● 龐 楷，朱韓浩哲

（重慶工商大學(xué) 金融學(xué)院，重慶 400067）

一、引言

21 世紀(jì)以來，我國經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，各地區(qū)發(fā)展速度逐漸拉大，各階層人民收入和生活水平存在較大差距。二十大報告強(qiáng)調(diào)，要明確我國社會主要矛盾是人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾，要緊緊圍繞這個社會主要矛盾推進(jìn)各項工作。國家統(tǒng)計局披露2015—2018 年中國居民人均可支配收入基尼系數(shù)在0.462 至0.468 之間，這表明我國經(jīng)濟(jì)社會中還存在一定程度的不平等問題。相對于收入不平等和財富不平等，消費不平等更能反映居民之間真實的生活水平差異[1]。由于新冠肺炎疫情和全球經(jīng)濟(jì)低迷的影響，我國居民失業(yè)率有所反彈，居民的收入來源不穩(wěn)定，消費意愿整體偏低。這種現(xiàn)象在弱勢群體中更加凸顯，一定程度上表現(xiàn)為受到更大的消費相對剝奪，致使我國居民的消費不平等進(jìn)一步加劇。以互聯(lián)網(wǎng)科技加持，面向受到傳統(tǒng)“金融排斥”的弱勢群體的數(shù)字普惠金融，是否能緩解前述消費不平等現(xiàn)象？

緩解消費不平等問題需要提升資源配置的均衡性，尤其是獲取金融服務(wù)的均等性[2]。由于傳統(tǒng)金融發(fā)展過程中存在“嫌貧愛富”的現(xiàn)象，對弱勢群體的“金融排斥”降低了其對金融服務(wù)的可得性，導(dǎo)致社會消費不平等加劇。近年來，信息技術(shù)的快速發(fā)展促進(jìn)了金融體系的優(yōu)化與普惠功能的實現(xiàn)[3]，使得弱勢群體也能以低成本、高效率參與金融活動，一定程度上增加了弱勢群體的可支配收入，促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)包容性發(fā)展[4]。同時，數(shù)字普惠金融的發(fā)展也暴露出一些加劇消費不平等的問題。第一，由于數(shù)字技術(shù)助力普惠金融增加了網(wǎng)絡(luò)攻擊的普遍性和規(guī)模性，降低了居民對數(shù)字普惠金融的信任度，致使受教育程度較低、認(rèn)知能力較弱的居民減少數(shù)字普惠金融的使用，形成“金融排斥”。第二，由于居民收入差距造成“數(shù)字鴻溝”，使低收入群體達(dá)不到數(shù)字普惠金融的參與門檻，形成“金融排斥”，加劇了消費不平等。為此，本文對數(shù)字普惠金融的發(fā)展究竟能否改善我國居民消費不平等及其深層原因進(jìn)行了深入的研究和探討，并從幾個方向進(jìn)行論述：數(shù)字普惠金融對消費不平等“有何”影響？數(shù)字普惠金融“如何”影響消費不平等？數(shù)字普惠金融“為什么”影響消費不平等？

本文的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，本文控制個體效應(yīng)和時間效應(yīng)，得到更為準(zhǔn)確的估計量，從微觀角度給出了數(shù)字普惠金融加劇消費不平等的證據(jù)；第二，本文理清了數(shù)字普惠金融加劇消費不平等的原因，擴(kuò)展了相關(guān)領(lǐng)域的研究；第三，與以往主要關(guān)注的改變?nèi)鮿萑后w金融素養(yǎng)的角度不同，本文從如何降低數(shù)字普惠金融使用門檻以提升弱勢群體參與度的角度提出了緩解消費不平等的路徑，為相關(guān)政策制定提供導(dǎo)向。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

數(shù)字普惠金融對消費不平等“有何”影響？既有研究對數(shù)字普惠金融與居民消費進(jìn)行了充分討論，數(shù)字普惠金融促進(jìn)消費擴(kuò)容升級成為學(xué)界共識[5-13]。但是，由于數(shù)字普惠金融對居民消費的影響在不同人群和不同區(qū)域之間存在顯著異質(zhì)性[14-19]，對數(shù)字普惠金融能否改善居民消費不平等仍沒有一致結(jié)論。一方認(rèn)為，數(shù)字普惠金融更加關(guān)注“尾部群體”，能夠縮小居民消費差距[20-22]，緩解了居民消費不平等；另一方認(rèn)為，由于“馬太效應(yīng)”和“精英俘獲”現(xiàn)象[23-25]，數(shù)字普惠金融擴(kuò)大了居民消費差距，加劇了居民消費不平等。據(jù)此，本文提出假設(shè)1 和假設(shè)2。

H1：數(shù)字普惠金融對弱勢群體“紅利效應(yīng)”更明顯，能夠緩解消費不平等。

H2：由于弱勢群體受到“金融排斥”，數(shù)字普惠金融會加劇消費不平等。

數(shù)字普惠金融“如何”影響消費不平等？通過何種機(jī)制？國內(nèi)外學(xué)者對于數(shù)字普惠金融與不平等問題的研究成果頗豐、觀點趨同。眾多研究發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融、收入和消費之間存在千絲萬縷的聯(lián)系[26]。首先，數(shù)字普惠金融的發(fā)展可以縮小收入差距和收入不平等。國內(nèi)學(xué)者中，余泳澤和曹瑞認(rèn)為數(shù)字金融的發(fā)展縮小了城鄉(xiāng)收入差距[27]。周利等的研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字金融增加了金融可得性從而減小城鄉(xiāng)收入差距[28]。Omar 等認(rèn)為數(shù)字金融能顯著減少收入不平等[29]。Demir 等的研究顯示普惠金融緩解了各國內(nèi)部收入不平等[30]。其次，縮小收入差距會刺激居民消費。朱國林等認(rèn)為改善收入分配能夠刺激消費[31]。類似的，梁艷艷等指出縮小收入差距有助于刺激居民消費[32]。江劍平等證明了收入差距與居民消費率的“倒U 型”關(guān)系[33]。最后，關(guān)于中介效應(yīng)的研究發(fā)現(xiàn)，收入差距在數(shù)字金融影響居民消費過程中起到部分中介作用[34]。陳銘聰?shù)葘r(nóng)村居民的研究中發(fā)現(xiàn)，普惠金融可以通過提升尾部群體收入水平來降低消費不平等[18]。據(jù)此，本文提出假設(shè)3。

H3：數(shù)字普惠金融可以通過影響收入不平等來影響消費不平等。

數(shù)字普惠金融“為什么”會影響消費不平等？一方面，教育會改變居民的金融素養(yǎng)，從而改變居民的市場認(rèn)知，進(jìn)而改變其參與數(shù)字普惠金融的意愿。尹志超等認(rèn)為弱勢群體因知識匱乏，無法很好地理解數(shù)字金融產(chǎn)品，從而減少對數(shù)字金融產(chǎn)品的使用[35]。Dohmen 等認(rèn)為高學(xué)歷群體能更好地理解數(shù)字金融，并能識別和分散伴隨的金融風(fēng)險，因此更傾向于參與數(shù)字金融[36]。另一方面，收入決定了居民的消費能力，進(jìn)而影響其參與數(shù)字普惠金融的能力。王修華等在關(guān)于“馬太效應(yīng)”和收入不平等的研究中發(fā)現(xiàn)，相比于低收入貧困戶，非貧困戶更能有效利用數(shù)字金融功能防范風(fēng)險、平滑消費，數(shù)字金融發(fā)展具有明顯的“馬太效應(yīng)”[23]。據(jù)此，本文提出假設(shè)4 和假設(shè)5。

H4：由于數(shù)字普惠金融對不同學(xué)歷人群的影響不同，所以會影響消費不平等。

H5：由于數(shù)字普惠金融對不同收入人群的影響不同，所以會影響消費不平等。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

以往關(guān)于數(shù)字普惠金融和消費不平等的研究主要采用時間截面數(shù)據(jù)和面板數(shù)據(jù)，相比之下面板數(shù)據(jù)更能體現(xiàn)隨時間變化的影響，并且能在一定程度上減少由遺漏變量引起的內(nèi)生性問題，增強(qiáng)估計結(jié)果的有效性。本文數(shù)據(jù)主要來源于中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）、北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)（DFII）、CSMAR 數(shù)據(jù)庫和各省市統(tǒng)計年鑒。其中CFPS 選取2012、2014、2016 和2018 年的樣本數(shù)據(jù)；DFII 選取省級層面數(shù)據(jù)；各省市區(qū)的宏觀經(jīng)濟(jì)變量和互聯(lián)網(wǎng)普及率來自CSMAR 數(shù)據(jù)庫和各省市區(qū)統(tǒng)計年鑒。合并后對數(shù)據(jù)進(jìn)行以下處理：第一，對家庭純收入和家庭消費支出缺失或為零的樣本以各項收入/支出加總替代；第二，剔除戶主年齡小于18 歲以及大于65 歲的樣本；第三，對收入和消費數(shù)據(jù)進(jìn)行1% 水平上的縮尾處理；第四，剔除數(shù)據(jù)的缺失樣本。最終得到全國4 年25 個省市區(qū)（除臺灣、香港、澳門、內(nèi)蒙古、海南、西藏、青海、寧夏、新疆）的面板數(shù)據(jù)，共計樣本為32 972 個。

（二）模型設(shè)計

眾多文獻(xiàn)對面板數(shù)據(jù)不采用固定效應(yīng)或采用地區(qū)固定效應(yīng)進(jìn)行回歸，鮮有文獻(xiàn)采用個體固定效應(yīng)，這在一定程度影響了回歸結(jié)果的準(zhǔn)確度，導(dǎo)致實證結(jié)果缺乏說服力。為此，本文在回歸模型中控制個體效應(yīng)和時間效應(yīng)（以期消除擾動項中不可觀測的不隨時間變化的個體上的差異，和不可觀測的不隨個體變化的時間維度因素），力求嚴(yán)謹(jǐn)和準(zhǔn)確地找到數(shù)字普惠金融對居民消費不平等的影響。

本文構(gòu)建的基準(zhǔn)模型為：

其中RDit表示第i個家庭在第t年的消費相對剝奪，indexit指第i個家庭在t年的數(shù)字普惠金融水平，Xit表示眾多控制變量，Id和Year分別表示個體效應(yīng)和時間效應(yīng)，本文在回歸分析中對以上兩種效應(yīng)進(jìn)行控制，εit為隨機(jī)擾動項，α0、α1、α2是模型的估計參數(shù)。

借鑒已有文獻(xiàn)的逐步檢驗法[37]，本文在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上構(gòu)建中介效應(yīng)模型為：

其中RDit為消費相對剝奪，RDincomeit為收入相對剝奪，indexit為數(shù)字普惠金融水平，Xit為控制變量，Id和Year分別表示個體效應(yīng)和時間效應(yīng)，εit、μit和φit為隨機(jī)擾動項，i表示第i個家庭，t表示第t年，α0、β0和γ0為常數(shù)項。此中介效應(yīng)模型在α1和β1均顯著的情況下，若γ1和γ2均顯著，則說明該中介變量起到部分中介效應(yīng)；若γ1不顯著且γ2顯著，則說明該中介變量起到完全中介效應(yīng)；其他情況說明該中介效應(yīng)不成立。

（三）變量說明

1.被解釋變量

本文使用對數(shù)化處理后的居民消費相對剝奪指數(shù)作為被解釋變量，并以此來描述居民消費不平等。

根據(jù)相對剝奪理論，一個地區(qū)其他個體消費不變的情況下，若某一個體消費增加，則其受到的消費相對剝奪隨之降低。即一個地區(qū)內(nèi)，若低消費群體受到的消費相對剝奪降低（相對于其他群體消費量增加的更多），則表現(xiàn)為消費不平等程度降低。以往文獻(xiàn)常用的相對剝奪指數(shù)為Yitzhaki指數(shù)[38]、Kakwani 指數(shù)[39]和Podder 指數(shù)[40]。本文借鑒陳銘聰?shù)鹊淖龇?，選用Kakwani 指數(shù)來描述居民消費相對剝奪[18]。選用家庭樣本所在省市區(qū)為參照群體并用X表示，將區(qū)域內(nèi)各樣本的消費升序排列，即x1≤x2≤x3≤… ≤xn。則第i個家庭受到的相對剝奪為：

其中，RD(x,xi)為相對剝奪指數(shù)，μX是參照群體X中所有樣本消費的平均值，是參照群體X中消費超過xi的樣本的消費平均值，是參照群體X中消費超過xi的樣本占比。

如圖1 所示，x 軸為居民家庭年消費量，左圖y 軸為消費相對剝奪指數(shù)，右圖y 軸為對數(shù)處理后的消費相對剝奪指數(shù)?？梢娤M不平等和消費量之間呈現(xiàn)出類似反函數(shù)的關(guān)系。我們分別算出每年各省份內(nèi)的居民消費相對剝奪指數(shù)的方差，再計算每年省份之間方差的均值（左圖）和方差的方差（右圖）。圖2 顯示出各省份消費相對剝奪指數(shù)的方差隨時間增大趨勢，居民消費相對剝奪“兩極分化”現(xiàn)象愈發(fā)凸顯，消費不平等逐漸加大。

圖1 消費量與消費相對剝奪指數(shù)關(guān)系圖

圖2 消費相對剝奪隨時間變化趨勢圖

2.解釋變量

本文采用對數(shù)化處理后的北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)（DFII）[41]省級數(shù)據(jù)作為解釋變量，并以此來描述數(shù)字普惠金融的發(fā)展。該指數(shù)以支付寶底層數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，在數(shù)字普惠金融的研究中有較強(qiáng)的可靠性和代表性。

數(shù)字普惠金融的發(fā)展可以從覆蓋廣度、使用深度以及數(shù)字化程度等三個維度加以劃分。覆蓋廣度指數(shù)增加意味著地區(qū)內(nèi)使用支付寶的人數(shù)增加，數(shù)字金融服務(wù)的普及度增加，更多的人獲得參與數(shù)字普惠金融的機(jī)會；使用深度指數(shù)增加意味著數(shù)字金融服務(wù)向更低社會階層滲透，使全社會不同階層的人都能享受優(yōu)質(zhì)的金融服務(wù)，表示數(shù)字普惠金融最終發(fā)展水平上升；數(shù)字化程度指數(shù)越大意味著地區(qū)數(shù)字金融服務(wù)的便利性越高，服務(wù)成本越低，體現(xiàn)了數(shù)字金融服務(wù)的使用成本和參與門檻降低。本文也采用覆蓋廣度指數(shù)、使用深度指數(shù)以及數(shù)字化程度指數(shù)進(jìn)行分析，并進(jìn)行對數(shù)化處理。

3.控制變量

為控制其他因素對居民消費不平等的影響，本文選擇以下控制變量：

第一，微觀控制變量：戶主年齡、性別、學(xué)歷、戶口所在地、家庭成員數(shù)和家庭人均收入。其中，假定年齡不隨時間變化（為獲取到4 年連續(xù)數(shù)據(jù)），選用2012 年的真實年齡，設(shè)定男=1，女=2，戶主學(xué)歷“文盲/半文盲、小學(xué)、初中、高中、大專、大學(xué)本科、碩士和博士”分別對應(yīng)“1 到8”，家庭戶口所在地，城鎮(zhèn)=1，農(nóng)村=2，對家庭人均收入進(jìn)行對數(shù)化處理。

第二，宏觀控制變量：經(jīng)濟(jì)發(fā)展，采用地區(qū)人均GDP 與CPI 的比值作為代理指標(biāo)，對數(shù)化處理；傳統(tǒng)金融發(fā)展，采用年末地區(qū)金融機(jī)構(gòu)貸款余額與地區(qū)GDP 的比值表示，對數(shù)化處理；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，采用地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)增加值與地區(qū)GDP 比值衡量。各變量描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1 所示。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

四、實證分析

（一）基準(zhǔn)回歸

本文采用面板數(shù)據(jù)回歸，對模型進(jìn)行Hausman 檢驗后，顯著拒絕不存在個體效應(yīng)的原假設(shè)，故決定采用個體固定效應(yīng)。同時，為消除不隨個體變化的時間維度不可觀測因素，我們將時間固定效應(yīng)也納入考慮，基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表2 所示。（1）（2）（3）列使用全樣本逐步加入控制變量，三列結(jié)果均顯示數(shù)字普惠金融（DFII）的發(fā)展顯著增大了居民相對剝奪指數(shù)，加劇了居民消費不平等。列（3）控制變量方面，由于性別、戶口和家庭成員等微觀控制變量不隨時間變化，在控制個體效應(yīng)和時間效應(yīng)后無法觀測到其對消費不平等的影響。為解決這一問題，將年齡、性別、學(xué)歷、戶口和家庭成員變量與當(dāng)期的數(shù)字普惠金融指數(shù)（DFII）交互。

實證結(jié)果顯示，學(xué)歷的提升對消費不平等在1% 水平上有顯著負(fù)向影響，往往學(xué)歷越高的家庭受到的消費相對剝奪越小；與城鎮(zhèn)相比，農(nóng)村戶口的家庭受到消費相對剝奪更大；家庭成員更多以及家庭人均收入更高會帶來更多的家庭消費，兩者均能顯著降低消費相對剝奪，符合規(guī)模效應(yīng)理論[42]與“持久收入假說”①“持久收入假說”認(rèn)為，理性消費者的消費決策取決于永久性收入，并以此來平滑消費。；地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對居民消費相對剝奪有顯著削弱作用，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展可以改善民生，有助于緩解消費不平等，與客觀事實相符；同時，傳統(tǒng)金融對弱勢群體的“金融排斥”仍然存在，傳統(tǒng)金融的發(fā)展會顯著加劇消費不平等。以上結(jié)果表明數(shù)字普惠金融對低學(xué)歷、農(nóng)村戶口和家庭人均收入低的家庭存在“金融排斥”，會加重他們受到的消費相對剝奪。

為了探究數(shù)字普惠金融對不同地區(qū)人群的影響，在（4）（5）（6）列分別對東部、中部和西部地區(qū)樣本進(jìn)行回歸②本文的區(qū)域劃分如下：東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南，共11個省級行政區(qū)；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南，共8個省級行政區(qū)；西部地區(qū)包括四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內(nèi)蒙古，共12個省級行政區(qū)。臺灣、香港、澳門、內(nèi)蒙古、海南、西藏、青海、寧夏和新疆因數(shù)據(jù)缺失不在本文討論范圍內(nèi)。?？梢?，數(shù)字普惠金融的發(fā)展顯著擴(kuò)大了中部和西部地區(qū)居民的消費相對剝奪，對東部地區(qū)的回歸結(jié)果不顯著，說明數(shù)字普惠金融對居民消費不平等的加劇作用主要體現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)。由于中西部地區(qū)距離我國經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)的東南沿海地區(qū)路途較遠(yuǎn)，農(nóng)村人口分布廣泛，各項基礎(chǔ)設(shè)施較為落后，教育水平、人均收入和消費理念等均與東部地區(qū)存在差距。這使得中西部地區(qū)的低學(xué)歷低收入群體受到“金融排斥”，數(shù)字普惠金融的發(fā)展加重了他們受到的消費相對剝奪，加劇了這些地區(qū)的消費不平等。

至此，拒絕了H1，初步驗證了H2。數(shù)字普惠金融的發(fā)展并沒有減輕弱勢群體的消費相對剝奪，反而對高學(xué)歷、高收入群體的“紅利效應(yīng)”更大，存在“馬太效應(yīng)”和“精英俘獲”現(xiàn)象，加劇了消費不平等。

（二）穩(wěn)健性檢驗

本文使用兩種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，一是剔除特殊樣本?？紤]到直轄市的人口密度和經(jīng)濟(jì)發(fā)展等因素以及支付寶和浙江省的特殊聯(lián)系，在樣本中剔除直轄市和浙江省樣本進(jìn)行回歸。二是選用省級層面的互聯(lián)網(wǎng)普及率作為工具變量[43]。由于面板回歸模型的設(shè)定可能存在不可觀測的遺漏變量，同時數(shù)字普惠金融發(fā)展和居民消費不平等之間可能存在互為因果關(guān)系，故采用工具變量法進(jìn)行內(nèi)生性檢驗。如圖3 所示，由于互聯(lián)網(wǎng)普及率與當(dāng)年數(shù)字普惠金融指數(shù)正相關(guān)，且互聯(lián)網(wǎng)普及率不會直接影響當(dāng)期居民消費不平等，滿足相關(guān)性和外生性條件。表3 結(jié)果表明，兩種方法的回歸系數(shù)均正向顯著，證明數(shù)字普惠金融的發(fā)展加劇了居民消費不平等的結(jié)論穩(wěn)健。

表3 穩(wěn)健性檢驗

圖3 互聯(lián)網(wǎng)普及率與數(shù)字普惠金融指數(shù)關(guān)系圖

（三）影響機(jī)制分析

為探究數(shù)字普惠金融“如何”拉大消費不平等，本文選用收入相對剝奪指數(shù)①收入相對剝奪指數(shù)的計算方法與消費相對剝奪指數(shù)相同，見前文公式（4）。作為中介變量來表示收入不平等。圖4 顯示了收入和收入相對剝奪指數(shù)的關(guān)系，以及收入相對剝奪和消費相對剝奪之間的關(guān)系。與圖1 類似，收入相對剝奪指數(shù)與收入量之間呈現(xiàn)類似反函數(shù)的關(guān)系。同時也注意到，收入相對剝奪指數(shù)和消費相對剝奪指數(shù)存在較強(qiáng)的相關(guān)性，使得收入不平等成為可能改變消費不平等的渠道。

圖4 收入量、收入相對剝奪指數(shù)與消費相對剝奪指數(shù)關(guān)系圖

本文采用逐步檢驗法進(jìn)行回歸，表4 第（1）列為基準(zhǔn)回歸結(jié)果。第（2）列顯示數(shù)字普惠金融在1% 的水平上顯著擴(kuò)大了收入相對剝奪。第（3）列將數(shù)字普惠金融與收入相對剝奪同時作為自變量進(jìn)行回歸，結(jié)果顯示收入相對剝奪的回歸系數(shù)顯著為正，表明收入相對剝奪的擴(kuò)大會引起消費相對剝奪擴(kuò)大。同時，數(shù)字普惠金融的回歸系數(shù)不顯著，說明收入相對剝奪的擴(kuò)大在數(shù)字普惠金融擴(kuò)大消費相對剝奪過程中起到完全中介作用，且不排除其他機(jī)制的作用②溫忠麟等認(rèn)為，完全中介效應(yīng)并不會排除其他機(jī)制的作用[44]。。主流群體能夠利用數(shù)字普惠金融帶來的業(yè)務(wù)便利和海量信息來獲得更多收入或顯著降低交易成本或融資成本；但弱勢群體可能由于缺乏對數(shù)字技術(shù)的認(rèn)知，不具備操作技術(shù)或?qū)π屡d金融業(yè)態(tài)發(fā)展伴隨的風(fēng)險具有厭惡恐懼心理，而不能有效利用數(shù)字普惠金融獲得更多收入或降低交易、融資成本，從而拉大居民收入不平等，進(jìn)而影響消費不平等。為增強(qiáng)結(jié)論的可靠性，表3 第（3）列最后一行中對上述中介效應(yīng)進(jìn)行了Sobel 檢驗。結(jié)果顯示，Z 值為-6.778，P值為0.000，顯著拒絕不存在中介效應(yīng)的原假設(shè)。即數(shù)字普惠金融的發(fā)展能夠加劇居民收入不平等，進(jìn)而加劇消費不平等。這證實了H3。

表4 中介效應(yīng)檢驗

（四）深層原因分析

前文對數(shù)字普惠金融加劇消費不平等做了充分論證，下面將繼續(xù)探究這一現(xiàn)象的深層原因，即回答“為什么”的問題。本文在基準(zhǔn)回歸中加入高學(xué)歷與數(shù)字普惠金融指數(shù)的交乘項和低收入與數(shù)字普惠金融指數(shù)的交乘項。表5 第（1）（3）列回歸結(jié)果顯示，高學(xué)歷和數(shù)字普惠金融指數(shù)交乘項的回歸系數(shù)為負(fù)，說明高學(xué)歷會削弱數(shù)字普惠金融發(fā)展對居民消費不平等的加劇作用；低收入和數(shù)字普惠金融指數(shù)交乘項的回歸系數(shù)為正，說明低收入會加強(qiáng)數(shù)字普惠金融發(fā)展對居民消費不平等的加劇作用。上述結(jié)論直觀地展現(xiàn)在圖5 中。左圖顯示低學(xué)歷線的斜率明顯大于高學(xué)歷線，且位置相對較高，說明在數(shù)字普惠金融的作用下，本就受到更大消費相對剝奪的低學(xué)歷群體，他們的消費相對剝奪加劇更嚴(yán)重。右圖顯示低收入線的斜率明顯大于高收入線，且位置相對較高，說明在數(shù)字普惠金融的作用下，本就受到更大消費相對剝奪的低收入群體，他們的消費相對剝奪加劇更嚴(yán)重。

表5 學(xué)歷、收入和數(shù)字普惠金融參與率

圖5 學(xué)歷分化和收入分化的調(diào)節(jié)作用圖

為驗證調(diào)節(jié)效應(yīng)的穩(wěn)健性，本文將戶主學(xué)歷為文盲、小學(xué)和初中的樣本劃分為低學(xué)歷組，高中、大專、本科、碩士和博士為高學(xué)歷組；將2012年收入量按從小到大順序排列，在0 至25%區(qū)間內(nèi)的樣本劃分為低收入組，其他為高收入組，使用基準(zhǔn)模型進(jìn)行回歸。

表6 回歸結(jié)果表明，數(shù)字普惠金融的發(fā)展顯著加劇了低學(xué)歷和低收入群體的消費相對剝奪，擴(kuò)大了消費不平等，說明學(xué)歷分化和收入分化的調(diào)節(jié)效應(yīng)穩(wěn)健。

表6 分組回歸

進(jìn)一步，本文選用CFPS 中的“互聯(lián)網(wǎng)商業(yè)活動參與率”代表居民數(shù)字普惠金融參與率，回歸結(jié)果列示在表5 第（2）和（4）列。結(jié)果表明，高學(xué)歷和數(shù)字普惠金融指數(shù)交乘項的回歸系數(shù)為正，說明隨著數(shù)字普惠金融的發(fā)展，高學(xué)歷群體對數(shù)字普惠金融參與率相對更高。低收入和數(shù)字普惠金融指數(shù)交乘項的回歸系數(shù)為負(fù)，說明隨著數(shù)字普惠金融的發(fā)展，低收入群體對數(shù)字普惠金融參與率相對更低。

至此，我們認(rèn)為數(shù)字普惠金融對居民消費相對剝奪的影響從學(xué)歷和收入產(chǎn)生分化。第一，數(shù)字普惠金融會降低高學(xué)歷群體和高收入群體的消費相對剝奪或維持在較低水平①在一個群體中，消費量越高的個體受到的消費相對剝奪越低。本就受到較低消費相對剝奪的群體，無論消費量如何升高，個體受到的消費相對剝奪最低為0。所以本文的表述為“維持在較低水平”。。由于高學(xué)歷群體有更全面的市場認(rèn)知和一定的互聯(lián)網(wǎng)操作能力，高收入群體有更強(qiáng)的消費能力，他們參與數(shù)字普惠金融的意愿和能力更強(qiáng)，從而增加對數(shù)字普惠金融的使用，在一定程度上增加了這類群體的消費，降低他們的消費相對剝奪或維持在較低水平①。第二，數(shù)字普惠金融會增大低學(xué)歷群體和低收入群體的消費相對剝奪。由于低學(xué)歷群體缺乏對金融市場和互聯(lián)網(wǎng)科技的認(rèn)知，低收入群體消費能力較弱，他們可能會因為不了解、怕受騙或達(dá)不到數(shù)字普惠金融的參與門檻，從而減少對數(shù)字普惠金融的使用。雖然這并不能直接引起低學(xué)歷、低收入群體的消費量減少，但隨著數(shù)字普惠金融增大高學(xué)歷、高收入群體的消費，低學(xué)歷、低收入群體的消費情況如“逆流而上，不進(jìn)則退”，受到更大的消費相對剝奪，從而加劇了消費不平等。至此，H4和H5得證。

（五）進(jìn)一步討論

加劇消費不平等違背了“普惠”的初衷，為了找到緩解消費不平等的辦法，下面將數(shù)字普惠金融三個維度指標(biāo)依次作為解釋變量進(jìn)行回歸。

表7 實證結(jié)果顯示，覆蓋廣度和使用深度均能顯著加劇消費不平等，只有數(shù)字化程度指標(biāo)會對消費不平等產(chǎn)生削弱影響。覆蓋廣度指數(shù)和使用深度指數(shù)增大代表了更多人或更低階層的人能夠獲得參與數(shù)字普惠金融、享受優(yōu)質(zhì)金融服務(wù)的機(jī)會，數(shù)字普惠金融向更邊緣的、數(shù)字化程度更低的、聚集著弱勢群體的區(qū)域普及。但受限于這些區(qū)域較差的數(shù)字金融使用環(huán)境和較高的金融服務(wù)使用成本，在弱勢群體中出現(xiàn)了“有機(jī)會而不用”的現(xiàn)象，陷入了“不進(jìn)則退”的境況，拉大了消費不平等。

表7 數(shù)字普惠金融與消費不平等（分維度）

數(shù)字化程度所代表的便利化、信用化、實惠化和移動化等都是影響用戶是否使用數(shù)字金融服務(wù)的主要因素。數(shù)字金融服務(wù)越便利、使用成本越低、信用化程度越高，弱勢群體受到的“金融排斥”就越小。換言之，隨著數(shù)字化程度的提高，參與數(shù)字普惠金融的門檻降低，使得弱勢群體的數(shù)字普惠金融參與度提高，將有利于降低弱勢群體的消費相對剝奪，從而削弱消費不平等。

五、結(jié)論與建議

本文使用面板數(shù)據(jù)，固定個體效應(yīng)和時間效應(yīng)，分析了數(shù)字普惠金融對消費不平等的影響和深層原因。研究發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融的發(fā)展加劇了居民消費不平等，尤其在我國中西部地區(qū)最為顯著。中介效應(yīng)檢驗表明，收入不平等的加劇在數(shù)字普惠金融加劇消費不平等的過程中起到完全中介作用。究其深層原因，學(xué)歷分化導(dǎo)致的認(rèn)知偏差和收入差距導(dǎo)致的消費能力差異，致使低學(xué)歷、低收入群體的數(shù)字普惠金融參與率相對較低，增大了這類群體受到的消費相對剝奪，是數(shù)字普惠金融引起消費不平等加大的主要原因。分維度檢驗發(fā)現(xiàn)，覆蓋廣度和使用深度均能顯著加劇消費不平等，數(shù)字化程度指標(biāo)會對消費不平等產(chǎn)生削弱影響。結(jié)合本文研究結(jié)論，提出以下建議：

第一，在加速普及數(shù)字普惠金融的同時，要注重提高地區(qū)數(shù)字化程度，降低數(shù)字普惠金融的使用門檻，以此提高低學(xué)歷和低收入群體的參與度，從而緩解我國居民消費不平等。首先，要加強(qiáng)數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，特別是在弱勢群體聚集的農(nóng)村偏遠(yuǎn)地區(qū)，加速建立便捷、安全的數(shù)字普惠金融使用環(huán)境，提高數(shù)字金融服務(wù)的便利性；其次，要注重推進(jìn)金融機(jī)構(gòu)數(shù)字化轉(zhuǎn)型，以大數(shù)據(jù)、云計算和人工智能等先進(jìn)技術(shù)代替繁雜的人力勞動，降低金融服務(wù)成本，從而降低數(shù)字金融服務(wù)的使用成本，例如降低消費貸和小微企業(yè)貸利率等；最后，要繼續(xù)推進(jìn)全國征信一體化建設(shè)，提高信用化程度，使“信用”成為居民貸款和消費的硬通貨，例如信用貸、免息分期支付和免押金支付等。

第二，要加強(qiáng)數(shù)字普惠金融的“普惠”作用，使數(shù)字普惠金融的服務(wù)重心落實到“弱勢群體”，以減少“馬太效應(yīng)”和“金融排斥”現(xiàn)象，從而緩解我國居民消費不平等。首先，政府要細(xì)化政策引導(dǎo)，一方面要因地制宜地出臺切實可行的“普惠”政策，增加對積極落實“普惠”政策的金融機(jī)構(gòu)的政策優(yōu)惠，以增加對農(nóng)村偏遠(yuǎn)地區(qū)“弱勢群體”的紅利作用；另一方面要加強(qiáng)對數(shù)字普惠金融業(yè)務(wù)的監(jiān)管，防止通過“普惠”進(jìn)行套利的行為發(fā)生。其次，金融公司要切實履行社會責(zé)任，放寬數(shù)字普惠金融業(yè)務(wù)的準(zhǔn)入條件，增大對“弱勢群體”幫扶和優(yōu)惠力度，以緩解其受到的流動性約束，進(jìn)而緩解消費不平等。最后，消費者要改變傳統(tǒng)觀念，理性看待數(shù)字普惠金融，理性辨別資本的糖衣炮彈，防止被金融資本掠奪更多的資源。