数字金融能缓和社会主要矛盾吗?∗——消费不平等的视角

张海洋 韩 晓

(对外经济贸易大学金融学院 北京 100029)

一、引 言

改革开放以来，我国经济快速增长，居民生活水平不断提高，但各地区经济发展的速度和各阶层收入增长的速度并不一致，使得居民收入和财富的差距长期保持在较高水平。国家统计局发布的《中国住户调查年鉴》 披露，2003—2018 年中国居民收入基尼系数为0.46—0.49；西南财经大学在《中国家庭收入不平等报告》 中测算出2010 年中国家庭收入基尼系数为0.61；北京大学《中国民生发展报告2014》 测算得出2012 年中国家庭净财产基尼系数为0.73。这些不同来源和方法的测算结果均反映出在我国经济社会中存在较高程度的不平等问题。十九大报告指出，我国社会的主要矛盾已经转变为人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾。发展不平衡既表现在地区之间发展的不平衡，也表现在区域内部不同阶层家庭收入的不均等及由此带来的消费水平不平等。作为金融领域近年来的重要创新，数字金融能够缓和这一矛盾吗? 实现“美好生活” 的基础是提升消费水平，因此本文从消费不平等入手，研究地区数字金融发展是否能够降低区域内消费不平等，是否能够减缓不同收入群体之间和城乡之间的消费不平等，从而有助于缓和社会主要矛盾。

缓解消费不平等问题需要提升资源配置的均衡性，尤其是获取金融服务的均等性。传统金融在为低收入群体服务上存在诸多掣肘，对“长尾人群” 的金融排斥会加大群体之间的不平等程度。互联网技术的进步促进了金融体系的优化与普惠功能的实现(宋晓玲和侯金辰，2017)，科技平台、大数据和云计算等创新性数字技术深刻改变了人类生产生活方式，以第三方支付、网络借贷和互联网理财等为代表的数字金融服务逐渐普及，使得弱势群体能以低成本、高效率进入金融体系，进行消费和投资等活动。

数字金融的深度发展能否在提振经济的同时促进公平? 且数字经济可以通过何种渠道减缓消费不平等? 经济理论中的“持久收入假说” (permanent income hypothesis) 认为，追求效用最大化的消费者在生命周期中每个时点的消费都应由其持久收入决定，并且在不同时期需要“平滑消费” 以提升自己的效用。若这一假说成立，则不同人群之间的消费差距仅仅取决于“持久收入” 的差距，数字金融对缓解收入差距带来的矛盾不会有所贡献。但该假说建立在“无摩擦” 的经济假设之上，有两个现实约束使消费差距偏离收入差距:第一，消费决策会受到金融约束，有的人在参与金融市场活动时会受到金融抑制或“现金先行” 的约束(Clower，1967)，无法在生命周期内进行有效的平滑消费；第二，消费决策会受到“自然约束” (包括时间、身体承受能力、储物空间等方面)。Becker (1976) 认为个体的消费行为在不同情景下面临的约束条件有较大差异，而时间的有限性是消费行为的最根本约束。在网络时代消费者的服务消费行为面临的“真约束” 就是时间(江小涓，2018)。在家庭持久收入不变的情况下，数字金融对消费的作用主要体现在缓解金融约束上，但同时数字金融使得支付更加便捷，节约了消费时间，也可能在一定程度上缓解自然约束。中等收入阶层和低收入阶层的金融约束一般强于高收入阶层，而数字金融的发展可以缓解中低收入阶层人群的金融约束，减小不同收入阶层的消费差距，从而促进消费。

不患寡而患不均，社会不平等相关问题不仅是公众关注的焦点也是学术研究中的重要问题之一。适当的经济差距可以调动生产积极性，但分配过度扭曲会引发社会矛盾。在收入差距短期内难以得到有效缓解、传统金融体系不完善导致部分群体受到金融抑制的情况下，如何通过新技术、新手段优化资源配置，增加低收入群体的“获得感”，缓解人民日益增长的美好生活需要和不平衡发展之间的矛盾，使社会成员平等共享经济发展成果，是当前经济工作的重点目标之一。在此背景下探讨我国消费不平等问题以及数字金融的作用机制，具有较强的应用价值和学术价值。

综上所述，本文可能的贡献在于:第一，结合数字普惠金融指数和中国家庭追踪调查数据，从金融约束和自然约束的角度分析数字金融对消费不平等的影响，对两者关系及内在机制进行深入探讨，丰富了相关领域研究。第二，大多关于消费不平等问题的现有研究集中于城乡消费差距，本文将消费不平等作为社会不平等的度量，测算了地区消费基尼系数、泰尔指数和分位数之比，并且对消费不平等进行要素分解和组群分解，以期全面衡量居民福利水平差异。第三，本文在拓宽研究范围的同时深化了研究的政策内涵。实证研究发现，我国的数字普惠金融能通过缓解金融约束减小地区内部的消费差距，包括群体之间和城乡之间的差距。其作用机制包括便利消费(数字支付)、助力消费平滑(数字信贷)、降低预防性储蓄动机(数字保险)，但这些效应在教育水平更高、经济发展中等、互联网用户基础更好的地区更明显。本文的政策含义在于:数字金融可以为缓和社会主要矛盾、推动共同富裕做出积极贡献，但同时应注意数字金融作用的局限性，这与地区的经济发展水平、信息基础建设和居民的数字金融素养等因素有关。

二、文献综述

(一) 消费不平等

收入、财富和消费不平等都是经济不平等的重要组成部分，而消费不平等在衡量居民真实福利不平等时更有优势。经济理论的基本假设之一即人们的效用来自对商品和服务的消费，而非货币收入和财富本身，因此消费不平等被认为是更本质的经济问题(Meyer 和Sullivan，2003)。陈志武(2018) 指出，守住消费差距是保持社会稳定发展的关键，技术的进步会缩小不同阶层在消费机会上的差距。另外，以收入不平等或财富不平等作为研究对象存在测量误差。在逐利心态以及“不露富” 传统观念的影响下，部分收入数据难以获得(邹红等，2013)，但家庭会通过借贷或储蓄来平滑消费，因此消费数据不易受到低报或高报的影响(Cai 等，2010)。

地区消费不平等主要包括区域内城乡之间、城填内部以及农村内部的消费不平等，测度消费不平等是研究地区消费不平等的起点。以往的测度方法主要有:一般描述统计法(如分位数之比、对数方差)，与洛伦兹曲线相关的指数测度，广义熵指数，以及与社会福利函数相结合的方法(如阿特金森指数等)。在分析不平等问题时，更多使用的是基尼系数，因为其能够衡量总体之间的差异，使结果更具横向可比性。另外，泰尔指数、对数方差、分位数之比也是常用衡量指标，相比基尼系数，泰尔指数和分位数之比更易于评价不同阶层消费差距的变化(Jappelli 和Pistaferri，2010)，但分位数之比的度量结果相对比较粗糙。

已有文献认为影响消费不平等的因素主要有以下三个方面:第一，收入不平等。众多研究表明收入不平等是导致消费不平等的关键要素(邹红等，2013；Jappelli 和Pistaferri，2010)，但对二者的程度大小和变化趋势尚未得出一致结论。Cutler 和Katz (1992)考察了20 世纪80 年代美国收入和消费分配的变化，认为收入不平等和消费不平等呈平行变化。曲兆鹏和赵忠(2008) 发现中国农村的消费不平等要低于收入不平等，而邹红等(2013) 探讨了耐用品消费不平等的形成机制，发现收入不平等低于耐用品消费不平等，这与耐用品的“耐用性” 与“不轻易调整性” 等特点有关。第二，人口结构及老龄化。Deaton 和Paxson (1994) 分解了消费不平等的影响因素，表明消费和收入不平等与年龄正相关，且增长速度具有同步性。曲兆鹏和赵忠(2008) 将人口老龄化对消费不平等的效应作为研究重点，发现年龄组内不平等、教育水平和家庭规模是主要差异来源。邹红等(2013) 进一步发现耐用品消费不平等的敏感性随年龄增加而变弱，预期到的永久性冲击是消费不平等下降的主要原因。第三，经济发展和政策因素。地区的地理位置、经济金融状况、政府政策和居民消费观念等都会对收入和消费分配产生正面或负面作用。虽然消费差距这一社会不平等问题持续得到关注，但主流文献的关注点还没有涉及新兴的数字金融领域这一可能改善金融资源配置从而促进消费公平的变量。本文将在此基础上，重点探讨数字金融对消费不平等的影响和内在机制。

(二) 数字金融及其作用

数字金融是数字技术和金融服务的融合，对居民生活、企业经营以及宏观经济发展可能产生重要影响。最小化金融抑制程度、最大化经济体内各阶层成员的金融可得性是数字金融的核心内涵(Cámara 和Tuesta，2014)，因此其必然会给传统金融系统带来挑战和机遇。例如，数字金融会对商业银行业务产生冲击，但新旧金融模式的相互竞争也会推动金融结构的转型升级。在补充传统金融普惠功能和促使金融结构转型的同时，数字金融的作用也体现在家庭收入、消费、创业、小微企业融资等多个方面。易行健和周利(2018)、张勋等(2019、2020) 均从消费和收入角度验证了数字金融的经济促进效应，发现数字金融对农村地区和低收入家庭的影响更大。谢绚丽等(2018) 发现数字金融能提高创业的活跃度，有利于对小微企业的扶持。Marsden 和Nileshwar (2013) 指出移动支付是克服传统金融服务障碍的一种有效手段，其对创业成本高和受到信贷约束的家庭更加有利。

综上所述，数字金融能够使金融服务向传统上容易受到金融抑制的人群延伸。此外，数字金融的“惠贫性” 也体现在减贫与改善分配上。宋晓玲(2017) 证明数字金融能收敛城乡收入差距。何宗樾等(2020) 发现数字鸿沟的制约反而使数字金融提升了贫困发生的概率，加深了多维贫困的程度。但张勋等(2021) 指出，数字金融的持续发展实际上能够抑制数字鸿沟的扩大及其负面影响。以上文献表明数字金融对消费不平等的影响与异质性作用有待进一步分析。随着我国电信基础设施的不断完善，地区间的互联网带宽和移动通信差距越来越小，数字金融的发展日趋平衡。学者们发现，数字金融发展在地区之间的差异逐年减小(郭峰等，2020)。因此，如果数字金融能够降低区域内部的消费不平等程度，那么从整体看它对缓和社会主要矛盾能够起到重要作用。已有文献关于数字金融对地区消费不平等的影响仍缺乏系统分析，本文力图在这一领域做出创新和补充。

三、数据与变量描述

(一) 数据来源

本文数据主要来源于:第一，2012 年、2014 年、2016 年和2018 年4 年的北京大学中国家庭追踪调查(CFPS) 数据；第二，市一级的数字普惠金融指数来自北京大学数字金融研究中心与蚂蚁金服合作编制的“北京大学数字普惠金融指数”；第三，各地市的宏观经济变量，来自各城市的统计年鉴；三类数据合并后得到4 年全国127 个地级市的面板数据。CFPS 每年调查的消费支出以家庭为单位统计，在汇总到市级层面的过程中，本文做出以下处理:第一，删除了所有在消费支出上拒绝回答的家庭，将缺失的变量值以CFPS 自行估算的调整值替代；第二，对收入和消费数据进行1%水平上的缩尾处理，以剔除极端值(如当年消费记录为零值) 对研究结果的影响，减少预估结果和实际情况的偏离；第三，采用国家统计局城镇居民消费价格指数，将不同年份和城市的家庭总收入和总消费支出调整到2012 年的水平，使数据具备可比性。最后，根据处理后的每个城市的家庭消费数据计算出该城市当年的消费不平等指标。

(二) 被解释变量

本文的被解释变量为消费不平等，选取三种代表性方法进行测度(见表1)。本文关注的是一个地区总体的消费不平等程度，因此在分析中主要采用基尼系数来衡量消费不平等程度；泰尔指数能够在一定程度上修正基尼系数“对极端值变化不敏感” 的不足，因此我们计算了泰尔指数作为补充；我们还计算了消费支出的分位数之比p75/p25、p75/p50 和p50/p25，能够更清楚地衡量高低、高中和中低等收入阶层之间的消费差距。另外，本文从子样本和要素子成分两方面对总消费不平等进行分解，前者多采用泰尔指数度量，后者一般采用基尼系数度量(万广华，2009)。子样本分解即组群分解，本文将地区分解为城镇和乡村两组，基于各组人口份额计算城乡内部和城乡之间的消费不平等，以期发现二元结构下的消费差异，从城乡角度解释数字金融的作用。要素分解是将总消费根据消费去向划分，本文基于消费的结构性视角将消费支出分为生存型、享受型和发展型消费(程名望和张家平，2019)，依次计算基尼系数并做出分析。

表1 消费不平等的代表性测度方法

表2 描述了消费不平等各测量指标在样本期间的变化概况。就消费结构而言，生存型消费不平等明显低于发展型和享受型消费不平等，反映出家庭在追求高水平、高质量消费方面存在较大的消费差距，与现实情况相符，因此如果能降低后两种类型的消费差距，则能在更大程度上减缓地区整体消费不平等问题；就组群分解而言，城镇和乡村内部的消费差异远大于城乡间差异，是地区整体消费不平等的主要来源。综合来看，地区总体消费基尼系数平均约为0.42，这与孙豪等(2017) 利用城乡消费分组数据估算基尼系数在0.4 左右浮动的结果相一致，表明我国消费不平等程度仍然处于较高水平。

表2 地区消费不平等的描述性统计和变化趋势

(三) 核心解释变量和控制变量

本文的主要解释变量是数字金融发展程度，采用北京大学数字普惠金融指数度量。该指数采用了蚂蚁金服的交易账户大数据，代表性和可靠性较强。为探究数字金融从哪一方面对城市消费不平等产生了影响，本文选用数字普惠金融指数的三个分项指标:覆盖广度、使用深度和数字化程度。变量描述性统计结果显示，样本期间内数字金融总指数与分项指标的均值都有显著提高。在影响机制的分析中，本文选用使用深度指标下的数字支付、信贷、保险、投资、货币基金和征信业务等六个维度指标。

为了控制其他因素对消费不平等的影响，本文还引入一系列控制变量。

(1) 收入不平等、地区平均性别比、地区家庭平均消费、地区平均受教育年限和地区平均互联网使用率。收入不平等情况是影响地区消费不平等的重要因素，二者应呈正相关关系。其他变量用于控制地区的消费状况、教育水平以及互联网普及水平对消费差距的影响，根据CFPS 每个城市家庭的调查样本得到城市层面的均值。其中，互联网使用率变量来自CFPS 问题“是否移动上网” 和“是否用电脑上网”。

(2) 地区经济变量，包括:代表地区经济发展程度的人均生产总值，依据各城市的消费物价指数调整为基期实际值；产业结构，以第三产业增加值和GDP 的比值衡量；政府财政政策，以各地市政府财政支出与GDP 的比值衡量；城镇化水平，以各地市城镇常住人口和总常住人口的比值衡量；金融发展规模，采用城市金融机构年末贷款余额与GDP 之比作为代理变量，以控制金融资源对不同阶层群体消费水平和消费差距的影响。刘靖和陈斌开(2021) 指出房价上涨抑制了低消费家庭的消费，扩大了中国的消费不平等，因此我们在回归中也引入城市房价(商品房平均销售价格的对数) 作为控制变量。

四、模型与实证分析

(一) 数字金融与消费不平等

本文的基准模型为双重固定效应模型，同时控制地区和年份固定效应，回归方程如下:

其中，被解释变量gap表示城市第年的地区消费不平等， Lindex是数字普惠金融指数，表示城市数字普惠金融的发展，这是我们最关注的解释变量。为避免解释变量和被解释变量之间的反向因果关系干扰分析，数字普惠金融指数采用滞后一期数据，细分的维度指数亦如此处理。 X表示该城市的相关控制变量， λ和η表示地区和年份固定效应， μ为随机扰动项。我们重点关注系数，它代表了数字金融的发展对该地区消费不平等的总体影响。

表3 给出了应用固定效应模型的回归分析结果。第(1) 列只考察了滞后一阶的数字普惠金融指数与地区消费不平等的单变量关系，随着控制变量的增加，回归系数依然显著。第(3) 列是基准模型的回归结果，城市数字金融发展程度越高，消费不平等程度越弱。数字金融指数每增加一个标准差，消费不平等大约降低20 个百分点，经济意义显著。第(4) 列以泰尔指数作为被解释变量再次论证了上述结果。

数字金融降低消费不平等的具体来源体现在表3 的第(5) — (7) 列。第(5) 列和第(6) 列的结果显示高低、高中等收入阶层的消费差距会因数字金融的发展而显著减小。然而，当中低消费阶层的消费差距作为被解释变量时，没有发现数字金融对这两个阶层之间的消费差距有显著影响，可能的解释是:各收入阶层的消费特征有异，中低收入群体更易在消费中受到流动性的约束(Deaton，1991)。高收入阶层的消费增长主要受时间等自然约束的限制，中等和低收入阶层人群因消费欲望还没有充分满足，消费行为主要受金融约束的限制。现实中自然约束很难改变，而数字金融会放松金融约束从而增加中、低收入阶层的消费，使得两者差距缩小并不显著。

表3 数字金融与消费不平等:基准模型回归

(续表)

从控制变量看，收入不平等对消费不平等有显著的正向影响，这与大多数研究的结论一致。城市经济发展变量对被解释变量影响较小，可能的原因在于:数字金融发展程度和地区GDP 等变量相关性较强，因此地区经济变量的影响被弱化，显著性被核心解释变量取代。此外对大部分城市来说地区经济变量在短期内变化较小，在控制城市固定效应后，这些变量对被解释变量的解释力被固定效应“吸收”。这一解释与张勋等(2019)对家庭户主特征变量不显著的原因分析相一致。

为准确识别因果关系，我们尝试使用工具变量方法进行进一步分析，以解决遗漏变量问题带来的内生性偏误。地理距离与一个地级市的数字金融发展水平密切相关，但与该城市的消费不平等情况没有直接关联。借鉴张勋等(2020) 的做法，本文使用“城市到杭州的球面距离与全国数字金融发展水平均值(除本市) 的交互项” 构造工具变量。支付宝的起源地杭州市的数字金融发展处于领先位置，数字普惠金融指数的编制采用了支付宝的数据，客观上一个地区和杭州市的地理距离越小，其数字金融的发展程度越高。另外，地理距离是不随时间变化的固定数值，为避免第二阶段估计失效，我们构建上述交互项使其具备时间变化效应。工具变量模型的回归结果表明，第一阶段统计量大于经验法则的临界值10，表明内生变量与工具变量有较强的相关性；弱工具变量检验结果显示工具变量满足可识别性。另外，数字普惠金融指数的系数变大且依然显著，正如Jiang (2017) 指出的，工具变量对回归系数往往会产生“放大作用”。模型结果表明工具变量法对缓解基准模型的内生性是有效的，即距离杭州市越近的城市数字金融发展越迅速，对城市整体消费不平等的减缓作用越明显，基准回归的结论得到进一步验证。

(二) 数字金融的各维度影响

数字金融的影响可以从多个维度加以刻画，包括覆盖广度、使用深度、地区金融服务的数字化程度等。前文从总体上考察了地区数字金融的发展对消费不平等的影响，我们在基准模型的框架下依次将覆盖广度指数、使用深度指数和数字化程度指数作为解释变量进行回归。回归结果显示，覆盖广度和使用深度指数的提高对地区消费不平等均有显著的减缓作用，但数字化程度的影响弱于其他两个指标。覆盖广度的增加体现在拥有支付宝账户人数的增加，数字支付的覆盖面扩大为便利全民消费提供了良好环境；使用深度体现在金融服务重心的下沉使得不同阶层的人群都能受惠于互联网金融服务，从而改变了消费模式，提高了欠发达地区和弱势群体的消费水平，减小了消费不平等。数字金融深度指标在降低消费不平等中的效果更为显著，因此在推动数字金融发展的过程中，应注重增加地区用户的数字金融能力、提升数字金融服务的使用深度。

(三) 数字金融与消费不平等要素分解

为进一步分析数字普惠金融对消费不平等影响的结构性差异，我们根据居民消费层次分别将生存型、发展型和享受型消费不平等作为被解释变量代入基准模型。如结果所示，数字金融降低了发展型和享受型消费不平等，对生存型消费不平等的影响系数虽然符合预期，但没有显著作用。结合前文分析可进一步得出，数字金融对整体消费不平等的缓解主要通过降低发展型和享受型消费不平等。当前我国已消除绝对贫困和区域性整体贫困，经济环境和社会福利已能满足人们对衣食住行等必需品的基本需求，家庭之间福利的差别主要体现在非必需品上。数字金融对发展型和享受型消费不平等的影响正是我国居民消费升级的体现，这也和我国从中高收入国家迈向高收入国家的发展进程相吻合。尽管发展型和享受型消费不平等的水平始终高于生存型消费不平等，但随着数字金融对中产阶层消费理念和消费能力的升级，这一不均衡状况将得到有效缓解。

(四) 数字金融与消费不平等组群分解

在我国特殊的城乡二元结构经济体下，消费行为的异质性既表现在不同收入群体之间，还表现在城乡之间。推动城乡融合发展是促进经济社会均衡发展、缓和社会主要矛盾的重要途径。数字金融能否发挥这一作用? 我们将泰尔指数分解为组间差距和组内差距作为被解释变量回归，结果显示数字金融每增加一个标准差，组间消费不平等大约降低1.37%。这表明数字金融显著降低了城乡之间的消费不平等，有助于打破城乡分割，改善城乡发展不平衡的局面。而在组内不平等的回归中，我们发现城镇家庭能够从数字金融发展中获得更多红利，但对于乡村内部消费不平等的减缓作用并不显著。可能的原因有:第一，相对而言乡村的数字金融发展速度慢于城镇；第二，由于乡村地理环境和文化习俗差异较小，农村市场上的消费品种类和质量缺乏变化，加上“熟人社会” 环境下社会互动较多，不同家庭的消费习惯大多一致且短期不易改变，因而数字金融这一新型工具对乡村内部消费不平等的缓解作用有限。

五、影响机制分析

基准回归表明数字金融发展可以降低整体消费不平等程度，改善居民福利水平，接下来我们以信贷、支付、保险、货币基金、投资和信用指数作为解释变量，探索数字金融影响消费不平等的具体作用机制。结果发现，具有显著影响的是支付、信贷和保险，其余三个指数的系数并不显著。我们分别对数字金融的影响机制作如下分析。

(1) 数字信贷:便利中低收入群体平滑消费。如前文所述，相对于高收入群体，中低收入群体在消费时更容易面临金融约束的限制，而数字金融可以有效缓解金融约束。传统的银行贷款业务主要依靠抵押、担保和征信记录，而这些正是中低收入群体缺乏的。基于现代数字技术的互联网贷款业务，可以利用实时、海量的大数据信息(如社交网络、消费记录等)，将贷款服务普及原本被传统金融系统排斥的“长尾人群”，有效缓解他们的金融约束。随着消费理念的更新以及移动互联网技术的发展，互联网分期消费以及“白条” “花呗” 等数字化的消费贷款服务变得极为便利。这些数字信贷业务无不有利于提升中低收入阶层消费者的消费量，缩小他们和高收入群体之间的消费差距。

(2) 支付便利:消除现金约束并节约消费时间。“货币先行理论” (cash in advance)认为，货币并不直接进入人们的效用函数，但是现金是购买物品的唯一媒介且必须在物品交换之前取得(Clower，1967)。因此，消费者的优化行为需要在通常的预算约束外增加“预付现金” 约束。相对于传统的信用卡和现金支付，数字支付手段极大地提升了支付的便利性。这种便利性对提升消费有以下几个方面的作用:第一，让“货币先行” 不再是影响消费行为的约束，消费者可以持有储蓄并保持足够的流动性(如持有“余额宝”)；第二，数字支付手段可以节约消费和支付的时间，并在当期实现更多的服务性消费；第三，消费者可将采用数字支付手段节约下来的时间用于工作以获取更高的收入，这可以带来未来更多的消费；第四，数字支付允许消费者在任意时间和地点进行线上交易，这降低了消费门槛和消费成本，可以完成或激发消费者消费意愿。尽管这些作用对各阶层均适用，但中低收入群体受到的影响更大，因此数字金融可以缩小中低收入群体与高收入群体的消费差距。

(3) 数字保险:降低过度储蓄动机。消费者在面临收入等各种不确定性时，依然需要“平滑消费”。如果没有足够的市场化保险手段，只能依靠自身储蓄来预防对未来收入的不利冲击，这会降低消费者的消费量。数字化保险是数字金融服务的一部分，随着互联网保险产品的逐渐丰富，购买方式日益便捷，数字保险业务越来越发达。增进数字保险服务可以弱化消费者过度的预防性储蓄动机，有利于风险规避者和容易受到收入冲击的群体释放被抑制的消费能力，因而数字保险机制从让消费者“敢消费” 的角度降低消费不平等。

(4) 从微观角度验证机制有效性。第一，本文从微观角度验证数字信贷、支付和保险业务降低消费不平等的有效性，采用2016 年和2018 年的CFPS 数据，按照收入将家庭分为低、中、高三组，构建高收入组的虚拟变量及其和三个业务指数的交互项。被解释变量是家庭的消费支出，控制变量包括“最熟悉家庭财务信息的成员” 的人口特征和家庭特征变量，同时控制了省份和年份固定效应，并将标准误聚类到城市层面。分组回归表明，数字信贷业务能提高中低收入阶层的消费量，但对高收入群体没有显著提升作用。交互项的负向显著结果表明高收入家庭实际上削弱了数字信贷、支付和保险业务对消费的提升作用，即这一作用对中低收入群体更有效，从而降低了其与高收入群体之间的消费差距，这和基准实证模型的分析一致。

第二，本文进一步验证数字金融对以上三项互联网业务的促进作用。目前CFPS 中并未涉及数字金融的相关问题，同时由于数字支付是数字金融主要的业务形态，因此本文着重分析数字金融对家庭整体信贷行为和保险参与是否存在积极影响。根据问卷问题，我们设置家庭“信贷行为” 和“商业保险参与” 相关变量。结果显示，数字金融能够缓解信贷约束，显著提升家庭信贷可得性。事实上，众多研究也表明数字金融能够凭借其技术、信息等方面的优势缓解居民的信贷约束，例如吴雨等(2020) 指出数字金融对以社会资本和人情关系为担保的传统私人借贷具有替代作用。现有研究说明了数字金融发展可以降低交易成本、增加借贷渠道从而提高信贷可得性，另外数字金融也可以促进家庭参与保险市场。

第三，本文选取“互联网进行商业活动的频率” 作为被解释变量来间接体现数字业务。在问卷中，互联网商业活动主要指手机银行、网络信贷和互联网保险等，考虑到该变量是有序变量，我们使用Ologit 模型进行回归，同时提供双向固定的线性概率模型的估计结果作为对照。结果表明，数字普惠金融显著正向促进了居民的互联网商业活动，但这一正向促进作用显然对中低等收入阶层较强，对高收入家庭效应较弱。上述分析表明，数字金融的确能通过放松中低收入阶层的金融约束来降低高中、高低收入阶层的消费差距以及地区整体消费不平等程度，前述平滑消费、便利支付和降低过度储蓄动机等机制的有效性在微观角度得以论证。

六、异质性分析和稳健性检验

(一) 异质性分析

1.分位数回归

为更加准确地探究数字金融是否对消费不平等存在差异性作用，我们引入面板分位数回归方法，研究数字金融的发展对消费不平等的不同分位有何影响。结果显示，除了在10%和95%分位点上不显著，在其余分位点上数字金融对消费不平等的影响均显著，而对消费不平等程度极低或者极高的地区，数字金融未能发挥有效作用。这一结论反映的问题较有现实意义。一般而言，消费不平等程度较高的地区经济发展相对落后(如本文中消费基尼系数最高的地区为黔西南布依族苗族自治州，曾是重点扶贫地区)，更多的家庭消费为满足生存型需求，网络终端设备等硬件条件不足，在数字技术使用和数字资源获取方面存在劣势，因此数字金融目前并不完全具备“包容性” 作用，对极贫困地区的消费不平等的减缓作用甚微。然而，在消费不平等程度较低、经济富裕的地区，数字金融所能发挥的作用也很有限，可能因为当地的金融服务和其他社会福利政策已经较为完善，数字金融发展带来的影响较小。结合基准回归的结果可以看出，数字金融确实具有降低消费不平等的作用，经济发展中等以及发展偏弱的地区能够从数字红利中获益较多。

2.人力资本和互联网使用率异质性

为探讨人力资本在数字金融减缓消费不平等作用中所扮演的角色，我们根据地区平均受教育程度的平均值划分样本，并构建数字金融指数与受教育程度的交互项进行稳健性检验。人力资本异质性结果表明，数字金融对平均受教育程度较高的家庭样本组作用显著，交互项显著为负，表明数字金融降低消费不平等的效应在平均受教育程度较高的城市较大。受教育水平较高的个人知识储备与思考能力较为丰富，对数字金融领域的各种新兴知识和技能较容易接受和使用，由此反映出提高人力资本水平和居民金融素养的重要性。

我们也尝试验证互联网使用频率差异对主要结论的影响，按照互联网使用率再次将样本划分为高、低两个样本，并采用基准模型回归。互联网使用率异质性分析结果显示，互联网使用率较低地区数字金融对减小消费差距并无显著影响，而在互联网使用率较高地区其具有显著负向影响，交互项同样证明了这一结论。这个结论与预期相符合，数字金融的发展依赖于信息技术、大数据技术和云计算等，互联网使用率与数字金融作用的发挥紧密相关，反映出提高互联网普及率、完善数字金融基础设施的必要性。

综上所述，经济水平中等、互联网普及率高、教育水平好的地区较容易因数字金融的发展而实现消费水平均等化。尽管数字金融能在整体上显著降低地区消费不平等程度，但其减弱消费不平等的普惠效应存在一定的局限。收入非常低的贫困群体会因为缺乏接触互联网的机会、存在数字劣势等原因(何宗樾等，2020)，无法在数字普惠金融的发展中获得消费效用的提升。数字金融能够对消费不平等起平滑作用，需要依靠互联网基础设施的建设以及互联网使用的普及和深化，因此进一步解决低收入群体无法触及互联网的“数字鸿沟” 问题，才能使数字金融各种服务更好地发挥普惠金融的作用。

(二) 稳健性检验①稳健性检验的回归结果请见《经济科学》 官网“附录与扩展”。

为验证前述结论的可靠性，本文还进行了稳健性检验:第一，变换被解释变量，采用耐用品消费的基尼系数作为被解释变量。相比非耐用消费品，耐用品在家庭消费中占有更大比例且一经购买较长时间内不会变更(邹红等，2013)。第二，剔除特殊样本。考虑到直辖市的地理和人口特征、经济政策等方面可能存在特殊性，本文去掉样本中的四个直辖市并再次进行回归。另外，由于数字普惠金融指数是基于蚂蚁金服数据编制而成的，浙江省的特殊地理优势可能会给分析结果带来偏差，所以进一步剔除浙江省样本。结果表明数字金融的影响仍然显著，与表3 相比解释变量的系数没有太大变化，说明本文的核心观点比较可靠。

七、结论与启示

习近平总书记明确指出:要深入研究不同阶段的目标，分阶段促进共同富裕，居民收入和实际消费水平差距逐步缩小。中国数字金融和数字经济的特色发展可以为实现此目标做出贡献。消费是家庭福利和个人效用的度量之一，本文基于2012 年、2014 年、2016 年和2018 年的中国家庭追踪调查数据和中国数字普惠金融指数，实证研究了数字金融对地区消费不平等的影响，通过微观家庭数据计算出地区的消费基尼系数和消费泰尔指数，估计了我国地级市层面的消费不平等程度，并通过消费的分位数之比、要素分解和组群分解探讨了数字金融对收入群体、消费结构和城乡不平等的异质性作用。

本文发现，目前我国消费不平等程度仍处于较高水平，而快速发展的数字金融服务能显著减小地区内部的消费不平等，分维度指数如覆盖广度和使用深度指数也具有同样特征。我们还发现，数字金融缩小消费不平等的作用主要表现在高低和中高消费群体之间、发展型和享受型、城乡之间和城镇内部消费差距的缩小。基于这些结论，我们对影响机制进行了探讨，认为这一作用主要通过数字支付便利消费、数字信贷平滑消费、数字保险降低预防性储蓄动机三个机制来缓解金融约束而实现，提升了中低收入阶层的消费便利性和消费水平。

我国主要的电信基础设施企业均为国有企业，这样的制度优势让通信基础设施和互联网服务质量在不同地区能够取得相对平衡的发展，并使得以此为基础的数字金融能够获得均衡的发展机会，各地区数字金融的发展程度日趋平衡，表现出较强的地区收敛性。现有研究发现移动支付正在突破“胡焕庸线”，让东西部地区居民能够享受均衡化的数字金融服务，本文进一步发现数字金融的发展可以缩小地区内的消费差距。因此本文的结论有着重要的政策启示:在社会收入分配格局短期难以得到有效改变的背景下，数字金融可以为缓和社会主要矛盾、推动共同富裕做出积极贡献，减轻寻求缓解不平等政策的压力。

但同时我们也注意到数字金融的作用目前仍然有一定的局限，例如对消费不平等程度极低或极高的地区作用有限，对平均教育水平较高和互联网普及率较好的地区影响较大，这些局限与地区的经济发展水平、信息基础建设和居民的数字金融素养等因素有关。基于此我们提出相关政策建议:第一，持续完善互联网基础设施，增加数字金融服务在基层的覆盖面；第二，构建面向贫困地区和弱势群体的数字普及教育体系，增强消费者接受和使用数字金融工具的意愿和能力；第三，推进数字支付和信贷环境建设，丰富保险产品选择，利用数字平台拓展消费渠道；第四，特别关注数字金融收益与风险的双重特质，优化消费的外部环境，为释放消费活力、降低消费不平等、促进居民福利提供有利条件。