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村地區(qū)，緩解農村居民的金融排斥，為農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)，構建固定效應模型，對數(shù)字普惠金融對農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，提高農村居民數(shù)字普惠金融素養(yǎng)，擴大農村居民消費有效需求，完善農村社會信用環(huán)境等方面提升數(shù)字普惠金融對農村居民消費的促進作用。

關鍵詞：數(shù)字普惠金融 農村居民消費 區(qū)域異質性 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”問題的解決關系著我國未來經(jīng)濟的發(fā)展，其中農民問題的解決尤為重要，因此刺激農村居民消費對內循環(huán)建設尤為關鍵。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)字技術的結合使其兼具了數(shù)字技術的便利性、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)字普惠金融影響農村居民消費的機理分析

（一）數(shù)字普惠金融影響農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，增加了農村居民獲得信貸的渠道。

3.數(shù)字保險。數(shù)字技術的發(fā)展創(chuàng)造了大量的數(shù)字保險產(chǎn)品，提高了農村居民數(shù)字保險服務的便利性和可用性，擴大了農村保險業(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，打破農村居民獲取金融理財服務的壁壘，拓寬農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)農村居民消費的影響存在區(qū)域異質性，且可能出現(xiàn)抑制作用。

假設3：數(shù)字普惠金融存在以農村居民人均可支配收入作為中介變量，促進農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)字普惠金融對農村居民消費影響的直接效應實證分析

（一）構建固定效應模型

（二）變量選取

1.因變量（被解釋變量）C表示農村居民消費水平，并采用國家統(tǒng)計局農村人均消費支出進行衡量，為了消除異方差的影響，農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）表示農村人均可支配收入；YR（YOUNGRATE）表示農村少兒人口撫養(yǎng)比；OR（OLDRATE）表示農村老年人口撫養(yǎng)比。農村少兒人口撫養(yǎng)比是指農村人口中少年兒童人口數(shù)與農村勞動年齡人口數(shù)之比，計算公式YR=（農村0—14歲少年兒童人口數(shù)/農村勞動年齡人口數(shù)）*100%。農村老年人口撫養(yǎng)比是指農村人口中老年人口數(shù)與農村勞動年齡人口數(shù)之比，

計算公式OR=（65歲及以上農村居民人口數(shù)）/（14—64歲農村居民勞動人口數(shù)）×100%。RR（Realrate）表示實際利率。RR=（一年期銀行存款利率-CPI）×100%。在計量模型中農村少兒人口撫養(yǎng)比、農村老年人口撫養(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)的農村居民消費數(shù)據(jù)，關鍵解釋變量（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。由于農村居民人均可支配收入、農村居民人均消費統(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）實證結果分析

1.基準回歸結果

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)展會對全國農村居民消費產(chǎn)生顯著促進作用得到驗證。

2.區(qū)域異質性分析。

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)對農村居民的消費的影響可能存在區(qū)域異質性。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。從回歸結果來看，數(shù)字普惠金融發(fā)展對東、西部地區(qū)農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，中部地區(qū)農村居民接受新事物較慢，消費觀念轉變跟不上數(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)結果差異原因可能在于，東部沿海地區(qū)，農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)字普惠對農村居民消費影響的中介效應實證分析

（一）構建中介效應模型

根據(jù)上述實證研究，數(shù)字普惠金融對農村居民消費存在影響，而農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村居民收入，從而促進農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，因此構建中介效應模型如下，

（二）中介效應檢驗結果分析

本文采用逐步回歸中介效應法，分別以農村居民人均可支配收入檢驗數(shù)字普惠金融對農村居民消費的中介機制，結果如下。根據(jù)表3，列（1）中數(shù)字普惠金融發(fā)展對農村居民消費支出在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)字普惠金融對農村居民人均可支配收入呈顯著正相關，即β具有顯著性；列（3）中可以看出，農村居民人均可支配收入與農村居民消費具有顯著正相關關系，而數(shù)字普惠金融對農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)字普惠金融對農村居民消費的影響，可以完全通過促進農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果的穩(wěn)健性，本文將采用變量替換法，用被解釋變量農村居民消費率替代農村居民消費支出對數(shù)，農村人均可支配收入增長率替代農村人均可支配收入對數(shù)，其中農村居民消費率表示的是農村居民人均消費支出與人均國內生產(chǎn)總值的比例，農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%，農村居民消費率隨之增加0.045%，與前文基準檢驗結果一致。列（2）東部地區(qū)數(shù)字普惠金融可以顯著促進農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)農村居民消費將隨著增加0.063%，與基準檢驗結果基本一致。而列（4）穩(wěn)健性檢驗結果顯著正相關，表明西部地區(qū)農村居民消費率隨數(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、結論及對策建議

研究在分析數(shù)字普惠金融對農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、中部和西部農村人口消費水平存在區(qū)域差異。從影響西部農村消費的角度看，“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，影響農村居民的消費。

基于上述數(shù)字普惠金融對農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；通過提高農村居民數(shù)字普惠金融素養(yǎng)以及轉變農村居民消費觀念、提倡新消費模式等方式擴大農村居民有效需求；完善農村社會信用環(huán)境以及等方面進一步提升數(shù)字普惠金融對農村居民消費的促進作用。

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（作者單位：湖南農業(yè)大學經(jīng)濟學院）

責任編輯：李麗君