2.核心解釋變量。目前由北大數字金融發展中心編制的中國普惠金融發展指數具有較強的權威性，因此本文以各城市數字普惠金融發展指數（DFI）作為核心解釋變量。

3.控制變量。基于宋曉玲（2017）等人的研究成果，本文認為收入水平、城鄉收入差距、經濟發展水平、非農產業結構、城市化率以及基礎設施完備程度對居民的消費升級也會帶來顯著的影響，因此分別控制上述變量，本文所涉及的變量及其描述性統計具體如表1 所示。

（三）模型的選擇

考慮到本文采用2011-2018 年我國180 個城市面板數據，而數據屬于短面板，因此本文采用雙向固定效應模型作為基準模型檢驗數字普惠金融發展與家庭消費升級之間的關系，該計量模型具體如下：

式（1）中，β0為截距項；τi為個體固定效應；σt為時間固定效應；ε為誤差項；β1為本文核心解釋變量數字普惠金融的估計參數，若該估計參數顯著為正，則說明普惠金發展有利于消費升級；Xi為本文的控制變量；λi為其估計參數。

此外，考慮到經濟要素的空間集聚性，本文采用空間杜賓模型進行檢驗，用來降低在基準模型中因遺漏變量所帶來的估計誤差，具體模型如下所示：

表2 基準回歸結果

表3 機制檢驗結果

式（2）中，Wij為本文的空間權重矩陣；λ為空間自相關系數；β為各個解釋變量的估計參數；θ為各個解釋變量空間交互項的估計參數。

實證分析

（一）基準分析

本文首先對數據進行了單位根及協整檢驗，結果顯示該數據較為平穩，這主要是由于本文所采用的為短面板數據，其時間趨勢項并不明顯。表2 為本文的基準回歸結果表，在不添加控制變量的前提下，數字普惠金融與家庭消費升級變量之間存在顯著的正向相關關系，并且在1%的水平上通過了顯著性檢驗，這說明數字普惠金融發展有利于增加居民非食品及住房消費需求，從而促進了消費升級，由此驗證了H1。在加入控制變量并固定時空固定效應后，可以發現數字普惠金融的回歸系數為2.17，且通過了5%水平上的顯著性檢驗，這與H1 相同。在考慮了消費支出滯后1 期變量后以及采用空間杜賓模型后，數字普惠金融與收入增長變量的估計參數仍然顯著為正。值得注意的是，從空間杜賓模型交互項回歸系數可以發現，數字普惠金融對促進消費升級并沒有顯著的空間外溢效應。

在其它控制變量上，收入增長變量與居民消費升級呈現顯著正向相關關系，這說明收入的增加會提高居民享受型及發展型消費的比重。收入差距變量與居民消費升級呈現顯著負向相關關系，這是因為當社會財富一定時，財富在少數人手中集聚即意味著社會整體消費的大小將取決于這一少數群體，同時，由于收入邊際消費遞減規律的存在其解釋了收入差距過對消費升級的抑制作用；經濟發展水平變量與消費升級呈現正向相關關系，但僅通過了10%水平上的顯著性檢驗，一個可能的解釋是，雖然經濟增長會帶來社會整體財富的增加，但這一財富仍然會面臨分配不均的問題，即經濟增長并不意味著所有居民的財富都能得到增加；基礎設施變量顯著為正，這主要是因為完善的基礎設施能夠降低居民消費成本，從而有利于居民消費。同時基礎設施完備還意味著當地經濟發展程度高、各項保障措施完善，因此有利于消費升級。

（二）機制分析

本文的基準回歸與空間計量回歸結果均證實了本文的H1，其肯定了數字普惠金融發展對促進居民消費升級的作用，對此本文進一步從收入層面檢驗數字普惠金融與消費升級之間的作用機制，其模型如下所示：

以收入增長渠道為例，將式（3）等式兩邊對數字普惠金融變量求導得到：

由式（5）可以發現，數字普惠金融對消費升級的影響不僅與β1有關，同時還與收入增長變量相關。進一步將式（5）進行求導得到：

從式（6）可以發現，當β3大于0 時，數字普惠金融對消費升級的影響會隨著收入增長而增加；反之，若β3小于0 時，數字普惠金融對消費升級的影響會隨著收入增長而降低。同理，該交互項模型還能檢驗收入差距機制及金融發展機制，表3 為機制檢驗結果。

表4 異質性檢驗回歸結果

從收入增長機制來看，lnDFI* lnIncome 的回歸系數為0.27，且通過了1%水平上的顯著性檢驗，這說明數字普惠金融對消費升級的正向影響會隨著居民收入的增加而擴大，這與本文的H2 相吻合，其說明了普惠金融與收入增長共同作用于居民消費升級，其存在顯著的協同效應；從收入差距機制來看，lnDFI*gap 的回歸系數為-0.18，且在5%水平上顯著，這說明數字普惠金融對消費升級的正向影響會隨著收入差距的減小而擴大，這一結果與收入增長機制相同，即收入增加雖然會進一步強化數字普惠金融對消費升級的影響，但要建立在收入差距不斷縮小的基礎之上；進一步的，本文從金融發展渠道考察數字普惠金融對消費升級的作用機制是否成立，對此本文以年末存貸款余額與GDP 總量的比值計算得到金融發展變量FIR，結果顯示雖然lnDFI*FIR的回歸系數為0.2，但并未通過顯著性檢驗，一個可能的原因是，目前數字普惠金融的發展并不是由傳統金融主導，數字普惠金融對傳統金融發展的沖擊有限。

（三）穩健性檢驗

進一步的，考慮到我國不同地區的經濟、社會以及文化差異較大，這就出現了明顯的地區差異性問題，因此本文以數字普惠金融指數及居民人均可支配收入中位數為標準，將研究樣本劃分為高水平數字普惠金融發展區域、低水平數字普惠金融發展區域，以及高收入地區、低收入地區，之后基于時空雙固定效應模型實證檢驗數字普惠金融對消費升級的影響。

表4 為本文的異質性檢驗回歸結果。由表4 可知，以數字普惠金融發展水平為劃分依據，可以發現高水平地區數字普惠金融的回歸系數為2.48，且通過了1%水平上的顯著性檢驗，而低水平地區數字普惠金融的回歸系數為1.11，僅通過了10%水平上的顯著性檢驗，這說明在高水平數字普惠金融發展地區，數字普惠金融對消費升級的促進作用更為明顯。一個可能的原因是，目前我國數字普惠金融發展差異顯著，普惠金融發展較快的地區擁有更豐富的金融服務模式，因此其金融服務實體經濟的效果更為凸顯，同時規模經濟也可能是另一原因。以收入分層來看，雖然數字普惠金融以及收入增長的估計參數均顯著為正，但低收入地區數字普惠金融的估計參數明顯高于高收入地區，這說明增強低收入地區數字普惠金融發展程度對促進消費升級的政策效果更好。

結論與建議

（一）結論

居民消費升級對全面建成小康社會具有重要的戰略價值。本文以我國2011～2018 年城市面板數據為基礎，基于固定效應模型及空間計量模型實證檢驗了數字普惠金融與消費升級之間的關系。研究結果表明：

第一，數字普惠金融發展有利于促進消費升級。

第二，數字普惠金融發展能夠通過收入機制作用于消費升級，其通過降低城鄉收入差距、增加居民收入實現消費升級的倍增效果。

第三，在低收入地區，數字普惠金融對促進消費升級的邊際效果更為明顯。在數字普惠金融發展高水平地區，數字普惠金融發展對促進消費升級的邊際效果更為明顯。

（二）建議

綜上所述，本文提出以下建議：

首先，要大力發展數字普惠金融，不斷促進金融體系創新。數字普惠金融的發展有利于建立我國居民信用體系、激發居民網絡消費理念，其對豐富居民的消費選擇、提高居民消費能力具有重要作用。對此，傳統金融機構要抓住這一機遇，積極布局數字普惠金融市場，從而更好地服務于全體居民。

其次，要全方位提高居民收入。經濟增長要更加注重發展質量，想要使居民收入增長跑贏GDP 增長，就要求拓寬居民的收入渠道。對此，在初次分配中要提高居民收入占社會總財富的比重，在再分配的過程中，要增強社會保障力度、降低居民稅收壓力、建立完備的農村醫療保障體系，從而縮小居民收入差距。

最后，要發揮好數字普惠金融與居民收入增長之間的協同效應。數字普惠金融有利于普通群眾獲得更加完善的金融服務，其能夠緩解居民臨時性的資金壓力。借助各類數字普惠金融平臺，個人消費者以及小微企業能夠更加便捷、低成本的獲得信貸資金支持，這有利于居民收入增長、促進小微企業的發展。因此，要堅持數字普惠金融服務大眾的基本理念，從而通過發揮好其收入倍增器的作用，進而促進消費升級。