數字普惠金融發展對消費的刺激效應
——基于非線性影響檢驗

鄭海勇 博士生

（俄羅斯聯邦總統直屬俄羅斯國民經濟與國家行政學院 俄羅斯莫斯科 010-135）

引言和相關文獻回顧

隨著數字技術與金融服務的不斷跨界融合，金融產品日益豐富化，對消費的拉動作用也積極顯現?；仡欉^去幾十年，內需不足一直是困擾我國經濟發展的一個重要短板，雖然國家積極出臺擴大內需的政策，但總體上仍沒有達到非常理想的效果。在當前的狀態下，通過發揮數字普惠金融的優勢，拉近這一新型金融產品與社會消費群體的距離，也不失為新時期有效拉動內需的一個抓手。

在實證分析金融對消費刺激效應的研究領域，則更多地是建立在線性影響的假設之下的?；ㄖ袞|、高靜（2016）采用空間計量模型，研究區域金融發展對城鎮居民消費的影響，結果正面支持了其研究觀點。張汨紅（2020）研究了我國金融集聚對居民消費升級的影響，認為金融集聚總體上促進了居民消費升級，且對于不同金融業態集聚，對消費升級的影響程度也是不同的。高雅柔、劉露、苗金芳（2019）選取青海省的時間序列樣本，研究認為互聯網金融對居民消費的影響是非常顯著的。在數字普惠金融方面，易行健、周利（2018）以中國家庭的微觀數據，實證研究數字普惠金融發展是否顯著影響居民消費，結果正面支持了這個觀點，且這種影響在中低收入階層家庭表現得更為明顯；劉世鵬（2019）采用面板數據模型，實證檢驗了數字普惠金融發展對我國居民消費支出的影響，并認為全國層面數字普惠金融發展顯著正向影響居民消費，而從城鄉來看，農村影響更為明顯，從不同消費層級來看，低消費水平的區域影響更為明顯。盡管他們從不同消費層級梯度論證數字普惠金融對消費的影響效應，但本質上仍是建立在固定系數的線性影響前提之下的。

事實上，數字普惠金融對消費的這一刺激效應很可能因為某些因素發展階段的不同而發生變化，因此非線性效應是可能客觀存在的。在非線性效應研究方面，王琳玲（2019）采用VAR模型研究了普惠金融發展對浙江農村消費的影響，認為普惠金融的貢獻度和深化度對農村消費的影響長期穩定，且局部存在時變特征。蔡永衛（2020）在分析所選樣本區域普惠金融的減貧效應時，也發現這種影響效應是存在非線性特征的。但是，關于數字普惠金融在對消費的刺激作用上也存在非線性效應，這一問題學術界仍尚未充分開展研究。為了彌補這一空白，本文采取一定的實證方法，研究分析數字普惠金融對消費刺激的非線性效應。

非線性效應理論模型

（一）指標選取與說明

根據文章研究主題，在模型中包含的變量指標主要有四個方面：一是被解釋變量，即消費水平；二是重點考察的解釋變量，即數字普惠金融發展水平；三是有必要納入模型的控制變量；四是門檻變量。

消費水平。以往有很多學者將消費水平作為變量研究，且一般都選取消費規模作為水平反映指標，包括社會消費品零售總額、居民消費支出等。而在倡導質量效益優先的時代背景下，筆者認為單從規模指標是無法充分反映水平變量的，據此，本文選取了兩類指標反映消費水平：一是消費規模，采用人均社會消費品零售總額作為指標；二是消費層次水平，采用享受型消費支出占消費總支出的比重作為指標，其中享受型消費包括交通和通信消費、教育、文化和娛樂消費、醫療保健消費、其他用品及服務消費。

數字普惠金融水平。由于無法直接獲取反映數字普惠金融水平的指標，本文結合指標多維測量原則，利用北京大學數字金融研究中心測算的北京大學數字普惠金融指數（2011-2018 年）評價指標體系及測算結果，作為數字普惠金融水平的數據。

控制變量。結合我國國情，本文選擇產業結構、政府支持、工資水平和城鎮化水平4個控制變量。產業結構，用第三產業增加值與第二產業增加值的比值作為指標。政府支持，采用政府預算內財政支出占地區生產總值的比重作為指標。工資水平，采用人均工資總額表示，即城鎮居民年總工資額與城鎮居民就業人數之比。城鎮化水平，用城鎮常住人口占地區總人口的比重作為指標。

門檻變量。結合已有研究，筆者認為數字普惠金融對消費刺激的影響，一方面可能與當地的金融發展階段有關，另一方面也可能與當地的宏觀經濟發展水平有關。因為一個地區的金融水平較高，則金融扶持的力度也越大，理論上越有利于發揮數字普惠金融的作用。若一個地區的宏觀經濟水平越高，則各類支持條件也相對更加完備，理論上也更有利于發揮數字普惠金融的作用。因此，本文分別采用金融發展水平和宏觀經濟發展水平兩個外生變量作為門檻變量。金融發展水平用人均地區金融業增加值表示，宏觀經濟發展水平從人均地區生產總值表示。

（二）模型構建

在考察非線性效應時，本文沿用Hansen的門檻面板數據模型進行實證。根據變量選取，構建門檻面板數據模型如下：

表1 我國2011-2018年數字普惠金融指數結果

表2 數字普惠金融指數的變異系數及年度最高、最低值

其中，consume表示消費水平，分別用消費規模和消費層次水平表示，I表示門檻變量的示性函數，門檻變量為Mit，分別用金融發展水平finance和宏觀經濟發展水平PGDP表示，θ1，θ2，…，θn均為門檻值，其中n的具體值要通過門檻效應檢驗得到，β1，β2，…，βn表示待估計的系數，Ind表示產業結構，Gov表示政府支持，wage表示工資水平，city表示城鎮化水平，γ為控制變量的待估計系數，ε為模型的隨機誤差項。

（三）數據說明

本文選取的數據年份包括2011-2018年，數據截面包括我國大陸除西藏自治區以外（西藏自治區部分統計數據未能獲取，故不列入樣本）的30個省、直轄市或自治區。以上指標的數據來源于國家統計局網站、各地歷年統計年鑒和國研網統計數據庫，其中數字普惠金融水平的數據來源于《北京大學數字普惠金融指數（2011-2018 年）》。為了增強數據平穩性，對于消費規模、金融發展水平、宏觀經濟發展水平、工資水平等帶有量綱的指標均做對數化處理。

數字普惠金融水平分析

（一）發展趨勢分析

根據30個省份2011-2018年的數字普惠金融指數，取均值得到全國的數字普惠金融指數結果，同時又測算了歷年30個省份數字普惠金融指數的中位數，結果如表1所示。

根據測算結果，從2011年到2018年，我國的數字普惠金融指數呈現出非常顯著的提升態勢。2018年指數結果為301.0707，而2011年指數僅為40.7970，僅8年期間指數就將近翻了三番，年均增速為33.05%。與此同時，我們發現從2011年至2018年，我國數字普惠金融指數都是逐年提升的，這也體現了多年以來我國數字普惠金融水平是呈現出穩步提升的態勢的。根據中位數結果，也進一步體現了我國數字普惠金融水平的逐年提升趨勢，2018年中位數為295.0300，2011年僅為33.7350，2018年較2011年提高了774.55%。

（二）區域差異分析

通過計算歷年30個省份數字普惠金融指數的變異系數，可以比較數字普惠金融水平的區域差異性，結果如表2所示。

根據結果可以看出，2011-2018年30個省份數字普惠金融指數的變異系數總體上是不斷下降的，說明了近年來我國數字普惠金融水平的區域差異表現出收窄趨勢。2018年變異系數值為0.0976，較2011年的0.4431有明顯的減少。在2011-2017年期間，變異系數值逐年下降，但2018年較2017年變異系數值有小幅回升。另一方面，在2011-2018年期間，數字普惠金融指數最高的省份除了2016年為北京市以外，其余年份都以上海市為最高；而數字普惠金融指數最低的省份除2015年為貴州省以外，其余年份都以青海省為最低。由此可見，我國數字普惠金融水平最高的省份，“守擂”狀態基本上是比較穩定，而數字普惠金融水平最低的省份，也基本上是持續處在最低位置的。

數字普惠金融對消費刺激的非線性效應實證檢驗

（一）數字普惠金融對消費規模的非線性效應檢驗

門檻數量選擇。以消費規模為因變量，分別以金融規模和宏觀經濟水平為門檻變量，檢驗數字普惠金融對消費規模的影響是否存在門檻效應，即存在非線性影響效應。基于研究需要，這里僅考察到三個門檻值，即零假設條件最高為“存在兩個門檻”。檢驗結果如表3所示。

由門檻數量檢驗結果可知：當選擇金融規模為門檻變量時，對于零假設條件“不存在門檻值”、“存在一個門檻值”、“存在兩個門檻值”都是通過顯著性檢驗的，因此認為此時至少有3個門檻值，分別為5.0634、7.2892、9.0042。通過反對數化處理，可以得到人均金融業增加值的三個門檻值分別為158.12、1464.40、8137.19（單位：元）。類似地，當選擇宏觀經濟水平為門檻變量時，對于零假設條件“不存在門檻值”、“存在一個門檻值”、“存在兩個門檻值”也都通過顯著性檢驗，因此可以認為至少有3個門檻值，分別為8.5823、10.5942、11.4923。通過反對數化處理，可以得到人均地區生產總值的三個門檻值分別為5336.37、39902.73、97958.58（單位：元）?；貧w檢驗。通過門檻面板模型回歸，結果如表4所示。

首先，觀察第二列即門檻變量為金融規模時的結果。當金融規模處于第一階段，即人均金融業增加值低于158.12元時，DI_Fin的系數為0.0827，且沒有通過顯著性檢驗。隨著金融規模不斷增加，到了第二階段時，DI_Fin的系數提高至0.1033，且已在5%的水平通過顯著性檢驗，此時數字普惠金融對消費規模的影響是正向且比較顯著的。隨著金融規模的繼續增加，到了第三階段，即人均金融業增加值處于1464.40-8137.19元這一區間時，DI_Fin的系數又提高至0.2095，提升幅度較大，說明數字普惠金融發展對消費規模擴大的促進作用也在明顯提高。當金融規模持續增加直至高于8137.19元這一門檻后，數字普惠金融水平對應的系數提高至0.2276，且仍通過5%的顯著性檢驗。據此結果可以發現，我國數字普惠金融對消費規模的刺激作用因金融規模的變化而發生動態變化，一般而言，當金融規模很小時，數字普惠金融規模也非常小，不足以發揮對消費的刺激作用，而隨著金融規模的不斷擴大，數字普惠金融對消費規模提升的促進作用日益顯現出來，拉動力也在不斷提高?；诖耍梢哉J為在金融規模的門檻效應下，數字普惠金融對消費規模增長的促進作用存在較為明顯的非線性效應。

其次，觀察門檻變量為宏觀經濟水平時的結果。在第一階段即人均地區生產總值小于5336.37元時，DI_Fin的系數為0.0969，通過5%的顯著性檢驗，在這一階段數字普惠金融對消費規模擴張存在刺激作用但程度較低。隨著經濟規模不斷提高，當人均地區生產總值處于第二階段時，DI_Fin的系數提高至0.1489，且仍在5%的水平通過顯著性檢驗。當人均地區生產總值處于第三階段時，DI_Fin的系數又提高至0.1835，且在1%的水平通過顯著性檢驗。當經濟規模持續增加直至人均地區生產總值跨過97958.58元這一門檻后，數字普惠金融水平對應的系數又提高至0.2532。據此可以表明，在宏觀經濟水平的門檻效應下，數字普惠金融對消費規模增長的促進作用存在較為明顯的非線性效應，基本上對消費規模的刺激作用隨著經濟規模的增加而不斷提高。相比之下，當選擇宏觀經濟水平作為門檻變量時，數字普惠金融對消費規模的刺激作用程度總體上要高于選擇金融規模作為門檻變量時的程度，這可能是由于在整個消費環境中，金融因素只是其中一個方面，而宏觀經濟水平則包含了除金融業以外其他各類影響消費的因素，包括生產、流通和相關服務領域，因而更能體現出對消費規模的拉動作用。

表3 因變量為消費規模的門檻數量檢驗結果

表4 因變量為消費規模的門檻面板回歸結果

表5 因變量為消費層次水平的門檻數量檢驗結果

表6 因變量為消費層次水平的門檻面板回歸結果

（二）數字普惠金融對消費層次水平的非線性效應檢驗

門檻數量選擇。以消費層次水平為因變量，分別以金融規模和宏觀經濟水平為門檻變量，檢驗數字普惠金融對消費層次水平的影響是否存在門檻效應，結果如表5所示?？梢钥吹剑寒斶x擇金融規模為門檻變量時，僅對零假設條件“不存在門檻值”、通過顯著性檢驗的，因此認為不存在門檻值，即可以認為數字普惠金融對消費層次水平的影響是不以金融規模的變化作為門檻效應變量的。而當選擇宏觀經濟水平為門檻變量時，對于零假設條件“不存在門檻值”、“存在一個門檻值”都通過顯著性檢驗，但對于第三個條件“存在兩個門檻值”未通過顯著性檢驗，因此可以認為有2個門檻值，分別為8.8624，10.8077。通過反對數化處理，可以得到人均地區生產總值的兩個門檻值分別為7061.41、49399.72（單位：元）。

回歸檢驗。同樣地，采用門檻面板模型進行回歸，結果如表6所示。

由于此時金融規模不存在門檻效應，因此第二列反映了不添加任何門檻變量的回歸結果。DI_Fin的系數為0.1126，且通過了5%的顯著性檢驗。這就表明，在產業結構、政府支持、工資水平和城鎮化水平4個控制變量納入的前提下，數字普惠金融水平對消費層次水平提升的刺激作用也是較為顯著的，拉動系數為0.1126。除了數字普惠金融以外，產業結構、工資水平和城鎮化水平也是影響消費層次提升的重要因素。

再來觀察門檻變量為宏觀經濟水平時的結果。當處于第一階段，即人均地區生產總值小于7061.41元時，DI_Fin的系數為0.0389，且未通過顯著性檢驗，可知在這一階段數字普惠金融對消費層次提升的促進作用并沒有有效釋放。而隨著經濟規模不斷提高，當人均地區生產總值處于7061.41元和49399.72元區間時，DI_Fin的系數提高至0.0725，且仍在5%的水平通過顯著性檢驗。當經濟規模繼續提高，人均地區生產總值跨過49399.72元這一門檻值時，DI_Fin的系數又提高至0.1596，且在5%的水平通過顯著性檢驗?？傮w來看，數字普惠金融對消費層次提升的刺激作用，明顯受宏觀經濟水平這一門檻變量的約束，隨著經濟規模的不斷擴大，數字普惠金融對消費層次提升的促進作用也不斷顯現出來。此外，與前面因變量為消費規模的結果比較可知，當存在經濟規模作為門檻變量時，數字普惠金融對消費層次提升的促進作用，在一定程度上滯后于對消費規模的作用，這可能是由于消費層次提升也是建立在消費規模不斷擴張的基礎之上的，只有消費規模達到一定的程度，才有可能轉變消費方式，調整消費結構，從而使消費層次得以提高。

結論及建議

本文采用門檻面板數據模型，將消費水平分解為消費規模和消費層次水平兩個層面，實證檢驗了數字普惠金融對消費刺激的非線性效應?；镜慕Y論如下：第一，數字普惠金融對消費規模的擴張存在顯著的刺激作用，且金融規模和宏觀經濟水平兩者都發揮了重要的門檻效應，基本上隨著金融規?；蛘吆暧^經濟規模的不斷增加，數字普惠金融對消費規模的刺激作用都得到不斷強化，即存在較為明顯的“拋物線”型的非線性效應。第二，數字普惠金融對消費層次提升的擴張存在顯著的刺激作用，且主要受到宏觀經濟水平的門檻效應，當宏觀經濟規模不斷增加時，數字普惠金融對消費層次提升的非線性刺激作用也是存在的，但是金融規模卻沒有發揮明顯的門檻效應。

數字普惠金融作為一種新興的金融業態，無論是刺激消費增長，還是刺激消費層次提升，都發揮了重要的作用，因此數字普惠金融是有效拉動內需的一個重要支撐點。對此，本文提出有關建議：一是數字普惠金融對消費的支持既要重量也要重質。在提供新型金融服務時，要快速響應和識別市場的金融需求，創新金融產品供給，滿足更多領域消費，以更好地發揮內需刺激作用。二是要通過完善金融和信息化配套設施以夯實數字金融發展基礎。有效利用金融科技和信息化手段，降低數字普惠金融的服務成本，增強對系統風險的控制能力，提升金融服務的觸達能力。建立完善數字化征信平臺，規范市場主體行為。三是數字普惠金融對消費的支持也要依階段量力而行。數字普惠金融對消費的刺激作用，因金融規模和宏觀經濟規模的變化而發生動態變化，因此在提倡數字普惠金融的熱潮下，也要結合當前整個經濟面以及金融業發展實際，適度供給數字普惠金融產品，盡量避免因過度供給而產生資源浪費。