數字普惠金融、居民消費水平與經濟高質量發展水平的相關性
——基于中介效應模型的實證分析

宋國峰，司乙君

（吉林建筑大學，長春 130119）

0 引言

自改革開放以來，中國經濟在快速發展的同時，也存在著生態環境日益惡化、資源損耗巨大以及地區發展不和諧不穩定之類的問題，中國經濟社會發展面臨著嚴峻的挑戰。金融是一個國家經濟發展的源泉，在我國的經濟發展中占據重要地位。數字普惠金融是數字技術與金融相結合的產物，也就是說，數字普惠金融是在數字技術的基礎上，使金融可以很好地適應目前中國經濟普惠性與標準性方面的需求。數字普惠金融概念的出現在一定程度上為社會貧困弱勢群體帶來了較為經濟實惠的金融產品，在數字普惠金融的影響下，世界不斷尋求發展普惠金融的途徑，從而推動落后的偏遠地區的經濟發展。隨著我國供給側結構性改革的深入，我國的產品供應水平明顯提高，產業結構也得到了進一步優化和發展。金融發展固然是促進產業結構升級的關鍵，但由于傳統的金融體系對發展較為落后的中小微企業的金融排斥，無法解決結構性矛盾。而數字普惠金融則可以為中小微企業提供融資服務，幫助其完成產業升級，促進經濟的高質量發展。數字普惠金融是將普惠金融和數字技術有機地結合起來的一種新的發展理念。

當前，隨著消費拉動和數字化技術的快速發展，深入研究金融發展對促進居民消費需求的影響，有利于促進我國經濟穩定、高質量發展，而普惠金融則是今后我國金融發展的一個重要方向。要實現產業穩定發展，必須要有資本的支持，同時要充分利用金融資源的作用，既要淘汰落后產能，又要發展新的產能。但是，當前我國金融系統中存在著嚴重的金融排斥現象，普惠金融從這一角度出發來解決此問題。普惠金融是聯合國于2005 年在國際小額信貸大會上提出的，歷經十余年的發展，普惠金融內涵日益豐富。數字普惠金融有別于傳統的金融服務，它是將數字化技術和金融服務結合起來，把那些沒有足夠資格的中小微企業和低收入群體納入金融領域，從而改善其外部融資環境。

推行數字普惠金融能夠有效地解決目前金融系統中的“排斥”現象。根據凱恩斯的消費需要理論，低收入人群對消費的積極性較低，偏向于實用產品，所以推廣數字普惠金融有利于促進整體消費，擴大內需，主動解決需求萎縮的現實困境，并為產業結構升級提供指導和支持，更能很好地帶動居民消費觀念的轉變。只有國家經濟高質量發展水平得到提高，居民的消費水平才能得到提升。

1 文獻綜述

關于我國居民消費水平的影響因素，國內已有大量學者展開研究，付欣然（2022）就居民消費的影響因素展開闡述并進行分析，認為數字普惠金融對居民消費有一定的影響［1］。薛秋童等（2022）就居民消費與數字普惠金融以及經濟高質量發展的相關性進行研究，得出數字普惠金融對經濟高質量發展水平以及居民消費水平均產正面影響［2］。張冰倩（2022）等就數字普惠金融對消費市場活躍度的影響展開分析，認為數字普惠金融的推進在一定程度上能促進消費市場的積極性［3］。李建偉（2022）等對數字普惠金融給消費水平帶來的影響進行研究，研究得出二者之間呈正向關系發展［4］。張立（2022）研究分析了產業結構升級對數字普惠金融產生的影響，研究表明產業結構升級對數字普惠金融及經濟高質量發展有一定影響［5］。

2 變量選取與來源

2.1 因變量

本文用居民人均消費支出衡量居民消費水平，并取對數后引入計量模型，以此作為因變量。

2.2 影響研究對象的核心變量

本文從北京大學發布的《北京大學數字普惠金融指數第三期（2011—2020）》中選取數字普惠金融指數的數據，來研究我國各地區的數字普惠金融發展情況；用數字普惠金融覆蓋廣度指數研究金融覆蓋面的擴大會對經濟高質量發展帶來何種程度的影響。本文依據汪偉的研究方法，構建相關產業結構升級指數，衡量相關產業的結構升級占比。

2.3 控制變量

本文選取經濟發展水平、政府干預、對外開放程度作為控制變量。經濟發展水平能很好地反映地區經濟發展情況，對地區經濟高質量發展有著重要的作用，本文主要依據人均GDP 指數來衡量地區經濟發展水平。妥善有效的政府干預對經濟穩定增長起著積極作用，本文選取財政支出占GDP 的比重來研究政府干預程度。對外開放水平在一定程度上影響我國經濟改善與進步的空間，本文根據外貿企業投資總額與GDP的比值來分析對外開放程度。

2.4 數據來源

數字普惠金融總指數、數字普惠金融覆蓋廣度指數均選自北京大學發布的《北京大學數字普惠金融指數第三期（2011—2020）》。產業升級指數的數據來源于各省的統計年鑒。經濟發展水平與政府干預兩個控制變量的數據來源于各?。ㄊ?、區）的統計年鑒，對外開放程度的數據來源于中國貿易統計年鑒。

3 總體效應實證分析

3.1 變量分析

變量分析如表1 所示。

表1 變量分析

從表1 中因變量的數據分析可得，在選取的150個樣本中，居民人均消費支出水平的均值為9.66，標準差為0.34，最大值為10.61，最小值為8.76，表明我國居民消費支出水平較低，目前區域經濟發展不均衡，數字普惠金融發展有待加強。從影響研究對象的核心變量來看，數字普惠金融指數均值為5.45，標準差為0.27，最大值為6.02，最小值為4.77，可以看出地區發展差距較小。產業結構升級指數均值0.87，最大值為1.04，最小值為0.79，差距較小。

3.2 構建模型

由表1 可知，當前居民消費支出水平較低，數字普惠金融可能會通過產業結構升級來影響我國經濟的高質量發展水平，若我國的經濟高質量發展水平得到提高，相應的居民消費水平也會得到提高，因此，本文參照溫忠麟等的中介效應模型，研究產業結構升級是否存在中介效應，該模型以產業結構為中介變量。模型如下：

其中，i表示地區，t表示年份，β、α、φ為待估系數，μi與λt表示不可觀測的地區效應和時間效應，εit是隨機擾動項，Xit為基礎普惠金融的基數，gapit為金融參數的差，Inhed 表示經濟高質量發展指數，Infi表示數字普惠金融指數，Inindus 表示產業結構升級指數，Inopen 表示對外開放度，Ingi 表示政府干預，Ineco表示經濟發展水平。模型（1）反映的是數字普惠金融對經濟高質量發展水平的影響作用，模型（2）反映的是數字普惠金融對產業結構升級這個中介變量的影響作用，模型（3）反映的是數字普惠金融與中介變量產業結構升級對經濟高質量發展水平的影響作用。

模型（4）（5）（6）構成經濟高質量發展水平在數字普惠金融提高居民消費水平過程中的中介效應檢驗模型。

3.3 實證結果分析

對產業結構升級的中介效應分析見表2。

表2 產業結構中介效應分析

在表2 中，模型（1）代表數字普惠金融對經濟高質量發展水平的影響的分析結果，模型（2）代表數字普惠金融對產業結構升級影響的分析結果，模型（3）代表數字普惠金融與產業結構升級對經濟高質量發展水平的影響的分析結果。

由結果（1）中可以看出，對于回歸系數在1%的顯著水平下，數字普惠金融對經濟高質量發展水平有著很大的推動作用；由結果（2）中可以看出，對于回歸系數在5%的顯著性水平下，數字普惠金融對產業結構升級的影響是積極的，有明顯的促進作用；由結果（3）中可以看出，對于回歸系數為1%時，數字普惠金融與產業結構升級對經濟高質量發展水平有很大的提高作用。整合以上三種結果，在沒有產業結構升級這一中介變量時，數字普惠金融指數為0.69，在有產業結構升級這一中介變量時，數字普惠金融指數下降為0.50，這說明產業結構升級是存在中介效應的，也就是說，數字普惠金融對我國經濟高質量發展的影響程度受制于我國產業結構升級的程度。就控制變量來說，經濟發展水平與政府干預二者對經濟高質量發展水平的影響非常顯著，對外開放程度對經濟高質量發展水平的影響不夠顯著。

3.4 實驗結果檢驗分析

根據表2 可以發現，數字普惠金融會通過產業結構升級的程度來影響經濟高質量發展水平的程度。為了證實產業結構升級這一中介效應的影響是一直存在的，本文參照春暉的替換變量法來檢驗上述實驗結果，根據第三產業增加值與第二產業增加值的比值驗證產業結構升級中介效應模型的穩定性。

4 結語

由于我國居民現階段消費觀念偏向于邊際消費水平，數字普惠金融的推行勢在必行，在我國經濟高質量發展水平有所提升后，居民的消費水平也會隨之提高，因此，本文通過以上中介效應模型的實證分析與檢驗，認為我國目前經濟高質量發展水平有很大的提升空間，數字普惠金融發展趨勢良好，但由于我國地區之間的經濟發展水平差異較大，仍需加強數字普惠金融發展推進方面的建設，數字普惠金融對經濟高質量發展水平的影響顯著，居民消費水平也會隨之受到影響。