蔡洋萍 楊志浩 段玉婷

摘要：數(shù)字普惠金融利用數(shù)字技術(shù)放大了金融的普惠性，拓寬金融服務觸角，使金融服務下沉至農(nóng)村地區(qū)，緩解農(nóng)村居民的金融排斥，為農(nóng)村居民消費的釋放提供推動力。本文基于數(shù)字普惠金融影響農(nóng)村居民消費的機理分析，利用全國31省2013-2020年的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建固定效應模型，對數(shù)字普惠金融對農(nóng)村居民消費的影響進行實證研究。建議從加強數(shù)字普惠金融基礎建設，提高農(nóng)村居民數(shù)字普惠金融素養(yǎng)，擴大農(nóng)村居民消費有效需求，完善農(nóng)村社會信用環(huán)境等方面提升數(shù)字普惠金融對農(nóng)村居民消費的促進作用。

關(guān)鍵詞：數(shù)字普惠金融 農(nóng)村居民消費 區(qū)域異質(zhì)性 中介效應

*項目來源：本文系2021年湖南省教育廳重點項目（21A0122）“數(shù)字普惠金融支持我國農(nóng)村居民消費升級的機制及路徑研究”階段性成果。

鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略指出，“三農(nóng)”問題的解決關(guān)系著我國未來經(jīng)濟的發(fā)展，其中農(nóng)民問題的解決尤為重要，因此刺激農(nóng)村居民消費對內(nèi)循環(huán)建設尤為關(guān)鍵。根據(jù)國家統(tǒng)計局2015-2021年統(tǒng)計數(shù)據(jù)計算可知，六年間農(nóng)村居民消費傾向上升3.32個百分點，2021年高達84.07%，而城鎮(zhèn)居民消費傾向卻呈下降趨勢，從68.56%下降到63.92%，可見由于隨著收入增加，相較于城鎮(zhèn)居民，農(nóng)村居民增加消費的比例加大。2016年在杭州的G20峰會上，我國正式提出倡議利用數(shù)字技術(shù)發(fā)展普惠金融，以此引出“數(shù)字普惠金融”的概念。普惠金融與數(shù)字技術(shù)的結(jié)合使其兼具了數(shù)字技術(shù)的便利性、高效性等，降低了信息的不對稱性，延伸了金融觸角，使更多長尾群體容易地獲得得金融服務。

一、數(shù)字普惠金融影響農(nóng)村居民消費的機理分析

（一）數(shù)字普惠金融影響農(nóng)村居民消費的直接效應

1.數(shù)字化支付。數(shù)字化支付的發(fā)展，在提高居民支付的便捷性的同時改變農(nóng)村居民的消費習慣，從而促進居民消費水平的提高。主要體現(xiàn)在以下幾個方面：其一，使用數(shù)字化支付方式消費可以避免因攜帶現(xiàn)金不足而抑制消費的情況發(fā)生，增加了隨機消費的可能，對消費有一定的刺激作用；其次，數(shù)字化支付具有交易高效的特點，可以節(jié)約交易時間、減少交易成本，具有促進消費的作用；其三，數(shù)字支付突破了空間限制，優(yōu)化了居民消費的體驗感，為跨區(qū)域消費、刺激居民消費奠定了基礎；最后，數(shù)字化支付能夠帶給消費者不同于現(xiàn)金支付的心理體驗，根據(jù)Thaler的“心理賬戶”理論可知消費者使用數(shù)字支付時，比使用現(xiàn)金時更容易接受交易，因此，數(shù)字支付刺激了農(nóng)村地區(qū)的消費。

2.數(shù)字消費信貸。數(shù)字普惠金融系統(tǒng)的發(fā)展，擴大了農(nóng)村居民獲得信貸服務的途徑，提升他們獲得金融服務的可得性，在一定程度上緩解了流動性問題，例如螞蟻花唄、京東白條等跨期消費工具的使用，緩解了農(nóng)村居民流動性約束問題，刺激了消費者的消費需求。消費信貸影響消費的方式有兩種：一是根據(jù)流動性約束理論，增加消費信貸，緩解了消費者流動性約束的問題，擴大了消費者的消費預算，進而促進消費；二是根據(jù)生命周期理論，消費信貸可以實現(xiàn)未來收入的跨期分配，增加其當前的消費預算，在一定程度上解決消費者的跨期消費問題，實現(xiàn)消費的整體效益最大化。此外，普惠數(shù)字金融的發(fā)展擴大了覆蓋面，改善了金融服務的可用性，增加了農(nóng)村居民獲得信貸的渠道。

3.數(shù)字保險。數(shù)字技術(shù)的發(fā)展創(chuàng)造了大量的數(shù)字保險產(chǎn)品，提高了農(nóng)村居民數(shù)字保險服務的便利性和可用性，擴大了農(nóng)村保險業(yè)務的覆蓋范圍。保險作為一種重要的風險對沖工具，可以降低未來收入以及風險的不確定性，從而減少其儲蓄而增加消費支出。例如，養(yǎng)老保險與失業(yè)保險能夠保障居民在未來失業(yè)或者老年時擁有穩(wěn)定的收入；醫(yī)療保險和意外傷害險能夠減輕農(nóng)村居民在發(fā)生事故時的經(jīng)濟壓力。

4.數(shù)字理財。數(shù)字理財?shù)陌l(fā)展撕掉了傳統(tǒng)理財服務的“貴族”標簽，使投資理財服務更加“接地氣”。數(shù)字理財服務便利、高效，產(chǎn)品種類豐富、可得性高，打破農(nóng)村居民獲取金融理財服務的壁壘，拓寬農(nóng)村居民財富增值服務的獲取途徑。根據(jù)金融資產(chǎn)的收入效應，居民在投資有股利、分紅等的資產(chǎn)條件下，可以獲得穩(wěn)定性資產(chǎn)收入。另外，根據(jù)金融資產(chǎn)財富效應可知，投資者金融資產(chǎn)賬面價值也會影響居民消費，即由于金融資產(chǎn)價格與賬面價值具有同向變化關(guān)系，金融資產(chǎn)價格的上升意味著金融財富的增加，從而刺激金融資產(chǎn)的持有人增加消費。（見圖1）

（二）數(shù)字普惠金融影響農(nóng)村居民消費的中介效應

二、研究假設

通過上述分析，數(shù)字普惠金融能夠從發(fā)展數(shù)字化支付、消費信貸、數(shù)字保險以及數(shù)字理財?shù)却龠M農(nóng)村居民消費水平的提升，從邏輯上厘清了數(shù)字普惠金融對農(nóng)村居民消費的影響機理，為找到實證證據(jù)，進一步證明其二者之間的影響關(guān)系，本文提出以下假設：

假設1：數(shù)字普惠金融的發(fā)展對全國農(nóng)村居民消費具有促進作用。

假設2：數(shù)字普惠金融對東中西部地區(qū)農(nóng)村居民消費的影響存在區(qū)域異質(zhì)性，且可能出現(xiàn)抑制作用。

假設3：數(shù)字普惠金融存在以農(nóng)村居民人均可支配收入作為中介變量，促進農(nóng)村居民消費水平提高的影響路徑，且其中介效應存在差異性。

三、數(shù)字普惠金融對農(nóng)村居民消費影響的直接效應實證分析

（一）構(gòu)建固定效應模型

（二）變量選取

1.因變量（被解釋變量）C表示農(nóng)村居民消費水平，并采用國家統(tǒng)計局農(nóng)村人均消費支出進行衡量，為了消除異方差的影響，農(nóng)村居民消費水平在模型中以對數(shù)形式引入。

2.自變量（解釋變量）Dig表示數(shù)字普惠金融指數(shù)，采用相同的方式對數(shù)化處理。

3.中介變量INC表示農(nóng)村居民人均可支配收入，WI表示工資性收入，NIF表示財產(chǎn)凈收入，NOI表示經(jīng)營凈收入，NIT表示轉(zhuǎn)移凈收入，同樣采用對數(shù)化處理引入模型。

4.控制變量INC（INCOME）表示農(nóng)村人均可支配收入；YR（YOUNGRATE）表示農(nóng)村少兒人口撫養(yǎng)比；OR（OLDRATE）表示農(nóng)村老年人口撫養(yǎng)比。農(nóng)村少兒人口撫養(yǎng)比是指農(nóng)村人口中少年兒童人口數(shù)與農(nóng)村勞動年齡人口數(shù)之比，計算公式Y(jié)R=（農(nóng)村0—14歲少年兒童人口數(shù)/農(nóng)村勞動年齡人口數(shù)）*100%。農(nóng)村老年人口撫養(yǎng)比是指農(nóng)村人口中老年人口數(shù)與農(nóng)村勞動年齡人口數(shù)之比，

計算公式OR=（65歲及以上農(nóng)村居民人口數(shù)）/（14—64歲農(nóng)村居民勞動人口數(shù)）×100%。RR（Realrate）表示實際利率。RR=（一年期銀行存款利率-CPI）×100%。在計量模型中農(nóng)村少兒人口撫養(yǎng)比、農(nóng)村老年人口撫養(yǎng)比、實際利率皆乘以100后引入。對所有涉及價格因素的數(shù)據(jù)均在消除通貨膨脹影響后引入。

（三）數(shù)據(jù)來源

研究選取2013-2020年我國31個省市自治區(qū)的農(nóng)村居民消費數(shù)據(jù)，關(guān)鍵解釋變量（數(shù)字普惠金融發(fā)展指數(shù)）選取2013-2020年由北京大學數(shù)字金融研究中心測算公布的數(shù)據(jù)，其余變量數(shù)據(jù)及其計算的基礎數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局的年度統(tǒng)計數(shù)據(jù)。本文實證分析所用計量軟件為stata14。由于農(nóng)村居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均消費統(tǒng)計口徑在2012-2013年間發(fā)生變化，為保證數(shù)據(jù)的科學合理性，因此選擇2013-2020年進行研究。

（四）實證結(jié)果分析

1.基準回歸結(jié)果

基于上述分析，本文最終采用固定效應模型進行回歸分析。為了消除遺漏變量的影響采取逐步回歸法，即在對解釋變量與被解釋變量進行回歸分析時，本文通過逐步添加控制變量進行多次回歸分析的方法，對數(shù)字普惠金融對農(nóng)村居民消費的影響進行分析，通過觀察本文研究核心解釋變量的系數(shù)即coef.值的變化進行分析。根據(jù)表1可知，在列（1）中，僅添加數(shù)字普惠金融指數(shù)對數(shù)進行回歸時，其系數(shù)為0.698，在置信區(qū)間1%上顯著；在列（2）中引入收入對數(shù)時，數(shù)字普惠金融指數(shù)的系數(shù)有大幅度下降，幅度為0.52，但顯著水平不變，依舊在1%的置信區(qū)間顯著，這表明收入水平對農(nóng)村居民消費支出的影響是絕對的，實證研究時不可將其忽略；在列（3）-（5）中，本文逐步添加老年撫養(yǎng)比、少兒撫養(yǎng)比以及實際利率進行回歸分析，可以觀察到lndig的回歸系數(shù)保持在1%的顯著水平上，其數(shù)值也較為穩(wěn)定，說明回歸結(jié)果比較穩(wěn)健。列（5）中數(shù)字普惠金融指數(shù)對數(shù)的系數(shù)為0.188，且在1%的水平上顯著，表明數(shù)字普惠金融指數(shù)每上升1個百分點，農(nóng)村居民消費水平很可能上升0.188%，因此假設1中數(shù)字普惠金融的發(fā)展會對全國農(nóng)村居民消費產(chǎn)生顯著促進作用得到驗證。

2.區(qū)域異質(zhì)性分析。

由于我國土地寬廣，人口眾多以及文化多樣，不同區(qū)域的資源條件、經(jīng)濟發(fā)展水平、思想觀念以及傳統(tǒng)習俗等存在著較大差異，因此數(shù)字普惠金融發(fā)展程度也有所不同，各地區(qū)對農(nóng)村居民的消費的影響可能存在區(qū)域異質(zhì)性。為驗證假設2，本文進行了表2的回歸，列（1）-（3）分別是對東中西部子樣本的回歸分析。從回歸結(jié)果來看，數(shù)字普惠金融發(fā)展對東、西部地區(qū)農(nóng)村居民消費存在正向影響，其中東部地區(qū)系數(shù)為0.241，但并不顯著；對西部地區(qū)來說，系數(shù)為0.149，且在5%的水平顯著，表明每當數(shù)字普惠金融提升1%的水平，西部地區(qū)農(nóng)村居民消費會增加0.149個百分點；而對中部地區(qū)可能存在負向影響，其系數(shù)為-0.024，說明在中部地區(qū)可能存在著，農(nóng)村居民消費水平隨著數(shù)字普惠金融的發(fā)展而降低，原因可能在于在數(shù)字普惠金融大力發(fā)展的同時，消費的促進還需要消費者認知能力的提高與之相協(xié)調(diào)，中部地區(qū)農(nóng)村居民接受新事物較慢，消費觀念轉(zhuǎn)變跟不上數(shù)字普惠金融發(fā)展的速度，出現(xiàn)二者的不協(xié)調(diào)發(fā)展時其效果就可能受到制約，從而減少消費支出。東中部地區(qū)結(jié)果差異原因可能在于，東部沿海地區(qū)，農(nóng)村居民接觸新事物以及接受新事物能力較好，從而使得兩個地區(qū)農(nóng)村居民對數(shù)字普惠金融的認知存在差異。假設2得到驗證。

四、數(shù)字普惠對農(nóng)村居民消費影響的中介效應實證分析

（一）構(gòu)建中介效應模型

根據(jù)上述實證研究，數(shù)字普惠金融對農(nóng)村居民消費存在影響，而農(nóng)村居民的消費水平與收入存在密切聯(lián)系，一般來說隨著收入的增加，其消費水平也會提高；同時，數(shù)字普惠金融在農(nóng)村地區(qū)的發(fā)展，會推動當?shù)亟?jīng)濟的增長，從而增加當?shù)鼐用竦氖杖?，因此為驗證數(shù)字普惠金融通過增加農(nóng)村居民收入，從而促進農(nóng)村居民消費的影響路徑的存在，進行以下實證分析。根據(jù)前文基準回歸可知，數(shù)字普惠金融對農(nóng)村居民消費存在顯著正向影響，初步滿足中介效應檢驗要求，因此構(gòu)建中介效應模型如下，

（二）中介效應檢驗結(jié)果分析

本文采用逐步回歸中介效應法，分別以農(nóng)村居民人均可支配收入檢驗數(shù)字普惠金融對農(nóng)村居民消費的中介機制，結(jié)果如下。根據(jù)表3，列（1）中數(shù)字普惠金融發(fā)展對農(nóng)村居民消費支出在1%顯著性水平下具有正向影響，即α具有顯著性；列（2）中數(shù)字普惠金融對農(nóng)村居民人均可支配收入呈顯著正相關(guān)，即β具有顯著性；列（3）中可以看出，農(nóng)村居民人均可支配收入與農(nóng)村居民消費具有顯著正相關(guān)關(guān)系，而數(shù)字普惠金融對農(nóng)村居民消費的影響不具有顯著性，即α1不顯著，而γ顯著；這說明數(shù)字普惠金融對農(nóng)村居民消費的影響，可以完全通過促進農(nóng)村居民人居可支配收入的增加來實現(xiàn)，具有完全中介效應。

五、穩(wěn)健性檢驗

為進一步檢驗前述結(jié)果的穩(wěn)健性，本文將采用變量替換法，用被解釋變量農(nóng)村居民消費率替代農(nóng)村居民消費支出對數(shù)，農(nóng)村人均可支配收入增長率替代農(nóng)村人均可支配收入對數(shù)，其中農(nóng)村居民消費率表示的是農(nóng)村居民人均消費支出與人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的比例，農(nóng)村人均可支配收入增長率表示的是，以各省2013年收入為基期計算的去除通貨膨脹因素的增長率，計算公式為：現(xiàn)期數(shù)值/基期數(shù)值/相應的消費者價格指數(shù)-1。結(jié)果如下表4所示，列（1）中數(shù)字普惠金融指數(shù)在1%的置信區(qū)間顯著，其中數(shù)字普惠金融系數(shù)為0.045，表明每當數(shù)字普惠金融上升1%，農(nóng)村居民消費率隨之增加0.045%，與前文基準檢驗結(jié)果一致。列（2）東部地區(qū)數(shù)字普惠金融可以顯著促進農(nóng)村居民消費水平的提升，其系數(shù)為0.063，表明數(shù)字普惠金融指數(shù)對數(shù)每提高1%，東部地區(qū)農(nóng)村居民消費將隨著增加0.063%，與基準檢驗結(jié)果基本一致。而列（4）穩(wěn)健性檢驗結(jié)果顯著正相關(guān)，表明西部地區(qū)農(nóng)村居民消費率隨數(shù)字普惠金融每提高一個百分點而增加0.033%，影響方向與前文一致，因此也是相對穩(wěn)健的。

六、結(jié)論及對策建議

研究在分析數(shù)字普惠金融對農(nóng)村居民消費影響機理的基礎上，選取2013-2020年全國31省的數(shù)字普惠金融指標數(shù)據(jù)以及農(nóng)村居民消費數(shù)據(jù)，建立面板數(shù)據(jù)，并采用固定效應模型、中介效應模型實證分析對數(shù)字普惠金融對農(nóng)村居民消費的影響研究發(fā)現(xiàn)：

首先，通過逐步增加控制變量進行方程式基準回歸，從全國整體來看，數(shù)字普惠融資可以對農(nóng)村消費產(chǎn)生顯著的積極影響，說明大力發(fā)展數(shù)字普惠金融能夠從全國整體的層面上，刺激居民消費。

其次，在區(qū)域差異性方面，東部、中部和西部農(nóng)村人口消費水平存在區(qū)域差異。從影響西部農(nóng)村消費的角度看，“數(shù)字普惠”的影響產(chǎn)生了明顯的積極效應。這可能是因為數(shù)字普惠金融系統(tǒng)在西部的發(fā)展能夠較好地緩解西部地區(qū)農(nóng)村居民的金融排斥問題，使其能夠更容易獲取需要的金融服務，因此數(shù)字包容性金融工具對西部農(nóng)村人口消費的影響較為明顯。

另外，從中間效應的角度來看，研究表明，可以將人均可支配收入視為中間變量；其次，農(nóng)村居民人均可支配收入對普惠數(shù)字金融路徑具有完全的中介效應，影響農(nóng)村居民的消費。

基于上述數(shù)字普惠金融對農(nóng)村居民消費影響的機理與實證分析，可以從加強數(shù)字普惠金融基礎建設、完善數(shù)字普惠金融服務體系以及加強數(shù)字普惠金融人才建設方面來增強數(shù)字普惠金融供給能力；通過提高農(nóng)村居民數(shù)字普惠金融素養(yǎng)以及轉(zhuǎn)變農(nóng)村居民消費觀念、提倡新消費模式等方式擴大農(nóng)村居民有效需求；完善農(nóng)村社會信用環(huán)境以及等方面進一步提升數(shù)字普惠金融對農(nóng)村居民消費的促進作用。

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（作者單位：湖南農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟學院）

責任編輯：李麗君