王 敏 張博文 許 瑜

(西安外國語大學 商學院,陜西 西安 710128)

0 引 言

在影響消費的若干因素中,金融的作用不可忽視,從研究視角來看,學術界主要從微觀家庭層面和宏觀區(qū)域?qū)用鎯蓚€角度對數(shù)字普惠金融與消費的關系進行了討論。主流研究多基于家庭消費的視角,細致研究數(shù)字金融對居民消費城鄉(xiāng)差異的關系[1]47-67。徐兆豐[2]168-171基于我國區(qū)域發(fā)展不協(xié)調(diào)的現(xiàn)狀,探究分區(qū)域視角下數(shù)字金融在消費升級中的驅(qū)動作用。在群體差異上,城鎮(zhèn)與農(nóng)村地區(qū)的居民消費對數(shù)字金融的敏感度也各不相同。顏建軍、馮君怡[3]79-88發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融可顯著促進城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的消費升級,而第三產(chǎn)業(yè)對農(nóng)村居民消費升級影響較大。鄒新月、王旺[4]133-145的研究表明數(shù)字普惠金融對消費的影響具有正向空間溢出,本地區(qū)數(shù)字普惠金融的發(fā)展會對周圍地區(qū)的消費產(chǎn)生促進作用。從研究對象來看,除了消費規(guī)模外,消費結構[5]13-22和消費差距[6]31-39也被廣泛關注?？傮w上,研究結論基本能夠印證數(shù)字普惠金融對消費的規(guī)模和結構都產(chǎn)生了顯著影響。

隨著研究的深入,數(shù)字普惠金融影響居民消費的內(nèi)在機制逐漸被討論和揭示。目前在探討其內(nèi)在影響機制時,學術界多基于數(shù)字普惠金融本身所提供的福利效應,如提升支付便利性[7]48-63、緩解信貸約束[8]9-20、縮小城鄉(xiāng)收入差距和產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化[9]18-32對居民消費的增長的影響。但是,此類研究的機制分析多為單角度探討,并未形成框架體系,基于此,王平、王琴梅[10]69-77以家庭資產(chǎn)負債作為金融活動空間,從投資、融資、風險管理、儲蓄4個方面梳理了數(shù)字金融對居民消費的傳導機制,但局限性在于并未將其納入實證框架。后續(xù)研究中,黃凱南和郝祥如[11]117-125借鑒Tufano[12]227-247提出的消費金融理論,從支付、信貸、風險管理、投資和儲蓄4個角度出發(fā),將理論機制融入實證分析,以檢驗各變量的機制作用,基本實現(xiàn)對以往研究的完善補充。上述研究的共性問題在于:此類研究均關注“消費者金融”即僅針對于消費者本身的金融需求,而對宏觀經(jīng)濟、市場和政策環(huán)境的因素缺乏考慮,且對微觀行為分析,如消費者心理以及消費者行為也相對薄弱。

本文將進一步完善數(shù)字普惠金融影響居民消費的內(nèi)在機制,根據(jù)社會經(jīng)濟發(fā)展實際狀況與物流業(yè)對消費的賦能作用,引入商貿(mào)流通高質(zhì)量發(fā)展這一中介變量,試圖討論其與數(shù)字普惠金融、居民消費的關系,以期豐富相關領域的研究。

1 理論機制與研究假設

從消費者需求角度分析,當存在流動性約束時,居民消費會出現(xiàn)“過渡敏感性”,進而降低當期消費。傳統(tǒng)金融體系長期存在“嫌貧愛富”特征,金融資源流動性約束性較強,貧困落后地區(qū)居民無法享受金融普惠,進而降低消費欲望,而數(shù)字普惠金融則依托大數(shù)據(jù)等先進技術,合理發(fā)揮資源配置效應,將金融資源的服務范圍與觸達能力最大化,釋放被壓抑地區(qū)居民的消費需求,幫助其擺脫金融約束并提升支付能力。根據(jù)生命周期理論,居民在生命周期內(nèi)若發(fā)生購房、醫(yī)療等大型教育支出,會相應減少當期消費并形成消費約束。預防性風險儲蓄理論認為,居民會根據(jù)未來風險大小進行儲蓄并調(diào)整當期消費。在面對不確定的金融市場時,居民多傾向于資產(chǎn)儲蓄而減少消費。數(shù)字普惠金融帶來了更為便捷的風險管理工具與完善的風險保障機制,整體上降低了未來的不確定風險,增強居民的即期消費信心。

從宏觀市場角度分析,數(shù)字普惠金融驅(qū)動市場行為創(chuàng)新。數(shù)字普惠金融帶來居民收入的增加,根據(jù)消費者需求理論,理性消費者不會購買過去的同質(zhì)商品,只有提高商品檔次,才能滿足收入增加后消費者的實際需要,以促進消費結構的優(yōu)化轉(zhuǎn)型。因此,在居民消費能力具備后,便要求市場消費產(chǎn)品與消費服務的升級更新,即居民消費倒逼市場行為的技術創(chuàng)新。同時數(shù)字普惠金融以緩解企業(yè)融資約束等方式促進企業(yè)產(chǎn)品更新,并依靠技術外部性以及規(guī)模效應帶動整個市場的行為創(chuàng)新以滿足消費需求。可以說在數(shù)字普惠金融的推動下,市場創(chuàng)新行為與居民消費呈現(xiàn)相輔相成、相互促進的耦合狀態(tài)。

從消費心理因素角度分析,數(shù)字普惠金融降低居民消費心理損失。根據(jù)心理賬戶理論,人們會根據(jù)收入建立不同的賬戶,且具有不同的消費傾向。對于以非現(xiàn)金支付的消費方式,消費者對于該賬戶會有更加強烈的支付欲望。Feinberg[13]348-356依據(jù)“武器效應”所提出的“信用卡效應”也證實當消費環(huán)境中存在信用卡支付方式時,人們會進行更多的消費支出。同時數(shù)字普惠金融提供的金融服務多以線上平臺的非現(xiàn)金支付為主,其在很大程度上降低了居民相對于現(xiàn)金支付的心理受損程度,在提高居民的消費決策效率、挖掘居民的消費潛力等方面發(fā)揮了重要作用。據(jù)此提出假設H1:

H1:數(shù)字普惠金融對居民消費具有正向影響

作為與數(shù)字技術結合的互聯(lián)網(wǎng)金融和數(shù)字普惠金融,對商貿(mào)流通等行業(yè)具有強大的賦能作用。憑借數(shù)字普惠金融的普惠性、創(chuàng)新性與打破時空限制的先天優(yōu)勢,企業(yè)能夠更加便捷地獲得金融服務支持,通過對金融有效運用來緩解融資約束,從而更好地開展生產(chǎn)運營等管理活動,盤活企業(yè)各類資源,創(chuàng)造更多經(jīng)濟價值?，F(xiàn)有研究從多角度證實了數(shù)字普惠金融對商品流通行業(yè)[14]21-24具有正向促進作用,而對行業(yè)的賦能將進一步作用于我國消費轉(zhuǎn)型升級?；ヂ?lián)網(wǎng)時代下誕生了電子商務,其發(fā)展基于互聯(lián)網(wǎng)基礎設施的普及,商貿(mào)流通雖然作為傳統(tǒng)行業(yè),但在信息技術的發(fā)展下產(chǎn)生了額外的附加值,諸多行業(yè)因為信息時代龐大的消費規(guī)模發(fā)展迅速?；ヂ?lián)網(wǎng)、數(shù)字技術與傳統(tǒng)金融的創(chuàng)新結合打破產(chǎn)品與服務的地域界限,不僅能為消費者提供了便捷的消費信貸服務[15]19-27,而且能夠增強消費者的線上消費傾向?，F(xiàn)有研究表明數(shù)字普惠金融與商貿(mào)流通之間存在著緊密的聯(lián)系,并且對消費數(shù)量與質(zhì)量的提升產(chǎn)生了重要影響。

馬克思將商品流通定義為“每個商品的形態(tài)變化系列所形成的循環(huán),同其他商品的循環(huán)不可分割地交錯在一起。這全部過程就表現(xiàn)為商品流通”,其認為流通是再生產(chǎn)過程的中介,是聯(lián)結生產(chǎn)和消費的媒介要素,該理論的價值意義在于表明商品流通亦是社會主義市場經(jīng)濟體制下的重要方式。本文從商貿(mào)流通行業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的角度,進一步探究其內(nèi)在影響機制。

第一,數(shù)字普惠金融促進商貿(mào)流通高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生規(guī)模效應促進居民消費。對于消費者而言,市場化競爭機制使行業(yè)優(yōu)勝劣汰,直接影響是物流和倉儲成本的降低,這將有利于鼓勵居民消費;根據(jù)連帶外部效應,個人消費者的需求將會影響他人,互聯(lián)網(wǎng)的快速發(fā)展催生了新的產(chǎn)業(yè)業(yè)態(tài)和商業(yè)模式,影響著居民的消費能力、消費習慣和偏好。馬香品[16]120-132的研究表明數(shù)字經(jīng)濟時代重塑了居民消費的信息傳遞模式、心理情景模式、需求動能模式。購買商品或服務的過程和方式給消費者帶來的體驗將會影響到其對產(chǎn)品或服務本身的滿意度,這種體驗感和滿意度將通過信息傳播等外部效應進一步影響潛在消費者。

第二,數(shù)字普惠金融促進商貿(mào)流通高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生動力效應促進居民消費。在互聯(lián)網(wǎng)時代下,商貿(mào)流通行業(yè)得到井噴式發(fā)展,一方面,全國范圍內(nèi)基礎設施的不斷完善為商貿(mào)流通提供了基礎支持,城鄉(xiāng)、省域之間的空間距離被縮小,流通的廣度和深度進一步深化,這有利于提高區(qū)域間與內(nèi)外部市場商品流通效率,另一方面,行業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展將會有助于解決地方就業(yè)問題,提高當?shù)厝嗣袷杖?。根?jù)絕對收入假說,收入的絕對水平影響消費,隨著人民生活水平大幅改善,流動性約束與收入不確定性問題得到了一定程度的緩解,居民收入的提高為消費提供了更充足的物質(zhì)基礎。

第三,數(shù)字普惠金融促進商貿(mào)流通高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生網(wǎng)絡化效應促進居民消費。李海艦和趙麗[17]48-59認為數(shù)據(jù)的生產(chǎn)力屬性、數(shù)字技術的支撐性、數(shù)據(jù)符合成為關鍵生產(chǎn)要素的特征使數(shù)據(jù)成為生產(chǎn)要素,而商貿(mào)流通行業(yè)通過網(wǎng)絡化效應產(chǎn)生和積累了海量數(shù)據(jù),具有巨大經(jīng)濟價值。利用龐大的數(shù)據(jù)資產(chǎn),商家可以進行定制化網(wǎng)絡信息推送從而精準匹配供需關系,通過個性化營銷手段誘導居民進行消費,刺激了消費需求,也使消費結構發(fā)生變化。

第四,數(shù)字普惠金融促進商貿(mào)流通高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生聯(lián)通效應促進居民消費。當前,電子商務模式和行業(yè)的崛起,通過網(wǎng)絡平臺與實體店鋪的互動聯(lián)通,線上與線下消費模式相互融合,商貿(mào)流通行業(yè)與消費協(xié)同發(fā)展,消費市場的規(guī)模進一步被拓展。據(jù)此提出假設H2:

H2:數(shù)字普惠金融能夠通過促進商貿(mào)流通高質(zhì)量發(fā)展,產(chǎn)生規(guī)模效應、動力效應、網(wǎng)絡化效應和聯(lián)通效應從而有利于居民消費增長

2 研究設計

2.1 變量說明

被解釋變量:居民消費水平(pcc)、城鎮(zhèn)居民人均消費支出(upc)和農(nóng)村居民人均消費支出(rpc)。其中居民消費水平為城鎮(zhèn)居民人均消費支出和農(nóng)村居民人均消費支出的平均值。

解釋變量:數(shù)字普惠金融指數(shù)(dfi)?，F(xiàn)有大多數(shù)研究利用北京大學數(shù)字金融研究中心發(fā)布的中國數(shù)字金融發(fā)展指數(shù)衡量[18]1401-1418,該指標體系涉及數(shù)字金融覆蓋廣度、使用深度以及數(shù)字化支持服務程度3個子維度。

中介變量:商貿(mào)流通高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)(tra)。借鑒現(xiàn)有研究[19]179-182,構建包含規(guī)模效應、動力效應、網(wǎng)絡化效應和聯(lián)通效應4個維度的商貿(mào)流通高質(zhì)量發(fā)展評價體系。商貿(mào)流通高質(zhì)量發(fā)展評價體系見表1,運用熵權-Topsis法進行測度。

表1 商貿(mào)流通高質(zhì)量發(fā)展評價體系

控制變量:考慮到其他影響居民消費水平的因素,參考現(xiàn)有研究,使用區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平(gdp)、城鎮(zhèn)化水平(urb)、產(chǎn)業(yè)結構(is)、政府干預(gov)、人口結構(pos)、醫(yī)療條件(hea)和投資規(guī)模(sit)作為控制變量。其中,區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展用人均地區(qū)生產(chǎn)總值表示,城鎮(zhèn)化水平用城鎮(zhèn)化率表示,產(chǎn)業(yè)結構用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重衡量,政府干預用一般性公共預算支出占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重衡量,人口機構用老年撫養(yǎng)比和少兒撫養(yǎng)比的比值衡量,醫(yī)療條件用醫(yī)療衛(wèi)生支出表示,投資規(guī)模用固定資產(chǎn)投資額表示。各變量的描述性統(tǒng)計見表2。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

2.2 數(shù)據(jù)來源

本研究采用2013—2020年我國31個省份的面板數(shù)據(jù),數(shù)字普惠金融指數(shù)來自北京大學數(shù)字金融研究中心,其他數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計年鑒、各省統(tǒng)計年鑒、EPS數(shù)據(jù)庫和RESSET數(shù)據(jù)庫等,在具體實證中,考慮到數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性,商貿(mào)流通高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)使用測度出的原始數(shù)據(jù),數(shù)字普惠金融采用原數(shù)值除以100計算,其他數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理,部分指標缺失值已采用插值法補充完整。

2.3 模型設計

2.3.1 基準回歸模型

本文設定如下計量模型驗證數(shù)字普惠金融對居民消費的促進作用,見(1)式:

pcci,t=α0+α1difi,t+αCVi,t+μi+δt+εi,t

(1)

其中,pcci,t表示i省份第i年的居民消費水平,difi,t表示i省份第i年的數(shù)字普惠金融發(fā)展水平,CVi,t表示i省份第i年各控制變量指標情況,μi控制省份固定效應,δt控制年份固定效應,εi,t為隨機擾動項。

2.3.2 中介效應模型

基于理論假設提出,數(shù)字普惠金融能夠通過促進商貿(mào)流通高質(zhì)量發(fā)展推動居民消費。據(jù)此,為驗證上述假設,本文借鑒溫忠麟、葉寶娟[20]731-745提出的遞歸方程展開機制研究,見(2)、(3)、(4)式:

pcci,t=α0+α1difi,t+αCVi,t+μi+δt+εi,t

(2)

trai,t=β0+β1difi,t+βCVi,t+μi+δt+εi,t

(3)

pcci,t=γ0+γ1difi,t+γ2trai,t+γCVi,t+μi+δt+εi,t

(4)

其中,trai,t表示i省份第i年的中介變量,其它變量同上文一致。在檢驗程序中,首先,系數(shù)α1顯著是中介檢驗的前提,其次,需要關注系數(shù)β1、γ1、γ2的顯著性水平進而判斷是否存在完全中介或部分中介效應,最后,要求系數(shù)β1×γ2與γ1同號證實中介效應成立。

3 實證結果與分析

3.1 商貿(mào)流通高質(zhì)量發(fā)展測度

我國東、中、西部2013—2020年商貿(mào)流通高質(zhì)量發(fā)展的測度結果見表3,其中,東部地區(qū)包括北京市、福建省、廣東省、海南省、河北省、江蘇省、遼寧省、山東省、上海市、天津市及浙江省,中部地區(qū)包括安徽省、河南省、黑龍江省、湖北省、湖南省、吉林省、江西省及山西省,西部地區(qū)包括甘肅省、廣西壯族自治區(qū)、貴州省、內(nèi)蒙古自治區(qū)、寧夏回族自治區(qū)、青海省、陜西省、四川省、西藏自治區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū)、云南省及重慶市。由表3可知,東部地區(qū)的商貿(mào)流通高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)顯著大于中西部,且增長速度大于中西部地區(qū),而由于商貿(mào)基礎設施、交通通達度與經(jīng)濟發(fā)展水平等因素的差異,東部地區(qū)更能夠利用資源與地理條件,通過商貿(mào)流通促進經(jīng)濟發(fā)展。2013年東部地區(qū)的商貿(mào)流通高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)達到0.134 2,中西部地區(qū)分別為0.045 2和0.040 0,而2020年東部地區(qū)的商貿(mào)流通高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)達到0.295 6,中西部地區(qū)分別為0.101 9和0.080 4,區(qū)域之間差距呈現(xiàn)擴大的態(tài)勢。

表3 我國東、中西部2013—2020年商貿(mào)流通高質(zhì)量發(fā)展的測度結果

3.2 基準回歸

數(shù)字普惠金融與居民消費的基準回歸結果見表4,其中,模型(1)和(2)分別為普通最小二乘法OLS回歸和加入控制變量后的OLS回歸,模型(3)和(4)分別加入省份固定效應和省份年份雙向固定效應。本文以模型(4)為標準結果進行分析,后續(xù)模型均控制雙向固定效應以盡可能保證結果的準確性。結果顯示,數(shù)字普惠金融指數(shù)系數(shù)均為正,并通過了5%水平的統(tǒng)計顯著性檢驗,說明數(shù)字普惠金融能夠顯著促進居民消費,兩者呈現(xiàn)顯著的正向相關關系,數(shù)字普惠金融指數(shù)每提高1個單位,居民消費水平將提升0.083個單位?？刂谱兞恐?區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化水平和政府干預系數(shù)為正,且均通過了1%水平的統(tǒng)計顯著性檢驗,說明這三者對居民消費水平的提升發(fā)揮了正向影響,區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展改善了人民生活水平,收入的改善和市場的擴大均有助于消費增長。城鎮(zhèn)化進程改善城鄉(xiāng)二元結構狀況,促進資源要素流通,為消費提供了良好的市場環(huán)境。政府在市場中的發(fā)揮的調(diào)控與引導作用也能夠幫助消費進一步提升。人口結構系數(shù)為負,說明人口老齡化加快可能抑制了消費。產(chǎn)業(yè)結構、醫(yī)療衛(wèi)生支出以及固定資產(chǎn)投資總額對居民消費水平的影響并不顯著。

表4 基準回歸結果

3.3 內(nèi)生性討論與穩(wěn)健性檢驗

為克服反向因果關系,使用數(shù)字普惠金融指數(shù)的滯后一期作為工具變量進行兩階段回歸以檢驗內(nèi)生性問題,并使用剔除時間面板樣本和增加遺漏變量的方法進行穩(wěn)健性檢驗?；鶞驶貧w結果驗證了本文提出的假設,即數(shù)字普惠金融對居民消費具有正向影響,為保證結果的穩(wěn)定性與可靠性,采用兩種方法進行穩(wěn)健性檢驗,首先,本文選取的時間區(qū)間為2013—2020年,期間2013年世界經(jīng)濟格局發(fā)生變化,當年按購買力平價法計算的發(fā)展中國家經(jīng)濟總量首超發(fā)達國家,世界范圍內(nèi)的貿(mào)易保護加劇對消費產(chǎn)生了抑制作用。其次,2019年年底COVID-19的爆發(fā)影響了全球經(jīng)濟,對國內(nèi)消費造成了嚴重的影響,為減少外部不可控環(huán)境因素造成的影響,因此剔除這兩年的數(shù)據(jù)對剩余的樣本進行回歸。最后,本文選取的影響居民消費水平的控制變量盡管較多,但仍然存在局限性,考慮到城鄉(xiāng)收入差距和近年來電子商務的發(fā)展對消費造成的潛在影響,在原有控制變量的基礎上增加城鄉(xiāng)收入差距(igap,利用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入占農(nóng)村居民人均可支配收入比重衡量)和區(qū)域就業(yè)率(emp,利用就業(yè)人口占地區(qū)總人口比重衡量)再進行研究。

內(nèi)生性討論與穩(wěn)健性檢驗結果見表5。表5中,模型(1)報告了以解釋變量滯后一期為工具變量的兩階段回歸結果,其中,第一階段滯后一期的數(shù)字普惠金融指數(shù)為0.688,第二階段的數(shù)字普惠金融指數(shù)為0.134,兩者均通過了1%水平的統(tǒng)計顯著性檢驗,說明模型(1)不存在內(nèi)生性問題。模型(2)和(3)報告了穩(wěn)健性檢驗的結果,可以看到,剔除時間面板和增加遺漏變量后數(shù)字普惠金融的系數(shù)皆為正,分別通過了1%和5%水平的統(tǒng)計顯著性檢驗,穩(wěn)健性檢驗的結果估計證明了計量結果的準確性,說明本文理論研究結論具有一定的合理性,即在考慮內(nèi)生性和穩(wěn)健性問題后,數(shù)字普惠金融對居民消費產(chǎn)生正向影響的結論依然成立。

表5 內(nèi)生性討論與穩(wěn)健性檢驗結果

3.4 中介效應檢驗

為驗證數(shù)字普惠金融通過推動商貿(mào)流通高質(zhì)量發(fā)展從而促進居民消費的理論機制,使用中介效應模型和bootstrap法進行檢驗。

商貿(mào)流通高質(zhì)量發(fā)展中介效應檢驗結果見表6。由表6可知,模型(1)同基準回歸結果一致;模型(2)中數(shù)字普惠金融對商貿(mào)流通高質(zhì)量發(fā)展的回歸系數(shù)為正且通過了1%水平的統(tǒng)計顯著性檢驗,說明數(shù)字普惠金融的發(fā)展將有助于促進商貿(mào)流通;模型(3)數(shù)字普惠金融與商貿(mào)流通高質(zhì)量發(fā)展的系數(shù)分別為0.067與0.708,但商貿(mào)流通高質(zhì)量發(fā)展并未通過顯著性水平檢驗,因此,該機制驗證需繼續(xù)進行bootstrap檢驗(設定500次),結果顯示,間接效應檢驗通過5%水平的統(tǒng)計顯著性檢驗,中介效應成立,說明數(shù)字普惠金融可以通過推動商貿(mào)流通高質(zhì)量發(fā)展從而促進居民消費,假設H2成立。

表6 中介效應檢驗結果

3.5 異質(zhì)性分析

為進一步探究數(shù)字普惠金融與居民消費的內(nèi)在聯(lián)系,本文從城鎮(zhèn)和農(nóng)村兩個維度分別探究數(shù)字普惠金融通過推進商貿(mào)流高質(zhì)量發(fā)展促進居民消費的異質(zhì)性效應。將被解釋變量分別替換為城鎮(zhèn)居民人均消費水平(upc)和農(nóng)村居民人均消費水平(rpc),利用中介效應檢驗探究其機制。城鄉(xiāng)異質(zhì)性分析結果見表7,其中模型(1)～(3)為數(shù)字普惠金融通過推進商貿(mào)流高質(zhì)量發(fā)展促進城鎮(zhèn)居民消費的模型結果。模型(4)～(6)為數(shù)字普惠金融通過推進商貿(mào)流高質(zhì)量發(fā)展促進農(nóng)村居民消費的模型結果,對比模型(1)和(4)的結果,可以發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融能夠顯著促進城鎮(zhèn)居民消費水平正向提升,但不能夠促進農(nóng)村居民消費水平提升,可能的原因為農(nóng)村教育水平、金融素養(yǎng)等的限制約束了這些地區(qū)數(shù)字普惠金融對消費發(fā)揮作用,因此,中介效應在城鎮(zhèn)維度下成立,在農(nóng)村維度下不成立。

表7 城鄉(xiāng)異質(zhì)性分析結果

4 結論與建議

本文基于2013—2020年我國31個省份的面板數(shù)據(jù),采用雙向固定效應模型和中介效應檢驗,考察了數(shù)字普惠金融對居民消費的影響和其通過促進貿(mào)易流通高質(zhì)量發(fā)展影響居民消費水平提升的機制路徑,并討論了中介效應在城鎮(zhèn)與鄉(xiāng)村兩個維度下的異質(zhì)性。結果顯示:第一,數(shù)字普惠金融能夠顯著促進居民消費水平提升,在考慮內(nèi)生性和異質(zhì)性問題后依然成立;第二,數(shù)字普惠金融能夠通過推動商貿(mào)流通高質(zhì)量發(fā)展促進居民消費水平提升;第三,商貿(mào)流通高質(zhì)量發(fā)展在數(shù)字普惠金融影響城鎮(zhèn)居民消費水平過程中發(fā)揮著部分中介作用,在數(shù)字普惠金融影響農(nóng)村居民消費水平過程中未能發(fā)揮中介作用。

基于上述結論,提出相關建議:第一,提升數(shù)字普惠金融水平以改善消費狀況。在當前經(jīng)濟動力轉(zhuǎn)型的過程中,各地區(qū)應擴大數(shù)字基礎建設,給予政策引導和支持,以擴大數(shù)字金融的普惠程度讓更多群體受益;第二,推動數(shù)字普惠金融與商貿(mào)流通協(xié)同發(fā)展。數(shù)字普惠金融對行業(yè)和產(chǎn)業(yè)的賦能力量強大,政府應加強交通基礎設施建設,打造區(qū)域聯(lián)通的商貿(mào)格局,使商品、勞動力等生產(chǎn)要素高效流通,相關企業(yè)應利用數(shù)字時代的金融模式充分推動企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型,以促進企業(yè)生產(chǎn)效率的提升和商業(yè)模式革新,從而供給更高質(zhì)量的產(chǎn)品與服務;第三,加強對農(nóng)村地區(qū)的數(shù)字基礎設施建設、金融知識普及與金融支持規(guī)模。數(shù)字普惠金融雖能打破時空限制使得金融服務更加便捷,但受制于主體意愿與客體環(huán)境的影響無法發(fā)揮最大價值,當前階段農(nóng)村地區(qū)的消費潛力有待開發(fā),通過政策引導和傾斜,能夠在一定程度上刺激消費,從而有助于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。