数字普惠金融、夜间经济与家庭消费_王景河.pdf

数字普惠金融、夜间经济与家庭消费王景河，沈洋(华侨大学经济与金融学院，福建 泉州 362021)(华侨大学数量经济研究院，福建 厦门 361021)作者简介:王景河，华侨大学经济与金融学院教授;沈洋(通讯作者)，华侨大学数量经济研究院博士研究生。注:本文是国家社会科学基金项目“数字经济环境下的产业虚拟集群创新路径研究”(编号:21BJY151)和福建省社会科学基金重大项目“在高质量发展中促进福建共同富裕研究”(编号:FJ2022Z011)的成果。摘要:挖掘居民消费潜力、提振消费信心是构建新发展格局的重要环节。数字普惠金融推动的移动支付和金融可得性对于消费的影响巨大且深远。本文在从理论层面阐释数字普惠金融影响消费的机制路径基础上，将中国社会状况综合调查(CSS)三期微观数据与北京大学数字普惠金融指数相匹配，实证验证了数字普惠金融影响家庭消费的经济效应和影响机制。研究发现，数字普惠金融能显著提升家庭消费总支出，且该结论经过一系列稳健性检验和内生性处理后依然成立。生活满意度、社会保障满意度、经济预期和经济现状是影响消费的重要因素。机制研究表明，夜间经济已成为数字普惠金融提升家庭消费的新机制，其具备的延时效应、协同效应和集聚效应对消费有着多重影响。为进一步释放消费潜力、增强消费信心，不仅要挖掘数字技术在拓展消费场景、驱动供需匹配和支持夜间实体经济高质量发展方面的信息红利，还应将有限的金融资源用于薄弱环节、重点领域和民生短板，更好满足人民的美好生活需要，发挥好金融“活水”在降低风险和不确定性方面的作用。关键词:数字普惠金融;家庭消费;夜间经济中图分类号:F49文献标识码:A文章编号:10077685(2023)03008712DOI:10 16528/j cnki 221054/f 202303087一、引言消费是经济稳定运行的压舱石，更是促进经济发展方式转换的基础性力量。在经济由高速增长转向高质量发展进程中，有效激发居民消费需求已逐渐上升为国家经济政策体系的重要支点。1 国家统计局数据显示，20102021 年，我国最终消费率从 49 3%上升至 54 5%;虽受新冠肺炎疫情影响，2021年居民最终消费支出对经济增长的贡献率仍然达到 65 4%。尽管如此，经济高速发展背后伴随的一个不争的事实是，消费增速明显低于 GDP 增速，仍然存在消费低迷、内需不足等问题。2 相较于世界发达经济体 70%85%的消费贡献率，甚至是以印度、巴西等为代表的部分发展中国家的 60%消费贡献率，我国消费在经济增长中的主导作用还有较大提升空间。消费滞后一直是制约我国经济持续稳定增长的突出结构性难题。3，4 面对复杂严峻的国际局势和外部环境，以往依赖投资和出口的经济增长模式遭遇巨大挑战，提振消费、扩大内需对促进经济增长的作用更加凸显。为破解经济发展“三期叠加”困境和不平衡不充分等难题，党的二十大报告明确提出，“加快构建新发展格局，着力推动高质量发展”，“把实施扩大内需战略同深化供给侧结构性改革有机结合起来，增强国内大循环内生动力和可靠性。”5 构建新发展格局的核心要义在于“国民经济循环畅通”，即充分释放国民消费潜力，让内需成为经济增长的78经济纵横2023 年第 3 期决定性力量，最终形成消费驱动型经济增长方式。6 消费体现了需求者对美好生活的追求，是衡量人民生活水平的重要指标，还是产品生产部门的动力源泉和最终目的。7 因此，畅通阻碍国内大循环的堵点和梗阻，释放消费潜力，对于实现高质量发展和增进民生福祉具有重要意义。随着“互联网+”战略的深入实施，大数据、人工智能和云计算等数字技术与经济社会各领域跨界融合、深度应用，催生了一系列“互联网+”经济新形态，数字经济正经历着前所未有的高速发展。8 同时，金融业的服务形态也随之发生根本性改变，金融数字化趋势愈发明显。自 2014 年国家出台一系列鼓励互联网金融的指导方针以来，我国数字普惠金融发展驶入“超车道”，以开放、共享、重构、融合为鲜明特征的金融业数字化转型持续推进，以微信、支付宝和云闪付等为代表的移动支付平台迅速发展壮大。德勤研究报告认为，中国数字经济发展已取得亮眼成绩，在网上购物、数字转账和零售支付三个重要领域的数字金融渗透率持续领跑。数字经济蓝皮书:中国数字经济前沿(2021)报告指出，在衣食住行玩等主流生活场景中，我国消费行为呈现高度数字化特征，网络购物、餐饮、文化娱乐领域的数字消费渗透率超过 65%。数字普惠金融与居民消费的深入融合和高度渗透已成为业界共识。一方面，数字普惠金融通过数字技术搭建非接触式服务渠道，推进线上化、移动化、数字化和智能化转型，打破消费时空壁垒，降低购物成本和交易难度;另一方面，数字技术使“互联网+服务”的消费金融新业态迅速普及，多元市场主体利用现代技术深度挖掘消费需求，实现精准营销。数字普惠金融能促进家庭消费、助力消费升级的结论在诸多研究中已得到证实。如，张勋等指出，数字金融推动的手机支付对个体消费的影响巨大，其中数字支付提升交易便利性是促进消费的主要机制。9 谢家智等认为，数字普惠金融的方便快捷、交易成本低、普惠且可得特征能缓解家庭流动性约束，激励家庭消费。10 周任远等指出，数字普惠金融与电商平台融合发展有助于消费者接触到丰富的商品种类，促使其采取跨期消费行为，实现多方面的消费升级。11 就本文直接相关的消费而言，已有文献从微观层面的支出规模、消费结构和不平等视角做了机制剖析，认为支付痛感、流动性约束、金融素养、生活态度和便捷性是重要的中介机制。1214 宏观经验研究表明，经济增长、产业结构、空间溢出、收入差距、区域差异和创业活跃度是影响消费水平的重要机制。1517 现有文献对数字普惠金融如何影响居民消费的研究较多，但鲜有文献关注夜间经济在其中发挥的作用。从“夜市桥边火”到“千灯夜市喧”，夜间经济是经营行为向第二时空的进一步延伸，其繁荣度被视作城市经济便利度和活跃度的晴雨表。18 以闲暇经济为主的夜间经济体现了人类社会的文明内涵，发展夜间经济不仅是推动国内经济大循环的新兴活力源泉，也是满足人们对美好生活需要的必然选择。商务部调查数据显示，约有 60%的消费发生在夜间，并以 17%的规模高速增长。当前，夜间经济已成为各地提振消费的新选择。截至 2021 年 8月，超七成省级行政区颁布了专项政策，以促进夜间经济发展。夜间消费市场不断扩宽，新的消费业态、场景不断涌现，夜间商圈的完善有望提升相关业态认知度和增强消费意愿。基于此，本文利用中国社会状况综合调查(CSS)微观数据库，结合北京大学数字普惠金融指数，探究数字普惠金融如何影响家庭消费，并将夜间经济嵌入传导路径，探究夜间经济发挥的中介作用。本文的研究结论能对新发展格局下提振消费、丰富经济形态提供有益参考。二、理论分析与研究假设(一)数字普惠金融的直接效应消费理论认为，流动性约束、信贷约束和预防性储蓄动机是抑制消费的主要诱因。数字普惠金融促进居民消费主要有缓解流动性约束、提高支付便捷性和降低消费痛觉三个机制。基于数字开放技术和普惠共享理念的数字普惠金融，具有高效、灵活、便捷的特征，其应用推广变革了传统商业模式的交易行为，大幅削减居民购物消费的交易成本和时间成本，提高了消费者的购物体验感。对于微观消费者，数88经济纵横2023 年第 3 期具体参见 2020 年德勤的 后浪来袭:东盟与南亚的璀璨数字生活 报告。字普惠金融的发展有助于缓解流动性约束、平滑跨期消费，尤其是支付宝、微信和银联等第三方支付平台集成了多个金融账户，可实现高频海量的交易清算，为消费者线上购物提供了强大的算力支撑，相应地提高了商品流通速度和交易效率。19 数字支付“去中心化”的商品交易模式凸显了数字普惠金融推广零边际成本、海量交易笔数、小微单笔金融的优势特征，破解了传统金融机构规模不经济问题，对于降低金融运营成本和优化家庭消费决策具有促进作用。具体而言，运用数字科技，可将传统金融服务中的人、物、场、资金流、信息流全面数字化，助力金融机构数字资产化和资产数字化。20 相较于传统的金融服务，数字普惠金融更为注重长尾效应和规模效应，金融机构在数字平台基础上，可针对性地开发数字化的消费金融和供应链金融等产品，不仅使金融服务覆盖至被传统金融忽视的小微企业、年轻人群体，还可将机构存量客群分层，实现精准营销和管理，为消费者提供最优信贷方案。基于真实交易行为的风险评估弱化了债务人的抵押和担保要求，满足了家庭不同时期的缓冲储备需求，数字保险、数字理财等渠道则提供了应对不确定性的多种方案，因而数字普惠金融可以缓解消费者的流动性约束、减少风险规避者的预防性储蓄行为，进而促进消费。同时，数字普惠金融通过网银支付、移动支付、扫码支付等第三方支付手段，打破了消费的时空制约，买家与卖家可以直接在线上完成交易，将个体从特定的消费场景和消费场所解放出来。数字技术变革了传统商业模式中需要面对面的交易模式，迎合了消费者碎片化、自由化的消费需求。21 行为经济学和行为消费理论认为，心理和预期组成的心理账户对消费有着重要影响。不可否认，心理账户是普遍存在的。进行经济决策时，效用期望、资产来源构成心理账户的重要内容，消费者据此采取“专款专用”的决策行为。22 依据心理账户理论，交易效用是金钱损失和获得商品感知两种物质交换产生的心理价值。23 锚定心理促使人们产生心理隔阂或货币幻觉，典型特征是赋予电子货币较低的心理价值，因而使用数字支付比现金支付带来的心理损失更少，交易效用较高。24 数字普惠金融便利的数字支付渠道虽不会改变消费者手中“看得见”的现金存量，但能通过直接转账的方式降低人们对付出金钱的痛感，从而有助于消费。此外，由于消费者从金融市场获取的资金尚未付出辛苦的劳动，因而往往将金融资金划分为额外的收入，对其心理估价会低于工资收入。此外，Prelec 等的双通道心理账户图表明，在“先付款后消费”的情境中，消费者疼痛钝化系数会很小，对付款痛感的感知也更为强烈;而“先消费后付款”的机制则会模糊消费者对购买成本的记忆，降低支付痛感，快乐弱化系数也更小。25 数字普惠金融衍生的普惠金融产品迎合了普通消费者小额、高频、低利率贷款需求，较低的借贷成本赋予借贷资金更低的心理价值，超前消费模式则赋予消费者更多资金的“心理感受”和更小的心理痛感，有助于促进消费。据此提出假设 1:H1:数字普惠金融能促进家庭消费。(二)夜间经济对消费的影响夜间经济对消费的影响可总结为延时效应、协同效应、集聚效应和长尾效应。具体而言:一是延时效应。夜间经济发生时间主要是下午六点至次日早上六点，供给端的商户简单延长日间经济活动的运营时间，能直接影响消费者的购物时间段，这对消费支出的影响也是最为直观且传统的。但夜间经济不只是日间经济活动的简单延续，它更具有休闲性、文化性和体验性，是物质消费与精神消费，经济属性、社会属性与文化属性的多重叠加。26 对于消费者而言，夜间经济拓展了消费的时空和场景。夜间经济是本地居民舒缓白天工作压力的休闲性消费方式，也是外地游客了解目的地、丰富旅游活动内涵的体验性消费方式。夜间消费已成为城市居民重要的支出场景。对于商户就业者而言，延长工作时间可以增加劳动收入，而消费又是收入的函数，因而夜间经济可以促进消费。二是协同效应。一个产业的发展壮98经济纵横2023 年第 3 期疼痛钝化系数是指付款的疼痛被消费的快乐所降低的程度。快乐弱化系数是指消费的快乐被付款的疼痛所降低的程度。大往往会促进生态体系内部邻近产业的协同发展。以游玩、餐饮、娱乐等为核心元素的夜间服务产业对配套产业有着“涓滴效应”，可带动其繁荣发展。特别是在夜间经济已形成集“食、游、住、购、娱、体、展、演”于一体的新“夜”态背景下，商业模式逐步演化为“文化+旅游+商业”的体系框架，文艺演出、文旅互动体验产品、文创产品集市随之协同发展。因此，夜间经济的发展会带动和刺激整个消费市场，以产业繁荣拉动内需。27 三是聚集效应。马歇尔的集聚理论认为，产业链上的生产商会因正外部性而聚集在一定的空间范围内。提供夜间产品和服务的企业因商业驱动和城市规划，会在主要集市、街道形成消费集聚区，餐饮、游览、购物、娱乐等多元业态互为支撑、互送客源、串珠成链，并以产业集群形式带动产业链前后端企业发展。这不仅能满足消费者的多元消费需求，还有利于生产商降低成本和获取客源，最大限度释放消费潜力。28 四是长尾效应。人类发展的分众化、小众化趋势逐渐凸显，非主流般的“主流”细分市场越来越受到企业重视。29 消费市场的长尾效应具体表现为部分差异化、少量的需求，强调的是消费者个性化消费需求与非主流市场累加的潜力，“小团体”“小圈子”需要被充分考虑。夜间经济涵盖的多重业态和塑造的社会活动空间，从小店经济再到文旅融合，能有效满足不同消费群体的差异化消费诉求。因此，夜间经济可以带动二次消费、关联消费和周边消费，实现城市消费业态的多样化延展和企业盈利模式的多元化变革。据此提出假设 2:H2:夜间经济能促进家庭消费。(三)夜间经济的中介机制作用实体经济发展的重要任务是创造物质财富、增加国民收入和促进消费。城市夜经济的繁荣发展离不开成千上万的小商铺支撑。作为城市经济发展“毛细血管”的小店经济，在扩大就业、提振消费、展现特色文化和繁荣市场经济方面发挥着重要作用30。夜间经济在提升城市活力、彰显特色文化、扩大内需、繁荣市场和促进投资方面有着“催化剂”作用。两者相互融合，共同组成社会新业态。阿里巴巴夜间经济报告 2020 数据显示，中小商家夜间生意占全天经营的比例达 40%，全国 600 多万家小店的夜间收入超过上年同期，夜间经营物资销售额呈爆炸式增长。夜间经济的消费模式深度延伸至实体零售各个环节，正成为经济增长和文化创造的新引擎。服务实体经济是金融的天然使命和基本宗旨，数字普惠金融也是如此。作为夜间经济的重要组织载体，个体经营者和小店经济企业主的数量、规模和质量影响着夜间经济的平稳运行。因此，数字普惠金融对夜间经济的影响主要在于缓解小微企业融资约束、促进个体创业。传统信贷投放模式最鲜明的特征是重视抵(质)押物和担保及第二还款主体和责任人。在该投放模式下，小微企业“三无三高”的特点使得金融机构不敢贷、不愿贷、不能贷和不会贷，导致部分企业难以获得充足的资金支持。金融与科技深度融合的数字普惠金融能提升金融机构信息收集和处理能力，降低商业银行与经营主体之间的信息不对称，让信贷回归本源，即通过分析经营主体的真实违约概率及资金成本等决定是否进行信贷投放。基于信用分析的贷款占比将逐步提升，资产规模小、经营运行良好、还款意愿较强的小微企业会获得金融机构的风险再定价，从而提升其获取金融支持的概率。2020码上经济“战疫”报告 显示，作为经济神经末梢，抗风险能力差的小微商店、街边摊档在微信提供的减免技术服务费用、免息贷款等扶持措施支持下，企业运营成本大幅下降;有46 5%的企业愿意加强数据平台投入，数字化程度越高的企业对“新基建”需求越高。借助大数据、云计算和区块链等技术手段创新风险评估方式，通过高效利用数字经济生态体系内部小微企业的资金流、信息流、物流、商流信息，能推动信贷审批线上化，降低信贷投放目标筛选的时间成本和优化业务审批流程，以智能化、精细化、标准09经济纵横2023 年第 3 期根据国家统计局 统计上大中小微型企业划分办法(2017)，小店指的是面向居民消费的批发、零售、住宿、餐饮等行业的个体工商户。小店经济则是基于消费小店形成的促进大众创业、服务改善民生和驱动多元消费的经济形态。“三无”是指无报表、无信评、无抵押，“三高”是指高成本、高风险和高价格。化缩短小店经济企业主的信贷审批时间，及时给予资金支持。据此提出假设 3:H3:夜间经济已成为数字普惠金融促进家庭消费的重要机制。三、研究设计与数据说明(一)数据来源本研究使用的量化数据主要有四个来源。个体微观数据来源于 2015、2017 和 2019 年中国社会状况综合调查(Chinese Social Survey，CSS)，该数据库具有涵盖个体、家庭、社区多个维度的综合数据。根据研究主题和相关变量界定，在全样本基础上剔除缺失值和无效样本，最终获得了 17 266 个有效样本。部分宏观数据来源于国家统计局。核心解释变量数字普惠金融源自北京大学数字普惠金融指数。该指数由北京大学数字金融研究中心和蚂蚁金服集团联合课题组，基于蚂蚁金服海量真实交易数据绘制而成，具有一定代表性和权威性。根据调查问卷时间和统计样本所考察的时间段，文章选取综合反映金融数字化程度、覆盖广度、使用深度的总指数表征数字普惠金融，根据受访者所在省份对微观数据逐一匹配，后续省份层面的数据也是按照此方法进行匹配。中介变量夜间经济的原始数据来自美国国家海洋和大气管理局，其中 NNPVIIS 卫星遥感数据提供了 20122022 年的逐月数据。(二)变量选取1 被解释变量:家庭消费。根据 CSS 家庭经济状况板块中受访者对题目“请您告诉我，去年您全家的生活消费支出情况”的回答结果设定家庭消费总支出。该指标涵盖了衣食住行在内的 14 个项目。考虑到夜间经济主要是影响居民吃穿游购等行为，因而本文在家庭生活总支出中剔除了缴纳房租的支出、物业费、水电费、购房首付及分期偿还房贷的支出、医疗保健支出、教育支出、人情往来支出和赡养或照料不在一起生活的亲属的支出等项目。2 核心解释变量:数字普惠金融。现阶段能较为准确刻画我国各地区数字普惠金融发展情况的报告是北京大学数字普惠金融指数。该指数是基于蚂蚁金服集团海量微观交易数据绘制而成，具有覆盖范围广、考量指标多等特征，现已被广泛使用。详细编制过程和指标体系参见郭峰等的研究报告，31 本文选取 20112020 年的相关数据。3 中介变量:夜间经济。Levin 等认为，灯光是夜间经济活动的必要元素，用灯光遥感数据评估夜间经济活动强度在一定程度上具有合理性。32 城市夜生活和夜经济空前繁荣，灯光是最佳的衡量指标。因此，本文使用夜光灯数据表征夜间经济。NNPVIIS 的原始数据易受火光、平静湖面、冰雪、渔船等非城镇光源干扰而形成背景噪声，美国国家海洋和大气管理局提供的数据未经矫正降噪处理，因此，需要对卫星数据做清洗以提高数据精确度。清洗过程为:一是合成数据。利用投影工具将夜光灯影像投影为 WGS84 地理坐标系和 Albers 等面积投影坐标系，并使用最邻近法将影像网格重采样为0 5km0 5km 空间分辨率，再根据国家基础地理信息中心提供的 1:400 万省级行政区划矢量图为掩膜剪裁各省份的灯光影像，然后利用栅格计算器工具将月度数据合成求均值得到年度数据。二是过滤临时光源和背景噪音。美国国家海洋和大气管理局提供了 2015、2016 两年降噪后的年度综合 NPPVIIS 影像数据，根据俞路等的做法，33 使用相邻原则分别矫正其余年度的影像数据。三是连续性矫正。对 NNPVI-IS 夜间灯光数据年际校正的方法参考现有用于 DMSPOLS 夜间灯光数据的年际校正方法，原则上认为同一个位置像元的遥感影像像元亮度值(Digital Number，DN)只升高不降低，即当年灯光数据 DN 值不低于前一年的 DN 值。4 控制变量。由于影响家庭消费的因素有很多，为排除遗漏重要变量和混淆变量对研究结论的干扰，本文从个体、家庭和宏观经济三个层面对消费行为进行控制。个体层面的控制变量主要包含受访者性别、年龄及其平方项、学历、户口类别，家庭层面的控制变量为家庭总人口、家庭总收入、家庭经济状况、未来的经济预期、婚姻状态、人力资本，个体感知层面的控制变量有生活满意度、社会保障满意度，宏观层面的控制变量为经济发展水平。根据 CSS 调查问卷，相关变量的赋值和说明详见表 1。19经济纵横2023 年第 3 期表 1控制变量说明维度变量问卷题目具体说明个人性别受访者性别男性=1，女性=2年龄出生年份问卷调查年份与出生日期的差值年龄的平方项出生年份问卷调查年份与出生日期差值的平方学历教育程度未上学=1，小学=2，初中=3，高中=4，中专=5，职高技校=6，大学专科=7，大学本科=8，研究生=9户口您目前的户口性质城镇=1，农村=2家庭固定资产您家目前有几套自有住房按照实际拥有房产数量赋值家庭规模您家有几口人按照实际人数赋值婚姻状态婚姻状况未婚、离婚、丧偶=0，初婚有配偶、再婚有配偶、同居=2人力资本医疗保健支出去年全家在医疗保健方面的实际支出家庭总收入去年您全家的收入情况按照实际收入赋值经济现状您认为目前您本人的社会经济地位在本地大体属于哪个层次?下=1，中下=2，中=3，中上=4，上=5经济预期未来 5 年，您本人的社会经济地位在本地大体会属于哪个层次?同上个体感知生活满意度总体来说，您对生活的满意度1 10 分赋值，1 分表示非常不满意，10 分表示非常满意社会保障满意度总体来说的社会保障状况同上宏观经济经济发展水平地区人均国民生产总值注:生活满意度是受访者对家庭关系、家庭经济状况、教育供给、休闲娱乐文化活动和社交活动的总体感知。社会保障满意度是受访者对政府向老百姓提供的养老、医疗就业、城乡最低生活保障及政府提供的经济适用房、公租房、廉租房等基本住房保障的综合感知。(三)计量模型依据凯恩斯消费理论，家庭消费是收入的函数，即消费随收入增加而增加，同时家庭维持基本生活有一个固定生活成本，从而得到凯恩斯消费函数基本形式为:C=0+bY+(1)其中，C 表示居民的消费总支出，Y 表示总收入，0(00)表示固定的自发消费，b(0b1)表示边际消费倾向。因为数字普惠金融对消费的影响首要来自居民金融可得性提高使得收入增长，因而数字普惠金融和消费之间存在函数关系。为验证数字普惠金融对家庭消费支出的影响，在凯恩斯消费函数和上文对各变量的界定基础上，结合研究假设 1，在式(1)的基础上构建数字普惠金融和家庭消费的计量经济学模型:Cit=0+1DFIit+2Controlit+it(2)其中，下标 i 和 t 分别表示受访者个体和调查年份，DFI 表示数字普惠金融，Control 表示一系列控制变量，1和 2表示需要估计的参数，0表示常数项，it表示随机扰动项。在实际操作过程中，为缓解异方差和缩小数量级，本文对人均 GDP、年龄及消费支出等数值较大的连续型变量做了上下 1%缩尾和对数化处理。为揭示夜间经济在数字普惠金融影响家庭消费的传导路径中发挥的中介效应，根据研究假设 2 和假设 3，本文延续逐步回归思路，构建以下计量模型:NEit=0+1DFIit+2Controlit+it(3)Cit=0+1DFIit+2NEit+3Controlit+it(4)其中，NE 表示夜间经济。式(2)(4)共同形成了夜间经济的检验方程组。根据温忠麟等34 的研究，验证夜间经济中介效应成立的前置条件是数字普惠金融的参数 1显著，即数字普惠金融能显著影响消费，然后是数字普惠金融对中介变量的拟合参数 1显著，最后是加入中介变量的第三阶段方程中29经济纵横2023 年第 3 期数字普惠金融的参数 1仍然显著。此外，若数字普惠金融影响消费的间接效应与直接效应的符号一致，则表明中介效应是成立的，反之则表明存在遮掩效应。四、实证分析(一)基准回归分析为检验数字普惠金融对家庭消费的影响效应，结合假设 1 和式(2)，运用普通最小二乘法(OLS)做拟合计算，所得结果见表 2。其中，列(1)是没有控制任何混淆变量的回归结果，列(2)控制了受访者最基本的年龄、性别和户口等信息，列(3)(5)则是依次控制了其他个体特征变量、家庭特征变量和地区宏观变量后的回归结果。为消除异方差对截面数据拟合精度的影响，后续拟合结果若无特别说明，均使用聚类稳健标准误。表 2OLS 回归结果变量(1)(2)(3)(4)(5)数字普惠金融3 444 (8 70)3 998 (10 04)1 652 (5 04)2 081 (6 19)2 054 (6 12)年龄0 306 (10 39)0 124 (4 84)0 127 (4 92)0 116 (4 49)年龄的平方项0 311 (5 43)0 016(0 29)0 020(0 35)0 007(0 12)性别0 004(0 28)0 002(0 14)0 003(0 23)0 003(0 21)户口0 218 (13 59)0 083 (5 93)0 088 (6 28)0 087 (6 19)学历0 074 (17 56)0 025 (6 49)0 024 (6 36)0 024 (6 37)家庭规模0 029 (7 66)0 029 (7 69)0 029 (7 62)婚姻状态0 0858(3 83)0 079 (3 56)0 076 (3 44)人力资本0 007 (3 33)0 006 (2 81)0 006 (2 74)家庭总收入0 498 (61 92)0 485 (58 08)0 480 (56 90)经济现状0 021(2 13)0 022(2 18)经济预期0 033 (4 00)0 033 (3 92)经济发展水平0 859 (4 76)0 843 (4 68)生活满意度0 016 (4 04)社会保障满意度0 023 (6 85)常数项8 083 (3 74)9 701 (4 48)3 772 (2 11)3 861(1 63)3 889*(1 64)注:、*分别表示在 1%、5%、10%水平上显著，括号内是 t 统计量。由表 2 可知，列(1)未加入任何控制变量的结果显示，数字普惠金融的估计参数为 3 444 且在 1%水平上显著，初步印证了数字普惠金融能显著促进家庭消费的研究假设。列(5)对所有层面的控制变量进行控制后的结果显示，数字普惠金融的估计参数为 2 054 且在 1%水平上显著，表明数字普惠金融39经济纵横2023 年第 3 期能显著提高家庭消费，验证了 H1。同时发现，加入全部控制变量后数字普惠金融的估计参数有所变小，表明对个体消费行为加以控制是有必要的。从各控制变量的结果来看，性别对消费的影响不显著，而年龄、受教育程度、经济现状、经济预期、户口、生活满意度和社保满意度等指标对消费有显著影响。具体而言，年龄对消费的负向影响是非线性的，即随着年龄增加，人们的消费欲望逐渐下降，家庭消费支出也随之降低;但当个体年龄越过一定门槛值后，虽然消费欲望仍然很低，但老年人可能由于生病或营养补给等原因而增加消费，此时年龄对消费的负向影响有所降低。学历对消费的影响显著为正，即受教育程度越高，其所在家庭的消费支出越多。生活满意度对消费的影响显著为正，即生活幸福感越强消费支出越大。经济预期、经济现状直接与家庭收入挂钩，因而两者对消费的影响显著为正。社会保障满意度对消费的影响显著为正，即政府社会保障制度的不断完善有助于释放消费潜力。(二)稳健性检验为保证基准回归结果的稳健性，本文对上述结果进行了稳健性检验，主要方法有:一是使用加权最小二乘法(WLS)处理条件异方差问题。二是删减样本中年龄超过 65 岁的个体。三是使用自助法抽样1000 次获取更为精准的稳健标准误。四是更换被解释变量。一般而言，夜间经济消费场景中的小吃、服饰等便民商品占比较高，消费者更容易在吃穿用方面产生消费，因而本文使用 CSS 受访者的饮食和衣着支出总和替换上文的家庭总支出。由表 3 可知，四种检验方法的拟合系数均在 1%水平上显著，参数的符号、显著性未发生变化，仅是系数的大小有轻微变动，表明数字普惠金融能正向影响家庭消费的结论具有一定的稳健性，可以认为上文基准回归的结果有很强的可靠性。表 3稳健性检验结果变量WLS更换样本自助法更换变量2SLS数字普惠金融1 925 (5 80)1 972 (5 64)2 054 (6 21)1 342 (5 27)3 847(2 49)控制变量YesYesYesYesYes地区效应YesYesYesYesYes时间效应YesYesYesYesYes20 34230 32650 33270 45150 3317N17 26616 19317 26617 26617 266注:、*分别表示在 1%、5%、10%水平上显著，括号内是 t 统计量。工具变量有效性检验结果显示，Ander-son canon corr LM 统计量的 P 值为0 000;CraggDonald Wald F 统计量为461 545，大于10%的临界值即8 68;Sargan 统计量的 P 值为 0 175。(三)内生性问题尽管本文从个体、家庭和省份三个层面尽可能地控制了可观测的混淆因素，但是鉴于某些不可观测因素(如消费者偏好)难以量化，使得无法将影响消费的经济变量全部纳入模型。同时，数字普惠金融与消费之间可能存在互为因果的内生性关系，例如居民对于网络信息的费用支出和移动终端等数字产品的消费，尤其是居民对电子产品的超前消费心理，提高了居民参与数字普惠金融借贷的可能性，而数字普惠金融又正是基于微观个体交易数据绘制而成，极有可能影响某地区数字普惠金融发展指数。为消除两者深层次的内生性关系，遵循计量经济学因果推断相关方法，本文使用工具变量法对内生性问题加以克服。借鉴 Bartik、易行健等的做法35，19，使用数字普惠金融一阶滞后项和一阶差分项的乘积构造“巴蒂克工具变量”。同时，为防止弱工具变量和恰好识别问题，本文还选取了各省份的省会城市到杭州市的球面距离作为另一个工具变量。研究表明，尽管数字普惠金融的主要实践形式是互联网平台，但49经济纵横2023 年第 3 期艾媒咨询数据显示，2021 年第一季度，中国约有 618%的购物者的夜间消费品类为餐饮美食，509%的购物者的消费品类为日用品，31 4%的购物者的消费品类为服饰箱包。该数据间接印证了夜间经济对消费者在吃穿用方面的消费有着较强的正向影响。发展水平受空间距离的影响仍然存在，距蚂蚁金服企业总部所在地杭州市的距离越远则推广难度越大，数字普惠金融的发展水平可能越低。36 但是家庭消费与所在地和杭州市的距离无本质关联，因而满足外生性要求。由表 3 中 2SLS 列的结果可知，工具变量有效性检验表明本文选择的两个工具变量是有效的，不存在弱工具变量、识别不足和过度识别问题。同时，第一阶段的结果显示，两个工具变量均在 1%显著性水平上对数字普惠金融有影响，因此可以认为，选取的工具变量是有效且合理的。表 3 的结果显示，剔除内生性问题后，数字普惠金融对消费的平均影响系数为 3 847 且在 5%水平上显著，基于因果推断范式的结果再次印证基准回归的结果是稳健的。对比表 3 的结果，表 2 列(5)的结果低估了数字普惠金融对家庭消费的影响。(四)机制检验为验证夜间经济在数字普惠金融促进消费过程中发挥的机制作用，根据中介效应递推方程组，仍使用 OLS 方法拟合得到表4 的结果。根据江艇提出的中介效应分析步骤37，本文已在理论部分阐释了中介变量对消费的影响，因而此部分重点考察数字普惠金融对夜间经济的影响，以克服中介效应模型的缺陷。由表 4 可知，中介效应方程组第三段结果表明，数字普惠金融和夜间经济对家庭消费的影响系数显著为正，可以认为两个变量均能促进家庭消费增长，验证了 H2。第二段方程结果表明，数字普惠金融能显著促进夜间经济发展。结合基准回归和中介方程组两者系数的大小、显著性和符号可知，夜间经济的中介效应是成立的，夜间经济在数字普惠金融提高家庭消费过程中发挥着正向中介作用，其中介效应占比为 10 3%，验证了 H3，夜间经济已成为数字普惠金融提高家庭消费的重要机制。表 4中介效应检验结果变量居民消费夜间经济居民消费数字普惠金融2 054 (6 12)0 998 (25 08)1 845 (5 17)夜间经济0 212*(1 83)控制变量YesYesYes地区效应YesYesYes时间效应YesYesYes20 33330 99370 3335注:、*分别表示在 1%、5%、10%水平上显著，括号内是 t 统计量。五、研究结论与政策启示经济学的最终关切是增进民生福祉，而社会福利的增进与居民消费增长速度高度相关。大数据、脑科学、量子计算、人工智能和物联网等技术下的数字普惠金融，打破了传统金融高度依赖物理网点的局限，凭借强大的地理穿透性和低成本优势，拓展了金融覆盖面，提升了金融服务效率。这种新型金融科技已在不经意间渗入人们生活的方方面面，并悄然改变着消费者的消费习惯，有助于充分释放消费潜力、增进民生福祉。本文立足数字普惠金融影响居民消费的典型事实，从夜间经济的角度切入，选用2015、2017 和 2019 年三期的中国社会状况综合调查微观数据和北京大学数字普惠金融指数，运用普通最小二乘法、中介效应模型和工具变量法等方法，实证检验了数字普惠金融对家庭消费的影响，以及夜间经济在其中发挥的中介作用。研究表明，数字普惠金融能显著提升家庭消费水平，该结论经过一系列稳健性检验和处理内生性问题后依然成立。控制变量的结果显示，居民生活满意度、社会保障满意度、经济预期和经济现状等是影响消费的重要因素。本文发现夜间经济已成为数字普惠金融提高家庭消费的新机制，其具备的延长经营时间、协同相关产业发展和聚集多元业态等优势是影响消费的重要路径。为充分发挥数字普惠金融、夜间经济对构建新发展格局的作用，结合研究结论，提出以下建议:一是切实回应民生关切，以金融“活水”开发消费。仅依靠数字普惠金融缓解居民资金约束和降低消费者支付的心理痛感难以达到预期效果。消费是人的需要，衣食住行、丰富的文化生活都不是仅靠外力刺激才出现的，关键是把人民最为关心的住房、医疗、养老、社保、子女上学等问题解决好，稳住居民对59经济纵横2023 年第 3 期未来确定性的消费信心，提高人民主观幸福感。这需要用好金融“活水”，惠及经济发展、社会和谐、产业转型、社区营造、稳链纾困、公益服务等各个方面。首先，要将有限的普惠金融资源重点用于民生领域，强化政策性开发金融工具在薄弱环节、重点领域、基础设施等方面的支持力度，营造良好的经济预期和社会预期，逐步缓解行业收入差距、基础设施不完善等问题，释放居民因未来不确定性积累的审慎性储蓄。其次，进一步降低个人消费信贷成本，联结金融供给端和支付端减费让利、惠及民众，持续优化大宗消费品和社会服务领域消费金融服务，继续加大对企业稳岗扩岗和重点群体创业就业的金融支持力度，发挥好结构性创新工具在修复和开发消费潜力方面的作用。最后，要引导消费金融公司适度降低消费金融收费标准，提高产品覆盖面，提升民生重点领域的金融供给质量，持续加大对安居乐业、子女上学、就业创业、老人养老等方面的金融服务和纾困力度，提升金融服务的均等性和便利度。二是推进数字普惠金融配套设施建设。数字普惠金融是数字经济和平台经济的有机结合点，是丰富消费供给、促进数字化消费的重要方式。研究表明，数字普惠金融通过提升支付便利性、缓解流动性约束等途径，释放消费潜力和推进消费升级，因此，需要进一步完善基础设施、政策体系、风险监控在内的公共配套体系。在发展数字普惠金融过程中，要警惕金融“脱实向虚”，积极引导金融机构回归本质、发挥原有职能、提升主营业务质量，加强金融治理与监管，建立银行敢贷、愿贷和能贷的长效机制。借鉴国际先进经验，加快制定数字普惠金融伦理标准规则，进一步强化金融从业人员、金融中介、网络平台等主体的金融伦理意识，探索建立常态化的伦理审查、信息披露、技术监管等工作机制。采取“政府+多元市场主体”的参与方式，组建新一代金融数据中心和算力中心，着力攻克深度学习、区块链、隐私计算、大数据等金融场景化创新型前沿技术。推进数据、征信、支付、交易、客户画像等领域的新型基础设施建设，建立安全高效的数字普惠金融融资汇集、流转、分配和应用体系。构建覆盖企业、小微组织、个体全生命周期的数字普惠金融服务生态，以及涵盖银行、信托、融资租赁、小贷、保理等金融和类金融机构的全方位数字普惠金融服务体系。推进各类金融机构的数字化、智能化、协同化，促使数字普惠金融供给体系能够输出更为及时、多元、优质的金融产品和服务。逐步扩大数字人民币试点范围，推动小额、零售支付向中小企业贸易延展。建立基于数字技术的监管工具和监督平台，运用智能化和数字化手段，提升监管渗透强度、深度和广度，强化对消费金融、供应链金融等在内的新型数字普惠金融业态的风险把控。三是完善夜