數字普惠金融與農村居民消費

摘" "要：充分挖掘農村消費潛力對于擴大內需和強化經濟內生增長動力具有深遠意義。本文采用2011—2021年中國省級面板數據實證檢驗數字普惠金融對農村居民消費的影響。研究發現，數字普惠金融能夠顯著擴大農村居民消費需求，影響程度從大到小依次是數字化程度、覆蓋廣度、使用深度；數字普惠金融對農村居民發展及享受型消費的促進作用要大于生存型消費；數字基礎設施與農村人力資本可以正向調節數字普惠金融對農村居民消費的促進效應；數字普惠金融對西部地區農村居民的消費促進效應強于中東部地區，在數字技術與金融發展水平較高地區的促進效應亦更強。相關研究為推動數字普惠金融發展與農村消費需求提升提供了經驗借鑒。

關鍵詞：數字普惠金融；居民消費需求；數字基礎設施；農村人力資本

中圖分類號：F832" "文獻標識碼：A" 文章編號：1674-2265（2025）03-0084-09

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2025.03.009

一、引言

黨的二十大報告明確提出“著力擴大內需，增強消費對經濟發展的基礎性作用”的戰略方向，凸顯了消費在經濟發展中的核心地位。2024年12月的中央經濟工作會議進一步強調了提振消費的重要性，并將提升中低收入群體的消費能力、意愿和層級作為重點任務。由于經濟發展不平衡、人口外流、社會保障水平低以及基礎設施和公共服務滯后等因素，農村居民消費水平相對較低，2023年人均消費支出僅為城鎮居民的一半左右，這表明農村地區具有巨大的消費潛力。因此，提升農村居民消費水平，挖掘農村消費潛力，對于提振消費、拉動內需和促進經濟高質量發展至關重要。隨著數字技術的飛速發展，數字普惠金融作為新興金融業態，正逐步改變著農村居民的消費行為和消費模式（黃益平和黃卓，2018）[1]。數字普惠金融通過數字化手段，打破了傳統金融服務的地理限制，為農村居民提供了更為便捷、高效的金融服務（張勛等，2019）[2]。這不僅提高了農村居民的金融服務可及性，還優化了其消費結構，促進了農村地區的經濟增長。

在此背景下，數字普惠金融的發展對農村居民消費究竟會產生何種影響？是促進還是抑制？其影響機制如何？是否存在差異性？科學回答這些問題對于提升農村金融水平、激發農村居民消費活力、構建新發展格局以及促進經濟高質量發展具有重要意義（魯釗陽等，2023）[3]。

學者們深入探討了數字普惠金融與農村居民消費之間的關系，多數研究成果均指出數字普惠金融對農村居民消費具有顯著的促進作用。這一正面效應主要體現在兩個方面：一方面，數字普惠金融打破了地域限制，有效解決了信息不對稱和高交易成本問題，從而拓寬了金融服務的覆蓋范圍，使農村居民得以享受更便捷的金融服務（湯繼強等，2022）[4]，促進了農村居民消費水平的提升（范方志和彭田田，2023；展凱等，2024）[5，6]。在數字普惠金融的三個維度（數字化程度、覆蓋廣度、使用深度）中，數字化程度的促進作用最為顯著，覆蓋廣度次之，使用深度最小（鐘曉君等，2024）[7]。此外，對于農村、中西部地區以及中低收入家庭，數字普惠金融的消費提升效應尤為突出（易行健和周利，2018）[8]。另一方面，數字普惠金融還促進了農村居民消費結構的升級。研究表明，數字普惠金融對中國農村居民消費結構升級具有顯著的推動作用，且這種作用呈現出“邊際遞增”和“倒S型”的非線性特征（杜家廷等，2022）[9]。此外，數字普惠金融還通過提升居民收入水平、促進創新和產業結構升級、推動勞動力流動等多種方式，對農村居民消費產生了積極的正向作用（陳曉霞，2020；潘啟娣和肖峻，2023；孫珩和陳建成，2024）[10-12]。值得注意的是，數字普惠金融還具有分散風險的功能，能夠減少農村居民收入的不穩定性，提高其應對外部沖擊的能力，從而增強農村居民的消費韌性（王瑋婧，2024；張偉和黃子祺，2024）[13，14]。

綜上所述，當前關于數字普惠金融對農村居民消費影響的研究已取得一定成果，為本文奠定了堅實的基礎，但多聚焦于整體影響分析，缺乏對消費項目的細致分類探討。本文可能存在的邊際貢獻如下：其一，本文不僅分析了數字普惠金融及其三個維度（覆蓋廣度、使用深度、數字化程度）對農村居民消費的整體影響，還進一步細化了消費項目，進一步揭示了數字普惠金融對生存型消費、發展及享受型消費的差異化影響，進而評估了其對農村居民消費結構的優化效應。其二，數字基礎設施是數字普惠金融發揮作用的重要載體，而農村人力資本則決定了農村居民對數字金融工具的認知能力和使用水平，二者都是影響數字普惠金融實際效果的關鍵因素。因此，本文引入數字基礎設施與農村人力資本作為調節變量，從而更全面地揭示數字普惠金融影響農村居民消費的作用機制。其三，本文結合區域、數字技術普及度及金融發展水平進行了異質性分析，豐富了該領域的研究成果，為激發農村居民消費潛力提供理論參考與經驗借鑒。

二、理論分析與研究假設

居民當前無法進行貸款時，當期消費會有所減少，此外當居民預期未來會面臨流動性約束時，為了應付將來的不確定性，就會增加儲蓄，減少當前的消費，因此，流動性約束是限制居民消費的一個重要因素（王義中等，2024）[15]。農村居民收入相對較低且穩定性較差，常常面臨貸款門檻高、擔保難、抵押難等問題，且農村信貸市場不發達，因而其流動性約束問題突出，抑制了消費（孟宏瑋和閆新華，2019）[16]。而數字普惠金融打破了傳統金融的地域局限性，服務覆蓋范圍更廣，成本更低，有效緩解了傳統金融對“三農”客戶這一弱勢群體的金融排斥問題，增加了農村居民消費貸款的可獲得性，突破了流動性約束，直接促進農村居民消費。

根據凱恩斯的絕對收入理論，居民的收入水平決定其消費支出，而數字普惠金融則對農村居民存在增收效應（沈書屹和姜天文，2023）[17]。一方面，數字普惠金融能依托數據挖掘、智能合約、機器學習等數字技術，對交易流程進行優化，降低了金融機構的獲客成本和風險管理成本，催生出新的數字信貸業務形態，使農民能夠參與非農就業和創業活動，從而提高了農民工資性收入。另一方面，數字普惠金融能緩解傳統金融對農村群體的金融排斥問題，真正做到惠及于民，為廣大農民提供多元化的金融理財產品，幫助農村家庭利用閑置資金進行投資來獲取收益，從而提高農民財產性收入（屠萍萍，2024）[18]。即數字普惠金融拓寬了農村居民的收入來源與渠道，提高了其可支配收入，進而促進消費。

作為數字普惠金融的重要組成部分，移動支付具有電子化、虛擬化以及低成本的特征，克服了傳統交易環境下現金支付對消費的約束，提高了消費的靈活性和便捷性。同時由于心理賬戶效應，農村居民消費過程中使用移動支付的心理損失要低于使用現金支付的心理損失，進而有助于刺激農村居民的消費欲望（徐偉祁等，2023）[19]。此外，電子商務伴隨著數字普惠金融快速發展，網上旅行、網上醫療、網絡購物等消費形式不斷普及，這增加了農村居民的消費選擇和消費途徑，有助于刺激農村居民消費。基于此，提出以下假設：

H1：數字普惠金融能有效促進農村居民消費。

數字基礎設施是以信息技術為載體的基礎設施，包括但不限于互聯網接入、寬帶網絡、5G技術、千兆光纖、衛星通信等，其在推動數字經濟以及新質生產力的發展上發揮了重要作用。數字基礎設施的建設通過提高農村地區的網絡覆蓋度和數字化水平，使得農村地區能夠享受到與城市相近的信息服務和資源，進一步縮小了城鄉“數字鴻溝”，同時提高了農村居民的數字素養和技能，從而使他們能夠更好地利用數字技術和平臺進行消費?，給農村居民的日常消費帶來更多便利性的同時，也使得農村居民消費種類和方式更加豐富。此外，數字基礎設施的建設與完善也是推動農村數字化轉型、建設數字鄉村的重要前提和基礎，是實現數字普惠金融賦能鄉村振興的重要保障。數字普惠金融是利用數字化技術和手段推進的普惠金融服務，旨在提升金融可獲得性，改善金融服務難的問題。為了在農村地區推廣和應用這種服務模式，實現上述金融目標，必須加強數字基礎設施的建設，因為良好的數字基礎設施是發展數字普惠金融的先決條件。網絡普及率較高，以互聯網為基礎的數字基礎設施建設較完善的地區，數字普惠金融的普及和應用更廣，發展水平更高，進而對農村居民消費的促進作用更強。基于此，提出以下假設：

H2：數字基礎設施在數字普惠金融對農村居民消費的影響中發揮正向調節作用。

普及金融知識、提升農村居民的金融素養對于促進農村地區金融需求的釋放以及數字普惠金融在農村地區的發展來說至關重要（鄒洋等，2024）[20]。農村居民對金融知識的掌握與應用以及金融素養的提升很大程度上取決于其教育水平，而教育在農村人力資本投資中占據核心地位。擁有較高教育水平的農村居民具有更強的創新能力，也能更好地把握市場需求和發展趨勢，進而提高農業生產效率和質量，促進農業的結構調整與產業升級，還可以通過從事非農就業來增加自身收入，進而有效刺激消費。擁有較高教育水平的農村居民更能從數字普惠金融中受益。在人力資本水平高的地區，農村居民應用數字技術和資源的能力更強，獲取多樣化、低成本的數字普惠金融產品和服務的能力也更強，這有利于擴大數字普惠金融的效益，充分發揮數字普惠金融對農村居民消費的促進作用?，即數字普惠金融對農村居民消費的促進作用受到農村人力資本水平的調節。基于此，提出以下假設：

H3：農村人力資本在數字普惠金融對農村居民消費的影響中發揮正向調節作用。

三、研究設計

（一）模型構建

1. 基準回歸模型。文章基于我國31個省（自治區、直轄市，不含港澳臺地區，以下簡稱省份）2011—2021年的面板數據，探究數字普惠金融對農村居民消費的影響，構建以下模型：

[lnconsit=α0+α1Difit+m=1nσmControlsmit+μi+δt+εit]" " "（1）

上式中[i]代表省份，[t]代表年份；[lncons]代表被解釋變量農村居民消費；[Dif]為核心解釋變量數字普惠金融；[Controlsmit]表示影響農村居民消費水平的一組控制變量，包括城鎮化率、產業結構、經濟發展水平、對外開放度以及財政支農水平；[μi]為地區固定效應，[δt]為年份固定效應，[εit]為隨機誤差項。

2. 調節效應模型。文章在研究數字普惠金融對農村居民消費影響的基礎上，將進一步探討數字基礎設施建設和農村人力資本對上述影響的調節作用，構建數字普惠金融與數字基礎設施的交互項以及數字普惠金融與農村人力資本的交互項加入模型（1）中，具體調節效應模型如下：

[lnconsit=β0+β1Difit+m=14σmControlsmit+β2Netit+β3Difit×Netit+Φi+Γt+?it] （2）

[lnconsit=C0+C1Difi，t+m=14σmControlsmit+C2Rhcit+C3Difit×Rhcit+Λi+Θt+?it]" " （3）

其中，[Net]代表的是數字基礎設施建設水平，[Rhc]代表的是農村人力資本水平，其余變量含義與模型（1）保持一致。

（二）變量選取

1. 被解釋變量。本文的被解釋變量為農村居民消費，參考蔡桂云等（2022）[21]的做法，采用農村居民人均消費支出來衡量農村居民消費水平，為使相關變量回歸系數便于觀察，對省級農村居民人均消費支出進行對數化處理。

2. 核心解釋變量。本文的核心解釋變量為數字普惠金融，采用北京大學數字金融研究中心發布的2011—2021年數字金融發展指數來衡量各省份的數字普惠金融發展水平，該套指數涉及覆蓋廣度、使用深度和數字化程度三個維度，能比較全面地度量某地區的數字普惠金融發展情況，目前已被廣泛應用于各類有關數字普惠金融的研究中。為更方便解釋變量系數的經濟含義，將該指數除以100。

3. 調節變量。數字基礎設施采用農村互聯網寬帶接入用戶數來衡量，為便于觀察，也對其進行對數化處理；農村人力資本采用農村居民人均受教育年限來衡量。

4. 控制變量。為盡可能避免因遺漏變量而引起的內生性，參考范方志和彭田田（2023）[5]的做法，選取城鎮化率（年末城鎮人口數量與常住人口數量的比值）、產業結構（第三產業總產值與第二產業總產值的比值）、經濟發展水平（人均GDP的自然對數）、對外開放度（外貿進出口總額占 GDP 的比重）以及財政支農水平（財政農林水事務支出與財政總支出的比值）等作為本文的控制變量。

（三）數據來源與描述性統計

數字普惠金融數據來源于《北京大學數字普惠金融指數》。農村居民消費水平以及其他控制變量數據主要來源于《中國統計年鑒》《中國農村統計年鑒》《中國社會統計年鑒》等。在對數據進行測算、整理、合并后，得到涉及31個省份、11年共計341個觀測值的樣本。變量描述性統計結果如表1所示。

四、實證分析

（一）基準回歸分析

表2匯報了數字普惠金融對農村居民消費影響的基準回歸結果。具體而言，由列（1）可知，在不加入任何控制變量的情況下，數字普惠金融指數的回歸系數估計值為0.337，且在1%的水平上顯著；由列（2）—（6）可知，在逐步加入控制變量過程中數字普惠金融指數的回歸系數有所減小，但其符號和顯著性保持不變，仍在1%的水平上顯著為正，說明數字普惠金融對農村居民消費存在正向的促進作用，由此，假設1得到驗證。

從列（6）中控制變量的回歸結果來看，城鎮化率的回歸系數在1%的水平上顯著為正，說明城鎮化水平的提高能促進農村居民消費。隨著城鎮化進程的推進，一方面，城鎮居民的消費行為會對農村居民產生示范效應，促進農村居民消費觀念的轉變和消費水平的提升（韋淼和張紅偉，2020）[22]；另一方面，城鎮化促進了農村基礎設施的改善和互聯網的普及，使農村居民能夠享受到同城鎮居民相似的消費便利，豐富了農村居民的消費方式，激發了其潛在的消費需求。產業結構的回歸系數在5%的水平上顯著為正，說明產業結構高級化對農村居民消費具有一定的促進作用，文化體驗、鄉村旅游等鄉村服務業能帶動農民增收，增強其消費能力。經濟發展水平的回歸系數在1%的水平上顯著為正，說明經濟發展能促進農村居民消費，隨著經濟的發展，農村居民的收入水平也會有所提高，這直接增強了他們的消費能力。對外開放度沒有通過顯著性檢驗。財政支農水平的系數在10%的水平上顯著為正，說明財政支農水平的提高在一定程度上也能促進農村居民消費。涉農財政支出分為基礎設施類支出?和民生消費類支出，前者可以促進農村居民就業和收入提升，進而為消費提供有利條件，后者則可以減少農村居民的顧慮，降低其預防性儲蓄，從而促進消費。

（二）數字普惠金融二級指標回歸分析

為進一步考察數字普惠金融三個維度對農村居民消費的影響，依次將這三個維度指標取對數后作為核心解釋變量加入基準模型中進行回歸，結果如表3所示。數字普惠金融的覆蓋廣度、使用深度和數字化程度均對農村居民消費產生促進作用，但作用程度大小有所差異，其中數字化程度促進作用最強，其次是覆蓋廣度，使用深度最小。數字化程度越高，金融服務的可得性、便捷性以及效率越高，進而能更好地滿足農村居民的金融需求，釋放其潛在消費能力。覆蓋廣度會對數字普惠金融利用率產生影響，體現了金融服務覆蓋率的增加。使用深度則衡量了農村居民對數字普惠金融服務的實際應用情況，其對農村居民消費的促進作用相對較小，主要源于農村居民數字素養有限、消費場景單一以及收入水平較低等多重因素的制約。因此，在普及推廣數字普惠金融時，應注意這三個維度的平衡，當前可重點關注數字化程度。

（三）農村居民消費分項回歸分析

《中國統計年鑒》將居民消費支出劃分為包含衣食住行在內的八大類消費項目，具體包括食品煙酒、衣著、居住、生活用品及服務、交通和通信、教育文化和娛樂、醫療保健、其他用品及服務。為進一步考察數字普惠金融對農村居民不同消費項目支出的影響，將農村居民在這八類消費項目上的人均支出取對數后加入基準模型中進行回歸，結果如表4所示，可見數字普惠金融對農村居民不同類別的消費均有促進作用。若將食品、衣著和居住這三類消費項目視作生存型消費，其余消費項目視作發展及享受型消費，觀察列（1）—（8）中的回歸系數大小可知，數字普惠金融對農村居民發展及享受型消費的促進作用要大于生存型消費，即數字普惠金融的發展不僅能促進農村居民消費水平的提升，也能促進其消費結構的優化。究其原因，一方面，數字普惠金融具有較強的普惠性，這提高了農村居民的信貸資源可得性，拓寬了農民增收致富的渠道，改善了他們的財務狀況，促使其能進行更高層次的發展及享受型消費；另一方面，數字普惠金融依托數字技術，農村電商、網上購物和移動支付等新業態新模式的快速發展豐富了農村居民的消費途徑和消費方式，同時也在轉變他們的消費觀念，使其不再僅僅局限于生存型消費，對教育文化、健康醫療、休閑娛樂等方面的消費需求也在日益增長（公維才和張鈺，2024）[23]。

（四）調節效應

為盡可能減少回歸中存在的多重共線性問題以及方便解釋相關系數的經濟含義，對變量數字普惠金融、數字基礎設施和農村人力資本均進行去中心化處理后做交互項加入模型中回歸，以檢驗數字基礎設施和農村人力資本的調節作用。檢驗結果如表5所示。

由列（1）可知，不加入交互項時，數字普惠金融正向影響農村居民消費，由列（2）可知，在加入數字普惠金融與數字基礎設施去中心化后的交互項之后 ，數字普惠金融仍正向影響農村居民消費，且交互項的回歸系數顯著為正，說明數字基礎設施正向調節數字普惠金融對農村居民消費的影響，即農村地區數字基礎設施越完善，越有利于發揮數字普惠金融對農村居民消費的促進作用。由此，假設2得到驗證。由列（3）可知，在加入數字普惠金融與農村人力資本去中心化后的交互項之后 ，數字普惠金融仍正向影響農村居民消費，且交互項的回歸系數顯著為正，說明農村人力資本在數字普惠金融對農村居民消費的影響中發揮正向調節效應，即在農村人力資本水平較高的地區，數字普惠金融對農村居民消費的促進作用也更強。由此，假設3得到驗證。

（五）異質性分析

1. 區域異質性分析。我國不同地區數字普惠金融的發展情況存在差異，與此同時，不同地區的經濟發展水平不同，再加上受到當地文化傳統和地理環境的影響，不同地區的農村居民在消費觀念和消費習慣等方面也存在一定的差異，數字普惠金融對農村居民消費的影響是否在地區間存在差異呢？基于此，文章進一步分析了數字普惠金融影響農村居民消費的區域異質性。按照所處地理位置將研究樣本劃分為東、中、西三大區域進行分組回歸①，回歸結果如表6所示。由列（1）—（3）中數字普惠金融的回歸系數可知，數字普惠金融對三大區域農村居民消費均有促進作用，其中對西部地區的作用程度要大于中部和東部地區。本文采用似無相關檢驗方法（suest檢驗）進行組間系數差異檢驗，對于三組回歸的系數差異，采用兩兩回歸檢驗的方式。表6列（1）中的p值表示東部地區和中部地區樣本回歸的組間系數差異檢驗p值，列（2）中的p值表示中部地區和西部地區樣本回歸的組間系數差異檢驗p值，列（3）中的p值表示東部地區和西部地區樣本回歸的組間系數差異檢驗p值。可見，數字普惠金融在三組樣本中的回歸系數均存在顯著差異。相較于中東部地區，西部地區經濟發展更為落后，農村地區金融覆蓋率和服務水平較低，農村居民獲得金融服務的門檻較高，因而面臨的金融排斥問題更為嚴重，其金融服務需求很難被滿足，而數字普惠金融克服了傳統金融的地域限制，有更好的地理穿透性，同時具備較強的普惠性和包容性，這使得位置偏遠、經濟落后的西部地區農村居民也可以享受到豐富多樣、靈活便捷的金融服務，因此，數字普惠金融對西部地區農村居民消費的促進作用更大。

2. 數字技術異質性分析。數字經濟的迅猛發展是數字普惠金融產生的重要條件，而數字經濟的發展高度依賴于數字技術，那么對于數字技術水平不同的地區而言，數字普惠金融對農村居民消費的影響是否存在差異呢？基于此，文章以互聯網普及率作為衡量不同地區數字技術水平的指標，按照其中位數將研究樣本劃分為高數字技術水平地區和低數字技術水平地區進行分組回歸，回歸結果如表7所示。由列（1）和列（2）中數字普惠金融的回歸系數可知，數字普惠金融對兩組樣本的農村居民消費均存在促進作用，但對高數字技術水平地區的促進作用更強。組間系數差異檢驗結果也表明，數字普惠金融在低數字技術水平組和高數字技術水平組的系數差異顯著。在數字技術水平高的地區，數字基礎設施更加完善，數字技術創新也更活躍，更能拉動金融產品的創新，進一步滿足農村居民的多元金融服務需求，同時在這些地區依托于數字技術的數字普惠金融覆蓋范圍會更廣，進而對農村居民消費的促進作用更強。

3. 金融發展異質性分析。在數字普惠金融中，普惠只是性質，數字只是手段，金融才是其本質，那么對于金融發展水平不同的地區而言，數字普惠金融對農村居民消費的影響是否存在差異呢？基于此，文章以金融機構存貸款余額與GDP的比值作為衡量不同地區金融發展水平的指標，按照其中位數將研究樣本劃分為高金融發展水平地區和低金融發展水平地區進行分組回歸，回歸結果如表7所示。由列（3）和列（4）中數字普惠金融的回歸系數可知，數字普惠金融對兩組樣本的農村居民消費均存在促進作用，但對高金融發展水平地區的促進作用更強。組間系數差異檢驗結果也表明，數字普惠金融在低金融發展水平組和高金融發展水平組的系數差異顯著。在金融發展水平高的地區，普惠金融更能依托于現代數字化技術得到高質量發展，數字普惠金融發展的基礎更扎實，其在農村地區能得到廣泛普及和深度應用，進而對農村居民消費發揮更強的促進作用。

（六）內生性處理

在對數字普惠金融與農村居民消費之間關系的研究過程中可能存在一定的內生性問題。一方面，盡管文章已經控制了可能會對農村居民消費產生影響的變量，但還是會存在許多其他的因素對農村居民消費產生影響，即存在遺漏變量的問題。另一方面，由前面的研究結果可知數字普惠金融發展對農村居民消費有促進作用，那么農村居民消費水平的提高又能否推動數字普惠金融的發展呢？即可能存在反向因果的問題。文章采用兩種方法來盡可能地避免上述內生性問題對研究結果的干擾，一是將數字普惠金融指數滯后一期再作為核心解釋變量進行回歸，回歸結果如表8所示。二是運用工具變量法，參考傅秋子和黃益平（2018）[24]的做法，將各省份到杭州的平均球面距離取對數與年度虛擬變量的乘積作為工具變量，進行兩階段最小二乘法估計（2SLS），估計結果如表9所示。

表8展示了數字普惠金融指數滯后一期后的回歸結果，數字普惠金融滯后一期的回歸系數仍在1%的水平上顯著為正，說明數字普惠金融能促進農村居民消費，與上文研究結論一致。

（七）穩健性檢驗

1.替換變量。為進一步檢驗實證結果的穩健性，對被解釋變量農村居民消費的度量方式進行調整，采用農村居民平均消費傾向即農村居民人均消費支出在收入中所占比例作為農村居民消費的替換測度指標，重新進行回歸分析，回歸結果如表10列（1）所示，數字普惠金融的回歸系數仍然顯著為正，與前文研究結果一致。

2. 縮尾處理。為剔除樣本數據中存在的異常值，避免其對結果準確性的影響，文章選擇對所有變量進行1%的縮尾處理，縮尾處理后的回歸結果如表10列（2）所示，數字普惠金融回歸系數的顯著性以及符號仍未發生變化，說明研究結論較穩健。

3. 剔除樣本。研究樣本中，直轄市的經濟發展水平較高，且在人口規模、政策支持和行政權力等方面具有一定優勢，可能會使回歸結果產生偏誤，為盡可能避免此問題，將北京、上海、重慶、天津這四個直轄市從總樣本中剔除，對剩余27個省份的樣本數據進行回歸分析，回歸結果如表10列（3）所示，數字普惠金融回歸系數的顯著性以及符號仍未發生變化，與前文研究結果一致。

五、結論及政策建議

本文實證檢驗了數字普惠金融對農村居民消費的影響。研究發現：第一，數字普惠金融的發展有利于農村居民消費水平的提升以及消費結構的優化，能促進農村居民消費。第二，數字基礎設施和農村人力資本能強化數字普惠金融對農村居民消費的促進作用。第三，異質性分析表明，數字普惠金融對農村居民消費的促進作用在西部地區更強，在數字技術水平和金融發展水平高的地區促進作用更強。基于上述結論，提出如下政策建議：

第一，持續推動數字普惠金融在農村地區的發展，以促進農村居民的消費。首先，應加強關于數字普惠金融的宣傳教育，幫助農村居民更全面地了解數字普惠金融，掌握有關數字普惠金融的技能，進而激發其參與和應用數字普惠金融服務的積極性（肖攀等，2015）[25]。其次，還可以開發更具針對性的數字普惠金融產品?。金融機構可與科技公司進行合作，利用大數據、云計算等現代數字技術深入了解農村居民對數字金融服務的切實需要，在此基礎上進行研究創新，開發出更具針對性、更能滿足農村居民多元化金融需求的數字普惠金融產品?。最后，政府部門應加強政策支持與引導，加大對金融技術創新的資金支持，鼓勵傳統金融機構的數字化轉型，同時推進農村信用體系建設。

第二，完善數字基礎設施建設，提升農村人力資本水平。一方面，完善農村地區數字基礎設施建設，以強化數字基礎設施在數字普惠金融促進農村居民消費中的正向調節作用。首先，應完善信息基礎設施的建設?，有序推進千兆光網和5G構成的網絡建設，升級農村寬帶；其次，對公路、物流、水利等傳統基礎設施進行數字化升級，為農村智慧公路、電子商務、智慧環境等應用場景打下堅實的數字基礎；最后，加強農村信息服務站建設與資源整合?，推進“多站合一、一站多用”模式，更好地實現數據資源三維開放與共享。另一方面，提升農村人力資本水平，以強化農村人力資本在數字普惠金融促進農村居民消費中的正向調節作用。可以通過在農村地區發展開放、多元的成人教育和職業技術教育，采用課堂教學與實際技能訓練相結合的方式，來進一步提高農村居民的專業知識水平和實際操作技能。

第三，平衡數字普惠金融的區域發展，提升農村地區的數字技術水平和金融發展水平。數字普惠金融的發展存在區域不平衡的問題，西部地區較中東部地區經濟發展更落后，金融服務專業水平更低，因此，在推動數字普惠金融的發展過程中，應重點關注西部地區的發展狀況，鼓勵東西部協作，如開展“東數西算”工程，將東部地區龐大的算力需求引入西部地區，促進西部地區數字產業的發展，從而為其數字普惠金融發展提供堅實的數字化基礎。此外，由數字技術和金融發展的異質性分析結論可知，應提升農村地區的數字技術水平和金融發展水平。關于前者， ?可以立足于實際農業生產生活中涉及的數字新技術、新應用，通過線上和線下相結合的方式對農村居民開展針對性的培訓，以提升他們的數字化理念、素養和技能。同時，加強農村農業數據庫系統的頂層設計，構建通信行業數據處理和應用的體系框架?，提升農村生活的數字化水平?。關于后者，要深化現代金融體系建設，包括建立健全科學穩健的金融調控體系、金融市場體系、金融機構體系、金融產品和服務體系以及金融基礎設施體系。同時，擴大開放，持續推進國際金融中心建設，增強金融發展動力。

注：

①采用國家統計局的東、中、西部地區劃分標準。具體而言，東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南等11個省（直轄市）；中部地區包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南等8個省；西部地區包括內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆等12個省（自治區、直轄市）。

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