数字金融对家庭消费的影响:消费升级还是消费透支?

刘永文, 田维双

(贵州大学 经济学院, 贵阳 550025)

2020年10月29日,党的十九届五中全会审议通过《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十四个五年规划和二〇三五年远景目标的建议》,将“加快构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局”纳入其中。2022年10月,党的二十大报告更加强调了这一事关未来五年中国经济建设的“重头戏”。构建双循环新发展格局,是党中央着眼于中国长治久安和长远发展作出的重大战略部署,对于中国实现更高质量、更有效率、更加公平、更可持续、更为安全的发展,对于促进世界经济繁荣,都会产生重要而深远的影响。消费作为拉动我国经济增长的“三驾马车”之一,不仅是扩大内需、畅通国内大循环的“主引擎”,还是推动国内国际双循环相互促进的“助推器”。在国际环境不稳定、不确定性日益增强的背景下,扩大消费成为我国重大战略任务,是构建内需驱动型发展模式的关键,也是增强抵御国际经济风险能力、实现国民经济均衡稳定可持续增长的重要基础。因此,如何有效推动消费可持续健康增长成为统筹国内发展和对外开放、促进内需与外需平衡发展的关键。

数字金融是指以互联网、移动通信等数字技术为基础,以数字化形式进行金融活动的方式。其带来的金融产品、金融服务和金融基础设施的数字化转型,为居民提供了更丰富的消费渠道和消费模式,刺激了居民消费[1]。比如支付宝、微信支付的出现,为消费者挑选商品提供了更多选择,使消费者的购买行为更加理性化,也在一定程度上降低了家庭消费的时间成本。同时,数字金融减少了金融排斥效应,增加了贫困人群和残疾人、老年人等特殊群体享受普惠金融服务的机会,这对缓解家庭流动性约束,降低搜寻成本和交易成本产生了重要影响[2]。进一步来说,数字金融作为经济高质量发展的重要动力源,能有力推动地区经济发展,增加就业机会,提升薪资水平,促进劳动力流动,提高居民家庭创业概率和创业绩效,为家庭拓展收入来源、实现收入多样化提供新路径。而收入多样化可以提升家庭收入预期,增加居民消费信心,有利于提高消费水平,优化消费结构[3]。

本文基于中国家庭金融调查(CHFS)2019年数据和北京大学数字普惠金融指数,对数字金融使用和家庭消费的关系进行实证研究。本文可能的边际贡献体现在以下几个方面:第一,理论研究层面,以双循环为背景,构建理论框架,探讨数字金融发展带来的效用增加对家庭消费的影响,从跨期角度分析家庭消费增长是消费升级的外在表现还是消费透支的结果。第二,实证研究层面,本文考虑了数字金融与家庭消费的反向因果关系以及遗漏变量可能导致模型存在内生性问题,选用居民是否持有智能手机、2018年中国数字普惠金融指数以及互联网宽带数量作为工具变量,利用扩展回归模型(ERM)等方法处理反向因果和遗漏变量导致的内生性问题。第三,区别于以往学者研究,本文运用分位数回归检验数字金融对家庭消费的影响是否达到普惠金融的目的,为理解数字金融与家庭消费的关系提供了新的视角和经验证据。第四,本文检验了家庭多样化收入、家庭流动性约束在数字金融与家庭消费之间产生的作用,从城乡二元架构、居民参保等视角讨论了异质性。

一、文献综述

(一)关于消费的研究

消费是社会再生产的重要环节,是扩大我国市场需求、推动经济发展的“主引擎”。而收入作为影响消费的关键因素,对家庭消费具有不可估量的作用。陈斌开[3]以生命周期理论为理论基础,利用家庭微观数据进行实证分析,认为居民收入与边际消费倾向呈负相关关系,且城乡居民收入差距的持续扩大会严重影响居民消费需求,降低居民消费水平。可见,缩小城乡居民收入差距不仅能缓和发展不平衡的问题,而且有益于提高居民消费积极性,拉动居民消费需求。而杨汝岱和朱诗娥[4]则致力于研究不同收入阶层的边际消费倾向的异质性,发现中等收入阶层的边际消费倾向最高。在以上学者的研究基础上,刘铠豪等[5]将影响居民消费的因素聚焦于贸易自由化,研究发现外部贸易自由化通过增加居民收入、缓解收入不平等和影响物价水平三种机制促进家庭消费,推动消费结构升级。此外,家庭流动性约束能够显著影响居民家庭消费水平和结构。一方面,家庭流动性约束会抑制家庭消费水平。万广华等[6]发现,不确定因素的增加及流动性约束型消费者所占比重的上升,不仅会降低居民当期消费水平,而且会影响居民未来消费预期,抑制居民消费增长率。杭斌和余峰[7]基于中国微观家庭数据发现,家庭面临的潜在流动性约束会显著地阻碍居民的家庭消费,并且家庭消费与家庭地位等级的高低有关。另一方面,家庭流动性约束会降低家庭当期消费的效用。张欣和臧旭恒[8]根据家庭住房资产和金融资产识别家庭资产流动性,发现流动性不足的家庭当期收入的边际消费倾向更高,家庭消费效用更低。另外,家庭消费也受到社会保障[9]、人口年龄结构[10]、消费观念[11]、消费习惯[12]、符号价值[13]等因素的影响。肖攀等[14]发现社会保障和居民消费之间的关系是非线性的,社会保障对居民食品、交通、衣着消费的影响不尽相同,但大多具有显著的门槛效应。朱勤和魏涛远[15]指出,人口老龄化的加速,改变了人口结构,增加了老年人口比重,刺激居民对医疗保险商品的需求增长,增加了居民医疗性消费支出。张忠根等[16]也证实,提高老年抚养比、降低少儿抚养比可以促进居民消费结构升级。程令国和张晔[11]认为中国居民大多在“勤俭节约”文化熏陶下长大,并且经历了饥荒年代,形成了节俭的消费观念,从而促使居民习惯性增加储蓄,减少消费。孟祥轶等[17]在鲍德里亚符号消费理论的基础上,研究商品的符号价值对消费的影响,认为消费水平是人们追求社会地位的特征符号。此外,金融素养、负债、房价、家庭资产等也是影响居民消费的重要因素[18-21]。

(二)关于数字金融对消费的影响研究

以互联网为基础的第三次技术革命,推动数字金融融入生活的各个方面,对家庭消费的作用效果逐步扩大。当前,学者们对数字金融发展进程与消费的相关关系研究主要从宏观发展和微观机理两个视角出发。从宏观角度而言,数字金融能够加速资金、信息等要素的自由流通与配置,促进经济增长,进而扩大居民消费广度、加深居民消费深度[22]。张李义和涂奔[23]指出,数字金融与电子商务的共同发展促进了消费方式和服务方式的持续创新,催生了更广泛的数字金融服务需求,在更大程度上刺激了居民消费需求。宋明月等[24]在普惠金融发展视角下研究了家庭的网络消费行为,结果显示普惠金融发展显著提升了网络消费家庭占比和消费频率,且随着网络消费的渐进增长,网络消费家庭的总消费水平更高、消费结构较优,还在城镇家庭里体现得更明显。部分学者探究了数字金融发展影响消费的微观机理,例如张勋等[22]发现,数字金融主要通过提高支付便利性来增加居民消费,而流动性约束的放松并不是数字金融发展提升居民消费的主要原因。

综上所述,尽管学者们对家庭消费的研究已较为丰富,但是在数字金融发展促进家庭消费升级还是消费透支这一问题上尚未达成共识。本文在双循环新发展格局背景下,首先构建理论框架,分析数字金融的便利性、低成本所带来的效用增加对家庭消费的影响,从跨期角度探讨家庭消费升级和透支之间的关系;其次,实证分析数字金融对家庭消费的影响,并在厘清数字金融对家庭消费升级和消费透支影响的基础上,进一步对其机制和异质性进行充分讨论。因此,本文运用中国家庭金融调查(CHFS)2019年数据和北京大学数字普惠金融指数研究数字金融对家庭消费的影响,是对现有研究的有益补充。

二、理论模型与研究假设

由于我国居民的风险态度倾向于风险厌恶,且考虑到此次样本中偏好风险者占比为5%,因此假定效用函数为常相对风险厌恶效用函数(CRRA)[25]。

(1)

式(1)中,U表示消费者效用函数,C*表示剩余消费,δ表示相对风险厌恶程度。

在此,假定消费函数为严格增函数且是凹函数,其模型如下:

(2)

式(2)中,C*为家庭总消费,Ct是一般消费支出,Qt为数字金融带来的家庭引致消费,φ为家庭预期数字金融提高水平对总消费的效用影响系数。

假定某一般家庭在t期内, 在既定约束条件下,在消费和储蓄之间进行最优选择,得到下式:

(3)

At=At-1(1+r)+Yt-Ct-Qt

(4)

式(4)中,φt为拉格朗日乘数,它度量的是财富的边际效用。

从而,其一阶条件为:

(5)

E0[βλt+1]=λt

(6)

(7)

两边取对数得到:

-δlnCt+φ(1-δ)lnQt=lnβ+

(-δ)lnCt+1+φ(1-δ)lnQt+1

(8)

将式(2)代入式(8)整理得到:

(9)

整理式(9)得到:

(10)

假定在t期,家庭只购买q1、q2两种商品,其一般支出模型如下:

Ct=C1+C2

(11)

C1=p1q1

(12)

C2=p2q2

(13)

(14)

图1展示了数字金融对商品价格影响的效用分解。可见,数字金融的发展提高了家庭消费效用,从而有φ>1,据此提出如下假设:

H1:数字金融能提高家庭消费水平。

图1 数字金融导致商品价格变动的效用分解

(15)

将式(15)展开得到:

(16)

整理式(16)得到:

(17)

H2a:数字金融水平的提高有助于家庭消费升级。

H2b:数字金融水平的提高会加大家庭消费透支。

图2 基于两期的跨期消费预算约束

H3a:数字金融通过促进家庭收入多样化来影响家庭消费及消费升级。

H3b:降低家庭流动性约束是数字金融影响家庭消费及消费升级的有效途径。

图3 收入及流动性约束降低对跨期消费预算约束的影响

式(9)中,假定φ是在抽象掉其他因素(即假定其它因素不变)的情况下推导得出的,同样的,数字金融的发展与普及受城乡背景和家庭特征等因素的显著影响,因此假定方程如下:

(18)

φ(u)=τu

(19)

式(18)和式(19)中,u表示城乡背景和家庭特征等因素的影响。

相较于城镇,农村的经济和金融发展水平较低,传统金融服务可得性较差,受到的金融约束更为严重。数字金融的发展有利于打破城乡二元经济与金融结构,降低区域间运营成本、信息搜寻成本和交易成本,拓展家庭增收渠道,提高家庭消费水平。同时,家庭消费水平可能受制于家庭保险参与。一般而言,家庭参与保险后,资产得到保障,有助于促进家庭消费。基于以上分析,本文提出如下假设:

H4:数字金融对家庭消费及消费升级的影响在农村家庭和参与保险的家庭中更显著。

三、研究设计

(一)样本选取和数据来源

中国家庭金融调查(CHFS)覆盖全国29个省份,内容涵盖家庭收入与支出、资产与负债以及相关家庭特征变量,同时还包括家庭社会保障等信息,能较好地反映我国家庭金融资产及配置情况,也能反映整个目标群体的特征和趋势。目前CHFS公布的数据更新至2019年,且2019年后受新冠疫情的影响,家庭消费受重大事件冲击而使数据不具备典型性,因此本文采用2019年CHFS的数据。在剔除异常值和缺失值后,得到27348个有效样本。

(二)变量定义

1.被解释变量

本文用家庭消费总支出衡量家庭消费水平,参考以往学者的研究[26],对该指标变量进行取对数纠偏。同时,考虑到样本中存在值为0的数据,先将原始数据加1,再进行取对数处理。家庭消费水平的提高在一定程度上反映了家庭消费升级[27],但是消费水平的提高在一定程度上可能导致家庭盲目消费。因而,为进一步判别家庭消费水平的提高是家庭消费升级还是家庭消费透支的表现,本文定义总收入大于总消费是消费升级的体现,赋值为1;总收入小于总消费则表明家庭加大消费会导致消费透支,赋值为0。

2.核心解释变量

数字金融为本文核心解释变量。考虑到数据的可得性,采用北京大学数字普惠金融指数进行衡量,该指数由北京大学数字金融研究中心和蚂蚁金服集团组成的联合课题组编制而成,具有较高的代表性与可靠性。该指数在目前的数字金融相关研究中得到了广泛应用,运用该指数衡量数字金融水平具有一定的科学性与合理性。其包括覆盖广度、使用深度和数字支持服务程度三个方面。覆盖广度主要通过电子账户数(如互联网支付账号及其绑定的银行账户数)等来体现;使用深度依据实际使用互联网金融服务的情况来衡量,包括支付业务、货币基金业务、信贷业务、保险业务、投资业务和信用业务,既用实际使用人数,也用人均交易笔数和人均交易金额来衡量使用情况;在数字支持服务程度方面,便利性和成本是影响用户使用金融服务的主要因素[28]。

3.其他变量

参考以往相关文献[29],引入以下特征变量(健康状况、受教育程度、年龄、年龄平方对数、是否为中共党员、性别、婚姻状况、金融知识)和家庭特征变量(家庭规模),同时引入其他变量,包括是否参与医疗保险、是否参与社会保险、房产数量、汽车数量、活期存款、理财产品、股市参与、其他金融市场(基金、债券、衍生品、黄金等)参与。

各变量的描述及定义如表1所示。

(三)模型构建

为了验证数字金融与家庭消费的关系,设计基准模型如下:

coni=β0+β1dfi+∑θiXi+ei

(20)

式(20)中,coni表示家庭消费,dfi表示数字金融,Xi代表一系列的控制变量,ei表示残差项。

表1 变量描述及定义

为了探究消费增长是消费升级的体现还是消费透支的结果,本文使用二值选择(Probit)模型进行分析,设计模型如下:

cyi=α0+α1dfi+∑α1dfi+∑αiXi+ui

(21)

式(21)中,cyi=1表示家庭消费升级,反之则为消费透支,其余变量同上文所述。

进一步分析数字金融对不同程度家庭消费的影响,本文采用Koenker和Bassett[30]提出的分位数回归方法,构建如下模型:

Qτ(coni|dfi,Xi)=ρτ,0+ρτ,1dfi+

∑ρτ,uXu+εi

(22)

式(22)中,τ为所取分位数,ei表示残差项,其余变量同上文所述。

四、实证分析

(一)基准回归分析

依据前文的分析,首先,估计数字金融对家庭消费支出的影响。表2列(1)至列(4)分别为数字金融指数、数字金融广度、数字金融深度以及数字化程度对家庭消费水平的OLS估计结果。结果表明,数字金融对家庭消费的影响系数为0.043,数字金融广度对家庭消费的影响系数为0.050,数字金融深度以及数字化程度对家庭消费的影响系数分别为0.031和0.064,且所有系数均在1%的水平上显著,其中数字化程度对家庭消费影响最大。其次,为了探究数字金融能否有效促进家庭消费升级,采用Probit模型进行实证分析,结果如表2列(5)至列(8)所示。结果显示,数字金融指数、数字金融广度、数字金融深度以及数字化程度的系数在1%的水平上显著为正,这进一步验证了数字金融的发展并没有促使家庭消费透支,而是能够有效促进家庭消费升级,其中数字化程度对家庭消费升级的影响最大。个人特征变量中,女性更倾向于消费,男性更有助于消费升级;年龄的增长会减少家庭消费,同时也会促进家庭消费升级;在民族方面,汉族家庭的家庭消费较少,而家庭消费升级指数较高;居民受教育程度高、参与医疗保险、身体健康,则越能够合理配置资产,促进家庭消费及消费升级;居民已婚会促进消费透支,居民参与社会保险对家庭消费无显著影响。在家庭特征变量中,家庭规模、活期存款、家庭理财、家庭其他金融市场参与能够有效促进家庭消费及消费升级,但是家庭创业和家庭股市参与促进家庭消费是以家庭消费透支为代价的。

(二)工具变量估计结果分析

尽管在模型中控制了性别、年龄、婚姻和健康等变量,但是政府对消费的金融支持、居民应对风险的主观心理倾向等不可控因素以及家庭消费升级与数字金融之间的反向因果关系可能导致内生性问题。因此,采用两阶段最小二乘法(2SLS)和拓展回归模型(ERM)来缓解内生性问题。本文选用2019年各省份互联网宽带数量作为数字金融的工具变量。一方面,数字金融的发展和普及离不开家庭宽带的使用,互联网宽带的使用度可以反映家庭数字金融的使用度和当地数字金融水平的高低;另一方面,家庭消费支出和互联网宽带使用的关联较少,近乎满足作为工具变量的外在条件。此外,参考已有学者的研究,把家庭是否使用智能手机作为工具变量。智能手机的使用体现了数字金融的便利性、快捷性等特点,且智能手机的普及及其价格对家庭整体消费影响较小,满足相关性和外生性要求。同时,相较于两阶段的工具变量法适用于内生变量为连续型变量的情况,扩展回归模型(ERM)综合了传统工具变量法 (IV)的优势,能处理反向因果、遗漏变量和自选择偏差等内生性问题,也能处理内生变量为离散型变量的情况。由于本文选取是否使用智能手机这一离散工具变量,因此使用拓展回归模型(ERM)。

表3展示了工具变量估计结果。列(1)和列(2)分别是2SLS模型第一阶段和第二阶段的估计的结果,一阶段回归F值和工具变量t值在1%的水平上显著,排除了弱工具变量问题。考虑了内生性问题之后,数字金融对家庭消费的影响显著为正,表明家庭消费增长是消费升级的体现。列(3)和列(4)是将互联网宽带接入端口数作为工具变量的ERM估计结果,误差相关系数均显著,表明数字金融与消费及其升级之间存在内生性问题。内生变量回归结果显示,工具变量与内生变量的系数在1%的水平上显著,拒绝弱工具变量问题。在进行内生性处理后,结果显示,数字金融能够显著促进消费升级。列(5)和列(6)是将居民是否使用智能手机作为工具变量的ERM估计结果,回归系数与其他列相似。整体而言,工具变量估计结果显示,数字金融仍然能够显著促进家庭消费,同时有助于推动家庭消费升级。

(三)数字金融对家庭消费的影响:“雪中送炭”还是 “锦上添花”?

数字金融普及和发展的目的之一是为受传统金融排斥的弱势群体提供可持续的金融服务。消费作为经济发展的内生动力,也是家庭健康发展的必要环节。因此,数字金融在促进家庭消费及消费升级过程中应该更有助于提高低消费家庭的消费水平。如果数字金融只对高消费家庭产生更有利的影响,没有发挥普惠作用,那么就需要重视其在构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局中的作用。

表2 数字金融对家庭消费的影响:基准回归结果

表3 数字金融对家庭消费的影响:工具变量法

为此,本文基于以上研究,选取消费水平提高且收入大于消费的家庭为实验组进行分位数回归,回归结果如表4列(1)至列(4)所示。数字金融的回归系数显著为正,说明数字金融水平的提高有助于家庭消费水平的提升,能够促进家庭消费升级。同时,在0.10的分位数水平上促进效用最高,并且随着家庭消费水平的提高,促进作用逐渐递减,从而更加改善低消费家庭的消费环境,达到以消费促进需求侧改革、促进经济健康发展的目的。总体而言,数字金融在促进家庭消费升级过程中扮演着“雪中送炭”的重要角色,为低消费或者所处消费环境较差的弱势群体提供了其所需的金融服务。

五、稳健性检验

表5展示了稳健性检验结果。首先,采用滞后一期数字普惠金融指数作为工具变量,再次考察数字金融对家庭消费及消费升级的影响。其次,更换模型,运用Tobit和Logit模型进行分析。结果表明,数字金融促进家庭消费是消费升级的表现,其结果均在1%的水平上显著。最后,参考钱海章等[31]、安强身和白璐[32]的研究,本文从样本中剔除北京、上海、天津、重庆4个直辖市进行回归,结果依旧稳健。

表4 分位数回归结果

六、传导机制和异质性分析

在发现数字金融的发展有助于促进家庭消费及消费升级的前提下,进一步分析其中的传导机制及异质性。根据理论模型分析以及经典文献得出消费假说,本文尝试验证数字金融的发展能否通过家庭流动性约束和家庭多样化收入对家庭消费产生影响,从而厘清数字金融发展主要通过何种渠道对居民消费产生影响。先验证数字金融通过何种渠道影响家庭消费,在此基础上进一步分析这些渠道是否是影响家庭消费升级或家庭消费透支的有效机制。

表5 数字金融对家庭消费影响的稳健性检验结果

(一)数字金融对家庭消费影响的传导机制:家庭流动性约束

首先,根据理论模型分析得出,数字金融发展之所以能够带来家庭消费的提升,可能是因为数字金融减少了实体消费限制。其次,考虑到金融发展可以通过合理有效地分配资源,让受到流动性约束的消费者能够方便地利用金融市场实现消费的跨期平滑,进而释放被压抑的消费需求,那么,数字金融的发展也可能有助于居民优化资源配置,减少居民的流动性约束,提升居民消费水平。本文从正反两个方面验证家庭流动性约束是否在数字金融对家庭消费的影响中起传导作用,参考Blanchflower和Oswald[33]对家庭流动性约束的定义,选取家庭财富水平作为家庭流动性约束的代理变量,因为个人所能借到的钱与其家庭财富高度正相关,同时参考尹志超等[34]对家庭流动性约束的定义,选取当年家庭金融资产总额是否低于两个月收入这一指标作为衡量家庭流动性约束的反向指标。

表6汇报了家庭流动性约束传导作用的估计结果。列(1)至列(3)从正向检验了家庭流动性约束是否为数字金融对家庭消费影响的传导中介,用家庭财富水平正向表征家庭流动性约束。列(1)结果表明,数字金融在1%的水平上显著促进了家庭财富增长。列(2)、列(3)结果表明,家庭财富增长促进了家庭消费,同时促进了家庭消费升级。列(4)至列(6)的实证分析中,用当年家庭金融资产总额是否低于两个月永久收入这一指标反向衡量家庭流动性约束,反向检验家庭流动性约束作为数字金融对家庭消费影响的传导机制。结果显示,数字金融降低了反向衡量的家庭流动性约束,而家庭流动性约束的降低能显著促进家庭消费升级。综上所述,本文从正反两个方向验证了家庭流动性约束是数字金融促进家庭消费升级的有效渠道。

(二)数字金融对家庭消费影响的传导机制:家庭多样化收入

既有文献表明,收入是影响家庭消费的基础性因素,近年来学术界已逐渐从简单的收入水平分析拓展到了多样化收入的深层研究中[35]。为了进一步厘清多样化收入在数字金融对家庭消费升级影响中的作用,本文选取家庭总收入、农业收入、工资性收入、转移性收入、工商业收入、财产性收入等进行机制检验。

表7汇报了家庭多样化收入的作用的估计结果。首先,列(1)至列(3)验证了家庭总收入是数字金融对家庭消费及消费升级影响的传导中介。列(1)结果表明,数字金融有助于促进家庭总收入增长,这可能是因为数字金融可通过优化资产配置、激发家庭创业积极性、加强经营持续性、提供就业机会、缓解信息不对称问题等增加家庭总收入。列(2)、列(3)结果显示,家庭总收入的增长是促使家庭消费提高的重要因素,同时,由消费的边际效用递减规律得知,收入的增加降低了家庭消费透支的可能性,促进了家庭消费升级。进一步把家庭总收入进行分解发现,工商业收入、财产性收入、转移性收入以及工资性收入有一致的作用,但是农业收入作为数字金融对家庭消费影响的传导中介却发挥了相反的作用,数字金融发展与家庭农业收入呈负相关关系。考虑到数字金融能够显著提高其他来源的收入,因而可以认为,数字金融抑制农业收入增长是因为家庭收入横向变动,即农业收入的减少是其他收入增加导致的。同时,家庭农业收入的增长抑制了家庭消费,由于农业收入居多的家庭的主要消费为生存型消费,农业收入的增长对家庭消费升级的影响较小。整体而言,家庭总收入是数字金融促进家庭消费及其升级的有效渠道,在分解的多样化收入中,数字金融促进了收入的横向变动,进一步促进了家庭消费及其升级。

表6 数字金融对家庭消费影响的传导机制:家庭流动性约束2SLS估计结果

(三)数字金融对家庭消费的影响:保险异质性

既有文献表明,家庭参与保险能改善居民风险厌恶倾向,有效激发居民对未来的信心和乐观心态,降低居民对未来不确定性的预期,刺激居民消费。李珍和赵青[36]认为,养老保险保障水平对城镇居民消费模式产生了微弱的挤出效应,转轨后的养老保险覆盖率提高对居民消费有挤出效应。白重恩等[37]对新型农村合作医疗这一新政策落地实施前后的居民消费表现进行对比研究,指出新型农村合作医疗使得非医疗支出类家庭消费支出增加,这种正向影响强度随着医疗保险保障程度的提高而增强,并且对低收入或健康状况较差的家庭影响更明显。谢邦昌和韩静舒[29]研究发现,医保政策对于居民消费具有促进作用。鉴于此,本文探讨居民参与医疗保险和社会保险能否增强数字金融对家庭消费及其升级的影响。

采用数字金融滞后项作为工具变量进行2SLS回归,表8展示了医疗保险异质性估计结果。列(1)和列(2)展示了数字金融对家庭消费的影响。研究发现,医疗保险参保能够有效增强数字金融的影响。进一步分析医疗保险异质性框架 下数字金融是促进家庭消费升级还是消费透支,结果表明,参与医疗保险能够增强家庭消费信心,并有效提高数字金融对家庭消费升级的促进作用。表9展示了社会保险异质性估计结果,可能的原因是有社会保险的家庭相对于无社会保险的家庭,在收入水平相同的情况下,因其每月多支出了社会保险,从而导致其每月可支配收入小于无社会保险的家庭,以致其通过数字金融影响消费的系数值反而小于无社会保险家庭,但对于家庭消费升级的影响而言又相反,说明有社保的家庭更有信心,能更大胆地通过数字金融将金钱用于消费升级。

(四)数字金融对家庭消费的影响:城乡及其规模异质性

伴随经济结构的变迁以及市场化进程的不断推进,城乡居民获取发展机会的决策行为也存在异质性,提高农村居民家庭消费水平成为推进乡村振兴的重要突破口。因此,为了验证城乡及规模异质性对数字金融与家庭消费及消费升级的影响,本文运用2SLS模型进行探讨,表10展示了模型的估计结果。结果显示,数字金融是新时期促进农村家庭消费的重要手段。相对于城镇,农村地区基础设施薄弱、交通不便等因素影响了居民家庭消费的积极性。虽然互联网创业可以弥补实体消费的缺陷,但是数字金融对城镇家庭消费升级有着更为显著的影响,这可能是因为短期内数字金融的发展降低了农村家庭的信息搜寻成本和交易成本,进而过度刺激了家庭消费。为了探究数字金融对城市消费升级的影响,把样本分为一线城市、二线城市和三线城市进行进一步分析。结果表明,随着城市规模的逐渐扩大,数字金融对家庭消费升级的影响越发显著,产生这种结果的原因可能有两个方面:首先,居民的增收渠道与城市规模大小显著相关,城市规模越大,居民获取收入越多,由消费的边际递减规律得知,家庭消费透支的可能性越小。其次,随着城市规模的扩大,数字金融通过数字支付、数字理财、数字保险和数字信贷等产品更容易获取和分析家庭所需的相关信息,优化家庭资源配置和消费选择,拓宽信息共享渠道,降低信息不对称程度,从而促进家庭消费升级。

表7 数字金融对家庭消费影响的传导机制:家庭多样化收入2SLS估计结果

表8 数字金融对家庭消费的影响:医疗保险异质性2SLS估计结果

表9 数字金融对家庭消费的影响:社会保险异质性2SLS估计结果

七、结论与建议

作为一种新的金融模式和传统消费金融体系的重要补充,数字金融为居民消费活动提供了有力支撑,为释放消费潜力、解决内需不振问题、促进经济可持续发展提供了强有力的手段。本文首先在理论模型中分析了数字金融的便利性、成本降低所带来的效用增加对家庭消费的影响,从跨期角度探讨了数字金融对消费升级和消费透支的影响,接着利用北京大学数字普惠金融发展指数和中国家庭金融调查(CHFS)数据进行实证分析,得出以下结论:

(1)数字金融能够促进家庭消费水平提升,数字金融的发展能有效促进家庭消费升级,而不会加剧家庭消费透支,且数字金融对家庭消费及消费升级起到了“雪中送炭”的作用。

(2)多样化收入与家庭流动性约束是数字金融推动家庭消费及其升级的有效途径。在多样化收入层面,数字金融通过促进收入增长的横向变动来刺激家庭消费。

(3)家庭参与保险是数字金融促进家庭消费及其升级的内生动力,数字金融能促使农村居民摆脱基础设施薄弱、交通不便等因素对家庭消费的影响,有效刺激家庭消费。值得注意的是,虽然本文提供了数字金融有助于提升农村家庭消费水平的证据,但是互联网科技的快速发展可能导致家庭消费透支,加重家庭债务压力,且城市规模的扩大能够促进家庭进行理性消费,避免消费透支。

基于以上结论,本文提出以下政策建议:

(1)加强数字金融基础设施建设,提高农村网络覆盖率,提高数字金融服务可及性。加大对农村地区的网络覆盖和数字金融服务投入,为农村居民提供更加方便快捷的服务,加强相关政策支持,有效推动农村家庭参与数字金融并享受其带来的消费升级效果。

(2)鼓励收入来源多样化,提供具有包容性的数字金融平台。通过数字金融平台,提供更多获取收入的机会,帮助家庭实现收入增长,激发家庭消费需求。政府和金融机构应鼓励创新并扶持各种类型的数字金融平台发展,从而增加家庭可支配收入,刺激消费升级。

(3)加强家庭保险制度建设,增强家庭财务稳定性。在促进家庭消费升级的过程中,家庭会面临各种意外风险。要加强家庭保险制度建设,提供适合家庭需求的保险产品,帮助家庭应对意外风险,增强家庭财务稳定性,进一步促进家庭消费增长和消费升级。

(4)对城市规模加强管理与调控,提供更好的消费环境和服务。城市作为消费的重要场所,应为居民提供更多的就业和职业发展机会,同时完善消费环境,提供便利的消费服务。要通过引导家庭进行理性消费,避免消费透支现象的发生,从而建立起稳定的消费市场。