數字普惠金融、農村居民消費與產業結構升級
——基于PVAR與門限模型的實證研究

陳 浩 劉媛華

一、引言

金融作為資源配置和宏觀調控的重要工具，是推動居民消費升級和產業結構升級的重要路徑。隨著近幾年互聯網、大數據、人工智能等數字技術的不斷涌現，數字普惠金融應運而生并迅速發展，成為數字經濟時代的重要產物。相較于傳統的金融服務模式，數字普惠金融利用大數據技術降低了金融服務門檻，拓寬了服務授信范圍，推動金融服務從以金融機構為中心向以客戶為中心的轉變，更能適應現代經濟社會群眾和企業多層次多樣化的需求，落實金融服務的普惠性。根據現代消費理論，數字普惠金融能夠通過緩解流動性約束、提高居民收入、優化消費環境等路徑提高農村居民消費水平，促進農村居民消費結構升級。同時數字普惠金融通過降低金融服務門檻和交易成本解決中小企業融資難、融資貴等問題，通過提高金融覆蓋廣度優化資本配置，充分發揮金融服務實體經濟的功能，促進產業結構優化升級。

新冠疫情加速了生產和消費的數字化轉型，數字普惠金融服務對于豐富居民消費方式、提高居民消費水平、促進我國經濟高質量發展至關重要。中央人民銀行發布的報告顯示我國數字普惠金融不斷向縣域鄉村下沉，服務對象也擴大到小微企業、三農等，尤其在疫情期間，數字普惠金融發展深入到農村居民消費、生產以及實體經濟結構優化環節（張珍花等，2022）。在農村供給側改革成為農村工作主線的背景下，消費結構變動影響產業結構，產業結構升級優化又是經濟高質量發展的切入點，研究數字普惠金融、農村居民消費與產業升級的動態關聯對于優化產業布局，促進經濟高質量健康發展具有重要意義。

二、文獻綜述

Levine（2005）通過實證研究發現金融體系緩解企業外部融資約束是金融發展影響經濟增長的一條路徑。Corrado et al.（2017）指出普惠金融主要通過解決信貸問題促進居民的消費和投資計劃，為最邊緣化的群體提供可負擔的公平的金融產品，能夠促進經濟的可持續增長。Abor et al.（2018）研究指出移動服務和普惠金融能夠促進家庭食品消費和其他消費，降低家庭貧困率。

易行健和周利（2018）基于中國家庭微觀證據證明數字普惠金融通過緩解流動性約束和方便消費支付兩種機制促進居民消費，且這種正向促進作用在農村、中西部以及中收入家庭程度更明顯。鄒新月和王旺（2020）采用空間計量模型實證發現數字普惠金融通過收入、移動支付、消費信貸和保險機制促進居民消費。江紅莉和蔣鵬程（2020）構建動態面板模型研究得出數字普惠金融通過縮小城鄉差距和優化產業結構兩條路徑提升居民消費水平。黎翠梅和周瑩（2021）從理論上分析了數字普惠金融刺激農村消費的直接和間接渠道，并構建空間計量模型實證得出數字普惠金融能夠顯著促進農村消費增長并且存在顯著的空間溢出效應。顏建軍和馮君怡（2021）選擇城鎮和農村居民消費升級作為研究對象，通過面板模型研究發現數字普惠金融能夠顯著促進兩者升級，通過中介效應檢驗得出第三產業發展是重要的路徑。

唐文進等（2019）選取283個城市的面板數據為研究對象，利用面板門限模型回歸發現數字普惠金融與產業結構升級之間存在非線性關系且具有地區異質性。杜金岷等（2020）從理論和實證兩個層面研究發現數字普惠金融促進了我國產業結構合理化、高級化以及產業內部趨勢演化，并利用中介效應模型證明數字普惠金融主要通過縮小收入差距、資本積累、技術創新等渠道促進產業結構升級。涂強楠和何宜慶（2021）基于省級面板數據，采用中介和門檻模型研究發現數字普惠金融與制造業產業結構升級之間存在非線性關系，且對于不同層次的制造業影響效果不同。譚蓉娟和盧祺源（2021）通過門限模型實證研究發現數字普惠金融使用深度和數字化程度對產業升級存在門限效應，通過中介效應模型發現技術創新是其中主要的影響路徑。楊虹等（2021）研究指出數字普惠金融更有利于推動經濟發展水平高的地區的產業升級，主要通過科技創新、創業和人力資本三條路徑進行傳導。

余紅心等（2019）運用DEA 方法測度消費結構與產業結構的和諧性，結果發現住房、教育文化娛樂、醫療保健三項消費支出與三次產業的和諧偏離明顯，并從短期和長期層面上提出了針對性的解決措施。李雯軒和李曉華（2019）基于空間計量視角研究發現現階段產業結構升級更多促進農村生活消費，對農村居民服務性消費總體上造成負向影響。張廣柱（2020）為解決供需錯配問題，推導出居民消費結構通過改變三次產業間的相對投資規模，最終促進產業結構升級。董建博和張敏（2021）基于省級面板數據從公共服務視角展開研究，結果證明居民消費水平對產業結構升級存在單一公共服務門限值，居民消費水平與公共服務協同發展顯著促進產業升級。

通過文獻梳理可知，數字普惠金融、居民消費和產業升級都是當前社會背景下的研究熱點，但現有研究大多利用面板模型對其中兩者間的關系進行研究或引進年齡結構、城鎮化、收入結構進行機制路徑分析。較少有研究將數字普惠金融、農村居民消費和產業升級放入同一系統進行關聯分析，也較少使用面板向量自回歸模型對變量間的關系進行動態研究。故本文在以往研究的基礎上，選擇2011-2019 年全國31 個省份的面板數據，構建PVAR模型、通過脈沖響應函數分析、方差分解等方法研究變量間的動態關聯，并構建面板門限模型，探究數字普惠金融對農村居民消費升級和產業結構升級是否存在門限效應，為促進數字普惠金融發展、農村居民消費升級以及產業升級提供實證依據。

三、研究設計

（一）變量選取和數據來源

為探究同一系統框架下數字普惠金融、農村居民消費升級、產業結構升級間的動態聯系，本文構建面板向量自回歸模型，以數字普惠金融、農村居民消費、產業結構升級分別作為被解釋變量，以三者的滯后項作為解釋變量，利用脈沖響應和方差分解進行動態分析，核心變量選取方法如下。

1.數字普惠金融。北京大學數字金融研究中心和螞蟻集團研究院的研究團隊利用螞蟻集團關于數字普惠金融的海量數據，編制了一套數字普惠金融指數，該指數涵括數字金融覆蓋廣度、數字金融使用深度和普惠金融數字化程度3個維度33個具體指標，反映了我國創新性數字金融趨勢下普惠金融發展程度和地區均衡程度（郭峰等，2021）。本文選用其中省級層面的普惠金融總指數來衡量各省數字普惠金融發展水平，變量符號記為finance。

2.農村居民消費。根據人類生存發展將八大類居民生活消費支出總結為生存型、發展型和享受型消費?，F有文獻主要采用兩種指標衡量農村居民消費升級，一種是采用恩格爾系數，另一種是采用發展型消費和享受型消費比例之和來衡量消費升級，該比例越高說明居民消費水平越高。為更直接地衡量農村居民消費結構升級，本文選取后者作為衡量各省農村居民消費結構升級的指標，變量符號記為consume。

3.產業結構升級。產業結構升級是一個動態變化的過程，國家倡導產業融合，為準確反映產業結構升級水平，指標體系構建應涵括三類產業發展數據，本文借鑒徐敏等（2015）的方法通過對三類產業占總生產總值的比重加權求和得到產業升級指數。計算公式見模型（1）。其中，qi為地區第i 產業生產總值占生產總值的比重。

同時，根據國內現有文獻，大部分學者的研究證明數字普惠金融對經濟發展存在門限效應，為進一步探究數字普惠金融與農村居民消費、產業結構升級之間是否存在門限效應，本文構建面板門限模型，以數字普惠金融作為門限變量和內生性解釋變量，以農村居民消費和產業結構升級分別作為被解釋變量，同時采用城鄉收入差距（gap）、城鎮化水平（city）、政府干預程度（gov）作為控制變量實證探究數字普惠金融是否存在門限效應。

數字普惠金融總指數來自于北京大學金融中心發布的金融指數報告，其余各變量數據均來自各省統計年鑒和中國統計年鑒，基于數據可得性，時間跨度確定為2011-2019年，同時為減少異方差造成的偽回歸現象，對被解釋變量和核心解釋變量作對數處理。

各變量描述性統計結果見表1。

表1 變量描述性統計結果

（二）模型構建

1.面板向量自回歸模型。面板向量自回歸模型（PVAR）是面板數據與向量自回歸模型的結合，能夠對短面板數據進行分析，并且允許所有變量都內生，能夠控制個體異質性，增加分析值的自由度（何文海等，2021）。利用PVAR模型能夠對數字普惠金融、農村居民消費與產業結構升級間復雜的動態關聯展開研究。本文構建的PVAR模型見模型（2）。

模型（2）中，yi，t是包含數字普惠金融、農村居民消費、產業結構升級三個內生變量的列向量，α0為截距項、P為滯后階數、αj為參數矩陣、βi為個體固定效應、ηt為時間固定效應、εi，t為隨機擾動項。

2.面板門限模型?？紤]到數字普惠金融、農村居民消費與產業結構升級間可能存在門限效應，本文借鑒Hansen（1999）的方法，構建面板門限回歸模型進行分析。面板門限模型不僅可以檢驗數字普惠金融是否存在門限效應，同時也可以研究當數字普惠金融指數達到某一閾值時，農村居民消費與產業結構升級隨之發生的結構性變化，探究數字普惠金融、農村居民消費與產業結構升級之間是否存在非線性關系。本文以數字普惠金融作為門限變量，構建模型（3）。

模型（3）中，Yi，t表示農村居民消費和產業結構升級、Xi，t為控制變量、q為門限變量數字普惠金融、ri為門限值、εi，t為隨機誤差項、I（.）為示性函數。

四、實證分析

（一）面板向量自回歸模型

1.模型校準。由于本文選取的是2011-2019年31個省份的數據，時間跨度短，截面較寬，可視為平穩數據，同時構建的PVAR模型的平穩性檢驗顯示所有特征根都在單位圓內，見圖1，故所構建的PVAR模型是穩定的（周斌等，2017）。本文使用連玉君老師的PVAR2程序包，根據AIC、BIC、HQIC等信息準則確定最優滯后階數為一階，見表2，構建一階PVAR模型。

圖1 PVAR模型平穩性檢驗

表2 最優滯后階數

2.PVAR模型的GMM估計結果。為消除面板樣本數據的時間效應與個體固定效應，對數據進行先Helmert過程轉換，再利用系統GMM對參數進行估計（王璽等，2016），估計結果見表3。

表3 GMM估計結果

以數字普惠金融（lnfinance）作為被解釋變量，由表3可知，滯后1期的農村居民消費對數字普惠金融產生正向影響；滯后一期的產業結構升級對數字普惠金融影響系數也顯著為正，說明兩者都能夠顯著促進數字普惠金融的發展，其中產業結構的影響系數為2.45，對普惠金融影響程度更大。

以農村居民消費（lnconsume）作為被解釋變量，表3中的估計結果顯示滯后1期的數字普惠金融對農村居民消費升級的影響不明顯，而滯后1期的產業結構升級對農村居民消費的影響系數顯著為負，說明從全國范圍來看，產業結構升級抑制農村消費升級。這可能與我國農村居民長期以來的消費習慣有關，產業結構升級帶來的農村居民收入增加更多被居民用于生存型消費或儲蓄，也可能產業結構升級對農村居民消費的影響存在異質性問題，需要進行分地區、分產業研究。

以產業結構升級（lnindustrial）作為被解釋變量，結果顯示滯后1期的數字普惠金融和農村居民消費對產業結構升級的影響系數為正，但影響不顯著。

3.格蘭杰因果檢驗。確定最優滯后階數構建PVAR模型后，需要進行格蘭杰因果檢驗研究變量之間的關系，結果見表4。由表4可知，變量之間大多存在因果關系，可以進行后續的脈沖響應函數分析和方差分解。

表4 格蘭杰因果檢驗結果

4.脈沖響應函數。GMM估計和格蘭杰因果關系都是從靜態角度對模型進行分析，為進一步探究數字普惠金融、農村居民消費、產業結構升級三個變量間的動態關系，本文對變量進行脈沖響應函數分析。脈沖響應函數是用于衡量隨機干擾項的一個標準誤差沖擊對內生變量當前和未來取值的影響，可分析變量之間長期的動態關系（劉坤等，2007）。圖2是數字普惠金融、農村居民消費和產業結構升級三者之間的脈沖響應函數，橫軸為滯后期數10期，中間的趨勢線為響應變量受到沖擊后的脈沖值。

圖2 脈沖響應函數

由圖2可知，數字普惠金融、農村居民消費、產業結構升級在受到自身一個標準差的沖擊后脈沖響應值都顯著為正，這說明其存在一定的經濟慣性，隨著時間推移，這種正向影響程度逐漸減小，在第六期逐漸趨于零值。

當數字普惠金融面對農村居民消費一個標準差的沖擊時，當期響應值為零，隨后逐漸增加，在第三期促進作用達到峰值，之后正向影響逐漸減小至零值，總體呈現正向的倒U型響應。說明農村居民消費升級能夠促進數字普惠金融發展但存在滯后性。反之，居民消費面對數字普惠金融一個標準差的沖擊時，當期響應值顯著為正并在第一期達到峰值，說明發展數字普惠金融能夠正向顯著促進農村居民消費升級。

當數字普惠金融面對產業結構升級一個標準差的沖擊時，當期響應值為零，之后正向影響逐漸增強，并在第一期響應值達到最大，之后逐漸下降，在第六期趨于零值，說明產業結構升級能夠促進數字普惠金融發展但存在一定的時滯。反之，產業升級在面對數字普惠金融一個標準差的沖擊時，當期到第二期的脈沖響應值都為負，第二期之后逐漸增加為正值后持續保持正向影響，說明數字普惠金融發展到一定程度上才能促進產業結構升級，在普惠金融發展初期，對于資本的配置效率低，尚未發揮數字普惠金融對實體經濟的服務作用。

當農村居民消費面對產業結構升級一個標準差的沖擊時，當期響應值為零，隨后呈現負向的U型影響結構，說明產業結構升級抑制農村居民消費升級，與前文GMM估計結果一致，產業結構升級對農村居民消費的抑制作用在第三期達到最大，后隨時間推移，抑制作用逐漸減小，說明短期內產業結構升級并不能帶動消費升級，在制定促進農村消費升級相關政策時要考慮到農村的實際發展情況等綜合要素。反之，產業結構升級在面對消費升級一個標準差的沖擊時，響應值顯著為正，并在第二期達到峰值，說明農村消費升級顯著促進產業升級。

5.方差分解。為進一步度量變量間長期的互動關系，本文進行了30期的方差分解來分析各變量對沖擊響應的方差貢獻率，見表5。由于數據過多，本文選擇第10期、20期、30期的數據展開分析。

表5 方差分解結果

由表5可以看出，第20期和30期的方差分解結果基本一致，表明20期后每一沖擊對變量的方差貢獻率基本保持穩定。各變量對自身沖擊的貢獻率最大，在30期時仍然都保持60%以上的水平。農村居民消費對數字普惠金融的方差貢獻率在第10期達到了27.2%，產業結構升級對數字普惠金融的方差貢獻率在第10期達到10.9%，表明農村居民消費與產業結構升級對數字普惠金融發展有明顯反饋作用。而數字普惠金融只解釋了農村居民消費和產業結構升級的方差貢獻率的1%水平，影響程度相對較小。產業結構升級的方差貢獻率有33.5%的部分有居民消費升級貢獻，表明消費結構演變能帶動產業結構升級，創造新的經濟增長點，實現經濟高質量增長。

（二）數字普惠金融的門限效應

為進一步探究數字普惠金融與農村居民消費升級、產業結構升級之間是否存在門限效應，本文以數字普惠金融作為門限變量和內生性解釋變量，以農村居民消費和產業結構升級分別作為被解釋變量，同時采用城鄉收入差距（gap）、城鎮化水平（city）、政府干預程度（gov）作為控制變量構建面板門限模型實證探究數字普惠金融是否存在門限效應。

1.門限效應檢驗結果。為提高門限效應的估計精度，利用Bootstrap法反復抽樣300次進行門限效應的顯著性檢驗，進而確定殘差平方和最小的門檻估計值（趙越強等，2021），結果見表6。結果顯示，在研究數字普惠金融與農村居民消費的關系時，數字普惠金融門限效應檢驗P值不顯著，這表明數字普惠金融對農村居民消費結構不存在門限效應；而數字普惠金融與產業結構升級之間的雙重門限效應檢驗P值顯著，說明數字普惠金融與產業結構升級之間存在三階段性的差異影響。

表6 門限檢驗結果

確定存在門限效應后，還需進行門限值的檢驗，根據Hansen（1999）提出的似然比統計量利用stata軟件畫出門限真實性檢驗的置信區間圖，如圖3所示，圖中虛線為95%的顯著性參考線，LR曲線與虛線的交點是門限值對應的置信區間，置信區間內LR值在95%置信水平以下，說明不拒絕原假設，門限值是合適的，可進行后續的門限回歸分析，具體的門限值和置信區間見表7。由表7可知，數字普惠金融對于產業結構升級的門檻估計值分別為5.3692和5.6829，由于原始數據進行了對數處理，因此對估計的門檻值做逆對數處理得到數字普惠金融的實際門檻值為214.69和293.80，根據實際門檻值進行門限模型回歸結果的分析。

圖3 LR趨勢圖

表7 門限值及置信區間

2.門限效應回歸結果。利用面板門限模型對模型（3）進行估計，估計結果見表8。由表8可知，數字普惠金融對產業結構升級的雙重門檻都是正向效應，只是彈性系數存在差別。當數字普惠金融發展指數小于214.69時，彈性系數為0.0083；當數字普惠金融位于214.69和293.80之間時，彈性系數為0.0117；當數字普惠金融超過293.80時，彈性系數為0.0136。數字普惠金融對產業結構升級的促進作用呈現由弱到強的發展趨勢，這是由于在數字普惠金融發展初級階段，由于基礎設施建設不完善、與中小企業對接不到位等問題使數字普惠金融的負效應較強，但總效應為正，隨著數字普惠金融發展到一定水平，市場中的中小微企業能夠享受更全面的金融服務，面臨更多的發展機會，產生更大的規模效益，從而對產業結構升級的正向促進作用變強。

表8 門限回歸結果

五、結論與建議

本文以我國31個省份的面板數據為樣本，首先構建面板向量自回歸模型探究數字普惠金融、農村居民消費、產業結構升級間的動態聯系，再以數字普惠金融為門限變量，構建門限模型探究數字普惠金融是否存在門限效應。研究發現：第一，數字普惠金融顯著促進農村居民消費；第二，數字普惠金融對產業結構升級的影響存在階段性差異，短期內負向效應較強，長期內顯著促進產業結構升級；第三，產業結構升級與農村居民消費間存在負向抑制的“U型”關系；第四，數字普惠金融對于農村居民消費不存在門限效應，對于產業結構升級存在雙重門限效應，估計結果顯示數字普惠金融對產業結構升級的促進作用存在由弱到強的非線性關系。根據實證分析中的結論提出以下建議：

1.實施面向農村居民消費升級的數字普惠金融發展戰略。首先要增強農村居民對于數字普惠金融的了解和認可程度，各地政府要加強對數字普惠金融相關知識的宣傳，同時，加強互聯網和數字基礎設施在農村地區的建設發展，推動各種數字普惠金融服務真正地落地執行，使其能夠更好地促進農村居民消費。最后，由于全國各地區經濟發展水平、金融發展政策有差異，因此各地政府應該結合本省發展情況，因地制宜推動數字普惠金融與農村產業結合，最大程度發揮其作用。

2.實施面向產業升級的數字普惠金融發展戰略。首先，要實現數字普惠金融與實體經濟精準對接，企業要緊抓政府扶持政策以及數字普惠金融發展方向，提高自身結構與金融的適配度，吸納投資，激發自身發展潛力。其次金融機構也可以主動尋找城鄉、地方發展潛力進行投資，促進資本、資源、技術和人才的高效配置，創造就業機會的同時促進產業結構升級，發揮數字普惠金融廣度、深度和數字化三個維度在產業結構升級中的不同作用?？紤]到數字普惠金融發展對產業結構升級存在門限效應以及產業結構升級過程中要兼顧高級化和合理化，因此在推動數字普惠金融發展時，人民、政府和金融監管機構要加強監督，有的放矢發展數字普惠金融，防止金融過度造成的外部損失，對產業升級造成不利影響。最后要深度促進數字普惠金融和科技創新的融合，加大相關人才的培養，更好地作用于產業升級。

3.實施面向農村居民消費升級的產業發展戰略。實證研究表明在全國范圍內，產業結構升級對農村居民消費存在負向抑制效應。這與農村居民長期以來的消費習慣緊密相關，為充分發揮農村市場的消費潛力，推進城鎮化發展，完善農村居民收入結構，發展農村消費熱點是十分必要的。同時要加強農村電子商務發展、農村物流、交通等基礎建設，根據省域特色發展地方產業，促進一、二、三產業融合發展，逐步實現經濟高質量發展。