数字金融对商贸流通产业“进入标准”是否有强效应？

白玮炜

（大连财经学院，辽宁大连116622）

一、问题的提出

数字金融时代，金融覆盖面的进一步扩宽，帮助大量中小流通企业获取融资，并实现了金融普惠下的有效发展。一方面，数字金融通过金融普惠作用带动了中小流通企业的发展，促进了市场范围的扩张；另一方面，数字金融加剧了商贸流通市场的内部竞争，对竞争力较差的企业产生了挤出效应。市场范围的扩大可以带动行业进入标准的下降，而部分流通企业的挤出使得核心企业势力进一步扩张，可能造成行业进入标准的上升。

由此可见，数字金融对商贸流通产业进入标准的作用具有两面性，其具体作用方向尚不明确。随着数字金融规模的进一步扩展，前瞻性地探索数字金融与商贸流通业的相关关系，对建立更高效的商贸流通体系具有重要作用。

数字金融导向下的强竞争市场，帮助流通产业实现了部分挤出，产业集中度的提高导致产业专业性要求逐步提高。高远[1]提出，仅仅依赖于“商流、物流、信息流”中单一要素进行盈利的小型流通企业已经无法适应当前的竞争环境，在外部进入者的挤出下被动淘汰，这一过程直接影响了商贸流通业整体的进入标准，并对流通产业的整体演进起到了促进作用。张勋等[2]认为数字金融导向下的传统流通企业的整体竞争对市场福利有着显著的推动作用，研究提出“互联网+”导向下的流通业同行竞争，实现了不同业态间的相互融合，不仅能够提高流通产业的信息处理能力，而且能够反向促进数字金融的进一步发展。传统流通企业依托于完备的微观销售链条，可以打造更具独立且细致的信息网络，从而形成数字金融时代的特点定位与竞争优势。

雷飞等[3]从交易成本的角度辨析了流通企业进入标准的问题，研究通过“委托-代理”框架考察了流通企业的角色演化流程，认为传统价值链中的交易成本摩擦并不是来源于流通体系，而是由产业链上各个环节的低效化所造成的。尤其是在电子商务环境下，流通企业进入标准问题依然存在，对于数字金融发展和商贸流通业进入标准的辨析仍需进一步深化。鉴于此，研究将从实证角度考察数字金融与商贸流通产业进入标准的关联性问题，为改善我国商贸流通业产业结构提供一定参考。

二、基础理论分析

商贸流通产业的进入标准是实证研究中的量化难点。由于产业发展的多样性，无论是从政策视角还是市场视角，都难以全面说明产业的进入标准，对此，本文借鉴孙光林[4]研究中采用的价格扭曲率度量法。对某一产业而言，产业的进入标准越高，则代表新企业越难进入该产业，而产业内的已有企业更容易形成垄断集中，因此产业内部的价格扭曲率和超额利润率实时反映了产业集中度与垄断水平，有效地将产业进入标准转换为对垄断扭曲竞争价格的衡量。

设定产业的最高垄断水平为产业内仅存在一个企业，该企业的平均成本曲线为AC。短期内利润最大化时对应的产量为Q1，此时的价格为P1。另设产业的最低垄断水平为市场完全竞争（不存在进入壁垒），此时的产品价格为P2，该价格并非由企业制定的垄断价格，而是因边际成本曲线与市场需求曲线交点所决定[5]。从而可以得到价格扭曲率（R）为垄断价格与竞争价格的比例：

数字金融的逐步深化会改变产业内部的价格扭曲率（R），这一效应在商贸流通业内部体现得更加显著，这是由于数字金融具备较强的信息互通性质，能够建立更高效的产业沟通渠道，大幅降低了产业内外部信息成本[6]。同时，数字金融能够直接向中小企业授信，具备较强的普惠特征，可以帮助产业内部的中小企业享受到金融服务。此外，基于生产函数重构数字金融影响下的商贸流通业进入标准。首先，设定我国商贸流通业进入标准（R）是与其当前投入水平Xp相关联的长期函数：

该函数中，a为常系数，X为当前投入水平，a衡量了当前产出与预期产出的比例，而产出的比例则由当前投入与预期投入的比例决定，进一步改写（2）可得：

该函数中，a为常系数，t为时间，考虑到因数字金融的冲击，商贸流通产业的进入标准从均衡静态转变为时变动态形式，因此投入水平可以服从外部因素进行权变，从而可以进一步改写（3）为权变模型：

权变模型（4）中，a为常系数，t为时间，βt为权变量，该变量代表数字金融的外生冲击，且具备明显的时变性质，数字金融的冲击会造成产业的产出变化，进而改变产业的进入标准，而数字金融的外生冲击强度直接关联于时间，推动了垄断价格向竞争价格的转变[7]，该过程可以由下式描述：

该函数中，φ1、φ2、φ3、εt为常系数，βt-1为权变量，对数字金融而言，上一期的技术发展可以有效累积到本期，同时由于上一期的研发投入θt-1影响，数字金融会形成较强的发展，εt为方程的误差项，对公式（4）求导可以得到进入标准变动率[8]：

其中，a为常系数，εt为方程的误差项，同时可以采用取对数的方式观察影响产业进入标准的不同变量：

公式（7）有效说明了商贸流通业产业进入标准的整体变动情况，对应的实证模型写作[9]：

公式（8）中，β0、β1、β2、β3、β4、εt为常系数，Rt作为市场进入的当前水平，不仅受到上一期市场进入水平和数字金融投入因子θ˙t两者的影响，还会受到政策变动（g）和市场变动（m）两个角度的外生冲击，这两类冲击在以往研究中已经被证实为强作用条件。政策变动和市场变动，本文构建了虚拟变量，政策变动前定义为0，政策变动后定义为1，市场变动前定义为0，市场变动后定义为1，从而可以更有效地辨析数字金融是否为影响进入标准的强条件。

三、实证研究

（一）数据来源

研究中所衡量的数字金融水平采用北京大学数字金融研究中心所发布的《数字普惠金融指数（第二期）》中的数字金融发展水平进行表征。由于数字金融发展时期相对较短，鉴于数据的可得性，研究对应时期为2007年至2018年，研究中所有数据均来自CSMAR（国泰安）数据库，将不同类型的企业按照20个门类进行分类，然后取平均值，得到行业的年度具体值，由此形成2007至2018年的各行业的连续时间序列数据。

（二）基准估计

首先在Matlab 2016b软件环境下对状态空间模型（7）进行基准回归分析，由于短期时间序列存在冗余问题，研究采用卡尔曼滤波（Kalman Filter）估计状态空间模型，结果如下：

模型（9）代表了回归结果，括号内为对应系数的z统计值。经过分解可以得知，0.63个单位的上一期进入标准和0.32个单位的数字金融变动可以较好地表示产业中1单位的进入标准变动。基于上述结果进一步估计模型（8）的情况，可以求得一个序列的进入标准变动情况，如图1所示。

分析图1可知，数字金融2007年后经历了快速发展的过程。2007年后我国电子商务快速发展，以电子商务平台为中心的数字金融出现了同步的发展趋势，从2008年的0.015提升至2018年的0.653，每年约提升0.058个单位。此外还可以发现：

第一，数字金融的发展源于市场需求的扩大。随着电子商务的飞速发展，大量中小型企业借“互联网+”发展的东风，实现了快速的扩张。这一时期对金融支持的要求不断提高，而传统金融难以兼顾大量中小企业的金融供给，以电商平台为中心的数字金融服务得到了大部分企业的青睐，数字金融也实现了同步发展。

图1 数字金融与商贸流通业进入标准变动（2007～2018年）

第二，由于政策导向的推动，数字金融的普惠效应得以突破传统金融的困境，实现了更大范围和更有效的金融供给模式，发展的乘数特征凸显。商贸流通业在观测期内呈现出“倒U型”的变动趋势。在2007年至2009年这一阶段，受全球金融危机的影响，市场波动增大，经济不确定性的负面影响凸显，大量企业处于自我调整阶段，行业内部的企业退出情况较多，大型企业实现了对中小企业的挤出，行业的集中度快速上升，并在2009年达到峰值0.795。

第三，在2009年后受到经济复苏和数字金融的双重影响，大量新兴企业进入商贸流通业，行业竞争加剧，降低了行业的整体进入标准。数字金融的发展在这一过程中的推动作用更为显著，对此研究将进一步采用多元回归分析进行说明。

（三）多元回归分析

为了进一步说明数字金融对商贸流通业进入标准是否为强效应，研究采用公式（8）进行多元回归分析，结果如表1所示。

根据表1，采用AR（1）对各个残差序列进行单位根检验，检验值均为负且在1%的水平上显著，说明本研究中的四个主要序列均为平稳序列，序列间存在长期稳定的均衡关系。

在列“回归1”中首先采用OLS回归分析数字金融对进入标准的影响，OLS回归并未考虑前一期产业进入标准的动态作用，从检验结果来看，数字金融的发展有效降低了商贸流通业的进入标准，影响系数为-0.219，在1%水平下显著。政策影响同样降低了商贸流通业的进入标准，影响系数为-0.191，在5%水平下显著，而市场对商贸流通业进入标准的作用并不显著。

在列“回归2”中进一步纳入了进入标准的动态变量Rt-1，同时采用两阶段最小二乘回归（2SLS）以避免动态分析的内生性问题。从检验结果来看，数字金融的发展依然能够降低商贸流通业的进入标准，影响系数为-0.318，在1%水平下显著。而进入标准的前一期变量具有较强延续性，能够显著降低商贸流通业的进入标准，影响系数为-0.629，在1%水平下显著。政府与市场两个要素的作用与OLS分析一致，市场的作用始终不显著。

表1 多元回归分析结果

在列“回归3”中进一步剔除该要素进行稳健性检验，市场变量（m）在模型1和模型2中均不显著，因此本文在模型3中将此变量剔除。异常变量的剔除，对模型拟合的效果具有提升作用，研究结果依然支持前文的分析。

四、结论与建议

（一）结论

随着数字金融的进一步发展，数字金融对商贸流通业进入标准的影响逐步深化，对中小型企业的普惠作用进一步发挥。本文在价格扭曲度量法的基础上，引入数字金融作为外生变量，并构建了商贸流通业进入标准的权变模型，从而把数字金融与产业进入标准纳入统一框架，实现了量化分析与实证测度。研究结果表明：在2007至2018年的观测期内，我国商贸流通业进入标准呈“倒U型”走向，而数字金融发展则呈现线性上升趋势；卡尔曼滤波模型结果表明，数字金融的发展促进商贸流通业进入标准变动；商贸流通产业的整体进入标准下降，主要来源于数字金融发展和政策推动，数字金融的普惠效应导致了产业进入壁垒的降低。

（二）建议

我国“数字金融+商贸流通”的发展应遵循如下方向：

第一，加强基础设施建设，放大数字金融发展作用。上文实证分析表明数字金融对商贸流通产业的标准化发展具有显著的正向促进作用。数字金融之所以能够带动商贸流通业的发展，降低产业进入标准，并激发产业发展活力，核心原因在于我国有完善的产业基础设施，中小企业拥有完善的发展空间，能依托于数字金融提供的资金实现财富的累积，并进一步强化发展，实现产业的增值。随着商贸流通业规模的不断扩大，当前的基础设施建设也需要相应加强，金融中介才能够有效作用于产业之中，实现更高层级的产业发展。

第二，合理实施政策引导，强化商贸流通发展动能。我国商贸流通产业的标准化发展走向是“倒U型”，说明前期不合理的策略影响了商贸流通产业的标准化发展。商贸流通业增长强劲，其中不可忽视的一个因素就是“互联网+”政策的引导与支持。在政策的引导下，商贸流通业中小企业能够更快找到产业的发展方向，依托政策实现产品的精准投放，建立与市场间的良性互动，政策的直接资金支持从不同角度改善了产业内部结构，为产业的进一步发展累积势能。在这一前提下，针对当前的良好态势进一步实施政策引导，从而强化商贸流通的发展动能，对商贸流通企业未来的发展具有重要意义。

第三，实现数字金融普惠，增强中小流通企业发展能力。城乡商贸流通产业发展差距的扩大，主要因素在于农村地区数字金融产业发展水平较低。数字金融的作用主要体现在“普惠”，也需要最终实现于“普惠”。由于长尾端中小流通企业的发展不稳定性较强，传统银行金融对这一类企业的支持不足。数字金融通过新型技术进一步加强了信息监控，并实现了更高效的风险控制，对中小流通企业的辨析能力更强。因此，数字金融需要进一步构建风险识别与控制系统，推动数字金融普惠的全面作用，进而促进优质中小流通企业的进一步发展，实现中小流通企业整体发展能力的提升。