數字普惠金融、產業結構升級與稅收收入

在數字經濟背景下，金融服務便捷度進一步提高，普惠金融發展進一步深化。因此，本文利用2011年至2021年的省級面板數據，進行了實證研究，探討了數字普惠金融、產業結構升級與稅收收入之間的關系。研究發現，數字普惠金融對稅收收入有顯著提升作用，異質性分析表明數字普惠金融發展對稅收的作用在東、中、西部均顯著，進一步研究發現，產業結構升級在數字普惠金融與稅收收入關系之間存在正向的調節效應與單一門檻效應。

一、引言

近年來，隨著數字技術的革新，數字科技與普惠金融高度融合成為新型金融服務模式。數字普惠金融相對于傳統的金融模式，具有高覆蓋面、高效率和低成本的特征，不僅拓寬了金融服務的范圍，還提高了服務質量。數字普惠金融作為一種新型金融形態，憑借自身成本低廉與地理穿透性極強等優勢，極大地提高了金融機構的覆蓋面，降低了以往金融業務對實體網點的依賴程度，刺激居民消費升級，促進稅收增長。

目前，國內關于數字普惠金融的研究主要集中在其對區域創新、促進經濟與居民消費增長等方面的貢獻分析。在宏觀層面，數字普惠金融的發展對地區的創新能力有明顯提升［1］。在微觀層面，數字普惠金融可以有效提升居民的消費水平［2］。關于數字普惠金融影響稅收收入的研究相對較少，只有部分學者從以下幾個方面論述了金融對稅收的影響，歐衛東等人認為，金融業的發展促進了我國經濟的發展，也帶動了稅收的增長［3］，數字普惠金融對地方稅收收入有明顯的貢獻［4］，但是互聯網金融的法律監管不夠完善，稅收征管難，需要完善互聯網金融頂層制度設計和建立健全互聯網金融實名制［5］。鑒于此，本文以2011—2021年我國30個省份的面板數據為樣本，借助固定效應、調節效應和門檻效應模型，檢驗數字普惠金融與稅收的關系。

二、理論分析與研究假設

（一）數字普惠金融與稅收收入

數字普惠金融對稅收收入的作用，主要體現在稅源、稅基和稅收征管效率三方面。首先，數字普惠金融通過培育新稅源促進稅收增長，很大程度上對傳統金融在資金融通、風險識別、服務覆蓋等方面的缺陷進行了彌補，不僅給社會帶來了很大的價值，利益關系人也能得到穩定的收益［6］。隨著數字普惠金融行業的發展，對產權的界定和保護會更加規范，這有助于培育新稅源，進而促進稅收的增長。其次，數字普惠金融突破了時間和空間的局限，增加了買方和賣方之間的信息交流，使交易市場更加接近完全競爭的市場，增加了交易的便利性，提升了市場效率，拓寬了稅基［7］。從企業角度來說，數字普惠金融打破了傳統金融市場中信息不對稱的難題，減輕了中小企業的融資困難等問題，增加了金融資產的交易頻率和交易規模，從而發揮出了擴大稅基的效果。從消費者角度來說，作為“互聯網+金融”有機結合體的數字普惠金融，擴大了服務范圍，有效地緩解了金融排斥現象，減少了消費者獲得金融服務的成本，從而提升了金融服務效率。最后，數字普惠金融有助于提高稅收征管效率，在傳統金融體系下，稅務工作的開展受到時空的制約，很難仔細核實每一項稅務事項，因此會導致稅收差錯和偏差。數字普惠金融系統的建立，可以對企業的經營活動進行實時跟蹤，通過互聯網對稅收業務中的記錄進行實時的存儲，以便稅收機關對納稅人的基本情況有更好地了解，并能及時地發現異常的交易［4］，從而提高了稅務機關的征管效率，進而有助于增加稅收。基于此，提出假設1：

假設1：數字普惠金融有助于增加稅收收入。

（二）產業升級的調節作用

產業結構升級指的是產業結構由低級形態向高級形態轉化的過程和趨勢。產業結構是經濟結構的核心，同時，稅收收入也在很大程度上影響著經濟增長。已有研究表明，產業結構升級會增加稅收收入。李普亮研究發現產業結構的調整對稅收總量的提高起到了促進作用［8］，仲穎佳等通過實證結果發現產業結構的合理化和高級化都能促進稅收的增長［9］。當前，第二、三產業是我國稅收的重要來源［10］，從《中國稅務年鑒》的資料來看，2021年，第二產業與第三產業的總和在整個稅收收入中所占的比例達到了99.90%。

數字普惠金融以其較低的交易費用和廣泛的覆蓋面，對各行業的信貸資源進行了最優分配，對產業結構升級起到了積極的作用。數字化的金融服務增加了實體經濟的融資途徑，加快了技術創新，提高了資源配置效率，改善了企業的融資環境，促進了傳統企業的智能化和數字化轉型［11］。楊虹等通過實證分析表明數字普惠金融推動了產業結構升級［12］。鄭月明等利用門檻模型分析了二者的非線性關系，認為隨著數字化普惠金融不斷發展，將對產業結構帶來更多積極影響，為了充分發揮其對產業結構的推動作用，可以針對不同行業的業務模式，不斷地探索和創新數字金融的新模式，為產業發展提供全新服務［13］。因此，數字普惠金融的發展有助于促進產業結構升級，進而促進稅收收入增長。基于此，提出假設2：

假設2：產業升級在數字普惠金融促進稅收收入增長中發揮正向調節作用。

三、實證研究設計

（一）模型設定

基于假設1，為檢驗數字普惠金融對稅收收入的影響，構建如下基準回歸。其中，y為稅收收入，x為數字普惠金融，C表示所設置的控制變量，、分為地區與年份固定效應；為隨機誤差項。

基于假設2，為檢驗產業結構升級在數字普惠金融與稅收收入關系中的調節作用，對方程（1）改進，以產業結構升級為調節變量，加入數字普惠金融與產業結構升級交互項，構建如下方程：

為進一步驗證因產業結構升級程度不同而使數字普惠金融對稅收收入的作用產生差異，以產業結構升級為門檻變量，用qit表示，表示門檻值，構建如下面板門檻模型：

（二）變量說明及數據來源

稅收收入（y）。采用我國30個省份的稅收收入來表示，并對其取對數。

數字普惠金融指數（x）。采用由北京大學金融研究中心和螞蟻金服合作編制的數字普惠金融指數來表示［14］。為消除因數據量綱不同而引起的模型估計偏差，本文參考龐加蘭等［15］研究，將30個省份數字普惠金融指數除以100來衡量數字普惠金融發展程度。

產業結構升級（ist）。采用第二、三產業的增加值占GDP的比重來表示產業結構升級。

控制變量。借鑒相關研究，本文選取以下控制變量：經濟發展水平（gdp）以地區生產總值取對數衡量；財政自主權（fa）以我國30個省份的一般公共預算收入和一般公共預算支出的比重來衡量；就業人數（em）以城鎮單位就業人數的對數衡量；地區技術創新能力（ino）各省專利申請授權數量的自然對數值來表示。

本文選取2011—2021年除港澳臺地區、西藏外30個省的面板數據。數據來源于國家統計局、《中國統計年鑒》《中國科技統計年鑒》《中國稅務統計年鑒》等。

四、實證結果與分析

（一）回歸結果分析

在進行回歸分析前，豪斯曼檢驗結果p值等于0，拒絕原假設，因此選擇固定效應模型，同時控制年份和省份效應。由表1回歸結果可知，在未加入任何控制變量，數字普惠金融的系數顯著為正，初步表明數字普惠金融對稅收收入增長的正效應。在逐步加入控制變量后，數字普惠金融的系數始終為正，且在1%水平上顯著，在控制變量方面，可以看出經濟發展水平、財政自主權、就業人數與地區技術創新能力均顯著增加了稅收收入。由下表的回歸結果可知數字普惠金融與稅收收入之間均呈顯著的正相關關系。本文的假設1得到驗證。

（二）穩健性檢驗

為確保結論的穩健性，采取以下方法進行穩健性檢驗：一是剔除直轄市樣本。直轄市作為我國改革開放的前沿，相對于其他地區，它擁有著顯著的區位和經濟優勢。故將北京、天津、上海及重慶四個直轄市的數據剔除，由回歸結果可知，數字普惠金融對稅收的影響仍然是顯著正相關。二是縮尾。對各解釋變量在1%的水平上進行縮尾處理，回歸結果依舊顯著。三是替代變量法。借鑒谷成等的方法，選取一般公共預算收入作為被解釋變量來代替稅收收入［16］，從回歸結果來看，替代被解釋變量后，數字普惠金融每增加一個單位，一般公共預算收入增加0.351個單位。上述研究結果顯示，“數字普惠金融促進稅收收入的增長”這一結論是穩健的，再次驗證假設1。

（三）異質性分析

中國各地區發展不平衡，不同地區的稅收收入、數字金融發展程度存在著較大差距，因此需要從地區異質性的角度考慮數字普惠金融對稅收發展的影響。表3為東、中、西部地區數字普惠金融對稅收收入的影響。結果顯示：三個地區的數字普惠金融都對稅收收入有明顯的貢獻，但其貢獻大小因地區而異。東部地區的經濟發展水平最高，但是數字普惠金融對稅收的作用并不是最強，僅在10%水平上顯著；中部和西部省份數字普惠金融指數對稅收的影響均為正且在1%水平上顯著。

回歸結果顯示數字普惠金融對稅收收入的影響中部gt;西部gt;東部，其原因可能在于不同地區的經濟發展水平、當地金融政策存在差異，東部地區經濟發展起步較早，基礎設施以及數字化金融產品較完善，影響稅收收入的因素比較多，數字普惠金融對稅收的邊際效應會越小。中部地區近年來發展速度逐漸加快，與西部地區相比，交通更加便捷，在東部地區的帶動下，基礎設施建設得到了進一步改善，金融產品準入門檻降低，帶來了稅收的增長。西部地區雖然資源稟賦較差，但由于國家政策的支持，西部地區也存在著巨大的消費市場，隨著數字普惠金融的發展，對金融產品的需求也不斷增加，這也加大了數字普惠金融對稅收收入的影響。

五、產業升級的調節作用

（一）調節作用分析

為了進一步驗證產業結構升級在數字普惠金融影響稅收中的作用，表4是基于模型（2）考察產業結構升級對數字普惠金融與稅收關系的調節效應回歸結果。本文將交互項進行了中心化處理，以避免可能出現的共線性問題。

第（1）列中，產業結構升級的回歸系數在5%水平上顯著為正，表明產業結構升級的提高能顯著促進稅收收入增長。在第（2）列中數字普惠金融和產業結構升級與數字普惠金融的交互項系數均在1%的顯著性水平上為正，這說明產業結構升級能正向調節數字普惠金融對稅收收入的促進作用，假設2得到驗證。

（二）產業升級的門檻檢驗

產業結構升級在數字普惠金融提升稅收收入中產生了正向調節作用，為驗證這種調節效應是否存在門檻特征，本文將產業結構升級作為門檻變量，采用面板門檻模型進行檢驗。表4（3）列報告了門檻效應檢驗結果，由結果可知，產業結構升級存在單一門檻效應，估計值為0.9558，p值為0.033，當產業結構升級程度較低，小于0.9558門檻值時，數字普惠金融對稅收的提升作用較小，在5%的水平上顯著；當產業結構升級程度較高，大于0.9558門檻值時，數字普惠金融對稅收的促進作用加強，回歸系數提高且在1%的水平上顯著。在數字普惠金融的大背景下，產業結構升級為稅收收入的提升提供了關鍵思路，通過推動產業結構升級，進而促進稅收收入增長，假設2得到進一步的驗證。

六、結論與建議

本文以2011—2021年30個省份為樣本，利用多種計量方法，研究了數字普惠金融對稅收收入的影響作用以及產業結構升級在兩者之間的調節效應與門檻效應。建議如下：

一是加快數字金融基礎設施建設。加大互聯網投資力度，提升數字化金融服務質量，強化互聯網大數據采集，了解各地區居民的金融服務需求，降低金融機構與居民間的信息不對稱，充分發揮數字普惠金融對稅收的促進作用。同時完善數字技術在支付、保險等金融服務中發揮的作用，進一步挖掘數據這一新興生產要素背后的價值，穩健推進新信息技術與金融體系融合發展。

二是持續推進產業結構升級。加快大數據、物聯網等現代信息技術在金融服務的應用，推動傳統產業的轉型升級，實現第二、三產業與數字要素的融合，賦能數字普惠金融發展，提高金融服務的覆蓋范圍，為產業結構升級提供良好的金融服務。同時，通過擴大金融市場規模和降低金融準入門檻等途徑，加強偏遠地區數字金融建設，釋放其對產業發展的放大作用，推動產業優化升級。

三是進一步深化稅收征管體制改革，推動稅收征管與時俱進。要加速推進智慧稅務建設，稅務部門要充分利用數字化技術，提高稅收征管效率。同時要進一步健全數字稅收相關法律法規，明確征管部門和市場主體在數據收集、應用等方面的權力和義務，為數字化稅收征管提供良好的法律環境。

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作者單位：新疆財經大學財政稅務學院，碩士研究生。