數字普惠金融與現代服務業高質量發展
——基于服務消費視角的研究

項圓心，李 浩，王雪梅

（1.南京大學商學院，南京 210093；2.南京曉莊學院商學院，南京 211112；3.南京銀行股份有限公司江寧支行，南京 211199）

0 引言

進入21世紀以來，我國現代服務業規模日益擴大，在GDP中所占的比重越來越大，呈現良好的發展態勢。盡管我國現代服務業發展取得了一定成就，但從創新、綠色等角度來看，仍存在明顯短板?；谖覈F代服務業發展現狀，國家發展改革委和市場監管總局發布的《關于新時代服務業高質量發展的指導意見》指出，現代服務業要深度運用大數據、人工智能等新一代信息技術，鼓勵智慧物流、遠程醫療、在線教育等新業態發展，充分發揮數字技術在服務高質量發展中的重要作用。近年來，我國數字普惠金融發展迅速，成為賦能現代服務業高質量發展的重要推動力。

當前，學術界對數字普惠金融和現代服務業高質量發展展開了深入研究。在數字普惠金融方面，Huang（2017）[1]指出，數字普惠金融作為數字經濟時代金融業發展的新業態、新模式，將互聯網技術與傳統金融相結合，在一定程度上彌補了傳統金融在時間、空間方面的局限。上官緒明和葛斌華（2021）[2]研究發現，數字普惠金融對經濟高質量發展有顯著的直接促進效應及正向空間溢出效應。在現代服務業高質量發展方面，部分文獻構建現代服務業高質量發展評價指標體系，對我國現代服務業高質量發展水平予以量化，進而深入研究服務業高質量發展的影響因素。趙瑞和申玉銘（2020）[3]從發展規模、結構、效益三個角度構建現代服務業高質量發展指標體系，分別采用熵值法、相對發展指數及區位熵三種方法進行測度，研究發現，黃河流域不同地區服務業發展水平差異顯著，西安、濟南等省會城市發展較優。張明志等（2022）[4]從結構、規模、效益、品牌四個維度賦予均等權重構建現代服務業高質量發展指標體系，測度結果表明，中國服務業發展呈現緩慢上升、品牌滯后、區域不平衡的總體態勢。陳景華等（2022）[5]基于新發展理念構建現代服務業高質量發展指標體系，進而使用Dagum基尼系數[6]、Kernel密度估計、Markov矩陣等方法探析山東省三大經濟圈服務業發展的分布及演進。還有部分研究則基于服務業高質量發展指標進行影響因素分析。

總體來看，現有文獻對現代服務業高質量發展的研究較為豐富，但仍有局限性。其一，在指標測度方面，現有研究大多僅從現代服務業基本面或新發展理念視角構建評價指標體系。其二，在研究內容方面，當前有關數字金融與高質量發展的研究主要集中于經濟高質量發展和制造業高質量發展層面，少有文獻研究數字普惠金融對現代服務業高質量發展的影響。其三，在路徑機制方面，少有文獻研究數字普惠金融通過何種渠道影響現代服務業高質量發展。鑒于上述分析，本文在測度我國現代服務業高質量發展綜合指數的基礎上，結合北京大學數字金融研究中心發布的“數字普惠金融指數”，實證檢驗數字普惠金融對現代服務業高質量發展的影響。進一步地，從居民人均服務消費支出和居民消費結構視角探討了數字普惠金融影響現代服務業高質量發展的路徑。

1 理論分析與研究假設

1.1 直接效應

數字普惠金融促進了資金流通和生產效率的提高。數字普惠金融的發展在一定程度上為服務業生產者拓寬了資金融通渠道。以往生產者大多依賴本地銀行和金融機構籌集資金，而現在可以通過網絡信貸進行融資。尤其是當生產者面臨資金周轉困境時，數字普惠金融能為資金短缺問題提供多樣化的解決渠道，提高資金流動效率，增強生產者抵御風險的能力。

數字普惠金融依靠數字技術，能更快速、更準確地收集消費者的信息和數據，如不同地區的消費者偏好、消費能力等，生產者可以通過數據分析提供更精準的服務產品。尤其在當下，我國經濟快速發展，社會矛盾轉變為人民日益增長的美好生活需要與不平衡不充分發展之間的矛盾，人們不再滿足于服務產品的量，而是更注重產品的品質。數字普惠金融為高質量產品提供了發展平臺，服務產品提供者可以通過信息和數據為不同地區消費者提供不同種類的服務，從而使精確化、高品質化成為可能?；谏鲜龇治?，本文提出第一個研究假設：

假設1：數字普惠金融水平提高能促進現代服務業高質量發展。

1.2 中介效應

服務消費在現代服務業發展中起著基礎性作用，強大的市場需求是現代服務業高質量發展的保障。數字普惠金融可通過刺激服務消費需求推動服務消費總量提升，從而促進服務業高質量發展。除了收入、偏好等因素外，消費主要受到流動性約束、交易附加成本及消費市場環境的影響，因此，數字普惠金融推動服務消費總量增加主要表現在以下三個方面：其一，數字普惠金融通過數字技術使借貸業務的開展更為便捷，緩解了消費者的流動性約束。相比于傳統的當期收入當期消費和當期收入未來消費模式，數字普惠金融的發展便于消費者實現跨期消費、提前消費。其二，數字普惠金融通過信息技術降低了服務消費成本，消費者可通過線上支付滿足服務需求，而無需“面對面”消費，不僅提高了支付效率，而且節約了時間成本。其三，數字普惠金融的發展提高了市場透明度，為消費者避免了因產品信息不對稱造成的效用損失?；谏鲜龇治?，本文提出第二個和第三個研究假設：

假設2：數字普惠金融通過提高居民人均服務消費支出推動現代服務業高質量發展。

假設3：數字普惠金融通過優化居民消費結構推動現代服務業高質量發展。

2 研究設計

2.1 指標體系構建

現代服務業的發展主要體現在兩個方面：一是量的擴張，即絕對規模的增長；二是結構優化和效率提升，在總量擴張的基礎上注重結構合理性和高效益發展[7,8]。因此，在發展的第一階段，測度現代服務業高質量發展水平應從發展規模、發展結構和發展效益入手。然而，僅考慮規模與結構難以反映現代服務業發展質量[9]，在新發展階段下的現代服務業高質量發展應當凸顯“創新、協調、綠色、開放、共享”的新發展理念?；谏鲜龇治?，本文構建如表1所示的現代服務業高質量發展評價指標體系，并采用主成分分析法[10,11]測算現代服務業高質量發展綜合指數。

表1 現代服務業高質量發展評價指標體系

2.2 計量模型

2.2.1 基準回歸模型

為實證檢驗數字普惠金融水平對現代服務業高質量發展的影響，本文構建如下基準回歸模型：

式（1）中，SQit表示第i個省份第t年的現代服務業高質量發展水平；C代表常數項；DFit為核心解釋變量，代表第i個省份第t年的數字普惠金融發展水平；Controlit為控制變量集，包括經濟發展水平（PGDPit）、投資水平（FDIit）、人力資本水平（Humit）、對外開放程度（Openit）、政府干預程度（Govit）和互聯網使用規模（Netit）；同時，回歸方程還控制了地區固定效應θi和年份固定效應St；εit表示隨機擾動項。

2.2.2 中介效應檢驗模型

本文參考溫忠麟和葉寶娟（2014）[12]的方法，在式（1）的基礎上，進一步構建中介效應檢驗模型，檢驗居民人均服務消費支出和居民消費結構是否為數字普惠金融影響現代服務業高質量發展的渠道，中介效應檢驗模型如下：

其中，Zit為中介變量，包括居民人均服務消費支出（Consumeit）和居民消費結構（Structureit）；其余變量含義與式（1）一致。

2.3 變量選取

本文的被解釋變量為現代服務業高質量發展（SQ）。依據趙瑞和申玉銘（2020）[3]、陳景華和徐金（2021）[9]關于現代服務業高質量發展測度的分析，從現代服務業發展規模、結構、效益、創新、協調、綠色、開放、共享等二級指標中選出16 個基礎指標，再運用主成分分析法測度30 個省份的現代服務業高質量發展綜合指數，以此衡量現代服務業高質量發展水平。

核心解釋變量為數字普惠金融（DF），以北京大學數字金融研究中心編制的“北京大學數字普惠金融指數”[13]衡量。該指數下的二級指標包含數字普惠金融覆蓋廣度、使用深度和數字化程度。

控制變量包括經濟發展水平（PGDP）、投資水平（FDI）、人力資本水平（Hum）、對外開放程度（Open）、政府干預程度（Gov）和互聯網使用規模（Net），分別以人均國民生產總值的對數、服務業外商直接投資占GDP比重、人均受教育年限①人均受教育年限的計算公式為Hum=Primary*6+Junior*9+High*12+College*16，其中，Primary、Junior、High、College 分別表示小學、初中、高中、大專及以上受教育人口在6歲及以上人口中的比例。、進出口總額占GDP 比重、政府財政支出占GDP比重和互聯網寬帶接入用戶占常住人口比重表示。

中介變量包括居民人均服務消費支出（Consume）和居民消費結構（Structure）。國家統計局將居民消費主要分為八大類，分別為食品煙酒、衣著、居住、生活用品及服務、交通通信、教育文化娛樂、醫療保健、其他用品及服務，由于用餐服務、加工服務、物業服務、家庭服務等包含在生產性消費中的服務消費并未統計，且所占比重相對較低[14]，因此本文以人均交通通信、醫療保健、教育文化娛樂消費總和的對數衡量居民人均服務消費支出，以人均服務消費支出占人均總消費支出的比重衡量居民消費結構。由于《中國統計年鑒》并未直接統計2011—2013年全體居民人均消費情況，而是對城鎮居民和農村居民分別進行統計，因此本文借鑒南永清等（2020）[15]、李浩和黃繁華（2022）[16]的做法，將城鎮居民人均服務消費支出乘以城鎮人口，同農村居民人均服務消費支出與農村人口的乘積相加，再除以總人口，進而得出居民人均服務消費支出。

2.4 數據來源與描述性統計

本文的研究對象為我國30 個省份（不包括西藏和港澳臺），樣本期為2011—2020 年。相關數據來源于歷年《中國統計年鑒》《中國第三產業統計年鑒》《中國區域經濟統計年鑒》以及各省份的統計年鑒和統計公報。為便于分析，對部分變量進行對數化處理，各變量描述性統計結果見表2。

表2 變量的描述性統計

3 實證分析

3.1 基準回歸

表3給出了基準回歸結果。結果顯示，在未考慮其他控制變量的情況下，數字普惠金融對現代服務業高質量發展有正向影響，且在1%的水平上顯著。表明數字普惠金融能促進現代服務業高質量發展，地區數字普惠金融發展水平越高，現代服務業發展質量越好。逐步引入控制變量后，數字普惠金融系數的方向和顯著性并未發生改變，說明假設1成立。

表3 基準回歸結果

在控制變量中，經濟發展水平和互聯網使用規模對現代服務業高質量發展有顯著的推動作用。良好的經濟條件是現代服務業快速發展的基礎，高收入不僅刺激了基本的服務需求，還衍生出許多個性化、優質的服務模式，現代服務業高質量發展離不開經濟基礎的保障；互聯網使用規模的擴大帶動了線上服務的發展，尤其是近幾年，在新冠肺炎疫情的影響下，線下服務受到限制，互聯網成為聯接消費者與服務產品的重要載體，開拓了諸多新型服務消費模式，促進了現代服務業的轉型和發展質量的提升。投資水平對現代服務業高質量發展有顯著的負向影響，究其原因，服務業外商投資在不同地區間差異巨大，在東部地區省份投資較多，而在中西部地區省份投資較少，甚至出現近乎零投資的情況。此外，服務業外商直接投資在同一省份的不同年份波動巨大，導致回歸結果與預期相背離。在研究樣本中，人力資本水平、對外開放程度和政府干預程度對現代服務業高質量發展的影響并不顯著。

3.2 穩健性檢驗

為保證基準回歸結果的可靠性，分別替換核心解釋變量、更換被解釋變量測度方法進行穩健性檢驗，并構建工具變量處理可能存在的內生性問題。進一步檢驗并未改變本文的核心結論，說明基準回歸結果具備較好的穩健性。

3.2.1 替換核心解釋變量

以數字普惠金融覆蓋廣度、使用深度和數字化程度三個二級指標作為數字普惠金融的代理變量，以具體反映數字普惠金融不同方面對現代服務業高質量發展的影響，并驗證基準回歸結果的穩健性。表4的檢驗結果顯示，數字普惠金融覆蓋廣度、使用深度和數字化程度均能顯著促進現代服務業高質量發展。

表4 穩健性檢驗結果

3.2.2 更換被解釋變量測度方法

采用熵值法對現代服務業高質量發展水平再次測度，表4的回歸結果與基準回歸基本一致，說明數字普惠金融能顯著提升現代服務業發展質量。

3.2.3 內生性處理

潛在的內生性問題可能導致估計偏誤，基準回歸模型產生內生性問題的原因可能有兩點：其一，遺漏變量。當數字普惠金融與某一遺漏變量相關時，將導致其與擾動項相關，從而產生內生性問題。其二，互為因果。數字普惠金融能促進現代服務業高質量發展，同時，現代服務業發展質量的提升也為數字普惠金融提供發展基礎。

為處理可能存在的內生性問題，本文構建工具變量，運用面板兩階段最小二乘法（2SLS）予以解決。參考Bartik（2009）[17]、易行健和周利（2018）[18]、項圓心（2023）[19]的做法，構建名為“Bartik instrument”的工具變量（記為IV_Bartik），即數字普惠金融指數一階項滯后與一階差分的乘積，在計量模型中表示為IVBartik=L.DF*D.DF?！癇artik instrument”表示各省份數字普惠金融水平按照全國數字普惠金融平均增長率增長后的預測值，滿足相關性條件；同時由于全國平均數字普惠金融水平與某一省份現代服務業發展質量不存在直接相關性，因此該工具變量與現代服務業高質量發展水平不相關，滿足工具變量的外生性條件。

此外，考慮到現代服務業發展可能存在滯后性，即前一年服務業的發展情況通常會影響本年的服務業發展水平，本文使用系統廣義矩估計法（系統GMM）進行處理。為確保系統GMM 回歸成立的各項條件，表5 中提供了擾動項自相關性、工具變量過度識別的檢驗結果，AR（2）為0.171，大于0.05，無法拒絕“擾動項無自相關”的原假設，Sargan 檢驗值大于0.05，可在5%的顯著性水平上接受“所有工具變量都有效”的原假設，因此，所選取的工具變量數量及階數合理，系統GMM回歸結果有效。

由表5 可知，在考慮了模型可能存在的內生性問題后，數字普惠金融仍在1%的水平上顯著促進現代服務業高質量發展，證明了基準回歸結果的穩健性及可靠性。

3.3 異質性分析

3.3.1 按東、中、西部地區劃分

為考察不同地區數字普惠金融對現代服務業高質量發展影響的異質性，本文依據國家統計局對三大地區的劃分，將研究樣本中的30個省份劃分為東部地區、中部地區和西部地區。分樣本回歸的結果見下頁表6。

表6 按東、中、西部地區劃分的回歸結果

表6的估計結果顯示，我國東、中、西部地區數字普惠金融對現代服務業高質量發展的影響存在明顯的異質性。在東部地區，數字普惠金融回歸系數為正，且在1%的水平上顯著，表明數字普惠金融在東部地區現代服務業高質量發展中發揮著積極的推動作用。然而，在中部和西部地區，這種促進作用并不顯著。究其原因，中西部地區數字普惠金融發展相對緩慢，由數字化驅動的服務業創新能力相對較弱，技術革新和普及程度較低，以致中西部地區的數字普惠金融無法對現代服務業發展質量起到明顯的改善作用。具體而言，數字普惠金融的發展程度至關重要，較高的數字普惠金融水平不僅會改變服務消費模式，也會帶動服務業生產模式的轉變，便利的通信技術使得精確化、個性化的服務產品成為可能。由生產到消費的轉型打破了傳統服務業的發展模式，驅動現代服務業走高效率的革新道路，創新與變革必然引起整個服務行業效率的提升，從而改善現代服務業發展質量。

3.3.2 按時間段劃分

數字普惠金融發展具有明顯的階段性特征，2015 年以前，我國數字普惠金融普及程度快速提升，支付寶賬戶數量呈指數型增長，越來越多的人開始了解數字普惠金融，開通在線支付服務，但許多用戶一方面受到傳統支付習慣和信任度的制約，另一方面受到信息不對稱的影響，并不了解所有數字普惠金融服務的情況，導致數字普惠金融開發深度有限，出現支付賬戶“有而不用”的現象。而在2016—2020 年，數字普惠金融的便利性、包容性、普適性深入人心，在線支付服務、基金、信貸、保險等業務快速發展，數字普惠金融使用深度成為數字普惠金融發展的重要引擎，人們的生活，尤其是享受到的服務，發生了翻天覆地的變化?；谏鲜龇治?，本文將研究樣本期劃分為2011—2015 年與2016—2020 年，以檢驗不同時段數字普惠金融對現代服務業高質量發展影響的異質性。表7 的檢驗結果驗證了上述分析，在2011—2015年，數字普惠金融對現代服務業高質量發展不存在顯著影響，而在2016—2020 年，數字普惠金融能顯著促進我國現代服務業高質量發展，表明2016年以后，我國數字普惠金融覆蓋廣度和使用深度全面發展，逐步對居民服務內容和模式產生影響，改善了現代服務業發展質量。

表7 按時間段劃分的回歸結果

3.4 中介效應檢驗

基準回歸和穩健性檢驗結果表明，數字普惠金融能顯著促進現代服務業高質量發展，因此，探討中介效應的前提條件成立。居民人均服務消費支出和居民消費結構的中介效應檢驗結果見表8。

表8 中介效應檢驗結果

表8列（1）結果顯示，數字普惠金融回歸系數為正，且在1%的水平上顯著，說明數字普惠金融發展能提高居民人均服務消費支出。列（2）中，數字普惠金融和居民人均服務消費支出的系數均顯著為正，表明數字普惠金融可以通過提高居民人均服務消費支出促進現代服務業高質量發展，假設2 成立。列（3）和列（4）顯示，數字普惠金融與居民消費結構的系數均顯著為正，數字普惠金融發展不僅能刺激居民服務消費需求，還能優化居民消費結構，提高交通、醫療、教育等服務消費在居民總消費中的比重，改善現代服務業發展質量，因此假設3 成立。數字化時代，服務消費不再局限于傳統的“面對面”模式，線上服務消費成為潮流，數字金融發展為新型服務消費模式提供平臺與機遇，同時也為傳統服務消費創造了革新的條件，促進了服務消費多元化。以居民就醫為例，當實地就醫遇到困難時，可以選擇在線接受同等醫療服務，也可以選擇跨醫院、跨地區進行在線診療，不僅方便快捷，還可以助力節能減排，減少不必要的資源浪費。數字金融發展釋放了服務消費潛能，刺激了受新冠肺炎疫情影響下的服務消費需求，優化了居民消費結構，帶動現代服務業高質量發展。因此，居民人均服務消費支出和居民消費結構是數字普惠金融促進現代服務業高質量發展的重要渠道。

4 結論

本文從現代服務業發展規模、發展結構、發展效益入手，結合“創新、協調、綠色、開放、共享”的新發展理念，構建了我國現代服務業高質量發展指標體系，運用主成分分析法測度了我國30個省份的現代服務業高質量發展綜合指數，實證檢驗了數字普惠金融對現代服務業高質量發展的影響及異質性。進一步地，從居民人均服務消費支出和居民消費結構視角，深入探討了數字普惠金融影響現代服務業高質量發展的機制，得到以下結論：

（1）數字普惠金融水平提升能顯著促進現代服務業高質量發展，數字普惠金融覆蓋廣度、使用深度和數字化程度均對地區現代服務業發展質量有積極推動作用。（2）數字普惠金融對現代服務業高質量發展的影響在不同地區存在異質性。在東部地區，數字普惠金融能顯著改善現代服務業發展質量；但在中西部地區，數字普惠金融對現代服務業高質量發展的促進作用并不顯著。（3）數字普惠金融對現代服務業高質量發展的影響存在明顯的階段性特征，2015年之后，數字普惠金融覆蓋廣度和使用深度全面發展，顯著推動現代服務業高質量發展。而在2015 年之前，這種推動作用并不顯著。（4）數字普惠金融可以通過提高居民人均服務消費支出和優化居民消費結構促進現代服務業高質量發展。