■呂雁琴，趙 斌

本文選取2011～2017年我國30個省際面板數(shù)據(jù)，運用靜態(tài)與動態(tài)面板分別對數(shù)字普惠金融是否可以縮小城鄉(xiāng)居民消費差距進行實證分析。結(jié)果表明，無論在靜態(tài)面板還是動態(tài)面板中，城鄉(xiāng)居民收入差距與城鄉(xiāng)居民消費差距呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系；數(shù)字普惠金融對縮小城鄉(xiāng)居民消費差距均起到明顯的促進作用。在動態(tài)面板中，經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、基礎(chǔ)設(shè)施完善、經(jīng)濟開放水平進一步提高以及人口老齡化對城鄉(xiāng)居民消費差距縮小起到明顯的促進作用；互聯(lián)網(wǎng)與財政支出對城鄉(xiāng)居民消費差距縮小起到阻礙作用，城市化進程的作用則不顯著。基于上述研究結(jié)論，提出進一步縮小城鄉(xiāng)居民消費差距的相關(guān)建議。

一、引言與文獻綜述

自2011 年以來，隨著計算機信息處理、數(shù)據(jù)通訊、大數(shù)據(jù)分析等一系列相關(guān)技術(shù)在我國金融領(lǐng)域的應(yīng)用，數(shù)字普惠金融應(yīng)運而生并得到迅猛發(fā)展。根據(jù)北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心編制的中國數(shù)字普惠金融指數(shù)，2011年我國各省級數(shù)字普惠金融指數(shù)的中位值為33.6，2018 年增長到294.3，平均每年增長36.4%。數(shù)字普惠金融“低成本”“廣覆蓋”“可持續(xù)性”的特點與“嫌貧愛富”的傳統(tǒng)金融形成鮮明對比，其發(fā)展有效地促進了信息共享，降低了交易成本和金融服務(wù)門檻，擴大了金融服務(wù)的范圍和覆蓋面，有利于廣大中低收入者和弱勢群體獲得低成本的金融服務(wù)，同時也為城鄉(xiāng)居民的消費帶來了更多的金融機會與資源。數(shù)字普惠金融的快速發(fā)展能否顯著地影響城鄉(xiāng)居民消費差距的縮小，尤其在“無房不嫁”時代，研究數(shù)字普惠金融能否縮小城鄉(xiāng)消費差距更有實際意義。

國外研究中，Deaton（2000）認為由于消費能夠隨著時間而平滑，且相對比較穩(wěn)定（不會像收入那樣劇烈波動或隨著季節(jié)變動），因而在發(fā)展中國家被廣泛用于測度不平衡問題。在發(fā)達國家中，與收入相比，消費也是衡量發(fā)展不平衡更合適、更準確的變量。Krueger & Perri（2006）通過選取美國1980～2003 年間的數(shù)據(jù)分析，得出美國消費不平等并沒有伴隨著收入不平等的增加。Meyer&Sullivan（2013）根據(jù)收入水平將美國人分為10等份組，并計算每一組的平均收入，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，2007 年最高組的人均收入是最低組的5.8 倍，2011 年這一比值上升到6.4 倍；與此同時，二者的消費比從2007 年的4.3倍下降至2011年的3.9倍。

我國城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡是當前不可回避的問題，城鄉(xiāng)收入與城鄉(xiāng)消費是城鄉(xiāng)差距的具體體現(xiàn)，而消費給居民帶來的幸福感遠遠大于收入所帶來的效應(yīng)，因而消費水平也是衡量城鄉(xiāng)差距的理想指標。國內(nèi)學(xué)者已開展了傳統(tǒng)金融對城鄉(xiāng)居民消費的研究，杭斌和郭香?。?009）實證分析得出我國城鎮(zhèn)居民消費不僅受到“預(yù)防性儲蓄”的影響，還受到自身消費習慣的影響；韓立巖和杜春越（2012）研究表明，借貸水平與居民消費呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，提高農(nóng)村居民信貸水平對刺激消費作用更加明顯；陳東和劉金東（2013）研究發(fā)現(xiàn)，消費性信貸可以更好地促進農(nóng)村消費。近年來，學(xué)者們開始探討互聯(lián)網(wǎng)金融對城鄉(xiāng)消費的影響。張李義和涂奔（2017）研究發(fā)現(xiàn)互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展對消費結(jié)構(gòu)升級有顯著影響，并且對城鎮(zhèn)居民消費的影響程度高于農(nóng)村居民；郭慶和劉彤彤（2018）通過省際面板數(shù)據(jù)構(gòu)建動態(tài)跨期消費模型，分析了P2P 網(wǎng)貸對我國城鄉(xiāng)居民消費的多重效應(yīng)，結(jié)果表明P2P 網(wǎng)貸對城鎮(zhèn)居民消費水平的提高不顯著，但是對農(nóng)村居民消費水平的提高顯著。

然而，對于金融業(yè)尤其是數(shù)字普惠金融的發(fā)展是否可以縮小城鄉(xiāng)消費差距，降低城鄉(xiāng)居民之間的消費機會差距，已有研究較少且存在欠缺。據(jù)此，本文將對我國30個省份（港澳臺和西藏除外）2011～2017年的面板數(shù)據(jù)進行實證分析，探討數(shù)字普惠金融能否縮小城鄉(xiāng)居民消費差距，為我國發(fā)展數(shù)字普惠金融、實現(xiàn)城鄉(xiāng)均衡發(fā)展提供決策參考。

二、模型設(shè)計與數(shù)據(jù)說明

（一）理論基礎(chǔ)與計量模型

本文借鑒國外學(xué)者Loayza et al.（2000）和國內(nèi)學(xué)者李文星等（2008）的研究成果，選擇定量分析消費的簡約型模型，該模型不依賴于某一特定的理論，也不依賴于某一特定環(huán)境，能更好地探究我國各省份數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)消費的影響。

本文將簡約型消費模型中的解釋變量分為三組：基本變量X、核心變量N 和控制變量M，具體模型如（1）所示：

其中，i 表示省份，t 表示年份，πi表示不可觀測的地區(qū)效應(yīng)，εit為隨機干擾項。Cit表示各省份城鄉(xiāng)居民消費差距，為被解釋變量。借鑒紀江明（2012）等學(xué)者的研究成果，選用各省份城鎮(zhèn)居民人均消費支出與農(nóng)村居民人均消費支出之比來衡量城鄉(xiāng)消費差距。X 為基礎(chǔ)變量，主要為城鄉(xiāng)居民收入。由于城鄉(xiāng)居民收入差距的擴大也是導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民消費差距拉大的原因之一，本文選用各省份城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村可支配收入之比來衡量城鄉(xiāng)居民收入差距（I）。

M 為數(shù)字普惠金融，為核心解釋變量。本文引入北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心編制的中國各省份數(shù)字普惠金融指數(shù)（Index）作為數(shù)字普惠金融的代理變量來探究其對縮小城鄉(xiāng)居民消費差距是否有促進作用。

除了上述變量外，為了解決一部分因遺漏變量而產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，本文引入了控制變量N，具體有城市化率（Ur）、互聯(lián)網(wǎng)（Inter）、城鄉(xiāng)人口年齡結(jié)構(gòu)（Pop）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IS）、經(jīng)濟開放度（Tra）、政府干預(yù)（Gov）、經(jīng)濟增長（Eco）、市場化程度（Mar）和每萬人標準道路里程（Tran）。通過對以上指標的選取，在模型（1）的基礎(chǔ)上，得到模型（2）：

為確保變量的平穩(wěn)性，對模型（2）兩邊的變量進行對數(shù)化處理，得到模型（3）：

考慮到消費的“棘輪效應(yīng)”，在模型（3）的解釋變量中加入被解釋變量的滯后一期，得到模型（4）：

（二）數(shù)據(jù)來源與變量的描述性統(tǒng)計

本文選取2011～2017 年我國30 個省際的面板數(shù)據(jù)（由于港澳臺和西藏的數(shù)據(jù)缺失，本文沒有考慮在內(nèi)），各省際數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和《中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫》。其中，我國各省際的數(shù)字普惠金融指數(shù)來源于北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心編制的“北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)（2011～2015）”和“北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)（2016～2018）”，樣本相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

三、實證結(jié)果分析

（一）靜態(tài)面板估計

本文首先借助stata14.0 對模型（3）進行靜態(tài)面板數(shù)據(jù)的實證分析。實證分析結(jié)果如表2 所示，由表2可以得到如下信息：首先，不管是否考慮控制變量，城鄉(xiāng)居民收入差距都與城鄉(xiāng)居民消費差距成顯著的正相關(guān)關(guān)系。這說明在消費的決定因素中，收入是消費的基礎(chǔ)，城鄉(xiāng)收入差距的拉大勢必會造成城鄉(xiāng)消費差距的拉大。從實際情況看，自2011年以來，我國城鄉(xiāng)收入差距不斷縮小，消費差距也在不斷縮小，城鄉(xiāng)居民收入差距由2011年的2.90縮小到2018 年的2.69，同期城鄉(xiāng)居民消費差距由2.90 縮小到2.15，是對本文實證研究的最好支撐。然而，城鄉(xiāng)居民消費差距縮小的速度明顯快于城鄉(xiāng)居民收入差距，故而還需分析可以縮小城鄉(xiāng)居民消費差距，促進城鄉(xiāng)居民消費機會平等的其他因素。

其次，引入數(shù)字普惠金融指數(shù)后，不管是否考慮控制變量，數(shù)字普惠金融指數(shù)與城鄉(xiāng)消費差距均成顯著的負相關(guān)關(guān)系。這說明數(shù)字普惠金融的快速發(fā)展為城鄉(xiāng)居民帶來了更方便快捷的消費，縮小了城鄉(xiāng)居民消費差距。本文實證所得參數(shù)估計系數(shù)為-0.091，相較于宋曉林（2017）、梁雙陸（2019）等研究中所得的數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的參數(shù)估計系數(shù)，-0.0044與-0.0009而言，表明數(shù)字普惠金融對縮小城鄉(xiāng)居民消費差距的影響明顯大于對收入差距的影響。

最后，在控制變量中，本文不對混合OLS 進行分析。在選擇固定效應(yīng)模型與隨機效應(yīng)模型時，由于Hausman 檢驗值的p 值為0.011，故只對表2 中第5 列的固定效應(yīng)模型進行分析。結(jié)果顯示，城市化進程、政府財政支出的加大與市場化進程的加快對縮小城鄉(xiāng)消費差距具有顯著的負作用。主要是因為農(nóng)村人口通過進城務(wù)工，收入以及各方面的生活條件得到提高后，農(nóng)村戶籍人口就會轉(zhuǎn)為城鎮(zhèn)戶籍人口，導(dǎo)致留在農(nóng)村的基本上是老人和孩子，他們的消費水平很低，而政府的財政支出偏向于經(jīng)濟效益高的城鎮(zhèn)地區(qū)，且市場化程度較高的也是城鎮(zhèn)地區(qū)，從而為城鎮(zhèn)居民的消費帶來了更為便利的條件，林毅夫等（2009）也得出了與本文相同的結(jié)論?；ヂ?lián)網(wǎng)的快速發(fā)展與城鄉(xiāng)人口老齡化以及便捷的交通基礎(chǔ)設(shè)施對城鄉(xiāng)居民消費差距的縮小都有明顯的促進作用，主要是因為互聯(lián)網(wǎng)的快速發(fā)展為數(shù)字普惠金融的快速發(fā)展提供了契機，更加方便居民利用互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)進行消費支出；隨著老齡人口的增加，農(nóng)村老齡化對農(nóng)村消費的提高遠大于城市，交通基礎(chǔ)設(shè)施的完善也會直接影響居民消費。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

（二）動態(tài)面板估計

城鄉(xiāng)居民消費和一些解釋變量之間可能存在內(nèi)生性問題，即與被解釋變量之間存在雙向因果關(guān)系而導(dǎo)致隨機相關(guān)，這時靜態(tài)面板模型所得到的結(jié)果都是有偏差的。為了得到更加穩(wěn)健的分析結(jié)果，本文借鑒學(xué)者Roodman（2009）選用動態(tài)面板GMM方法，更好地識別消費者的“棘輪效應(yīng)”以及更有效地控制變量的內(nèi)生性問題。為此，本文用stata14.0分別對模型（4）進行兩步系統(tǒng)廣義矩估計（Twostep-SYS-GMM）和兩步差分廣義矩估計（Two-step-Diff-GMM），有效地解決一階GMM估計中容易受到弱工具變量的影響而得到有偏估計的不足，從而降低動態(tài)面板數(shù)據(jù)估計結(jié)果的偏誤。

表2 靜態(tài)面板估計結(jié)果

實證分析結(jié)果如表3 所示，表中最后三行給出了廣義矩估計工具變量有效性的檢驗值，AR（1）和AR（2）分別代表殘差序列一階和二階相關(guān)檢驗。在估計中，殘差序列允許一階自相關(guān)但不允許二階自相關(guān)，由表3可知，兩步系統(tǒng)廣義矩估計和兩步差分廣義矩估計的AR（1）和AR（2）都不存在二階自相關(guān)；Sargan 檢驗為工具變量過度識別約束檢驗，由Sargan 檢驗的p 值可知，本文選取的工具變量均有效。經(jīng)過對比Two-step-SYS-GMM 與Two-step-Diff-GMM 的標準差，可知兩步系統(tǒng)廣義矩估計SYS-GMM 小于Diff-GMM 的標準差。因此，本文選擇兩步系統(tǒng)廣義矩估計（Two-step-SYS-GMM），估計結(jié)果見表3第1列，具體如下：

首先，城鄉(xiāng)居民消費差距滯后一期作為解釋變量時，參數(shù)估計系數(shù)為負，且在1%的顯著性水平下高度顯著，表明上一期的城鄉(xiāng)居民消費差距會對當期的城鄉(xiāng)居民消費差距產(chǎn)生縮小作用，即由于近年來我國城鄉(xiāng)居民消費差距不斷縮小，居民受到自身消費習慣以及消費“棘輪效應(yīng)”的影響，會進一步促進今后城鄉(xiāng)居民消費差距的縮小。

其次，城鄉(xiāng)居民收入與城鄉(xiāng)居民消費存在正相關(guān)關(guān)系，且高度顯著，無論是動態(tài)面板中的兩步系統(tǒng)廣義矩估計還是靜態(tài)面板中的固定效應(yīng)模型，都表明收入在消費中起決定作用。數(shù)字普惠金融指數(shù)與靜態(tài)面板中的固定效應(yīng)模型相比，動態(tài)面板中的數(shù)字普惠金融指數(shù)對縮小城鄉(xiāng)居民消費差距起到了很好地促進作用，即使是加入控制變量，數(shù)字普惠金融對縮小城鄉(xiāng)居民消費差距的作用也是最強的，表明本文選取其作為核心解釋變量的合理性，數(shù)字普惠金融的快速發(fā)展對縮小城鄉(xiāng)居民消費有著更加積極的促進作用。

表3 動態(tài)面板估計結(jié)果

再次，我國城鄉(xiāng)居民消費差距除了受城鄉(xiāng)居民收入與數(shù)字普惠金融的影響外，其他控制變量也起到了重要作用。除了城市化進程對城鄉(xiāng)居民消費不顯著外，其他的控制變量如城鄉(xiāng)老人撫養(yǎng)比、第三產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展、經(jīng)濟開放水平、人均GDP 的增長、市場化進程的加速以及交通基礎(chǔ)設(shè)施的進一步完善均對縮小城鄉(xiāng)消費差距起到了促進作用，且通過了顯著性檢驗；但互聯(lián)網(wǎng)快速發(fā)展以及政府財政支出的增加對縮小城鄉(xiāng)居民消費差距沒有起到促進作用反而起到了阻礙作用，主要是因為我國中西部地區(qū)通過移動互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)進行消費的依舊是城鎮(zhèn)居民，農(nóng)村的普及率很低，以及政府財政支出主要投資經(jīng)濟效益高的城鎮(zhèn)地區(qū)，使得城市居民收入得到快速提升，對農(nóng)村投資及其收益率相對較低，從而拉大了城鄉(xiāng)消費差距。

最后，靜態(tài)面板下的固定效應(yīng)模型中，被解釋變量城鄉(xiāng)居民消費差距和控制變量中的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟開放度以及人均GDP 增長的參數(shù)估計系數(shù)并不顯著，但在動態(tài)面板中參數(shù)估計系數(shù)的顯著性水平均顯著，這表明以上幾個解釋變量與被解釋變量存在明顯的內(nèi)生性問題，使得靜態(tài)面板估計結(jié)果是有偏的。因此，使用動態(tài)面板兩步系統(tǒng)廣義矩估計得到的分析結(jié)果具有更高的可信度。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，需要找到與數(shù)字普惠金融有直接聯(lián)系、但與城鄉(xiāng)居民消費差距沒有直接聯(lián)系的變量并選取相應(yīng)的指標，用以替換數(shù)字普惠金融指數(shù)這一核心變量，進一步探究其對縮小城鄉(xiāng)居民消費差距是否依舊通過顯著性檢驗。本文借鑒LLSV（1998）的做法，選用普通法律體系這一變量，因為它為數(shù)字普惠金融的發(fā)展提供法律保障，但與城鄉(xiāng)居民消費差距并無直接聯(lián)系；在此基礎(chǔ)上，借鑒樊綱、王小魯?shù)龋?018）估算的法律制度環(huán)境得分這一指標，由于其最新數(shù)據(jù)更新到2016 年，我們利用回歸方法計算出2017 年各省份的法律制度環(huán)境得分（law）作為代理變量，然后使用系統(tǒng)GMM估計方法，得出的估計結(jié)果與前文結(jié)果基本一致，表明本文研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

四、結(jié)論與建議

本文分析表明數(shù)字普惠金融的快速發(fā)展對縮小城鄉(xiāng)居民消費差距的作用明顯，且均通過了顯著性檢驗。數(shù)字普惠金融對縮小城鄉(xiāng)消費差距的作用明顯大于對縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的影響。雖然消費依舊受到收入的影響，但是隨著互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的快速發(fā)展以及數(shù)字普惠金融的興起，消費受到收入波動的影響不再像改革開放初期那么高了，數(shù)字普惠金融縮小了城鄉(xiāng)居民間的消費機會差距。同時，城鄉(xiāng)老人撫養(yǎng)比、第三產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展、經(jīng)濟開放水平、人均GDP 的增長、市場化進程的加速以及交通基礎(chǔ)設(shè)施的進一步完善對縮小城鄉(xiāng)居民消費差距都起到了促進作用，但政府財政支出的增加對縮小城鄉(xiāng)居民消費差距不但沒有起到促進作用，反而起到了阻礙作用。據(jù)此，本文提出以下建議：

首先，企業(yè)要在國民收入初次分配中發(fā)揮積極作用，政府要在國民收入再分配中發(fā)揮促進作用，切實縮小城鄉(xiāng)居民的收入差距，為消費提供基礎(chǔ)；其次，積極推動以“互聯(lián)網(wǎng)+”模式的信息技術(shù)、大數(shù)據(jù)技術(shù)以及云計算等創(chuàng)新型數(shù)字金融的發(fā)展，并著力發(fā)揮數(shù)字普惠金融提高農(nóng)村家庭、中低收入家庭和欠發(fā)達地區(qū)家庭可支配收入的作用，進一步完善相關(guān)的法律法規(guī)；同時，警惕個人普惠金融服務(wù)等方面過快擴張的風險；再次，始終要以經(jīng)濟建設(shè)為中心，不斷加強城鄉(xiāng)道路等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，優(yōu)化完善產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，進一步提高對外開放水平，更加重視老年人市場的消費；最后，財政支出結(jié)構(gòu)有待進一步優(yōu)化。政府需進一步加大財政支農(nóng)的力度，不僅僅要體現(xiàn)在數(shù)量上，更要體現(xiàn)在質(zhì)量上。比如，加大對農(nóng)村地區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施的投入以及進一步解決農(nóng)村“上網(wǎng)難，上網(wǎng)慢”的問題，深入推進鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的落實，讓改革成果更好地惠及全體人民。