一、引言

　　面對經濟下行的壓力，消費的基礎性作用愈發凸顯，消費升級能力已成為決定經濟高質量發展模式的先決條件。2023 年 10 月 16 日，黨的二十大報告指出，“增強消費對經濟發展的基礎性作用”。同年 12 月 11 日，中央經濟工作會議指出，“要激發有潛能的消費”，“推動消費從疫后恢復轉向持續擴大，培育壯大新型消費，大力發展數字消費”，“優化消費環境”。2024 年 3 月 5 日，全國兩會《政府工作報告》指出，“促進消費穩定增長”，“激發消費潛能”，“培育壯大新型消費，實施數字消費、綠色消費、健康消費促進政策”。消費作為經濟增長的動力源泉，是應對經濟下行壓力的重要手段，也是解決發展中國家就業壓力、產業優化、結構轉型等問題的重要途徑。據國家統計局數據顯示，2019—2022 年，居民最終消費率持續下降，由 55.80% 下降到 53.20%。消費疲軟已成為經濟復蘇和結構調整的制約因素。2023 年，消費支出對國內生產總值增長的貢獻率(82.50%)和拉動率(4.30%)再次反超資本形成總額(28.90% 和 1.50%)。拉動消費成為中國經濟步入新階段的重要環節。

　　隨著 “互聯網 +” 的深入推進和 5G、大數據等信息技術的進步，數字普惠金融行業迅速發展。各省數字普惠金融指數的均值由 2011 年的 40.00 上升至 2021 年的 372.72。數字普惠金融憑借其相當的包容性與可及性，克服了傳統金融覆蓋面低、信息不對稱、融資成本高等缺陷，降低了傳統金融服務的門檻，使原本受到金融排斥的小微企業、低收入和弱勢群體等能夠享受到數字普惠金融帶來的便捷和高效，對于緩解資金流動性約束、提高居民收入、降低交易成本、改善消費體驗等都有不可替代的作用，為消費升級注入強勁動力。在此背景下，本文對數字普惠金融的消費升級效應展開研究，具有一定的理論價值與現實意義。

　　普惠金融的概念由聯合國于 2005 年正式提出，被定義為 “能有效和全方位地為社會所有階層和群體提供服務的金融體系”。隨著擴大內需戰略的實施和數字經濟的發展，普惠金融的實踐與創新型數字金融顯示出很強的關聯性。數字普惠金融作為數字技術與普惠金融的結合體，其對消費的作用逐漸成為研究熱點。關于數字普惠金融的消費效應，國外學者大多從信用卡和金融機構賬戶使用的角度展開研究，認為信用卡和金融機構賬戶的使用緩解了流動性約束，伴隨著較高的收入和消費(Gross 和 Souleles，2002;Karlan 和 Zinman，2010;Dupas 和 Robinson，2013)。國內大多數學者認為，數字普惠金融發展顯著促進消費(Li 等，2020)。但有部分學者持相反觀點，認為盡管數字普惠金融提升了居民收入，卻并未顯著提升消費(張勛等，2020)。

　　關于數字普惠金融的消費效應的區域異質性，學者們持不同的觀點。一種觀點認為，數字普惠金融對消費的促進效應在農村地區、中西部地區和中低收入家庭中更加明顯(藍樂琴和楊卓然，2021;張夢林和李國平，2021)。另一種觀點認為，相較于西部地區居民和農村居民，數字普惠金融對東中部地區居民和城鎮居民的消費升級效應更加顯著(楊偉明等，2021;王雄等，2022)。關于數字普惠金融的消費結構效應，學者們也有不同的觀點。另一種觀點認為，數字普惠金融對生存型消費、基礎型消費的提升幅度更大(關鍵和馬超，2020)。另一種觀點認為，數字普惠金融顯著提高了發展型和享受型消費的占比，有利于消費結構升級(李春風和徐雅軒，2022;王小華等，2022)。數字普惠金融影響消費的機制可總結為：其一，數字普惠金融的使用降低了搜尋成本和交易成本(Zeng 和 Reinartz，2003)，提高支付便利性(Grossman 和 Tarazi，2014)，從而刺激消費。其二，數字普惠金融通過提高居民收入(李文秀和劉俊杰，2023;黎翠梅和周瑩，2021)、改善收入分配(洪錚等，2021)、縮小城鄉收入差距(江紅莉和蔣鵬程，2020)，促進消費增長。其三，數字普惠金融通過擴大金融覆蓋廣度(郭華等，2020)、提高金融可得性(劉濤和伍駿騫，2023)促進消費。其四，數字普惠金融緩解了流動性約束(易行健和周利，2018)、降低了家庭面臨的不確定性(何宗樾和宋旭光，2020)，幫助消費需求得到釋放。其五，數字普惠金融通過提高金融素養促進家庭消費(郭繼輝和王澤榮，2022;胡寧寧和侯冠宇，2023)。

　　綜上，現有研究仍然存在以下問題：(1)國內數字普惠金融仍處于發展初期，學者們采用了各種方法對其進行測度，不便于進行橫向比較。(2)研究多局限于數字普惠金融對消費水平的影響，對消費升級和消費質量提升的影響的研究不多，且研究尚未形成共識。(3)較少文獻完整地厘清數字普惠金融影響消費升級的理論機制。本文的邊際貢獻在于：(1)對數字普惠金融的消費升級效應展開研究，從融通機制、財富機制、便捷機制、流動機制四個方面檢驗其傳導機制，使數字普惠金融影響消費升級的研究更為豐富。(2)通過數字貿易調節機制探討數字貿易對數字普惠金融驅動消費升級過程的影響，使研究結論具有更可靠的政策價值。

　　二、理論分析與研究假設

　　(一)數字普惠金融驅動消費升級的直接效應

　　數字技術與傳統金融相結合，促使數字普惠金融出現。數字普惠金融對消費升級的直接效應體現在供需兩個方面。

　　從數字普惠金融影響供給的角度看，數字普惠金融的直接作用主要體現在：(1)優化金融配置。數字普惠金融便于對傳統金融導致的資源錯配進行糾正，減少市場摩擦，實現對資本的擴張和深度利用，優化金融配置。(2)為消費升級創造條件。在數字技術的幫助下，精準捕捉消費需求，以消費需求為導向培育新型消費，實現有針對性的供給側結構性改革，為消費升級創造有利條件。(3)推動產品創新和產業升級。數字普惠金融聯合電子商務平臺衍生出大量新興業態，激勵企業技術創新和產品創新，提高產品附加值;改變了商業服務模式，加大了高層次消費品比重，推動傳統產業轉型升級;促進商業公平競爭，降低產品價格，刺激消費需求。

　　從數字普惠金融影響需求的角度看，數字普惠金融的直接作用主要體現在：(1)沖擊居民固有的 “心理賬戶”。“心理賬戶” 是對自身財富建立的不同的管理賬戶。數字普惠金融多以電子支付的方式體現在消費環節，弱化了支付和消費之間的連接，現金支出對消費者的感官刺激減弱，降低了消費的心理損失，使居民更容易產生消費意愿，加大小額消費、隨機消費的概率。(2)提高金融產品和服務的消費需求。由于金融素養和金融信息的匱乏，普通居民對金融市場的參與率并不高。金融消費是消費升級的重要領域之一。數字普惠金融一方面增加了金融消費品的比重，另一方面拓寬了金融產品的交易渠道，使金融信息更加可得、更加透明，激發了居民對金融產品和服務的消費需求。據此，本文提出以下假設：

　　H1：數字普惠金融對消費升級具有正向溢出效應，即數字普惠金融發展水平越高，消費結構越改善。

　　(二)數字普惠金融驅動消費升級的傳導機制

　　數字普惠金融驅動消費升級的融通機制。融通機制主要針對短期小額借貸。傳統金融機構同時存在 “獲客難” 和 “風控難” 的問題。為防止信息偏差帶來的甄別失誤，使金融風險更加可控，對于缺乏抵押資產和征信信息的客戶，傳統金融服務設置了較高的參與門檻，令貸款需求者望而生畏。居民短期小額借貸需求無法得到滿足，阻礙了消費潛力的充分釋放。數字普惠金融驅動消費升級的融通機制體現在：(1)數字普惠金融在擴大覆蓋范圍的同時加大了居民申請短期小額借貸支持的比重，拓寬了消費者借貸的渠道。包括信用卡在內的形式多樣的短期小額借貸要求低、申請快，提高了貸款可得性。相較于生存型消費，小額借貸投放力度對發展享受型消費能產生更高的貢獻率。(2)螞蟻花唄、京東白條等數字消費金融的發展克服了消費者資產流動性不足的局限，方便跨期交易。在提振消費信心和消費能力的同時，發展享受型消費傾向趨于增強，促進消費升級。據此，本文提出以下假設：

　　H2a：數字普惠金融通過融通機制，拓寬居民小額借貸渠道，緩解短期融資約束，保障消費升級。

　　數字普惠金融驅動消費升級的財富機制。財富水平的提高意味著消費能力的增長，在滿足基本生活需求后，會轉向更高層次的消費，實現消費升級。數字普惠金融驅動消費升級的財富機制體現在：(1)數字普惠金融的出現拓展了金融產品種類和服務范圍，多樣性、個性化的投資理財產品、服務和多元的線上渠道滿足了消費者不同層次的消費需求，提高了金融資產的配置比例，提高資金收益率，實現家庭財富保值增值。(2)中小企業為社會貢獻了約 80% 的城鎮就業，對提高居民收入至關重要。數字普惠金融提高了銀企間的對接程度，增加了中小企業借貸成功的可能性，提高了中小企業活力，提升就業水平，保障居民收入的穩定提升。

　　(3)對農戶而言，農業具有較強的季節性特征，申請借貸難度大。數字普惠金融給予農戶借貸更大的靈活性，通過推動地區創業水平提高，增加農戶經營性收入、可持續性收入，提高非農收入占比。非農收入較農業收入更加穩定，邊際消費傾向更高，收入負向變化引起的消費負向反應也更小。教育投入隨之增加，提高其未來收入水平。(4)高收入群體對高質量消費的邊際效用遞減，消費傾向降低，而低收入群體的高質量消費明顯不足。可見收入差距的擴大不利于消費升級。數字普惠金融憑借其普惠性，增加了弱勢群體提高收入的機會，縮小收入差距，有利于消費升級。據此，本文提出以下假設：

　　H2b：數字普惠金融通過財富機制，提高居民收入，通過作用于消費能力刺激消費從 “量” 到 “質” 的轉變。

　　數字普惠金融驅動消費升級的便捷機制。經濟發展落后和缺乏地理優勢的地區金融網點分布少且分散，居民在辦理理財和繳費等業務時交易成本較高，金融排斥和數字鴻溝現象嚴重。數字普惠金融驅動消費升級的便捷機制體現在：(1)數字普惠金融擁有極強的地理穿透性。居民使用移動客戶端為載體進行支付、存取款、繳費和理財，打破了金融服務的成本約束，提高了居民金融市場參與度。移動支付已經超過現金和銀行卡支付，成為我國居民消費最主要的支付方式。移動支付節省了購物時間，增加閑暇時間，提高消費者效用，有利于消費升級。(2)數字金融和電商平臺的結合使居民能夠在全國甚至全球范圍內挑選產品和服務，拓寬了交易空間，豐富了消費的可選性，提升了交易效率。由于發展享受型消費較生存型消費的需求彈性更大，隨著消費內容的優化，數字普惠金融對發展享受型消費的提升作用更為明顯。(3)根據 “心理賬戶” 理論，資金獲得的便捷化會促使人們傾向于將資金用于消費。支付軟件的使用規避了現金帶來的存取攜帶負擔和安全隱患，為消費帶來了極大的便捷性，進而提高了消費頻率、額度和質量。據此，本文提出以下假設：

　　H2c：數字普惠金融通過便捷機制，豐富消費選擇，提高消費效用和質量，驅動消費升級。

　　數字普惠金融驅動消費升級的流動機制。中低收入群體面臨不確定性沖擊的緩沖能力較差，厭惡程度較高，儲蓄偏向更強，直接影響消費意愿和消費能力。數字普惠金融驅動消費升級的流動機制體現在：(1)數字普惠金融為傳統金融所忽視的弱勢群體提供差異化、多層次的金融保險服務，擴大了居民參保范圍。數字平臺的使用節約了參保成本和保險機構的管理成本，提高了居民的參保意愿和保險機構的風險管理能力與運營效率。居民通過對風險的合理規避、有效分散，降低了未來現金流量的不確定性，提升家庭抗風險能力，降低預防性儲蓄動機，實現消費的跨期平滑，增強即期消費。(2)國內龐大的中小企業群體在重視規模和指標的傳統金融體系下長期面臨借貸困難的處境。數字普惠金融打破了基礎設施和地域的限制，推動金融服務門檻下移，提高了金融服務的觸達能力，為中小企業提供了更多元的信貸方式，拓寬信貸渠道，簡化信貸程序。(3)數字普惠金融依托數字技術，減少了冗余的工作人員和繁雜的專業設施操作，提高資源配置效率。數字普惠金融從多角度精確評估資金供需雙方的征信水平，賦予了傳統金融更高的信息對稱度，縮短了信息搜索和供需匹配時間，嚴格風控，降低借貸違約的可能性，減少借貸服務中的逆向選擇和道德風險問題。據此，本文提出以下假設：

　　H2d：數字普惠金融通過流動機制，降低預防性儲蓄，提高資金流動性，提高消費意愿和能力，驅動消費升級。

　　(三)數字貿易對數字普惠金融驅動消費升級的調節效應

　　數字貿易對數字普惠金融的調節效應。美國貿易代表辦公室(USTR)于 2017 年對數字貿易做出的定義為 “包括商品網絡銷售、在線服務以及數據流和相關平臺的應用”。中國信通院(2019)界定的數字貿易包含線上促成的實體貨物貿易和線上傳輸的數字服務貿易，其突出特征是 “貿易方式的數字化” 和 “貿易對象的數字化”。數字技術與實體貿易融合，貿易方式逐漸呈現數字化，數字交付、數字對接、數字結算、數字訂購等貿易手段層出不窮。現代生產要素、產品和服務也可以以數字的形式存在，成為貿易對象。數字普惠金融與電子商務的結合和互聯網消費金融的出現將數字貿易與數字普惠金融緊密相連。數字貿易對數字普惠金融驅動消費升級的調節效應主要體現在通過推動新型基礎設施建設和貿易支撐體系逐漸完善，能夠強化數字技術賦能效應、彌補數字鴻溝;帶動數字產業化貿易和產業數字化貿易發展，為消費提供穩定高效的市場環境，助力數字普惠金融發揮消費升級效應。

　　數字貿易發展帶動了現代物流體系、在線支付體系、信用體系、市場監管體系、爭端解決機制等配套新型基礎設施建設和貿易支撐體系建設，助力數字普惠金融發揮數字技術賦能效應，驅動消費升級。其中，現代物流體系關系到交易成本、交易速度和貨物的保鮮、安全等，影響產品的價格、質量和給消費者帶來的直接效用;在線支付體系確保資金收支的便捷性和安全性，是居民選擇數字普惠金融的基本保障;信用體系是數字信貸順利進行的關鍵，也是吸引弱勢群體接受數字普惠金融的重要前提;市場監管體系有助于線上交易高效有序地進行;爭端解決機制讓交易矛盾能獲得及時有效的解決。

　　數字貿易發展是一個動態過程，同實體經濟一樣從量變到質變。數字貿易發展初期，新基建水平落后，支撐體系構建不夠完善，數字貿易和實體貿易多以互相替代的敵對關系出現。相關配套設施的供需矛盾導致數字鴻溝出現，拖慢了數字普惠金融驅動消費升級的步伐。企業和居民對數字貿易的認知不夠，仍停留在觀望和試探階段，對線上交易行為的便捷性、安全性存疑，阻礙了數字普惠金融消費升級效應的發揮。在數字貿易強有力的沖擊下，實體貿易受損，線下供應商銷量銳減，大量抵消了數字普惠金融對消費升級的正向溢出效應。

　　隨著數字貿易發展，相應的支撐體系逐漸完善，數字技術賦能效應充分發揮。數字貿易和實體貿易互相適配、深度融合，逐漸形成合作互補的關系，數字產業化貿易和產業數字化貿易快速發展。在數字貿易營造的新型消費市場內，數字普惠金融通過移動支付技術和線上服務模式為居民提供金融服務，提高了數字普惠金融在消費過程中的利用率。消費范圍擴大，市場運行效率提高，數字貿易發展由陣痛期步入換擋期，扭轉了數字貿易初期帶來的負向沖擊，加速了數字普惠金融驅動消費升級的過程。

　　因此，數字普惠金融與消費升級之間存在動態關系。受制于數字貿易發展水平的調節，數字普惠金融對消費升級的驅動效應呈 “U” 型。當數字貿易水平達到臨界點后，數字貿易的調節效應由負轉正，數字貿易發展放大了消費升級驅動效應。據此，本文提出以下假設：

　　H3：數字貿易對數字普惠金融驅動消費升級的過程具有 “U” 型調節效應。當數字貿易水平較低時，其負向調節消費升級效應;當數字貿易水平較高時，其正向調節消費升級效應。

　　數字貿易對數字普惠金融驅動消費升級中介機制的調節效應。數字貿易對數字普惠金融驅動消費升級中介機制的調節主要體現在以下方面，利用數字基礎設施和技術縮小數字鴻溝;數字產業化貿易和產業數字化貿易的發展，優化消費市場環境。數字普惠金融的支付、投資、保險、信貸等功能的發揮都離不開相應的新基建和數字技術賦能。在數字貿易初期，由于缺乏智能設備和網絡的支持，數字普惠金融的支付功能無法順利進行。居民數字意識不強，數字投資、理財能力不足。數字信息匱乏，對數字保險、信貸信心不夠。居民從數字設施接入、數字意識培養、數字技能掌握等多個角度形成數字鴻溝，不利于數字普惠金融驅動消費升級。

　　隨著數字貿易發展逐漸成熟，智能設備普及，互聯網覆蓋率提升，消費市場優化;數字人才流動加強，居民數字意識提高，數字鴻溝逐漸縮小。在居民參與數字產業化貿易和產業數字化貿易的過程中，數字普惠金融的普惠性得到更大程度的發揮，其融通機制、財富機制、便捷機制、流動機制越來越突出。此時的數字貿易推動了數字普惠金融中介效應的發揮，擴大了消費升級驅動乘數。據此，本文提出以下假設：

　　H4：數字貿易對數字普惠金融驅動消費升級的中介機制后端具有 “U” 型調節效應：當數字貿易水平較低時對中介機制產生負向調節;當數字貿易水平較高時對中介機制產生正向調節。

　　三、研究設計和實證分析

　　(一)研究設計

　　模型設定與變量選取。構建數字普惠金融與消費升級之間的回歸模型從家庭視角考察數字普惠金融對消費升級的驅動效應。消費支出分為八類：食品、衣著、居住、家庭設備及用品、醫療保健、交通通信、教育文化娛樂、其他用品及服務，不包括社保支出、財產性支出、轉移性支出、經營性支出等非消費性支出。參考齊紅倩和劉巖(2020)的做法，將消費分為三大類：生存型消費、享受型消費和發展型消費。其中生存型消費包括食品、衣著和居住，享受型消費包括家庭設備及用品、醫療保健和交通通信，發展型消費包括教育文化娛樂、其他用品及服務。以發展型和享受型消費占總消費的比重衡量消費升級水平。地區層面的宏觀變量包括：傳統金融深化程度(年末金融機構貸款余額與地區生產總值的比值)、地區經濟發展程度(人均生產總值、財政支出與地區生產總值的比值)、產業結構高級化程度(第三產業增加值與地區生產總值的比值)。

　　本文主要使用三類數據。第一類數據是來自西南財經大學中國家庭金融調查與研究中心的中國家庭金融調查(China Household Finance Survey，CHFS)數據。該數據主要收集與家庭金融相關的信息，包括家庭人口統計學特征、資產與負債、保險與保障、支出與收入以及金融知識等信息。CHFS 數據庫調查樣本覆蓋 29 個省(自治區、直轄市)，每兩年一期，為本文的實證研究提供了有力的數據支持。第二類數據是由北京大學數字普惠金融研究中心和螞蟻金服集團共同編制的中國數字普惠金融發展指數(郭峰等，2020)。該指數的測算采用了螞蟻金服的交易賬戶(支付寶)數據，極大程度上刻畫了國內數字普惠金融的發展水平，極具可靠性與代表性。第三類數據來自中國統計年鑒、中國金融年鑒等，包括控制變量中的宏觀變量數據、工具變量部分數據和調節變量部分數據。將上述三類數據按照時間和個體兩個維度進行匹配，選定樣本時間為 2017 年和 2019 年。數據以家庭為單位，刪除存在缺失值的無效樣本，剩余樣本總數為 24586 個。

　　(二)基準回歸與內生性分析基準回歸。對解釋變量數字普惠金融指數進行回歸，逐步控制戶主特征、家庭特征和地區特征變量后，結果與預期一致，數字普惠金融與消費升級顯著正相關。表明就整體而言，數字普惠金融有利于驅動消費升級。假說 H1 得證。在加入全部控制變量后，1 單位數字普惠金融增長會帶來 0.096 單位消費升級。其他控制變量的系數大致符合預期：女性消費者、教育水平較高的消費者、已婚消費者和有社保的消費者對發展享受型消費傾向較高。戶主健康狀況與消費升級負相關，是由于健康狀況好的消費者往往會減少醫療保健方面的消費支出。相較于老人，少兒對發展享受型消費的需求更高。家庭負債率與消費升級正相關，表明適度信貸有利于緩解融資約束。金融機構貸款余額與生產總值之比的系數不顯著，意味著傳統金融無法替代數字普惠金融對消費升級的影響。內生性分析。

　　為防止內生性問題和反向因果問題，對基準模型采用工具變量估計，以獲取參數的一致估計量。參考 Bartik(2009)的做法，以滯后一階的數字普惠金融指數與數字普惠金融指數在時間上的一階差分之積構建工具變量 “Bartik”。普惠金融指數不會明顯地受到某地消費的影響，作為工具變量對模型具有較好的解釋能力。同時參考鄒新月和王旺(2020)的做法，用移動電話普及率作為工具變量進行穩定性檢驗。通常認為，一個地區移動電話普及率越高，移動電話基站數越多，數字基建越完善，數字普惠金融發展的基礎和潛力越大。智能移動電話也是數字普惠金融發展的重要工具和載體。因此該工具變量滿足相關性要求。而移動電話普及率并不直接作用于消費，滿足排他性要求。經檢驗，第一階段回歸中工具變量的估計系數均顯著，F 統計量大于 10，說明不存在弱工具變量問題。Hansen 統計量的 p 值大于 0.100，工具變量滿足外生性要求，工具變量是有效的。從估計結果上看，第一階段回歸中，“Bartik” 和移動電話普及率都與數字普惠金融顯著正相關;第二階段回歸中，數字普惠金融驅動消費升級的結論成立。

　　(三)穩健性檢驗

　　對基準回歸進行一系列穩健性檢驗：(1)數值修正。為防止數據可能存在的測量誤差，參考何宗樾和宋旭光(2020)的做法，對所有變量進行 1% 的縮尾處理后再次估計。(2)剔除特殊樣本。參考王小華、馬小珂和何茜(2022)，為防止四大直轄市可能存在的發展特殊性，將四大直轄市樣本剔除后再次回歸。(3)更換回歸模型。由于消費升級指數是下限為 0 的截尾變量，用普通最小二乘法(OLS)進行檢驗可能存在估計偏誤。參考張夢林和李國平(2021)的做法，用 Tobit 模型替代 OLS 回歸模型再次估計。(4)更換解釋變量。數字普惠金融的發展呈現多維度特征。參考江紅莉和蔣鵬程(2020)的做法，考察數字普惠金融的子指標對消費升級的影響。分別將數字普惠金融的覆蓋廣度、使用深度、數字化程度作為解釋變量代入模型(1)進行回歸。(5)更換被解釋變量。用發展享受型消費額代替發展享受型消費占家庭消費的比重，進行再次檢驗。五種穩健性檢驗下解釋變量的系數均顯著為正，表明數字普惠金融顯著驅動消費升級，基準回歸結果穩健可靠。

　　(四)異質性分析區域異質性。

　　(1)城鄉異質性。將樣本分為城鎮樣本和農村樣本，數字普惠金融對城鎮居民和農村居民的消費升級都具有顯著正向溢出效應。相較而言，城鎮消費升級驅動的效應更大?？赡苁怯捎谔烊坏牡乩砦恢貌町惡烷L久以來的政策傾向，我國城鄉分割現象嚴重，供給市場的差異需要長期彌補和糾正;我國的數字基建水平也存在顯著的地理位置差異性，農村居民金融服務可得性差，金融抑制現象普遍，由此造成的數字鴻溝弱化了數字普惠金融帶來的數字紅利。

　　(2)地理區域異質性。將全樣本按照地理位置分為東、中、西三組。其中，東部地區包括北京市、福建省、廣東省、海南省、河北省、江蘇省、遼寧省、山東省、上海市、天津市、浙江省;中部地區包括安徽省、河南省、黑龍江省、湖北省、湖南省、吉林省、江西省、山西省;西部地區包括甘肅省、廣西壯族自治區、貴州省、內蒙古自治區、寧夏回族自治區、青海省、陜西省、四川省、云南省、重慶市。數字普惠金融對東、中、西部地區消費升級都具有顯著正向溢出效應。其中西部地區的消費升級驅動效應最為明顯，其次是東部地區。相比東中部地區，西部地區存在明顯的金融排斥，金融使用效率低，對數字普惠金融帶來的積極作用反應更為敏感，流動性約束能更大程度地得到緩解，消費需求得到釋放。而東部地區得益于領先的數字基建和集聚的金融人才，可以快速吸收數字普惠金融帶來的積極作用，消費升級效應也更明顯。主體異質性。(1)生命周期異質性。生命周期假說認為，理性消費者會將一生的收入在各個階段進行最優分配，以實現效用最大化。因此不同年齡段居民的消費結構可能不同。參考王小華等(2022)的做法，將全部樣本按戶主年齡分為三組，其中 30 歲及以下為青年組，31—59 歲為中年組，60 歲及以上為老年組。數字普惠金融對三組居民的消費升級都有顯著驅動效應。隨著年齡增大，消費升級驅動效應降低。相對于青年組來說，中年組人群家庭負擔較重，撫養子女和贍養父母的預期未來消費較高，預防性儲蓄傾向較強，數字普惠金融對消費升級的刺激作用較小。但相對于老年組來說，中年組人群適合的發展享受型消費類型更豐富，工作和家庭中的消費需求更大，對數字普惠金融的接受速度更快，消費升級效應也更大。

　　(2)人力資本異質性。參與數字普惠金融市場需要一定的數字知識、技能和征信水平，因此，人力資本已經成為影響金融市場參與率和造成數字鴻溝的重要因素之一。參考易行健和周利(2018)的做法，以戶主受教育程度的不同衡量人力資本異質性，將樣本分為小學及以下、初高中 / 中專、?？萍耙陨先M。數字普惠金融對各教育水平戶主家庭的消費升級都有顯著驅動效應，隨著教育水平提高，消費升級的驅動效應逐漸增大。這可能是由于教育水平較高的組別對數字普惠金融的接受能力更強，更加善于利用數字普惠金融滿足消費需求。(3)家庭收入水平異質性。將樣本根據家庭人均年收入水平劃分為高、中、低三組。數字普惠金融對各組消費升級都有顯著驅動效應。隨著收入階層提高，數字普惠金融對消費升級的驅動效應減弱。收入越低的家庭所受到的資源稟賦限制越多，預防性儲蓄占比越大，流動性約束越強，被壓制的消費潛能也越大。此外，數字普惠金融在高收入階層中更多被用于投資理財，在中低收入階層中更多被用于降低風險，平滑消費。因此，中低收入階層由數字普惠金融帶來的邊際消費傾向更大，消費升級也更明顯。

　　(4)消費層次異質性。由于均值回歸易受到數據總體分布的影響，為檢驗不同消費升級階段數字普惠金融的驅動效應有何不同，參考姚健和臧旭恒(2021)的做法，采用分位數回歸檢驗不同分位數下數字普惠金融對消費升級的影響。選擇 10%、25%、50%、75%、90% 五個具有代表性的分位點進行檢驗。各消費層次的數字普惠金融都對消費升級具有顯著驅動效應。隨著消費升級階段逐步提高，數字普惠金融對消費升級的驅動效應呈現倒 “U” 型趨勢。這表明數字普惠金融對處于中分位數處的消費升級影響最大。相比低分位數處的居民而言，中分位數的居民擁有最基本的移動設備和互聯網等硬件設施，數字接入有保障，金融知識儲備、數字意識和信息技術水平較高，更容易掌握數字普惠金融的基本技能。相比高分位數處的居民而言，中分位數的居民可能面臨更多的資金約束和信貸限制，被數字普惠金融所釋放的消費潛能也更大?？梢娢覈嫶蟮闹挟a階級已經成為消費升級的主要驅動力。

　　四、傳導機制和調節效應檢驗

　　(一)傳導機制檢驗參考

　　張遼和劉成飛(2024)的做法，從融通機制、財富機制、便捷機制、流動機制四個角度檢驗數字普惠金融對機制變量的影響。信用卡已經成為居民短期小額借貸的主要手段，直接作用于日常消費。以居民是否使用過信用卡作為融通機制的代理變量，數字普惠金融發展顯著提高居民使用信用卡的比重，對日常消費起到融通作用。假說 H2a 得證。收入是推動消費升級的重要因素。參考何宗樾和宋旭光(2020)的做法，以家庭總收入作為財富機制的代理變量，數字普惠金融顯著提高家庭收入，對家庭財富積累起到正向溢出效應。假說 H2b 得證。數字普惠金融通過引導居民參與網購，提高購物行為的便捷性。參考郭繼輝和王澤榮(2022)的做法，以是否參與過互聯網購物作為便捷機制的代理變量，數字普惠金融發展有利于網購行為普及，使居民的消費行為更加便捷。假說 H2c 得證。數字普惠金融通過數字保險等金融服務降低家庭面臨的不確定性，減少預防性儲蓄，增加流動性資產，緩解流動性約束。參考王小華、馬小珂和何茜(2022)與易行健和周利(2018)的做法，以預防性儲蓄(家庭總收入占總消費支出的比重)和家庭流動性資產(現金、銀行存款、股票等金融資產)作為流動機制的代理變量，數字普惠金融顯著減少居民預防性儲蓄，且顯著增加家庭流動性資產。假說 H2d 得證。

　　(二)數字貿易的調節效應檢驗

　　為驗證數字貿易對普惠金融驅動消費升級過程的調節效應，參考姚戰琪(2021)的做法，基于數字貿易的內涵，構建數字貿易綜合評價指標體系，包含 5 個一級指標、22 個二級指標，采用熵權 TOPSIS 法計算指標值。所得數字貿易綜合指標值越大，數字貿易水平越高。基于數字貿易綜合評價指標，驗證數字貿易的調節效應。分別構建數字普惠金融指數與數字貿易指數、數字貿易指數平方項的交互項，代入模型(1)進行回歸可知，在數字貿易的調節下，數字普惠金融對消費升級的溢出效應仍顯著為正。數字貿易的調節效應只是改變數字普惠金融對消費升級正向溢出效應的大小，并未改變其溢出效應的方向。數字普惠金融指數與數字貿易指數的交互項系數顯著為負，與數字貿易平方項的交互項系數顯著為正。表明隨著數字貿易水平的提升，數字普惠金融對消費升級的驅動效應呈現先降后升的 “U” 型趨勢。

　　當數字貿易水平較低時，數字貿易抑制數字普惠金融對消費升級的驅動效應;當數字貿易上升到一定水平后，數字貿易促進數字普惠金融對消費升級的驅動效應。數字普惠金融對消費升級的影響隨數字貿易水平變化而發生相應動態變化。由此，假說 H3 得證。驗證數字貿易對數字普惠金融中介效應的調節效應，參考陳曉萍和沈偉(2023)對有調節的中介效應的檢驗方法，構建各中介變量與數字貿易指數、數字貿易指數平方項的交互項，對自變量、中介變量、交互項及控制變量進行回歸可知，在數字貿易對中介效應后端的調節下，數字普惠金融對消費升級的溢出效應仍顯著為正。隨著數字貿易水平提高，中介效應同樣呈現 “U” 型趨勢，進一步影響消費升級效應也呈現出 “U”型趨勢。由此，假說 H4 得證。其中家庭總收入和家庭流動性資產的各交互項系數都顯著，可見數字貿易水平對中介效應后端的 “U” 型調節效應主要體現在財富機制和流動機制上。

　　五、結論與啟示

　　消費持續低迷已經成為當前經濟復蘇和結構調整的關鍵制約因素。數字普惠金融快速發展，憑借其包容性和可得性，為驅動消費升級創造了條件。本文從家庭視角對數字普惠金融的消費升級效應進行理論探討與實證檢驗。所得結論有：(1)數字普惠金融主要通過融通機制、財富機制、便捷機制、流動機制驅動消費升級。(2)數字普惠金融對城鎮家庭、西部家庭、青年戶主家庭、高學歷戶主家庭、低收入家庭、中等消費層次家庭的消費升級驅動效應較強。(3)數字貿易通過推動新型基礎設施建設和貿易支撐體系逐漸完善，強化數字技術賦能效應，彌補數字鴻溝;加速發展數字產業化貿易和產業數字化貿易，優化消費市場環境，助力消費市場提質增效，對數字普惠金融驅動消費升級的直接效應和中介效應均產生 “U” 型調節效應。

　　本文的政策含義是：(1)加快數字普惠金融發展，數字普惠金融產品和服務的設計傾向于發展享受型消費領域。重點關注如何提高數字普惠金融流動機制、便捷機制、財富機制，優化其保險、支付、投資和信貸功能，提高居民風險緩沖能力。鼓勵運用智能移動設備支付結算。完善信用風險防控機制。(2)堅持城鎮化建設，破除城鄉分割，縮窄城鄉在硬件保障和信息可及性方面的鴻溝。加強農村數字基建，優化數字基礎設施空間布局。加大宣傳和支持力度，培育數字型人才。普及金融基礎知識，及時傳播金融信息，切實幫助農村居民掌握數字普惠金融基本功能，增強金融素養。(3)加大西部地區數字普惠金融服務力度，制定扶持政策。提高平均受教育水平。簡化數字普惠金融服務流程，提高服務效率，降低交易成本，從而拓寬數字普惠金融覆蓋廣度，延伸金融服務觸角。(4)促進數字貿易全面高質量發展，加大新基建，完善相關法律法規，優化貿易支撐體系。提升數字貿易基礎環境，優化數字貿易結構，提高數字貿易安全系數。只有解決相關配套設施供需矛盾和區域不平衡問題，才能助力數字貿易跨越其對數字普惠金融和消費升級之間關系調節的臨界點，突破發展瓶頸，放大數字普惠金融的正向溢出效應。同時，應加快要素和產品的數字化進程，利用數字技術推動商品優化升級、促進服務提質擴容。促使數字貿易與實體貿易形成融合互補的關系，以數字貿易帶動實體貿易的可持續增長，為消費升級提供長期穩定的發展環境和物質基礎。

祝合良;趙 喬,首都經濟貿易大學經濟學院;北京工業大學經濟管理學院,202405