数字普惠金融对居民消费升级的影响研究

■郭琛 蔡嘉伟 艾马

一、引言

2022年12月14日，中共中央、国务院印发《扩大内需战略规划纲要（2022—2035 年）》，强调了以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局。为了全面贯彻落实党的二十大精神，2023年中央经济工作会议将“着力扩大国内需求”作为重点工作任务进行了部署，提出“要把恢复和扩大消费摆在优先位置，增强消费能力，改善消费条件，创新消费场景”。3月9日全国政协十四届第一次会议提出“坚定实施扩大内需战略，着力恢复和扩大消费”。就目前而言，消费不仅是刺激经济复苏、助力扩大内需战略的有效手段，同时也是经济发展的最终需求，是满足人民对美好生活向往的现实需要。

与此同时，随着科技和生产力的发展，以“新投资、新消费、新模式、新业态”为主要特点的数字经济已经成为推动中国经济社会平稳发展的重要力量。数字经济不仅改变了传统生产服务模式下的消费环境和消费方式，也带动了消费扩容升级。党的二十大报告提出“加快发展数字经济，促进数字经济与实体经济深度融合”。2016 年，G20 峰会《二十国集团数字普惠金融高级原则》倡导利用数字技术支持普惠金融发展，数字普惠金融应运而生。“数字普惠金融”泛指一切通过使用数字金融服务以促进普惠金融的行动。简单来说，数字普惠金融就是在普惠金融的基础上，结合移动互联网、大数据、云计算、智能终端等数字科技手段，通过数字化技术推动普惠金融的发展。数字普惠金融扩大了传统金融的内涵，凭借其能够降低交易成本、缓解信息不对称问题等天然优势，降低了借贷门槛[1]，缓解了居民的流动性约束[2]，带动居民消费升级。然而，数字普惠金融在缓解借贷约束的同时，也会增加家庭借贷总量，导致家庭负债结构的变动，从而影响居民消费信心。

综上所述，本文在已有的关于数字普惠金融与居民消费升级关系的研究基础上，加入居民杠杆率，试图探究在这个影响过程中，居民杠杆率是否起到了门槛值的作用。通过验证居民杠杆率在这一过程中的作用，能更好地帮助居民平衡家庭负债与家庭消费的关系，为更好发挥数字普惠金融作用、释放国内消费潜能提供可靠依据。

二、文献梳理

国内外已有不少关于数字普惠金融、居民杠杆率和居民消费升级的研究，本文主要关注“数字普惠金融对居民消费升级的影响”和“居民杠杆率对消费升级的影响”。具体内容如下：

（一）数字普惠金融对居民消费升级的影响

易行健等[3]研究发现数字普惠金融可以通过缓解信贷约束、便利居民支付来促进居民消费。Panos等[4]认为数字金融缓解了居民的借贷约束，提升了支付的便利性，从而使得居民非生存型消费和冲动消费增多，进而影响居民消费升级。肖远飞等[5]比较了数字普惠金融对城乡居民消费升级影响的差距，发现数字普惠金融不仅能提高农村居民的消费总量，还能优化农村居民的消费结构，但是数字普惠金融只能影响城市居民的消费结构。杜家廷等[6]利用门槛效应模型检验出数字普惠金融对中国农村居民消费结构升级的促进趋势呈“倒S型”的非线性形状。蓝天[7]通过对31 个省份的研究，发现数字普惠金融能够促进居民消费，并且促进作用是非线性的。安强身等[8]发现数字普惠金融通过提升居民收入和社会保障水平促进居民消费结构升级。王瑛等[9]研究发现数字普惠金融可以通过居民消费促进共同富裕，并且对西部和东北部的促进效果较为明显。

（二）居民杠杆率对消费升级的影响

学者们关于居民杠杆率对居民消费的影响方向也持有不同的意见。Cardaci[10]根据2007—2008 年美国金融危机的数据得出结论，随着居民房产贷款的增加，房产增值带来的财富效应会增加居民消费。Bechlioulis等[11]通过消费欧拉方程发现，负债会令受到借贷约束的家庭减少对未来消费的偏好。陈清华等[12]根据省级层面数据发现居民杠杆率能促进消费增长。安玉桃[13]对城市和农村居民的消费进行对比，发现居民杠杆率攀升抑制了农村居民的消费升级，但却促进了城市居民的消费升级。高东胜等[14]认为居民杠杆率以对未来消费增长的透支为代价，从而促进当期消费增长。

另外，由于住房负债在家庭负债中占有较大比例，也有学者针对住房负债进行了研究分析。张雅淋等[15]通过对不同类型的债务比较，发现住房负债的增加会抑制消费，影响消费结构升级，而一般债务的增加会促进消费、优化消费结构。周利等[16]认为住房贷款、非住房贷款都会促进居民消费，但长远来看，家庭债务的持续累积不利于消费的稳定增长。

综上所述，许多学者都对数字普惠金融对消费升级的影响以及居民杠杆率和居民消费之间的关系做了研究，为本文提供了可靠的理论基础。但大多数学者在研究数字普惠金融对消费的作用时，没有意识到鼓励居民消费升级时产生的棘轮效应、示范效应有可能导致居民过度消费，从而引发家庭债务累积，最终影响家庭未来的消费。因此，本文在分析数字普惠金融对居民消费升级的影响时，加入居民杠杆率进行研究，以探究是否存在一个居民杠杆率的门槛值，使得居民杠杆率跨过此门槛值后，既能充分发挥数字普惠金融对居民消费升级的促进作用，提升人民生活幸福感，促进社会经济的发展，又能防范家庭破产风险，预防系统性风险，增强居民消费信心，从而为数字普惠金融发展和扩大内需战略提供合理建议。

三、研究设计

（一）模型构建

1.基本模型设定

建立数字普惠金融、居民杠杆率和居民消费升级三者之间的基本模型：

其中，i 表示家庭，t 代表年份，Rcon 表示居民消费规模，Constr表示居民消费结构，Consump2表示享受型消费和发展型消费之和，Index表示数字普惠金融发展水平，Lev表示居民杠杆率，Controls为其他影响居民消费的所有控制变量，μ为家庭层面的个体效应，τ为年份的时间效应，ε为随机扰动项。

2.门槛模型设定

由于数字普惠金融与居民消费升级可能存在非线性关系，采用Hansen的面板门槛效应模型进行实证研究，同时采用居民杠杆率作为门槛值，在模型（1）和（2）的基础上引入指示函数，构建单门槛模型：

考虑到可能存在多个门槛值的情况，对模型（4）、（5）进行拓展：

（二）数据来源

由于数据的可得性和可信度原因，本文使用来自西南财经大学2013 年、2015 年、2017 年、2019 年的中国家庭金融调查数据（CHFS）[17]。该调查两年进行一次，包括全国除港澳台外的29个省和自治区及直辖市。本文还采用了北京大学数字金融研究中心发布的北京大学数字普惠金融指数[18]和国家统计局发布的数据[19]，以省为单位，与中国家庭金融调查数据相匹配。

（三）变量说明

1.被解释变量

农村居民消费升级。本文将农村居民消费升级分成“质”和“量”两个部分来观察。“质”表示居民消费结构，用家庭发展型消费和享受型消费之和占家庭总消费的比值来表示。“量”表示居民消费量，用家庭人均消费来表示。

2.解释变量

数字普惠金融发展水平。用北京大学数字金融研究中心发布的北京大学数字普惠金融指数来表示。

3.门槛变量

居民杠杆率。以家庭总负债与家庭总资产的比值来衡量。

4.控制变量

借鉴甘犁等[17]的研究，本文选取如下控制变量：（1）家庭层面，包括少年人口抚养比、老年人口抚养比、家庭规模、家庭收入。（2）个人层面，包括户主的性别、婚姻状况、健康状况、受教育情况、社会保障、医疗保障。（3）区域层面，包括城镇化率。

本文的主要变量名称及定义如表1所示。

（四）描述性统计

本文对数据进行了以下处理：（1）保留了四次都在调查样本中的家庭；（2）删除存在缺失值的样本，构建平衡面板数据；（3）为了缓解异常值带来的估计偏误，对数据进行了1%的缩尾处理；（4）将数字普惠金融指数进行了缩小100倍的处理，并令人均消费、家庭收入都以“万元”为单位。最终保留了7720 条样本数据，共1930户家庭。

具体描述统计结果如表2所示。

四、实证检验及结果分析

（一）基准回归分析

在进行基准回归分析之前，本文先进行多重共线性检验。检验结果显示，各变量方差膨胀因子（VIF）的最大值为1.6，平均值为1.16，远远小于临界值10，说明不存在严重的多重共线性问题。

首先，从数字普惠金融对居民消费升级的影响机制进行检验。表3（1）和（2）列结果表明，数字普惠金融对人均消费的影响系数为0.736，通过了1%的显著性水平检验；数字普惠金融对消费结构的影响系数为-0.070，通过了1%的显著性水平检验。这说明数字普惠金融能够显著促进消费量的增加，但对消费升级有削弱作用。

表3 数字普惠金融、居民杠杆率对居民消费升级影响的回归结果

本文关于数字普惠金融对消费升级的影响与肖远飞等[5]、安强身等[8]的研究结果并不一致。为了进一步探究数字普惠金融对消费升级的削弱作用，将享受型消费和发展型消费之和作为被解释变量，数字普惠金融作为解释变量。回归结果如表3（3）列所示，数字普惠金融在10%的显著性水平上对享受型消费和发展型消费具有正向影响，说明数字普惠金融确实可以使得居民的享受型消费和发展型消费总量增加，但是可能由于生存型消费的增长快于享受型消费和发展型消费，最终导致消费结构没有实现优化，反而发生倒退。

其次，从居民杠杆率对居民消费升级的影响机制进行检验。表3（1）和（2）列结果表明，居民杠杆率对人均消费的影响为-0.012，通过了1%的显著性水平检验；居民杠杆率对消费结构的影响为0.001，通过了1%的显著性水平检验。这说明居民杠杆率使得居民人均消费减少，消费结构优化。结合表3（3）列的结果，进一步分析居民杠杆率对居民消费的影响，可能是由于随着居民杠杆率的升高，负债压力给居民造成一定的悲观预期，于是在居民杠杆率并不会增加享受型消费和发展型消费的前提下，居民的人均消费和消费总量减少，导致消费结构变动。

从控制变量来看：首先，由于受到传统文化“尊老爱幼”的思想影响，老年抚养比能促进居民享受型和发展型消费增加，少年抚养比能促进居民消费升级；家庭收入增加也会直接影响居民增加人均消费和享受型发展型消费；健康水平能够影响居民预期，从而促进消费结构升级；受教育水平提升使居民不再局限于生存型需求，对于发展型消费和享受型消费的需求增加，也能促进消费结构升级。其次，城镇化水平提升会减少居民消费。可能是因为城镇化发展的同时，配套基础设施并未跟上，同时受户籍限制，城镇居民难以享受同等医疗教育资源，导致消费意愿不足。最后，家庭规模会抑制居民消费，但能促进居民消费结构升级。这可能是因为人口增加导致人均消费减少，人口结构变动导致消费需求变动，从而影响消费结构。

（二）门槛模型估计与检验

对居民杠杆率的门槛效应进行检验，表4、表5为300次Bootstrap自抽样检验结果。从结果可以看出，居民杠杆率作为门槛变量，均为单门槛效应显著，双门槛效应不显著，因此本文选取单门槛模型进行实证分析。

表4 居民杠杆率对于人均消费的门槛效应检验

表5 居民杠杆率对于消费结构的门槛效应检验

从表6、图1 中可以看出，在1%的显著性水平上，居民杠杆率对于人均消费的门槛值为4.9%，落在95%置信区间水平的置信区间[0.025，0.053]。从表6、图2 中可以看出，居民杠杆率对于消费结构的门槛值为22.0%，落在95%的置信区间水平的置信区间[0.195，0.235]。

图1 对于人均消费的居民杠杆率门槛值

图2 对于消费结构的 居民杠杆率门槛值

表6 居民杠杆率的门槛值估计结果

如表7所示，当居民杠杆率超过门槛值时，数字普惠金融对人均消费的促进作用由0.665 变为0.794，促进作用增强；当居民杠杆率超过门槛值时，数字普惠金融对消费结构升级的抑制作用由-0.071变为-0.063，抑制作用减弱。并且前面所说的两种作用系数均在1%的水平上显著，说明当居民杠杆率突破门槛值时，数字普惠金融对居民消费升级的正向作用增加，负向作用减弱。

表7 门槛效应模型回归结果

（三）稳健性检验

1.内生性检验

由于本文选择了连续4 年追踪用户家庭，因此为了检验本文是否存在样本选择偏误、遗漏变量偏误、双向因果关系等内生性问题，参考邹新月等[20]、汪亚楠等[21]、黄晓莉等[22]的研究，采用“互联网宽带接入用户”“互联网宽带接入端口数”“移动电话普及率”和“数字普惠金融滞后一期”作为数字普惠金融的工具变量，采用两阶段最小二乘估计法进行内生性检验。

对于人均消费来说，采用“互联网宽带接入用户”“互联网宽带接入端口数”和“数字普惠金融滞后一期”作为工具变量。第一阶段的F值大于10，通过了弱工具变量检验；Kleibergen-Paapr k LM 统计量的p值为0，小于0.01，显著拒绝原假设，通过不可识别检验；Hansen J 统计量为0.34，接受原假设，通过过度识别检验。

对于消费结构来说，采用“互联网宽带接入用户”“互联网宽带接入端口数”和“移动电话普及率”作为工具变量。第一阶段的F 值远远大于10，通过弱工具变量检验；Kleibergen-Paapr k LM 统计量的p值为0，小于0.01，显著拒绝原假设，通过不可识别检验；Hansen J 统计量为0.17，接受原假设，通过过度识别检验。

以上检验说明工具变量选取有效，回归结果如表8 所示。根据第二阶段回归结果显示，数字普惠金融对人均消费有显著的促进作用，对消费结构有显著的抑制作用，居民杠杆率对人均消费有显著的抑制作用，对消费结构有显著的促进作用，与基准回归结果、门槛模型回归结果一致，说明本文结论具有稳健性。

表8 工具变量两阶段最小二乘法第二阶段回归结果

2.替换门槛变量

由于居民杠杆率也可以看作是负债与收入的比值，因此可以通过替换门槛变量来进行稳健性检验。结果如表9 所示，新的居民杠杆率对于人均消费存在门槛效应，且数字普惠金融对人均消费存在显著的促进作用；新的居民杠杆率对于消费结构存在门槛效应，且数字普惠金融对消费结构存在显著的抑制作用，总体上与双向固定效应模型、原居民杠杆率下的门槛模型的回归结果基本一致。

表9 替换门槛变量后的门槛模型回归结果

（四）异质性检验

根据郭峰等[18]对于中国数字普惠金融发展的测度报告可知，数字普惠金融发展在不同区域间、在城市与农村之间存在较大差异，因此本文针对居民杠杆率的门槛作用在区域间及城乡间是否存在差异进行了验证。其中，为了指标的统一性，区域、城乡划分依据参考《2013年家庭金融调查数据变量规则说明》[17]。

1.东、中、西部地区的异质性检验

将29个省分为东、中、西部三个地区，检验门槛效应是否存在。若显示不存在门槛效应，则采用双向固定效应模型进行检验。结果如表10所示。

表10 东、中、西部地区异质性检验结果

对于东部地区而言，居民杠杆率对人均消费存在门槛效应，并且数字普惠金融对人均消费增加具有显著的促进作用，在超过门槛值之后，促进作用增强；对消费结构来说，不存在门槛效应，并且数字普惠金融对于其并不存在显著影响。对于中部地区而言，数字普惠金融对居民人均消费、消费结构均没有显著作用。对于西部地区而言，居民杠杆率对人均消费并不存在门槛效应，且数字普惠金融对人均消费并不存在显著影响；对消费结构来说，存在门槛效应，并且数字普惠金融存在显著的抑制作用，在超过门槛值之后，抑制作用减弱。

由此可见，对于不同地区，门槛效应确实存在差异，并且数字普惠金融对于居民消费升级的影响也存在差异。这或许是因为，东部地区经济较为发达，居民对于偿还借贷更有信心，因此数字普惠金融更能积极影响居民消费，而西部地区居民经济较为落后，居民收入较低，因此居民杠杆率对其消费预期影响较大，从而抑制居民消费结构升级。

2.城乡异质性检验

对城乡地区是否存在门槛效应进行检验，若不存在门槛效应，则采用双向固定效应模型进行检验。

由表11 可知，对于城市地区而言，居民杠杆率对人均消费存在双门槛效应，且数字普惠金融对人均消费存在显著正向影响；居民杠杆率对于消费结构并不存在门槛效应，数字普惠金融对于消费结构升级存在抑制作用。对于农村地区而言，居民杠杆率对人均消费和消费结构均存在门槛效应，数字普惠金融对于人均消费没有显著作用，对于消费结构具有显著抑制作用。

表11 城乡异质性检验结果

由此可得，城市地区和农村地区确实存在不同的门槛效应，并且数字普惠金融对于消费升级的影响也存在差异。对于城市地区，数字普惠金融对于人均消费存在显著的促进作用，并且当居民杠杆率处于第二区间时，促进作用最大，对于农村地区的人均消费则不存在显著作用。数字普惠金融对于城乡消费结构均存在显著抑制作用，但对于城市居民来说，这种变动更多源于增加的消费中对生存型消费的偏好更大，而对于农村居民来说，这种变动来源于整体消费结构的降低。其原因可能是，户籍限制导致配套资源的不均，因此，农村居民消费边际倾向降低，从而影响消费升级。

五、结论与对策建议

本文研究发现，数字普惠金融能够促进居民消费量的增加，但却会抑制居民消费结构的升级。同时，居民杠杆率在数字普惠金融对居民消费升级的过程中起到了门槛作用，越过门槛值之后，数字普惠金融对居民消费量的促进作用增强，对居民消费结构升级的抑制作用减缓。同时，对于不同区域，数字普惠金融对居民消费升级的作用效果也存在差异。

面对国际环境的深刻变化和人民日益增长的美好生活需要，坚持扩大内需战略，不断释放内需潜能，建设更加强大统一的国内市场都是促进中国经济循环、保证经济平稳发展的必要手段。目前而言，中国消费水平还较低，消费结构有待升级。为了更好地发挥消费的基础作用，结合《扩大内需战略规划纲要（2022—2035）》，本文提出以下政策建议：

（一）推进数字普惠金融建设，推动消费扩容升级

首先，加强关于数字普惠金融服务的宣传力度和规范推广，加强相关金融知识普及，从而防范金融诈骗，提高居民接受度，更好利用数字普惠金融对于弱势群体的天然辅助优势。其次，针对不同区域，定制个性化数字普惠金融产品，推进数字经济发展。

（二）推动城乡区域协调发展，释放内需潜能

目前，按户籍人口计算标准，中国城镇化率不到50%，按常住人口计算标准，中国城镇化率在65%左右，城镇化发展还存在一定空间。同时，已经完成城镇化建设的地区，由于户籍限制的影响和基础设施建设的待完善，居民消费欲望较低，消费偏向于生存型消费，影响消费结构。因此，应推进城镇化建设，加强基础设施建设，推动区域协调发展，关注医疗、教育方面的资源配置，引导消费预期，优化居民消费结构。

（三）扎实推动共同富裕，厚植内需发展潜力

收入对于消费升级存在一定的影响。根据边际消费理论，要完善收入分配格局，重点关注二次分配、三次分配，增加农村居民工资性收入，增加劳动者报酬，缩小收入差距，从而增加居民消费，推动消费升级。

（四）加强居民负债信心，发挥门槛值作用

加强对居民杠杆率的监测，提高居民负债信心，将居民杠杆率控制在合理范围内，更好发挥居民杠杆率的门槛值作用，更好发挥数字普惠金融对消费升级的促进作用。