李健LⅠJian

（安徽財經(jīng)大學財政與公共管理學院，蚌埠 233000）

1 文獻回顧與理論假說

2019 年2 月，中共中央國務院發(fā)布的《關于金融服務鄉(xiāng)村振興的指導意見》提出[1]，要繼續(xù)推進我國農(nóng)村數(shù)字普惠金融進程，鼓勵農(nóng)村金融產(chǎn)品創(chuàng)新，提高金融發(fā)展效率，支持農(nóng)村建設服務，適應農(nóng)村發(fā)展。在此背景下，研究數(shù)字普惠金融發(fā)展對鄉(xiāng)村振興的影響，對于我國全面實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興目標具有重要的理論和現(xiàn)實意義[2]。

目前，我國居民消費水平的低迷一定程度上阻礙了我國經(jīng)濟發(fā)展，我國亟需提升居民消費水平和轉(zhuǎn)變居民消費模式，實現(xiàn)居民消費轉(zhuǎn)型升級[3]。伴隨著數(shù)字經(jīng)濟在全國的盛行，數(shù)字普惠金融依托下先進的數(shù)字化技術和金融業(yè)的發(fā)展，極大降低了居民與金融機構的信息不對稱程度，提高了數(shù)字普惠金融的金融服務的覆蓋面，促進了居民消費，推動了國民經(jīng)濟發(fā)展。那么，數(shù)字普惠金融的發(fā)展能否對居民消費水平賦能增值？

目前，學者圍繞數(shù)字經(jīng)濟與居民消費等相關問題展開了一系列的研究，主要包括以下幾個方面。第一，數(shù)字經(jīng)濟下消費行為的變化（趙明輝，2018[4]；南永清等，2019[5]）。第二，數(shù)字經(jīng)濟下居民消費結構的變化（劉榮婷，2019[6]）。第三，數(shù)字經(jīng)濟下居民消費水平和能力的變化（鄒新月和王旺，2020[7]）。國內(nèi)對于數(shù)字經(jīng)濟與居民消費行為之間的研究仍然較少，大多數(shù)研究還是局限于城市和農(nóng)村居民之間的消費，對于農(nóng)村居民總體消費水平的研究依然缺乏。數(shù)字金融的包容性可以通過降低融資的門檻，減少居民面臨的消費限制，對直接影響居民消費的提高會產(chǎn)生影響。作為低收入階層的居民，因為個人有限的支付能力和信用條件，所以很難享受正式的服務。強烈的流動性限制了居民的現(xiàn)狀，居民消費依靠大數(shù)據(jù)和數(shù)字技術，數(shù)字金融大幅降低金融機構的服務成本，讓金融機構能夠充分應對諸多風險。居民可以通過信貸或其他手段籌集資金，降低流動性約束水平，增加消費，改善消費，促進消費升級。據(jù)此，本文提出如下假說：數(shù)字普惠金融顯著促進居民消費水平。

2 研究設計與實證檢驗

2.1 基準模型構建

其中，i 表示省份，t 表示年份；Cpi 表征居民消費水平；difi 代表數(shù)字普惠金融發(fā)展水平；X 為影響居民消費水平的系列因素，γ 表示控制變量的系數(shù)矩陣；μi、νt分別代表省份、時間固定效應；ζit為隨機擾動項。如果β1均顯著，說明數(shù)字普惠金融發(fā)展對居民消費存在顯著關系。

被解釋變量：居民消費價格指數(shù)（Cpi）；解釋變量：數(shù)字普惠金融指數(shù)（difi）來衡量數(shù)字普惠金融發(fā)展情況；控制變量：①人均收入水平（lnpgdp）采用人均國民生產(chǎn)總值的自然對數(shù)來衡量；②人力資本（lnstu）采用每萬人中擁有的在校大學生的數(shù)量的對數(shù)來衡量；③城鎮(zhèn)化水平（urb）采用年末某省份的城鎮(zhèn)人口占某省份年末總人口的比重來衡量；④金融發(fā)展水平（fin）采用金融機構存貸款和在GDP 中所占比值來衡量；⑤財政支出（gov）采用政府一般預算內(nèi)支出與GDP 比值來衡量。

研究數(shù)據(jù)來源有《國家統(tǒng)計局》、北京大學發(fā)布的數(shù)字普惠金融省級層面數(shù)據(jù)?？紤]到西藏地區(qū)的數(shù)據(jù)存在大量缺失值，僅保留我國30 個省份數(shù)據(jù)，跨度為2011-2018年，共240 個樣本量。

2.2 基準回歸及討論

根據(jù)公式（1），表1 為基準回歸的結果。本小節(jié)將采用逐步回歸法系統(tǒng)考察數(shù)字普惠金融發(fā)展對居民消費水平的影響程度。表1 中第（1）-（5）列估計都在控制地區(qū)固定效應和年份固定效應情況下進行，且R2均保持在0.98 左右，表明模型具有較強的解釋力度。當逐步加入控制變量后，核心解釋變量的估計系數(shù)始終在1%統(tǒng)計水平顯著為正，意味著數(shù)字普惠金融發(fā)展將顯著促進我國居民消費水平的提升。根據(jù)第（5）列估計結果，當控制變量全部加入情況下，核心解釋變量的估計系數(shù)顯著為正，且估計系數(shù)為0.030，這表明數(shù)字普惠金融顯著促進提升了居民消費水平。數(shù)字普惠金融發(fā)展水平每提高1，將促進我國居民消費水平提升0.03 個單位。這可能的解釋是，數(shù)字普惠金融可有效緩解居民融資約束等難題，有效降低了居民融資門檻，很好提高了居民收入，進而提升了居民消費水平。

表1 基準回歸結果

2.3 穩(wěn)健性檢驗

2.3.1 替換解釋變量

考慮到數(shù)字普惠金融子維度，選取數(shù)字普惠金融的子維度進行穩(wěn)健性檢驗。根據(jù)研究假說和公式（1），基于穩(wěn)健性考慮，表2 考察了覆蓋廣度、使用深度及數(shù)字支持服務程度對居民消費行為的影響，回歸結果顯示，數(shù)字普惠金融子維度的估計系數(shù)分別在1%、1%、5%的水平上顯著為正，說明三個維度的數(shù)字普惠金融指數(shù)對居民消費行為具有改善作用，其經(jīng)濟學含義：brd、dpth 和pay 每提高1，在平均意義上，會使居民消費指數(shù)分別提升0.013、0.025 和0.008 個單位。

表2 穩(wěn)健性檢驗一

2.3.2 系統(tǒng)GMM 估計

采用更換估計方法進行穩(wěn)健性檢驗，表3 報告了采用系統(tǒng)GMM 估計對數(shù)字普惠金融對居民消費水平的影響。表3 中居民消費水平的滯后項估計系數(shù)顯著為正，第（1）-（4）列的估計結果顯示，數(shù)字普惠金融以及數(shù)字普惠金融使用深度的估計系數(shù)顯著為正，表明數(shù)字普惠金融發(fā)展顯著促進了居民消費水平，這意味著在更換估計方法后，本文的研究結論仍然成立，表明模型具有一定的穩(wěn)健性。

表3 穩(wěn)健性檢驗二

2.4 內(nèi)生性處理

通過前一部分基準回歸的分析，能夠驗證數(shù)字普惠金融能顯著改善居民消費行為的研究假說?？紤]到當期的居民消費行為不會受到前一期數(shù)字普惠金融發(fā)展的影響，我們將核心解釋變量滯后一期進行處理進行估計。從表4 處理反向因果問題估計結果可以看出，第（1）-（4）列結果顯示，數(shù)字普惠金融發(fā)展指數(shù)、數(shù)字普惠金融的細分指數(shù)滯后一階的系數(shù)估計結果，其系數(shù)均在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，說明前一期的覆蓋廣度brd、使用深度dpth、數(shù)字化程度pay 與都對現(xiàn)期的居民消費行為產(chǎn)生明顯的促進作用。與前文的基準回歸結果一致。

表4 處理反向因果問題估計結果

3 影響機制及拓展分析

3.1 影響機制分析

借鑒相關文獻研究方法，采用中介效應模型就數(shù)字普惠金融發(fā)展對居民消費水平的內(nèi)在機制展開論述。

3.1.1 提高居民收入，刺激消費

表5第（1）至第（3）列報告了將居民人均收入水平作為中介變量的回歸估計結果?；貧w結果顯示，當模型中同時加入中介變量和解釋變量后，居民人均收入水平的估計系數(shù)在1%統(tǒng)計水平顯著為正，表明居民人均收入水平的提高將顯著促進居民消費水平的提升。通過數(shù)字普惠金融的估計系數(shù)從第（1）列的0.0302 變成第（3）列的0.0303，說明在加入中介變量后，位置右移，間接說明居民人均收入在數(shù)字普惠金融與居民消費水平之間起到遮掩效應。

表5 機制檢驗分析

3.1.2 縮小城鄉(xiāng)差距，刺激消費

表5第（4）至第（6）列報告了將城鄉(xiāng)收入差距作為中介變量的回歸估計結果?；貧w結果顯示，第（5）列數(shù)字普惠金融的估計系數(shù)在5%統(tǒng)計水平顯著為正，表明數(shù)字普惠金融發(fā)展顯著城鄉(xiāng)居民收入差距。當模型中同時加入中介變量和解釋變量后，城鄉(xiāng)收入差距的估計系數(shù)在5%統(tǒng)計水平顯著為正，表明縮小城鄉(xiāng)居民收入差距將顯著促進居民消費水平的提升。通過數(shù)字普惠金融的估計系數(shù)從第（4）列的0.0302 變成第（6）列的0.0279，說明在加入中介變量后，位置左移，間接說明城鄉(xiāng)收入差距的縮小在數(shù)字普惠金融與居民消費水平之間起到中介效應。

3.2 異質(zhì)性分析

3.2.1 區(qū)域異質(zhì)性分析

為了檢驗數(shù)字普惠金融對居民消費行為在不同的地理位置的影響。結果見表6 第（1）至第（3）列，分別匯報的是東部、中部和西部地區(qū)數(shù)字普惠金融對居民消費水平的影響?；貧w結果顯示東、中地區(qū)的數(shù)字普惠金融的估計系數(shù)均顯著為正，而對西部地區(qū)的估計系數(shù)顯著為正，估計系數(shù)分別為0.026、0.069 和0.004，這表明數(shù)字普惠金融發(fā)展每提高1，在平均意義上，將促進東、中部地區(qū)的居民消費水平提高0.026、0.069 和0.004 個單位，這意味著數(shù)字普惠金融對居民消費行為的效應在東、中、西部地區(qū)顯著，且數(shù)字普惠金融對東、中、西部地區(qū)居民消費水平的影響存在異質(zhì)性。

3.2.2 經(jīng)濟發(fā)展水平異質(zhì)性分析

為了檢驗數(shù)字普惠金融對居民消費行為在不同的經(jīng)濟發(fā)展水平地區(qū)的影響。結果見表6 第（4）至第（5）列，不同經(jīng)濟發(fā)展水平地區(qū)的異質(zhì)性分析的回歸結果，（4）（5）列分別匯報的是經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)與經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)數(shù)字普惠金融對居民消費行為的影響，回歸結果顯示經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的數(shù)字普惠金融的估計系數(shù)均在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，且估計系數(shù)為0.046，這表明數(shù)字普惠金融每增加1，將促進經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的居民消費水平顯著提升0.046 個單位，數(shù)字普惠金融對居民消費行為的促進效應在經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)顯著。

表6 異質(zhì)性分析

4 結論與政策建議

本文基于中國數(shù)字普惠金融數(shù)據(jù)和居民消費數(shù)據(jù)，考察了數(shù)字經(jīng)濟對農(nóng)村居民消費水平的影響效應。根據(jù)上面的實證分析，可以得到以下結論。數(shù)字普惠金融發(fā)展顯著促進了農(nóng)村居民消費水平的提升。經(jīng)過穩(wěn)健性檢驗和工具變量估計后，該研究結論仍然成立。異質(zhì)性分析結果表明，數(shù)字普惠金融對農(nóng)村居民消費水平的促進效應存在顯著差異性。影響機制檢驗表明，數(shù)字普惠金融通過人均收入水平和縮小城鄉(xiāng)差距間接作用于農(nóng)村居民消費水平。

通過上述研究結論，我們得出以下幾點政策建議：第一，我國理應積極推動數(shù)字普惠金融的發(fā)展，將數(shù)字普惠金融對居民消費水平的賦能效應發(fā)揮到最大化。政府相關部分理應監(jiān)督和完善金融市場的金融體系建設。各大金融機構理應加大數(shù)字化技術研發(fā)投入力度。第二，加強數(shù)字金融服務網(wǎng)點建設，通過融資、債券等渠道為農(nóng)民提供充足的資金，幫助農(nóng)民發(fā)展產(chǎn)業(yè)，提高自身收入，進而通過提高消費水平助推實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興。第三，合理配置金融資源，拓展和擴大數(shù)字金融的覆蓋范圍和服務范圍。因地制宜，制定相應的、有效的政策和措施以達到最佳的社會效果。加快農(nóng)村信息基礎設施建設，積極推動數(shù)字技術的引進和實施，通過“有效市場”和“有效政府”的良好協(xié)調(diào)，實現(xiàn)實體經(jīng)濟的又好又快發(fā)展。