■郭琛 蔡嘉偉 艾馬

一、引言

2022年12月14日，中共中央、國務(wù)院印發(fā)《擴(kuò)大內(nèi)需戰(zhàn)略規(guī)劃綱要（2022—2035 年）》，強(qiáng)調(diào)了以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局。為了全面貫徹落實(shí)黨的二十大精神，2023年中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議將“著力擴(kuò)大國內(nèi)需求”作為重點(diǎn)工作任務(wù)進(jìn)行了部署，提出“要把恢復(fù)和擴(kuò)大消費(fèi)擺在優(yōu)先位置，增強(qiáng)消費(fèi)能力，改善消費(fèi)條件，創(chuàng)新消費(fèi)場景”。3月9日全國政協(xié)十四屆第一次會(huì)議提出“堅(jiān)定實(shí)施擴(kuò)大內(nèi)需戰(zhàn)略，著力恢復(fù)和擴(kuò)大消費(fèi)”。就目前而言，消費(fèi)不僅是刺激經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇、助力擴(kuò)大內(nèi)需戰(zhàn)略的有效手段，同時(shí)也是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的最終需求，是滿足人民對美好生活向往的現(xiàn)實(shí)需要。

與此同時(shí)，隨著科技和生產(chǎn)力的發(fā)展，以“新投資、新消費(fèi)、新模式、新業(yè)態(tài)”為主要特點(diǎn)的數(shù)字經(jīng)濟(jì)已經(jīng)成為推動(dòng)中國經(jīng)濟(jì)社會(huì)平穩(wěn)發(fā)展的重要力量。數(shù)字經(jīng)濟(jì)不僅改變了傳統(tǒng)生產(chǎn)服務(wù)模式下的消費(fèi)環(huán)境和消費(fèi)方式，也帶動(dòng)了消費(fèi)擴(kuò)容升級。黨的二十大報(bào)告提出“加快發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟(jì)，促進(jìn)數(shù)字經(jīng)濟(jì)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)深度融合”。2016 年，G20 峰會(huì)《二十國集團(tuán)數(shù)字普惠金融高級原則》倡導(dǎo)利用數(shù)字技術(shù)支持普惠金融發(fā)展，數(shù)字普惠金融應(yīng)運(yùn)而生?！皵?shù)字普惠金融”泛指一切通過使用數(shù)字金融服務(wù)以促進(jìn)普惠金融的行動(dòng)。簡單來說，數(shù)字普惠金融就是在普惠金融的基礎(chǔ)上，結(jié)合移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)、云計(jì)算、智能終端等數(shù)字科技手段，通過數(shù)字化技術(shù)推動(dòng)普惠金融的發(fā)展。數(shù)字普惠金融擴(kuò)大了傳統(tǒng)金融的內(nèi)涵，憑借其能夠降低交易成本、緩解信息不對稱問題等天然優(yōu)勢，降低了借貸門檻[1]，緩解了居民的流動(dòng)性約束[2]，帶動(dòng)居民消費(fèi)升級。然而，數(shù)字普惠金融在緩解借貸約束的同時(shí)，也會(huì)增加家庭借貸總量，導(dǎo)致家庭負(fù)債結(jié)構(gòu)的變動(dòng)，從而影響居民消費(fèi)信心。

綜上所述，本文在已有的關(guān)于數(shù)字普惠金融與居民消費(fèi)升級關(guān)系的研究基礎(chǔ)上，加入居民杠桿率，試圖探究在這個(gè)影響過程中，居民杠桿率是否起到了門檻值的作用。通過驗(yàn)證居民杠桿率在這一過程中的作用，能更好地幫助居民平衡家庭負(fù)債與家庭消費(fèi)的關(guān)系，為更好發(fā)揮數(shù)字普惠金融作用、釋放國內(nèi)消費(fèi)潛能提供可靠依據(jù)。

二、文獻(xiàn)梳理

國內(nèi)外已有不少關(guān)于數(shù)字普惠金融、居民杠桿率和居民消費(fèi)升級的研究，本文主要關(guān)注“數(shù)字普惠金融對居民消費(fèi)升級的影響”和“居民杠桿率對消費(fèi)升級的影響”。具體內(nèi)容如下：

（一）數(shù)字普惠金融對居民消費(fèi)升級的影響

易行健等[3]研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融可以通過緩解信貸約束、便利居民支付來促進(jìn)居民消費(fèi)。Panos等[4]認(rèn)為數(shù)字金融緩解了居民的借貸約束，提升了支付的便利性，從而使得居民非生存型消費(fèi)和沖動(dòng)消費(fèi)增多，進(jìn)而影響居民消費(fèi)升級。肖遠(yuǎn)飛等[5]比較了數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)居民消費(fèi)升級影響的差距，發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融不僅能提高農(nóng)村居民的消費(fèi)總量，還能優(yōu)化農(nóng)村居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)，但是數(shù)字普惠金融只能影響城市居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)。杜家廷等[6]利用門檻效應(yīng)模型檢驗(yàn)出數(shù)字普惠金融對中國農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級的促進(jìn)趨勢呈“倒S型”的非線性形狀。藍(lán)天[7]通過對31 個(gè)省份的研究，發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融能夠促進(jìn)居民消費(fèi)，并且促進(jìn)作用是非線性的。安強(qiáng)身等[8]發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融通過提升居民收入和社會(huì)保障水平促進(jìn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級。王瑛等[9]研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融可以通過居民消費(fèi)促進(jìn)共同富裕，并且對西部和東北部的促進(jìn)效果較為明顯。

（二）居民杠桿率對消費(fèi)升級的影響

學(xué)者們關(guān)于居民杠桿率對居民消費(fèi)的影響方向也持有不同的意見。Cardaci[10]根據(jù)2007—2008 年美國金融危機(jī)的數(shù)據(jù)得出結(jié)論，隨著居民房產(chǎn)貸款的增加，房產(chǎn)增值帶來的財(cái)富效應(yīng)會(huì)增加居民消費(fèi)。Bechlioulis等[11]通過消費(fèi)歐拉方程發(fā)現(xiàn)，負(fù)債會(huì)令受到借貸約束的家庭減少對未來消費(fèi)的偏好。陳清華等[12]根據(jù)省級層面數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)居民杠桿率能促進(jìn)消費(fèi)增長。安玉桃[13]對城市和農(nóng)村居民的消費(fèi)進(jìn)行對比，發(fā)現(xiàn)居民杠桿率攀升抑制了農(nóng)村居民的消費(fèi)升級，但卻促進(jìn)了城市居民的消費(fèi)升級。高東勝等[14]認(rèn)為居民杠桿率以對未來消費(fèi)增長的透支為代價(jià)，從而促進(jìn)當(dāng)期消費(fèi)增長。

另外，由于住房負(fù)債在家庭負(fù)債中占有較大比例，也有學(xué)者針對住房負(fù)債進(jìn)行了研究分析。張雅淋等[15]通過對不同類型的債務(wù)比較，發(fā)現(xiàn)住房負(fù)債的增加會(huì)抑制消費(fèi)，影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級，而一般債務(wù)的增加會(huì)促進(jìn)消費(fèi)、優(yōu)化消費(fèi)結(jié)構(gòu)。周利等[16]認(rèn)為住房貸款、非住房貸款都會(huì)促進(jìn)居民消費(fèi)，但長遠(yuǎn)來看，家庭債務(wù)的持續(xù)累積不利于消費(fèi)的穩(wěn)定增長。

綜上所述，許多學(xué)者都對數(shù)字普惠金融對消費(fèi)升級的影響以及居民杠桿率和居民消費(fèi)之間的關(guān)系做了研究，為本文提供了可靠的理論基礎(chǔ)。但大多數(shù)學(xué)者在研究數(shù)字普惠金融對消費(fèi)的作用時(shí)，沒有意識(shí)到鼓勵(lì)居民消費(fèi)升級時(shí)產(chǎn)生的棘輪效應(yīng)、示范效應(yīng)有可能導(dǎo)致居民過度消費(fèi)，從而引發(fā)家庭債務(wù)累積，最終影響家庭未來的消費(fèi)。因此，本文在分析數(shù)字普惠金融對居民消費(fèi)升級的影響時(shí)，加入居民杠桿率進(jìn)行研究，以探究是否存在一個(gè)居民杠桿率的門檻值，使得居民杠桿率跨過此門檻值后，既能充分發(fā)揮數(shù)字普惠金融對居民消費(fèi)升級的促進(jìn)作用，提升人民生活幸福感，促進(jìn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，又能防范家庭破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)，預(yù)防系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)，增強(qiáng)居民消費(fèi)信心，從而為數(shù)字普惠金融發(fā)展和擴(kuò)大內(nèi)需戰(zhàn)略提供合理建議。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）模型構(gòu)建

1.基本模型設(shè)定

建立數(shù)字普惠金融、居民杠桿率和居民消費(fèi)升級三者之間的基本模型：

其中，i 表示家庭，t 代表年份，Rcon 表示居民消費(fèi)規(guī)模，Constr表示居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)，Consump2表示享受型消費(fèi)和發(fā)展型消費(fèi)之和，Index表示數(shù)字普惠金融發(fā)展水平，Lev表示居民杠桿率，Controls為其他影響居民消費(fèi)的所有控制變量，μ為家庭層面的個(gè)體效應(yīng)，τ為年份的時(shí)間效應(yīng)，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2.門檻模型設(shè)定

由于數(shù)字普惠金融與居民消費(fèi)升級可能存在非線性關(guān)系，采用Hansen的面板門檻效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證研究，同時(shí)采用居民杠桿率作為門檻值，在模型（1）和（2）的基礎(chǔ)上引入指示函數(shù)，構(gòu)建單門檻模型：

考慮到可能存在多個(gè)門檻值的情況，對模型（4）、（5）進(jìn)行拓展：

（二）數(shù)據(jù)來源

由于數(shù)據(jù)的可得性和可信度原因，本文使用來自西南財(cái)經(jīng)大學(xué)2013 年、2015 年、2017 年、2019 年的中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)（CHFS）[17]。該調(diào)查兩年進(jìn)行一次，包括全國除港澳臺(tái)外的29個(gè)省和自治區(qū)及直轄市。本文還采用了北京大學(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)[18]和國家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的數(shù)據(jù)[19]，以省為單位，與中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)相匹配。

（三）變量說明

1.被解釋變量

農(nóng)村居民消費(fèi)升級。本文將農(nóng)村居民消費(fèi)升級分成“質(zhì)”和“量”兩個(gè)部分來觀察?！百|(zhì)”表示居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)，用家庭發(fā)展型消費(fèi)和享受型消費(fèi)之和占家庭總消費(fèi)的比值來表示?！傲俊北硎揪用裣M(fèi)量，用家庭人均消費(fèi)來表示。

2.解釋變量

數(shù)字普惠金融發(fā)展水平。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)來表示。

3.門檻變量

居民杠桿率。以家庭總負(fù)債與家庭總資產(chǎn)的比值來衡量。

4.控制變量

借鑒甘犁等[17]的研究，本文選取如下控制變量：（1）家庭層面，包括少年人口撫養(yǎng)比、老年人口撫養(yǎng)比、家庭規(guī)模、家庭收入。（2）個(gè)人層面，包括戶主的性別、婚姻狀況、健康狀況、受教育情況、社會(huì)保障、醫(yī)療保障。（3）區(qū)域?qū)用?，包括城?zhèn)化率。

本文的主要變量名稱及定義如表1所示。

（四）描述性統(tǒng)計(jì)

本文對數(shù)據(jù)進(jìn)行了以下處理：（1）保留了四次都在調(diào)查樣本中的家庭；（2）刪除存在缺失值的樣本，構(gòu)建平衡面板數(shù)據(jù)；（3）為了緩解異常值帶來的估計(jì)偏誤，對數(shù)據(jù)進(jìn)行了1%的縮尾處理；（4）將數(shù)字普惠金融指數(shù)進(jìn)行了縮小100倍的處理，并令人均消費(fèi)、家庭收入都以“萬元”為單位。最終保留了7720 條樣本數(shù)據(jù)，共1930戶家庭。

具體描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。

四、實(shí)證檢驗(yàn)及結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸分析

在進(jìn)行基準(zhǔn)回歸分析之前，本文先進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，各變量方差膨脹因子（VIF）的最大值為1.6，平均值為1.16，遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于臨界值10，說明不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

首先，從數(shù)字普惠金融對居民消費(fèi)升級的影響機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)。表3（1）和（2）列結(jié)果表明，數(shù)字普惠金融對人均消費(fèi)的影響系數(shù)為0.736，通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)；數(shù)字普惠金融對消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響系數(shù)為-0.070，通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)。這說明數(shù)字普惠金融能夠顯著促進(jìn)消費(fèi)量的增加，但對消費(fèi)升級有削弱作用。

表3 數(shù)字普惠金融、居民杠桿率對居民消費(fèi)升級影響的回歸結(jié)果

本文關(guān)于數(shù)字普惠金融對消費(fèi)升級的影響與肖遠(yuǎn)飛等[5]、安強(qiáng)身等[8]的研究結(jié)果并不一致。為了進(jìn)一步探究數(shù)字普惠金融對消費(fèi)升級的削弱作用，將享受型消費(fèi)和發(fā)展型消費(fèi)之和作為被解釋變量，數(shù)字普惠金融作為解釋變量。回歸結(jié)果如表3（3）列所示，數(shù)字普惠金融在10%的顯著性水平上對享受型消費(fèi)和發(fā)展型消費(fèi)具有正向影響，說明數(shù)字普惠金融確實(shí)可以使得居民的享受型消費(fèi)和發(fā)展型消費(fèi)總量增加，但是可能由于生存型消費(fèi)的增長快于享受型消費(fèi)和發(fā)展型消費(fèi)，最終導(dǎo)致消費(fèi)結(jié)構(gòu)沒有實(shí)現(xiàn)優(yōu)化，反而發(fā)生倒退。

其次，從居民杠桿率對居民消費(fèi)升級的影響機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)。表3（1）和（2）列結(jié)果表明，居民杠桿率對人均消費(fèi)的影響為-0.012，通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)；居民杠桿率對消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響為0.001，通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)。這說明居民杠桿率使得居民人均消費(fèi)減少，消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化。結(jié)合表3（3）列的結(jié)果，進(jìn)一步分析居民杠桿率對居民消費(fèi)的影響，可能是由于隨著居民杠桿率的升高，負(fù)債壓力給居民造成一定的悲觀預(yù)期，于是在居民杠桿率并不會(huì)增加享受型消費(fèi)和發(fā)展型消費(fèi)的前提下，居民的人均消費(fèi)和消費(fèi)總量減少，導(dǎo)致消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)。

從控制變量來看：首先，由于受到傳統(tǒng)文化“尊老愛幼”的思想影響，老年撫養(yǎng)比能促進(jìn)居民享受型和發(fā)展型消費(fèi)增加，少年撫養(yǎng)比能促進(jìn)居民消費(fèi)升級；家庭收入增加也會(huì)直接影響居民增加人均消費(fèi)和享受型發(fā)展型消費(fèi)；健康水平能夠影響居民預(yù)期，從而促進(jìn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級；受教育水平提升使居民不再局限于生存型需求，對于發(fā)展型消費(fèi)和享受型消費(fèi)的需求增加，也能促進(jìn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級。其次，城鎮(zhèn)化水平提升會(huì)減少居民消費(fèi)。可能是因?yàn)槌擎?zhèn)化發(fā)展的同時(shí)，配套基礎(chǔ)設(shè)施并未跟上，同時(shí)受戶籍限制，城鎮(zhèn)居民難以享受同等醫(yī)療教育資源，導(dǎo)致消費(fèi)意愿不足。最后，家庭規(guī)模會(huì)抑制居民消費(fèi)，但能促進(jìn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級。這可能是因?yàn)槿丝谠黾訉?dǎo)致人均消費(fèi)減少，人口結(jié)構(gòu)變動(dòng)導(dǎo)致消費(fèi)需求變動(dòng)，從而影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)。

（二）門檻模型估計(jì)與檢驗(yàn)

對居民杠桿率的門檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，表4、表5為300次Bootstrap自抽樣檢驗(yàn)結(jié)果。從結(jié)果可以看出，居民杠桿率作為門檻變量，均為單門檻效應(yīng)顯著，雙門檻效應(yīng)不顯著，因此本文選取單門檻模型進(jìn)行實(shí)證分析。

表4 居民杠桿率對于人均消費(fèi)的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

表5 居民杠桿率對于消費(fèi)結(jié)構(gòu)的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

從表6、圖1 中可以看出，在1%的顯著性水平上，居民杠桿率對于人均消費(fèi)的門檻值為4.9%，落在95%置信區(qū)間水平的置信區(qū)間[0.025，0.053]。從表6、圖2 中可以看出，居民杠桿率對于消費(fèi)結(jié)構(gòu)的門檻值為22.0%，落在95%的置信區(qū)間水平的置信區(qū)間[0.195，0.235]。

圖1 對于人均消費(fèi)的居民杠桿率門檻值

圖2 對于消費(fèi)結(jié)構(gòu)的 居民杠桿率門檻值

表6 居民杠桿率的門檻值估計(jì)結(jié)果

如表7所示，當(dāng)居民杠桿率超過門檻值時(shí)，數(shù)字普惠金融對人均消費(fèi)的促進(jìn)作用由0.665 變?yōu)?.794，促進(jìn)作用增強(qiáng)；當(dāng)居民杠桿率超過門檻值時(shí)，數(shù)字普惠金融對消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級的抑制作用由-0.071變?yōu)?0.063，抑制作用減弱。并且前面所說的兩種作用系數(shù)均在1%的水平上顯著，說明當(dāng)居民杠桿率突破門檻值時(shí)，數(shù)字普惠金融對居民消費(fèi)升級的正向作用增加，負(fù)向作用減弱。

表7 門檻效應(yīng)模型回歸結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性檢驗(yàn)

由于本文選擇了連續(xù)4 年追蹤用戶家庭，因此為了檢驗(yàn)本文是否存在樣本選擇偏誤、遺漏變量偏誤、雙向因果關(guān)系等內(nèi)生性問題，參考鄒新月等[20]、汪亞楠等[21]、黃曉莉等[22]的研究，采用“互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入用戶”“互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入端口數(shù)”“移動(dòng)電話普及率”和“數(shù)字普惠金融滯后一期”作為數(shù)字普惠金融的工具變量，采用兩階段最小二乘估計(jì)法進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。

對于人均消費(fèi)來說，采用“互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入用戶”“互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入端口數(shù)”和“數(shù)字普惠金融滯后一期”作為工具變量。第一階段的F值大于10，通過了弱工具變量檢驗(yàn)；Kleibergen-Paapr k LM 統(tǒng)計(jì)量的p值為0，小于0.01，顯著拒絕原假設(shè)，通過不可識(shí)別檢驗(yàn)；Hansen J 統(tǒng)計(jì)量為0.34，接受原假設(shè)，通過過度識(shí)別檢驗(yàn)。

對于消費(fèi)結(jié)構(gòu)來說，采用“互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入用戶”“互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入端口數(shù)”和“移動(dòng)電話普及率”作為工具變量。第一階段的F 值遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于10，通過弱工具變量檢驗(yàn)；Kleibergen-Paapr k LM 統(tǒng)計(jì)量的p值為0，小于0.01，顯著拒絕原假設(shè)，通過不可識(shí)別檢驗(yàn)；Hansen J 統(tǒng)計(jì)量為0.17，接受原假設(shè)，通過過度識(shí)別檢驗(yàn)。

以上檢驗(yàn)說明工具變量選取有效，回歸結(jié)果如表8 所示。根據(jù)第二階段回歸結(jié)果顯示，數(shù)字普惠金融對人均消費(fèi)有顯著的促進(jìn)作用，對消費(fèi)結(jié)構(gòu)有顯著的抑制作用，居民杠桿率對人均消費(fèi)有顯著的抑制作用，對消費(fèi)結(jié)構(gòu)有顯著的促進(jìn)作用，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果、門檻模型回歸結(jié)果一致，說明本文結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表8 工具變量兩階段最小二乘法第二階段回歸結(jié)果

2.替換門檻變量

由于居民杠桿率也可以看作是負(fù)債與收入的比值，因此可以通過替換門檻變量來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。結(jié)果如表9 所示，新的居民杠桿率對于人均消費(fèi)存在門檻效應(yīng)，且數(shù)字普惠金融對人均消費(fèi)存在顯著的促進(jìn)作用；新的居民杠桿率對于消費(fèi)結(jié)構(gòu)存在門檻效應(yīng)，且數(shù)字普惠金融對消費(fèi)結(jié)構(gòu)存在顯著的抑制作用，總體上與雙向固定效應(yīng)模型、原居民杠桿率下的門檻模型的回歸結(jié)果基本一致。

表9 替換門檻變量后的門檻模型回歸結(jié)果

（四）異質(zhì)性檢驗(yàn)

根據(jù)郭峰等[18]對于中國數(shù)字普惠金融發(fā)展的測度報(bào)告可知，數(shù)字普惠金融發(fā)展在不同區(qū)域間、在城市與農(nóng)村之間存在較大差異，因此本文針對居民杠桿率的門檻作用在區(qū)域間及城鄉(xiāng)間是否存在差異進(jìn)行了驗(yàn)證。其中，為了指標(biāo)的統(tǒng)一性，區(qū)域、城鄉(xiāng)劃分依據(jù)參考《2013年家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)變量規(guī)則說明》[17]。

1.東、中、西部地區(qū)的異質(zhì)性檢驗(yàn)

將29個(gè)省分為東、中、西部三個(gè)地區(qū)，檢驗(yàn)門檻效應(yīng)是否存在。若顯示不存在門檻效應(yīng)，則采用雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果如表10所示。

表10 東、中、西部地區(qū)異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

對于東部地區(qū)而言，居民杠桿率對人均消費(fèi)存在門檻效應(yīng)，并且數(shù)字普惠金融對人均消費(fèi)增加具有顯著的促進(jìn)作用，在超過門檻值之后，促進(jìn)作用增強(qiáng)；對消費(fèi)結(jié)構(gòu)來說，不存在門檻效應(yīng)，并且數(shù)字普惠金融對于其并不存在顯著影響。對于中部地區(qū)而言，數(shù)字普惠金融對居民人均消費(fèi)、消費(fèi)結(jié)構(gòu)均沒有顯著作用。對于西部地區(qū)而言，居民杠桿率對人均消費(fèi)并不存在門檻效應(yīng)，且數(shù)字普惠金融對人均消費(fèi)并不存在顯著影響；對消費(fèi)結(jié)構(gòu)來說，存在門檻效應(yīng)，并且數(shù)字普惠金融存在顯著的抑制作用，在超過門檻值之后，抑制作用減弱。

由此可見，對于不同地區(qū)，門檻效應(yīng)確實(shí)存在差異，并且數(shù)字普惠金融對于居民消費(fèi)升級的影響也存在差異。這或許是因?yàn)椋瑬|部地區(qū)經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)，居民對于償還借貸更有信心，因此數(shù)字普惠金融更能積極影響居民消費(fèi)，而西部地區(qū)居民經(jīng)濟(jì)較為落后，居民收入較低，因此居民杠桿率對其消費(fèi)預(yù)期影響較大，從而抑制居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級。

2.城鄉(xiāng)異質(zhì)性檢驗(yàn)

對城鄉(xiāng)地區(qū)是否存在門檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，若不存在門檻效應(yīng)，則采用雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。

由表11 可知，對于城市地區(qū)而言，居民杠桿率對人均消費(fèi)存在雙門檻效應(yīng)，且數(shù)字普惠金融對人均消費(fèi)存在顯著正向影響；居民杠桿率對于消費(fèi)結(jié)構(gòu)并不存在門檻效應(yīng)，數(shù)字普惠金融對于消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級存在抑制作用。對于農(nóng)村地區(qū)而言，居民杠桿率對人均消費(fèi)和消費(fèi)結(jié)構(gòu)均存在門檻效應(yīng)，數(shù)字普惠金融對于人均消費(fèi)沒有顯著作用，對于消費(fèi)結(jié)構(gòu)具有顯著抑制作用。

表11 城鄉(xiāng)異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

由此可得，城市地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)確實(shí)存在不同的門檻效應(yīng)，并且數(shù)字普惠金融對于消費(fèi)升級的影響也存在差異。對于城市地區(qū)，數(shù)字普惠金融對于人均消費(fèi)存在顯著的促進(jìn)作用，并且當(dāng)居民杠桿率處于第二區(qū)間時(shí)，促進(jìn)作用最大，對于農(nóng)村地區(qū)的人均消費(fèi)則不存在顯著作用。數(shù)字普惠金融對于城鄉(xiāng)消費(fèi)結(jié)構(gòu)均存在顯著抑制作用，但對于城市居民來說，這種變動(dòng)更多源于增加的消費(fèi)中對生存型消費(fèi)的偏好更大，而對于農(nóng)村居民來說，這種變動(dòng)來源于整體消費(fèi)結(jié)構(gòu)的降低。其原因可能是，戶籍限制導(dǎo)致配套資源的不均，因此，農(nóng)村居民消費(fèi)邊際傾向降低，從而影響消費(fèi)升級。

五、結(jié)論與對策建議

本文研究發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融能夠促進(jìn)居民消費(fèi)量的增加，但卻會(huì)抑制居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的升級。同時(shí)，居民杠桿率在數(shù)字普惠金融對居民消費(fèi)升級的過程中起到了門檻作用，越過門檻值之后，數(shù)字普惠金融對居民消費(fèi)量的促進(jìn)作用增強(qiáng)，對居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級的抑制作用減緩。同時(shí)，對于不同區(qū)域，數(shù)字普惠金融對居民消費(fèi)升級的作用效果也存在差異。

面對國際環(huán)境的深刻變化和人民日益增長的美好生活需要，堅(jiān)持?jǐn)U大內(nèi)需戰(zhàn)略，不斷釋放內(nèi)需潛能，建設(shè)更加強(qiáng)大統(tǒng)一的國內(nèi)市場都是促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)循環(huán)、保證經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)發(fā)展的必要手段。目前而言，中國消費(fèi)水平還較低，消費(fèi)結(jié)構(gòu)有待升級。為了更好地發(fā)揮消費(fèi)的基礎(chǔ)作用，結(jié)合《擴(kuò)大內(nèi)需戰(zhàn)略規(guī)劃綱要（2022—2035）》，本文提出以下政策建議：

（一）推進(jìn)數(shù)字普惠金融建設(shè)，推動(dòng)消費(fèi)擴(kuò)容升級

首先，加強(qiáng)關(guān)于數(shù)字普惠金融服務(wù)的宣傳力度和規(guī)范推廣，加強(qiáng)相關(guān)金融知識(shí)普及，從而防范金融詐騙，提高居民接受度，更好利用數(shù)字普惠金融對于弱勢群體的天然輔助優(yōu)勢。其次，針對不同區(qū)域，定制個(gè)性化數(shù)字普惠金融產(chǎn)品，推進(jìn)數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

（二）推動(dòng)城鄉(xiāng)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，釋放內(nèi)需潛能

目前，按戶籍人口計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)，中國城鎮(zhèn)化率不到50%，按常住人口計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)，中國城鎮(zhèn)化率在65%左右，城鎮(zhèn)化發(fā)展還存在一定空間。同時(shí)，已經(jīng)完成城鎮(zhèn)化建設(shè)的地區(qū)，由于戶籍限制的影響和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的待完善，居民消費(fèi)欲望較低，消費(fèi)偏向于生存型消費(fèi)，影響消費(fèi)結(jié)構(gòu)。因此，應(yīng)推進(jìn)城鎮(zhèn)化建設(shè)，加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，推動(dòng)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，關(guān)注醫(yī)療、教育方面的資源配置，引導(dǎo)消費(fèi)預(yù)期，優(yōu)化居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)。

（三）扎實(shí)推動(dòng)共同富裕，厚植內(nèi)需發(fā)展?jié)摿?/h3>

收入對于消費(fèi)升級存在一定的影響。根據(jù)邊際消費(fèi)理論，要完善收入分配格局，重點(diǎn)關(guān)注二次分配、三次分配，增加農(nóng)村居民工資性收入，增加勞動(dòng)者報(bào)酬，縮小收入差距，從而增加居民消費(fèi)，推動(dòng)消費(fèi)升級。

（四）加強(qiáng)居民負(fù)債信心，發(fā)揮門檻值作用

加強(qiáng)對居民杠桿率的監(jiān)測，提高居民負(fù)債信心，將居民杠桿率控制在合理范圍內(nèi)，更好發(fā)揮居民杠桿率的門檻值作用，更好發(fā)揮數(shù)字普惠金融對消費(fèi)升級的促進(jìn)作用。