數字普惠金融對農村消費結構影響分析

潘心月，余家鳳，戴浩

（長江大學經濟與管理學院，湖北 荊州 434000）

我國農村人口約8 億人，挖掘農民的消費潛力，釋放其消費需求，從而可以促進經濟的持續增長。黨的十八大以來，黨中央國務院非常重視普惠金融的發展，2021 年“中央一號”文件首次提出要發展農村數字普惠金融，大力發展數字普惠金融是高質量發展和金融供給側性改革的重要內容，在推進數字鄉村建設背景下，探索數字普惠金融對影響農村居民消費結構、拉動國民經濟增長顯得尤為重要。數字普惠金融兼具數字化和普惠雙重屬性，在提升人力資本和促進農村消費方面效應顯著。李翔等[1]認為，農村居民的文化程度差異對農村居民消費結構有顯著影響；李軍等[2]認為，人力資本有助于提高勞動者收入，從而改善消費結構；馬黃龍等[3]、李娜[4]認為人力資本在數字普惠金融對農業綠色增長和收斂城鄉收入差距等方面具有調節效應。部分學者基于非線性視角、空間視角、區域異質性等多視角，研究發現數字普惠金融顯著提升農村居民消費能力[5-7]，且數字普惠金融通過促進農村經濟增長和農戶創業等途徑促進農村居民消費結構升級[7，8]?；诖?，以人力資本視角，探究數字普惠金融對農村居民消費的影響機制，在此基礎上使用GMM 估計方法和中介效應模型，通過教育水平等變量來檢驗數字普惠金融對人力資本和農村消費結構影響過程中的傳導作用機制[9]。

1 材料與方法

1.1 數據來源

選取2013～2020 年我國31 個?。ㄖ陛犑?、自治區）的《北京大學數字普惠金融指數2013-2020》《中國統計年鑒》、各?。ㄖ陛犑?、自治區）統計年鑒的面源數據，涉及的指標包括數字普惠金融指數、農村居民消費、人力資本、農村居民人均可支配收入、對外開放、城鎮化水平、消費水平和社會消費品零售總額等。

1.2 研究方法

基于研究內容，利用GMM 模型和中介效應模型，研究數字普惠金融對農村消費結構的影響及其作用機制。

1.2.1 理論機制及研究假說

1.2.1.1 數字普惠金融深刻影響農村居民的發展型消費。農村居民消費結構按照消費類型可分為生存型、享受型和發展型消費3 個部分，而且數字普惠金融對發展型消費支出的正向影響可能高于生存型消費支出的正向影響。恩格爾系數理論認為，隨著農民收入水平的提高，農村居民的生存型、享受與發展型消費會相應的增加，從而致使農村居民在總支出中用來購買食物的支出比例降低。農民可根據自身收入情況更好地規劃消費方式，除去食品、居住等生活必需消費外，再利用閑置下來的資金去規劃醫療保健、文教等其他方面的支出，在一定程度上有利于農村居民消費結構的優化升級，同時實現普惠性。因此，提出假說H1：數字普惠金融能直接促進農村居民消費結構的優化升級。

1.2.1.2 數字普惠金融通過人力資本影響農村居民消費結構。教育投資是人力資本水平提升中最重要的途徑之一，而人力資本對農村居民消費結構可能會有影響。其本身可以增加就業、提高勞動生產效率。正因為數字普惠金融的發展能為農村居民增加獲取資本的機會，因而刺激農村居民進行教育性投資，并提升農村居民的創新力。同時，隨著數字普惠金融的發展，互聯網、IT、人工智能等行業對相關專業性人才的需求增大，從而增加了高質量的需求，也促進了教育相關消費的增加。因此，提出假說H2：數字普惠金融通過人力資本能夠有效刺激農村居民消費。

1.2.1.3 數字普惠金融對東部、中部和西部地區的影響。從數字普惠金融對農村居民消費支出影響的差異來看，東部和中部地區的農村居民消費支出具有部分的正向促進作用，可能在中部地區促進作用較強。一些地區數字普惠金融的發展具有收斂性，且地區間數字普惠金融發展差距總體大幅縮小，觸達性和地理穿透性的優勢明顯，但同時也說明中西部地區的數字普惠金融在向縱深拓展上還有很大的發展空間。因此，提出假說H3：數字普惠金融對經濟發展水平不同地區差異的影響十分明顯。

1.2.2 模型設定

1.2.2.1 基準模型?；谖墨I、研究假設和影響消費的因素與消費具有明顯的持續性，采用GMM 估計方法構建模型。公式如下所示：

式中，Yi，t為i省t年的農村居民消費水平；DIFIi，t為i省t年的數字普惠金融發展的程度；Xcontrol為控制變量，包括農村居民人均可支配收入、對外開放等；θi為未觀測地區的固定效應；μt為觀測地區的時間效應；εi，t為隨機干擾項；α0為常數項系數，α1是農村居民消費滯后一期的系數，α2是農村居民消費滯后二期的系數，α3是數字普惠金融系數；ω是控制變量系數。

1.2.2.2 中介效應模型?；跍刂吟氲萚10]的研究，以教育水平為中介變量，檢驗教育水平在數字普惠金融與農村居民消費中的中介作用。首先檢驗農村居民消費對數字普惠金融的影響，其次檢驗數字普惠金融對教育水平的影響，最后將數字普惠金融、教育水平、農村居民消費同時放入模型中，檢驗教育水平和農村居民消費結構對數字普惠金融的共同影響。公式如下所示：

其中，EDU為中介變量教育水平，可以反映某個地區的受教育程度。

1.2.3 變量選取

1.2.3.1 被解釋變量。將農村居民消費（CZH）作為被解釋變量，包括生存型消費、享受型消費和發展型消費3 個維度，即用生存型、享受型和發展型消費支出分別占總消費支出的比重表示。生存型消費（SCX）包括食品、衣著、居住和生活及服務等；發展型消費（XS）包括教育、交通通訊和醫療保??；享受型消費（FZ）包括娛樂文化服務和耐用品消費等。

1.2.3.2 核心解釋變量。將數字普惠金融指數（DIFI）作為核心解釋變量，數字普惠金融指數從《北京大學數字普惠金融指數2013-2020》中獲取。

1.2.3.3 中介變量。人力資本投資與國民收入成正比，其消費也成正比，從一定程度上人力資本的發展能促進該地區的消費。將人力資本（EDU）作為中介變量，用受教育程度人口占總人口的比重表示。

1.2.3.4 控制變量。將農村居民支配收入（EC）、對外開放程度（OPEN）、政府行為（GOV）、城鎮化水平（SR）、消費水平（XSR）、第二產業占比（STR2）和第三產業占比（STR3）作為控制變量。農村居民人均可支配收入采用國家統計局城鄉一體化住戶收支與生活狀況調查中的數據；對外開放程度采用地區貨物進出口總額與地區GDP 的比值表示；政府行為采用各省財政支出占GDP 的比重來表示；城鎮化水平采用城鎮人口占地區總人口的比重進行測算；消費水平采用社會消費品零售總額表示；第二產業占比采用各省第二產業產值占GDP 比重表示；第三產業占比采用各省第三產業產值占GDP 比重表示。

2 結果與分析

2.1 描述性統計

被解釋變量中生存型消費指標的平均值和標準誤差均最高（表1），說明生存型消費支出在農村居民消費結構的占比較大；核心解釋變量數字普惠金融指數的平均值為2.528，最大值為4.319，最小值為1.151，標準差為0.688；控制變量中的消費水平和農村居民人均可支配收入的平均值分別為27.283 和10.053，明顯高于其他指標，說明消費水平和農村居民人均可支配收入對數字普惠金融的影響高于其他指標。

表1 評價指標及其描述性統計Table 1 Evaluation indexes and their descriptive statistics

2.2 基準回歸與穩健性檢驗

2.2.1 基準回歸分析 AR（1）檢驗中P＜10%，AR（2）檢驗中P＞10%，說明此回歸不存在二階序列自相關，模型有效地克服了內生性問題；Hansen 檢驗中P＜10%，說明模型的工具變量選取合理且有效；生存型、享受型和發展型消費滯后一階、二階對于當期數字普惠金融總指數的影響均顯著，說明我國各省域上一期的農村人均消費支出對于當期農村人均消費支出具有顯著的推動作用（表2）。

表2 基準回歸的估計結果Table 2 Estimation results of benchmark regression

2.2.1.1 核心解釋變量分析。數字普惠金融總指數（DIFI）分別在0.05、0.1、0.01 水平上顯著正向影響3種消費支出，說明數字普惠金融能夠促進并優化升級農村居民消費結構，H1 得到了驗證。進一步分析發現，數字普惠金融總指數對發展型消費支出的影響高于其他2 個類型的支出，說明發展型消費支出在促進農村居民消費結構的升級方面高于其他2 個類型。

2.2.1.2 控制變量分析。消費水平（XSR）、第二產業占比（STR2）、第三產業占比（STR3）在0.01 水平上顯著正向影響3 種消費支出，說明數字普惠金融的發展有助于產業結構的優化升級，且對社會零售額的增長也有著極大地推動作用；農村居民人均可支配收入（EC）在0.01 水平上顯著負向影響享受型消費支出，說明近幾年疫情的影響讓農村居民在消費上開始有了縮減，讓農村居民不再像從前大幅度消費；對外開放程度（OPEN）在0.01 水平上顯著負向影響生存型消費支出，說明各省域尤其是內陸地區，開放程度有待進一步提高；政府行為（GOV）在0.01 水平上顯著負向影響生存型消費支出和發展型消費支出，說明政府應進一步完善促進農村地區消費的政策；城鎮化水平（SR）在0.05 水平上顯著正向影響生存型消費水平，在0.01 水平上顯著負向影響發展型消費支出，說明隨著城鎮化水平的提高，日常用品的需求隨著提高，而教育、醫療等領域還需要進一步完善與發展[11]。

2.2.2 穩健性檢驗 北京、天津、上海和重慶4 個直轄市具有率先試點效應，因此剔除4 個直轄市進行縮尾處理，生存型消費支出仍然是在0.01 水平上正向顯著。固定效應模型回歸結果與基準回歸結果一致（表3）。驗證了基準回歸檢驗的結果是穩健的，數字普惠金額的發展對農村居民消費有顯著的促進作用。

表3 生存型消費支出的穩健性檢驗Table 3 Robustness test of survival consumption

2.3 人力資本的中介效應影響與分析

納入教育水平后的數字普惠金融總指數顯著正向影響3 種消費支出（表4），說明納入教育水平后的數字普惠金融能夠通過提高人力資本的投入，從而有效促進農村居民消費水平的提高，改善農村的消費結構，促進農村經濟的健康可持續發展。H2 得到驗證。

表4 生存型消費的中介效應檢驗結果Table 4 Test results of mesomeric effect of survival consumption

2.3.1 數字普惠金融對生存型消費支出的影響 數字普惠金融總指數（DIFI）在0.01 水平上顯著正向影響生存型消費支出，即數字普惠金融總指數每增加1 個單位，生存型消費支出上升0.012 2 百分點。說明數字普惠金融對教育水平投入力度越大，越能促進農村居民生存型消費支出的提升。

2.3.2 數字普惠金融對享受型消費支出的影響 數字普惠金融總指數（DIFI）在0.1 水平上顯著正向影響享受型消費支出，即數字普惠金融總指數每增加1 個單位，享受型消費支出上升0.007 5 百分點。說明數字普惠金融對教育水平投入力度越大，越能促進農村居民享受型消費支出的提升。

2.3.3 數字普惠金融對發展型消費支出的影響 數字普惠金融總指數（DIFI）在0.01 水平上顯著正向影響發展型消費支出，即數字普惠金融總指數每增加1 個單位，發展型消費支出上升0.011 9 百分點。說明數字普惠金融對教育水平投入力度越大，越能促進農村居民發展型消費支出的提升。

2.4 數字普惠金融總指數對不同地區農村居民的生存型消費支出影響

數字金融總指數（DIFI）對東部地區、中部地區和西部地區農村居民的生存型消費支出具有正向影響，且在0.01 水平上顯著正向影響東部地區和西部地區（表5），即數字普惠金融總指數每增加1 個單位，東部地區的農村居民生存型消費上升0.023 9 百分點，西部地區的農村居民生存型消費上升0.008 3 百分點。說明數字普惠金融對不同區域的農村居民消費具有不同程度的促進作用，但普惠性并未得到充分發揮，H3 得到驗證。

表5 數字普惠金融總指數對不同地區農村居民的生存型消費支出影響Table 5 Influence of total financial inclusion index on subsistence consumption expenditure of rural residents in different regions

3 主要結論與對策

3.1 研究結論

基于2013～2020 年我國31 個省份（市、自治區）的面板數據，利用GMM 模型和中介效應模型，深入研究了數字普惠金融對農村居民消費結構的影響。得到以下主要結論：

（1）數字普惠金融總指數（DIFI）分別在0.05、0.1、0.01 水平上顯著正向影響3 種消費支出，說明數字普惠金融能夠促進并優化升級農村居民消費結構。

（2）納入教育水平后的數字普惠金融總指數（DIFI）顯著正向影響3 種消費支出，說明納入教育水平后的數字普惠金融能夠通過提高人力資本的投入，從而有效促進農村居民消費水平的提高，改善農村的消費結構，促進農村經濟的健康可持續發展。

（3）數字金融總指數（DIFI）對東部地區、中部地區和西部地區農村居民的生存型消費支出具有正向影響，且在0.01 水平上顯著正向影響東部地區和西部地區，說明數字普惠金融對不同區域的農村居民消費具有不同程度的促進作用，但普惠性并未得到充分發揮。

3.2 對策

3.2.1 加強農村地區的教育投入力度 建立聯合政府相關部門為主、社會相關組織和農戶自主投資為輔的培訓制度，逐漸完備農業經營主體以及農戶的教育培訓體系；加強金融知識普及教育，提升農村金融消費者和其他普惠金融服務群體的金融知識水平和金融素養，將更多經濟主體納入金融服務體系。

3.2.2 加強農村金融基礎設施建設 建立完善的互聯網基礎設施是推行數字金融服務的基礎，根據不同地區的發展狀況實行差異化的普惠金融發展政策，注重中西部地區互聯網等基礎設施的建設，提升東部地區的數字普惠金融覆蓋廣度，為農村居民消費結構順利升級創造堅實的基礎。