［提要］　消费公平作为社会最基本公平，利用数字普惠金融构建更富弹性的消费市场是构建国内大循环的基础。本文基于我国省际面板数据，探索数字普惠金融发展对消费公平的门槛效应、空间溢出效应以及作用机制。最后，提出加快数字金融发展、加速区域间协调发展政策建议，助力消费公平。

关键词：数字普惠金融；消费公平；双重门槛；中介效应；空间溢出效应

中图分类号：F83 文献标识码：A

收录日期：2022年9月1日

消费公平作为社会最基本公平被视为实现区域协调发展和共同富裕的必经之路，在国内“双循环”经济布局构建中，对扩大内需和消费升级都具有关键作用。鉴于数字普惠金融发展在经济建设中愈发显著的作用，近些年学术界和政府高度重视数字经济的发展，认为数字经济是全面建构区域经济发展新格局的必然要求。

很多学者聚焦数字普惠金融对城乡二元结构的影响，认为数字普惠金融发展总体上能缓解城乡消费差距。王文姬（2021）在研究城乡间文化消费差距时发现，数字普惠金融发展和城乡文化消费差距之间存在先扩大后缩小的倒“U”型非线性作用。从异质性的角度，张远（2022）提出数字普惠金融能显著促进城乡消费，并能在东部地区显著缩小城乡消费差距。肖云采用系统广义矩（GMM）方法验证两者之间关系，发现数字普惠金融能通过缩小城乡收入差距促进消费公平，在高水平区域内收入差距的中介效应和普惠金融发展带来的综合效应更为显著。本文结合中国不同地区的实际情况对消费公平进行进一步分析。

一、理论分析与研究假设

数字金融的发展对消费公平既存在抑制作用，也存在促进作用。数字普惠金融的发展与数字技术发展紧密关联，数字技术发展的空间布局失衡导致处于数字劣势的群体很难享受数字红利，容易产生马太效应。对于普及数字技术的地区，受限于知识和教育水平，数字普惠金融的红利也很难完全释放。数字普惠金融能显著降低弱势群体获得金融服务的成本，为弱势群体提供有利支付条件以及更多个性化服务，有效缓解了地理排斥，释放了潜在消费能力。

基于数字普惠金融非均衡发展，各省份数字金融发展水平长期处于波动状态，不同数字金融水平可能对消费公平存在异质性影响，因此数字金融发展对城乡消费公平的影响可能存在门槛效应。基于以上分析提出假设：

假设1：数字金融发展对消费公平的影响可能存在门槛效应，不同数字金融发展程度对消费公平存在异质性作用

数字普惠金融发展存在一定空间溢出效应。数字技术能有效降低金融服务门槛，促进了金融发展的大众共享。数字技术和普惠金融服务的外溢将带来扩散效应，通过示范或模仿促进周围地区的消费公平。数字金融的发展通过调整市场价格等方式吸引要素流动，服务的低成本能促进这种虹吸作用，对本地消费公平有抑制作用。因此，提出假设：

假设2：数字金融发展对城乡消费公平存在空间溢出效应

凯恩斯的收入预期理论提出，收入水平是影响消费的主要约束条件之一，收入水平的提高能缓解预算约束，进而刺激消费。数字普惠金融能突破传统普惠金融在空间上的限制，提高金融服务普及性，为企业发展缓解融资压力，进一步促进就业，同时为农村家庭发展提供原始资金，促进创收机会均等化，促进了收入公平，进一步提升了消费公平。由此提出假设：

假设3：数字金融能通过促进收入公平提高消费公平水平

二、研究设计

（一）计量模型构建。首先考察数字经济发展对消费公平的冲击，并建立模型如下：

consumeit=α0dfit+α1controlit+εit （1）

其中，consume为消费公平，df是数字金融发展指数，Control是控制变量。

在模型（1）中α系数显著的情况下，以收入公平为中介变量构建中介效应模型，通过回归系数及其显著性判断中介作用。模型如下：

incomeit=β0dfit+β1controlit+εit （2）

cit=γ0incomeit+γ1controlit+εit （3）

考虑到数字金融发展对消费公平的发展可能存在非线性影响，将数字金融发展作为门槛变量，构建如下门槛效应模型：

consumeit=α0+α1dfit×I（dfit≤λ1）+α2dfit×I（λ1＜dfit≤λ2）+…+αndfit×I（λn-1＜dfit≤λn）+αn+1dfit×I（λn<dfit≤λn+1）+αΦcontrolit+εit （4）

为了验证数字金融发展的空间溢出效应，设定如下空间计量模型：

consumeit=ρ■Wijconsumeij+βXit+γ■WijXjt+μi+ζt+μit

μit＝λ■Wijμjt+εit （5）

其中，ρ为被解释变量的空间自相关系数，Xit为第t年i区域所有解释变量集合；W为空间权重矩阵，本文采取常用的地理距离矩阵。

（二）变量选取与数据来源。被解释变量为消费公平，参考张品茹（2022）的方法使用农村人口人均消费规模比城镇人口人均消费规模来衡量消费公平，比值越接近1越能体现消费公平。核心解释变量是中国数字金融发展水平，采用数字普惠金融总指数描述中国数字金融发展情况，为了提高数据的平稳性，对其进行取对数处理。中介变量为收入公平，用农村人均收入和城市人均收入之比表示。为了提高结果的准确性，选取政府支出水平、人力资本状况、对外开放程度、基础设施建设四个变量作为控制变量。各变量如表1所示。（表1）

本文基于2011～2020年我国31个省（直辖市、自治区）面板数据进行分析，数据来自北大金融数字研究中心、各省统计年鉴以及《国家统计年鉴》。描述性统计如表2所示。（表2）

三、实证检验

（一）基础回归。经过Hausman检验，本文选择固定效应模型，结果如表3所示。列（1）为直接回归结果，列（2）表示加入控制变量后结果。数字金融发展水平（lndf）系数为正，并通过了显著性检验。数字普惠金融发展水平每提升一个单位，城市消费公平平均提高2.836个单位，数字金融发展对缓解城乡消费规模差距有显著作用。（表3）

（二）门槛效应检验。运用Bootstrap方法重复自举抽样300次的方式对数字普惠金融水平作为门槛变量的情形进行检验，结果如表4所示。其中，数字普惠金融的单一门槛和双重门槛的F统计量和P值均通过5%的临界值，存在自身双重门槛，两个门槛估计值分别为3.5089和5.6911，对应的置信区间分别为［3.4927，3.5139］、［5.6878，5.6961］。（表4）

表5为门槛模型回归结果，数字普惠金融的发展对消费公平均存在正向作用，且均通过了1%的检验，和总体回归结果相同。不同程度的数字金融发展水平对消费不平等的缓解存在异质性。当数字普惠金融发展程度低于3.5089时，数字普惠金融对消费公平的提升效果最好；数字普惠金融发展每提高1%，消费公平将平均提高5.163%；当数字普惠金融发展水平介于3.5089和5.6911之间时，数字普惠金融的作用效果相较第一阶段有明显的下降，其影响系数为3.892；当数字金融水平发展到5.6911以上后，数字金融对促进消费公平的作用显著增强，其系数为4.261。（表5）

在数字普惠金融发展初期，根据凯恩斯边际消费倾向递减规律，收入相对较低的农村地区边际消费倾向更高，因此多样化金融服务对农村地区消费规模的促进作用更为显著。同时，此阶段数字普惠金融发展对数字技术、资本、劳动力等要求较低，因此农村地区也能享受到数字普惠金融发展初期的数字红利。而随着数字普惠金融的不断发展，对技术、高科技人才、数字基础设施建设等条件的要求也逐步提高，大量资源集中在城市区域，部分农村地区缺乏进一步发展数字普惠金融的要素条件，无法跨越技术门槛，限制了消费规模差距的缩小。而数字普惠金融、数字技术等正外部性的溢出有一定的迟滞性，因此此阶段消费公平提升速度略低于第一阶段。

随着数字普惠金融进一步发展，数字金融的普惠性和外部性作用显著，对技术进步的转移和数字金融服务的下沉有显著的正向促进作用，显著弥补数字鸿沟。数字金融“适老化”等多样化服务发展成果显著，缓解数字劣势群体窘境。同时，政府加强地区数字金融发展的顶层设计以及政府数字治理能力，数字基础设施建设以及农村居民金融素养逐步提升，进一步释放数字普惠金融发展红利，其促进效果较上一阶段有所提升。

（三）空间溢出效应检验。通过Wald和LR检验，选择空间自回归模型，其回归结果展示如表6列（1）展示总体回归结果，（2）～（4）列展示分地区回归结果，省份进行东中西部划分后，分布较为分散，因此选取二阶反距离地理矩阵。从总体来看，空间自回归系数显著为正，说明样本存在空间正相关性。数字普惠金融对消费公平的直接效应、间接效应和总效应都通过了1%水平的显著性检验。当本地普惠金融水平上升1%，本地消费公平上升0.943%，邻地的消费公平将提升1.956%，而全体地区的消费公平上升2.908%，体现出了普惠金融依托数字技术强大的辐射效应和扩散效应。（表6）

从总体来看，东中西部地区空间自回归系数均显著为正，说明样本存在空间正相关性。数字普惠金融发展在东中西部地区均对消费公平有显著促进作用，和上文结论相同。

东部地区数字普惠金融对消费公平的提振作用最为明显，数字普惠金融发展水平每上升1个单位，消费支出规模差距将得到3.975个单位的缓解，可能是因为东部地区数字化建设基础较好，农村人口金融素养较高，数字红利更容易从城镇地区扩散到农村地区。

西部地区受限于经济发展水平和区位条件，数字普惠金融的作用效果低于中部。但西部地区数字金融发展对消费规模差距的间接效应和总效应略高于中部地区，可能是因为国家政策强力支持数字产业在西部地区落地，大力推动成渝地区数字经济发展。中部地区相较于东部地区缺少数字经济发展的技术、资本和人才优势，同时政策支持力度相对较弱，因此部分资源流入东部和西部地区，其正向溢出效应小于西部地区。

（四）中介效应检验。对中介模型进行检验，（2）列、（3）列中数字金融的发展对消费公平有促进作用，且通过了1%水平的显著性检验；消费公平会带来城市、农村消费规模差距的缩小，缓解消费不公平现象。列（4）消费公平系数相比列（1）有显著的下降，因此存在部分中介效应。数字普惠金融可通过缓解收入不平等来提升城乡间消费平等。收入作为消费规模的决定性因素，一方面数字普惠金融能降低农村居民获取金融服务的门槛，一定程度平衡了农村地区和城市地区的信贷资源，提高农户获取收入的机会；另一方面，数字普惠金融通过鼓励企业发展提供更多就业机会，提升了居民收入，进而带来消费公平，验证了假设3。（表7）

（五）稳健性检验

1、更换核心解释变量。使用数字金融覆盖广度（cb）替换数字普惠金融指数，表8中列（1）表示总体回归结果，（5）～（7）列验证技术进步的中介效应，结果与上文相符。（表8）

对门槛效应进行检验，最终单一门槛和双重门槛的F统计量和P值均通过5%的临界值，存在双重门槛效应。（表9）

2、工具变量检验。选取各省域名数作为工具变量，域名数和数字金融的发展息息相关，但是和城乡消费规模之间的关系相对不显著，因此以域名数（ip）为工具变量，进行2sls检验。工具变量ip的系数为0.002，并且在1%水平上显著，其F统计量值为13.9，大于10；（2）列中数字金融发展水平lndf的系数为7.526，并且通过1%水平显著性检验。（表10）

弱工具变量检验得出最小特征值统计量为29.5188，大于2sls中10%对应的临界值16.38，因此不存在弱工具变量问题。

3、更换空间权重矩阵。将原本地理距离矩阵更换为经济地理嵌套矩阵，表11中数字普惠金融对消费公平仍然存在显著的正向影响。（表11）

四、结论及政策建议

本文构建计量模型，探索数字普惠金融发展对消费公平的门槛效应、空间溢出效应以及作用机制。研究发现：（1）数字普惠金融能显著地促进消费公平，且促进作用在更换变量、工具变量估计、异质性分析等稳健性检验下依然存在。（2）数字普惠金融对消费公平的影响存在双重门槛效应，其促进效果存在先下降再上升的现象。（3）数字普惠金融有强大的辐射效应，对周边地区的消费公平有显著的促进作用，从西向东逐渐增强，西部地区的正向溢出效应要略高于中部地区。

根据以上结论提出以下建议：首先，加快数字普惠金融发展。延伸数字金融服务的边界，争取通过数字金融解决金融服务“最后一公里”的问题。针对数字劣势群体提供多样化金融服务，挖掘农村人口潜在消费潜力。当地政府要完善数字经济发展的顶层设计，提高数字化管理能力，加大数字基础设施建设力度，通过数字化平台的构建，缓解城乡间信息不对称，推动技术向农村地区扩散。其次，加强各区域间协同发展，利用数字普惠金融的空间溢出效应。西部地区在政府支持下完善数字基础设施建设，实施数字金融创新战略，强化农村地区数字金融服务的供给，促进普惠金融的正向作用。中部地区缺乏区位优势和政策支持，要积极承接高梯度地区产业转移，利用政策吸引人才和投资的涌入。构建统一数字经济平台，加强区域间的经济往来，增强数字普惠金融发展的辐射作用和扩散作用。

（作者单位：兰州大学经济学院）

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