數(shù)字普惠金融對消費結(jié)構(gòu)升級的影響研究

摘" "要：本文基于中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，運用雙向固定效應(yīng)模型從不平等視角分析了數(shù)字普惠金融對消費結(jié)構(gòu)升級的影響。研究結(jié)論表明：數(shù)字普惠金融的發(fā)展能夠緩解消費結(jié)構(gòu)升級不平等，并且這種緩解效應(yīng)以收入不平等和流動性約束為中介，受到家庭受教育程度和市場化水平的調(diào)節(jié)。異質(zhì)性分析表明，數(shù)字普惠金融的三個子維度均能緩解消費結(jié)構(gòu)升級不平等，其中覆蓋廣度產(chǎn)生的影響最大；數(shù)字普惠金融對西部地區(qū)、農(nóng)村地區(qū)以及低收入家庭的作用程度要高于東中部地區(qū)、城鎮(zhèn)地區(qū)以及中高收入家庭。

關(guān)鍵詞：數(shù)字普惠金融；消費結(jié)構(gòu)升級不平等；流動性約束；市場化水平

中圖分類號：F830" 文獻標識碼：A" 文章編號：1674-2265（2025）02-0030-10

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2025.02.003

一、引言

消費作為拉動國民經(jīng)濟的三駕馬車之一，在我國經(jīng)濟發(fā)展進入新常態(tài)的過程中一直扮演著重要角色（黃漫宇和竇雪萌，2022）[1]。但隨著消費水平的持續(xù)增長，消費增速放緩已經(jīng)是中國經(jīng)濟步入新常態(tài)的重要特征之一（楊偉明等，2021）[2]。在消費增速緩慢的形勢下，追求消費結(jié)構(gòu)的升級顯得尤為重要。研究表明，中國東部地區(qū)消費結(jié)構(gòu)升級水平遠遠高于中部地區(qū)和西部地區(qū)，區(qū)域內(nèi)、區(qū)域間的消費結(jié)構(gòu)升級水平差異明顯，不利于區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展以及全國整體的消費結(jié)構(gòu)升級（葉菁菁，2021）[3]。2023年政府工作報告中提出“堅持實施擴大內(nèi)需戰(zhàn)略，培育更多經(jīng)濟增長動力源”，要“增強區(qū)域發(fā)展平衡性協(xié)調(diào)性”。2024年政府工作報告提出“積極培育智能家居、文娛旅游、體育賽事、國貨‘潮品’等新的消費增長點”。基于此，探索緩解消費結(jié)構(gòu)升級不平等的路徑，是需要研究的重要課題。

與此同時，我國數(shù)字普惠金融發(fā)展迅速，2023年銀行共處理電子支付業(yè)務(wù)2961.63億筆，交易金額達3395.27萬億元①，數(shù)字支付整體市場覆蓋率居全球第一。根據(jù)“長尾理論”，被傳統(tǒng)金融服務(wù)所排斥的“長尾人群”能夠容易地享受到數(shù)字普惠金融的服務(wù)。數(shù)字普惠金融能夠減輕“長尾人群”面臨的信息不對稱，緩解流動性約束，降低“長尾人群”的消費成本，增加其消費意愿和消費選擇，進而對“長尾人群”的消費結(jié)構(gòu)進行優(yōu)化升級，縮小這類群體與其他群體在消費結(jié)構(gòu)上的差異，緩解消費結(jié)構(gòu)升級不平等。那么，實際情況是否與理論相符合？對于消費結(jié)構(gòu)升級不平等，數(shù)字普惠金融是否能起到有效的緩解作用？作用機制如何？哪些因素會影響數(shù)字普惠金融產(chǎn)生的效果？這些問題有待深入探討與分析。

鑒于此，本文以消費結(jié)構(gòu)升級指數(shù)的基尼系數(shù)作為消費結(jié)構(gòu)升級不平等的衡量指標，實證檢驗數(shù)字普惠金融對其產(chǎn)生的影響，使用收入不平等、流動性約束作為中介變量，家庭受教育程度和市場化水平作為調(diào)節(jié)變量來進行檢驗，并從數(shù)字普惠金融指數(shù)的三個子維度、區(qū)域、城鄉(xiāng)以及收入水平四個層面進行異質(zhì)性檢驗。與現(xiàn)有研究相比，本文可能的貢獻在于：第一，已有研究主要以消費水平的不平等為主，少有學(xué)者從消費結(jié)構(gòu)升級不平等的角度進行研究。相比于消費水平，消費結(jié)構(gòu)更能體現(xiàn)居民的消費質(zhì)量，因此，本文結(jié)合前人研究，對消費結(jié)構(gòu)升級不平等進行測度，進而研究數(shù)字普惠金融的影響效應(yīng)是否存在。第二，學(xué)者們對發(fā)展型消費和享受型消費的界定方式并不完全一致，為了更加客觀地劃分消費類別，本文運用擴展線性支出系統(tǒng)模型（ELES），計算出各消費類別的需求收入彈性，并據(jù)此將八種消費類別劃分為生活必需品和高檔消費品，利用高檔消費品的支出占總消費支出的比重來衡量消費結(jié)構(gòu)升級。第三，本文選擇市場化水平作為調(diào)節(jié)變量，以探究不同市場化水平下數(shù)字普惠金融是否會對消費結(jié)構(gòu)升級不平等產(chǎn)生不同的影響效果，并結(jié)合其他中介變量和調(diào)節(jié)變量共同研究數(shù)字普惠金融產(chǎn)生影響的內(nèi)在機制，彌補了一定的邏輯缺失。這對于認識數(shù)字普惠金融的實質(zhì)作用，制定區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略以推進消費結(jié)構(gòu)升級平等化具有重大參考價值。

二、文獻綜述

到目前為止，關(guān)于數(shù)字普惠金融作用于消費結(jié)構(gòu)升級不平等的研究十分匱乏，大多數(shù)研究主要關(guān)注消費結(jié)構(gòu)升級和消費不平等兩個層面。

在消費結(jié)構(gòu)升級的影響因素方面，收入水平、人口結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、社會保障及經(jīng)濟政策等因素均能對消費結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生影響（張喜艷和劉瑩，2020；章成和洪錚，2022）[4 ，5]。近年來，隨著數(shù)字普惠金融的快速發(fā)展，數(shù)字普惠金融這一影響因素開始得到學(xué)者們的關(guān)注，研究結(jié)果大多表明數(shù)字普惠金融的發(fā)展對消費結(jié)構(gòu)升級有著積極影響（熊穎和郭守亭，2023）[6]。

在消費不平等的影響因素方面，學(xué)者們普遍認同影響消費不平等最主要的因素是收入的不平等。此外，人口結(jié)構(gòu)變動、物價水平、社會福利以及城鎮(zhèn)化水平都會對消費不平等產(chǎn)生影響（劉靖和陳斌開，2021；姚健和臧旭恒，2022）[7 ，8]。近年來，作為影響因素之一的數(shù)字普惠金融方面的研究呈現(xiàn)明顯增長態(tài)勢。學(xué)者們普遍認為，數(shù)字普惠金融的發(fā)展可以緩解消費不平等程度，體現(xiàn)在縮小中高和低收入階層之間的消費差距以及縮小省際、城鄉(xiāng)消費不平等方面（李文秀和劉俊杰，2023）[9]，并且數(shù)字普惠金融主要是通過緩解收入不平等來緩解消費不平等（王瑋婧，2024）[10]。

從上述文獻梳理可以發(fā)現(xiàn)，學(xué)界對于消費結(jié)構(gòu)升級和消費不平等這兩個方面的研究較為全面，其中大量研究成果和結(jié)論對本文有重大的參考意義，但對于消費結(jié)構(gòu)升級不平等這一視角以及在這一視角下數(shù)字普惠金融產(chǎn)生的影響的研究十分匱乏。鑒于此，本研究將基于不平等視角，深入分析數(shù)字普惠金融對消費結(jié)構(gòu)升級不平等的影響及機制，以期在新發(fā)展格局下為緩解消費結(jié)構(gòu)升級不平等、實現(xiàn)消費高質(zhì)量發(fā)展提供切實有效的政策建議。

三、理論分析與研究假設(shè)

（一）直接效應(yīng)

相比于傳統(tǒng)金融，數(shù)字普惠金融能憑借自身天然的草根和普惠屬性，增加“長尾人群”獲得金融服務(wù)的可能性。數(shù)字化的運行和管理能夠大幅提高金融機構(gòu)的效率，借助大數(shù)據(jù)等信息技術(shù)，金融機構(gòu)又能夠開發(fā)出更多低門檻的基金理財業(yè)務(wù)以及保險業(yè)務(wù)等，從而為更多的目標群體提供適合他們的金融產(chǎn)品和服務(wù)（楊碧云等，2023）[11]。此外，數(shù)字普惠金融能夠為“長尾人群”提供更多信息渠道和消費選擇，激發(fā)其消費潛力（李文秀和劉俊杰，2023）[9]。對于“長尾人群”來說，數(shù)字普惠金融能夠顯著地增加他們的消費意愿，提供消費機會，減少消費成本，這部分由數(shù)字普惠金融帶來的消費結(jié)構(gòu)升級趨勢會高于其他群體，進而減小長尾人群與其他群體的消費結(jié)構(gòu)差異，實現(xiàn)對消費結(jié)構(gòu)升級不平等的緩解。據(jù)此，本文提出假說1。

H1：數(shù)字普惠金融能夠緩解消費結(jié)構(gòu)升級不平等。

（二）收入不平等的中介效應(yīng)

居民可支配收入可以分為四類，其中工資性收入和經(jīng)營性收入是低收入群體收入來源的重要組成部分。一方面，大量的中小微企業(yè)可以通過數(shù)字普惠金融獲得更多的融資渠道，增加流動資金，數(shù)字普惠金融也能夠為中小微企業(yè)提供更多的金融信息，填補信息漏洞，從而增加中小微企業(yè)的生存年限（楊望等，2024）[12]。另一方面，數(shù)字普惠金融能夠顯著降低創(chuàng)業(yè)者初始資金籌集的門檻，并能為創(chuàng)業(yè)者提供大量的信息，加強創(chuàng)業(yè)者與供給方和銷售方的聯(lián)系，從而使創(chuàng)業(yè)者能夠看清自身的創(chuàng)業(yè)優(yōu)勢及市場前景，降低創(chuàng)業(yè)失敗的概率（劉成奎等，2024）[13]。通過以上兩個渠道，數(shù)字普惠金融既能保證就業(yè)崗位，又能激發(fā)創(chuàng)業(yè)熱情，進而提高傳統(tǒng)金融框架下低收入群體的工資性收入和經(jīng)營性收入，降低整體的收入不平等。

高收入群體自身條件優(yōu)越，基礎(chǔ)需求已得到滿足，大部分會轉(zhuǎn)向發(fā)展型和享受型消費。低收入群體對發(fā)展型和享受型消費的消費意愿較高，但實際用于消費的資金不足，消費結(jié)構(gòu)升級速度緩慢（南永清等，2023）[14]，經(jīng)濟下行時甚至?xí)霈F(xiàn)消費降級的情況。而收入不平等的緩解會讓消費結(jié)構(gòu)升級向平等化轉(zhuǎn)變。據(jù)此，本文提出假說2。

H2：數(shù)字普惠金融能夠緩解收入不平等，從而緩解消費結(jié)構(gòu)升級不平等。

（三）流動性約束的中介效應(yīng)

相較于傳統(tǒng)金融對于“長尾人群”的排斥而言，數(shù)字普惠金融的普惠性顯然具有更大的現(xiàn)實意義（張偉和黃子祺，2024）[15]。數(shù)字普惠金融能夠借助金融科技為“長尾人群”提供更為科學(xué)的金融服務(wù)，并對其進行準確的風(fēng)險評估，減少其違約概率，進而緩解“長尾人群”的信貸約束。另外，普通農(nóng)戶也面臨著相似的情況，由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)周期較長且不穩(wěn)定，農(nóng)戶并不能受到傳統(tǒng)金融機構(gòu)的青睞，常常因為融資約束的問題而約束自身發(fā)展。數(shù)字普惠金融可以擺脫實體金融機構(gòu)地理上的束縛，在很多方面取代傳統(tǒng)實體金融機構(gòu)，為農(nóng)戶提供適合的金融產(chǎn)品和服務(wù)，緩解農(nóng)戶的流動性約束（張呈磊等，2021）[16]。

流動性約束的緩解意味著“長尾人群”能夠擁有更多的流動資金進行生產(chǎn)活動或投資，進而實現(xiàn)良性循環(huán)，增加“長尾人群”的金融可得性，避免“長尾人群”的消費欲望和消費行為受到流動性約束的影響而削弱（張勛等，2019）[17]。據(jù)此，本文提出假說3。

H3：數(shù)字普惠金融能夠緩解流動性約束，從而緩解消費結(jié)構(gòu)升級不平等。

（四）家庭受教育程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)

對于受教育程度高的群體來說，數(shù)字普惠金融的發(fā)展帶來了數(shù)字紅利，而受教育程度低的群體則面臨著數(shù)字鴻溝（周利等，2020）[18]。一方面，在數(shù)字普惠金融傳播的過程中，受教育程度高的群體能夠更容易地發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融相比于傳統(tǒng)金融的優(yōu)勢，積極接受數(shù)字普惠金融所帶來的全新變化，利用數(shù)字普惠金融提高家庭收入、緩解流動性約束從而進行更合理的消費資源配置，優(yōu)化家庭消費結(jié)構(gòu)。然而，受教育程度較低的群體對于金融的敏感性不足，無法快速接受作為新興事物的數(shù)字普惠金融，甚至對其產(chǎn)生抵觸心理，這使得家庭消費結(jié)構(gòu)無法得到優(yōu)化，與其他群體差距逐漸拉大（熊穎和郭守亭，2023）[6]。另一方面，數(shù)字普惠金融作為新興金融范式，不可避免地存在著多樣化的金融風(fēng)險，不同群體對金融風(fēng)險的規(guī)避及應(yīng)對也存在差別。受教育程度高的群體對金融風(fēng)險的感知能力更強，能夠憑借自身金融知識和技能識別潛在風(fēng)險，并尋求保險工具規(guī)避和分散潛在的金融風(fēng)險。而受教育程度較低的群體既可能會因為對風(fēng)險的恐懼而放棄數(shù)字普惠金融帶來的利好，又可能因?qū)ψ陨頋撛诘慕鹑陲L(fēng)險缺少清晰的判斷導(dǎo)致投資或消費時出現(xiàn)巨大損失，反而造成消費降級，消費結(jié)構(gòu)劣化，群體間消費結(jié)構(gòu)差距加劇。據(jù)此，本文提出假說4。

H4：數(shù)字普惠金融對消費結(jié)構(gòu)升級不平等的影響受到家庭受教育程度的調(diào)節(jié)，受教育程度越高，數(shù)字普惠金融的緩解作用越強。

（五）市場化水平的調(diào)節(jié)效應(yīng)

相比于傳統(tǒng)金融，數(shù)字普惠金融能夠提高資源配置效率，緩解信息不對稱，而隨著市場化水平提高，資源配置效率和信息傳播速度也會大幅提升。這意味著市場化水平越高，數(shù)字普惠金融能夠產(chǎn)生的效果越好。同時，在市場化水平高的地區(qū)，地方保護主義和壟斷較弱，數(shù)字普惠金融能夠更好地彌補傳統(tǒng)金融受地域限制的不足，為生產(chǎn)方和消費方提供適合的金融服務(wù)和信息來源（王晶，2024）[19]，從而在很大程度上驅(qū)動生產(chǎn)要素向高生產(chǎn)率的第三產(chǎn)業(yè)流動，加快第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，為消費結(jié)構(gòu)升級提供了充實的物質(zhì)基礎(chǔ)。供給側(cè)能提供的商品和服務(wù)增加，需求側(cè)的消費選擇和消費行為便會受到影響，向更高級和合理的消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變。此外，市場化水平高的地區(qū)人力資本回報率較高（張文宏和李桂興，2024）[20]，數(shù)字普惠金融更能激發(fā)創(chuàng)業(yè)熱情、穩(wěn)定就業(yè)崗位，進而提高低收入群體的工資性收入和經(jīng)營性收入，助力消費結(jié)構(gòu)升級的平等化。據(jù)此，本文提出假說5。

H5：數(shù)字普惠金融對消費結(jié)構(gòu)升級不平等的影響受到市場化水平的調(diào)節(jié)，市場化水平越高，數(shù)字普惠金融的緩解作用越強。

四、數(shù)據(jù)來源、變量選取及模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)來源

本文采用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2014年、2016年、2018年、2020年、2022年的微觀數(shù)據(jù)②、北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)及各省統(tǒng)計年鑒中的部分宏觀數(shù)據(jù)制作成五年的面板數(shù)據(jù)。

（二）變量選取

1.被解釋變量：消費結(jié)構(gòu)升級不平等指數(shù)。參考蔣靈多等（2024）[21]的研究，本文采用ELES模型來衡量消費結(jié)構(gòu)升級。ELES模型由Lluch（1973）[22]在線性支出系統(tǒng)模型的基礎(chǔ)上擴展得到，該模型通過計算商品或服務(wù)的需求收入彈性，將其分為生活必需品和高檔消費品，用高檔消費品支出占總消費支出的比重來衡量消費結(jié)構(gòu)，比重上升則代表消費結(jié)構(gòu)升級。表1展示了2022年八大類消費品③的簡單平均需求收入彈性和加權(quán)平均需求收入彈性④。

由表1可知，居住、家庭設(shè)備及日用品、醫(yī)療保健、文教娛樂及其他這五類消費品需求收入彈性大于1，屬于高檔消費品，因此，本文將這五類消費品支出總和占總體消費支出的比重作為消費結(jié)構(gòu)升級指數(shù)，并利用基尼系數(shù)法測算消費結(jié)構(gòu)升級指數(shù)在各省內(nèi)部的基尼系數(shù)，得到消費結(jié)構(gòu)升級不平等指數(shù)。

2.核心解釋變量：數(shù)字普惠金融指數(shù)。根據(jù)郭峰等（2020）[23]的研究，本文采用省級層面的北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)⑤及覆蓋廣度、使用深度和數(shù)字化程度三個子維度指數(shù)衡量中國數(shù)字普惠金融的發(fā)展水平。

3.控制變量。參照以往研究（易行健和周利，2018）[24]，控制變量從家庭和地區(qū)兩個層面進行選取。家庭層面選取家庭純收入、家庭凈資產(chǎn)、家庭人口規(guī)模和家庭受教育程度⑥，地區(qū)層面選取家庭所在省份的人均GDP、城鎮(zhèn)化率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化水平（第三產(chǎn)業(yè)增加值與GDP之比）和金融發(fā)展程度（金融機構(gòu)貸款余額與GDP之比）。表2給出了相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計。

（三）模型設(shè)定

為檢驗上文提出的假說，本文構(gòu)建了如下模型：

[cginiit=α0+α1indexit+α2controlit+μi+θt+εit]（1）

其中，[cginiit]為消費結(jié)構(gòu)升級不平等指數(shù)；[indexit]為數(shù)字普惠金融指數(shù)；[controlit]為控制變量；[μi]表示家庭固定效應(yīng)；[θt]表示年份固定效應(yīng)；[εit]為擾動項。

五、實證分析

（一）基準回歸

表3第（1）列為數(shù)字普惠金融單變量回歸，第（2）列為加入家庭層面控制變量后的回歸結(jié)果，第（3）列為加入所有控制變量后的回歸結(jié)果。數(shù)字普惠金融的回歸系數(shù)始終顯著為負，這代表隨著數(shù)字普惠金融指數(shù)的提高，消費結(jié)構(gòu)升級趨向于平等，假說1得到驗證。原因在于，相比于傳統(tǒng)金融模式，數(shù)字普惠金融能夠覆蓋更多群體，憑借其天然的普惠性，既能緩解“長尾人群”的流動性約束，又能增加支付的便利性從而減小居民消費成本，激發(fā)“長尾人群”的消費潛力，促使消費結(jié)構(gòu)向合理化、高級化發(fā)展。

（二）內(nèi)生性分析

本文內(nèi)生性問題的主要來源如下：一是遺漏變量，消費結(jié)構(gòu)升級不平等可能受到消費偏好、對家庭前景的預(yù)期等難以定量觀測的因素影響，這將導(dǎo)致核心解釋變量的估計系數(shù)存在偏誤。二是雙向因果關(guān)系，消費結(jié)構(gòu)升級水平越高，消費層次越高，居民對金融服務(wù)的需求也會隨之增加，因此，消費結(jié)構(gòu)升級不平等的情況反過來也可能會影響數(shù)字普惠金融發(fā)展水平。三是測量誤差，采用基尼系數(shù)測度消費結(jié)構(gòu)升級不平等指數(shù)可能存在偏誤。

對此，本文采用工具變量方法加以解決。本文借鑒Bartik（2009）[25]及易行健和周利（2018）[24]的做法，構(gòu)建“家庭所在省份省會城市與杭州的球面距離×其他省份數(shù)字普惠金融指數(shù)均值”（工具變量1）和“滯后一階的數(shù)字普惠金融指數(shù)×數(shù)字普惠金融指數(shù)在時間上的一階差分”（工具變量2）兩個變量作為工具變量。表4的回歸結(jié)果顯示，第一階段中工具變量的估計系數(shù)顯著異于0，且均通過了弱工具變量檢驗和不可識別檢驗。第二階段估計結(jié)果依然顯著，這表明在考慮了內(nèi)生性問題后，結(jié)論依然成立，說明上述回歸結(jié)論基本穩(wěn)健。

（三）機制檢驗

1. 中介效應(yīng)分析。為了探討數(shù)字普惠金融影響消費結(jié)構(gòu)升級不平等的內(nèi)在機制，本文參考江艇（2022）[26]的研究，構(gòu)建中介效應(yīng)模型如下：

[mediatorit=β0+β1indexit+β2controlit+μi+θt+εit] （2）

[cginiit=γ0+γ1mediatorit+γ2controlit+μi+θt+εit] （3）

其中，[mediatorit]為中介變量，分別是收入不平等和流動性約束。收入不平等采用基于家庭純收入指標的基尼系數(shù)進行衡量。流動性約束以“家庭總金融資產(chǎn)小于兩個月家庭純收入”作為代理變量，當家庭總金融資產(chǎn)小于兩個月家庭純收入時，流動性約束變量賦值為1，表明家庭存在流動性約束，否則為0，表明家庭不存在流動性約束（楊碧云等，2022）[27]。

由表5第（1）和（2）列回歸結(jié)果可知，數(shù)字普惠金融對收入不平等和流動性約束的回歸系數(shù)均顯著為負，表明數(shù)字普惠金融能夠緩解收入不平等和流動性約束。由表5第（3）和（4）列回歸結(jié)果可知，收入不平等、流動性約束均與消費結(jié)構(gòu)升級不平等呈同向變動。結(jié)合上文機制分析，數(shù)字普惠金融能夠提高“長尾人群”的收入，并為其提供適合的金融資源，緩解其流動性約束，使得“長尾人群”當期及未來的可支配資金增加，進而提升“長尾人群”的消費欲望，使其擁有更多樣的消費選擇和做出更理性的消費行為，最終實現(xiàn)消費結(jié)構(gòu)的升級。因此，假說2和假說3得到驗證。

2. 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。本部分在基準回歸的基礎(chǔ)上分別加入家庭受教育程度、市場化水平與數(shù)字普惠金融指數(shù)的交乘項，以探討二者的調(diào)節(jié)效應(yīng)。家庭受教育程度采用家庭中財務(wù)回答人的受教育年限衡量，市場化水平采用王小魯?shù)龋?021）[28]編制的市場化進程得分來衡量，并參考以往研究（解學(xué)梅和朱琪瑋，2021）[29]將該指標擴充至2022年⑧。如表6回歸結(jié)果所示，兩組交乘項的系數(shù)均顯著為負，表明隨著家庭受教育程度和市場化水平的不斷提高，數(shù)字普惠金融對消費結(jié)構(gòu)升級不平等的緩解效果更明顯，假說4和假說5得到驗證。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1. 剔除直轄市樣本并改變樣本區(qū)間。由于直轄市在經(jīng)濟發(fā)展程度以及區(qū)位上具有特殊性，且2014年數(shù)字普惠金融的發(fā)展時間較短，自身發(fā)展不充分，可能會影響回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，因此，本部分剔除直轄市的家庭樣本，并將樣本年份改為2016年、2018年、2020年、2022年四年重新進行回歸。回歸結(jié)果如表7第（1）列所示，替換樣本后，數(shù)字普惠金融的回歸系數(shù)仍然顯著為負。

2. 替換被解釋變量。本部分采用泰爾指數(shù)替代基尼系數(shù)測度被解釋變量，回歸結(jié)果如表7第（2）列所示，數(shù)字普惠金融回歸系數(shù)仍然顯著為負。

3. 替換模型。由于被解釋變量基尼系數(shù)是受限因變量，因此，本部分采用tobit模型進行回歸，回歸結(jié)果如表7第（3）列所示。更換模型后數(shù)字普惠金融的系數(shù)仍然顯著為負，表明本文回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

4. 檢驗中介變量的合理性。學(xué)者們對于數(shù)字普惠金融是否存在顯著的“馬太效應(yīng)”觀點并不統(tǒng)一，部分學(xué)者認為數(shù)字普惠金融的發(fā)展存在“馬太效應(yīng)”，即數(shù)字普惠金融會讓金融資源向高收入群體傾斜，反而不利于低收入群體的收入增長（劉成奎等，2024；王修華和趙亞雄，2020）[13 ，30]。也有部分學(xué)者認為數(shù)字普惠金融的增收效應(yīng)在低收入群體中更加顯著，有利于緩解居民的收入不平等，實現(xiàn)包容性增長（楊望等，2024；張勛等，2019；周利等，2020）[12，17，18]。因此，本部分進行分樣本回歸，以檢驗收入不平等和流動性約束的中介作用。

對于收入不平等的檢驗，本部分參考已有研究（王修華和趙亞雄，2020）[30]，根據(jù)CFPS提供的家庭純收入指標，將低于全部家庭純收入10%分位數(shù)的樣本劃分為貧困家庭，其余為非貧困家庭。對于流動性約束的檢驗，本部分參考易行健和周利（2018）[24]的研究，采用家庭流動性資產(chǎn)來衡量家庭受到的流動性約束，按流動性資產(chǎn)規(guī)模從小到大分成三個子樣本。家庭流動性資產(chǎn)越少，代表家庭所受到的流動性約束越大，反之則越小。為進一步探究分組回歸系數(shù)差異性，本部分進行了chow檢驗，結(jié)果均在1%的水平上顯著，表明子樣本在回歸系數(shù)上存在著顯著差異。由表8可知，數(shù)字普惠金融對于貧困家庭的增收效應(yīng)大于非貧困家庭，即對收入不平等能夠起到緩解作用；數(shù)字普惠金融對受到流動性約束越大的家庭的緩解效應(yīng)越強。這得益于數(shù)字普惠金融能夠克服傳統(tǒng)金融“嫌貧愛富”的缺點，為大量弱勢群體提供金融服務(wù)，降低了信貸約束。這會為原本被傳統(tǒng)金融排斥的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)者提供充足的資金，實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)機會的均等化，進而實現(xiàn)收入的均等化（張勛等，2019）[17]。綜上所述，數(shù)字普惠金融能夠緩解收入不平等和流動性約束，進而緩解消費結(jié)構(gòu)升級不平等，中介效應(yīng)檢驗的結(jié)果是穩(wěn)健的。

（五）異質(zhì)性分析

1. 分維度異質(zhì)性。由表9回歸結(jié)果可知，三個子維度的回歸系數(shù)均顯著為負。覆蓋廣度主要衡量數(shù)字普惠金融的普及程度，覆蓋廣度越大，“長尾人群”獲得金融服務(wù)的機會越大，越能緩解消費結(jié)構(gòu)升級不平等。使用深度指標涵蓋支付、基金、信貸、保險等金融服務(wù)，主要衡量數(shù)字普惠金融提供的各項服務(wù)的發(fā)展水平。使用深度指標提高，“長尾人群”所能享受到的金融服務(wù)就更多樣且更有針對性，對于消費結(jié)構(gòu)升級不平等的緩解效果更顯著。數(shù)字化程度主要衡量居民享受金融服務(wù)的便利性和移動性等，數(shù)字化程度的加深能顯著降低“長尾人群”的消費成本，抑制消費結(jié)構(gòu)升級不平等。從三個維度估計結(jié)果的對比來看，覆蓋廣度系數(shù)的絕對值高于其余兩者的絕對值，說明覆蓋廣度產(chǎn)生的影響是最大的。

2. 分區(qū)域異質(zhì)性。由于我國幅員遼闊，且存在著區(qū)域發(fā)展不平衡的問題，為了進一步研究數(shù)字普惠金融在不同區(qū)域間產(chǎn)生的差異化影響，本文將樣本中25個省份劃分為東部、中部、西部三個子樣本⑨，并對三個區(qū)域分別進行回歸，結(jié)果如表10所示。為進一步探究分組回歸系數(shù)差異性，本部分及下文均進行了chow檢驗，結(jié)果均在1%的水平上顯著，表明各部分子樣本在回歸系數(shù)上存在著顯著差異。在東部地區(qū)，數(shù)字普惠金融指數(shù)的系數(shù)絕對值較小，中部地區(qū)系數(shù)絕對值稍大，西部地區(qū)系數(shù)絕對值最大。

原因可能主要是數(shù)字普惠金融產(chǎn)生的影響在一定程度上與地區(qū)本身的經(jīng)濟和金融發(fā)展程度相關(guān)。東部區(qū)域多為沿海省份，經(jīng)濟發(fā)達，金融服務(wù)框架完善，居民普遍有良好的金融與數(shù)字素養(yǎng)，消費結(jié)構(gòu)升級不平等程度本身相對較小，因此，在東部地區(qū)數(shù)字普惠金融對消費結(jié)構(gòu)升級不平等的影響效應(yīng)有限。相比于東中部，西部地區(qū)經(jīng)濟和金融發(fā)展水平較為落后，數(shù)字普惠金融的普及很大程度上能夠彌補傳統(tǒng)金融的不足之處，故對西部地區(qū)消費結(jié)構(gòu)升級不平等的影響十分顯著。中部地區(qū)經(jīng)濟和金融發(fā)展程度介于東部和西部地區(qū)之間，因此，影響程度也介于二者之間。由此可知，數(shù)字普惠金融的不斷深化更能彌補經(jīng)濟水平落后和傳統(tǒng)金融發(fā)展不完善造成的消費結(jié)構(gòu)升級不平等現(xiàn)象。

3. 城鄉(xiāng)家庭異質(zhì)性。本文將總樣本分為城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭兩個子樣本，回歸結(jié)果如表11所示。數(shù)字普惠金融在農(nóng)村家庭中產(chǎn)生的效果比城鎮(zhèn)家庭更明顯，原因是傳統(tǒng)金融對于農(nóng)村的傾斜程度遠低于城鎮(zhèn)，數(shù)字普惠金融的飛速發(fā)展能夠拓寬農(nóng)村居民的信息渠道，使得農(nóng)村居民能夠以較低的成本便利地獲得金融資源，極大地提升農(nóng)村居民的收入并緩解了農(nóng)村居民的流動性約束，激發(fā)消費潛力，緩解農(nóng)村居民消費結(jié)構(gòu)升級不平等。

4. 收入水平異質(zhì)性。本部分將樣本家庭按家庭人均收入進行排序，并將整個樣本三等分，家庭人均收入最低的一份劃分為低收入家庭，家庭人均收入最高的一份劃分為高收入家庭，其余為中等收入家庭，分別進行回歸分析，回歸結(jié)果見表12。三列的系數(shù)均顯著為負，但低收入家庭的系數(shù)絕對值最大，其次是中等收入家庭，最后是高收入家庭。這表明收入水平越低的家庭，數(shù)字普惠金融起到的緩解作用越顯著。

六、主要結(jié)論與政策建議

（一）主要結(jié)論

本文使用CFPS面板數(shù)據(jù)，利用雙向固定效應(yīng)模型，從不平等視角分析了數(shù)字普惠金融對消費結(jié)構(gòu)升級的影響。研究發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融的發(fā)展能夠緩解消費結(jié)構(gòu)升級不平等，并且這種緩解效應(yīng)以收入不平等和流動性約束作為中介，受到家庭受教育程度和市場化水平的調(diào)節(jié)。異質(zhì)性分析表明，數(shù)字普惠金融的三個子維度均能緩解消費結(jié)構(gòu)升級不平等，其中覆蓋廣度產(chǎn)生的影響最大；數(shù)字普惠金融對西部地區(qū)、農(nóng)村地區(qū)以及低收入家庭的作用效果要強于東中部地區(qū)、城鎮(zhèn)地區(qū)以及中高收入家庭。

（二）政策建議

基于以上結(jié)論，本文提出以下政策建議：

第一，完善數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。本文研究表明，數(shù)字普惠金融覆蓋廣度的提升起到的作用最大，然而當前我國部分落后地區(qū)居民仍沒有移動數(shù)據(jù)終端。在數(shù)字普惠金融難以普及到的地區(qū)，傳統(tǒng)金融機構(gòu)也同樣無法覆蓋，這就意味著這些地區(qū)的居民很難享受到便捷、低成本的金融服務(wù)，消費結(jié)構(gòu)升級緩慢。因此，政府應(yīng)為相關(guān)企業(yè)完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)提供便利，如開展基站設(shè)立、無線信號覆蓋加強等工程，切實推動數(shù)字普惠金融發(fā)展。

第二，提升居民整體受教育水平，提高居民的金融與數(shù)字素養(yǎng)。數(shù)字普惠金融的傳播不僅依賴于供給側(cè)，需求側(cè)對于數(shù)字普惠金融的接受度也同樣重要。部分居民由于缺乏相關(guān)金融與數(shù)字素養(yǎng)，對數(shù)字普惠金融在一定程度上產(chǎn)生了排斥。因此，政府和銀行應(yīng)該加大對數(shù)字普惠金融的宣傳力度，提高居民的金融素養(yǎng)與數(shù)字素養(yǎng)，消除居民的排斥心理。

第三，提高市場化水平。市場化水平的提升能夠提高數(shù)字普惠金融的資源配置效率，加快信息傳播速度，避免因信息不對稱而造成“長尾人群”的消費欲望降低。政府應(yīng)因地制宜，激發(fā)市場自身活力，保障供給側(cè)和需求側(cè)的權(quán)益，推進數(shù)字普惠金融發(fā)展以促進消費結(jié)構(gòu)升級的平等化。

第四，鑒于數(shù)字普惠金融在緩解農(nóng)村地區(qū)、西部地區(qū)以及低收入家庭的消費結(jié)構(gòu)升級不平等上的效果更為顯著，因此，政府應(yīng)該在政策制定上向弱勢群體傾斜，提升數(shù)字普惠金融對消費結(jié)構(gòu)升級不平等的作用效果。一方面，政府應(yīng)出臺相關(guān)政策引導(dǎo)金融機構(gòu)向弱勢群體提供信貸、保險、理財?shù)冉鹑谫Y源；另一方面，銀行自身也應(yīng)利用大數(shù)據(jù)等技術(shù)詳細分析弱勢群體的金融需求，并有針對性地提供金融服務(wù)。

注：

①本部分數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行《2023年支付體系運行總體情況》。

②CFPS每兩年進行一次跟蹤調(diào)查，覆蓋25個省（自治區(qū)、直轄市）。

③參照國家統(tǒng)計局2013年發(fā)布的《居民消費支出分類》。

④權(quán)重為家庭可支配收入占總體可支配收入的比重。

⑤為使量綱統(tǒng)一，本文在回歸中對數(shù)字普惠金融指數(shù)、三個子維度指數(shù)、家庭純收入和家庭凈資產(chǎn)除以100處理。

⑥CFPS數(shù)據(jù)中已經(jīng)將居民受教育程度折算成受教育年限，故本文采用家庭中財務(wù)回答人的受教育年限來衡量家庭受教育程度。

⑦由于流動性約束為虛擬變量，此處采用probit模型進行回歸。

⑧由于市場化進程得分指標僅公布至2019年，故本文用歷年數(shù)據(jù)的年平均增長幅度來計算2020—2022年的指標。

⑨東部地區(qū)包括北京市、天津市、河北省、遼寧省、江蘇省、浙江省、上海市、福建省、山東省、廣東省，中部地區(qū)包括山西省、吉林省、黑龍江省、安徽省、江西省、河南省、湖北省、湖南省，西部地區(qū)包括四川省、重慶市、貴州省、云南省、陜西省、甘肅省、廣西壯族自治區(qū)。

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