數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)市場(chǎng)活躍度的影響研究

張冰倩，毛海濤

(1.中國(guó)社會(huì)科學(xué)院 拉丁美洲研究所，北京 100007；2.信陽(yáng)師范學(xué)院 資產(chǎn)處，河南 信陽(yáng)464000)

一、文獻(xiàn)概述

消費(fèi)是保持國(guó)民經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行的“穩(wěn)定器”。在經(jīng)濟(jì)面臨下行壓力的情況下，消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用更為明顯。伴隨大數(shù)據(jù)發(fā)展，數(shù)字技術(shù)與金融服務(wù)呈現(xiàn)加速融合趨勢(shì)。數(shù)字普惠金融利用技術(shù)優(yōu)勢(shì)，在及時(shí)、精準(zhǔn)、有效、無(wú)接觸金融服務(wù)方面發(fā)揮著關(guān)鍵作用，緩解了居民流動(dòng)性約束，進(jìn)而影響居民消費(fèi)意愿。因此，研究數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)市場(chǎng)活躍度的影響具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

數(shù)字惠普金融與數(shù)字金融既有聯(lián)系又有區(qū)別。數(shù)字金融與數(shù)字惠普金融都是數(shù)字技術(shù)進(jìn)步的產(chǎn)物，數(shù)字金融是互聯(lián)網(wǎng)時(shí)代金融發(fā)展的新形態(tài)，數(shù)字惠普金融是數(shù)字金融的子系統(tǒng)，數(shù)字惠普金融是利用現(xiàn)代信息技術(shù)使更多微觀個(gè)體受益的一種金融制度安排。數(shù)字普惠金融作為普惠金融的新形態(tài)，近年來(lái)備受關(guān)注。白志紅以我國(guó)農(nóng)村市場(chǎng)為研究對(duì)象驗(yàn)證了數(shù)字普惠金融對(duì)擴(kuò)大內(nèi)需具有積極作用[1]；廖凱誠(chéng)等對(duì)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)算，發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融的發(fā)展可以顯著降低金融業(yè)全要素生產(chǎn)率[2]；何平平和羅若闌通過(guò)對(duì)CFPS面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究，得出數(shù)字普惠金融能減緩居民貧困[3]；任太增和殷志高的研究發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的包容性增長(zhǎng)具有顯著促進(jìn)作用，且在城市創(chuàng)新活力較高的地區(qū)，數(shù)字普惠金融對(duì)包容性增長(zhǎng)的促進(jìn)作用更加明顯[4]；張金林等基于CHFS微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，就數(shù)字普惠金融對(duì)共同富裕的影響進(jìn)行探究，指出數(shù)字普惠金融能夠推動(dòng)共同富裕，創(chuàng)業(yè)活躍度提升是數(shù)字普惠金融推進(jìn)共同富裕的重要路徑[5]；楊林和趙洪波研究發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融可顯著提升農(nóng)民人均可支配收入[6]。數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)活動(dòng)產(chǎn)生了不可忽視的影響，許多研究針對(duì)數(shù)字普惠金融與消費(fèi)活動(dòng)之間的關(guān)系進(jìn)行了探討。易行健和周利認(rèn)為數(shù)字普惠金融主要通過(guò)緩解流動(dòng)性約束、便利居民支付兩種機(jī)制促進(jìn)居民消費(fèi)[7]；江紅莉和蔣鵬程通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融主要通過(guò)縮小城鄉(xiāng)收入差距和優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)兩種機(jī)制優(yōu)化消費(fèi)結(jié)構(gòu)[8]；鄒新月和王旺通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融可以有效提高居民消費(fèi)水平[9]；涂穎清和萬(wàn)建軍指出，數(shù)字普惠金融的發(fā)展顯著提升了中國(guó)居民的整體消費(fèi)水平，發(fā)揮了“數(shù)字效應(yīng)”和“普惠效應(yīng)”的雙重作用，其對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的促進(jìn)效應(yīng)明顯高于農(nóng)村居民[10]；南永清等認(rèn)為數(shù)字普惠金融對(duì)我國(guó)中西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)有明顯促進(jìn)作用，相較于數(shù)字金融覆蓋廣度和數(shù)字化支持程度，數(shù)字金融使用深度呈現(xiàn)出更高的消費(fèi)促進(jìn)效應(yīng)[11]；孫玉環(huán)等通過(guò)理論探討和實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融對(duì)低收入和中等收入家庭居民消費(fèi)促進(jìn)作用顯著，但對(duì)高收入家庭無(wú)顯著影響[12]；魯楠探究了數(shù)字普惠金融對(duì)長(zhǎng)三角地區(qū)居民消費(fèi)的影響，發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融對(duì)該地區(qū)居民消費(fèi)呈正向影響作用，且對(duì)該地區(qū)農(nóng)村居民消費(fèi)水平促進(jìn)作用更為明顯[13]；黎翠梅和周瑩通過(guò)構(gòu)建空間計(jì)量模型發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融借助數(shù)字化支付、信貸、保險(xiǎn)等途徑直接刺激農(nóng)村消費(fèi)增長(zhǎng)，其中數(shù)字化支付是最主要影響渠道[14]；任蓉等從空間視角研究數(shù)字普惠金融對(duì)居民消費(fèi)支出的異質(zhì)性影響，發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融覆蓋廣度和使用深度對(duì)居民消費(fèi)支出的直接效應(yīng)顯著為正，但數(shù)字化程度的直接效應(yīng)顯著為負(fù)[15]。

綜上，現(xiàn)有研究從多方法、多角度對(duì)數(shù)字普惠金融與消費(fèi)活動(dòng)之間的關(guān)系進(jìn)行了探討，但從實(shí)證角度分析數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)市場(chǎng)活躍度影響的研究仍然不足。提升消費(fèi)市場(chǎng)活躍度是構(gòu)建新發(fā)展格局的重要內(nèi)容，基于此，本文基于2011年至2018年我國(guó)30個(gè)省份的相關(guān)數(shù)據(jù)，從實(shí)證角度分析數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)市場(chǎng)活躍度的影響效應(yīng)。

二、實(shí)證設(shè)計(jì)

(一)變量選擇

被解釋變量是消費(fèi)市場(chǎng)活躍度(簡(jiǎn)稱HYD)，參考溫湖煒等[16]的方法，本研究以社會(huì)消費(fèi)品零售總額來(lái)體現(xiàn)區(qū)域消費(fèi)市場(chǎng)活躍度。

解釋變量是數(shù)字普惠金融指數(shù)(簡(jiǎn)稱SZP)，該指數(shù)來(lái)源于北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心。

控制變量包含人力資本水平、城鎮(zhèn)化水平、工業(yè)化水平和老齡化程度。人力資本水平(簡(jiǎn)稱RLZ)由每10萬(wàn)人普通高等學(xué)校在校學(xué)生數(shù)來(lái)表示；城鎮(zhèn)化水平(簡(jiǎn)稱CZH)由城鎮(zhèn)人口數(shù)量與總?cè)丝跀?shù)量的比值來(lái)表示；工業(yè)化水平(簡(jiǎn)稱GYH)由第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與GDP的比值來(lái)表示；老齡化程度(簡(jiǎn)稱LLH)由65歲以上人口數(shù)量與總?cè)丝跀?shù)量比值來(lái)表示。

樣本數(shù)據(jù)為2011年至2018年我國(guó)30個(gè)省份(未包含港澳臺(tái)和西藏)相關(guān)數(shù)據(jù)。被解釋變量和控制變量的原始數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)庫(kù)。

(二)模型設(shè)定

為考察數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)市場(chǎng)活躍度的影響程度，本研究構(gòu)建以下面板模型：

lnHYDit=α+β1lnSZPit+γlnZit+εit

(1)

其中，HYD為被解釋變量，即消費(fèi)市場(chǎng)活躍度；SZP表示核心解釋變量，即數(shù)字普惠金融指數(shù)；Z為控制變量；i,t分別代表省份和年份；εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)?？刂谱兞堪肆Y本水平(RLZ)、城鎮(zhèn)化水平(CZH)、工業(yè)化水平(GYH)和老齡化程度(LLH)。

表1 全樣本的回歸結(jié)果

三、實(shí)證分析

(一)總體結(jié)果

全樣本的回歸結(jié)果如表1所示。當(dāng)采用普通最小二乘法進(jìn)行回歸后，數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)市場(chǎng)活躍度的影響系數(shù)為0.4191，且在1%置信水平上顯著；當(dāng)采用面板隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行回歸后，數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)市場(chǎng)活躍度的影響系數(shù)為0.1471，且在1%置信水平上顯著；當(dāng)采用面板固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸后，數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)市場(chǎng)活躍度的影響系數(shù)為0.1126，且在1%置信水平上顯著。這說(shuō)明，數(shù)字普惠金融與消費(fèi)市場(chǎng)活躍度呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系?？傮w而言，在樣本區(qū)間內(nèi)數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)市場(chǎng)活躍度產(chǎn)生了顯著的正向影響。在構(gòu)建新發(fā)展格局的過(guò)程中，數(shù)字普惠金融具有不可忽視的積極價(jià)值。經(jīng)Hausman檢驗(yàn)后，本研究最終采用固定效應(yīng)模型分析控制變量對(duì)消費(fèi)市場(chǎng)活躍度的影響效應(yīng)。其結(jié)果顯示，在各控制變量中，只有城鎮(zhèn)化水平的回歸系數(shù)顯著為正，這說(shuō)明城鎮(zhèn)化水平與消費(fèi)市場(chǎng)活躍度具有顯著的正相關(guān)性。城鎮(zhèn)是消費(fèi)市場(chǎng)的重要載體，消費(fèi)市場(chǎng)的繁榮離不開城鎮(zhèn)人口的支撐。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)以上實(shí)證研究的穩(wěn)健性，本研究采用人均社會(huì)消費(fèi)品零售總額來(lái)體現(xiàn)區(qū)域消費(fèi)市場(chǎng)活躍度并重新回歸。表2顯示，當(dāng)采用普通最小二乘法進(jìn)行回歸后，數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)市場(chǎng)活躍度的影響系數(shù)為0.1972，且在1%置信水平上顯著；當(dāng)采用面板隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行回歸后，數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)市場(chǎng)活躍度的影響系數(shù)為0.1737，且在1%置信水平上顯著；當(dāng)采用面板固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸后，數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)市場(chǎng)活躍度的影響系數(shù)為0.1035。雖然更換指標(biāo)，但數(shù)字普惠金融的回歸系數(shù)方向沒(méi)有發(fā)生變化，同時(shí)數(shù)字普惠金融的回歸系數(shù)大小也沒(méi)有發(fā)生特別明顯的變化。這說(shuō)明，實(shí)證結(jié)果具有一定穩(wěn)健性。

表2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(三)異質(zhì)性分析

本研究將從區(qū)域差異的角度實(shí)證分析數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)市場(chǎng)活躍度的不同影響效應(yīng)。

1.基于東部地區(qū)樣本的實(shí)證分析

東部地區(qū)樣本的回歸結(jié)果如表3所示。當(dāng)采用普通最小二乘法進(jìn)行回歸后，數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)市場(chǎng)活躍度的影響系數(shù)為0.5195，且在1%置信水平上顯著；當(dāng)采用面板隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行回歸后，數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)市場(chǎng)活躍度的影響系數(shù)為0.3172，且在1%置信水平上顯著；當(dāng)采用面板固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸后，數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)市場(chǎng)活躍度的影響系數(shù)為0.2893，且在1%置信水平上顯著。這說(shuō)明在東部地區(qū)數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)市場(chǎng)活躍度產(chǎn)生了顯著的正向影響。東部地區(qū)屬于經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)的地區(qū)，同時(shí)也是市場(chǎng)化水平相對(duì)較高的地區(qū)。在東部地區(qū)，數(shù)字普惠金融能夠以較小的交易成本促進(jìn)消費(fèi)市場(chǎng)活躍度的提升。

表3 東部地區(qū)樣本的回歸結(jié)果

2.基于中部地區(qū)樣本的實(shí)證分析

中部地區(qū)樣本的回歸結(jié)果如表4所示。當(dāng)采用普通最小二乘法進(jìn)行回歸后，數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)市場(chǎng)活躍度的影響系數(shù)為0.449，且在1%置信水平上顯著；當(dāng)采用面板隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行回歸后，數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)市場(chǎng)活躍度的影響系數(shù)為0.1123，且在1%置信水平上顯著；當(dāng)采用面板固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸后，數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)市場(chǎng)活躍度的影響系數(shù)并不顯著。

經(jīng)Hausman檢驗(yàn)后，本研究采用隨機(jī)效應(yīng)模型分析數(shù)字普惠金融對(duì)中部地區(qū)消費(fèi)市場(chǎng)活躍度的影響效應(yīng)。表4中列(2)的回歸結(jié)果說(shuō)明，在中部地區(qū)數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)市場(chǎng)活躍度同樣產(chǎn)生了顯著的正向影響。但是與東部地區(qū)的回歸結(jié)果相比，可以發(fā)現(xiàn)，在中部地區(qū)數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)市場(chǎng)活躍度的影響系數(shù)相對(duì)較小。

表4 中部地區(qū)樣本的回歸結(jié)果

3.基于西部地區(qū)樣本的實(shí)證分析

西部地區(qū)樣本的回歸結(jié)果如表5所示。三種模型的回歸結(jié)果均顯示，在西部地區(qū)數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)市場(chǎng)活躍度的影響系數(shù)并不顯著，在西部地區(qū)人力資本水平和城鎮(zhèn)化水平對(duì)消費(fèi)市場(chǎng)活躍度具有顯著的正向影響。

表5 西部地區(qū)樣本的回歸結(jié)果

四、結(jié)論與啟示

本文基于2011年至2018年我國(guó)30個(gè)省份的相關(guān)數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)市場(chǎng)活躍度的影響效應(yīng)。研究結(jié)論如下：第一，總體而言，數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)市場(chǎng)活躍度具有顯著的正向影響。第二，采用人均社會(huì)消費(fèi)品零售總額來(lái)體現(xiàn)區(qū)域消費(fèi)市場(chǎng)活躍度的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果同樣表明數(shù)字普惠金融對(duì)消費(fèi)市場(chǎng)活躍度具有促進(jìn)作用。第三，數(shù)字普惠金融對(duì)我國(guó)東部和中部地區(qū)消費(fèi)市場(chǎng)活躍度提升具有顯著促進(jìn)效應(yīng)，其中東部地區(qū)效應(yīng)更明顯。第四，數(shù)字普惠金融對(duì)我國(guó)西部地區(qū)消費(fèi)市場(chǎng)活躍度的促進(jìn)作用不夠顯著。第五，城鎮(zhèn)化水平對(duì)消費(fèi)市場(chǎng)活躍度也具有顯著的正向影響。

本研究有以下啟示：第一，充分發(fā)揮數(shù)字普惠金融促進(jìn)居民消費(fèi)的積極作用。實(shí)證結(jié)果說(shuō)明，數(shù)字普惠金融的發(fā)展具有促進(jìn)居民消費(fèi)的正向影響效應(yīng)。在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)形勢(shì)與政策背景下，需全面提升普惠金融的數(shù)字化程度，加強(qiáng)農(nóng)村地區(qū)的網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，同時(shí)加大數(shù)字普惠金融的宣傳和推廣。第二，客觀認(rèn)識(shí)數(shù)字普惠金融發(fā)展的空間非均衡性。一方面，積極發(fā)揮數(shù)字普惠金融對(duì)于中東部地區(qū)居民消費(fèi)的正向促進(jìn)效應(yīng)，另一方面，加大我國(guó)西部地區(qū)數(shù)字普惠金融建設(shè)的政策傾斜力度。第三，不斷提升城鎮(zhèn)化水平。城鎮(zhèn)化水平對(duì)消費(fèi)市場(chǎng)活躍度具有顯著的正向影響。在構(gòu)建新發(fā)展格局的過(guò)程中，不能忽視城鎮(zhèn)化水平提升的積極價(jià)值。