鄭美華，楊 嵐，朱家明

（安徽財經(jīng)大學(xué)）

0 引言

改革開放40 多年以來，中國經(jīng)濟持續(xù)快速發(fā)展，內(nèi)需在其中發(fā)揮了決定性作用.進入新發(fā)展階段，中國堅定實施擴大內(nèi)需戰(zhàn)略、培育完整內(nèi)需體系.中國共產(chǎn)黨的二十大報告明確要求“把實施擴大內(nèi)需戰(zhàn)略同深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革有機結(jié)合起來，增強國內(nèi)大循環(huán)內(nèi)生動力和可靠性”“著力擴大內(nèi)需，增強消費對經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)性作用”.擴大內(nèi)需的關(guān)鍵一招就是要激發(fā)市場潛力，優(yōu)化城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)，促進城鄉(xiāng)居民消費升級.伴隨著消費支出對經(jīng)濟增長的貢獻越來越大，消費升級不單單是一個長期發(fā)展趨勢，更是中國經(jīng)濟增長不可或缺的助推器.實現(xiàn)消費升級不僅可以滿足城鄉(xiāng)居民改善生活的需要，同時也能為經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展提供充分的市場需求.疫情防控常態(tài)化以來，中國消費市場總體持續(xù)恢復(fù)，居民的消費需求逐漸向升級類消費傾斜，“品質(zhì)”、“科技”、“健康”、“綠色”……中國消費的關(guān)鍵詞不斷更新，傳統(tǒng)模式下的趨同性消費逐步向個性化消費與高品質(zhì)性消費轉(zhuǎn)變，服務(wù)性消費在居民消費中的占比不斷提高.商務(wù)部數(shù)據(jù)顯示，2021 年中國人均服務(wù)性消費占居民消費比重為44.2%，升級類消費已成為創(chuàng)造全國消費增量的重要力量.雖然統(tǒng)籌常態(tài)化疫情防控和經(jīng)濟發(fā)展取得明顯成效，消費市場持續(xù)回暖，但當(dāng)前中國社會經(jīng)濟形勢仍處于復(fù)雜多變狀態(tài)，消費市場恢復(fù)仍面臨較大考驗.面對多變形勢，中國必須全面促進消費，加快消費提質(zhì)升級.金融作為現(xiàn)代經(jīng)濟的血液和核心，同樣也是促進消費、刺激消費市場活躍度的重要工具.然而傳統(tǒng)金融業(yè)態(tài)覆蓋面不足、服務(wù)效率低、成本高，對低收入群體并不友好.隨著移動互聯(lián)網(wǎng)的普及，數(shù)字技術(shù)與傳統(tǒng)金融模式相結(jié)合大幅降低了金融服務(wù)門檻，完善了市場投融資機制，賦能傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級的同時也助益了城鄉(xiāng)居民收入增長，進而推動了消費升級.因此，在當(dāng)前中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展的背景下，發(fā)展數(shù)字普惠金融，提高各類群體的金融可得性，對促進資源合理分配與提升城鄉(xiāng)居民消費升級具有重要作用.

1 文獻綜述

發(fā)展普惠金融是提升消費尤其是低收入群體消費的最有效途徑.隨著數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略的提出，數(shù)字普惠金融與居民消費是近年來社會關(guān)注的熱點問題，研究成果豐富.通過對現(xiàn)有研究成果的深入分析，該文從以下3 個方面展開對數(shù)字普惠金融與消費升級相關(guān)研究成果的綜述.

第一，數(shù)字普惠金融與居民消費的關(guān)系.數(shù)字普惠金融發(fā)展能夠促進中國居民消費水平的提高，并且這一結(jié)論對于居民總消費、城市居民消費和農(nóng)村居民消費均成立［1］.這源于一方面數(shù)字普惠金融可以使得居民消費更加便捷、高效.數(shù)字普惠金融主要通過線上模式觸達用戶，簡化了交易程序［2］、提升了支付的便利性［3］以及有效降低了居民的流動性約束［4］.另一方面，數(shù)字普惠金融的發(fā)展在降低了交易成本的同時［5］，還通過拓寬投資理財途徑，增加了居民財產(chǎn)性收入［6］，進而刺激了居民消費需求.此外，還有學(xué)者驗證了數(shù)字普惠金融的消費促進效應(yīng)在中、低財富家庭中表現(xiàn)地更加突出［7］.

第二，數(shù)字普惠金融影響居民消費升級的實現(xiàn)路徑.大多數(shù)學(xué)者采用的研究方法不同，得出的結(jié)論也往往不同.陳曉霞以中國2011 ～2018年城市面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)驗證了數(shù)字普惠金融驅(qū)動居民消費升級的可能機制：一是增加居民收入；二是降低城鄉(xiāng)收入差距［8］.何宗樾和宋旭光則從微觀視角出發(fā)，驗證了數(shù)字金融能夠通過加速居民消費決策和增加支付的便利性實現(xiàn)消費升級倍增的效果［9］.江紅莉和蔣鵬程借助中介效應(yīng)模型對前文的研究假設(shè)和影響機制進行了檢驗工作，研究得出，數(shù)字普惠金融可以通過縮小城鄉(xiāng)收入差距和促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級兩種渠道實現(xiàn)居民消費水平提高和消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化［10］.而鄒新月和王旺通過對數(shù)字普惠金融促進居民消費水平提升的內(nèi)部機制進行疏導(dǎo)，發(fā)現(xiàn)了收入、移動支付、消費信貸和保險在其中起到的中介作用［11］.孫玉環(huán)等將不確定性因素與保險作為中介變量，驗證了數(shù)字普惠金融主要是通過減少居民所面臨的不確定性風(fēng)險，進而降低預(yù)防性儲蓄，起到促進居民消費的作用［12］.

第三，數(shù)字普惠金融影響居民消費升級的異質(zhì)性.首先是區(qū)域異質(zhì)性，數(shù)字普惠金融在不同經(jīng)濟基礎(chǔ)的地區(qū)對消費的影響效力存在差異，其對中西部以及農(nóng)村地區(qū)的作用效應(yīng)更為明顯［13］.馬其林則發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融能夠促進中西部地區(qū)農(nóng)村居民消費，而對東部地區(qū)農(nóng)村居民消費影響不存在［14］.藍樂琴和楊卓然則進一步驗證數(shù)字普惠金融的消費促進效應(yīng)呈現(xiàn)西部優(yōu)于中部優(yōu)于東部的地理分布格局［15］.再者是城鄉(xiāng)異質(zhì)性，相較于城鎮(zhèn)，數(shù)字普惠金融對農(nóng)村居民消費的邊際影響更大［16－17］，顏建軍和馮君怡發(fā)現(xiàn)東、西部地區(qū)數(shù)字普惠金融的發(fā)展對促進農(nóng)村居民消費有利，但對城鎮(zhèn)居民消費沒有明顯作用［18］.楊偉明等則認(rèn)為數(shù)字金融在促進消費水平方面對城市和農(nóng)村居民均有顯著作用，但在消費升級方面對城市居民作用顯著的同時對農(nóng)村居民不顯著［19］.其次數(shù)字普惠金融在不同消費結(jié)構(gòu)和消費水平下的消費升級效應(yīng)也存在異質(zhì)性，隨著居民消費水平的提升和消費結(jié)構(gòu)的優(yōu)化數(shù)字普惠金融對消費升級的促進作用會逐漸減弱［20］.李婧還基于家庭受教育水平和年齡結(jié)構(gòu)存在異質(zhì)性，考察了數(shù)字普惠金融對農(nóng)村居民家庭的影響效應(yīng)［21］.存在受過高等教育成員的家庭更能夠發(fā)揮數(shù)字普惠金融的促消費升級效應(yīng)；子女撫養(yǎng)比的增加有利于家庭消費升級，老年撫養(yǎng)比的增加對家庭消費升級的影響效應(yīng)不存在.此外，在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)更合理［22］、收入水平更高、互聯(lián)網(wǎng)普及率［23］和金融素養(yǎng)越高［24］的地區(qū)，數(shù)字普惠金融的消費升級效應(yīng)越顯著.

關(guān)于數(shù)字惠普金融與消費升級的研究已經(jīng)比較豐富，但大多聚焦于數(shù)字普惠金融與消費升級之間的關(guān)系，以及數(shù)字普惠金融推動消費升級的作用機理和作用路徑，對異質(zhì)性方面的研究也多集中于分區(qū)域異質(zhì)性檢驗.另外，既有研究大多關(guān)注全體居民及城鄉(xiāng)差距方面，未能將城鄉(xiāng)分開進行一個對比分析，進而充分展現(xiàn)城鄉(xiāng)之間的差異.鑒于此，該文借鑒已有研究，在運用普通面板回歸模型對城鄉(xiāng)消費分別進行線性分析的基礎(chǔ)上，以收入及產(chǎn)業(yè)升級為中介變量，進一步探究數(shù)字普惠金融推動城鄉(xiāng)居民消費升級的作用機制，再借助面板分位數(shù)模型將樣本分層，考察數(shù)字普惠金融在不同消費結(jié)構(gòu)下的消費升級效應(yīng).在前人研究成果的基礎(chǔ)上進行豐富和補充，以期為進一步促進城鄉(xiāng)居民消費升級提供一定的參考和借鑒.

2 理論機制分析

馬克思說過，人的需要是同滿足需要的手段一同發(fā)展的，并且是依靠這些手段發(fā)展的.消費除了受個體內(nèi)在的影響之外，還會被生產(chǎn)發(fā)展所刺激，而生產(chǎn)的發(fā)展就是消費資料的發(fā)展，同時也是產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型與升級.因此，消費不斷擴容的過程也是產(chǎn)業(yè)不斷升級與城鄉(xiāng)居民消費不斷相互匹配達到新均衡的過程.如今，數(shù)字普惠金融發(fā)展如火如荼，數(shù)字金融與傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)不斷融合，賦能傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型，并不斷催生出新業(yè)態(tài)、新模式，同時也讓更多居民尤其是低收入人群主動進入金融市場，增加了財產(chǎn)性收入，進而促進城鄉(xiāng)居民消費升級.因此，該文從收入與產(chǎn)業(yè)升級兩個視角分析數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)居民消費升級的影響機制.

基于收入渠道的影響機制.第一，直接傳導(dǎo)機制.首先，數(shù)字普惠金融促進經(jīng)濟增長，隨著經(jīng)濟增長紅利不斷釋放，居民人均可支配收入也隨之增加，從而促進消費升級.其次，數(shù)字普惠金融相較于傳統(tǒng)金融大大降低了獲取金融服務(wù)的成本［25］，參與金融服務(wù)成本的降低意味著可支配收入的增加.最后，數(shù)字普惠金融為居民提供保險、信貸、財富管理等全面的金融服務(wù)，在降低消費不確定性的同時增加了財產(chǎn)性收入，有助于促進居民消費升級.第二，間接傳導(dǎo)機制.首先，數(shù)字普惠金融通過促進就業(yè)提質(zhì)擴容提升居民收入，進而影響居民消費升級［26］.傳統(tǒng)金融與數(shù)字技術(shù)的結(jié)合促進就業(yè)規(guī)模持續(xù)擴大，并不斷催生出新的就業(yè)形態(tài)和靈活的就業(yè)方式，也使得中國勞動力市場表現(xiàn)出強大的就業(yè)韌性，居民工資性收入穩(wěn)步提高，從而促進消費升級.其次是數(shù)字普惠金融通過其創(chuàng)業(yè)效應(yīng)提升居民收入，進而影響居民消費升級.相較于傳統(tǒng)金融，數(shù)字普惠金融為創(chuàng)業(yè)者提供更加普惠與多元化的金融服務(wù)，提高了金融服務(wù)效率，降低了創(chuàng)業(yè)門檻.同時，數(shù)字普惠金融擴大了金融服務(wù)的覆蓋范圍，提升了融資效率，為創(chuàng)業(yè)者提供廣泛的資金來源，從而間接促進城鄉(xiāng)居民消費升級.總而言之，數(shù)字普惠金融能夠有效激發(fā)就業(yè)、降低創(chuàng)業(yè)門檻以及促進經(jīng)濟增長，從而拉動居民收入的增長，促進消費升級.

基于產(chǎn)業(yè)升級渠道的影響機制.第一，消費需求效應(yīng).普惠金融和數(shù)字要素驅(qū)動創(chuàng)新，表現(xiàn)為傳統(tǒng)普惠金融產(chǎn)品的豐富多樣化以及更便捷、高效的金融服務(wù)的產(chǎn)生.大量金融產(chǎn)品和服務(wù)的產(chǎn)生，在滿足居民現(xiàn)有需求的同時還可以激發(fā)新需求，而居民消費需求的多樣化可以進一步加速金融創(chuàng)新，從而推動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級［27－28］.產(chǎn)業(yè)升級優(yōu)化了消費供給，進而促進了居民消費升級.第二，改善企業(yè)的融資環(huán)境.普惠金融的數(shù)字化為資金供需雙方節(jié)約了搜尋時間、降低了匹配成本，進而為企業(yè)融資減少成本.同時，數(shù)字普惠金融顯著改善了企業(yè)的外部融資環(huán)境，提高企業(yè)貸款的可獲得性.企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模的不斷增加，為技術(shù)創(chuàng)新提供資金支撐，數(shù)字技術(shù)不斷加速與產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，促進產(chǎn)業(yè)持續(xù)優(yōu)化升級［29］.產(chǎn)業(yè)持續(xù)轉(zhuǎn)型升級，不斷推出更多滿足不同需求的消費品，以高質(zhì)量供給滿足居民消費需求，從而帶來居民消費升級.總而言之，數(shù)字普惠金融在新興科學(xué)技術(shù)的支持下，通過產(chǎn)業(yè)升級激發(fā)居民內(nèi)需活力，從而促進消費升級.基于上述分析，提出以下假設(shè).

假設(shè)1：數(shù)字普惠金融對促進城鄉(xiāng)居民消費升級有利.

假設(shè)2：數(shù)字普惠金融可通過增加收入間接實現(xiàn)城鄉(xiāng)居民消費升級.

假設(shè)3：數(shù)字普惠金融可通過促進產(chǎn)業(yè)升級來間接實現(xiàn)城鄉(xiāng)居民消費升級.

由于各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展程度不同，居民的消費偏好存在差異.消費偏好不同可能會導(dǎo)致居民消費結(jié)構(gòu)產(chǎn)生差異.按照消費規(guī)律，一般情形下城鎮(zhèn)和高收入人群對生存型消費品的偏好低于農(nóng)村及低收入人群，更加偏好于發(fā)展型消費與享受型消費.此外，數(shù)字普惠金融的快速發(fā)展顛覆了傳統(tǒng)的消費方式，在降低了消費者流動性限制的同時也增加了居民財產(chǎn)性收入，使居民的消費需求得到了有效刺激.居民消費環(huán)境的變化以及消費方式、消費行為的創(chuàng)新，也引起了居民消費結(jié)構(gòu)在一定程度上的變化.當(dāng)居民消費結(jié)構(gòu)處于較低水平時，該地區(qū)的數(shù)字技術(shù)、金融服務(wù)等與產(chǎn)業(yè)升級相結(jié)合，更能激發(fā)數(shù)字普惠金融的經(jīng)濟增長、就業(yè)與創(chuàng)業(yè)效應(yīng)發(fā)揮，從而促進消費升級.隨著居民消費結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，當(dāng)消費結(jié)構(gòu)達到較高的水平時，居民消費潛力挖掘困難，消費升級空間較小，數(shù)字普惠金融的消費升級促進效應(yīng)慢慢減弱.基于此，提出假設(shè)4.

假設(shè)4：不同消費結(jié)構(gòu)下，數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)居民消費升級的促進效應(yīng)具有異質(zhì)性.

3 實證模型構(gòu)建與變量選取

3.1 模型構(gòu)建

⑴基準(zhǔn)模型

基于上述的理論分析，為驗證數(shù)字普惠金融與城鄉(xiāng)居民消費升級之間的直接傳導(dǎo)機制及其區(qū)域差異，構(gòu)建如下基準(zhǔn)模型：

其中，下標(biāo)i和t分別為地區(qū)和時間，consumeit用于表示居民消費升級，包括城鎮(zhèn)居民消費升級指標(biāo)urbsumit和農(nóng)村居民消費升級指標(biāo)rursumit.IFIit為數(shù)字普惠金融指數(shù)，X 為控制變量集合，vt、μi代表時間固定效應(yīng)、個體固定效應(yīng)，分別控制了影響居民消費升級但不隨時間變動的個體效應(yīng)和隨時間變動影響居民消費升級的時間因素.εit為隨機擾動項.

（2）中介效應(yīng)模型

為進一步考察收入與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級在數(shù)字普惠金融影響城鄉(xiāng)居民消費升級中的中介作用，該文參考溫忠麟和葉寶娟的做法［30］，在式（1）的基礎(chǔ)上引入中介變量收入與產(chǎn)業(yè)升級，從而構(gòu)建中介效應(yīng)模型，得到：

其中Mit為中介變量居民收入水平和產(chǎn)業(yè)升級.在檢驗中介效應(yīng)時，第一步檢驗?zāi)Ｐ停?）中的α1，若α1顯著，進行第二步.第二步，檢驗參數(shù)β1和γ2的顯著性，若β1和γ2中至少有一個不顯著，則需要利用Sobel 或Bootstrap 檢驗結(jié)果進行進一步判斷.當(dāng)β1和γ2均顯著時，若γ1也顯著，則存在部分中介效應(yīng)，β1γ2／α1為中介效應(yīng)占總效應(yīng)比重.若γ1不顯著，則存在完全中介效應(yīng).

（3）面板分位數(shù)模型

基于上述分析，處于不同消費結(jié)構(gòu)的居民具有差異性的消費偏好.此時，若僅看數(shù)字普惠金融對全體居民消費升級的影響較為片面，可能會有偏差.另外，根據(jù)既有研究發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融對中、西部以及農(nóng)村等地區(qū)的居民消費升級的作用更為明顯.一般而言，對于中西部以及農(nóng)村地區(qū)而言，經(jīng)濟發(fā)展處于落后狀態(tài)，導(dǎo)致居民收入水平整體較低，消費層級也較低.因此，采用面板分位數(shù)模型探究數(shù)字普惠金融在不同消費結(jié)構(gòu)下對城鄉(xiāng)居民消費升級的影響是否存在差異性，構(gòu)建面板分位數(shù)模型如下：

3.2 變量選取

（1）被解釋變量

城市居民消費升級（urbsum）、農(nóng)村居民消費升級（rursum）.在定量研究中，消費升級一般指低端消費支出占消費總支出比重的下降或高端消費支出比重的上升.該文將消費升級認(rèn)定為是消費資料從低標(biāo)準(zhǔn)向高標(biāo)準(zhǔn)轉(zhuǎn)化的過程，是不同層次的消費結(jié)構(gòu)綜合變化的結(jié)果，僅用消費比重的變化無法全面反映這一過程.綜合考量之下，該文將城鄉(xiāng)居民八大類消費支出按照不同層級居民消費偏好劃分為初級消費、中級消費和高級消費三個層次，對不同層級的消費率進行支出賦權(quán)，分別賦權(quán)重1／6、1／3和1／2，根據(jù)式（5）計算后得到各省份城鄉(xiāng)居民消費升級率.

pri、med和adv 分別代表初級、中級和高級消費支出，Ci，t代表總消費支出.

（2）解釋變量

數(shù)字普惠金融發(fā)展水平（IFI）.采用北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心發(fā)布的《北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)》中2013 ～2021 年各省份數(shù)字普惠金融指數(shù)作為解釋變量.

（3）控制變量.

社會購買力（Spur），采用社會消費品零售總額占地區(qū)生產(chǎn)總值比重來衡量；經(jīng)濟發(fā)展水平（PGDP），采用地區(qū)人均生產(chǎn)總值進行衡量；科教投入力度（Edu），采用地方財政教育、科學(xué)技術(shù)支出占一般預(yù)算支出比重來衡量；工業(yè)化水平（ISH），采用第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP 比重來衡量.

（4）中介變量.

收入水平（Income），采用居民人均可支配收入來表示；產(chǎn)業(yè)升級（Ind），采用第三產(chǎn)業(yè)增加值來表示.

（5）數(shù)據(jù)來源.

由于港澳臺地區(qū)數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，考慮到數(shù)據(jù)可得性，故將港澳臺剔除研究范圍，故該文最終研究數(shù)據(jù)為中國31 個省份（直轄市、自治區(qū)）2013～2021年的面板數(shù)據(jù).另外，除數(shù)字普惠金融指數(shù)以外該文所有的原始數(shù)據(jù)均來自于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站、《中國統(tǒng)計年鑒》和各地區(qū)統(tǒng)計年鑒.各變量的統(tǒng)計性描述數(shù)據(jù)見表1.

變量 變量符號 觀測值 平均值 標(biāo)準(zhǔn)差 最小值 最大值被解釋變量城鎮(zhèn)居民消費升級 Urbsum 279 2.050 0.0695 1.772 2.189農(nóng)村居民消費升級 Rursum 279 2.022 0.0975 1.648 2.203自變量 數(shù)字普惠金融 IFI 279 5.540 0.304 4.746 6.129中介變量收入水平 Income 279 10.092 0.388 9.184 11.265產(chǎn)業(yè)升級 Ind 279 9.136 1.003 6.059 11.144控制變量社會購買力 Spur 279 0.400 0.0617 0.222 0.610經(jīng)濟發(fā)展水平 PGDP 279 10.898 0.422 10.002 12.123科教投入力度 Edu 279 0.181 0.0331 0.106 0.262工業(yè)化水平 ISH 279 0.431 0.113 0.159 0.797

4 實證分析

4.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

通過Husman檢驗，該文選擇面板固定效應(yīng)模型來進行基準(zhǔn)回歸，在同時控制了時間效應(yīng)和個體效應(yīng)的情況下，回歸結(jié)果見表2.該文分別以城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費升級作為被解釋變量，列（1）和列（3）分別為加入核心解釋變量的回歸結(jié)果，列（2）和列（4）為加入社會購買力、經(jīng)濟發(fā)展水平、科教投入力度和工業(yè)化水平等控制變量的回歸結(jié)果.觀察表2 的回歸結(jié)果，列（1）、（2）、（3）、（4）中數(shù)字普惠金融水平（IFI）的系數(shù)均通過1%的顯著性檢驗，且為正值，驗證了數(shù)字普惠金融對消費的促進作用.基于納入所有變量的回歸結(jié)果，見列（2）和列（4），數(shù)字普惠金融發(fā)展對城市居民消費升級的邊際影響回歸系數(shù)為0.250，并在1%的置信水平上顯著，同時在1%的顯著性水平上對農(nóng)村居民消費升級的邊際影響回歸系數(shù)為0.356.究其統(tǒng)計學(xué)意義，數(shù)字普惠金融發(fā)展水平每提升1%，對城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民消費升級的優(yōu)化作用分別為0.250%和0.356%.

變量 城鎮(zhèn)（1）城鎮(zhèn)（2）農(nóng)村（3）農(nóng)村（4）IFI 0.235*** 0.250*** 0.457*** 0.356***（0.0461）（0.0505）（0.0624）（0.0677）0.0699 —－0.0219—（0.0407）—（0.0546）—Spur—PGDP 0.0294 —0.138*—（0.0429）—（0.0574）－0.190 —0.347—（0.161）—（0.216）—Edu－0.0874** —0.00305—（0.0334）—（0.0448）常數(shù)項 0.825*** 0.491－0.367－1.381*（0.232）（0.456）（0.314）（0.611）個體效應(yīng) 控制 控制 控制 控制時間效應(yīng) 控制 控制 控制 控制R2 0.5791 0.5946 0.6949 0.7111 N 279 279 279 279—ISH

4.2 中介效應(yīng)檢驗

為了分析數(shù)字普惠金融能否通過提升收入、產(chǎn)業(yè)升級渠道影響城鄉(xiāng)居民消費升級，采用中介效應(yīng)模型進行實證檢驗，結(jié)果見表3.依據(jù)中介效應(yīng)的檢驗步驟，首先從表2 的基準(zhǔn)回歸結(jié)果可知，數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)居民消費升級的回歸系數(shù)均顯著為正（α1顯著）.接著，表3 列（1）和列（4）分別匯報了數(shù)字普惠金融發(fā)展與中介變量收入和產(chǎn)業(yè)升級的關(guān)系.數(shù)字普惠金融發(fā)展對城鄉(xiāng)居民收入的促進作用顯著（β1顯著），但對產(chǎn)業(yè)升級的影響不顯著（β1不顯著）.

首先，檢驗收入的中介效應(yīng)，表3列（2）和列（3）分別是驗證數(shù)字普惠金融能否通過促進居民收入水平來間接推動城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費升級的估計結(jié)果.列（2）和列（3）中數(shù)字普惠金融的系數(shù)與收入的回歸系數(shù)同時為正，且均通過1%的顯著性水平.此時，結(jié)合上述分析，α1、β1、γ2均顯著，驗證了收入的中介效應(yīng)存在，表明數(shù)字普惠金融能夠通過增加收入來間接影響城鄉(xiāng)居民消費升級.其中，數(shù)字普惠金融通過增加收入促進城鎮(zhèn)居民消費升級的間接作用占比60.92%，而對農(nóng)村居民來說，數(shù)字普惠金融通過增加收入促進消費升級的間接作用為26.01%.

其次是產(chǎn)業(yè)升級的中介效應(yīng)，表3 列（5）和列（6）分別是驗證數(shù)字普惠金融能否通過推動產(chǎn)業(yè)升級來間接促進城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民消費升級的估計結(jié)果.其中，數(shù)字普惠金融的系數(shù)與產(chǎn)業(yè)升級的回歸系數(shù)均為正，但產(chǎn)業(yè)升級的回歸系數(shù)沒有通過顯著性檢驗.此時，結(jié)合上述分析，α1顯著，β1和γ2均不顯著，因此，需要利用Sobel 或Bootstrap檢驗結(jié)果來進一步檢驗.城鎮(zhèn)居民的檢驗結(jié)果顯示sobel檢驗統(tǒng)計量Z值為3.343，對應(yīng)的P值小于1%的顯著性水平.農(nóng)村居民的檢驗結(jié)果顯示sobel 檢驗統(tǒng)計量Z 值為3.38，對應(yīng)的P值小于1%的顯著性水平，驗證了中介效應(yīng)模型的有效性，數(shù)字普惠金融可以通過促進產(chǎn)業(yè)升級促進城鄉(xiāng)居民消費升級，且城鎮(zhèn)和農(nóng)村中介效應(yīng)占比分別為30.61%和17.97%.

變量收入渠道 產(chǎn)業(yè)升級渠道Income Urbsum Rursum Income Urbsum Rursum（1）（2）（3）（4）（5）（6）IFI 0.256*** 0.168*** 0.218*** 0.214 0.246*** 0.349***（0.0435）（0.0521）（0.0682）（0.169）（0.0507）（0.0679）Income—0.322*** 0.539*** ————（0.0730）（0.0955）———0.0202 0.0327——（0.0195）（0.0261）————Ind Spur 0.0860** 0.0422－0.0683 0.324** 0.0634－0.0325（0.0351）（0.0397）（0.0519）（0.136）（0.0412）（0.0551）PGDP 0.245***－0.0495 0.00581 0.647*** 0.0164 0.117*（0.0369）（0.0450）（0.0588）（0.143）（0.0447）（0.0598）0.204－0.256 0.237 1.573***－0.222 0.296（0.139）（0.156）（0.204）（0.539）（0.164）（0.220）ISH 0.0667**－0.109***－0.0329 0.738***－0.102***－0.0211（0.0288）（0.0326）（0.0426）（0.112）（0.0364）（0.0487）常數(shù)項 5.755***－1.363**－4.485***－0.0555 0.493－1.379**（0.392）（0.607）（0.795）（1.524）（0.456）（0.610）R2 0.9932 0.6258 0.7458 0.9402 0.5964 0.7130 N 279 279 279 279 279 279 Sobel檢驗Z值 ————3.343 3.38［p－value〗 ————［0.000830〗 ［0.000725〗中介效應(yīng)占比 —60.92% 26.01% —30.61% 17.97%Edu

4.3 區(qū)域異質(zhì)性

由于不同?。ㄊ?、自治區(qū)）間的經(jīng)濟發(fā)展水平不同、資源稟賦不同、比較優(yōu)勢也不同，地域之間的差異更是明顯，因此數(shù)字普惠金融對不同地區(qū)居民消費升級的影響也存在差異.故該文從區(qū)域角度出發(fā)，將31個省份劃分成東、中、西部3個區(qū)域，分別對不同區(qū)域內(nèi)的數(shù)字普惠金融對居民消費升級的影響進行研究，結(jié)果見表4.觀察表4 的回歸結(jié)果可知，不論是東部、中部或是西部，數(shù)字普惠金融的發(fā)展總能顯著推動農(nóng)村地區(qū)居民消費升級.但對城鎮(zhèn)居民來說，數(shù)字普惠金融僅對中、西部地區(qū)城鎮(zhèn)居民消費升級有正向激勵作用，在東部地區(qū)其對城鎮(zhèn)居民消費升級沒有顯著的影響.且在不考慮顯著性的情況下，數(shù)字普惠金融對農(nóng)村地區(qū)消費升級的邊際影響普遍大于城鎮(zhèn)地區(qū).

4.4 結(jié)構(gòu)異質(zhì)性：分位數(shù)回歸

為驗證假設(shè)4，探討不同消費結(jié)構(gòu)下的居民能否均等地享受數(shù)字普惠金融的發(fā)展紅利，該文采用面板分位數(shù)模型進一步討論數(shù)字普惠金融對不同消費結(jié)構(gòu)下居民消費升級的邊際貢獻.表5為分位數(shù)模型回歸結(jié)果，顯示了數(shù)字普惠金融在不同消費結(jié)構(gòu)分位點下對居民消費升級的影響存在異質(zhì)性.觀察表5 可知，數(shù)字普惠金融在各個消費結(jié)構(gòu)分位點上對城鄉(xiāng)居民消費升級均具有正向促進作用，且在1%的置信水平上顯著.進一步觀察各個分位數(shù)上數(shù)字普惠金融與城鄉(xiāng)居民消費升級的關(guān)系，隨著居民消費結(jié)構(gòu)從較低分位向較高分位上升，數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)居民消費升級的正向促進作用逐漸遞減，中位數(shù)及以上分位數(shù)處，也即居民消費結(jié)構(gòu)較完善的地區(qū)，數(shù)字普惠金融對消費升級的促進效應(yīng)較小.說明居民消費結(jié)構(gòu)越完善，數(shù)字普惠金融對消費升級的促進效應(yīng)越弱.具體來說，數(shù)字普惠金融發(fā)展水平每上升1%，將促進城鎮(zhèn)居民下四分位數(shù)處消費升級0.157%，中位數(shù)處消費升級0.0681%，上四分位數(shù)處消費升級0.0586%，同時促進農(nóng)村居民下四分位數(shù)處消費升級0.266%，中位數(shù)處消費升級0.173%，上四分位數(shù)處消費升級0.156%.隨著居民消費結(jié)構(gòu)的完善，數(shù)字普惠金融的消費升級效應(yīng)明顯動力不足，受限于消費升級空間逼仄和消費市場潛力挖掘困難，數(shù)字普惠金融的消費升級效應(yīng)逐漸被削弱.

變量東部地區(qū) 中部地區(qū) 西部地區(qū)城鎮(zhèn) 農(nóng)村 城鎮(zhèn) 農(nóng)村 城鎮(zhèn) 農(nóng)村（1）（2）（3）（4）（5）（6）IFI 0.0185 0.284*** 0.202*** 0.366*** 0.0894** 0.190***（0.0473）（0.0616）（0.0391）（0.0592）（0.0399）（0.0615）Spur 0.0274 0.242** 0.157** 0.257*** 0.226*** 0.314**（0.0864）（0.113）（0.0619）（0.0936）（0.0816）（0.126）PGDP－0.0151－0.304***－0.176***－0.350***－0.00342－0.0173（0.0631）（0.0822）（0.0506）（0.0765）（0.0505）（0.0779）Edu－0.475** 0.206 0.255 0.659－0.431－0.923*（0.236）（0.307）（0.319）（0.482）（0.353）（0.545）－0.125** 0.00899 0.0704 0.0740－0.0320 0.126（0.0593）（0.0772）（0.0634）（0.0959）（0.0611）（0.0943）常數(shù)項 2.252*** 3.683*** 2.706*** 3.536*** 1.585*** 1.136**（0.434）（0.566）（0.328）（0.497）（0.341）（0.527）R2 0.2733 0.3595 0.5506 0.6073 0.5812 0.6327 N 99 99 72 72 108 108 ISH

5 結(jié)論與政策建議

5.1 結(jié)論

該文在既有研究的基礎(chǔ)上，結(jié)合2013 ～2021年全國31 個?。ㄊ?、自治區(qū)）的面板數(shù)據(jù)，首先，采用雙向固定效應(yīng)模型，實證檢驗了數(shù)字普惠金融發(fā)展對中國城鄉(xiāng)居民消費升級的促進作用.其次，以收入和產(chǎn)業(yè)升級為中介變量構(gòu)建中介效應(yīng)模型分析數(shù)字普惠金融發(fā)展促進城鄉(xiāng)居民消費升級的作用機制.最后，從區(qū)域和結(jié)構(gòu)兩個角度考察了數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)居民消費升級的異質(zhì)性影響.得出以下研究結(jié)論：第一，數(shù)字普惠金融的發(fā)展對推動城鄉(xiāng)居民消費升級有利.第二，數(shù)字普惠金融能夠通過收入與產(chǎn)業(yè)升級的中介效應(yīng)間接促進城鄉(xiāng)居民消費升級.第三，數(shù)字普惠金融影響城鄉(xiāng)居民消費升級具有區(qū)域性差異.在中西部地區(qū)，數(shù)字普惠金融的發(fā)展對城鄉(xiāng)居民消費升級促進作用明顯.但在東部地區(qū)，數(shù)字普惠金融發(fā)展對農(nóng)村居民消費升級的邊際影響較大，對城鎮(zhèn)居民的消費升級則沒有明顯作用.第四，數(shù)字普惠金融在不同消費結(jié)構(gòu)分位點下對居民消費升級的影響不同，居民消費結(jié)構(gòu)越完善，其對城鄉(xiāng)居民消費升級的促進作用越弱.

5.2 政策建議

最后針對以上研究結(jié)論，進一步提出如下政策建議：

⑴完善發(fā)展數(shù)字普惠金融的政策環(huán)境.近幾年來，中國數(shù)字普惠金融取得高速發(fā)展，政府應(yīng)在保證監(jiān)管到位的同時，進一步加強金融基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，鼓勵普惠金融向數(shù)字化轉(zhuǎn)型與創(chuàng)新發(fā)展，讓普惠金融惠及更廣大人群.同時，積極打造適配發(fā)展進程的新型融資模式，拓寬企業(yè)融資渠道，切實為中小企業(yè)解決融資困難的問題.

⑵合理配置資源，實行差異化發(fā)展戰(zhàn)略.中國各區(qū)域經(jīng)濟基礎(chǔ)不同，居民消費結(jié)構(gòu)也存在明顯差異，需實行差異化的數(shù)字普惠金融發(fā)展支持戰(zhàn)略.在不同的消費結(jié)構(gòu)區(qū)間及地理區(qū)位內(nèi)，有針對性地制定發(fā)展政策，并適時動態(tài)調(diào)整，保障數(shù)字普惠金融對消費升級的促進作用發(fā)揮.此外，加強地區(qū)之間數(shù)字普惠金融資本、信息、人才等流動能夠互通，逐步減少地區(qū)差距.

⑶穩(wěn)步提升居民收入水平的基礎(chǔ)上，加快產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級.政府應(yīng)充分借助數(shù)字普惠金融低成本、覆蓋范圍廣等特點緩解中小企業(yè)融資困難問題，為產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級提供資金保障.同時，加快發(fā)展數(shù)字普惠金融，降低準(zhǔn)入門檻，讓更多的人參與金融活動，拓寬居民收入來源，充分發(fā)揮收入與產(chǎn)業(yè)升級在數(shù)字普惠金融促進城鄉(xiāng)居民消費升級中的中介作用.