數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的非線性影響

杜家廷,何 勇,顧謙農(nóng)

(1.重慶師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,中國(guó) 重慶 401331;2.鮑爾州立大學(xué) 米勒商學(xué)院,美國(guó) 印第安納州 47306)

一、引 言

當(dāng)前,國(guó)外新冠肺炎疫情漫延,逆全球化思潮逐步抬頭,大國(guó)博弈日趨激烈。國(guó)內(nèi),中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài),人口紅利逐漸消失,產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)正進(jìn)入關(guān)鍵時(shí)期。面對(duì)復(fù)雜的國(guó)際國(guó)內(nèi)環(huán)境,2020年5月14日中共中央政治局常委會(huì)提出要“充分發(fā)揮國(guó)內(nèi)超大規(guī)模市場(chǎng)優(yōu)勢(shì)和內(nèi)需潛力,構(gòu)建國(guó)內(nèi)國(guó)際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局”。習(xí)近平總書記也多次指出要“推動(dòng)形成以國(guó)內(nèi)大循環(huán)為主體、國(guó)內(nèi)國(guó)際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局”。作為內(nèi)循環(huán)的核心,消費(fèi)內(nèi)需是中國(guó)“雙循環(huán)”戰(zhàn)略的重要推動(dòng)力量。但從現(xiàn)實(shí)來(lái)看,中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)仍處于較低層級(jí)。2020年中國(guó)農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出8 383元,其中發(fā)展型和享受型消費(fèi)人均支出分別為1 519元和1 613元,占比僅為18.120%和19.241%。

數(shù)字普惠金融具有“成本低、速度快、覆蓋廣”的優(yōu)勢(shì)。作為一種新興金融模式,數(shù)字普惠金融克服了傳統(tǒng)金融對(duì)物理網(wǎng)點(diǎn)的依賴,整合了消費(fèi)者的動(dòng)態(tài)行為信息,降低了數(shù)字金融的服務(wù)門檻,可有效提升居民消費(fèi)水平,優(yōu)化消費(fèi)結(jié)構(gòu)。北京大學(xué)編制的數(shù)字普惠金融指數(shù)顯示,近年來(lái)中國(guó)數(shù)字普惠金融實(shí)現(xiàn)了跨越式發(fā)展。2011年中國(guó)數(shù)字普惠金融指數(shù)的中位值為34,到2020年則快速增長(zhǎng)到335,十年間增長(zhǎng)了近10倍。探究數(shù)字普惠金融對(duì)中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響及路徑,對(duì)中國(guó)及時(shí)把握“數(shù)字紅利”,通過擴(kuò)大內(nèi)需促進(jìn)“雙循環(huán)”戰(zhàn)略的順利實(shí)現(xiàn)具有重要意義。

二、文獻(xiàn)綜述與理論假說(shuō)

(一)文獻(xiàn)綜述

從國(guó)內(nèi)外既有研究成果來(lái)看,人們對(duì)數(shù)字普惠金融與消費(fèi)間關(guān)系的研究主要圍繞金融發(fā)展與居民消費(fèi)、數(shù)字普惠金融與居民消費(fèi)、數(shù)字普惠金融與農(nóng)村居民消費(fèi)三個(gè)方面的主題展開,具體表現(xiàn)在:

1.金融發(fā)展對(duì)居民消費(fèi)的影響

McKinnon提出的金融抑制和金融深化理論認(rèn)為,金融抑制會(huì)降低居民消費(fèi),金融深化能有效緩解流動(dòng)性約束,促進(jìn)居民消費(fèi)[1]。Campbell和Mankiw的研究證實(shí)了這一結(jié)論[2]。Barrell和Davis認(rèn)為金融發(fā)展可通過分散金融風(fēng)險(xiǎn)來(lái)發(fā)揮平滑消費(fèi),刺激消費(fèi)增長(zhǎng)的功能[3]。任鑫和葛晶研究發(fā)現(xiàn),金融發(fā)展可通過增加居民收入來(lái)提升城鎮(zhèn)居民消費(fèi)傾向[4]。針對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)問題,樊綱和王小魯認(rèn)為金融發(fā)展會(huì)促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi),金融發(fā)展水平越高,對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的促進(jìn)作用越明顯[5]。此外,部分學(xué)者對(duì)金融發(fā)展與農(nóng)村居民消費(fèi)之間的關(guān)系也存在不同觀點(diǎn)。如王小斌認(rèn)為金融發(fā)展不僅沒有促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi),有時(shí)甚至可能存在抑制作用[6]。

2.數(shù)字普惠金融對(duì)居民消費(fèi)的影響

張勛等研究發(fā)現(xiàn),數(shù)字普惠金融主要通過提升支付的便利性來(lái)促進(jìn)居民消費(fèi)[7]。謝家智和吳靜茹運(yùn)用代際交替模型進(jìn)行研究,結(jié)果發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融可通過緩解信貸約束來(lái)刺激家庭消費(fèi)[8]。易行健和周利的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn),數(shù)字普惠金融可同時(shí)通過緩解流動(dòng)性約束、便利居民支付兩種機(jī)制促進(jìn)居民消費(fèi)[9]。Grossman和Tarazi認(rèn)為除了通過提高支付便捷度來(lái)促進(jìn)居民消費(fèi)外,數(shù)字普惠金融還可通過提供儲(chǔ)蓄和補(bǔ)貼等方式來(lái)刺激居民消費(fèi)[10]。Zeng和Reinartz認(rèn)為數(shù)字普惠金融可通過互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)降低消費(fèi)者的信息搜尋成本、評(píng)估成本與交易成本,打破時(shí)間與地域限制來(lái)改變消費(fèi)者的消費(fèi)行為[11]。江紅莉和蔣鵬程認(rèn)為數(shù)字普惠金融還能通過優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)來(lái)促進(jìn)居民消費(fèi)[12]。

3.數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響

傅秋子和黃益平研究發(fā)現(xiàn),數(shù)字普惠金融能顯著增加農(nóng)村居民的消費(fèi)性信貸需求[13]。崔海燕研究發(fā)現(xiàn),數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的促進(jìn)作用存在“棘輪效應(yīng)”和“示范效應(yīng)”[14]。究其原因,張勛等認(rèn)為數(shù)字普惠金融更貼近那些通常難以享受到金融服務(wù)的低收入和弱勢(shì)群體的需求,這能大幅改善金融服務(wù)的可得性和便利性,刺激農(nóng)村居民的基本消費(fèi)需求[7]?？拙S漢和李愛喜從理論上分析了數(shù)字普惠金融發(fā)展對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的直接與間接影響,結(jié)果發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融與農(nóng)村居民消費(fèi)在短期內(nèi)存在顯著的線性關(guān)系[15]。此外,呂雁琴和趙斌研究發(fā)現(xiàn),相較城市居民來(lái)說(shuō),數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的促進(jìn)作用更大,數(shù)字普惠金融是中國(guó)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距縮小的重要原因[16]。

既有成果科學(xué)的研究方法、豐富的研究思路和嚴(yán)謹(jǐn)?shù)难芯拷Y(jié)論對(duì)本研究提供了重要借鑒。但與此同時(shí)應(yīng)看到,既有研究成果更多聚焦于數(shù)字普惠金融對(duì)居民消費(fèi)量的影響,有關(guān)數(shù)字普惠金融對(duì)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響,尤其是對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響關(guān)注尚少。鑒于此,本文利用北京大學(xué)編制的數(shù)字普惠金融指數(shù),采用門檻效應(yīng)和中介效應(yīng)模型實(shí)證考察數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的非線性影響。其邊際貢獻(xiàn)在于:一是基于非線性關(guān)系視角分析數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響,更好地揭示了數(shù)字普惠金融影響農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的內(nèi)在機(jī)理與路徑。二是聚焦農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)問題,為中國(guó)“雙循環(huán)”發(fā)展戰(zhàn)略的順利實(shí)施拓展政策新思路。

(二)理論假說(shuō)

數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響是多維的。從直接影響效應(yīng)來(lái)看,依靠現(xiàn)代數(shù)字通信技術(shù),數(shù)字普惠金融不僅可突破地理距離帶來(lái)的高成本和信息不對(duì)稱問題,緩解農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)所面臨的流動(dòng)性約束;而且可為農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)提供更加便利的支付環(huán)境,增強(qiáng)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的意愿。從間接影響效應(yīng)來(lái)看,依靠流動(dòng)性約束緩解功能,數(shù)字普惠金融可通過促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展,從供給端為農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)提供更加豐富的消費(fèi)產(chǎn)品。同時(shí),數(shù)字普惠金融也可通過激勵(lì)農(nóng)村居民從事投資創(chuàng)業(yè)活動(dòng)來(lái)增加經(jīng)營(yíng)性收入,從需求端增強(qiáng)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的能力[7]。為此提出假說(shuō)H1和假說(shuō)H2。

H1:數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有直接促進(jìn)作用;

H2:數(shù)字普惠金融可通過區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展和經(jīng)營(yíng)性收入增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)產(chǎn)生間接促進(jìn)作用。

作為數(shù)字技術(shù)與普惠金融的結(jié)合,數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響可能存在非線性特征。究其原因,一是數(shù)字普惠金融所使用的數(shù)據(jù)等生產(chǎn)要素具有規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。當(dāng)數(shù)字普惠金融發(fā)展水平超過某個(gè)閾值,其金融產(chǎn)品和服務(wù)的邊際成本趨近于0,即對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的促進(jìn)作用表現(xiàn)為邊際遞增趨勢(shì)。二是與傳統(tǒng)金融相似,數(shù)字普惠金融也存在適度和過度匹配問題。當(dāng)數(shù)字普惠金融匹配度超過某一閾值后,其對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的促進(jìn)效應(yīng)也可能存在邊際遞減趨勢(shì)。三是數(shù)字普惠金融與技術(shù)和網(wǎng)絡(luò)等風(fēng)險(xiǎn)相互疊加容易滋生新型風(fēng)險(xiǎn)。當(dāng)該類風(fēng)險(xiǎn)集聚水平超過某個(gè)閾值后,可能會(huì)對(duì)數(shù)字普惠金融的消費(fèi)促進(jìn)功能產(chǎn)生不確定性影響。為此提出假說(shuō)H3。

H3:數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)存在非線性影響。

中國(guó)農(nóng)村幅員遼闊,自然環(huán)境條件、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和信息化程度等資源稟賦往往不同,再加上在不同的農(nóng)村地區(qū),人們對(duì)數(shù)字普惠金融的關(guān)注度不同,因此不同農(nóng)村地區(qū)的數(shù)字普惠金融發(fā)展往往存在較大差異。如郭鋒等研究發(fā)現(xiàn),中國(guó)數(shù)字普惠金融發(fā)展具有很強(qiáng)的空間異質(zhì)性[17],孫玉環(huán)等研究發(fā)現(xiàn),中國(guó)數(shù)字普惠金融在空間上存在顯著的非均衡性,整體上呈由東至西逐步遞減的發(fā)展趨勢(shì)[18]?；谶@種差異性的存在,數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響也可能存在區(qū)域異質(zhì)性,為此提出假說(shuō)H4。

H4:數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響存在區(qū)域異質(zhì)性。

三、模型構(gòu)建與變量選取

(一)模型構(gòu)建

為了揭示數(shù)字普惠金融與農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間可能存在的非線性關(guān)系,采用Hansen的面板門檻效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證研究[19],其單一門檻、雙重門檻和多重門檻模型如公式(1)～(3)所示。

Consumeit=δ+β1Indexit×I(qit≤γ)+β2Indexit×I(qit>γ)+αControlsit+εit

(1)

Consumeit=δ+β1Indexit×I(qit≤γ1)+β2Indexit×I(γ1γ2)+

αControlsit+εit

(2)

Consumeit=δ+β1Indexit×I(qit≤γ1)+β2Indexit×I(γ1γn)+

αControlsit+εit

(3)

上式中,Consume為被解釋變量農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí);Index為關(guān)鍵解釋變量數(shù)字普惠金融,q為門限變量,γ為門檻值,I(·)為指示函數(shù);Controls為控制變量,包括農(nóng)村少兒撫養(yǎng)比、農(nóng)村老年撫養(yǎng)比、農(nóng)村居民受教育程度、社保支出水平、醫(yī)療支出水平、政府行為、農(nóng)村居民收入水平、城鎮(zhèn)化水平、對(duì)外開放度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、基礎(chǔ)設(shè)施;i表示省份,t表示年份,ε為殘差項(xiàng)。

(二)變量設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)選取

基于數(shù)據(jù)可得性,本文選取2011—2020年中國(guó)31個(gè)省份(除港澳臺(tái)外)的省級(jí)面板數(shù)據(jù)樣本作為考察對(duì)象。其中數(shù)字普惠金融數(shù)據(jù)來(lái)源于《北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)(2011—2020年)》,其他指標(biāo)數(shù)據(jù)分別來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站、各地歷年統(tǒng)計(jì)年鑒和中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù),以下是相關(guān)變量的具體構(gòu)成及說(shuō)明。

1.被解釋變量

農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)(Consume):根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的定義,農(nóng)村居民消費(fèi)由生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)和享受型消費(fèi)三種類型構(gòu)成。其中生存型消費(fèi)包括食物、衣著和居住消費(fèi),發(fā)展型消費(fèi)包括家庭設(shè)備和交通通信消費(fèi),享受型消費(fèi)包括教育、文化、娛樂和醫(yī)療保健消費(fèi)等。借鑒李曉楠等的做法[20],這里采用發(fā)展型消費(fèi)和享受型消費(fèi)占農(nóng)村居民總消費(fèi)的比值來(lái)表示。

2.門檻變量和關(guān)鍵解釋變量

數(shù)字普惠金融(Index):這里以北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心測(cè)算的數(shù)字普惠金融指數(shù)代表。該指數(shù)包括覆蓋廣度(Wide)、使用深度(Depth)、數(shù)字化程度(Digital)三個(gè)維度。其中,覆蓋廣度反映的是數(shù)字普惠金融覆蓋人群狀況,使用深度反映的是實(shí)際使用互聯(lián)網(wǎng)金融服務(wù)的頻率,數(shù)字化程度考察的是數(shù)字金融服務(wù)的便利性和效率。

3.控制變量

農(nóng)村居民撫養(yǎng)比:生命周期理論認(rèn)為,人口年齡結(jié)構(gòu)是影響居民消費(fèi)的重要因素。借鑒楊汝岱等的做法[21],分別用農(nóng)村少兒撫養(yǎng)比(Youth)和老年撫養(yǎng)比(Older)兩個(gè)指標(biāo)來(lái)測(cè)度農(nóng)村居民撫養(yǎng)比。其中少兒撫養(yǎng)比用0～14歲兒童人口數(shù)與15～64歲人口數(shù)的比值來(lái)衡量,老年撫養(yǎng)比用65歲及以上老年人口與15～64歲人口數(shù)的比值來(lái)衡量。

農(nóng)村居民受教育程度(Edu):根據(jù)舒爾茨的人力資本理論,受教育程度越高的消費(fèi)者擁有的人力資本越高,收入和消費(fèi)水平往往也越高。參照國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的測(cè)算方法,這里的農(nóng)村居民人均受教育年限=(小學(xué)受教育人數(shù)×6+初中受教育人數(shù)×9+高中受教育人數(shù)×12+大專及以上受教育人數(shù)×16)/6歲及以上人口總數(shù)。

社保及醫(yī)療支出水平:養(yǎng)老和醫(yī)療等社會(huì)保障會(huì)降低居民消費(fèi)所面臨的不確定性因素影響,通過擠入效應(yīng)促進(jìn)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)。同時(shí),社會(huì)保障也可能會(huì)提升居民退休欲望,通過擠出效應(yīng)抑制居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)[22]。這里分別用政府財(cái)政支出中的社保支出占比和醫(yī)療支出占比來(lái)表示社保支出水平(Insure)和醫(yī)療支出水平(Medical)。

農(nóng)村居民收入(Income):無(wú)論是絕對(duì)收入假說(shuō)還是相對(duì)收入假說(shuō)均證明收入是影響居民消費(fèi)的重要因素?？紤]到消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)主要測(cè)度的是發(fā)展型和享受型消費(fèi)在總消費(fèi)中的占比,而可支配收入是影響居民發(fā)展型和享受型消費(fèi)的主要因素,這里用農(nóng)村居民人均可支配收入來(lái)表示。

政府行為(Gov):新凱恩斯主義認(rèn)為居民消費(fèi)存在“拇指規(guī)則”,財(cái)政支出增加會(huì)促進(jìn)居民消費(fèi)水平提升。而“負(fù)財(cái)富效應(yīng)”論認(rèn)為財(cái)政支出是以稅收為基礎(chǔ),財(cái)政支出增加會(huì)抑制居民消費(fèi)能力[23]。借鑒大多數(shù)學(xué)者的做法,這里用政府財(cái)政支出與GDP的比值來(lái)測(cè)度。

此外,借鑒易行健和周利的做法[9],這里還選取了影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的部分重要因素作為控制變量。包括:(1)城鎮(zhèn)化水平(Urbn),用城鎮(zhèn)常住人口占地區(qū)總?cè)丝诘谋戎貋?lái)表示;(2)對(duì)外開放度(Open),用進(jìn)出口總額與GDP的比值來(lái)衡量;(3)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(Open),用第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重表示;(4)基礎(chǔ)設(shè)施(Road),用公路和鐵路的總里程來(lái)衡量。

(三)變量的描述性分析

各變量的具體構(gòu)成及特征值如表1所示,其中所有相對(duì)量指標(biāo)的單位均為%。由表1可見,被解釋變量的均值為37.346%,最大值為48.931%,最小值為20.543%,樣本標(biāo)準(zhǔn)差為5.428%。這說(shuō)明中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)層次不高,各省份間農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)水平較為均衡。從關(guān)鍵解釋變量及其構(gòu)成維度來(lái)看,其最大值與最小值間的差距以及樣本標(biāo)準(zhǔn)差的絕對(duì)值都非常大,說(shuō)明中國(guó)各省份間數(shù)字普惠金融及其構(gòu)成維度的發(fā)展極不均衡。其中發(fā)展水平最高的是數(shù)字化程度指數(shù),其均值為290.142;發(fā)展水平最低的是覆蓋廣度指數(shù),其均值僅為196.670。

表1 變量構(gòu)成及特征值

四、實(shí)證檢驗(yàn)及結(jié)果分析

(一)基準(zhǔn)模型回歸

根據(jù)門檻效應(yīng)模型的檢驗(yàn)思路,首先判斷是否存在門檻效應(yīng)和門檻值的數(shù)量。對(duì)于單一門檻模型,門檻效應(yīng)檢驗(yàn)的原假設(shè)為H0:A1=A2。若原假設(shè)成立,門檻效應(yīng)不存在。若拒絕原假設(shè),即A1≠A2,則存在單一門檻效應(yīng)。如存在單一門檻效應(yīng),就以此為基礎(chǔ)檢驗(yàn)雙重門檻效應(yīng)的顯著性和置信區(qū)間。若檢驗(yàn)沒有通過,則不拒絕原假設(shè),接受單一門檻假設(shè)。若拒絕原假設(shè),則存在雙重門檻效應(yīng)。三重門檻效應(yīng)檢驗(yàn)方法可依此類推。按照這一思路,使用Stata16.1軟件對(duì)基準(zhǔn)回歸模型進(jìn)行檢驗(yàn),通過300次Bootstrap自抽樣估計(jì)得到95%顯著度水平下的F統(tǒng)計(jì)量和P值,結(jié)果發(fā)現(xiàn)存在單一門檻,不存在雙重門檻和多重門檻情形,具體如表2所示。

表2 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

在確定門檻數(shù)量后,進(jìn)一步運(yùn)用極大似然函數(shù)對(duì)門檻值進(jìn)行搜索,可知其單一門檻估計(jì)值為147.710,落在95%置信水平的置信區(qū)間[146.360,148.370]之內(nèi),通過有效性檢驗(yàn)。同時(shí)可得到基準(zhǔn)回歸模型的估計(jì)結(jié)果,具體如表3所示。由表3可見,無(wú)論是在門檻低值區(qū)還是高值區(qū),數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響系數(shù)均為正且在1%水平上均顯著。說(shuō)明數(shù)字普惠金融依靠自身高效率、低成本、包容發(fā)展等屬性對(duì)中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)起到了顯著促進(jìn)作用,假說(shuō)H1成立。此外,數(shù)字普惠金融在門檻高值區(qū)的影響系數(shù)0.046高于門檻低值區(qū)的影響系數(shù)0.028。這說(shuō)明數(shù)字普惠金融發(fā)展水平越高,其對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的促進(jìn)作用越強(qiáng),呈現(xiàn)為邊際效應(yīng)遞增的非線性影響特征,假說(shuō)H3成立。

表3 基準(zhǔn)門檻效應(yīng)模型回歸結(jié)果

從控制變量來(lái)看,農(nóng)村居民受教育程度、社保支出、城鎮(zhèn)化水平、對(duì)外開放度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等變量的估計(jì)參數(shù)均為正,對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有促進(jìn)作用,與理論預(yù)期基本一致。其中城鎮(zhèn)化水平、對(duì)外開放度和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的參數(shù)是顯著的。農(nóng)村少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比的估計(jì)參數(shù)為負(fù),對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有抑制作用,這與生命周期理論的基本觀點(diǎn)一致。醫(yī)療支出變量的估計(jì)參數(shù)為負(fù),對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)存在擠出效應(yīng)。此外,政府財(cái)政支出對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)也具有抑制作用。這可能是由于中國(guó)農(nóng)村居民與西方國(guó)家的農(nóng)業(yè)工人不同,政府財(cái)政支出所帶來(lái)的反周期工資溢價(jià)對(duì)中國(guó)農(nóng)村居民的工作時(shí)間和消費(fèi)并無(wú)顯著影響?？傮w上看,醫(yī)療支出和政府財(cái)政支出行為對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響均不顯著。

需要特別說(shuō)明的是,估計(jì)結(jié)果中農(nóng)村人均收入指標(biāo)的參數(shù)為負(fù)且在1%水平上顯著,出現(xiàn)了與理論預(yù)期相反的結(jié)果。原因可能是近年來(lái)中國(guó)房地產(chǎn)業(yè)高速發(fā)展,農(nóng)村居民收入提高后將更多收入用于購(gòu)買城市住房這種生存型消費(fèi)所致,這一定程度上說(shuō)明房地產(chǎn)業(yè)過度發(fā)展對(duì)中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有擠出效應(yīng)。

(二)異質(zhì)性檢驗(yàn)

1.數(shù)字普惠金融不同維度對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響

考慮到數(shù)字普惠金融不同維度對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響可能存在異質(zhì)性,以數(shù)字普惠金融的三個(gè)構(gòu)成維度,即數(shù)字普惠金融覆蓋廣度、使用深度和數(shù)字化程度為門檻變量進(jìn)行檢驗(yàn),結(jié)果顯示數(shù)字普惠金融使用深度對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響存在單一門檻,數(shù)字普惠金融覆蓋廣度和數(shù)字化程度對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響存在雙重門檻。為此,分別基于單一門檻和雙重門檻效應(yīng)模型考察數(shù)字普惠金融覆蓋廣度、使用深度、數(shù)字化程度對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響,結(jié)果如表4中的模型(1)～(3)所示。

表4 不同維度數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

從數(shù)字普惠金融覆蓋廣度來(lái)看,其在門檻低值區(qū)、中值區(qū)和高值區(qū)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響系數(shù)分別為0.041、0.058和0.053,且均在1%水平上顯著,門檻中值區(qū)的影響系數(shù)最大。其整體影響路徑呈“倒S型”,即隨著數(shù)字普惠金融覆蓋廣度的提升,對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的促進(jìn)作用會(huì)經(jīng)歷一個(gè)由小到大再到小的過程。說(shuō)明數(shù)字普惠金融覆蓋廣度超過某一閾值后,對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的促進(jìn)作用會(huì)出現(xiàn)邊際遞減現(xiàn)象。從數(shù)字普惠金融數(shù)字化程度來(lái)看,其在門檻低值區(qū)、中值區(qū)和高值區(qū)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響系數(shù)分別為0.009、0.017和0.013,且均在1%水平上顯著,門檻中值區(qū)的影響系數(shù)最大,其影響路徑在整體上仍呈現(xiàn)“倒S型”。從數(shù)字普惠金融使用深度來(lái)看,其在低值區(qū)和高值區(qū)的影響系數(shù)分別為0.012和0.005,但僅有低值區(qū)的影響系數(shù)在5%水平上顯著,這可能與中國(guó)數(shù)字普惠金融使用深度不夠有關(guān)。由此可見,數(shù)字普惠金融不同維度對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響存在異質(zhì)性。

2.區(qū)域異質(zhì)性檢驗(yàn)

中國(guó)農(nóng)村幅員遼闊,無(wú)論是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)還是居民消費(fèi)總量均存在較大差異,數(shù)字普惠金融對(duì)不同區(qū)域農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響可能存在異質(zhì)性。從經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平來(lái)看,中國(guó)東部農(nóng)村地區(qū)比中西部農(nóng)村地區(qū)整體水平更高。為此:首先,將樣本劃分為東部和中西部地區(qū)兩個(gè)子樣本;其次,根據(jù)考察期間各省份農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)均值大小,將考察對(duì)象分為消費(fèi)結(jié)構(gòu)高水平區(qū)和低水平區(qū)兩個(gè)子樣本;再次,根據(jù)考察期間各省份農(nóng)村地區(qū)零售總額均值大小,將樣本分為高零售總額區(qū)和低零售總額區(qū)兩個(gè)子樣本;最后,以此為基礎(chǔ),運(yùn)用門檻效應(yīng)模型對(duì)各子樣本進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)。如結(jié)果顯示不存在門檻效應(yīng),則采用普通面板固定效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn),結(jié)果如表5中的模型(4)～(9)所示。

表5 區(qū)域異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

從東部和中西部地區(qū)的擬合模型(4)～(5)來(lái)看,東部地區(qū)數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有正向促進(jìn)作用,其影響系數(shù)為0.032且在1%水平上顯著,并不存在門檻效應(yīng)。中西部地區(qū)數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響存在雙重門檻,門檻低值區(qū)、中值區(qū)和高值區(qū)的影響系數(shù)分別為0.001、0.025、0.016,只有中值區(qū)的影響系數(shù)在1%水平上顯著。從農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)水平高低兩個(gè)子樣本的擬合模型(6)～(7)來(lái)看,消費(fèi)結(jié)構(gòu)高水平區(qū)數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響具有雙重門檻,門檻低值區(qū)、中值區(qū)和高值區(qū)的影響系數(shù)分別為0.027、0.040和0.034并均在1%水平上顯著。消費(fèi)結(jié)構(gòu)低水平區(qū)數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響存在單一門檻,門檻低值區(qū)和高值區(qū)的影響系數(shù)分別為0.008和0.032,但只有門檻高值區(qū)的影響系數(shù)在1%水平上顯著。從農(nóng)村消費(fèi)零售額高低兩個(gè)子樣本的擬合模型(8)～(9)來(lái)看,在高零售總額區(qū)數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響具有單一門檻,門檻低值區(qū)和高值區(qū)的影響系數(shù)分別為0.035和0.051且均在1%水平上顯著。低零售總額區(qū)數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響存在雙重門檻,門檻低值區(qū)、中值區(qū)和高值區(qū)的影響系數(shù)分別為-0.007、0.019和0.011,只有中值區(qū)的影響系數(shù)在10%水平上顯著。

由此可見,除低零售總額區(qū)的門檻低值區(qū)外,數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響系數(shù)均為正,即對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有正向促進(jìn)作用。但同時(shí)應(yīng)看到,在不同區(qū)域,數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的促進(jìn)作用存在顯著異質(zhì)性。具體表現(xiàn)在:東部農(nóng)村地區(qū)不存在門檻效應(yīng),這或許與該地區(qū)金融較為發(fā)達(dá),農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)所面臨的信貸約束水平較低有關(guān)。在中西部農(nóng)村地區(qū),消費(fèi)結(jié)構(gòu)高水平區(qū)和低零售總額區(qū),數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響均存在雙重門檻,且影響路徑均呈“倒S型”。在消費(fèi)結(jié)構(gòu)低水平區(qū)和高零售總額區(qū),數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響則存在單一門檻,且門檻高值區(qū)的影響系數(shù)比門檻低值區(qū)大,即數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的促進(jìn)作用具有邊際遞增特征。因此,假說(shuō)H4得以驗(yàn)證。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性檢驗(yàn)

考慮到數(shù)字普惠金融在促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的同時(shí),農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)所引起的消費(fèi)習(xí)慣改變等因素可能對(duì)數(shù)字普惠金融產(chǎn)生反向作用,進(jìn)而引起內(nèi)生性問題。為此,借鑒邱晗等的做法[24],以互聯(lián)網(wǎng)寬帶普及率和移動(dòng)電話擁有量作為數(shù)字普惠金融的工具變量,采用工具變量?jī)呻A段最小二乘估計(jì)法(IV-2SLS)進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。結(jié)果如表6中模型(7)所示,數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響系數(shù)為0.089且在1%水平上顯著,對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有顯著促進(jìn)作用,與基準(zhǔn)回歸模型的結(jié)論一致。同時(shí)Sargan檢驗(yàn)的P值均大于0.1,說(shuō)明工具變量的選取是有效的,不存在過度識(shí)別問題,這里的IV-2SLS估計(jì)具有較高可信度。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

2.轉(zhuǎn)換估計(jì)方法

分別運(yùn)用普通面板固定效應(yīng)模型、差分GMM和系統(tǒng)GMM模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn),結(jié)果如表6中模型(8)～(10)所示。由普通面板固定效應(yīng)模型(8)的回歸結(jié)果可見,數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響系數(shù)為0.045并在1%水平上顯著。由差分GMM模型(9)和系統(tǒng)GMM模型(10)的回歸結(jié)果可見,數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有顯著正向促進(jìn)作用,與基準(zhǔn)回歸模型的檢驗(yàn)結(jié)果仍保持一致。

3.替換變量檢驗(yàn)

考慮到農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)既表現(xiàn)為發(fā)展型消費(fèi)和享受型消費(fèi)之和在農(nóng)村居民總消費(fèi)中所占比重的提升,也表現(xiàn)為發(fā)展型消費(fèi)與享受型消費(fèi)之和對(duì)生存型消費(fèi)相對(duì)占比的提升,以及發(fā)展型消費(fèi)和享受型消費(fèi)總量的增長(zhǎng)。這里分別用農(nóng)村居民(發(fā)展型消費(fèi)+享受型消費(fèi))/生存型消費(fèi),以及發(fā)展型消費(fèi)與享受型消費(fèi)之和的對(duì)數(shù)來(lái)代替被解釋變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。結(jié)果如表6中模型(11)～(12)所示,數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)均有促進(jìn)作用。模型(12)存在單一門檻且門檻高值區(qū)的促進(jìn)作用更大,與基準(zhǔn)回歸模型的檢驗(yàn)結(jié)果一致。

4.改變樣本檢驗(yàn)

一是縮減樣本時(shí)間長(zhǎng)度,分別用2014—2020年和2015—2020年的樣本進(jìn)行檢驗(yàn)。二是縮減樣本數(shù)量,采用不可重復(fù)隨機(jī)抽樣,分別抽取其中80%和70%的個(gè)體樣本進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果顯示數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)均存在顯著正向促進(jìn)作用,且這種影響作用均呈現(xiàn)為單一門檻或雙重門檻的非線性特征?；谄?這里只展示了時(shí)間年份為2014—2020年的樣本檢驗(yàn)結(jié)果和樣本數(shù)量為80%的抽樣檢驗(yàn)結(jié)果,具體如表6中模型(13)～(14)所示。

五、影響機(jī)制分析

為了考察數(shù)字普惠金融影響農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的內(nèi)在作用機(jī)制,借鑒張勛等的思想[7],選取農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展(Agric)和農(nóng)村居民經(jīng)營(yíng)性收入(Business)作為中介變量構(gòu)建如下中介效應(yīng)模型進(jìn)行研究,其中農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展用農(nóng)林牧漁總產(chǎn)值來(lái)表示。

(4)

(5)

(6)

式(4)～(6)中,Consume為被解釋變量農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí),Index為關(guān)鍵解釋變量數(shù)字普惠金融,Mediate為中介變量,包括農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)村居民經(jīng)營(yíng)性收入。Controls為控制變量,包括農(nóng)村少兒撫養(yǎng)比、農(nóng)村老年撫養(yǎng)比、農(nóng)村居民受教育程度、社保支出水平、醫(yī)療支出水平、政府行為、農(nóng)村居民收入水平、城鎮(zhèn)化水平、對(duì)外開放度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、基礎(chǔ)設(shè)施。i表示省份,t表示年份,ε為殘差項(xiàng)。

以該中介效應(yīng)模型為基礎(chǔ),運(yùn)用Stata16.1軟件中的Sgmediation命令對(duì)數(shù)字普惠金融影響農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的內(nèi)在機(jī)制進(jìn)行Sobel檢驗(yàn),結(jié)果如表7所示。由表7可見,當(dāng)中介變量為農(nóng)村居民經(jīng)營(yíng)性收入時(shí),數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)分別為0.031、0.002、0.033。其中直接效應(yīng)和總效應(yīng)在1%水平上顯著,中介效應(yīng)系數(shù)為正但并不顯著。究其原因,可能是因?yàn)橥顿Y創(chuàng)業(yè)活動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)較高,需要較高的知識(shí)和技能予以支撐。數(shù)字普惠金融雖能緩解農(nóng)村居民創(chuàng)業(yè)過程中的信貸約束問題,但并不能有效改變農(nóng)村居民知識(shí)能力不足、風(fēng)險(xiǎn)承受力低、投資創(chuàng)業(yè)意愿不強(qiáng)的問題。當(dāng)中介變量為農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)時(shí),數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)分別為0.031、0.002、0.033。其中直接效應(yīng)和總效應(yīng)在1%水平上顯著,間接效應(yīng)在5%水平上顯著,即農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響過程中具有顯著的中介傳導(dǎo)作用。

表7 中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

為保證中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性,進(jìn)一步采用Bootstrap法進(jìn)行檢驗(yàn),結(jié)果如表8所示。Bootstrap法是一種非參數(shù)估計(jì)法,當(dāng)置信區(qū)間不包含0時(shí),說(shuō)明中介效應(yīng)顯著。由表8可見,當(dāng)中介變量為農(nóng)村居民經(jīng)營(yíng)性收入時(shí),95%顯著度水平上的置信區(qū)間包含0,中介效應(yīng)不顯著。當(dāng)中介變量為農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展時(shí),95%顯著度水平上的置信區(qū)間不包括0,中介效應(yīng)顯著,與Sobel檢驗(yàn)結(jié)果一致。由此可見,數(shù)字普惠金融可通過農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展和農(nóng)村居民經(jīng)營(yíng)性收入兩條中介路徑來(lái)促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí),但僅有農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展這一中介路徑是顯著的,假說(shuō)H2得以驗(yàn)證。

表8 Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果

六、結(jié)論與對(duì)策建議

基于中國(guó)2011—2020年的省級(jí)面板數(shù)據(jù),運(yùn)用面板門檻效應(yīng)和中介效應(yīng)模型對(duì)數(shù)字普惠金融與農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間的關(guān)系進(jìn)行研究。結(jié)果發(fā)現(xiàn):(1)從整體上看,數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響存在單一門檻。無(wú)論是門檻低值區(qū)還是高值區(qū),數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)均具有顯著正向促進(jìn)作用,且這種促進(jìn)作用具有邊際遞增的非線性特征。(2)從不同維度看,中國(guó)數(shù)字普惠金融的三個(gè)構(gòu)成維度對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)也均具有正向促進(jìn)作用。其中覆蓋廣度和數(shù)字化程度對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響存在雙重門檻,其作用路徑呈“倒S型”;使用深度對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響存在單一門檻,僅有門檻低值區(qū)的促進(jìn)作用是顯著的。(3)從區(qū)域異質(zhì)性看,除低零售總額區(qū)的門檻低值區(qū)外,數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)均具有正向促進(jìn)作用。其中東部地區(qū)不存在門檻效應(yīng);中西部農(nóng)村地區(qū)、消費(fèi)結(jié)構(gòu)高水平區(qū)和低零售總額區(qū)存在雙重門檻,其影響路徑也均呈“倒S型”;消費(fèi)結(jié)構(gòu)低水平區(qū)和高零售總額區(qū)存在單一門檻,數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的促進(jìn)作用具有邊際遞增效應(yīng)。(4)從作用機(jī)制來(lái)看,數(shù)字普惠金融主要通過農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和農(nóng)村居民經(jīng)營(yíng)性收入增長(zhǎng)對(duì)中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)產(chǎn)生正向促進(jìn)作用,但僅有農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的中介效應(yīng)是顯著的。

基于此,本文提出以下對(duì)策建議:(1)夯實(shí)農(nóng)村數(shù)字普惠金融基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。通過不斷夯實(shí)軟硬件基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),大力推進(jìn)中國(guó)農(nóng)村地區(qū)數(shù)字普惠金融發(fā)展,為中國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)順利升級(jí)創(chuàng)造堅(jiān)實(shí)的物質(zhì)條件。(2)提升農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)能力和意愿。在給予數(shù)字普惠金融支持的同時(shí),要加強(qiáng)農(nóng)村居民投資創(chuàng)業(yè)的知識(shí)技能培訓(xùn),通過投資創(chuàng)業(yè)能力的增強(qiáng)和經(jīng)營(yíng)性收入的增加,不斷提升農(nóng)村居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)能力。要大力支持農(nóng)林牧漁業(yè)發(fā)展,不斷壯大農(nóng)村經(jīng)濟(jì),為農(nóng)村消費(fèi)市場(chǎng)提供更多高質(zhì)量產(chǎn)品與服務(wù),不斷提升農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)意愿。(3)實(shí)施農(nóng)村數(shù)字普惠金融差異化發(fā)展策略。在大力發(fā)展數(shù)字普惠金融的同時(shí),要重視數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)的異質(zhì)性影響?？紤]到可能存在的“倒S型”路徑特征,要注意數(shù)字普惠金融覆蓋廣度和數(shù)字化程度的適度性,以及中西部地區(qū)、消費(fèi)結(jié)構(gòu)高水平區(qū)和低零售總額區(qū)數(shù)字普惠金融的適度規(guī)模發(fā)展。