数字金融对农村居民消费升级的影响研究

杨祥煜，张 琴

（宁波大学 商学院，浙江 宁波 315000）

一、引言与文献综述

改革开放以来，中国以投资、出口为主要驱动力的发展模式取得了卓越的经济增长成果，但同时存在着“三驾马车”结构失衡的问题[1]。如今国际贸易保护主义抬头，影响世界经济格局，外需走弱、出口受阻，传统的发展模式存在局限性，需要扩大内需，向消费驱动模式进行转型。党的二十大报告提出，要以推动高质量发展为主题，把实施扩大内需战略同深化供给侧结构性改革有机结合起来，增强国内大循环内生动力和可靠性。相较于城镇居民，农村居民受到更多的限制，消费潜力巨大。习近平总书记在主持中共中央政治局第二次集体学习时强调了充分发挥乡村作为消费市场和要素市场的重要作用以及全面推进乡村振兴的重要性。在新发展格局背景下，探讨农村居民消费升级问题，对推动高质量发展、实现乡村振兴有着重要的现实意义。

数字金融作为数字经济的重要一环，正在快速革新传统金融行业，引起众多学者的关注[2-3]。宏观层面的相关研究主要集中在数字金融对于经济增长的促进作用，基于创新、收入差距、营商环境、产业转型等中介渠道[4-7]。微观层面的研究主要集中在对于居民、企业的影响。在居民角度，一方面数字金融显著提升居民收入[8-9]；另一方面数字金融通过提高支付便利性来促进居民消费[10]。在企业角度，已有研究集中在数字金融对企业创新的影响，认为数字金融通过缓解融资约束、影响控股股东股权质押等渠道促进企业创新[11-12]。

对于消费升级的界定，国内学者主要从“商品-服务”或“生存-发展-享受”分析框架出发，认为当服务型或者发展享受型消费增加时，居民处于消费升级状态[13]。目前关于数字金融对消费的相关研究大多集中在消费规模领域，对于消费升级的研究相对较少，尤其是农村居民层面。数字金融对居民消费升级有显著促进作用，基于增加居民收入、缓解流动性约束、优化支付环境、增加财产性收入、提升风险管理能力、促进第三产业发展等中介渠道[14-17]。进一步分析，发现数字金融通过缓解企业融资约束刺激生存型消费，通过促进产业转型升级刺激发展享受型消费[18]。

本文重点关注以下三个问题：第一，数字金融是否有利于促进农村居民消费升级；第二，数字金融通过何种方式促进农村居民消费升级；第三，由于中国存在区域差距，数字金融对农村居民消费升级的影响是否存在区域差异。本文的主要创新之处：第一，学者们关于数字金融对消费升级的研究大多基于全体层面，而农村地区存在传统金融市场相对不完善的现实情况，数字金融基于数字技术优势，对农村群体的作用程度或许异于城镇群体，因此本文聚焦于农村层面，研究数字金融对农村居民消费升级的影响，丰富了相关研究。第二，本文从需求端和供给端的角度出发，分析了数字金融对农村居民消费升级的影响机制。

二、理论分析与研究假设

（一）数字金融对农村居民消费升级的影响

金融机构的信贷、支付结算等服务会直接影响居民消费[19]。数字金融作为传统金融与数字科技结合的产物，具有普惠属性，对于长期缺少金融支持的农村居民有着重要意义。本文认为数字金融主要从以下几个方面对农村居民消费升级产生直接影响。第一，与城镇居民相比，农村居民基于收入偏低、资产较少、传统金融机构短缺等原因，受到的流动性约束更大、消费平滑能力更弱。数字金融依托于大数据技术，丰富了借贷种类、降低了借贷门槛，例如花呗、京东白条等消费信贷的出现，释放了农村居民被压抑的消费意愿。相较于生存型消费，这种互联网消费信贷对于发展享受型消费的促进作用更大[20]。第二，支付方式的变化影响消费行为[21]。数字金融的网上支付形式改变了农村居民的消费情况，一方面农村居民的消费态度趋向保守，与传统的现金支付相比，网上支付的出现降低了消费者在交易过程中所产生的心理损失，从而影响其消费行为；另一方面受益于网络支付这种跨空间的支付形式，消费市场不完善的农村居民可以进行网络购物，满足因供给端短缺而受限制的农村居民的消费欲望。基于以上分析，本文提出假设1。

假设1：数字金融能够促进农村居民消费升级。

（二）数字金融促进农村居民消费升级的间接影响

站在需求端角度，研究数字金融对农村居民消费升级的影响机制。数字金融发展能够缓解农村金融排斥，正向促进农村居民金融市场参与[22]。金融资产的增加能够从以下几个方面促进消费升级。第一，金融资产带来财产性收入的增加，而根据心理账户理论，财产性收入被视为意外收入，相较于其他类型收入，有着较高的边际消费倾向，因此促进消费升级[23]。第二，收入多元化增加了农村居民对未来收入的预期，降低了对未来的不确定性，减弱预防性储蓄动机，促进消费升级。基于以上分析，本文提出假设2。

假设2：数字金融能通过增加家庭金融资产促进农村居民消费升级。

站在供给端角度，研究数字金融对农村居民消费升级的影响机制。对于企业来说，创新项目需要长期大量的研发资金投入，需要外部融资的支持，而创新项目长周期、高风险的特征使得其获得传统金融支持的门槛较高[24-25]。数字金融通过大数据、云计算等技术，缓解信贷市场双方的信息不对称问题，提高资源配置效率，降低了企业融资门槛和融资成本，精准帮扶，满足企业创新投入的资金需求，支持企业针对性研发更加个性化、高层次的消费品，满足因供给端短缺而被抑制的高品质消费需求，并且创造新的消费热点，从而促进消费升级。基于以上分析，本文提出假设3。

假设3：数字金融能通过提高企业创新投入促进农村居民消费升级。

三、研究设计

（一）数据来源

本文使用三个方面的数据。第一方面采用西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心发布的2017 年、2019 年CHFS 数据。CHFS 数据样本具有代表性，增加研究可信度[26]。第二方面采用北京大学数字普惠金融指数表征各省的数字金融发展水平[27]。第三方面其他省级层面数据源自中国统计年鉴、中国科技统计年鉴。最后本文剔除缺损值、异常值后得到13 611 组观测值，为了缓解极端值对研究的影响，还对主要连续变量进行1%的缩尾处理。

（二）模型设定

本文为研究数字金融对农村居民消费升级的影响，构建基本回归模型如下：

其中，下标i 为家庭，下标t 为年份；CUit为农村居民消费升级；LnDFit为数字金融；Controlit为控制变量，包括户主层面变量、家庭层面变量、地区层面变量；δi为家庭固定效应，θt为年份固定效应；εit为误差项。

（三）变量说明

1.被解释变量。本文参考已有研究，用发展享受型消费占总消费的比重衡量消费升级（CU），其中将生存型消费定义为食品、衣着、居住、日用品支出之和，将发展享受型消费定义为除生存型之外的其他消费[28-29]。此外本文在基准回归中加入Ln 生存型消费（LnSC）、Ln 发展享受型消费（LnFXC），另外考察了数字金融对各类消费支出量的影响。

2.解释变量。本文选用省级北大数字普惠金融指数衡量数字金融水平（DF）。

3.控制变量。本文参考现有研究，主要选取三类控制变量。第一类是户主层面变量：（1）婚姻（Marriage），未婚为0，已婚为1；（2）身体状况（Health），取值1-5，数值越大，健康程度越差；（3）信用卡使用情况（CCU），不使用为0，使用为1；（4）性别（Gender），女性为0，男性为1；（5）第三方支付使用情况（TPU），不使用为0，使用为1。第二类是家庭层面变量：（6）Ln 总收入（lnTI），家庭总收入取对数。第三类是地区层面变量：（7）Ln 人均GDP（lnGDPper），家庭所在省份的人均国内生产总值取对数。表1 为变量的描述性统计结果。

表1 变量的描述性统计

四、实证结果与分析

（一）基准回归

本文在回归之前进行了多重共线性检验，VIF均值为1.41，严格小于5，因此不考虑多重共线性问题。其次通过豪斯曼检验，采用双向固定效应模型。

表2 的列（1）和列（2）为数字金融对农村居民生存型消费、发展享受型消费支出量影响的回归结果，表明数字金融对农村居民发展享受型消费支出存在1%水平下的显著促进作用，而对生存型消费支出没有显著影响。进一步分析，表2 的列（3）为数字金融对农村居民消费升级影响的回归结果，回归系数为0.593，在1%的水平下显著，说明数字金融可显著促进农村居民消费升级，假设1 得到验证。

表2 基准回归结果

（二）稳健性检验

本文采用北大数字普惠金融总指数的两个细分维度指标使用深度（lnOD）、数字化程度（lnDD）分别替换核心解释变量。稳健性检验结果如表3 所示，数字金融使用深度、数字化程度均能显著促进农村居民消费升级，且控制变量的显著性和正负性与基准回归一致，故结论稳健。

表3 稳健性检验结果

（三）机制检验

本文采用中介效应模型进行数字金融对农村居民消费升级影响的机制检验，在式（1）的基础上，构建如下模型：

其中Mit表示中介变量，包括家庭金融资产（FA）和企业创新投入（II），FA 用CHFS 中的综合变量金融资产衡量，II 用《中国科技统计年鉴》中省级的规上工业企业R&D 经费内部支出衡量。其他变量与式（1）设定一致。本文认为数字金融可能在需求端通过增加家庭金融资产、在供给端通过提高企业创新投入的路径促进农村居民消费升级。

1.增加家庭金融资产。中介效应检验结果如表4 所示，列（1）显示数字金融对农村居民消费升级的系数显著为正，中介效应检验的前提成立。列（2）说明数字金融对农村居民家庭金融资产有显著的正向促进影响。列（3）显示数字金融和农村居民家庭金融资产对农村居民消费升级的回归系数均显著为正，因此存在部分中介效应，假设2 得到验证。

表4 家庭金融资产为中介变量的中介效应检验

2.提高企业创新投入。检验结果如表5 所示，列（1）表示数字金融对农村消费升级存在显著的促进作用。列（2）显示数字金融对企业创新投入的回归系数显著为正。列（3）显示数字金融和企业创新投入对农村居民消费升级的回归系数均显著为正，因此企业创新投入发挥了部分中介效应，假设3 得到验证。

表5 企业创新投入为中介变量的中介效应检验

（四）区域异质性分析

因为中国不同区域的经济水平、居民消费观念存在较大差异，因此本文按照统计局区域划分标准，将全国划分为东、中、西三个区域，分组回归研究不同区域下数字金融对农村居民消费升级的影响。

表6 表示数字金融对中部、西部的农村居民消费升级存在显著的正向影响，而对东部的农村居民消费升级没有显著影响。这可能因为东部区域相对经济水平较高、传统金融市场较成熟，所以数字金融对农村居民消费升级的促进作用不明显；而中部、西部区域因地理位置问题，经济、金融水平不发达，所以数字金融能够显著促进该地区农村居民消费升级，这体现了数字金融的普惠属性。

表6 区域异质性分析结果

五、研究结论与政策建议

本文基于2017 年、2019 年CHFS 数据，构建双向固定效应模型，研究数字金融对农村居民消费升级的影响。研究表明：数字金融显著促进农村居民消费升级，并进一步通过稳健性检验验证结果的可靠性。此外，本文通过构建中介效应模型，分别从需求端、供给端角度，验证了数字金融可通过增加家庭金融资产和提高企业创新投入这两个途径促进农村居民消费升级。最后考虑到中国长期存在的区域发展不平衡问题，本文分东、中、西部进行区域异质性分析，结果发现数字金融显著促进了中部、西部区域农村居民消费升级，其中对中部地区的促进效应最强，而对东部区域农村居民消费升级无显著影响。

根据以上研究结论，本文从宏观角度提出以下政策建议：第一，全面推进数字金融发展，大力支持数字金融建设，完善农村地区移动网络基础设施布局，缓解农村居民面临的数字鸿沟问题，充分发挥数字金融对农村居民消费升级的促进作用。第二，加强对农村居民的金融知识普及工作，提高居民对数字金融的接受度和使用度，丰富资产配置、收入来源，促进消费升级。第三，区域之间存在差异，应结合当地的实际情况，因地制宜地发展数字金融，发挥数字金融的普惠属性，让更多农村居民享受到数字红利。