商业经济与管理杂志投稿格式参考范文：数字普惠金融与消费升级研究

　　一、引言

　　面对经济下行的压力，消费的基础性作用愈发凸显，消费升级能力已成为决定经济高质量发展模式的先决条件。2023 年 10 月 16 日，党的二十大报告指出，“增强消费对经济发展的基础性作用”。同年 12 月 11 日，中央经济工作会议指出，“要激发有潜能的消费”，“推动消费从疫后恢复转向持续扩大，培育壮大新型消费，大力发展数字消费”，“优化消费环境”。2024 年 3 月 5 日，全国两会《政府工作报告》指出，“促进消费稳定增长”，“激发消费潜能”，“培育壮大新型消费，实施数字消费、绿色消费、健康消费促进政策”。消费作为经济增长的动力源泉，是应对经济下行压力的重要手段，也是解决发展中国家就业压力、产业优化、结构转型等问题的重要途径。据国家统计局数据显示，2019—2022 年，居民最终消费率持续下降，由 55.80% 下降到 53.20%。消费疲软已成为经济复苏和结构调整的制约因素。2023 年，消费支出对国内生产总值增长的贡献率(82.50%)和拉动率(4.30%)再次反超资本形成总额(28.90% 和 1.50%)。拉动消费成为中国经济步入新阶段的重要环节。

　　随着 “互联网 +” 的深入推进和 5G、大数据等信息技术的进步，数字普惠金融行业迅速发展。各省数字普惠金融指数的均值由 2011 年的 40.00 上升至 2021 年的 372.72。数字普惠金融凭借其相当的包容性与可及性，克服了传统金融覆盖面低、信息不对称、融资成本高等缺陷，降低了传统金融服务的门槛，使原本受到金融排斥的小微企业、低收入和弱势群体等能够享受到数字普惠金融带来的便捷和高效，对于缓解资金流动性约束、提高居民收入、降低交易成本、改善消费体验等都有不可替代的作用，为消费升级注入强劲动力。在此背景下，本文对数字普惠金融的消费升级效应展开研究，具有一定的理论价值与现实意义。

　　普惠金融的概念由联合国于 2005 年正式提出，被定义为 “能有效和全方位地为社会所有阶层和群体提供服务的金融体系”。随着扩大内需战略的实施和数字经济的发展，普惠金融的实践与创新型数字金融显示出很强的关联性。数字普惠金融作为数字技术与普惠金融的结合体，其对消费的作用逐渐成为研究热点。关于数字普惠金融的消费效应，国外学者大多从信用卡和金融机构账户使用的角度展开研究，认为信用卡和金融机构账户的使用缓解了流动性约束，伴随着较高的收入和消费(Gross 和 Souleles，2002;Karlan 和 Zinman，2010;Dupas 和 Robinson，2013)。国内大多数学者认为，数字普惠金融发展显著促进消费(Li 等，2020)。但有部分学者持相反观点，认为尽管数字普惠金融提升了居民收入，却并未显著提升消费(张勋等，2020)。

　　关于数字普惠金融的消费效应的区域异质性，学者们持不同的观点。一种观点认为，数字普惠金融对消费的促进效应在农村地区、中西部地区和中低收入家庭中更加明显(蓝乐琴和杨卓然，2021;张梦林和李国平，2021)。另一种观点认为，相较于西部地区居民和农村居民，数字普惠金融对东中部地区居民和城镇居民的消费升级效应更加显著(杨伟明等，2021;王雄等，2022)。关于数字普惠金融的消费结构效应，学者们也有不同的观点。另一种观点认为，数字普惠金融对生存型消费、基础型消费的提升幅度更大(关键和马超，2020)。另一种观点认为，数字普惠金融显著提高了发展型和享受型消费的占比，有利于消费结构升级(李春风和徐雅轩，2022;王小华等，2022)。数字普惠金融影响消费的机制可总结为：其一，数字普惠金融的使用降低了搜寻成本和交易成本(Zeng 和 Reinartz，2003)，提高支付便利性(Grossman 和 Tarazi，2014)，从而刺激消费。其二，数字普惠金融通过提高居民收入(李文秀和刘俊杰，2023;黎翠梅和周莹，2021)、改善收入分配(洪铮等，2021)、缩小城乡收入差距(江红莉和蒋鹏程，2020)，促进消费增长。其三，数字普惠金融通过扩大金融覆盖广度(郭华等，2020)、提高金融可得性(刘涛和伍骏骞，2023)促进消费。其四，数字普惠金融缓解了流动性约束(易行健和周利，2018)、降低了家庭面临的不确定性(何宗樾和宋旭光，2020)，帮助消费需求得到释放。其五，数字普惠金融通过提高金融素养促进家庭消费(郭继辉和王泽荣，2022;胡宁宁和侯冠宇，2023)。

　　综上，现有研究仍然存在以下问题：(1)国内数字普惠金融仍处于发展初期，学者们采用了各种方法对其进行测度，不便于进行横向比较。(2)研究多局限于数字普惠金融对消费水平的影响，对消费升级和消费质量提升的影响的研究不多，且研究尚未形成共识。(3)较少文献完整地厘清数字普惠金融影响消费升级的理论机制。本文的边际贡献在于：(1)对数字普惠金融的消费升级效应展开研究，从融通机制、财富机制、便捷机制、流动机制四个方面检验其传导机制，使数字普惠金融影响消费升级的研究更为丰富。(2)通过数字贸易调节机制探讨数字贸易对数字普惠金融驱动消费升级过程的影响，使研究结论具有更可靠的政策价值。

　　二、理论分析与研究假设

　　(一)数字普惠金融驱动消费升级的直接效应

　　数字技术与传统金融相结合，促使数字普惠金融出现。数字普惠金融对消费升级的直接效应体现在供需两个方面。

　　从数字普惠金融影响供给的角度看，数字普惠金融的直接作用主要体现在：(1)优化金融配置。数字普惠金融便于对传统金融导致的资源错配进行纠正，减少市场摩擦，实现对资本的扩张和深度利用，优化金融配置。(2)为消费升级创造条件。在数字技术的帮助下，精准捕捉消费需求，以消费需求为导向培育新型消费，实现有针对性的供给侧结构性改革，为消费升级创造有利条件。(3)推动产品创新和产业升级。数字普惠金融联合电子商务平台衍生出大量新兴业态，激励企业技术创新和产品创新，提高产品附加值;改变了商业服务模式，加大了高层次消费品比重，推动传统产业转型升级;促进商业公平竞争，降低产品价格，刺激消费需求。

　　从数字普惠金融影响需求的角度看，数字普惠金融的直接作用主要体现在：(1)冲击居民固有的 “心理账户”。“心理账户” 是对自身财富建立的不同的管理账户。数字普惠金融多以电子支付的方式体现在消费环节，弱化了支付和消费之间的连接，现金支出对消费者的感官刺激减弱，降低了消费的心理损失，使居民更容易产生消费意愿，加大小额消费、随机消费的概率。(2)提高金融产品和服务的消费需求。由于金融素养和金融信息的匮乏，普通居民对金融市场的参与率并不高。金融消费是消费升级的重要领域之一。数字普惠金融一方面增加了金融消费品的比重，另一方面拓宽了金融产品的交易渠道，使金融信息更加可得、更加透明，激发了居民对金融产品和服务的消费需求。据此，本文提出以下假设：

　　H1：数字普惠金融对消费升级具有正向溢出效应，即数字普惠金融发展水平越高，消费结构越改善。

　　(二)数字普惠金融驱动消费升级的传导机制

　　数字普惠金融驱动消费升级的融通机制。融通机制主要针对短期小额借贷。传统金融机构同时存在 “获客难” 和 “风控难” 的问题。为防止信息偏差带来的甄别失误，使金融风险更加可控，对于缺乏抵押资产和征信信息的客户，传统金融服务设置了较高的参与门槛，令贷款需求者望而生畏。居民短期小额借贷需求无法得到满足，阻碍了消费潜力的充分释放。数字普惠金融驱动消费升级的融通机制体现在：(1)数字普惠金融在扩大覆盖范围的同时加大了居民申请短期小额借贷支持的比重，拓宽了消费者借贷的渠道。包括信用卡在内的形式多样的短期小额借贷要求低、申请快，提高了贷款可得性。相较于生存型消费，小额借贷投放力度对发展享受型消费能产生更高的贡献率。(2)蚂蚁花呗、京东白条等数字消费金融的发展克服了消费者资产流动性不足的局限，方便跨期交易。在提振消费信心和消费能力的同时，发展享受型消费倾向趋于增强，促进消费升级。据此，本文提出以下假设：

　　H2a：数字普惠金融通过融通机制，拓宽居民小额借贷渠道，缓解短期融资约束，保障消费升级。

　　数字普惠金融驱动消费升级的财富机制。财富水平的提高意味着消费能力的增长，在满足基本生活需求后，会转向更高层次的消费，实现消费升级。数字普惠金融驱动消费升级的财富机制体现在：(1)数字普惠金融的出现拓展了金融产品种类和服务范围，多样性、个性化的投资理财产品、服务和多元的线上渠道满足了消费者不同层次的消费需求，提高了金融资产的配置比例，提高资金收益率，实现家庭财富保值增值。(2)中小企业为社会贡献了约 80% 的城镇就业，对提高居民收入至关重要。数字普惠金融提高了银企间的对接程度，增加了中小企业借贷成功的可能性，提高了中小企业活力，提升就业水平，保障居民收入的稳定提升。

　　(3)对农户而言，农业具有较强的季节性特征，申请借贷难度大。数字普惠金融给予农户借贷更大的灵活性，通过推动地区创业水平提高，增加农户经营性收入、可持续性收入，提高非农收入占比。非农收入较农业收入更加稳定，边际消费倾向更高，收入负向变化引起的消费负向反应也更小。教育投入随之增加，提高其未来收入水平。(4)高收入群体对高质量消费的边际效用递减，消费倾向降低，而低收入群体的高质量消费明显不足。可见收入差距的扩大不利于消费升级。数字普惠金融凭借其普惠性，增加了弱势群体提高收入的机会，缩小收入差距，有利于消费升级。据此，本文提出以下假设：

　　H2b：数字普惠金融通过财富机制，提高居民收入，通过作用于消费能力刺激消费从 “量” 到 “质” 的转变。

　　数字普惠金融驱动消费升级的便捷机制。经济发展落后和缺乏地理优势的地区金融网点分布少且分散，居民在办理理财和缴费等业务时交易成本较高，金融排斥和数字鸿沟现象严重。数字普惠金融驱动消费升级的便捷机制体现在：(1)数字普惠金融拥有极强的地理穿透性。居民使用移动客户端为载体进行支付、存取款、缴费和理财，打破了金融服务的成本约束，提高了居民金融市场参与度。移动支付已经超过现金和银行卡支付，成为我国居民消费最主要的支付方式。移动支付节省了购物时间，增加闲暇时间，提高消费者效用，有利于消费升级。(2)数字金融和电商平台的结合使居民能够在全国甚至全球范围内挑选产品和服务，拓宽了交易空间，丰富了消费的可选性，提升了交易效率。由于发展享受型消费较生存型消费的需求弹性更大，随着消费内容的优化，数字普惠金融对发展享受型消费的提升作用更为明显。(3)根据 “心理账户” 理论，资金获得的便捷化会促使人们倾向于将资金用于消费。支付软件的使用规避了现金带来的存取携带负担和安全隐患，为消费带来了极大的便捷性，进而提高了消费频率、额度和质量。据此，本文提出以下假设：

　　H2c：数字普惠金融通过便捷机制，丰富消费选择，提高消费效用和质量，驱动消费升级。

　　数字普惠金融驱动消费升级的流动机制。中低收入群体面临不确定性冲击的缓冲能力较差，厌恶程度较高，储蓄偏向更强，直接影响消费意愿和消费能力。数字普惠金融驱动消费升级的流动机制体现在：(1)数字普惠金融为传统金融所忽视的弱势群体提供差异化、多层次的金融保险服务，扩大了居民参保范围。数字平台的使用节约了参保成本和保险机构的管理成本，提高了居民的参保意愿和保险机构的风险管理能力与运营效率。居民通过对风险的合理规避、有效分散，降低了未来现金流量的不确定性，提升家庭抗风险能力，降低预防性储蓄动机，实现消费的跨期平滑，增强即期消费。(2)国内庞大的中小企业群体在重视规模和指标的传统金融体系下长期面临借贷困难的处境。数字普惠金融打破了基础设施和地域的限制，推动金融服务门槛下移，提高了金融服务的触达能力，为中小企业提供了更多元的信贷方式，拓宽信贷渠道，简化信贷程序。(3)数字普惠金融依托数字技术，减少了冗余的工作人员和繁杂的专业设施操作，提高资源配置效率。数字普惠金融从多角度精确评估资金供需双方的征信水平，赋予了传统金融更高的信息对称度，缩短了信息搜索和供需匹配时间，严格风控，降低借贷违约的可能性，减少借贷服务中的逆向选择和道德风险问题。据此，本文提出以下假设：

　　H2d：数字普惠金融通过流动机制，降低预防性储蓄，提高资金流动性，提高消费意愿和能力，驱动消费升级。

　　(三)数字贸易对数字普惠金融驱动消费升级的调节效应

　　数字贸易对数字普惠金融的调节效应。美国贸易代表办公室(USTR)于 2017 年对数字贸易做出的定义为 “包括商品网络销售、在线服务以及数据流和相关平台的应用”。中国信通院(2019)界定的数字贸易包含线上促成的实体货物贸易和线上传输的数字服务贸易，其突出特征是 “贸易方式的数字化” 和 “贸易对象的数字化”。数字技术与实体贸易融合，贸易方式逐渐呈现数字化，数字交付、数字对接、数字结算、数字订购等贸易手段层出不穷。现代生产要素、产品和服务也可以以数字的形式存在，成为贸易对象。数字普惠金融与电子商务的结合和互联网消费金融的出现将数字贸易与数字普惠金融紧密相连。数字贸易对数字普惠金融驱动消费升级的调节效应主要体现在通过推动新型基础设施建设和贸易支撑体系逐渐完善，能够强化数字技术赋能效应、弥补数字鸿沟;带动数字产业化贸易和产业数字化贸易发展，为消费提供稳定高效的市场环境，助力数字普惠金融发挥消费升级效应。

　　数字贸易发展带动了现代物流体系、在线支付体系、信用体系、市场监管体系、争端解决机制等配套新型基础设施建设和贸易支撑体系建设，助力数字普惠金融发挥数字技术赋能效应，驱动消费升级。其中，现代物流体系关系到交易成本、交易速度和货物的保鲜、安全等，影响产品的价格、质量和给消费者带来的直接效用;在线支付体系确保资金收支的便捷性和安全性，是居民选择数字普惠金融的基本保障;信用体系是数字信贷顺利进行的关键，也是吸引弱势群体接受数字普惠金融的重要前提;市场监管体系有助于线上交易高效有序地进行;争端解决机制让交易矛盾能获得及时有效的解决。

　　数字贸易发展是一个动态过程，同实体经济一样从量变到质变。数字贸易发展初期，新基建水平落后，支撑体系构建不够完善，数字贸易和实体贸易多以互相替代的敌对关系出现。相关配套设施的供需矛盾导致数字鸿沟出现，拖慢了数字普惠金融驱动消费升级的步伐。企业和居民对数字贸易的认知不够，仍停留在观望和试探阶段，对线上交易行为的便捷性、安全性存疑，阻碍了数字普惠金融消费升级效应的发挥。在数字贸易强有力的冲击下，实体贸易受损，线下供应商销量锐减，大量抵消了数字普惠金融对消费升级的正向溢出效应。

　　随着数字贸易发展，相应的支撑体系逐渐完善，数字技术赋能效应充分发挥。数字贸易和实体贸易互相适配、深度融合，逐渐形成合作互补的关系，数字产业化贸易和产业数字化贸易快速发展。在数字贸易营造的新型消费市场内，数字普惠金融通过移动支付技术和线上服务模式为居民提供金融服务，提高了数字普惠金融在消费过程中的利用率。消费范围扩大，市场运行效率提高，数字贸易发展由阵痛期步入换挡期，扭转了数字贸易初期带来的负向冲击，加速了数字普惠金融驱动消费升级的过程。

　　因此，数字普惠金融与消费升级之间存在动态关系。受制于数字贸易发展水平的调节，数字普惠金融对消费升级的驱动效应呈 “U” 型。当数字贸易水平达到临界点后，数字贸易的调节效应由负转正，数字贸易发展放大了消费升级驱动效应。据此，本文提出以下假设：

　　H3：数字贸易对数字普惠金融驱动消费升级的过程具有 “U” 型调节效应。当数字贸易水平较低时，其负向调节消费升级效应;当数字贸易水平较高时，其正向调节消费升级效应。

　　数字贸易对数字普惠金融驱动消费升级中介机制的调节效应。数字贸易对数字普惠金融驱动消费升级中介机制的调节主要体现在以下方面，利用数字基础设施和技术缩小数字鸿沟;数字产业化贸易和产业数字化贸易的发展，优化消费市场环境。数字普惠金融的支付、投资、保险、信贷等功能的发挥都离不开相应的新基建和数字技术赋能。在数字贸易初期，由于缺乏智能设备和网络的支持，数字普惠金融的支付功能无法顺利进行。居民数字意识不强，数字投资、理财能力不足。数字信息匮乏，对数字保险、信贷信心不够。居民从数字设施接入、数字意识培养、数字技能掌握等多个角度形成数字鸿沟，不利于数字普惠金融驱动消费升级。

　　随着数字贸易发展逐渐成熟，智能设备普及，互联网覆盖率提升，消费市场优化;数字人才流动加强，居民数字意识提高，数字鸿沟逐渐缩小。在居民参与数字产业化贸易和产业数字化贸易的过程中，数字普惠金融的普惠性得到更大程度的发挥，其融通机制、财富机制、便捷机制、流动机制越来越突出。此时的数字贸易推动了数字普惠金融中介效应的发挥，扩大了消费升级驱动乘数。据此，本文提出以下假设：

　　H4：数字贸易对数字普惠金融驱动消费升级的中介机制后端具有 “U” 型调节效应：当数字贸易水平较低时对中介机制产生负向调节;当数字贸易水平较高时对中介机制产生正向调节。

　　三、研究设计和实证分析

　　(一)研究设计

　　模型设定与变量选取。构建数字普惠金融与消费升级之间的回归模型从家庭视角考察数字普惠金融对消费升级的驱动效应。消费支出分为八类：食品、衣着、居住、家庭设备及用品、医疗保健、交通通信、教育文化娱乐、其他用品及服务，不包括社保支出、财产性支出、转移性支出、经营性支出等非消费性支出。参考齐红倩和刘岩(2020)的做法，将消费分为三大类：生存型消费、享受型消费和发展型消费。其中生存型消费包括食品、衣着和居住，享受型消费包括家庭设备及用品、医疗保健和交通通信，发展型消费包括教育文化娱乐、其他用品及服务。以发展型和享受型消费占总消费的比重衡量消费升级水平。地区层面的宏观变量包括：传统金融深化程度(年末金融机构贷款余额与地区生产总值的比值)、地区经济发展程度(人均生产总值、财政支出与地区生产总值的比值)、产业结构高级化程度(第三产业增加值与地区生产总值的比值)。

　　本文主要使用三类数据。第一类数据是来自西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心的中国家庭金融调查(China Household Finance Survey，CHFS)数据。该数据主要收集与家庭金融相关的信息，包括家庭人口统计学特征、资产与负债、保险与保障、支出与收入以及金融知识等信息。CHFS 数据库调查样本覆盖 29 个省(自治区、直辖市)，每两年一期，为本文的实证研究提供了有力的数据支持。第二类数据是由北京大学数字普惠金融研究中心和蚂蚁金服集团共同编制的中国数字普惠金融发展指数(郭峰等，2020)。该指数的测算采用了蚂蚁金服的交易账户(支付宝)数据，极大程度上刻画了国内数字普惠金融的发展水平，极具可靠性与代表性。第三类数据来自中国统计年鉴、中国金融年鉴等，包括控制变量中的宏观变量数据、工具变量部分数据和调节变量部分数据。将上述三类数据按照时间和个体两个维度进行匹配，选定样本时间为 2017 年和 2019 年。数据以家庭为单位，删除存在缺失值的无效样本，剩余样本总数为 24586 个。

　　(二)基准回归与内生性分析基准回归。对解释变量数字普惠金融指数进行回归，逐步控制户主特征、家庭特征和地区特征变量后，结果与预期一致，数字普惠金融与消费升级显著正相关。表明就整体而言，数字普惠金融有利于驱动消费升级。假说 H1 得证。在加入全部控制变量后，1 单位数字普惠金融增长会带来 0.096 单位消费升级。其他控制变量的系数大致符合预期：女性消费者、教育水平较高的消费者、已婚消费者和有社保的消费者对发展享受型消费倾向较高。户主健康状况与消费升级负相关，是由于健康状况好的消费者往往会减少医疗保健方面的消费支出。相较于老人，少儿对发展享受型消费的需求更高。家庭负债率与消费升级正相关，表明适度信贷有利于缓解融资约束。金融机构贷款余额与生产总值之比的系数不显著，意味着传统金融无法替代数字普惠金融对消费升级的影响。内生性分析。

　　为防止内生性问题和反向因果问题，对基准模型采用工具变量估计，以获取参数的一致估计量。参考 Bartik(2009)的做法，以滞后一阶的数字普惠金融指数与数字普惠金融指数在时间上的一阶差分之积构建工具变量 “Bartik”。普惠金融指数不会明显地受到某地消费的影响，作为工具变量对模型具有较好的解释能力。同时参考邹新月和王旺(2020)的做法，用移动电话普及率作为工具变量进行稳定性检验。通常认为，一个地区移动电话普及率越高，移动电话基站数越多，数字基建越完善，数字普惠金融发展的基础和潜力越大。智能移动电话也是数字普惠金融发展的重要工具和载体。因此该工具变量满足相关性要求。而移动电话普及率并不直接作用于消费，满足排他性要求。经检验，第一阶段回归中工具变量的估计系数均显著，F 统计量大于 10，说明不存在弱工具变量问题。Hansen 统计量的 p 值大于 0.100，工具变量满足外生性要求，工具变量是有效的。从估计结果上看，第一阶段回归中，“Bartik” 和移动电话普及率都与数字普惠金融显著正相关;第二阶段回归中，数字普惠金融驱动消费升级的结论成立。

　　(三)稳健性检验

　　对基准回归进行一系列稳健性检验：(1)数值修正。为防止数据可能存在的测量误差，参考何宗樾和宋旭光(2020)的做法，对所有变量进行 1% 的缩尾处理后再次估计。(2)剔除特殊样本。参考王小华、马小珂和何茜(2022)，为防止四大直辖市可能存在的发展特殊性，将四大直辖市样本剔除后再次回归。(3)更换回归模型。由于消费升级指数是下限为 0 的截尾变量，用普通最小二乘法(OLS)进行检验可能存在估计偏误。参考张梦林和李国平(2021)的做法，用 Tobit 模型替代 OLS 回归模型再次估计。(4)更换解释变量。数字普惠金融的发展呈现多维度特征。参考江红莉和蒋鹏程(2020)的做法，考察数字普惠金融的子指标对消费升级的影响。分别将数字普惠金融的覆盖广度、使用深度、数字化程度作为解释变量代入模型(1)进行回归。(5)更换被解释变量。用发展享受型消费额代替发展享受型消费占家庭消费的比重，进行再次检验。五种稳健性检验下解释变量的系数均显著为正，表明数字普惠金融显著驱动消费升级，基准回归结果稳健可靠。

　　(四)异质性分析区域异质性。

　　(1)城乡异质性。将样本分为城镇样本和农村样本，数字普惠金融对城镇居民和农村居民的消费升级都具有显著正向溢出效应。相较而言，城镇消费升级驱动的效应更大。可能是由于天然的地理位置差异和长久以来的政策倾向，我国城乡分割现象严重，供给市场的差异需要长期弥补和纠正;我国的数字基建水平也存在显著的地理位置差异性，农村居民金融服务可得性差，金融抑制现象普遍，由此造成的数字鸿沟弱化了数字普惠金融带来的数字红利。

　　(2)地理区域异质性。将全样本按照地理位置分为东、中、西三组。其中，东部地区包括北京市、福建省、广东省、海南省、河北省、江苏省、辽宁省、山东省、上海市、天津市、浙江省;中部地区包括安徽省、河南省、黑龙江省、湖北省、湖南省、吉林省、江西省、山西省;西部地区包括甘肃省、广西壮族自治区、贵州省、内蒙古自治区、宁夏回族自治区、青海省、陕西省、四川省、云南省、重庆市。数字普惠金融对东、中、西部地区消费升级都具有显著正向溢出效应。其中西部地区的消费升级驱动效应最为明显，其次是东部地区。相比东中部地区，西部地区存在明显的金融排斥，金融使用效率低，对数字普惠金融带来的积极作用反应更为敏感，流动性约束能更大程度地得到缓解，消费需求得到释放。而东部地区得益于领先的数字基建和集聚的金融人才，可以快速吸收数字普惠金融带来的积极作用，消费升级效应也更明显。主体异质性。(1)生命周期异质性。生命周期假说认为，理性消费者会将一生的收入在各个阶段进行最优分配，以实现效用最大化。因此不同年龄段居民的消费结构可能不同。参考王小华等(2022)的做法，将全部样本按户主年龄分为三组，其中 30 岁及以下为青年组，31—59 岁为中年组，60 岁及以上为老年组。数字普惠金融对三组居民的消费升级都有显著驱动效应。随着年龄增大，消费升级驱动效应降低。相对于青年组来说，中年组人群家庭负担较重，抚养子女和赡养父母的预期未来消费较高，预防性储蓄倾向较强，数字普惠金融对消费升级的刺激作用较小。但相对于老年组来说，中年组人群适合的发展享受型消费类型更丰富，工作和家庭中的消费需求更大，对数字普惠金融的接受速度更快，消费升级效应也更大。

　　(2)人力资本异质性。参与数字普惠金融市场需要一定的数字知识、技能和征信水平，因此，人力资本已经成为影响金融市场参与率和造成数字鸿沟的重要因素之一。参考易行健和周利(2018)的做法，以户主受教育程度的不同衡量人力资本异质性，将样本分为小学及以下、初高中 / 中专、专科及以上三组。数字普惠金融对各教育水平户主家庭的消费升级都有显著驱动效应，随着教育水平提高，消费升级的驱动效应逐渐增大。这可能是由于教育水平较高的组别对数字普惠金融的接受能力更强，更加善于利用数字普惠金融满足消费需求。(3)家庭收入水平异质性。将样本根据家庭人均年收入水平划分为高、中、低三组。数字普惠金融对各组消费升级都有显著驱动效应。随着收入阶层提高，数字普惠金融对消费升级的驱动效应减弱。收入越低的家庭所受到的资源禀赋限制越多，预防性储蓄占比越大，流动性约束越强，被压制的消费潜能也越大。此外，数字普惠金融在高收入阶层中更多被用于投资理财，在中低收入阶层中更多被用于降低风险，平滑消费。因此，中低收入阶层由数字普惠金融带来的边际消费倾向更大，消费升级也更明显。

　　(4)消费层次异质性。由于均值回归易受到数据总体分布的影响，为检验不同消费升级阶段数字普惠金融的驱动效应有何不同，参考姚健和臧旭恒(2021)的做法，采用分位数回归检验不同分位数下数字普惠金融对消费升级的影响。选择 10%、25%、50%、75%、90% 五个具有代表性的分位点进行检验。各消费层次的数字普惠金融都对消费升级具有显著驱动效应。随着消费升级阶段逐步提高，数字普惠金融对消费升级的驱动效应呈现倒 “U” 型趋势。这表明数字普惠金融对处于中分位数处的消费升级影响最大。相比低分位数处的居民而言，中分位数的居民拥有最基本的移动设备和互联网等硬件设施，数字接入有保障，金融知识储备、数字意识和信息技术水平较高，更容易掌握数字普惠金融的基本技能。相比高分位数处的居民而言，中分位数的居民可能面临更多的资金约束和信贷限制，被数字普惠金融所释放的消费潜能也更大。可见我国庞大的中产阶级已经成为消费升级的主要驱动力。

　　四、传导机制和调节效应检验

　　(一)传导机制检验参考

　　张辽和刘成飞(2024)的做法，从融通机制、财富机制、便捷机制、流动机制四个角度检验数字普惠金融对机制变量的影响。信用卡已经成为居民短期小额借贷的主要手段，直接作用于日常消费。以居民是否使用过信用卡作为融通机制的代理变量，数字普惠金融发展显著提高居民使用信用卡的比重，对日常消费起到融通作用。假说 H2a 得证。收入是推动消费升级的重要因素。参考何宗樾和宋旭光(2020)的做法，以家庭总收入作为财富机制的代理变量，数字普惠金融显著提高家庭收入，对家庭财富积累起到正向溢出效应。假说 H2b 得证。数字普惠金融通过引导居民参与网购，提高购物行为的便捷性。参考郭继辉和王泽荣(2022)的做法，以是否参与过互联网购物作为便捷机制的代理变量，数字普惠金融发展有利于网购行为普及，使居民的消费行为更加便捷。假说 H2c 得证。数字普惠金融通过数字保险等金融服务降低家庭面临的不确定性，减少预防性储蓄，增加流动性资产，缓解流动性约束。参考王小华、马小珂和何茜(2022)与易行健和周利(2018)的做法，以预防性储蓄(家庭总收入占总消费支出的比重)和家庭流动性资产(现金、银行存款、股票等金融资产)作为流动机制的代理变量，数字普惠金融显著减少居民预防性储蓄，且显著增加家庭流动性资产。假说 H2d 得证。

　　(二)数字贸易的调节效应检验

　　为验证数字贸易对普惠金融驱动消费升级过程的调节效应，参考姚战琪(2021)的做法，基于数字贸易的内涵，构建数字贸易综合评价指标体系，包含 5 个一级指标、22 个二级指标，采用熵权 TOPSIS 法计算指标值。所得数字贸易综合指标值越大，数字贸易水平越高。基于数字贸易综合评价指标，验证数字贸易的调节效应。分别构建数字普惠金融指数与数字贸易指数、数字贸易指数平方项的交互项，代入模型(1)进行回归可知，在数字贸易的调节下，数字普惠金融对消费升级的溢出效应仍显著为正。数字贸易的调节效应只是改变数字普惠金融对消费升级正向溢出效应的大小，并未改变其溢出效应的方向。数字普惠金融指数与数字贸易指数的交互项系数显著为负，与数字贸易平方项的交互项系数显著为正。表明随着数字贸易水平的提升，数字普惠金融对消费升级的驱动效应呈现先降后升的 “U” 型趋势。

　　当数字贸易水平较低时，数字贸易抑制数字普惠金融对消费升级的驱动效应;当数字贸易上升到一定水平后，数字贸易促进数字普惠金融对消费升级的驱动效应。数字普惠金融对消费升级的影响随数字贸易水平变化而发生相应动态变化。由此，假说 H3 得证。验证数字贸易对数字普惠金融中介效应的调节效应，参考陈晓萍和沈伟(2023)对有调节的中介效应的检验方法，构建各中介变量与数字贸易指数、数字贸易指数平方项的交互项，对自变量、中介变量、交互项及控制变量进行回归可知，在数字贸易对中介效应后端的调节下，数字普惠金融对消费升级的溢出效应仍显著为正。随着数字贸易水平提高，中介效应同样呈现 “U” 型趋势，进一步影响消费升级效应也呈现出 “U”型趋势。由此，假说 H4 得证。其中家庭总收入和家庭流动性资产的各交互项系数都显著，可见数字贸易水平对中介效应后端的 “U” 型调节效应主要体现在财富机制和流动机制上。

　　五、结论与启示

　　消费持续低迷已经成为当前经济复苏和结构调整的关键制约因素。数字普惠金融快速发展，凭借其包容性和可得性，为驱动消费升级创造了条件。本文从家庭视角对数字普惠金融的消费升级效应进行理论探讨与实证检验。所得结论有：(1)数字普惠金融主要通过融通机制、财富机制、便捷机制、流动机制驱动消费升级。(2)数字普惠金融对城镇家庭、西部家庭、青年户主家庭、高学历户主家庭、低收入家庭、中等消费层次家庭的消费升级驱动效应较强。(3)数字贸易通过推动新型基础设施建设和贸易支撑体系逐渐完善，强化数字技术赋能效应，弥补数字鸿沟;加速发展数字产业化贸易和产业数字化贸易，优化消费市场环境，助力消费市场提质增效，对数字普惠金融驱动消费升级的直接效应和中介效应均产生 “U” 型调节效应。

　　本文的政策含义是：(1)加快数字普惠金融发展，数字普惠金融产品和服务的设计倾向于发展享受型消费领域。重点关注如何提高数字普惠金融流动机制、便捷机制、财富机制，优化其保险、支付、投资和信贷功能，提高居民风险缓冲能力。鼓励运用智能移动设备支付结算。完善信用风险防控机制。(2)坚持城镇化建设，破除城乡分割，缩窄城乡在硬件保障和信息可及性方面的鸿沟。加强农村数字基建，优化数字基础设施空间布局。加大宣传和支持力度，培育数字型人才。普及金融基础知识，及时传播金融信息，切实帮助农村居民掌握数字普惠金融基本功能，增强金融素养。(3)加大西部地区数字普惠金融服务力度，制定扶持政策。提高平均受教育水平。简化数字普惠金融服务流程，提高服务效率，降低交易成本，从而拓宽数字普惠金融覆盖广度，延伸金融服务触角。(4)促进数字贸易全面高质量发展，加大新基建，完善相关法律法规，优化贸易支撑体系。提升数字贸易基础环境，优化数字贸易结构，提高数字贸易安全系数。只有解决相关配套设施供需矛盾和区域不平衡问题，才能助力数字贸易跨越其对数字普惠金融和消费升级之间关系调节的临界点，突破发展瓶颈，放大数字普惠金融的正向溢出效应。同时，应加快要素和产品的数字化进程，利用数字技术推动商品优化升级、促进服务提质扩容。促使数字贸易与实体贸易形成融合互补的关系，以数字贸易带动实体贸易的可持续增长，为消费升级提供长期稳定的发展环境和物质基础。

祝合良;赵 乔,首都经济贸易大学经济学院;北京工业大学经济管理学院,202405