● 龐 楷，朱韓浩哲

（重慶工商大學 金融學院，重慶 400067）

一、引言

21 世紀以來，我國經濟快速發(fā)展，各地區(qū)發(fā)展速度逐漸拉大，各階層人民收入和生活水平存在較大差距。二十大報告強調，要明確我國社會主要矛盾是人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾，要緊緊圍繞這個社會主要矛盾推進各項工作。國家統計局披露2015—2018 年中國居民人均可支配收入基尼系數在0.462 至0.468 之間，這表明我國經濟社會中還存在一定程度的不平等問題。相對于收入不平等和財富不平等，消費不平等更能反映居民之間真實的生活水平差異[1]。由于新冠肺炎疫情和全球經濟低迷的影響，我國居民失業(yè)率有所反彈，居民的收入來源不穩(wěn)定，消費意愿整體偏低。這種現象在弱勢群體中更加凸顯，一定程度上表現為受到更大的消費相對剝奪，致使我國居民的消費不平等進一步加劇。以互聯網科技加持，面向受到傳統“金融排斥”的弱勢群體的數字普惠金融，是否能緩解前述消費不平等現象？

緩解消費不平等問題需要提升資源配置的均衡性，尤其是獲取金融服務的均等性[2]。由于傳統金融發(fā)展過程中存在“嫌貧愛富”的現象，對弱勢群體的“金融排斥”降低了其對金融服務的可得性，導致社會消費不平等加劇。近年來，信息技術的快速發(fā)展促進了金融體系的優(yōu)化與普惠功能的實現[3]，使得弱勢群體也能以低成本、高效率參與金融活動，一定程度上增加了弱勢群體的可支配收入，促進我國經濟包容性發(fā)展[4]。同時，數字普惠金融的發(fā)展也暴露出一些加劇消費不平等的問題。第一，由于數字技術助力普惠金融增加了網絡攻擊的普遍性和規(guī)模性，降低了居民對數字普惠金融的信任度，致使受教育程度較低、認知能力較弱的居民減少數字普惠金融的使用，形成“金融排斥”。第二，由于居民收入差距造成“數字鴻溝”，使低收入群體達不到數字普惠金融的參與門檻，形成“金融排斥”，加劇了消費不平等。為此，本文對數字普惠金融的發(fā)展究竟能否改善我國居民消費不平等及其深層原因進行了深入的研究和探討，并從幾個方向進行論述：數字普惠金融對消費不平等“有何”影響？數字普惠金融“如何”影響消費不平等？數字普惠金融“為什么”影響消費不平等？

本文的邊際貢獻在于：第一，本文控制個體效應和時間效應，得到更為準確的估計量，從微觀角度給出了數字普惠金融加劇消費不平等的證據；第二，本文理清了數字普惠金融加劇消費不平等的原因，擴展了相關領域的研究；第三，與以往主要關注的改變弱勢群體金融素養(yǎng)的角度不同，本文從如何降低數字普惠金融使用門檻以提升弱勢群體參與度的角度提出了緩解消費不平等的路徑，為相關政策制定提供導向。

二、文獻綜述與研究假設

數字普惠金融對消費不平等“有何”影響？既有研究對數字普惠金融與居民消費進行了充分討論，數字普惠金融促進消費擴容升級成為學界共識[5-13]。但是，由于數字普惠金融對居民消費的影響在不同人群和不同區(qū)域之間存在顯著異質性[14-19]，對數字普惠金融能否改善居民消費不平等仍沒有一致結論。一方認為，數字普惠金融更加關注“尾部群體”，能夠縮小居民消費差距[20-22]，緩解了居民消費不平等；另一方認為，由于“馬太效應”和“精英俘獲”現象[23-25]，數字普惠金融擴大了居民消費差距，加劇了居民消費不平等。據此，本文提出假設1 和假設2。

H1：數字普惠金融對弱勢群體“紅利效應”更明顯，能夠緩解消費不平等。

H2：由于弱勢群體受到“金融排斥”，數字普惠金融會加劇消費不平等。

數字普惠金融“如何”影響消費不平等？通過何種機制？國內外學者對于數字普惠金融與不平等問題的研究成果頗豐、觀點趨同。眾多研究發(fā)現，數字普惠金融、收入和消費之間存在千絲萬縷的聯系[26]。首先，數字普惠金融的發(fā)展可以縮小收入差距和收入不平等。國內學者中，余泳澤和曹瑞認為數字金融的發(fā)展縮小了城鄉(xiāng)收入差距[27]。周利等的研究發(fā)現數字金融增加了金融可得性從而減小城鄉(xiāng)收入差距[28]。Omar 等認為數字金融能顯著減少收入不平等[29]。Demir 等的研究顯示普惠金融緩解了各國內部收入不平等[30]。其次，縮小收入差距會刺激居民消費。朱國林等認為改善收入分配能夠刺激消費[31]。類似的，梁艷艷等指出縮小收入差距有助于刺激居民消費[32]。江劍平等證明了收入差距與居民消費率的“倒U 型”關系[33]。最后，關于中介效應的研究發(fā)現，收入差距在數字金融影響居民消費過程中起到部分中介作用[34]。陳銘聰等對農村居民的研究中發(fā)現，普惠金融可以通過提升尾部群體收入水平來降低消費不平等[18]。據此，本文提出假設3。

H3：數字普惠金融可以通過影響收入不平等來影響消費不平等。

數字普惠金融“為什么”會影響消費不平等？一方面，教育會改變居民的金融素養(yǎng)，從而改變居民的市場認知，進而改變其參與數字普惠金融的意愿。尹志超等認為弱勢群體因知識匱乏，無法很好地理解數字金融產品，從而減少對數字金融產品的使用[35]。Dohmen 等認為高學歷群體能更好地理解數字金融，并能識別和分散伴隨的金融風險，因此更傾向于參與數字金融[36]。另一方面，收入決定了居民的消費能力，進而影響其參與數字普惠金融的能力。王修華等在關于“馬太效應”和收入不平等的研究中發(fā)現，相比于低收入貧困戶，非貧困戶更能有效利用數字金融功能防范風險、平滑消費，數字金融發(fā)展具有明顯的“馬太效應”[23]。據此，本文提出假設4 和假設5。

H4：由于數字普惠金融對不同學歷人群的影響不同，所以會影響消費不平等。

H5：由于數字普惠金融對不同收入人群的影響不同，所以會影響消費不平等。

三、研究設計

（一）數據來源

以往關于數字普惠金融和消費不平等的研究主要采用時間截面數據和面板數據，相比之下面板數據更能體現隨時間變化的影響，并且能在一定程度上減少由遺漏變量引起的內生性問題，增強估計結果的有效性。本文數據主要來源于中國家庭追蹤調查（CFPS）、北京大學數字普惠金融指數（DFII）、CSMAR 數據庫和各省市統計年鑒。其中CFPS 選取2012、2014、2016 和2018 年的樣本數據；DFII 選取省級層面數據；各省市區(qū)的宏觀經濟變量和互聯網普及率來自CSMAR 數據庫和各省市區(qū)統計年鑒。合并后對數據進行以下處理：第一，對家庭純收入和家庭消費支出缺失或為零的樣本以各項收入/支出加總替代；第二，剔除戶主年齡小于18 歲以及大于65 歲的樣本；第三，對收入和消費數據進行1% 水平上的縮尾處理；第四，剔除數據的缺失樣本。最終得到全國4 年25 個省市區(qū)（除臺灣、香港、澳門、內蒙古、海南、西藏、青海、寧夏、新疆）的面板數據，共計樣本為32 972 個。

（二）模型設計

眾多文獻對面板數據不采用固定效應或采用地區(qū)固定效應進行回歸，鮮有文獻采用個體固定效應，這在一定程度影響了回歸結果的準確度，導致實證結果缺乏說服力。為此，本文在回歸模型中控制個體效應和時間效應（以期消除擾動項中不可觀測的不隨時間變化的個體上的差異，和不可觀測的不隨個體變化的時間維度因素），力求嚴謹和準確地找到數字普惠金融對居民消費不平等的影響。

本文構建的基準模型為：

其中RDit表示第i個家庭在第t年的消費相對剝奪，indexit指第i個家庭在t年的數字普惠金融水平，Xit表示眾多控制變量，Id和Year分別表示個體效應和時間效應，本文在回歸分析中對以上兩種效應進行控制，εit為隨機擾動項，α0、α1、α2是模型的估計參數。

借鑒已有文獻的逐步檢驗法[37]，本文在基準模型的基礎上構建中介效應模型為：

其中RDit為消費相對剝奪，RDincomeit為收入相對剝奪，indexit為數字普惠金融水平，Xit為控制變量，Id和Year分別表示個體效應和時間效應，εit、μit和φit為隨機擾動項，i表示第i個家庭，t表示第t年，α0、β0和γ0為常數項。此中介效應模型在α1和β1均顯著的情況下，若γ1和γ2均顯著，則說明該中介變量起到部分中介效應；若γ1不顯著且γ2顯著，則說明該中介變量起到完全中介效應；其他情況說明該中介效應不成立。

（三）變量說明

1.被解釋變量

本文使用對數化處理后的居民消費相對剝奪指數作為被解釋變量，并以此來描述居民消費不平等。

根據相對剝奪理論，一個地區(qū)其他個體消費不變的情況下，若某一個體消費增加，則其受到的消費相對剝奪隨之降低。即一個地區(qū)內，若低消費群體受到的消費相對剝奪降低（相對于其他群體消費量增加的更多），則表現為消費不平等程度降低。以往文獻常用的相對剝奪指數為Yitzhaki指數[38]、Kakwani 指數[39]和Podder 指數[40]。本文借鑒陳銘聰等的做法，選用Kakwani 指數來描述居民消費相對剝奪[18]。選用家庭樣本所在省市區(qū)為參照群體并用X表示，將區(qū)域內各樣本的消費升序排列，即x1≤x2≤x3≤… ≤xn。則第i個家庭受到的相對剝奪為：

其中，RD(x,xi)為相對剝奪指數，μX是參照群體X中所有樣本消費的平均值，是參照群體X中消費超過xi的樣本的消費平均值，是參照群體X中消費超過xi的樣本占比。

如圖1 所示，x 軸為居民家庭年消費量，左圖y 軸為消費相對剝奪指數，右圖y 軸為對數處理后的消費相對剝奪指數?？梢娤M不平等和消費量之間呈現出類似反函數的關系。我們分別算出每年各省份內的居民消費相對剝奪指數的方差，再計算每年省份之間方差的均值（左圖）和方差的方差（右圖）。圖2 顯示出各省份消費相對剝奪指數的方差隨時間增大趨勢，居民消費相對剝奪“兩極分化”現象愈發(fā)凸顯，消費不平等逐漸加大。

圖1 消費量與消費相對剝奪指數關系圖

圖2 消費相對剝奪隨時間變化趨勢圖

2.解釋變量

本文采用對數化處理后的北京大學數字普惠金融指數（DFII）[41]省級數據作為解釋變量，并以此來描述數字普惠金融的發(fā)展。該指數以支付寶底層數據為基礎，在數字普惠金融的研究中有較強的可靠性和代表性。

數字普惠金融的發(fā)展可以從覆蓋廣度、使用深度以及數字化程度等三個維度加以劃分。覆蓋廣度指數增加意味著地區(qū)內使用支付寶的人數增加，數字金融服務的普及度增加，更多的人獲得參與數字普惠金融的機會；使用深度指數增加意味著數字金融服務向更低社會階層滲透，使全社會不同階層的人都能享受優(yōu)質的金融服務，表示數字普惠金融最終發(fā)展水平上升；數字化程度指數越大意味著地區(qū)數字金融服務的便利性越高，服務成本越低，體現了數字金融服務的使用成本和參與門檻降低。本文也采用覆蓋廣度指數、使用深度指數以及數字化程度指數進行分析，并進行對數化處理。

3.控制變量

為控制其他因素對居民消費不平等的影響，本文選擇以下控制變量：

第一，微觀控制變量：戶主年齡、性別、學歷、戶口所在地、家庭成員數和家庭人均收入。其中，假定年齡不隨時間變化（為獲取到4 年連續(xù)數據），選用2012 年的真實年齡，設定男=1，女=2，戶主學歷“文盲/半文盲、小學、初中、高中、大專、大學本科、碩士和博士”分別對應“1 到8”，家庭戶口所在地，城鎮(zhèn)=1，農村=2，對家庭人均收入進行對數化處理。

第二，宏觀控制變量：經濟發(fā)展，采用地區(qū)人均GDP 與CPI 的比值作為代理指標，對數化處理；傳統金融發(fā)展，采用年末地區(qū)金融機構貸款余額與地區(qū)GDP 的比值表示，對數化處理；產業(yè)結構，采用地區(qū)第三產業(yè)增加值與地區(qū)GDP 比值衡量。各變量描述性統計結果如表1 所示。

表1 主要變量描述性統計

四、實證分析

（一）基準回歸

本文采用面板數據回歸，對模型進行Hausman 檢驗后，顯著拒絕不存在個體效應的原假設，故決定采用個體固定效應。同時，為消除不隨個體變化的時間維度不可觀測因素，我們將時間固定效應也納入考慮，基準回歸結果如表2 所示。（1）（2）（3）列使用全樣本逐步加入控制變量，三列結果均顯示數字普惠金融（DFII）的發(fā)展顯著增大了居民相對剝奪指數，加劇了居民消費不平等。列（3）控制變量方面，由于性別、戶口和家庭成員等微觀控制變量不隨時間變化，在控制個體效應和時間效應后無法觀測到其對消費不平等的影響。為解決這一問題，將年齡、性別、學歷、戶口和家庭成員變量與當期的數字普惠金融指數（DFII）交互。

實證結果顯示，學歷的提升對消費不平等在1% 水平上有顯著負向影響，往往學歷越高的家庭受到的消費相對剝奪越??；與城鎮(zhèn)相比，農村戶口的家庭受到消費相對剝奪更大；家庭成員更多以及家庭人均收入更高會帶來更多的家庭消費，兩者均能顯著降低消費相對剝奪，符合規(guī)模效應理論[42]與“持久收入假說”①“持久收入假說”認為，理性消費者的消費決策取決于永久性收入，并以此來平滑消費。；地區(qū)經濟發(fā)展對居民消費相對剝奪有顯著削弱作用，說明經濟發(fā)展可以改善民生，有助于緩解消費不平等，與客觀事實相符；同時，傳統金融對弱勢群體的“金融排斥”仍然存在，傳統金融的發(fā)展會顯著加劇消費不平等。以上結果表明數字普惠金融對低學歷、農村戶口和家庭人均收入低的家庭存在“金融排斥”，會加重他們受到的消費相對剝奪。

為了探究數字普惠金融對不同地區(qū)人群的影響，在（4）（5）（6）列分別對東部、中部和西部地區(qū)樣本進行回歸②本文的區(qū)域劃分如下：東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南，共11個省級行政區(qū)；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南，共8個省級行政區(qū)；西部地區(qū)包括四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內蒙古，共12個省級行政區(qū)。臺灣、香港、澳門、內蒙古、海南、西藏、青海、寧夏和新疆因數據缺失不在本文討論范圍內。?？梢?，數字普惠金融的發(fā)展顯著擴大了中部和西部地區(qū)居民的消費相對剝奪，對東部地區(qū)的回歸結果不顯著，說明數字普惠金融對居民消費不平等的加劇作用主要體現在經濟欠發(fā)達地區(qū)。由于中西部地區(qū)距離我國經濟較發(fā)達的東南沿海地區(qū)路途較遠，農村人口分布廣泛，各項基礎設施較為落后，教育水平、人均收入和消費理念等均與東部地區(qū)存在差距。這使得中西部地區(qū)的低學歷低收入群體受到“金融排斥”，數字普惠金融的發(fā)展加重了他們受到的消費相對剝奪，加劇了這些地區(qū)的消費不平等。

至此，拒絕了H1，初步驗證了H2。數字普惠金融的發(fā)展并沒有減輕弱勢群體的消費相對剝奪，反而對高學歷、高收入群體的“紅利效應”更大，存在“馬太效應”和“精英俘獲”現象，加劇了消費不平等。

（二）穩(wěn)健性檢驗

本文使用兩種方法進行穩(wěn)健性檢驗，一是剔除特殊樣本。考慮到直轄市的人口密度和經濟發(fā)展等因素以及支付寶和浙江省的特殊聯系，在樣本中剔除直轄市和浙江省樣本進行回歸。二是選用省級層面的互聯網普及率作為工具變量[43]。由于面板回歸模型的設定可能存在不可觀測的遺漏變量，同時數字普惠金融發(fā)展和居民消費不平等之間可能存在互為因果關系，故采用工具變量法進行內生性檢驗。如圖3 所示，由于互聯網普及率與當年數字普惠金融指數正相關，且互聯網普及率不會直接影響當期居民消費不平等，滿足相關性和外生性條件。表3 結果表明，兩種方法的回歸系數均正向顯著，證明數字普惠金融的發(fā)展加劇了居民消費不平等的結論穩(wěn)健。

表3 穩(wěn)健性檢驗

圖3 互聯網普及率與數字普惠金融指數關系圖

（三）影響機制分析

為探究數字普惠金融“如何”拉大消費不平等，本文選用收入相對剝奪指數①收入相對剝奪指數的計算方法與消費相對剝奪指數相同，見前文公式（4）。作為中介變量來表示收入不平等。圖4 顯示了收入和收入相對剝奪指數的關系，以及收入相對剝奪和消費相對剝奪之間的關系。與圖1 類似，收入相對剝奪指數與收入量之間呈現類似反函數的關系。同時也注意到，收入相對剝奪指數和消費相對剝奪指數存在較強的相關性，使得收入不平等成為可能改變消費不平等的渠道。

圖4 收入量、收入相對剝奪指數與消費相對剝奪指數關系圖

本文采用逐步檢驗法進行回歸，表4 第（1）列為基準回歸結果。第（2）列顯示數字普惠金融在1% 的水平上顯著擴大了收入相對剝奪。第（3）列將數字普惠金融與收入相對剝奪同時作為自變量進行回歸，結果顯示收入相對剝奪的回歸系數顯著為正，表明收入相對剝奪的擴大會引起消費相對剝奪擴大。同時，數字普惠金融的回歸系數不顯著，說明收入相對剝奪的擴大在數字普惠金融擴大消費相對剝奪過程中起到完全中介作用，且不排除其他機制的作用②溫忠麟等認為，完全中介效應并不會排除其他機制的作用[44]。。主流群體能夠利用數字普惠金融帶來的業(yè)務便利和海量信息來獲得更多收入或顯著降低交易成本或融資成本；但弱勢群體可能由于缺乏對數字技術的認知，不具備操作技術或對新興金融業(yè)態(tài)發(fā)展伴隨的風險具有厭惡恐懼心理，而不能有效利用數字普惠金融獲得更多收入或降低交易、融資成本，從而拉大居民收入不平等，進而影響消費不平等。為增強結論的可靠性，表3 第（3）列最后一行中對上述中介效應進行了Sobel 檢驗。結果顯示，Z 值為-6.778，P值為0.000，顯著拒絕不存在中介效應的原假設。即數字普惠金融的發(fā)展能夠加劇居民收入不平等，進而加劇消費不平等。這證實了H3。

表4 中介效應檢驗

（四）深層原因分析

前文對數字普惠金融加劇消費不平等做了充分論證，下面將繼續(xù)探究這一現象的深層原因，即回答“為什么”的問題。本文在基準回歸中加入高學歷與數字普惠金融指數的交乘項和低收入與數字普惠金融指數的交乘項。表5 第（1）（3）列回歸結果顯示，高學歷和數字普惠金融指數交乘項的回歸系數為負，說明高學歷會削弱數字普惠金融發(fā)展對居民消費不平等的加劇作用；低收入和數字普惠金融指數交乘項的回歸系數為正，說明低收入會加強數字普惠金融發(fā)展對居民消費不平等的加劇作用。上述結論直觀地展現在圖5 中。左圖顯示低學歷線的斜率明顯大于高學歷線，且位置相對較高，說明在數字普惠金融的作用下，本就受到更大消費相對剝奪的低學歷群體，他們的消費相對剝奪加劇更嚴重。右圖顯示低收入線的斜率明顯大于高收入線，且位置相對較高，說明在數字普惠金融的作用下，本就受到更大消費相對剝奪的低收入群體，他們的消費相對剝奪加劇更嚴重。

表5 學歷、收入和數字普惠金融參與率

圖5 學歷分化和收入分化的調節(jié)作用圖

為驗證調節(jié)效應的穩(wěn)健性，本文將戶主學歷為文盲、小學和初中的樣本劃分為低學歷組，高中、大專、本科、碩士和博士為高學歷組；將2012年收入量按從小到大順序排列，在0 至25%區(qū)間內的樣本劃分為低收入組，其他為高收入組，使用基準模型進行回歸。

表6 回歸結果表明，數字普惠金融的發(fā)展顯著加劇了低學歷和低收入群體的消費相對剝奪，擴大了消費不平等，說明學歷分化和收入分化的調節(jié)效應穩(wěn)健。

表6 分組回歸

進一步，本文選用CFPS 中的“互聯網商業(yè)活動參與率”代表居民數字普惠金融參與率，回歸結果列示在表5 第（2）和（4）列。結果表明，高學歷和數字普惠金融指數交乘項的回歸系數為正，說明隨著數字普惠金融的發(fā)展，高學歷群體對數字普惠金融參與率相對更高。低收入和數字普惠金融指數交乘項的回歸系數為負，說明隨著數字普惠金融的發(fā)展，低收入群體對數字普惠金融參與率相對更低。

至此，我們認為數字普惠金融對居民消費相對剝奪的影響從學歷和收入產生分化。第一，數字普惠金融會降低高學歷群體和高收入群體的消費相對剝奪或維持在較低水平①在一個群體中，消費量越高的個體受到的消費相對剝奪越低。本就受到較低消費相對剝奪的群體，無論消費量如何升高，個體受到的消費相對剝奪最低為0。所以本文的表述為“維持在較低水平”。。由于高學歷群體有更全面的市場認知和一定的互聯網操作能力，高收入群體有更強的消費能力，他們參與數字普惠金融的意愿和能力更強，從而增加對數字普惠金融的使用，在一定程度上增加了這類群體的消費，降低他們的消費相對剝奪或維持在較低水平①。第二，數字普惠金融會增大低學歷群體和低收入群體的消費相對剝奪。由于低學歷群體缺乏對金融市場和互聯網科技的認知，低收入群體消費能力較弱，他們可能會因為不了解、怕受騙或達不到數字普惠金融的參與門檻，從而減少對數字普惠金融的使用。雖然這并不能直接引起低學歷、低收入群體的消費量減少，但隨著數字普惠金融增大高學歷、高收入群體的消費，低學歷、低收入群體的消費情況如“逆流而上，不進則退”，受到更大的消費相對剝奪，從而加劇了消費不平等。至此，H4和H5得證。

（五）進一步討論

加劇消費不平等違背了“普惠”的初衷，為了找到緩解消費不平等的辦法，下面將數字普惠金融三個維度指標依次作為解釋變量進行回歸。

表7 實證結果顯示，覆蓋廣度和使用深度均能顯著加劇消費不平等，只有數字化程度指標會對消費不平等產生削弱影響。覆蓋廣度指數和使用深度指數增大代表了更多人或更低階層的人能夠獲得參與數字普惠金融、享受優(yōu)質金融服務的機會，數字普惠金融向更邊緣的、數字化程度更低的、聚集著弱勢群體的區(qū)域普及。但受限于這些區(qū)域較差的數字金融使用環(huán)境和較高的金融服務使用成本，在弱勢群體中出現了“有機會而不用”的現象，陷入了“不進則退”的境況，拉大了消費不平等。

表7 數字普惠金融與消費不平等（分維度）

數字化程度所代表的便利化、信用化、實惠化和移動化等都是影響用戶是否使用數字金融服務的主要因素。數字金融服務越便利、使用成本越低、信用化程度越高，弱勢群體受到的“金融排斥”就越小。換言之，隨著數字化程度的提高，參與數字普惠金融的門檻降低，使得弱勢群體的數字普惠金融參與度提高，將有利于降低弱勢群體的消費相對剝奪，從而削弱消費不平等。

五、結論與建議

本文使用面板數據，固定個體效應和時間效應，分析了數字普惠金融對消費不平等的影響和深層原因。研究發(fā)現，數字普惠金融的發(fā)展加劇了居民消費不平等，尤其在我國中西部地區(qū)最為顯著。中介效應檢驗表明，收入不平等的加劇在數字普惠金融加劇消費不平等的過程中起到完全中介作用。究其深層原因，學歷分化導致的認知偏差和收入差距導致的消費能力差異，致使低學歷、低收入群體的數字普惠金融參與率相對較低，增大了這類群體受到的消費相對剝奪，是數字普惠金融引起消費不平等加大的主要原因。分維度檢驗發(fā)現，覆蓋廣度和使用深度均能顯著加劇消費不平等，數字化程度指標會對消費不平等產生削弱影響。結合本文研究結論，提出以下建議：

第一，在加速普及數字普惠金融的同時，要注重提高地區(qū)數字化程度，降低數字普惠金融的使用門檻，以此提高低學歷和低收入群體的參與度，從而緩解我國居民消費不平等。首先，要加強數字基礎設施建設，特別是在弱勢群體聚集的農村偏遠地區(qū)，加速建立便捷、安全的數字普惠金融使用環(huán)境，提高數字金融服務的便利性；其次，要注重推進金融機構數字化轉型，以大數據、云計算和人工智能等先進技術代替繁雜的人力勞動，降低金融服務成本，從而降低數字金融服務的使用成本，例如降低消費貸和小微企業(yè)貸利率等；最后，要繼續(xù)推進全國征信一體化建設，提高信用化程度，使“信用”成為居民貸款和消費的硬通貨，例如信用貸、免息分期支付和免押金支付等。

第二，要加強數字普惠金融的“普惠”作用，使數字普惠金融的服務重心落實到“弱勢群體”，以減少“馬太效應”和“金融排斥”現象，從而緩解我國居民消費不平等。首先，政府要細化政策引導，一方面要因地制宜地出臺切實可行的“普惠”政策，增加對積極落實“普惠”政策的金融機構的政策優(yōu)惠，以增加對農村偏遠地區(qū)“弱勢群體”的紅利作用；另一方面要加強對數字普惠金融業(yè)務的監(jiān)管，防止通過“普惠”進行套利的行為發(fā)生。其次，金融公司要切實履行社會責任，放寬數字普惠金融業(yè)務的準入條件，增大對“弱勢群體”幫扶和優(yōu)惠力度，以緩解其受到的流動性約束，進而緩解消費不平等。最后，消費者要改變傳統觀念，理性看待數字普惠金融，理性辨別資本的糖衣炮彈，防止被金融資本掠奪更多的資源。