數字普惠金融、金融發展與居民消費
——基于動態面板門檻模型

陳 曦

（貴州大學 經濟學院，貴州 貴陽 550025）

一、引言

進一步激發國內潛在的消費需求，是推動形成以國內大循環為主體、國內國際雙循環的新發展格局的內在要求。當前我國社會的主要矛盾發生了變化，人民生活水平是否得到提升，我國能否加快實現結構性轉型升級，關鍵在于消費結構的優化。在經濟新常態下，我國未來經濟增長的主導模式將是消費型發展模式。借力于數字技術的新型普惠金融，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]，解除了小微企業信貸約束，降低了金融服務的門檻及交易的成本，提高了金融資源的可得性。隨著數字金融不斷發展，深入經濟社會的各個領域，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生了巨大改變。尤其是在2020 年后，數字金融展示出了獨有的優勢與活力，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，數字金融在推動消費與經濟增長中的作用可見一斑。

二、文獻綜述與研究假設

（一）文獻綜述

過去，國有大型商業銀行主導著我國金融體系，受到政府的干預較多，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，開源節流（葉海云，2000）[3]。諸多學者的研究已證實，金融發展有助于提升居民的消費。金融發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提升、金融結構的持續優化都是金融發展的表現形式（沈紅波等，2010）[6]。自2016 年數字普惠金融在G20 杭州峰會被正式提出以來，在我國得到了長足的發展（郭峰等，2020）[7]。互聯網經濟、金融科技、第三方支付平臺迅速崛起，基礎設施不斷完善，金融資源、信息及產品的可得性與普惠性得到了顯著提高，金融排斥得到緩解，整體經濟運行效率也得到提升。借助于數字技術迅猛發展的普惠金融，與傳統金融的發展產生了交互效應，地區金融發展程度是數字金融發展的基礎，金融發展越好的地區越早應用數字技術；數字金融的發展沖擊了傳統金融體系，反過來推動了銀行類金融機構數字化轉型，使傳統金融體系的內部結構不斷優化、效率持續提升，信息不對稱等問題得到緩解，金融服務的門檻也大幅降低（巴曙松和王紫宇，2021）[8]，實打實惠及居民家庭，為貧困、弱勢群體提供了均等化的發展機會，展現出包容性、高效率等突出優勢（郭峰等，2020）[7]。

已有文獻基于數字普惠金融自身維度、影響機制等方面，研究了數字普惠金融對不同地區、不同人群的影響，發現數字普惠金融能夠顯著提升居民的消費水平與消費結構，但對城鎮居民的提升作用更高（江紅莉和蔣鵬程，2020）[9]，總指數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（杜家廷等，2022）[10]。其中，使用深度與數字化程度都能促進家庭消費結構的升級（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。數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，促進其消費結構的升級。但較少從數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展程度作為門檻變量，通過動態面板門檻模型實證研究數字普惠金融對居民消費的影響，旨在為豐富相關領域的研究做出邊際貢獻，也為今后數字金融的發展提供參考。

（二）研究假設

作為數字技術與普惠金融的結合，數字普惠金融對居民消費水平與消費結構的影響不一定呈現線性特性。原因在于，一方面，數字普惠金融所使用的生產要素是具有規模經濟效應的。即當其發展水平超過某個閾值時，提供金融產品與金融服務的成本大大降低，邊際成本趨近于零，對居民消費的促進作用表現為邊際遞增。另一方面，錯配、過度匹配等金融領域的問題可能使其對居民消費的促進作用呈現邊際遞減的趨勢。另外，數字技術的運用帶來了便利，降低了成本，也增加了新的風險。在數字金融時代，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，對數字普惠金融及整個金融系統產生不確定性影響。為此提出本文的假設H1 和假設H2。

H1：數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：數字普惠金融對全體居民消費結構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，消費結構不斷完善，但受制于有限的物質條件與文化水平，我國農村居民的消費支出遠低于居民總體消費能力的增長，使得數字普惠金融對農村居民產生的影響較為有限。雖然數字金融的出現緩解了傳統金融機構提供服務在地理上的限制、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居民之間可能存在異質性。為此，提出本文假設H3。

H3：數字普惠金融對城鎮與農村居民消費的非線性影響存在異質性。

三、研究設計

（一）模型設計

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

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，代表數字普惠金融總指數；Fin 代表地區金融發展程度，為本文的門檻變量，γ 為門檻值，I（·）表示指示函數；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）變量與數據說明

基于數據的可得性，本文選取2016—2021 年我國31 個省（自治區、直轄市）（除港澳臺地區外）的居民消費面板數據作為研究樣本。以下是相關變量的構成與說明。

1.被解釋變量。選取居民的人均消費性支出的對數（con）、以及生存型消費的對數（con_s）、發展和享受型消費的對數（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，發展和享受型支出包含了生活用品及服務、交通通信、教育文化娛樂、醫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字普惠金融（Index），選用北京大學數字金融研究中心測算的數字普惠金融指數來衡量。

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

4.控制變量。選取人均可支配收入（Income）、城鎮化率（City）、少兒撫養比（R_child）、老年撫養比（R_old）、基本醫保參加人數（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算支出與地方生產總值之比；少兒撫養為0～14 歲兒童人口數與15～64 歲人口數之比，老年撫養比為65 歲及以上老年人口與15～64歲人口數之比。

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

表1 變量及描述性統計

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間內，解釋變量對被解釋變量的異質性影響的估計更準確，但其假設條件較為苛刻，要求協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構滯后一期的基礎上，以各地區的金融發展程度為門檻變量，參考Seo 等（2019）[14]動態面板門檻效應檢驗的方法，實證研究了在不同門檻區間內，數字普惠金融對居民消費水平及結構的非線性影響，實證結果如表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）報告了數字普惠金融總指數對居民消費水平的影響。在金融發展水平低于門檻值1.933 時，數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。在金融發展水平高于門檻值時，數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）分別表示數字普惠金融對居民生存型消費與發展型消費影響的結果，與消費水平類似，對于生存型消費而言，當地區金融發展高于門檻值后，數字普惠金融的促進作用更大。而對于發展和享受型消費而言，當金融發展低于門檻值時，解釋變量的估計系數為負且不顯著，但當金融發展高于門檻值時，解釋變量的估計系數由負轉正，且在5%的水平上顯著。

表2 全樣本門檻值估計

表3 全樣本動態面板門檻估計

探究非線性效應背后的經濟原因可能在于，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。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，因此數字普惠金融的出現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1 成立。隨著數字普惠金融的發展，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，表現為當金融發展到一定程度時，數字普惠金融才能顯著促進居民的發展與享受型消費，假設2 成立。

（二）內生性處理

考慮到可能存在的內生性問題，本文借鑒邱晗等（2018）[15]的做法，選取互聯網普及率作為數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）則展示了在考慮內生性問題后，數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）穩健性檢驗

1.改變估計方法。考慮到結果的穩健性，本文使用固定效應面板模型重新對樣本進行檢驗，結果如表5 列（1）所示。可以看到在面板模型中，數字普惠金融對樣本期居民的消費水平與消費結構均具有顯著的促進作用。

表5 穩健性檢驗

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

（四）異質性分析

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

表6 分城鄉居民門檻值估計

表7 分城鄉居民動態面板門檻估計

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

五、結論與政策建議

本文選取2016—2021 年我國31 個省（自治區、直轄市）（除港澳臺地區外）的居民消費面板數據作為研究樣本，引入地區金融發展程度為門檻變量，實證分析了數字普惠金融對居民消費的非線性影響。實證結果表明：一是數字普惠金融對居民消費水平與消費結構的影響均存在非線性動態門檻效應，由于數字普惠金融所使用的生產要素具有規模經濟效應，當其發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為邊際遞增。二是對于城鎮居民而言，當地區金融發展程度達到閾值后，數字普惠金融對其消費的促進作用更顯著。而農村居民由于基礎設施相對落后、金融知識匱乏，依然面臨數字金融的排斥問題，其消費狀況得到的改善相對較小。

基于以上結論，本文提出以下政策建議：一是我國應繼續大力發展數字普惠金融，以實現消費水平的提升和結構的優化，最終為經濟高質量發展注入內生動力；二是地區金融發展應跟上數字普惠金融發展的腳步，在數字經濟時代與數字普惠金融協同發展，實現優勢互補，縮小城鄉消費差距，使居民共享經濟發展的成果；三是加強農村數字金融基礎設施建設，大力推進農村地區數字普惠金融的發展，為釋放農村居民的消費潛力創造堅實的物質條件；四是繼續加強對農村居民金融知識的普及，通過提高居民的金融知識，改變其對數字金融的認識，縮小數字鴻溝，緩解金融排斥，實實在在享受到數字普惠金融的優勢。