數字普惠金融是否促進了城鄉居民消費升級？

蔡平 蔡剛 王文浩

摘 要：提振消費是我國經濟轉入高質量發展階段的必然要求，然而當前我國的消費升級面臨困境，需要尋找刺激消費的新渠道。本文構建數字普惠金融與城鄉居民消費升級模型，運用GMM系統分析法分析數字普惠金融指數對于城鄉居民消費升級的影響，研究結果表明，數字普惠金融指數對城鄉人均消費支出有顯著影響，對農村居民人均消費支出的影響大于城鎮居民人均消費支出的影響。最后，論文提出通過數字普惠金融促進城鄉居民消費升級的措施。

關鍵詞：數字普惠金融;消費升級;GMM

一、引言

消費是拉動我國經濟增長的重要動力之一。黨的十九大報告指出，我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段，在當前經濟轉型升級的關鍵時期，我國經濟增長仍面臨產能過剩、出口增長乏力、消費動力不足等一系列問題，消費對經濟發展的作用更加不可忽視。吳曉瑜等（2014）指出，居民消費不僅是經濟增長的動力，而且是解決發展中國家產業升級、結構轉型等挑戰的重要渠道[1]。2017年，我國居民消費率為38.7%，不僅低于美、法、德、日、韓等發達國家，還低于印度、泰國、哈薩克斯坦等一系列發展中國家。花中東和高靜（2016）的研究發現，消費低迷使得經濟過于依賴投資和出口，既不利于經濟的轉型升級，也不利于經濟增長和社會福利效應提高，還容易造成系統性的通縮風險[2]。居民消費不足的原因之一是部分低收入群體不能享受金融服務帶來的好處，在一定程度上抑制了居民消費欲望的實現。互聯網的興起和數字技術的發展，使得數字普惠金融得以廣泛應用。數字普惠金融突破了時間和空間的限制，提升了普惠金融的區域覆蓋度和地域穿透性，降低了運營成本和進入門檻，使得低收入群體能有機會享受金融服務帶來的好處，為居民消費升級創造了條件。數字普惠金融會對城鄉居民消費升級產生怎樣的影響？關于這方面的文獻比較少，因此，本文擬立足中國的現實探討數字普惠金融對城鄉居民消費升級的影響，為消費升級提供政策建議。

二、文獻綜述及理論機制

（一）文獻綜述

梳理學者們關于數字普惠金融與消費的文獻，主要集中在以下幾個方面：

第一，金融發展與消費的研究。早期的學者主要關注金融發展對消費的影響，列夫欽科（Levchenko，2005）的研究發現，金融發展可以促進資源的優化配置，刺激消費需求，從而幫助受到流動性約束的消費者利用金融市場實現跨期消費[3]，但金融發展不充分會抑制消費。丁杰（2015）指出，傳統的金融機構在金融資源分配等方面，對于普通消費者的重視程度明顯不足[4]。坎貝爾曼昆（Campbell & Mankiw，1991）提出，金融約束會影響居民的消費行為[5]。花中東和高靜（2016）利用我國省際面板數據建立了空間面板杜賓模型，發現我國現階段的金融發展水平仍然不夠成熟，且金融資源競爭性問題突出，鄰近地區的金融發展會對本地區城鎮居民消費產生抑制作用[2]。郭長林（2016）研究發現，扭曲的金融市場會阻礙積極財政政策作用的發揮，從而抑制居民消費[6]。

第二，普惠金融與消費的研究。普惠金融發展彌補了傳統金融的不足，為低收入群體享受金融服務，增加消費提供了可能。樊綱和王小魯（2004）通過研究發現，銀行卡普及率對居民消費具有正向影響[7]。杜帕斯和羅賓遜（Dupas & Robinson，2013）、卡普蘭和津曼（Karlan & Zinman，2010） 指出，如果一個低收入者在金融機構具有一個使用頻率較高的賬戶，那么，這個低收入者往往具有相對較高的消費[8-9]。譚燕芝和彭千芮（2018）指出，普惠金融可以通過提高金融賬戶使用率的方式促進經濟社會生活的發展，進而達到提高個人消費的目的[10]。董云飛等（2019）利用動態面板數據模型分析了普惠金融的發展水平對農村居民消費的影響，發現普惠金融發展促進了農村居民服務性消費支出增加，同時顯著提高了農村居民服務性消費支出在總消費量中所占的比例，進而對農村居民消費升級起到了良好的促進作用[11]。張李義和涂奔（2017）研究指出，互聯網金融具有平滑消費的功能，能提高居民消費支出水平，且對城鎮居民消費結構的影響大于農村居民[12]。黃星剛和楊敏（2020）的研究發現，互聯網保險可以發揮其普惠功能，促進一些條款相對簡單的保險消費[13]。張棟浩等（2020）指出，普惠金融可以通過降低收入的不確定性來推動低收入和高收入家庭消費[14]。

第三，數字普惠金融與消費。數字普惠金融作為普惠金融的一種方式，具有覆蓋面更廣、成本更低的特點，有利于滿足低收入群體對金融服務的需求，促進消費水平提高和消費結構改善。張勛等（2019）提出，數字普惠金融彌補了傳統金融模式的不足，可以有效緩解信貸約束問題[15]。南永清等（2020）指出，數字金融在一定程度上克服了傳統金融機構對于物理網點的依賴性，降低了數字普惠金融產品和服務的門檻，提高了居民消費支出水平，且對中西部地區的城鎮居民尤為明顯[16]。謝家智和吳靜茹（2020）提出，數字金融可以提高家庭消費水平，而且在享受型和發展型消費方面的影響最為顯著[17]。易行健和周利（2018）的研究發現，數字普惠金融可以顯著提高樣本期的居民消費，且對于中西部地區、農村地區以及中低收入階層家庭的促進效果更為明顯[18]。羅楚亮（2004）研究發現，失業風險、醫療支出和教育支出等不確定性因素會顯著降低城鎮居民的消費水平。數字普惠金融可以增強居民的抗風險能力，降低因意外風險而導致收入大幅下降的可能性[19]。白重恩等（2012）指出，醫療保險可以通過減少居民的預防性儲蓄，促進居民消費水平的提高[20]。

綜上所述，國內外學者對數字普惠金融與消費的研究取得了一定的成果，為本文研究奠定了基礎，但鮮有關于數字普惠金融與消費升級的研究。本文的貢獻主要體現在以下幾個方面：第一，從數字普惠金融的視角，探討數字普惠金融是否對消費升級有影響及其影響方向，為擴大內需，實現經濟高質量發展提供決策參考;第二，揭示數字普惠金融對城鄉居民消費升級的差異性，為數字普惠金融政策的制定提供理論依據。鑒于數據的可獲得性，本文選取中國31個省份2011—2017年的宏觀數據，研究數字普惠金融對城鄉居民消費升級的影響，試圖揭示數字普惠金融對城鄉居民消費升級影響的差異性，探討數字普惠金融促進城鄉居民消費升級的對策，為政府擴大內需提供理論依據。

（二）理論機制

1. 數字普惠金融直接和間接促進了消費升級

第一，數字普惠金融直接促進了消費升級。居民消費會受到流動性約束和未來收入不確定性的影響。流動性約束使得居民因缺乏流動性支持而壓抑消費欲望，而失業、疾病和意外事件等不確定性因素會逼迫消費者增加預防性儲蓄，減少消費支出。數字普惠金融通過數字化和信息化的手段拓寬了普惠金融的服務范圍和服務能力，降低了金融服務的成本，促進了金融發展，金融發展進一步通過優化資源配置的方式刺激消費需求，促使消費者利用金融市場實現跨期消費。同時，數字化技術的應用也為居民的消費提供了便利，緩解了流動性約束問題。數字普惠金融的普惠性原則要求為低收入群體和小微企業提供更多的金融服務，使低收入群體和小微企業有機會享受儲蓄、貸款、保險和教育基金等基本金融服務，通過規避風險、提高人力資本水平、創造就業、優化資源配置等方式降低了未來收入的不確定性，提高他們的消費能力。緩解流動性約束和降低收入不確定性可以促進消費量的增加，而消費量的增加會進一步影響消費結構。根據馬斯洛的需求層次理論，居民的需求經歷一個從低到高不斷發展的過程，當基礎性實物消費等低層次的消費需求得到滿足甚至還沒有得到滿足時，就會產生對服務性消費等更高層次的消費需求，從而促進消費升級。第二，數字普惠金融間接促進了消費升級。數字普惠金融通過包容性經濟增長間接作用于消費，表現在數字普惠金融作用于家庭部門、企業部門、政府部門以及整個經濟環境，促進包容性經濟增長;包容性經濟增長通過改變經濟增長方式、改善收入分配方式、強化金融基礎設施和提高金融素養等途徑提高低收入群體的收入。隨著收入增加，家庭消費中基礎性實物消費支出所占份額下降，服務性消費支出所占份額上升，從而實現消費升級。因此，我們提出本文第一個假設：

H1：數字普惠金融促進居民消費升級。

2. 數字普惠金融對于居民消費升級的影響存在異質性

第一，數字普惠金融對農村居民服務性消費的影響效應大于基礎性實物消費的影響效應。食品、衣著、居住等物品是生活必需品，其需求彈性較小，而家庭設備、交通通信、教育文化娛樂和醫療保健等物品的需求彈性較大。相對于城市而言，農村地區基礎性物品基本是自給自足，而服務性產品的需求完全來自市場，農民對服務性產品的需求更為強烈，故數字普惠金融對自給自足型產品的影響較弱，對市場性產品的影響較為明顯，數字普惠金融對農村居民基礎性消費和服務性消費的影響存在差異。第二，數字普惠金融對農村居民消費升級的影響更加顯著。由于農村居民收入和消費水平相對較低，根據恩格爾定律和馬斯洛的需求層次理論，當農村居民消費增加時，消費結構可能會發生較為明顯的變化，而城鎮居民的收入和消費已經位于一個相對較高的水平，農村居民消費結構的變化可能相較城鎮居民更加明顯。因此，我們提出第二個假設：

H2：數字普惠金融對于農村居民消費升級的影響更加顯著。

三、數據來源、變量選擇與模型

（一）數據來源

鑒于數據的可獲得性，本文的研究數據期間為2011-2017年，原始數據主要來自《中國統計年鑒》、各省統計年鑒及國家統計局網站、北京大學數字普惠金融中心計算的數字普惠金融指數[21]（2011-2018）。

（二）變量選擇

被解釋變量：我們選取兩類指標作為被解釋變量。一類是以消費數量的變化作為解釋變量。參照中國統計局關于人均消費支出的分類，我們將食品煙酒消費、衣著消費、居住消費歸為基礎性實物消費，將家庭設備及用品消費、交通通信消費、教育文化娛樂消費和醫療保健消費歸為服務性消費，以此來考察城鄉居民基礎性實物消費與服務性消費數量的變化。農村基礎性實物消費和服務性消費分別用rbc和rsc表示，城鎮基礎性實物消費和服務性消費分別用cbc和csc表示。另一類是以城鄉居民消費結構作為解釋變量。城鄉居民消費結構分為兩部分，包括城鄉內部消費結構變化和城鄉間消費結構變化。城鄉內部消費結構變化包括農村居民消費結構變化，城鎮居民消費結構變化，分別用農村居民服務性消費與基礎性實物消費之比、城鎮居民服務性消費與基礎性實物消費之比來衡量，分別表示為rcc和ccc;城鄉間消費結構變化反映城鄉間居民消費差距，用農村居民人均消費支出與城鎮居民人均消費支出的比值來衡量，表示為rrc。通過城鄉居民消費數量的變化、消費結構的變化，及城鄉間居民消費差距的變化來探究數字普惠金融對消費升級的影響。

核心解釋變量：核心解釋變量為北京大學數字普惠金融指數、數字普惠金融覆蓋廣度和數字普惠金融使用深度，分別用IFI、wid和dep表示。數字普惠金融指數大小反映一個區域數字普惠金融的發展程度，該指數越大，數字普惠金融越發達。

控制變量：除核心解釋變量外，需要控制的其他變量有以下幾個：（1）人均GDP。影響消費的主要因素是人均可支配收入，但2013年前衡量農村居民收入的指標為農村人均年純收入，2013年始衡量農村居民收入的指標為農村人均可支配收入，由于統計口徑不統一，我們采用人均GDP來衡量。人均GDP是衡量一個地區經濟發展水平的重要指標，人均GDP越高，該地區經濟越發達，居民消費能力越強，人均GDP用pgdp表示。（2）人均教育支出。教育投入影響人力資源的素質，一個地區的教育支出越多，該地區居民文化程度越高，收入相對較高，消費支出越多，我們用財政支出中人均教育支出來衡量教育水平，表示為pedu。（3）人均醫療支出。一個地區的醫療支出水平影響當地居民的社會保障程度，居民社會保障程度越高，消費越多，我們用財政支出中人均醫療支出來衡量，表示為pmed。（4）城市化率。城市化表現為農村人口向城市流動的過程，城市化的發展促進了經濟增長，從而促進了消費。城市化率用城鎮人口與總人口的比值來衡量，表示為rc。（5）通貨膨脹率。通貨膨脹率影響人們的實際收入，從而影響消費，我們用消費物價指數的變化率來衡量通貨膨脹率，表示為inf。

為了防止變量出現異方差，我們對農村和城鎮基礎性消費與服務性消費的比值、農村人均消費支出與城鎮人均消費支出的比值、城市化率和通貨膨脹率以外的其他數據取自然對數，表1為各變量的描述性統計結果。

（三）模型及方法

本文主要研究數字普惠金融發展對城鄉居民消費升級的影響，由于本文使用的數據為動態面板數據，容易產生內生性問題，為了避免估計出現偏誤，本文采用系統GMM方法。系統GMM估計使用自變量的滯后項作為工具變量，無須事先知道隨機誤差項的準確分布信息，無須考慮異方差和序列相關問題，因而所得到的估計結果更為有效（崔艷娟，孫剛，2012）[22]。借鑒學者盧盼盼、張長全（2017）、蔣竹媛（2020）的模型[23-24]，我們構建GMM動態面板數據模型，即：

（1）

（2）

（3）

其中，■是農村居民消費;■是城市居民消費;Strit是農村/城鎮居民消費比;IFIit是核心解釋變量數字普惠金融指數;Conit是一組控制變量，主要包含人均GDP、人均教育支出、人均醫療支出、城市化率和通貨膨脹率。i表示省份，j表示消費類別，包括基礎性消費、服務性消費和消費結構，t表示時間，μi表示未觀測到的區域效應，φt表示未觀測到時間固定效應，εit表示隨機誤差項，a0、a1和a2表示各變量的回歸系數。

四、實證分析

（一）數字普惠金融對城鄉居民基礎性實物消費和服務性消費的影響

為了分析數字普惠金融對城鄉居民基礎性消費和服務性消費方面的影響差異，我們對城鄉居民基礎性實物消費和服務性消費進行回歸，表2報告了回歸的結果。模型（1）和（2）分別報告了數字普惠金融指數對農村居民和城鎮居民基礎性實物消費的影響結果，模型（3）和（4）分別報告了數字普惠金融指數對農村居民和城鎮居民服務性消費的影響結果。各模型的AR（2）均不能拒絕原假設，說明模型擾動項差分不存在二階自相關，采用二階系統GMM估計方法較為合理。同時各模型的Sargan檢驗不顯著，說明工具變量的選擇是合適的，不存在過度識別問題。

就基礎性實物消費來看，在模型（1）中，數字普惠金融指數在0.1%水平下對農村居民基礎性消費有顯著正影響，影響系數為0.168，說明數字普惠金融指數每提高1%，農村居民基礎性實物消費增加16.8%。在模型（2）中，數字普惠金融指數在0.5%水平下對城鎮居民基礎性消費有顯著正影響，影響系數為0.049，說明數字普惠金融指數每提高1%，城鎮居民基礎性實物消費增加4.9%，數字普惠金融指數對農村居民基礎性消費的影響更大。就服務性消費來看，在模型（3）中，數字普惠金融指數在0.1%水平下對農村居民服務性消費有顯著正向影響，影響系數為0.429，說明普惠金融指數每提高1%，農村居民服務性消費提高42.9%。在模型（4）中，數字普惠金融指數對城鎮居民服務性消費的影響不顯著，且為負值，可能的原因是城鎮居民收入較高，數字普惠金融指數對城鎮居民服務性消費的影響遠大于對基礎性實物消費的影響;數字普惠金融指數對城鄉居民服務性消費存在異質性，對農村居民服務性消費影響顯著而對城鎮居民服務性消費不顯著。

從上述分析可以看出，加強農村地區數字普惠金融建設有利于農村居民消費結構的優化。

（二）數字普惠金融對城鄉居民消費結構的影響

模型（5）和（6）報告了數字普惠金融指數對農村居民和城鎮居民消費結構的回歸結果，模型（7）報告了數字普惠金融指數對城鄉居民消費差距的回歸結果。各模型的AR（2）及Sargan檢驗均通過檢驗，說明模型是合適的。在模型（5）中，數字普惠金融指數在1%水平下對農村居民消費結構有顯著正向影響，影響系數為0.043，說明數字普惠金融指數每提高1%，農村居民消費結構提高4.3%，數字普惠金融促進了農村居民消費升級。在模型（6）中，數字普惠金融指數對城鎮居民消費結構的影響不顯著，且為負值，可能的原因是近年來房價快速上漲，城鎮居民將更多的資金用于房產的購買上，在一定程度上擠占了服務性消費的資金。在模型（7）中，數字普惠金融指數在0.1%水平下對城鄉居民消費差距影響顯著且影響系數為0.102，說明數字普惠金融指數每提高1%，城鄉居民消費差距縮小10.2%，數字普惠金融指數有利于縮小城鄉居民消費差距，促進城鄉居民消費升級。

綜上所述，數字普惠金融可以促進農村居民消費結構優化，也可以縮小城鄉居民消費差距，優化城鄉居民消費結構。

（三）數字普惠金融對城鄉居民七種消費類別的影響

為了探究城市消費升級不顯著的原因并進行城鄉居民消費升級的異質性比較，我們進一步對城鄉內部消費結構進行回歸，表4報告了數字普惠金融指數對城鄉居民食品煙酒消費、衣著消費和居住消費的回歸結果，各模型的AR（2）及Sargan檢驗均通過檢驗。在此，我們僅列出數字普惠金融指數的回歸結果。

在食品煙酒消費方面，數字普惠金融指數對農村居民消費有顯著正向影響，對城鎮居民消費的影響不顯著，這一結果符合恩格爾定律下的城鄉收入差距情況。城鎮居民收入水平較高，數字普惠金融指數對城鎮居民食品煙酒方面的消費支出影響不大;農村居民收入水平較低，數字普惠金融指數可以有效促進農村居民食品煙酒消費增加。在衣著消費方面，數字普惠金融指數對城鎮居民衣著消費有顯著負向影響，對農村居民衣著消費影響不顯著。在居住消費方面，我們發現數字普惠金融指數對農村居民和城鎮居民居住消費的影響系數均顯著且為正，分別為0.305和0.572，數字普惠金融指數對城鎮居民居住消費的影響系數遠大于農村居民居住消費的影響系數，可能的原因是近年來我國房地產價格大幅上漲，數字普惠金融緩解了城鄉居民流動性約束，為居民購房提供了強有力的貸款支持，城鄉居民的居住消費支出均大幅上升。數字普惠金融對城鎮居民的消費影響尤為明顯。在三種基礎性實物消費中，相對于衣著而言，食品煙酒和住房消費是剛性需求，城鎮居民比農村居民更偏好在大城市或好地段購買住房，因此，消費支出傾向居住消費，擠占了一部分衣著消費，故數字普惠金融指數對城鄉居民衣著消費影響系數值均為負值。

表5報告了數字普惠金融指數對城鄉居民家庭生活用品及服務消費、交通通信消費、教育文化娛樂消費和醫療保健消費的影響，各模型的AR（2）及Sargan檢驗均通過檢驗。對農村居民而言，數字普惠金融指數對四種服務性消費的影響均顯著且為正值，影響系數從大到小依次是教育文化娛樂消費、家庭用品及服務消費、醫療保健消費和交通通信消費，說明數字普惠金融指數在教育和文化娛樂方面對農村居民的影響最大。對城鎮居民而言，數字普惠金融指數對四種服務性消費影響均顯著且為正值，影響系數從大到小依次是醫療保健消費、交通通信消費、教育文化娛樂消費、家庭用品及服務消費。數字普惠金融指數對城鎮居民影響最大的是醫療保健消費，其次是交通通信消費和教育文化娛樂消費，對于家庭用品及服務的影響則不顯著。在四種服務性消費中，數字普惠金融指數對農村居民服務性消費的影響系數均大于城鎮居民服務消費的影響系數，說明數字普惠金融指數對農村居民消費支出的影響更大，這是由城鄉居民收入差距所決定。

（四）穩健性檢驗

為了檢驗模型的穩健性，本文采用替換解釋變量的方法對模型進行穩健性檢驗，我們用數字普惠金融的覆蓋廣度和使用深度作為數字普惠金融指數的替代變量進行回歸，表6報告了穩健性檢驗的結果。模型（8）和（9）分別報告了數字普惠金融覆蓋廣度和數字普惠金融使用深度對城鄉居民消費差距的影響。在模型（8）中，數字普惠金融的覆蓋廣度在0.1%的水平下對城鄉居民消費差距有顯著正影響，影響系數為0.105，說明數字普惠金融覆蓋廣度每提高1%，城鄉居民消費差距縮小10.5%。在模型（9）中，數字普惠金融使用深度在0.1%的水平下對城鄉居民消費差距影響顯著且影響系數為0.054，說明數字普惠金融使用深度每提高1%，城鄉居民消費差距縮小5.4%，數字普惠金融覆蓋廣度和數字普惠金融使用深度均對城鄉居民消費差距有縮小作用，數字普惠金融覆蓋廣度的作用更大一些。

模型（10）和（11）分別報告了數字普惠金融廣度和數字普惠金融使用深度對農村居民消費結構的影響。在模型（10）中，數字普惠金融覆蓋廣度在5%水平下對農村居民消費結構影響顯著，影響系數為0.036，表示數字普惠金融覆蓋廣度每提高1%，農村居民消費結構比提高3.6%，說明數字普惠金融覆蓋廣度有利于優化農村居民消費結構。在模型（11）中，數字普惠金融使用深度在5%水平下對農村居民消費結構有顯著正向影響，影響系數為0.030，表示數字普惠金融使用深度每提高1%，農村居民消費結構比提高3%，說明數字普惠金融使用廣度有利于農村居民消費結構的優化。

從模型（8）、（9）、（10）、（11）可以看出，數字普惠金融的覆蓋廣度和數字普惠金融使用深度均對農村居民消費支出影響顯著，但數字普惠金融覆蓋廣度的影響更大一些。

使用數字普惠金融覆蓋廣度和數字普惠金融使用深度這兩個變量替換數字普惠金融指數后，數字普惠金融覆蓋廣度和數字普惠金融使用深度對城鄉居民消費差距和農村居民消費結構的影響依然顯著，符號沒有改變，數值變化不大。可以看出，模型是穩健的。

五、結論及政策建議

本文運用北京大學數字普惠金融中心發布的中國31個省份2011-2017年數字普惠金融指數，構建數字普惠金融指數對城鄉居民消費升級影響的理論模型，運用GMM方法分析數字普惠金融指數對城鄉居民消費升級的影響，研究結果表明：第一，數字普惠金融發展正向促進了城鄉居民消費升級。第二，數字普惠金融指數對城鄉居民消費升級的影響存在差異。數字普惠金融指數能夠顯著影響農村居民的消費支出結構，對城鎮居民消費支出結構的影響并不顯著。第三，數字普惠金融指數顯著縮小了城鄉居民消費差距。

為此，應從以下幾個方面采取措施促進數字普惠金融的發展：

第一，加快各地區數字普惠金融建設。從政府層面來看，政府要加大各地區數字普惠金融基礎設施建設力度，尤其是加快農村地區信用體系建設和涉農數據共享平臺建設。對于數字普惠金融建設的相關企業予以一定的稅收優惠。要推廣電子賬戶的使用范圍，提升數字普惠金融的覆蓋廣度。從金融機構來看，要在兼顧成本、效益和用戶安全的基礎上，依托人工智能、大數據和云計算等現代化手段開發適合低收入群體需要的安全、簡單和易操作的使用界面與數字化金融產品，營造數字普惠金融發展的良好環境。

第二，提高農村居民的金融素養及使用數字化普惠金融產品的能力。相較城鎮，數字普惠金融對于農村居民消費支出的提升效果更為明顯。城鄉發展差距過大不但會抑制消費水平的提升，也不利于經濟的轉型升級。農村居民受教育程度相對較低，金融知識和數字知識欠缺，對數字普惠金融不了解、不接受，甚至不愿使用數字普惠金融服務。同時，這些群體風險意識和使用數字普惠金融的能力較弱，一定程度上阻礙了數字普惠金融的有效應用。因此，金融機構要利用網絡、電視、媒體等宣傳手段普及數字普惠金融的相關知識，提高低收入群體的金融素養。農閑季節在農村免費開展數字普惠金融的相關培訓，提高農村居民的金融素養、風險意識和安全意識，提高農村居民使用數字普惠金融服務的能力。

第三，實施差異化的數字普惠金融發展政策。由于數字普惠金融對城鄉居民消費的影響存在異質性，因此，應該在城鄉實施差異化的數字普惠金融發展政策。對于農村地區來說，加大數字普惠金融在基礎性實物消費領域的應用與推廣，促進農村基礎性實物消費增加，同時加強數字普惠金融在服務性消費領域的普及與應用，尤其注重教育文化娛樂消費對農村居民消費升級的帶動作用。對于城鎮而言，住房消費一定程度擠占服務性消費，高昂的房價已經成為阻礙城鎮居民消費升級的重要因素，政府應該通過有效的行政手段合理控制房價或抑制炒房，釋放沉淀在居住消費中的資金，更好發揮數字普惠金融對于城鎮居民消費升級的推動作用，實現經濟高質量均衡發展。

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