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零售业中数字金融的普惠机制及其作用路径

发布时间：2021年12月08号，星期三快速评论

摘要： 数字普惠金融的持续发展是实现经济高质量发展的重要一环。本文选取2013-2020年我国240个城市的面板数据，检验了数字普惠金融对零售业发展水平的影响。研究发现：第一，数字普惠金融对零售业发展水平具有显着促进作用；第二，数字普惠金融通过缓解企业融资约束、提升居民消费水平和提高市场化程度促进零售业发展水平提升；第三，在处于沿海地区和具有高行政等级的城市，数字普惠金融对城市零售业发展水平的正向影响更大。本文的研究解释了数字金融在零售业中的普惠机制及其作用路径，对进一步发挥数字普惠金融对零售业高质量发展的政策赋能效果具有重要的理论参考意义。

关键词 : 数字金融;普惠性;零售业发展水平;机制分析;作用路径;

引言

数字技术对社会进步和经济发展产生了深远的影响，成为引领新一轮科技和产业变革的排头兵，对经济结构进一步转型和升级提供了新的发展契机。提高零售业的发展规模是扩大内需、转变经济发展质量的重中之重，也是促进居民消费升级，满足人民美好生活需要的关键。因此，在消费环节充分利用数字技术和数字经济的赋能效果，将有利于转变我国经济增长方式，实现更高质量的发展。

数字金融是数字技术和传统金融深度融合的产物。深化金融服务能够显着促进经济增长，发展数字普惠金融被认为是实现经济高质量发展中的重要一环(唐亚晖和刘吉舫，2019)。实证研究表明，数字金融的应用和发展可以增加金融服务可得性，降低融资交易成本，缓解相对贫困水平(蔡宏宇和阳超，2021；陈海龙和陈小昆，2021)。同时，数字普惠金融也被认为能够优化产业结构、提升技术创新水平以及缓解资源错配(惠献波，2021)。值得注意的是，数字金融的出现在一定程度上嵌入到居民的消费环节，无论是从前端的生产经营、中端的商品流通以及后端的移动支付上都能给予大量支持。然而纵观现有研究，较少有研究直接探讨数字普惠金融与零售业发展的相关关系。在数字经济时代，数字金融的出现是否会对零售业发展产生影响，其作用机制及作用路径有哪些?目前，鲜有研究给出上述问题的直接经验证据，这为本文提供了研究创新空间。

相较于现有文献，本文可能的边际贡献在于：第一，现有研究大多关注数字金融对企业技术创新、居民消费水平、相对贫困水平、绿色全要素生产率和经济增长的影响，本文从数字金融普惠性的角度出发，从城市层面讨论了数字普惠金融与零售业发展水平的关系，补充了数字金融对零售业发展影响的相关研究。第二，本文从根本上回答了数字普惠金融通过何种渠道影响零售业发展水平，并实证检验了数字普惠金融影响零售业发展水平的普惠机制及其作用路径，进一步讨论了数字普惠金融对零售业发展水平影响的异质性特征。

研究机制及作用路径分析

(一)缓解企业融资约束

数字金融通过将数字技术应用到金融领域，改造了传统金融的业务流程和融资模式。通过拓宽传统金融服务的地理边界和决策机制，数字金融能够增加金融服务的可获得性和便利性，优化金融市场环境，并改善企业融资状况。一方面，通过信息基础设施和数字网络技术，数字金融能够实现对传统金融机构物理网点的突破，扩大金融服务的覆盖范围，与传统金融实现在客户群体上的相互补充(王道平和刘琳琳，2021)。另一方面，得益于数字普惠金融使用深度的增加，数字金融服务的多样性加强且结构优化，随之而来的传统金融和数字金融之间的业务竞争推动了金融效率的提升(袁鲲和曾德涛，2020)。此外，数字化程度的加深提高了金融服务的便利性，并且降低了金融服务的成本和门槛，使原本被传统金融机构排斥的中小微企业能够获得更为便利的融资渠道(滕磊，2020)。从我国零售业发展现状来看，行业竞争激烈，中小微企业是行业发展的主体。但由于缺少抵押品，零售企业获得正规金融的贷款支持较难，严重制约了我国零售业发展质量的提高。数字金融的发展，可以从生产端为中小企业提供金融支持，赋能其扩大再生产，提高产品品质。在流通端可以为零售流通企业提供更充足的资金支持，提高其各项服务质量。基于上述分析，本文提出：

假设1：数字普惠金融通过缓解企业融资约束促进零售业发展水平提升。

(二)提升居民消费水平

数字金融具有消费属性，消费金融具有储蓄与投资、支付、信贷和风险管理四个主要功能。首先，数字金融使金融产品的多样性加强，消费者可以有更多投资理财方式选择，合理的投资理财将为消费者带来财产性收入的增加，从而刺激消费。其次，数字金融通过应用数字技术，通过提供多种线上支付方式，进一步降低传统交易方式下的交易成本，提升支付交易效率，为消费者打造便利的支付环境，降低消费的时间成本，进而刺激消费水平的提升。同时，由于数字金融覆盖范围广，拓宽了传统金融服务的地理边界和决策机制，对地理位置相对偏远和经济情况相对贫困的主体也具有包容性，金融服务可获得性和便利性的增加，降低了一些贷款主体面临的金融排斥程度，使其也能够获得消费信贷，进而降低消费者的流动性约束，促进消费水平提升。最后，数字金融提高了包括保险等风险管理工具的多样性，降低了消费者由于对未来的不确定而产生的担忧，提升了消费者的风险管理能力，增强了消费信心(黄凯南和郝祥如，2021)。综上所述，数字普惠金融通过增加消费者财产性收入、优化支付环境、降低消费者流动性约束以及提升消费者风险管理能力，刺激了居民消费水平的提高，从而促进了零售业发展水平提升。基于上述分析，本文提出：

假设2：数字普惠金融通过刺激消费促进零售业发展水平提升。

(三)提高市场化发展水平

随着数字金融发展带来的金融产品多样化，传统金融和数字金融的良性竞争局面逐渐形成，激发了市场调节能力的自我完善。同时，随着大数据、云计算、人工智能等数字技术与金融服务的深度融合，可实现对数字金融供给方和需求方的有效监管，有利于市场化水平的提高。一方面，监管部门在监管数字金融载体运用金融资源以支持实体零售业时，可以运用先进技术提高监管效率；另一方面，随着数字金融的深入发展，进一步改善了金融交易过程中的信息不对称问题，有力推动数字金融使用主体制度建设，从而有效提升了金融配置效率。因此，监管效率的提高和制度建设的完善可以有效提高市场化水平(潘爽等，2021)。市场化发展水平的提升，有利于良性竞争环境的形成，从而促进零售业发展水平提高。综上所述，数字普惠金融通过提高监管效率和完善制度建设，提高了市场化发展水平，有助于零售业发展水平提升。基于上述分析，本文提出：

假设3：数字普惠金融通过改善市场化发展水平促进零售业发展水平提升。

研究设计

(一)模型设定

为研究数字普惠金融发展对我国零售业发展水平的影响，本文构建以下关于零售业和数字普惠金融发展水平的回归模型，具体如式(1)所示：

Retailit=α0+α1Dfiit+γX+μi+νt+εit (1)

式(1)中，Retailit表示第i个城市在第t年的零售业发展水平；Dfiit表示第i个城市在第t年的数字普惠金融发展水平；X表示一组影响城市零售业发展水平的控制变量集；μi表示城市固定效应；νt表示时间固定效应；εit表示随机扰动项。

进一步的，本文将利用中介效应模型，对数字普惠金融通过缓解企业融资约束、刺激居民消费和提高市场化程度促进零售业发展水平提升的机制进行检验，模型设定如下：

Mit=α0+α1Dfiit+γX+μi+νt+εit (2)

Retailit=β0+β1 Dfiit+β2 Mit+γX+μi+νt+εit (3)

其中，M为中介变量，其余符号与基准回归模型类似，三大中介变量分别是企业融资约束、消费水平、市场化发展水平，分别采用年末金融机构存贷款余额占GDP的比重、城镇居民人均生活消费性支出、樊纲(2020)市场化指数中市场化进程总得分来衡量。

(二)变量设计

被解释变量。本文的被解释变量为零售业发展水平，采用城市社会消费品零售总额与地区生产总值的比值来衡量。

核心解释变量。本文的核心解释变量为数字普惠金融发展水平，采用北大数字金融中心发布的数字普惠金融指数来衡量。

控制变量。本文选取经济发展水平、产业结构、基础设施建设水平和对外开放作为控制变量，分别采用国内生产总值的对数值衡量经济发展水平，第三产业增加值占国内生产总值的比重衡量产业结构，人均道路面积衡量基础设施建设水平，以进出口贸易占GDP的比重来衡量对外开放水平。

表1 描述性统计

表2 基准回归结果

注：括号内为t值，*、**和***分别表示系数在10%、5%和1%水平下显着，下同。

(三)数据来源

本文所使用样本期间为2013-2020年240个地级市的平衡面板数据，数字普惠金融发展水平来源于北京大学数字金融中心发布的数字普惠金融指数，市场化发展水平来自于樊纲市场化指数，其余数据来源于历年《中国城市统计年鉴》和《中国区域经济数据库》，对于部分变量的缺失值采用线性插值法进行补齐。表1报告了模型主要变量的描述性统计结果。

实证分析

(一)基准回归结果

表2报告了数字普惠金融对我国零售业发展水平的基准回归结果。第(1)列只有数字普惠金融发展水平变量。第(2)列在第(1)列的基础上加入了城市层面的企业融资约束、消费水平、市场化发展水平以及对外开放水平变量，结果显示数字普惠金融对我国零售业发展水平的回归系数β仍然显着为正。第(3)列到第(5)列逐渐增加城市固定效应、时间固定效应和双向固定效应。五个模型中数字普惠金融发展水平回归系数β均正向显着，回归结果基本一致，表明基准回归结果具有一定的稳健性。上述实证结果表明，数字普惠金融的发展显着促进了我国零售业发展水平的提高，符合本文预期。可以观察到控制变量消费水平、市场化发展水平与零售业发展水平之间存在显着正相关关系，企业融资约束与零售业发展水平之间存在显着负相关关系。上述结果与既往研究结论相一致，揭示了模型设置的合理性。

(二)稳健性检验

表3报告了稳健性检验结果。本文采取替换被解释变量的方法检验实证结果的稳健性，基准回归中采用城市社会消费品零售总额与地区生产总值的比值衡量被解释变量零售业发展水平。进一步的，本文对各地区零售业规模取对数，得到新的被解释变量。用零售业发展水平的自然对数、批发零售贸易业从业人员数和批发零售贸易企业数替代被解释变量零售业发展水平进行式(1)回归。估计结果显示，数字普惠金融的发展对我国零售业发展水平具有促进作用，进一步证明了本文基准回归结果的稳健性。

(三)机制检验结果

表4中(1)和(2)列给出了企业融资约束的检验结果，数字普惠金融对企业融资约束的回归系数显着为负，说明数字普惠金融缓解了企业融资约束，将数字普惠金融和企业融资约束同时纳入回归模型后，系数仍然显着，证明了缓解企业融资约束是数字普惠金融促进零售业发展水平提高的重要媒介，假设1得到验证。表4中(3)和(4)列给出了居民消费水平的检验结果，数字普惠金融对居民消费水平的回归系数显着为正，说明数字普惠金融提高了居民消费水平，将数字普惠金融和居民消费水平数同时纳入回归模型后，两者的系数仍然显着，证明了居民消费水平在数字普惠金融促进零售业发展水平的中介作用，假设2得到验证。表4中(5)和(6)列给出了市场化发展水平的检验结果，结果显示数字普惠金融对市场化发展水平的回归系数显着为正，这表明数字普惠金融提高了市场化发展水平，将数字普惠金融和市场化发展水平变量同时纳入回归模型后，两者的系数仍然显着，证明了提高市场化发展水平是数字普惠金融促进零售业发展水平的中介效应，假设3得到验证。

表3 稳健性检验结果

表4 机制检验结果

表5 异质性分析结果

(四)异质性分析

从城市区位角度看，沿海地区相对于内陆地区具有较好的零售业发展基础，而且我国以数字金融为代表的数字经济在东中西三个地区具有显着的发展差异。同时考虑到地区的消费和产业发展往往与该地区的行政等级高度相关，例如与省会城市等高等级城市相比，一般行政等级城市在要素占有、产业发展水平和信息技术发展等多方面都缺乏优势，而这些禀赋条件是提高零售业发展水平的重要基础。因此，本文根据城市所在省份中心到海岸线最短距离的远近区分不同地理区位，将省会城市、副省级城市和“较大的市”这三类划定为高等级城市，设置行政等级变量为1，其他的划为低行政等级城市设置为0，分别将两者代入基准模型回归。

具体结果分别如表5第(1)列和第(2)列所示。回归结果显示，第(1)列的交乘项系数在1%水平下显着为负，说明随着海岸线距离的减小，数字普惠金融的发展对城市零售业发展水平的促进作用越大，即东部地区发展数字普惠金融后对城市零售业发展水平的促进效果更好，而在中西部地区产生的效果相对欠佳。原因在于东部地区经济发展水平较高、互联网普及程度和信息化水平较高。加之金融服务基础相对较好，而中西部地区由于自然地理原因，金融服务的可获得性和便利性方面基础较差，因此数字普惠金融的发展对城市零售业发展水平的促进作用相对较小。第(2)列的交乘项系数在1%水平下显着为正，说明在行政等级越高的城市，数字普惠金融越能显着促进城市零售业发展水平的提升。这是因为行政等级更高的城市拥有更完善的数字化发展基础，并且具有的零售业企业数量更多、消费者消费实力更强、市场化水平更高。而低行政等级城市存在缺乏建设信息基础设施所需要的资金、数字化基础条件较差和居民消费能力较弱等问题，因此高行政等级城市和低行政等级城市在数字普惠金融促进零售业发展方面存在异质性。

政策建议

本文的研究结论对发展数字普惠金融和激发零售业新活力具有重要的政策启示：第一，深化数字金融的普惠价值在服务中小微企业融资方面的能力，充分利用大数据、区块链等数字技术，为中小微企业的融资活动构建数字金融生态链，进一步实现金融服务效率的提高，并缓解企业融资约束。第二，为充分发挥数字金融对消费水平升级的促进作用，应不断拓宽传统金融服务的地理边界和决策机制，增加地理位置相对偏远和经济情况相对贫困主体的金融服务可获得性和便利性，进而降低消费者面临的流动性约束，满足更大范围人群的消费需求，使消费升级成为推动各地区经济高质量发展的重要动力。第三，需要进一步加强市场环境建设，完善相关法律法规和市场监管体制，加强金融监管，为市场化水平提高和零售业发展提供良好的制度环境。

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