数字普惠金融、居民消费水平与经济高质量发展水平的相关性——基于中介效应模型的实证分析

宋国峰，司乙君

（吉林建筑大学，长春 130119）

0 引言

自改革开放以来，中国经济在快速发展的同时，也存在着生态环境日益恶化、资源损耗巨大以及地区发展不和谐不稳定之类的问题，中国经济社会发展面临着严峻的挑战。金融是一个国家经济发展的源泉，在我国的经济发展中占据重要地位。数字普惠金融是数字技术与金融相结合的产物，也就是说，数字普惠金融是在数字技术的基础上，使金融可以很好地适应目前中国经济普惠性与标准性方面的需求。数字普惠金融概念的出现在一定程度上为社会贫困弱势群体带来了较为经济实惠的金融产品，在数字普惠金融的影响下，世界不断寻求发展普惠金融的途径，从而推动落后的偏远地区的经济发展。随着我国供给侧结构性改革的深入，我国的产品供应水平明显提高，产业结构也得到了进一步优化和发展。金融发展固然是促进产业结构升级的关键，但由于传统的金融体系对发展较为落后的中小微企业的金融排斥，无法解决结构性矛盾。而数字普惠金融则可以为中小微企业提供融资服务，帮助其完成产业升级，促进经济的高质量发展。数字普惠金融是将普惠金融和数字技术有机地结合起来的一种新的发展理念。

当前，随着消费拉动和数字化技术的快速发展，深入研究金融发展对促进居民消费需求的影响，有利于促进我国经济稳定、高质量发展，而普惠金融则是今后我国金融发展的一个重要方向。要实现产业稳定发展，必须要有资本的支持，同时要充分利用金融资源的作用，既要淘汰落后产能，又要发展新的产能。但是，当前我国金融系统中存在着严重的金融排斥现象，普惠金融从这一角度出发来解决此问题。普惠金融是联合国于2005 年在国际小额信贷大会上提出的，历经十余年的发展，普惠金融内涵日益丰富。数字普惠金融有别于传统的金融服务，它是将数字化技术和金融服务结合起来，把那些没有足够资格的中小微企业和低收入群体纳入金融领域，从而改善其外部融资环境。

推行数字普惠金融能够有效地解决目前金融系统中的“排斥”现象。根据凯恩斯的消费需要理论，低收入人群对消费的积极性较低，偏向于实用产品，所以推广数字普惠金融有利于促进整体消费，扩大内需，主动解决需求萎缩的现实困境，并为产业结构升级提供指导和支持，更能很好地带动居民消费观念的转变。只有国家经济高质量发展水平得到提高，居民的消费水平才能得到提升。

1 文献综述

关于我国居民消费水平的影响因素，国内已有大量学者展开研究，付欣然（2022）就居民消费的影响因素展开阐述并进行分析，认为数字普惠金融对居民消费有一定的影响［1］。薛秋童等（2022）就居民消费与数字普惠金融以及经济高质量发展的相关性进行研究，得出数字普惠金融对经济高质量发展水平以及居民消费水平均产正面影响［2］。张冰倩（2022）等就数字普惠金融对消费市场活跃度的影响展开分析，认为数字普惠金融的推进在一定程度上能促进消费市场的积极性［3］。李建伟（2022）等对数字普惠金融给消费水平带来的影响进行研究，研究得出二者之间呈正向关系发展［4］。张立（2022）研究分析了产业结构升级对数字普惠金融产生的影响，研究表明产业结构升级对数字普惠金融及经济高质量发展有一定影响［5］。

2 变量选取与来源

2.1 因变量

本文用居民人均消费支出衡量居民消费水平，并取对数后引入计量模型，以此作为因变量。

2.2 影响研究对象的核心变量

本文从北京大学发布的《北京大学数字普惠金融指数第三期（2011—2020）》中选取数字普惠金融指数的数据，来研究我国各地区的数字普惠金融发展情况；用数字普惠金融覆盖广度指数研究金融覆盖面的扩大会对经济高质量发展带来何种程度的影响。本文依据汪伟的研究方法，构建相关产业结构升级指数，衡量相关产业的结构升级占比。

2.3 控制变量

本文选取经济发展水平、政府干预、对外开放程度作为控制变量。经济发展水平能很好地反映地区经济发展情况，对地区经济高质量发展有着重要的作用，本文主要依据人均GDP 指数来衡量地区经济发展水平。妥善有效的政府干预对经济稳定增长起着积极作用，本文选取财政支出占GDP 的比重来研究政府干预程度。对外开放水平在一定程度上影响我国经济改善与进步的空间，本文根据外贸企业投资总额与GDP的比值来分析对外开放程度。

2.4 数据来源

数字普惠金融总指数、数字普惠金融覆盖广度指数均选自北京大学发布的《北京大学数字普惠金融指数第三期（2011—2020）》。产业升级指数的数据来源于各省的统计年鉴。经济发展水平与政府干预两个控制变量的数据来源于各省（市、区）的统计年鉴，对外开放程度的数据来源于中国贸易统计年鉴。

3 总体效应实证分析

3.1 变量分析

变量分析如表1 所示。

表1 变量分析

从表1 中因变量的数据分析可得，在选取的150个样本中，居民人均消费支出水平的均值为9.66，标准差为0.34，最大值为10.61，最小值为8.76，表明我国居民消费支出水平较低，目前区域经济发展不均衡，数字普惠金融发展有待加强。从影响研究对象的核心变量来看，数字普惠金融指数均值为5.45，标准差为0.27，最大值为6.02，最小值为4.77，可以看出地区发展差距较小。产业结构升级指数均值0.87，最大值为1.04，最小值为0.79，差距较小。

3.2 构建模型

由表1 可知，当前居民消费支出水平较低，数字普惠金融可能会通过产业结构升级来影响我国经济的高质量发展水平，若我国的经济高质量发展水平得到提高，相应的居民消费水平也会得到提高，因此，本文参照温忠麟等的中介效应模型，研究产业结构升级是否存在中介效应，该模型以产业结构为中介变量。模型如下：

其中，i表示地区，t表示年份，β、α、φ为待估系数，μi与λt表示不可观测的地区效应和时间效应，εit是随机扰动项，Xit为基础普惠金融的基数，gapit为金融参数的差，Inhed 表示经济高质量发展指数，Infi表示数字普惠金融指数，Inindus 表示产业结构升级指数，Inopen 表示对外开放度，Ingi 表示政府干预，Ineco表示经济发展水平。模型（1）反映的是数字普惠金融对经济高质量发展水平的影响作用，模型（2）反映的是数字普惠金融对产业结构升级这个中介变量的影响作用，模型（3）反映的是数字普惠金融与中介变量产业结构升级对经济高质量发展水平的影响作用。

模型（4）（5）（6）构成经济高质量发展水平在数字普惠金融提高居民消费水平过程中的中介效应检验模型。

3.3 实证结果分析

对产业结构升级的中介效应分析见表2。

表2 产业结构中介效应分析

在表2 中，模型（1）代表数字普惠金融对经济高质量发展水平的影响的分析结果，模型（2）代表数字普惠金融对产业结构升级影响的分析结果，模型（3）代表数字普惠金融与产业结构升级对经济高质量发展水平的影响的分析结果。

由结果（1）中可以看出，对于回归系数在1%的显著水平下，数字普惠金融对经济高质量发展水平有着很大的推动作用；由结果（2）中可以看出，对于回归系数在5%的显著性水平下，数字普惠金融对产业结构升级的影响是积极的，有明显的促进作用；由结果（3）中可以看出，对于回归系数为1%时，数字普惠金融与产业结构升级对经济高质量发展水平有很大的提高作用。整合以上三种结果，在没有产业结构升级这一中介变量时，数字普惠金融指数为0.69，在有产业结构升级这一中介变量时，数字普惠金融指数下降为0.50，这说明产业结构升级是存在中介效应的，也就是说，数字普惠金融对我国经济高质量发展的影响程度受制于我国产业结构升级的程度。就控制变量来说，经济发展水平与政府干预二者对经济高质量发展水平的影响非常显著，对外开放程度对经济高质量发展水平的影响不够显著。

3.4 实验结果检验分析

根据表2 可以发现，数字普惠金融会通过产业结构升级的程度来影响经济高质量发展水平的程度。为了证实产业结构升级这一中介效应的影响是一直存在的，本文参照春晖的替换变量法来检验上述实验结果，根据第三产业增加值与第二产业增加值的比值验证产业结构升级中介效应模型的稳定性。

4 结语

由于我国居民现阶段消费观念偏向于边际消费水平，数字普惠金融的推行势在必行，在我国经济高质量发展水平有所提升后，居民的消费水平也会随之提高，因此，本文通过以上中介效应模型的实证分析与检验，认为我国目前经济高质量发展水平有很大的提升空间，数字普惠金融发展趋势良好，但由于我国地区之间的经济发展水平差异较大，仍需加强数字普惠金融发展推进方面的建设，数字普惠金融对经济高质量发展水平的影响显著，居民消费水平也会随之受到影响。