數(shù)字普惠金融發(fā)展對(duì)消費(fèi)的刺激效應(yīng)
——基于非線性影響檢驗(yàn)

鄭海勇 博士生

（俄羅斯聯(lián)邦總統(tǒng)直屬俄羅斯國(guó)民經(jīng)濟(jì)與國(guó)家行政學(xué)院 俄羅斯莫斯科 010-135）

引言和相關(guān)文獻(xiàn)回顧

隨著數(shù)字技術(shù)與金融服務(wù)的不斷跨界融合，金融產(chǎn)品日益豐富化，對(duì)消費(fèi)的拉動(dòng)作用也積極顯現(xiàn)?；仡欉^(guò)去幾十年，內(nèi)需不足一直是困擾我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)重要短板，雖然國(guó)家積極出臺(tái)擴(kuò)大內(nèi)需的政策，但總體上仍沒(méi)有達(dá)到非常理想的效果。在當(dāng)前的狀態(tài)下，通過(guò)發(fā)揮數(shù)字普惠金融的優(yōu)勢(shì)，拉近這一新型金融產(chǎn)品與社會(huì)消費(fèi)群體的距離，也不失為新時(shí)期有效拉動(dòng)內(nèi)需的一個(gè)抓手。

在實(shí)證分析金融對(duì)消費(fèi)刺激效應(yīng)的研究領(lǐng)域，則更多地是建立在線性影響的假設(shè)之下的?；ㄖ袞|、高靜（2016）采用空間計(jì)量模型，研究區(qū)域金融發(fā)展對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的影響，結(jié)果正面支持了其研究觀點(diǎn)。張汨紅（2020）研究了我國(guó)金融集聚對(duì)居民消費(fèi)升級(jí)的影響，認(rèn)為金融集聚總體上促進(jìn)了居民消費(fèi)升級(jí)，且對(duì)于不同金融業(yè)態(tài)集聚，對(duì)消費(fèi)升級(jí)的影響程度也是不同的。高雅柔、劉露、苗金芳（2019）選取青海省的時(shí)間序列樣本，研究認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)金融對(duì)居民消費(fèi)的影響是非常顯著的。在數(shù)字普惠金融方面，易行健、周利（2018）以中國(guó)家庭的微觀數(shù)據(jù)，實(shí)證研究數(shù)字普惠金融發(fā)展是否顯著影響居民消費(fèi)，結(jié)果正面支持了這個(gè)觀點(diǎn)，且這種影響在中低收入階層家庭表現(xiàn)得更為明顯；劉世鵬（2019）采用面板數(shù)據(jù)模型，實(shí)證檢驗(yàn)了數(shù)字普惠金融發(fā)展對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)支出的影響，并認(rèn)為全國(guó)層面數(shù)字普惠金融發(fā)展顯著正向影響居民消費(fèi)，而從城鄉(xiāng)來(lái)看，農(nóng)村影響更為明顯，從不同消費(fèi)層級(jí)來(lái)看，低消費(fèi)水平的區(qū)域影響更為明顯。盡管他們從不同消費(fèi)層級(jí)梯度論證數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)的影響效應(yīng)，但本質(zhì)上仍是建立在固定系數(shù)的線性影響前提之下的。

事實(shí)上，數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)的這一刺激效應(yīng)很可能因?yàn)槟承┮蛩匕l(fā)展階段的不同而發(fā)生變化，因此非線性效應(yīng)是可能客觀存在的。在非線性效應(yīng)研究方面，王琳玲（2019）采用VAR模型研究了普惠金融發(fā)展對(duì)浙江農(nóng)村消費(fèi)的影響，認(rèn)為普惠金融的貢獻(xiàn)度和深化度對(duì)農(nóng)村消費(fèi)的影響長(zhǎng)期穩(wěn)定，且局部存在時(shí)變特征。蔡永衛(wèi)（2020）在分析所選樣本區(qū)域普惠金融的減貧效應(yīng)時(shí)，也發(fā)現(xiàn)這種影響效應(yīng)是存在非線性特征的。但是，關(guān)于數(shù)字普惠金融在對(duì)消費(fèi)的刺激作用上也存在非線性效應(yīng)，這一問(wèn)題學(xué)術(shù)界仍尚未充分開(kāi)展研究。為了彌補(bǔ)這一空白，本文采取一定的實(shí)證方法，研究分析數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)刺激的非線性效應(yīng)。

非線性效應(yīng)理論模型

（一）指標(biāo)選取與說(shuō)明

根據(jù)文章研究主題，在模型中包含的變量指標(biāo)主要有四個(gè)方面：一是被解釋變量，即消費(fèi)水平；二是重點(diǎn)考察的解釋變量，即數(shù)字普惠金融發(fā)展水平；三是有必要納入模型的控制變量；四是門(mén)檻變量。

消費(fèi)水平。以往有很多學(xué)者將消費(fèi)水平作為變量研究，且一般都選取消費(fèi)規(guī)模作為水平反映指標(biāo)，包括社會(huì)消費(fèi)品零售總額、居民消費(fèi)支出等。而在倡導(dǎo)質(zhì)量效益優(yōu)先的時(shí)代背景下，筆者認(rèn)為單從規(guī)模指標(biāo)是無(wú)法充分反映水平變量的，據(jù)此，本文選取了兩類(lèi)指標(biāo)反映消費(fèi)水平：一是消費(fèi)規(guī)模，采用人均社會(huì)消費(fèi)品零售總額作為指標(biāo)；二是消費(fèi)層次水平，采用享受型消費(fèi)支出占消費(fèi)總支出的比重作為指標(biāo)，其中享受型消費(fèi)包括交通和通信消費(fèi)、教育、文化和娛樂(lè)消費(fèi)、醫(yī)療保健消費(fèi)、其他用品及服務(wù)消費(fèi)。

數(shù)字普惠金融水平。由于無(wú)法直接獲取反映數(shù)字普惠金融水平的指標(biāo)，本文結(jié)合指標(biāo)多維測(cè)量原則，利用北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心測(cè)算的北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)（2011-2018 年）評(píng)價(jià)指標(biāo)體系及測(cè)算結(jié)果，作為數(shù)字普惠金融水平的數(shù)據(jù)。

控制變量。結(jié)合我國(guó)國(guó)情，本文選擇產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政府支持、工資水平和城鎮(zhèn)化水平4個(gè)控制變量。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，用第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比值作為指標(biāo)。政府支持，采用政府預(yù)算內(nèi)財(cái)政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重作為指標(biāo)。工資水平，采用人均工資總額表示，即城鎮(zhèn)居民年總工資額與城鎮(zhèn)居民就業(yè)人數(shù)之比。城鎮(zhèn)化水平，用城鎮(zhèn)常住人口占地區(qū)總?cè)丝诘谋戎刈鳛橹笜?biāo)。

門(mén)檻變量。結(jié)合已有研究，筆者認(rèn)為數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)刺激的影響，一方面可能與當(dāng)?shù)氐慕鹑诎l(fā)展階段有關(guān)，另一方面也可能與當(dāng)?shù)氐暮暧^經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有關(guān)。因?yàn)橐粋€(gè)地區(qū)的金融水平較高，則金融扶持的力度也越大，理論上越有利于發(fā)揮數(shù)字普惠金融的作用。若一個(gè)地區(qū)的宏觀經(jīng)濟(jì)水平越高，則各類(lèi)支持條件也相對(duì)更加完備，理論上也更有利于發(fā)揮數(shù)字普惠金融的作用。因此，本文分別采用金融發(fā)展水平和宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平兩個(gè)外生變量作為門(mén)檻變量。金融發(fā)展水平用人均地區(qū)金融業(yè)增加值表示，宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平從人均地區(qū)生產(chǎn)總值表示。

（二）模型構(gòu)建

在考察非線性效應(yīng)時(shí)，本文沿用Hansen的門(mén)檻面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行實(shí)證。根據(jù)變量選取，構(gòu)建門(mén)檻面板數(shù)據(jù)模型如下：

表1 我國(guó)2011-2018年數(shù)字普惠金融指數(shù)結(jié)果

表2 數(shù)字普惠金融指數(shù)的變異系數(shù)及年度最高、最低值

其中，consume表示消費(fèi)水平，分別用消費(fèi)規(guī)模和消費(fèi)層次水平表示，I表示門(mén)檻變量的示性函數(shù)，門(mén)檻變量為Mit，分別用金融發(fā)展水平finance和宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平PGDP表示，θ1，θ2，…，θn均為門(mén)檻值，其中n的具體值要通過(guò)門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)得到，β1，β2，…，βn表示待估計(jì)的系數(shù)，Ind表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，Gov表示政府支持，wage表示工資水平，city表示城鎮(zhèn)化水平，γ為控制變量的待估計(jì)系數(shù)，ε為模型的隨機(jī)誤差項(xiàng)。

（三）數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文選取的數(shù)據(jù)年份包括2011-2018年，數(shù)據(jù)截面包括我國(guó)大陸除西藏自治區(qū)以外（西藏自治區(qū)部分統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)未能獲取，故不列入樣本）的30個(gè)省、直轄市或自治區(qū)。以上指標(biāo)的數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站、各地歷年統(tǒng)計(jì)年鑒和國(guó)研網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)，其中數(shù)字普惠金融水平的數(shù)據(jù)來(lái)源于《北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)（2011-2018 年）》。為了增強(qiáng)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性，對(duì)于消費(fèi)規(guī)模、金融發(fā)展水平、宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、工資水平等帶有量綱的指標(biāo)均做對(duì)數(shù)化處理。

數(shù)字普惠金融水平分析

（一）發(fā)展趨勢(shì)分析

根據(jù)30個(gè)省份2011-2018年的數(shù)字普惠金融指數(shù)，取均值得到全國(guó)的數(shù)字普惠金融指數(shù)結(jié)果，同時(shí)又測(cè)算了歷年30個(gè)省份數(shù)字普惠金融指數(shù)的中位數(shù)，結(jié)果如表1所示。

根據(jù)測(cè)算結(jié)果，從2011年到2018年，我國(guó)的數(shù)字普惠金融指數(shù)呈現(xiàn)出非常顯著的提升態(tài)勢(shì)。2018年指數(shù)結(jié)果為301.0707，而2011年指數(shù)僅為40.7970，僅8年期間指數(shù)就將近翻了三番，年均增速為33.05%。與此同時(shí)，我們發(fā)現(xiàn)從2011年至2018年，我國(guó)數(shù)字普惠金融指數(shù)都是逐年提升的，這也體現(xiàn)了多年以來(lái)我國(guó)數(shù)字普惠金融水平是呈現(xiàn)出穩(wěn)步提升的態(tài)勢(shì)的。根據(jù)中位數(shù)結(jié)果，也進(jìn)一步體現(xiàn)了我國(guó)數(shù)字普惠金融水平的逐年提升趨勢(shì)，2018年中位數(shù)為295.0300，2011年僅為33.7350，2018年較2011年提高了774.55%。

（二）區(qū)域差異分析

通過(guò)計(jì)算歷年30個(gè)省份數(shù)字普惠金融指數(shù)的變異系數(shù)，可以比較數(shù)字普惠金融水平的區(qū)域差異性，結(jié)果如表2所示。

根據(jù)結(jié)果可以看出，2011-2018年30個(gè)省份數(shù)字普惠金融指數(shù)的變異系數(shù)總體上是不斷下降的，說(shuō)明了近年來(lái)我國(guó)數(shù)字普惠金融水平的區(qū)域差異表現(xiàn)出收窄趨勢(shì)。2018年變異系數(shù)值為0.0976，較2011年的0.4431有明顯的減少。在2011-2017年期間，變異系數(shù)值逐年下降，但2018年較2017年變異系數(shù)值有小幅回升。另一方面，在2011-2018年期間，數(shù)字普惠金融指數(shù)最高的省份除了2016年為北京市以外，其余年份都以上海市為最高；而數(shù)字普惠金融指數(shù)最低的省份除2015年為貴州省以外，其余年份都以青海省為最低。由此可見(jiàn)，我國(guó)數(shù)字普惠金融水平最高的省份，“守擂”狀態(tài)基本上是比較穩(wěn)定，而數(shù)字普惠金融水平最低的省份，也基本上是持續(xù)處在最低位置的。

數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)刺激的非線性效應(yīng)實(shí)證檢驗(yàn)

（一）數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)規(guī)模的非線性效應(yīng)檢驗(yàn)

門(mén)檻數(shù)量選擇。以消費(fèi)規(guī)模為因變量，分別以金融規(guī)模和宏觀經(jīng)濟(jì)水平為門(mén)檻變量，檢驗(yàn)數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)規(guī)模的影響是否存在門(mén)檻效應(yīng)，即存在非線性影響效應(yīng)?；谘芯啃枰?，這里僅考察到三個(gè)門(mén)檻值，即零假設(shè)條件最高為“存在兩個(gè)門(mén)檻”。檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

由門(mén)檻數(shù)量檢驗(yàn)結(jié)果可知：當(dāng)選擇金融規(guī)模為門(mén)檻變量時(shí)，對(duì)于零假設(shè)條件“不存在門(mén)檻值”、“存在一個(gè)門(mén)檻值”、“存在兩個(gè)門(mén)檻值”都是通過(guò)顯著性檢驗(yàn)的，因此認(rèn)為此時(shí)至少有3個(gè)門(mén)檻值，分別為5.0634、7.2892、9.0042。通過(guò)反對(duì)數(shù)化處理，可以得到人均金融業(yè)增加值的三個(gè)門(mén)檻值分別為158.12、1464.40、8137.19（單位：元）。類(lèi)似地，當(dāng)選擇宏觀經(jīng)濟(jì)水平為門(mén)檻變量時(shí)，對(duì)于零假設(shè)條件“不存在門(mén)檻值”、“存在一個(gè)門(mén)檻值”、“存在兩個(gè)門(mén)檻值”也都通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，因此可以認(rèn)為至少有3個(gè)門(mén)檻值，分別為8.5823、10.5942、11.4923。通過(guò)反對(duì)數(shù)化處理，可以得到人均地區(qū)生產(chǎn)總值的三個(gè)門(mén)檻值分別為5336.37、39902.73、97958.58（單位：元）?；貧w檢驗(yàn)。通過(guò)門(mén)檻面板模型回歸，結(jié)果如表4所示。

首先，觀察第二列即門(mén)檻變量為金融規(guī)模時(shí)的結(jié)果。當(dāng)金融規(guī)模處于第一階段，即人均金融業(yè)增加值低于158.12元時(shí)，DI_Fin的系數(shù)為0.0827，且沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。隨著金融規(guī)模不斷增加，到了第二階段時(shí)，DI_Fin的系數(shù)提高至0.1033，且已在5%的水平通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，此時(shí)數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)規(guī)模的影響是正向且比較顯著的。隨著金融規(guī)模的繼續(xù)增加，到了第三階段，即人均金融業(yè)增加值處于1464.40-8137.19元這一區(qū)間時(shí)，DI_Fin的系數(shù)又提高至0.2095，提升幅度較大，說(shuō)明數(shù)字普惠金融發(fā)展對(duì)消費(fèi)規(guī)模擴(kuò)大的促進(jìn)作用也在明顯提高。當(dāng)金融規(guī)模持續(xù)增加直至高于8137.19元這一門(mén)檻后，數(shù)字普惠金融水平對(duì)應(yīng)的系數(shù)提高至0.2276，且仍通過(guò)5%的顯著性檢驗(yàn)。據(jù)此結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，我國(guó)數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)規(guī)模的刺激作用因金融規(guī)模的變化而發(fā)生動(dòng)態(tài)變化，一般而言，當(dāng)金融規(guī)模很小時(shí)，數(shù)字普惠金融規(guī)模也非常小，不足以發(fā)揮對(duì)消費(fèi)的刺激作用，而隨著金融規(guī)模的不斷擴(kuò)大，數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)規(guī)模提升的促進(jìn)作用日益顯現(xiàn)出來(lái)，拉動(dòng)力也在不斷提高?；诖?，可以認(rèn)為在金融規(guī)模的門(mén)檻效應(yīng)下，數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)規(guī)模增長(zhǎng)的促進(jìn)作用存在較為明顯的非線性效應(yīng)。

其次，觀察門(mén)檻變量為宏觀經(jīng)濟(jì)水平時(shí)的結(jié)果。在第一階段即人均地區(qū)生產(chǎn)總值小于5336.37元時(shí)，DI_Fin的系數(shù)為0.0969，通過(guò)5%的顯著性檢驗(yàn)，在這一階段數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)規(guī)模擴(kuò)張存在刺激作用但程度較低。隨著經(jīng)濟(jì)規(guī)模不斷提高，當(dāng)人均地區(qū)生產(chǎn)總值處于第二階段時(shí)，DI_Fin的系數(shù)提高至0.1489，且仍在5%的水平通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。當(dāng)人均地區(qū)生產(chǎn)總值處于第三階段時(shí)，DI_Fin的系數(shù)又提高至0.1835，且在1%的水平通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。當(dāng)經(jīng)濟(jì)規(guī)模持續(xù)增加直至人均地區(qū)生產(chǎn)總值跨過(guò)97958.58元這一門(mén)檻后，數(shù)字普惠金融水平對(duì)應(yīng)的系數(shù)又提高至0.2532。據(jù)此可以表明，在宏觀經(jīng)濟(jì)水平的門(mén)檻效應(yīng)下，數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)規(guī)模增長(zhǎng)的促進(jìn)作用存在較為明顯的非線性效應(yīng)，基本上對(duì)消費(fèi)規(guī)模的刺激作用隨著經(jīng)濟(jì)規(guī)模的增加而不斷提高。相比之下，當(dāng)選擇宏觀經(jīng)濟(jì)水平作為門(mén)檻變量時(shí)，數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)規(guī)模的刺激作用程度總體上要高于選擇金融規(guī)模作為門(mén)檻變量時(shí)的程度，這可能是由于在整個(gè)消費(fèi)環(huán)境中，金融因素只是其中一個(gè)方面，而宏觀經(jīng)濟(jì)水平則包含了除金融業(yè)以外其他各類(lèi)影響消費(fèi)的因素，包括生產(chǎn)、流通和相關(guān)服務(wù)領(lǐng)域，因而更能體現(xiàn)出對(duì)消費(fèi)規(guī)模的拉動(dòng)作用。

表3 因變量為消費(fèi)規(guī)模的門(mén)檻數(shù)量檢驗(yàn)結(jié)果

表4 因變量為消費(fèi)規(guī)模的門(mén)檻面板回歸結(jié)果

表5 因變量為消費(fèi)層次水平的門(mén)檻數(shù)量檢驗(yàn)結(jié)果

表6 因變量為消費(fèi)層次水平的門(mén)檻面板回歸結(jié)果

（二）數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)層次水平的非線性效應(yīng)檢驗(yàn)

門(mén)檻數(shù)量選擇。以消費(fèi)層次水平為因變量，分別以金融規(guī)模和宏觀經(jīng)濟(jì)水平為門(mén)檻變量，檢驗(yàn)數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)層次水平的影響是否存在門(mén)檻效應(yīng)，結(jié)果如表5所示?？梢钥吹剑寒?dāng)選擇金融規(guī)模為門(mén)檻變量時(shí)，僅對(duì)零假設(shè)條件“不存在門(mén)檻值”、通過(guò)顯著性檢驗(yàn)的，因此認(rèn)為不存在門(mén)檻值，即可以認(rèn)為數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)層次水平的影響是不以金融規(guī)模的變化作為門(mén)檻效應(yīng)變量的。而當(dāng)選擇宏觀經(jīng)濟(jì)水平為門(mén)檻變量時(shí)，對(duì)于零假設(shè)條件“不存在門(mén)檻值”、“存在一個(gè)門(mén)檻值”都通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但對(duì)于第三個(gè)條件“存在兩個(gè)門(mén)檻值”未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，因此可以認(rèn)為有2個(gè)門(mén)檻值，分別為8.8624，10.8077。通過(guò)反對(duì)數(shù)化處理，可以得到人均地區(qū)生產(chǎn)總值的兩個(gè)門(mén)檻值分別為7061.41、49399.72（單位：元）。

回歸檢驗(yàn)。同樣地，采用門(mén)檻面板模型進(jìn)行回歸，結(jié)果如表6所示。

由于此時(shí)金融規(guī)模不存在門(mén)檻效應(yīng)，因此第二列反映了不添加任何門(mén)檻變量的回歸結(jié)果。DI_Fin的系數(shù)為0.1126，且通過(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn)。這就表明，在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政府支持、工資水平和城鎮(zhèn)化水平4個(gè)控制變量納入的前提下，數(shù)字普惠金融水平對(duì)消費(fèi)層次水平提升的刺激作用也是較為顯著的，拉動(dòng)系數(shù)為0.1126。除了數(shù)字普惠金融以外，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、工資水平和城鎮(zhèn)化水平也是影響消費(fèi)層次提升的重要因素。

再來(lái)觀察門(mén)檻變量為宏觀經(jīng)濟(jì)水平時(shí)的結(jié)果。當(dāng)處于第一階段，即人均地區(qū)生產(chǎn)總值小于7061.41元時(shí)，DI_Fin的系數(shù)為0.0389，且未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，可知在這一階段數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)層次提升的促進(jìn)作用并沒(méi)有有效釋放。而隨著經(jīng)濟(jì)規(guī)模不斷提高，當(dāng)人均地區(qū)生產(chǎn)總值處于7061.41元和49399.72元區(qū)間時(shí)，DI_Fin的系數(shù)提高至0.0725，且仍在5%的水平通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。當(dāng)經(jīng)濟(jì)規(guī)模繼續(xù)提高，人均地區(qū)生產(chǎn)總值跨過(guò)49399.72元這一門(mén)檻值時(shí)，DI_Fin的系數(shù)又提高至0.1596，且在5%的水平通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。總體來(lái)看，數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)層次提升的刺激作用，明顯受宏觀經(jīng)濟(jì)水平這一門(mén)檻變量的約束，隨著經(jīng)濟(jì)規(guī)模的不斷擴(kuò)大，數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)層次提升的促進(jìn)作用也不斷顯現(xiàn)出來(lái)。此外，與前面因變量為消費(fèi)規(guī)模的結(jié)果比較可知，當(dāng)存在經(jīng)濟(jì)規(guī)模作為門(mén)檻變量時(shí)，數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)層次提升的促進(jìn)作用，在一定程度上滯后于對(duì)消費(fèi)規(guī)模的作用，這可能是由于消費(fèi)層次提升也是建立在消費(fèi)規(guī)模不斷擴(kuò)張的基礎(chǔ)之上的，只有消費(fèi)規(guī)模達(dá)到一定的程度，才有可能轉(zhuǎn)變消費(fèi)方式，調(diào)整消費(fèi)結(jié)構(gòu)，從而使消費(fèi)層次得以提高。

結(jié)論及建議

本文采用門(mén)檻面板數(shù)據(jù)模型，將消費(fèi)水平分解為消費(fèi)規(guī)模和消費(fèi)層次水平兩個(gè)層面，實(shí)證檢驗(yàn)了數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)刺激的非線性效應(yīng)。基本的結(jié)論如下：第一，數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)規(guī)模的擴(kuò)張存在顯著的刺激作用，且金融規(guī)模和宏觀經(jīng)濟(jì)水平兩者都發(fā)揮了重要的門(mén)檻效應(yīng)，基本上隨著金融規(guī)?；蛘吆暧^經(jīng)濟(jì)規(guī)模的不斷增加，數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)規(guī)模的刺激作用都得到不斷強(qiáng)化，即存在較為明顯的“拋物線”型的非線性效應(yīng)。第二，數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)層次提升的擴(kuò)張存在顯著的刺激作用，且主要受到宏觀經(jīng)濟(jì)水平的門(mén)檻效應(yīng)，當(dāng)宏觀經(jīng)濟(jì)規(guī)模不斷增加時(shí)，數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)層次提升的非線性刺激作用也是存在的，但是金融規(guī)模卻沒(méi)有發(fā)揮明顯的門(mén)檻效應(yīng)。

數(shù)字普惠金融作為一種新興的金融業(yè)態(tài)，無(wú)論是刺激消費(fèi)增長(zhǎng)，還是刺激消費(fèi)層次提升，都發(fā)揮了重要的作用，因此數(shù)字普惠金融是有效拉動(dòng)內(nèi)需的一個(gè)重要支撐點(diǎn)。對(duì)此，本文提出有關(guān)建議：一是數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)的支持既要重量也要重質(zhì)。在提供新型金融服務(wù)時(shí)，要快速響應(yīng)和識(shí)別市場(chǎng)的金融需求，創(chuàng)新金融產(chǎn)品供給，滿足更多領(lǐng)域消費(fèi)，以更好地發(fā)揮內(nèi)需刺激作用。二是要通過(guò)完善金融和信息化配套設(shè)施以夯實(shí)數(shù)字金融發(fā)展基礎(chǔ)。有效利用金融科技和信息化手段，降低數(shù)字普惠金融的服務(wù)成本，增強(qiáng)對(duì)系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)的控制能力，提升金融服務(wù)的觸達(dá)能力。建立完善數(shù)字化征信平臺(tái)，規(guī)范市場(chǎng)主體行為。三是數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)的支持也要依階段量力而行。數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)的刺激作用，因金融規(guī)模和宏觀經(jīng)濟(jì)規(guī)模的變化而發(fā)生動(dòng)態(tài)變化，因此在提倡數(shù)字普惠金融的熱潮下，也要結(jié)合當(dāng)前整個(gè)經(jīng)濟(jì)面以及金融業(yè)發(fā)展實(shí)際，適度供給數(shù)字普惠金融產(chǎn)品，盡量避免因過(guò)度供給而產(chǎn)生資源浪費(fèi)。