數字普惠金融對消費結構升級的影響研究

摘" "要：本文基于中國家庭追蹤調查數據，運用雙向固定效應模型從不平等視角分析了數字普惠金融對消費結構升級的影響。研究結論表明：數字普惠金融的發(fā)展能夠緩解消費結構升級不平等，并且這種緩解效應以收入不平等和流動性約束為中介，受到家庭受教育程度和市場化水平的調節(jié)。異質性分析表明，數字普惠金融的三個子維度均能緩解消費結構升級不平等，其中覆蓋廣度產生的影響最大；數字普惠金融對西部地區(qū)、農村地區(qū)以及低收入家庭的作用程度要高于東中部地區(qū)、城鎮(zhèn)地區(qū)以及中高收入家庭。

關鍵詞：數字普惠金融；消費結構升級不平等；流動性約束；市場化水平

中圖分類號：F830" 文獻標識碼：A" 文章編號：1674-2265（2025）02-0030-10

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2025.02.003

一、引言

消費作為拉動國民經濟的三駕馬車之一，在我國經濟發(fā)展進入新常態(tài)的過程中一直扮演著重要角色（黃漫宇和竇雪萌，2022）[1]。但隨著消費水平的持續(xù)增長，消費增速放緩已經是中國經濟步入新常態(tài)的重要特征之一（楊偉明等，2021）[2]。在消費增速緩慢的形勢下，追求消費結構的升級顯得尤為重要。研究表明，中國東部地區(qū)消費結構升級水平遠遠高于中部地區(qū)和西部地區(qū)，區(qū)域內、區(qū)域間的消費結構升級水平差異明顯，不利于區(qū)域協(xié)調發(fā)展以及全國整體的消費結構升級（葉菁菁，2021）[3]。2023年政府工作報告中提出“堅持實施擴大內需戰(zhàn)略，培育更多經濟增長動力源”，要“增強區(qū)域發(fā)展平衡性協(xié)調性”。2024年政府工作報告提出“積極培育智能家居、文娛旅游、體育賽事、國貨‘潮品’等新的消費增長點”?；诖?，探索緩解消費結構升級不平等的路徑，是需要研究的重要課題。

與此同時，我國數字普惠金融發(fā)展迅速，2023年銀行共處理電子支付業(yè)務2961.63億筆，交易金額達3395.27萬億元①，數字支付整體市場覆蓋率居全球第一。根據“長尾理論”，被傳統(tǒng)金融服務所排斥的“長尾人群”能夠容易地享受到數字普惠金融的服務。數字普惠金融能夠減輕“長尾人群”面臨的信息不對稱，緩解流動性約束，降低“長尾人群”的消費成本，增加其消費意愿和消費選擇，進而對“長尾人群”的消費結構進行優(yōu)化升級，縮小這類群體與其他群體在消費結構上的差異，緩解消費結構升級不平等。那么，實際情況是否與理論相符合？對于消費結構升級不平等，數字普惠金融是否能起到有效的緩解作用？作用機制如何？哪些因素會影響數字普惠金融產生的效果？這些問題有待深入探討與分析。

鑒于此，本文以消費結構升級指數的基尼系數作為消費結構升級不平等的衡量指標，實證檢驗數字普惠金融對其產生的影響，使用收入不平等、流動性約束作為中介變量，家庭受教育程度和市場化水平作為調節(jié)變量來進行檢驗，并從數字普惠金融指數的三個子維度、區(qū)域、城鄉(xiāng)以及收入水平四個層面進行異質性檢驗。與現有研究相比，本文可能的貢獻在于：第一，已有研究主要以消費水平的不平等為主，少有學者從消費結構升級不平等的角度進行研究。相比于消費水平，消費結構更能體現居民的消費質量，因此，本文結合前人研究，對消費結構升級不平等進行測度，進而研究數字普惠金融的影響效應是否存在。第二，學者們對發(fā)展型消費和享受型消費的界定方式并不完全一致，為了更加客觀地劃分消費類別，本文運用擴展線性支出系統(tǒng)模型（ELES），計算出各消費類別的需求收入彈性，并據此將八種消費類別劃分為生活必需品和高檔消費品，利用高檔消費品的支出占總消費支出的比重來衡量消費結構升級。第三，本文選擇市場化水平作為調節(jié)變量，以探究不同市場化水平下數字普惠金融是否會對消費結構升級不平等產生不同的影響效果，并結合其他中介變量和調節(jié)變量共同研究數字普惠金融產生影響的內在機制，彌補了一定的邏輯缺失。這對于認識數字普惠金融的實質作用，制定區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略以推進消費結構升級平等化具有重大參考價值。

二、文獻綜述

到目前為止，關于數字普惠金融作用于消費結構升級不平等的研究十分匱乏，大多數研究主要關注消費結構升級和消費不平等兩個層面。

在消費結構升級的影響因素方面，收入水平、人口結構、產業(yè)結構、社會保障及經濟政策等因素均能對消費結構升級產生影響（張喜艷和劉瑩，2020；章成和洪錚，2022）[4 ，5]。近年來，隨著數字普惠金融的快速發(fā)展，數字普惠金融這一影響因素開始得到學者們的關注，研究結果大多表明數字普惠金融的發(fā)展對消費結構升級有著積極影響（熊穎和郭守亭，2023）[6]。

在消費不平等的影響因素方面，學者們普遍認同影響消費不平等最主要的因素是收入的不平等。此外，人口結構變動、物價水平、社會福利以及城鎮(zhèn)化水平都會對消費不平等產生影響（劉靖和陳斌開，2021；姚健和臧旭恒，2022）[7 ，8]。近年來，作為影響因素之一的數字普惠金融方面的研究呈現明顯增長態(tài)勢。學者們普遍認為，數字普惠金融的發(fā)展可以緩解消費不平等程度，體現在縮小中高和低收入階層之間的消費差距以及縮小省際、城鄉(xiāng)消費不平等方面（李文秀和劉俊杰，2023）[9]，并且數字普惠金融主要是通過緩解收入不平等來緩解消費不平等（王瑋婧，2024）[10]。

從上述文獻梳理可以發(fā)現，學界對于消費結構升級和消費不平等這兩個方面的研究較為全面，其中大量研究成果和結論對本文有重大的參考意義，但對于消費結構升級不平等這一視角以及在這一視角下數字普惠金融產生的影響的研究十分匱乏。鑒于此，本研究將基于不平等視角，深入分析數字普惠金融對消費結構升級不平等的影響及機制，以期在新發(fā)展格局下為緩解消費結構升級不平等、實現消費高質量發(fā)展提供切實有效的政策建議。

三、理論分析與研究假設

（一）直接效應

相比于傳統(tǒng)金融，數字普惠金融能憑借自身天然的草根和普惠屬性，增加“長尾人群”獲得金融服務的可能性。數字化的運行和管理能夠大幅提高金融機構的效率，借助大數據等信息技術，金融機構又能夠開發(fā)出更多低門檻的基金理財業(yè)務以及保險業(yè)務等，從而為更多的目標群體提供適合他們的金融產品和服務（楊碧云等，2023）[11]。此外，數字普惠金融能夠為“長尾人群”提供更多信息渠道和消費選擇，激發(fā)其消費潛力（李文秀和劉俊杰，2023）[9]。對于“長尾人群”來說，數字普惠金融能夠顯著地增加他們的消費意愿，提供消費機會，減少消費成本，這部分由數字普惠金融帶來的消費結構升級趨勢會高于其他群體，進而減小長尾人群與其他群體的消費結構差異，實現對消費結構升級不平等的緩解。據此，本文提出假說1。

H1：數字普惠金融能夠緩解消費結構升級不平等。

（二）收入不平等的中介效應

居民可支配收入可以分為四類，其中工資性收入和經營性收入是低收入群體收入來源的重要組成部分。一方面，大量的中小微企業(yè)可以通過數字普惠金融獲得更多的融資渠道，增加流動資金，數字普惠金融也能夠為中小微企業(yè)提供更多的金融信息，填補信息漏洞，從而增加中小微企業(yè)的生存年限（楊望等，2024）[12]。另一方面，數字普惠金融能夠顯著降低創(chuàng)業(yè)者初始資金籌集的門檻，并能為創(chuàng)業(yè)者提供大量的信息，加強創(chuàng)業(yè)者與供給方和銷售方的聯系，從而使創(chuàng)業(yè)者能夠看清自身的創(chuàng)業(yè)優(yōu)勢及市場前景，降低創(chuàng)業(yè)失敗的概率（劉成奎等，2024）[13]。通過以上兩個渠道，數字普惠金融既能保證就業(yè)崗位，又能激發(fā)創(chuàng)業(yè)熱情，進而提高傳統(tǒng)金融框架下低收入群體的工資性收入和經營性收入，降低整體的收入不平等。

高收入群體自身條件優(yōu)越，基礎需求已得到滿足，大部分會轉向發(fā)展型和享受型消費。低收入群體對發(fā)展型和享受型消費的消費意愿較高，但實際用于消費的資金不足，消費結構升級速度緩慢（南永清等，2023）[14]，經濟下行時甚至會出現消費降級的情況。而收入不平等的緩解會讓消費結構升級向平等化轉變。據此，本文提出假說2。

H2：數字普惠金融能夠緩解收入不平等，從而緩解消費結構升級不平等。

（三）流動性約束的中介效應

相較于傳統(tǒng)金融對于“長尾人群”的排斥而言，數字普惠金融的普惠性顯然具有更大的現實意義（張偉和黃子祺，2024）[15]。數字普惠金融能夠借助金融科技為“長尾人群”提供更為科學的金融服務，并對其進行準確的風險評估，減少其違約概率，進而緩解“長尾人群”的信貸約束。另外，普通農戶也面臨著相似的情況，由于農業(yè)生產周期較長且不穩(wěn)定，農戶并不能受到傳統(tǒng)金融機構的青睞，常常因為融資約束的問題而約束自身發(fā)展。數字普惠金融可以擺脫實體金融機構地理上的束縛，在很多方面取代傳統(tǒng)實體金融機構，為農戶提供適合的金融產品和服務，緩解農戶的流動性約束（張呈磊等，2021）[16]。

流動性約束的緩解意味著“長尾人群”能夠擁有更多的流動資金進行生產活動或投資，進而實現良性循環(huán)，增加“長尾人群”的金融可得性，避免“長尾人群”的消費欲望和消費行為受到流動性約束的影響而削弱（張勛等，2019）[17]。據此，本文提出假說3。

H3：數字普惠金融能夠緩解流動性約束，從而緩解消費結構升級不平等。

（四）家庭受教育程度的調節(jié)效應

對于受教育程度高的群體來說，數字普惠金融的發(fā)展帶來了數字紅利，而受教育程度低的群體則面臨著數字鴻溝（周利等，2020）[18]。一方面，在數字普惠金融傳播的過程中，受教育程度高的群體能夠更容易地發(fā)現數字普惠金融相比于傳統(tǒng)金融的優(yōu)勢，積極接受數字普惠金融所帶來的全新變化，利用數字普惠金融提高家庭收入、緩解流動性約束從而進行更合理的消費資源配置，優(yōu)化家庭消費結構。然而，受教育程度較低的群體對于金融的敏感性不足，無法快速接受作為新興事物的數字普惠金融，甚至對其產生抵觸心理，這使得家庭消費結構無法得到優(yōu)化，與其他群體差距逐漸拉大（熊穎和郭守亭，2023）[6]。另一方面，數字普惠金融作為新興金融范式，不可避免地存在著多樣化的金融風險，不同群體對金融風險的規(guī)避及應對也存在差別。受教育程度高的群體對金融風險的感知能力更強，能夠憑借自身金融知識和技能識別潛在風險，并尋求保險工具規(guī)避和分散潛在的金融風險。而受教育程度較低的群體既可能會因為對風險的恐懼而放棄數字普惠金融帶來的利好，又可能因對自身潛在的金融風險缺少清晰的判斷導致投資或消費時出現巨大損失，反而造成消費降級，消費結構劣化，群體間消費結構差距加劇。據此，本文提出假說4。

H4：數字普惠金融對消費結構升級不平等的影響受到家庭受教育程度的調節(jié)，受教育程度越高，數字普惠金融的緩解作用越強。

（五）市場化水平的調節(jié)效應

相比于傳統(tǒng)金融，數字普惠金融能夠提高資源配置效率，緩解信息不對稱，而隨著市場化水平提高，資源配置效率和信息傳播速度也會大幅提升。這意味著市場化水平越高，數字普惠金融能夠產生的效果越好。同時，在市場化水平高的地區(qū)，地方保護主義和壟斷較弱，數字普惠金融能夠更好地彌補傳統(tǒng)金融受地域限制的不足，為生產方和消費方提供適合的金融服務和信息來源（王晶，2024）[19]，從而在很大程度上驅動生產要素向高生產率的第三產業(yè)流動，加快第三產業(yè)發(fā)展，促進產業(yè)結構升級，為消費結構升級提供了充實的物質基礎。供給側能提供的商品和服務增加，需求側的消費選擇和消費行為便會受到影響，向更高級和合理的消費結構轉變。此外，市場化水平高的地區(qū)人力資本回報率較高（張文宏和李桂興，2024）[20]，數字普惠金融更能激發(fā)創(chuàng)業(yè)熱情、穩(wěn)定就業(yè)崗位，進而提高低收入群體的工資性收入和經營性收入，助力消費結構升級的平等化。據此，本文提出假說5。

H5：數字普惠金融對消費結構升級不平等的影響受到市場化水平的調節(jié)，市場化水平越高，數字普惠金融的緩解作用越強。

四、數據來源、變量選取及模型設定

（一）數據來源

本文采用中國家庭追蹤調查（CFPS）2014年、2016年、2018年、2020年、2022年的微觀數據②、北京大學數字普惠金融指數及各省統(tǒng)計年鑒中的部分宏觀數據制作成五年的面板數據。

（二）變量選取

1.被解釋變量：消費結構升級不平等指數。參考蔣靈多等（2024）[21]的研究，本文采用ELES模型來衡量消費結構升級。ELES模型由Lluch（1973）[22]在線性支出系統(tǒng)模型的基礎上擴展得到，該模型通過計算商品或服務的需求收入彈性，將其分為生活必需品和高檔消費品，用高檔消費品支出占總消費支出的比重來衡量消費結構，比重上升則代表消費結構升級。表1展示了2022年八大類消費品③的簡單平均需求收入彈性和加權平均需求收入彈性④。

由表1可知，居住、家庭設備及日用品、醫(yī)療保健、文教娛樂及其他這五類消費品需求收入彈性大于1，屬于高檔消費品，因此，本文將這五類消費品支出總和占總體消費支出的比重作為消費結構升級指數，并利用基尼系數法測算消費結構升級指數在各省內部的基尼系數，得到消費結構升級不平等指數。

2.核心解釋變量：數字普惠金融指數。根據郭峰等（2020）[23]的研究，本文采用省級層面的北京大學數字普惠金融指數⑤及覆蓋廣度、使用深度和數字化程度三個子維度指數衡量中國數字普惠金融的發(fā)展水平。

3.控制變量。參照以往研究（易行健和周利，2018）[24]，控制變量從家庭和地區(qū)兩個層面進行選取。家庭層面選取家庭純收入、家庭凈資產、家庭人口規(guī)模和家庭受教育程度⑥，地區(qū)層面選取家庭所在省份的人均GDP、城鎮(zhèn)化率、產業(yè)結構高級化水平（第三產業(yè)增加值與GDP之比）和金融發(fā)展程度（金融機構貸款余額與GDP之比）。表2給出了相關變量的描述性統(tǒng)計。

（三）模型設定

為檢驗上文提出的假說，本文構建了如下模型：

[cginiit=α0+α1indexit+α2controlit+μi+θt+εit]（1）

其中，[cginiit]為消費結構升級不平等指數；[indexit]為數字普惠金融指數；[controlit]為控制變量；[μi]表示家庭固定效應；[θt]表示年份固定效應；[εit]為擾動項。

五、實證分析

（一）基準回歸

表3第（1）列為數字普惠金融單變量回歸，第（2）列為加入家庭層面控制變量后的回歸結果，第（3）列為加入所有控制變量后的回歸結果。數字普惠金融的回歸系數始終顯著為負，這代表隨著數字普惠金融指數的提高，消費結構升級趨向于平等，假說1得到驗證。原因在于，相比于傳統(tǒng)金融模式，數字普惠金融能夠覆蓋更多群體，憑借其天然的普惠性，既能緩解“長尾人群”的流動性約束，又能增加支付的便利性從而減小居民消費成本，激發(fā)“長尾人群”的消費潛力，促使消費結構向合理化、高級化發(fā)展。

（二）內生性分析

本文內生性問題的主要來源如下：一是遺漏變量，消費結構升級不平等可能受到消費偏好、對家庭前景的預期等難以定量觀測的因素影響，這將導致核心解釋變量的估計系數存在偏誤。二是雙向因果關系，消費結構升級水平越高，消費層次越高，居民對金融服務的需求也會隨之增加，因此，消費結構升級不平等的情況反過來也可能會影響數字普惠金融發(fā)展水平。三是測量誤差，采用基尼系數測度消費結構升級不平等指數可能存在偏誤。

對此，本文采用工具變量方法加以解決。本文借鑒Bartik（2009）[25]及易行健和周利（2018）[24]的做法，構建“家庭所在省份省會城市與杭州的球面距離×其他省份數字普惠金融指數均值”（工具變量1）和“滯后一階的數字普惠金融指數×數字普惠金融指數在時間上的一階差分”（工具變量2）兩個變量作為工具變量。表4的回歸結果顯示，第一階段中工具變量的估計系數顯著異于0，且均通過了弱工具變量檢驗和不可識別檢驗。第二階段估計結果依然顯著，這表明在考慮了內生性問題后，結論依然成立，說明上述回歸結論基本穩(wěn)健。

（三）機制檢驗

1. 中介效應分析。為了探討數字普惠金融影響消費結構升級不平等的內在機制，本文參考江艇（2022）[26]的研究，構建中介效應模型如下：

[mediatorit=β0+β1indexit+β2controlit+μi+θt+εit] （2）

[cginiit=γ0+γ1mediatorit+γ2controlit+μi+θt+εit] （3）

其中，[mediatorit]為中介變量，分別是收入不平等和流動性約束。收入不平等采用基于家庭純收入指標的基尼系數進行衡量。流動性約束以“家庭總金融資產小于兩個月家庭純收入”作為代理變量，當家庭總金融資產小于兩個月家庭純收入時，流動性約束變量賦值為1，表明家庭存在流動性約束，否則為0，表明家庭不存在流動性約束（楊碧云等，2022）[27]。

由表5第（1）和（2）列回歸結果可知，數字普惠金融對收入不平等和流動性約束的回歸系數均顯著為負，表明數字普惠金融能夠緩解收入不平等和流動性約束。由表5第（3）和（4）列回歸結果可知，收入不平等、流動性約束均與消費結構升級不平等呈同向變動。結合上文機制分析，數字普惠金融能夠提高“長尾人群”的收入，并為其提供適合的金融資源，緩解其流動性約束，使得“長尾人群”當期及未來的可支配資金增加，進而提升“長尾人群”的消費欲望，使其擁有更多樣的消費選擇和做出更理性的消費行為，最終實現消費結構的升級。因此，假說2和假說3得到驗證。

2. 調節(jié)效應分析。本部分在基準回歸的基礎上分別加入家庭受教育程度、市場化水平與數字普惠金融指數的交乘項，以探討二者的調節(jié)效應。家庭受教育程度采用家庭中財務回答人的受教育年限衡量，市場化水平采用王小魯等（2021）[28]編制的市場化進程得分來衡量，并參考以往研究（解學梅和朱琪瑋，2021）[29]將該指標擴充至2022年⑧。如表6回歸結果所示，兩組交乘項的系數均顯著為負，表明隨著家庭受教育程度和市場化水平的不斷提高，數字普惠金融對消費結構升級不平等的緩解效果更明顯，假說4和假說5得到驗證。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1. 剔除直轄市樣本并改變樣本區(qū)間。由于直轄市在經濟發(fā)展程度以及區(qū)位上具有特殊性，且2014年數字普惠金融的發(fā)展時間較短，自身發(fā)展不充分，可能會影響回歸結果的穩(wěn)健性，因此，本部分剔除直轄市的家庭樣本，并將樣本年份改為2016年、2018年、2020年、2022年四年重新進行回歸?；貧w結果如表7第（1）列所示，替換樣本后，數字普惠金融的回歸系數仍然顯著為負。

2. 替換被解釋變量。本部分采用泰爾指數替代基尼系數測度被解釋變量，回歸結果如表7第（2）列所示，數字普惠金融回歸系數仍然顯著為負。

3. 替換模型。由于被解釋變量基尼系數是受限因變量，因此，本部分采用tobit模型進行回歸，回歸結果如表7第（3）列所示。更換模型后數字普惠金融的系數仍然顯著為負，表明本文回歸結果是穩(wěn)健的。

4. 檢驗中介變量的合理性。學者們對于數字普惠金融是否存在顯著的“馬太效應”觀點并不統(tǒng)一，部分學者認為數字普惠金融的發(fā)展存在“馬太效應”，即數字普惠金融會讓金融資源向高收入群體傾斜，反而不利于低收入群體的收入增長（劉成奎等，2024；王修華和趙亞雄，2020）[13 ，30]。也有部分學者認為數字普惠金融的增收效應在低收入群體中更加顯著，有利于緩解居民的收入不平等，實現包容性增長（楊望等，2024；張勛等，2019；周利等，2020）[12，17，18]。因此，本部分進行分樣本回歸，以檢驗收入不平等和流動性約束的中介作用。

對于收入不平等的檢驗，本部分參考已有研究（王修華和趙亞雄，2020）[30]，根據CFPS提供的家庭純收入指標，將低于全部家庭純收入10%分位數的樣本劃分為貧困家庭，其余為非貧困家庭。對于流動性約束的檢驗，本部分參考易行健和周利（2018）[24]的研究，采用家庭流動性資產來衡量家庭受到的流動性約束，按流動性資產規(guī)模從小到大分成三個子樣本。家庭流動性資產越少，代表家庭所受到的流動性約束越大，反之則越小。為進一步探究分組回歸系數差異性，本部分進行了chow檢驗，結果均在1%的水平上顯著，表明子樣本在回歸系數上存在著顯著差異。由表8可知，數字普惠金融對于貧困家庭的增收效應大于非貧困家庭，即對收入不平等能夠起到緩解作用；數字普惠金融對受到流動性約束越大的家庭的緩解效應越強。這得益于數字普惠金融能夠克服傳統(tǒng)金融“嫌貧愛富”的缺點，為大量弱勢群體提供金融服務，降低了信貸約束。這會為原本被傳統(tǒng)金融排斥的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)者提供充足的資金，實現創(chuàng)業(yè)機會的均等化，進而實現收入的均等化（張勛等，2019）[17]。綜上所述，數字普惠金融能夠緩解收入不平等和流動性約束，進而緩解消費結構升級不平等，中介效應檢驗的結果是穩(wěn)健的。

（五）異質性分析

1. 分維度異質性。由表9回歸結果可知，三個子維度的回歸系數均顯著為負。覆蓋廣度主要衡量數字普惠金融的普及程度，覆蓋廣度越大，“長尾人群”獲得金融服務的機會越大，越能緩解消費結構升級不平等。使用深度指標涵蓋支付、基金、信貸、保險等金融服務，主要衡量數字普惠金融提供的各項服務的發(fā)展水平。使用深度指標提高，“長尾人群”所能享受到的金融服務就更多樣且更有針對性，對于消費結構升級不平等的緩解效果更顯著。數字化程度主要衡量居民享受金融服務的便利性和移動性等，數字化程度的加深能顯著降低“長尾人群”的消費成本，抑制消費結構升級不平等。從三個維度估計結果的對比來看，覆蓋廣度系數的絕對值高于其余兩者的絕對值，說明覆蓋廣度產生的影響是最大的。

2. 分區(qū)域異質性。由于我國幅員遼闊，且存在著區(qū)域發(fā)展不平衡的問題，為了進一步研究數字普惠金融在不同區(qū)域間產生的差異化影響，本文將樣本中25個省份劃分為東部、中部、西部三個子樣本⑨，并對三個區(qū)域分別進行回歸，結果如表10所示。為進一步探究分組回歸系數差異性，本部分及下文均進行了chow檢驗，結果均在1%的水平上顯著，表明各部分子樣本在回歸系數上存在著顯著差異。在東部地區(qū)，數字普惠金融指數的系數絕對值較小，中部地區(qū)系數絕對值稍大，西部地區(qū)系數絕對值最大。

原因可能主要是數字普惠金融產生的影響在一定程度上與地區(qū)本身的經濟和金融發(fā)展程度相關。東部區(qū)域多為沿海省份，經濟發(fā)達，金融服務框架完善，居民普遍有良好的金融與數字素養(yǎng)，消費結構升級不平等程度本身相對較小，因此，在東部地區(qū)數字普惠金融對消費結構升級不平等的影響效應有限。相比于東中部，西部地區(qū)經濟和金融發(fā)展水平較為落后，數字普惠金融的普及很大程度上能夠彌補傳統(tǒng)金融的不足之處，故對西部地區(qū)消費結構升級不平等的影響十分顯著。中部地區(qū)經濟和金融發(fā)展程度介于東部和西部地區(qū)之間，因此，影響程度也介于二者之間。由此可知，數字普惠金融的不斷深化更能彌補經濟水平落后和傳統(tǒng)金融發(fā)展不完善造成的消費結構升級不平等現象。

3. 城鄉(xiāng)家庭異質性。本文將總樣本分為城鎮(zhèn)家庭和農村家庭兩個子樣本，回歸結果如表11所示。數字普惠金融在農村家庭中產生的效果比城鎮(zhèn)家庭更明顯，原因是傳統(tǒng)金融對于農村的傾斜程度遠低于城鎮(zhèn)，數字普惠金融的飛速發(fā)展能夠拓寬農村居民的信息渠道，使得農村居民能夠以較低的成本便利地獲得金融資源，極大地提升農村居民的收入并緩解了農村居民的流動性約束，激發(fā)消費潛力，緩解農村居民消費結構升級不平等。

4. 收入水平異質性。本部分將樣本家庭按家庭人均收入進行排序，并將整個樣本三等分，家庭人均收入最低的一份劃分為低收入家庭，家庭人均收入最高的一份劃分為高收入家庭，其余為中等收入家庭，分別進行回歸分析，回歸結果見表12。三列的系數均顯著為負，但低收入家庭的系數絕對值最大，其次是中等收入家庭，最后是高收入家庭。這表明收入水平越低的家庭，數字普惠金融起到的緩解作用越顯著。

六、主要結論與政策建議

（一）主要結論

本文使用CFPS面板數據，利用雙向固定效應模型，從不平等視角分析了數字普惠金融對消費結構升級的影響。研究發(fā)現，數字普惠金融的發(fā)展能夠緩解消費結構升級不平等，并且這種緩解效應以收入不平等和流動性約束作為中介，受到家庭受教育程度和市場化水平的調節(jié)。異質性分析表明，數字普惠金融的三個子維度均能緩解消費結構升級不平等，其中覆蓋廣度產生的影響最大；數字普惠金融對西部地區(qū)、農村地區(qū)以及低收入家庭的作用效果要強于東中部地區(qū)、城鎮(zhèn)地區(qū)以及中高收入家庭。

（二）政策建議

基于以上結論，本文提出以下政策建議：

第一，完善數字基礎設施建設。本文研究表明，數字普惠金融覆蓋廣度的提升起到的作用最大，然而當前我國部分落后地區(qū)居民仍沒有移動數據終端。在數字普惠金融難以普及到的地區(qū)，傳統(tǒng)金融機構也同樣無法覆蓋，這就意味著這些地區(qū)的居民很難享受到便捷、低成本的金融服務，消費結構升級緩慢。因此，政府應為相關企業(yè)完善基礎設施建設提供便利，如開展基站設立、無線信號覆蓋加強等工程，切實推動數字普惠金融發(fā)展。

第二，提升居民整體受教育水平，提高居民的金融與數字素養(yǎng)。數字普惠金融的傳播不僅依賴于供給側，需求側對于數字普惠金融的接受度也同樣重要。部分居民由于缺乏相關金融與數字素養(yǎng)，對數字普惠金融在一定程度上產生了排斥。因此，政府和銀行應該加大對數字普惠金融的宣傳力度，提高居民的金融素養(yǎng)與數字素養(yǎng)，消除居民的排斥心理。

第三，提高市場化水平。市場化水平的提升能夠提高數字普惠金融的資源配置效率，加快信息傳播速度，避免因信息不對稱而造成“長尾人群”的消費欲望降低。政府應因地制宜，激發(fā)市場自身活力，保障供給側和需求側的權益，推進數字普惠金融發(fā)展以促進消費結構升級的平等化。

第四，鑒于數字普惠金融在緩解農村地區(qū)、西部地區(qū)以及低收入家庭的消費結構升級不平等上的效果更為顯著，因此，政府應該在政策制定上向弱勢群體傾斜，提升數字普惠金融對消費結構升級不平等的作用效果。一方面，政府應出臺相關政策引導金融機構向弱勢群體提供信貸、保險、理財等金融資源；另一方面，銀行自身也應利用大數據等技術詳細分析弱勢群體的金融需求，并有針對性地提供金融服務。

注：

①本部分數據來源于中國人民銀行《2023年支付體系運行總體情況》。

②CFPS每兩年進行一次跟蹤調查，覆蓋25個省（自治區(qū)、直轄市）。

③參照國家統(tǒng)計局2013年發(fā)布的《居民消費支出分類》。

④權重為家庭可支配收入占總體可支配收入的比重。

⑤為使量綱統(tǒng)一，本文在回歸中對數字普惠金融指數、三個子維度指數、家庭純收入和家庭凈資產除以100處理。

⑥CFPS數據中已經將居民受教育程度折算成受教育年限，故本文采用家庭中財務回答人的受教育年限來衡量家庭受教育程度。

⑦由于流動性約束為虛擬變量，此處采用probit模型進行回歸。

⑧由于市場化進程得分指標僅公布至2019年，故本文用歷年數據的年平均增長幅度來計算2020—2022年的指標。

⑨東部地區(qū)包括北京市、天津市、河北省、遼寧省、江蘇省、浙江省、上海市、福建省、山東省、廣東省，中部地區(qū)包括山西省、吉林省、黑龍江省、安徽省、江西省、河南省、湖北省、湖南省，西部地區(qū)包括四川省、重慶市、貴州省、云南省、陜西省、甘肅省、廣西壯族自治區(qū)。

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