一 引言與文獻綜述

城鄉(xiāng)收入收斂問題一直是我國經(jīng)濟社會發(fā)展中的重大議題與國家制度建設(shè)的重要內(nèi)容。它是實現(xiàn)社會公平、彰顯民本主義的核心內(nèi)容。如若一味追求經(jīng)濟績效，漠視這一問題，勢然會引發(fā)社會動蕩、失序甚至斷裂(武小龍和劉祖云，2014)[1]。誠然，持續(xù)30多年的中國式增長極大改善了城鄉(xiāng)居民生活水平，但是城鄉(xiāng)收入差距卻未隨經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)收斂態(tài)勢。例如：城鄉(xiāng)居民人均收入分別由1978年的343.4元、133.6元增長至2015年的31790.3元、10772.0元，收入差距比由2.57:1上升至2.97:1。當(dāng)然，如果再考慮到城鎮(zhèn)居民的福利補貼與財產(chǎn)性收入，城鄉(xiāng)收入差距的相對比例和絕對數(shù)量或許會更大(李實和羅楚亮，2011)[2]。毫無疑問，不斷擴大的城鄉(xiāng)收入差距茲事體大，正拷問著中國經(jīng)濟社會的和諧與公平，是關(guān)系可持續(xù)發(fā)展的利害問題?，F(xiàn)代經(jīng)濟理論視金融為重要的資源稟賦，是要素流通和資源配置的重要路徑，對收斂城鄉(xiāng)收入能夠產(chǎn)生積極效應(yīng)。2017年中央1號文件中也特別申明，要“加大農(nóng)村力度改革，激活農(nóng)業(yè)農(nóng)村內(nèi)生發(fā)展動力”，其中十分重要的戰(zhàn)略部署就是要“加快農(nóng)村金融創(chuàng)新”。這既是對長期施行農(nóng)村金融排斥的制度糾正，更是對普惠金融理念的積極實踐。普惠金融這一概念，最早是2005年聯(lián)合國針對普遍性的金融抑制所提出的金融發(fā)展理念。2013年，黨的十八屆三中全會正式提出了發(fā)展普惠金融的制度構(gòu)想，并以此作為統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展，縮小城鄉(xiāng)收入差距的重要手段。2016年9月，G20峰會上正式公布《G20數(shù)字普惠金融高級原則》，為普惠金融的發(fā)展提供了技術(shù)支撐。

在我國，金融資源被動員為國家財政功能并嚴(yán)重偏向于城市，導(dǎo)致制度性農(nóng)村金融排斥現(xiàn)象嚴(yán)重。其后，在逐利的市場化路徑中，金融嫌貧愛富的服務(wù)機制彰示為農(nóng)村地區(qū)金融發(fā)展的鎖定悖論：金融資源愈是匱乏地區(qū)，大量金融資源愈是不斷外逃。在馬太效應(yīng)下致使農(nóng)村地區(qū)陷入經(jīng)濟與金融的惡性循環(huán)(王修華和邱兆祥，2011)[3]。當(dāng)然，金融嫌貧愛富的逐利特點同樣適用于微觀個體。甘宇(2015)[4]發(fā)現(xiàn)，個體的家庭財富水平、社會資本存量與其融資能力存在正相關(guān)關(guān)系。顯然，城鎮(zhèn)人口在上述兩個方面是絕對占優(yōu)的。是以，金融排斥擴大城鄉(xiāng)收入差距的命題判斷被反復(fù)證實。城鄉(xiāng)金融資源配置的不均衡性與城鎮(zhèn)對農(nóng)村金融的汲取(劉亭亭和劉傳哲，2011)[5]是為二元分割，并加大了城鄉(xiāng)收入差距。由于國家經(jīng)濟功能主導(dǎo)金融配置，農(nóng)村儲蓄不斷轉(zhuǎn)換為城鎮(zhèn)投資的機制持續(xù)增強(劉玉光等，2013)[6]，致使金融發(fā)展對農(nóng)民收入增長存在負(fù)向效應(yīng)(溫濤等，2005)[7]，卻以正向效應(yīng)促進了城鎮(zhèn)居民收入增長，正反力量的背離加大了城鄉(xiāng)收入差距(張中錦，2011)[8]。本質(zhì)上，我國金融發(fā)展擴大城鄉(xiāng)收入差距的事實是金融排斥、金融抑制的集中表達。究其緣由，這是金融服務(wù)的城市取向?qū)е罗r(nóng)村金融規(guī)模與效率失衡的結(jié)果，最終引致農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展受阻，并拉大了城鄉(xiāng)收入差距(孫君和張前程，2012)[9]。張立軍和湛泳(2006)[10]提出了金融發(fā)展影響城鄉(xiāng)收入差距的三大效應(yīng)假說：門檻效應(yīng)、減貧效應(yīng)、非均衡效應(yīng)，并通過省級面板數(shù)據(jù)計量驗證了理論假說。

基于此，一場發(fā)起于金融排斥所倡導(dǎo)的“普惠金融”的發(fā)展實踐，一經(jīng)提出便被寄予厚望，并迅速聚焦于城鄉(xiāng)收入收斂問題。焦瑾璞(2010)[11]最早將普惠制金融概念引入國內(nèi)，并提出“人人平等金融”的基本理念，即降低金融獲取門檻，實現(xiàn)金融服務(wù)人人可及，尤其是針對貧困者和低收入者。不難發(fā)現(xiàn)，發(fā)展普惠金融就是要糾正長期城鄉(xiāng)金融資源的扭曲配置，以遏制城鄉(xiāng)收入差距的進一步擴大。徐敏和張小林(2014)[12]以金融包容指數(shù)、泰爾指數(shù)分別指代普惠金融、城鄉(xiāng)收入差距，通過構(gòu)建VAR模型分析指出，普惠金融發(fā)展與中國城鄉(xiāng)居民收入收斂存在長期穩(wěn)態(tài)均衡關(guān)系。楊文華(2016)[13]運用同樣方法，通過農(nóng)村金融的規(guī)模、效率指標(biāo)等指代普惠金融的內(nèi)涵，得出普惠金融收斂城鄉(xiāng)收入的實證判斷。李建偉等(2015)[14]基于 VEC 實證模型發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村金融發(fā)展的普惠性實踐確實發(fā)揮了“降低城鄉(xiāng)收入比”的作用，其尤為強調(diào)金融服務(wù)范圍維度在現(xiàn)階段中國普惠金融的發(fā)展中更能起到主導(dǎo)效應(yīng)。黃永興和陸鳳芝(2017)[15]基于非線性與線性面板模型分析指出，普惠金融主要通過農(nóng)村資本的培育與優(yōu)化配置而縮小城鄉(xiāng)收入差距。

綜上所述，普惠金融能夠有效收斂城鄉(xiāng)收入已然成為學(xué)術(shù)共識。在傳統(tǒng)金融機構(gòu)轉(zhuǎn)向普惠金融實踐的過程中，緣于互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展的數(shù)字普惠金融，在秉承普惠金融包容性基本理念的基礎(chǔ)上，其技術(shù)傳播的更大張力與覆蓋廣度日益顯現(xiàn)。截止2016年底，我國網(wǎng)民數(shù)高達7.31億，互聯(lián)網(wǎng)普及率達53.2%，遠(yuǎn)超全球平均水平(羅能生和張雅莉，2017)[16]。目前，測算普惠金融指數(shù)的通常做法是，籍以傳統(tǒng)的金融深化理論，從金融服務(wù)的地理滲透性、可獲得性、使用性三個維度構(gòu)建指標(biāo)體系。相較而言，數(shù)字普惠金融擺脫了傳統(tǒng)普惠金融的地域空間制約，且不必支付布局營業(yè)網(wǎng)點的成本；此外，它進一步降低了獲取金融服務(wù)的門檻，可以更大限度地滿足那些通常難以享受到金融服務(wù)的中小微企業(yè)和低收人群的需求。曹鳳岐(2015)[17]曾指出，互聯(lián)網(wǎng)與金融的結(jié)合是“源于中國金融體系中金融壓抑”的制度結(jié)果。張曉燕(2016)[18]通過引入互聯(lián)網(wǎng)金融發(fā)展指標(biāo)，實證檢驗發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)技術(shù)與傳統(tǒng)金融的跨界融合對提升普惠金融發(fā)展水平具有促進作用。焦瑾璞等(2015)[19]提出了貨幣數(shù)字化促進普惠金融發(fā)展的理論框架，認(rèn)為數(shù)字貨幣延展了普惠金融服務(wù)的覆蓋面與便利性，降低了時間與交易成本、提升了服務(wù)質(zhì)量。宋曉玲(2017)[20]引用2016年《G20數(shù)字普惠金融高級原則》中關(guān)于數(shù)字普惠金融的具體內(nèi)涵與北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)(2011-2015年)，提出數(shù)字普惠金融以門檻效應(yīng)、減貧效應(yīng)、排除效應(yīng)為影響城鄉(xiāng)收入差距的機制路徑，并通過我國2011-2015年31個省份數(shù)據(jù)構(gòu)建平衡面板數(shù)據(jù)模型進行實證檢驗。研究表明：數(shù)字普惠金融的發(fā)展能夠顯著縮小城鄉(xiāng)居民收入差距。誠如2016年世行公開發(fā)布的《2016年世界發(fā)展報告：數(shù)字紅利》所言，“通過包容、效率和創(chuàng)新，數(shù)字技術(shù)為貧困及弱勢人口提供了以前無法企及發(fā)展機會”。

數(shù)字普惠金融是個新概念，關(guān)于其對城鄉(xiāng)收入差距影響的研究非常少。目前，數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入的收斂機制，一般基于普惠金融影響城鄉(xiāng)收入的三大效應(yīng)展開。不難發(fā)現(xiàn)，既有研究依然遵循傳統(tǒng)金融的發(fā)展理念，并沒有反映出數(shù)字普惠金融的技術(shù)性特征與應(yīng)有內(nèi)涵。

二 數(shù)字普惠金融、教育約束與城鄉(xiāng)收入收斂：理論與假設(shè)

金融發(fā)展會促進經(jīng)濟增長，在經(jīng)濟增長過程中增加個體尤其是貧困人群獲得和使用金融服務(wù)的機會，讓貧困人群享受經(jīng)濟增長帶來的福利，幫助其擺脫貧困，從而達到縮小城鄉(xiāng)差距的目的(Dollar和Kraay，2002)[21]。倘若普惠金融不能在更大范圍內(nèi)推行實施，公民將會出現(xiàn)持續(xù)性收入不均衡，經(jīng)濟增長也會放緩(Beck et al.,2007)[22]。普惠金融可以幫助貧困人口獲得儲蓄和借款，從而可以積累資產(chǎn)、建立個人信用(Demirguc-Kunt et al.，2012)[23]。是以，基于數(shù)字普惠金融的固有特征，并根據(jù)既有文獻研究成果，本文提出如下假定1：數(shù)字普惠金融本質(zhì)是傳統(tǒng)普惠金融的技術(shù)延伸與擴展。它與傳統(tǒng)普惠金融的功能效應(yīng)應(yīng)當(dāng)保持一致，可以有效收斂城鄉(xiāng)收入。

不可否認(rèn)，數(shù)字普惠金融正依托互聯(lián)技術(shù)驅(qū)動創(chuàng)新，折射出金融服務(wù)現(xiàn)代化的價值取向。數(shù)字普惠金融的本質(zhì)性判別就是利用數(shù)字互聯(lián)技術(shù)改造傳統(tǒng)金融。技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動以其高效率便捷的優(yōu)勢，既可以有效消除傳統(tǒng)金融的政策歧視與制度壁壘，又可以打破傳統(tǒng)普惠金融的空間成本約束(主要指大量布局營業(yè)網(wǎng)點的成本)，進而構(gòu)建一個包容性的金融發(fā)展體系。數(shù)字普惠金融依托互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)為客戶提供多樣化、個性化服務(wù)滿足客戶金融需求，“金融超市”、P2P網(wǎng)絡(luò)貸款、小額貸款等創(chuàng)新的互聯(lián)網(wǎng)金融模式，緩解信息不對稱，延續(xù)了傳統(tǒng)金融的生命力(李繼尊，2015)[24]。但是，以技術(shù)驅(qū)動為特征的數(shù)字普惠金融又存在一個亟待做出回答的問題，技術(shù)的普及與使用顯然要求使用者具備較高的知識存量。此時，數(shù)字普惠金融的“挑剔性”就顯現(xiàn)出來了。事實上，我國部分省區(qū)金融發(fā)展與人力資本已出現(xiàn)協(xié)調(diào)性問題(徐勝和司登奎，2014)[25]，如若消費者知識存量不足，將會導(dǎo)致金融產(chǎn)品需求側(cè)與供給側(cè)因知識門檻而發(fā)生錯配，即數(shù)字普惠金融的發(fā)展存在教育約束問題。到目前為止，數(shù)字普惠金融主要分為兩個階段：第一階段為傳統(tǒng)金融業(yè)務(wù)的互聯(lián)網(wǎng)化，第二階段為融入金融科技(Fintech)對金融業(yè)進行數(shù)字化創(chuàng)新，此階段主要進行金融服務(wù)創(chuàng)新(曹鳳岐，2015)[17]。無論是哪一階段金融產(chǎn)品及服務(wù)的使用，都要求消費者具備相應(yīng)知識存量。據(jù)此本文提出假定2：數(shù)字普惠金融是技術(shù)驅(qū)動型，其效力的發(fā)揮依賴于使用者的知識存量，即數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入的收斂效應(yīng)存在教育約束。

在全國地區(qū)以及在按傳統(tǒng)經(jīng)濟帶劃分的東中西部三大區(qū)域內(nèi)，各地區(qū)人口受教育水平及經(jīng)濟發(fā)展特點均不同。從1991年以來，我國東中西部區(qū)域之間不平衡發(fā)展的程度逐步加深，并且各區(qū)域經(jīng)濟的相對發(fā)展率差異很大(彭文斌和劉友金，2010)[26]。在經(jīng)濟發(fā)展差異的背景下，三個區(qū)域受教育不平衡程度也愈加明顯，東部區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平和居民受教育程度明顯高于中西部，與西部區(qū)域差異梯度愈加明顯(陳國階，1997)[27]。因此，在假定2教育約束成立的條件下，數(shù)字普惠金融在不同地區(qū)對城鄉(xiāng)收入差距的收斂效應(yīng)亦不同。據(jù)此本文提出假定3：數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的收斂效應(yīng)具有區(qū)域性差異，表現(xiàn)為不同地區(qū)間數(shù)字普惠金融收斂效應(yīng)大小乃至方向?qū)l(fā)生根本性改變。

數(shù)字普惠金融具有豐富的內(nèi)涵，如果以單純的綜合指數(shù)判斷其對城鄉(xiāng)收入的收斂效應(yīng)，將會掩蓋很多事實并導(dǎo)致分析結(jié)果失真。觀察北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)的構(gòu)成，其分別由互聯(lián)網(wǎng)金融服務(wù)的覆蓋廣度、使用深度和數(shù)字支持服務(wù)三個維度構(gòu)成。進一步觀察24個細(xì)分指標(biāo)，數(shù)字普惠金融產(chǎn)品又可分為3類：生存型、保障型與發(fā)展型。事實上，不同知識存量的人群對數(shù)字普惠金融的需求類型會存在顯著差異。據(jù)此本文提出假定4：在不同教育約束條件下，數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的收斂效應(yīng)存在適配機制。

三 模型設(shè)定與變量說明

(一)面板門檻模型的設(shè)定

既有文獻表明：數(shù)字普惠金融的效力發(fā)揮可能依賴于個體知識存量與結(jié)構(gòu)。這不難理解，數(shù)字普惠金融是通過信息化的技術(shù)手段改造傳統(tǒng)金融。因此，數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的收斂效應(yīng)存在教育門檻。為了更好地估計數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響，本文引入Hansen(1999)[28]的面板門檻模型，構(gòu)建如下計量分析過程：

步驟1：估計門檻值。以包含一個解釋變量的單一門檻模型為例，門檻模型方程為式(1)。其中，qit為用來劃分樣本的門檻變量，γ為待估計的門檻值，xit為外生解釋變量，回歸后使模型殘差平方和最小的門檻變量即為門檻估計值：

yit=b1xitI(qit≤γ)+b2xitI(qit>γ)+εit+μi

(1)

其中，I為示性函數(shù)。

步驟2：檢驗門檻效應(yīng)。設(shè)定原假設(shè)為H0：β1=β2，并構(gòu)造如式(2)所示的似然比統(tǒng)計量，統(tǒng)計量的漸近分布并非標(biāo)準(zhǔn)的χ2分布，依賴于樣本矩，需進行自抽樣計算統(tǒng)計量大樣本的漸近有效P值。若原假設(shè)成立，則不存在門檻效應(yīng)，也就無所謂門檻值γ為多少。若P值小于給定顯著性水平，說明模型的門檻效應(yīng)存在，可進一步對門檻值進行檢驗，即檢驗H0：γ=γ0，檢驗門檻估計值是否等于真實值。

(2)

步驟3：估計參數(shù)。采用組內(nèi)估計法進行模型參數(shù)估計，即從每個觀測值中減去其組內(nèi)平均值以消除個體效應(yīng)μi的影響，具體做法為用式(1)減去其組內(nèi)平均。對于任意給定的門檻值γ，可以通過普通最小二乘法估計得到回歸系數(shù)的估計值。

以上所述模型設(shè)定、參數(shù)估計和假設(shè)檢驗都是針對單一門檻模型的，若存在兩個及以上門檻值，則重復(fù)上述步驟以搜尋第二個門檻值即可。本文門檻效應(yīng)模型(雙門檻)建構(gòu)如下：

β2urbanit+β3isit+β4reoit+β5ufeit+β6rfeit+β7pgdpit+β8eduit+εit

(3)

其中,下標(biāo)i和t分別表示個體和時間變量。theil為泰爾指數(shù)表示的城鄉(xiāng)收入差距，index為數(shù)字普惠金融指數(shù)，urban為城鎮(zhèn)化率，is為二三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重，reo為經(jīng)濟開放度，ufe為財政支出占GDP比重，rfe為農(nóng)村財政支出占財政支出比重，pgdp為人均GDP，edu為勞動力平均受教育年限,γ1、γ2分別為兩個門檻值。

(二)數(shù)據(jù)來源與變量說明

本文數(shù)據(jù)為中國2011-2015年31個省級面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)主要來源于中國統(tǒng)計局官網(wǎng)、Wind數(shù)據(jù)庫，缺漏數(shù)據(jù)由各省統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)補足。尤為需要做出說明的是，數(shù)字普惠金融相關(guān)數(shù)據(jù)參照北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心編制的《北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)(2011-2015)》。

被解釋變量為城鄉(xiāng)收入差距，用泰爾指數(shù)(theil)指代。泰爾指數(shù)將人口變動因素考慮在內(nèi)，并且將城鄉(xiāng)收入差距分解為組內(nèi)差距和組間差距，較之城鄉(xiāng)收入差距，可以更好地衡量收入差距變動。計算公式為：

(4)

其中，i=1,2分別代表城鎮(zhèn)和農(nóng)村，yit為第t年城鎮(zhèn)、農(nóng)村可支配收入，yt為第t年總可支配收入；xit為第t年城鎮(zhèn)、農(nóng)村人口數(shù)，xt為第t年總?cè)丝跀?shù)。2013年，國家統(tǒng)計局將“農(nóng)村人均純收入”這一指標(biāo)與“城市人均可支配收入”統(tǒng)一，口徑變?yōu)椤稗r(nóng)村人均可支配收入”。查閱相關(guān)資料發(fā)現(xiàn)二者差距不大，因此2011年和2012年“農(nóng)村人均可支配收入”這一指標(biāo)由“農(nóng)村人均純收入”代替，“總可支配收入”由人口比例及收入計算而來。

index代表數(shù)字普惠金融指數(shù)，為本文核心解釋變量。該指數(shù)包含3個二級指標(biāo)24個指標(biāo)群，具體為數(shù)字普惠金融覆蓋廣度、使用深度和數(shù)字支持服務(wù)程度，涵蓋支付、保險、貨幣基金、征信、投資、信貸等24個細(xì)分指標(biāo);urban為城鎮(zhèn)化率，即年末城鎮(zhèn)人口占地區(qū)總?cè)丝诒戎?，城?zhèn)化是農(nóng)民追求更高效、更高收益的空間轉(zhuǎn)移過程，在非農(nóng)轉(zhuǎn)換中能夠提升勞動力生產(chǎn)效率，大量的實證研究業(yè)已表明：城鎮(zhèn)化可以使城鄉(xiāng)收入趨于收斂；is為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，是二、三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重。農(nóng)業(yè)是弱質(zhì)產(chǎn)業(yè)，表現(xiàn)為低生產(chǎn)效率與低收益性。顯然，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占比愈高，依附產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的農(nóng)業(yè)就業(yè)人口就會愈多，越不利于城鄉(xiāng)收入收斂。reo為經(jīng)濟開放度，用實際利用外商投資額(按當(dāng)年美元與人民幣匯率兌算)占GDP的比重表示，城鎮(zhèn)作為產(chǎn)業(yè)發(fā)展的空間集聚載體，加之奉行城鎮(zhèn)優(yōu)先的制度環(huán)境，經(jīng)濟開放度(reo)對城鎮(zhèn)居民的收入效應(yīng)要遠(yuǎn)大于農(nóng)村居民，因為我國引進外資的投資區(qū)位大部分集中在城鎮(zhèn)地區(qū)和城郊地區(qū)(唐禮智，2008)[29]。ufe、rfe分別為財政支出比重與財政農(nóng)支出比重，指代地方政府對經(jīng)濟的干預(yù)度。官員晉升的威權(quán)體制下，地方政府存在城市發(fā)展偏好，傾向于將更多的財政資源投向城市。是以，財政支出比會擴大城鄉(xiāng)收入差距。反之，財政農(nóng)支出比會縮小城鄉(xiāng)收入差距。pgdp為人均GDP，指代地方經(jīng)濟增長水平。edu為地區(qū)平均教育水平，考慮到金融服務(wù)的對象應(yīng)當(dāng)是具備償還能力與法律責(zé)任的主體，所以本文選擇用勞動力平均受教育年限來表示。一方面，國家長期施行城市偏向的教育投資體制，導(dǎo)致農(nóng)村人力資本存量不足而影響農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展，進一步擴大了城鄉(xiāng)收入差距；另一方面，本文的假定2-假定4需要通過確定教育門檻，以驗證命題是否成立。

四 實證結(jié)果與討論

(一)假定1驗證：數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的收斂效應(yīng)

本文分別采用隨機效應(yīng)(RE)、固定效應(yīng)(FE)對相關(guān)變量進行逐次回歸，之后，豪斯曼檢驗結(jié)果顯示：P=0.0169，在5%顯著水平上拒絕隨機效應(yīng)的原假設(shè)。因此，選擇固定效應(yīng)模型更為合適。由于篇幅限制，表1只匯報了固定效應(yīng)(FE)的逐次回歸結(jié)果。

表1 數(shù)字普惠金融的收斂效應(yīng)

(續(xù)上表)

注：*、**、***分別表示估計系數(shù)通過10%、5%、1%顯著性水平檢驗，括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤。

模型1只包括了數(shù)字普惠金融指數(shù)、受教育程度兩個解釋變量，結(jié)果表明，數(shù)字普惠金融指數(shù)(index)系數(shù)為負(fù)(-0.00128)，且在1%水平上顯著，即數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距具有縮減作用。模型2-模型4分別報告了引入城鎮(zhèn)化率(urban)、人均GDP(pgdp)、經(jīng)濟開放度(reo)等變量的回歸結(jié)果，核心解釋變量index的回歸系數(shù)始終為負(fù)，且顯著性水平保持穩(wěn)健。據(jù)此表明，數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入存在收斂效應(yīng)，假設(shè)1得到驗證。此外，觀察其他控制變量，城鎮(zhèn)化率(urban)系數(shù)為負(fù)，在1%水平上顯著，說明城鎮(zhèn)化的發(fā)展可以縮小城鄉(xiāng)收入差距；受教育年限(edu)在模型1-模型4中回歸系數(shù)均為正，且在1%水平上顯著，表明長期城市偏向的教育發(fā)展戰(zhàn)略確然擴大了城鄉(xiāng)收入差距，這與前述研究結(jié)果一致，符合理論預(yù)期。

(二)假定2驗證：收斂機制的門檻效應(yīng)

數(shù)字普惠金融具有強技術(shù)性要求，且由于數(shù)字互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)與生俱來的風(fēng)險性，這就要求數(shù)字普惠金融的受眾群體具備相應(yīng)的知識技能。一般來講，受眾群體受教育水平越高，就越容易接受和使用數(shù)字普惠金融。因此，數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入的收斂效應(yīng)將會依賴于具備何種教育水平的受眾群體的使用狀況，即其發(fā)揮效力會存在教育門檻。

表2 全國樣本的門檻估計值和置信區(qū)間

表3 全國樣本的門檻效果自抽樣檢驗

注：F值、P值均為“Bootstrap法”模擬400次后得到的結(jié)果，***表示通過1%顯著性水平檢驗。

表2、表3分別匯報了全國樣本的門檻估計值與門檻效果自抽樣(Bootstrap)檢驗結(jié)果，從中發(fā)現(xiàn)全國樣本存在雙重門檻，門檻值分別為10.75與13.8。鑒于我國東中西部的教育發(fā)展存在巨大差異，按照傳統(tǒng)三大經(jīng)濟帶又分別進行了門檻值估計。限于篇幅，東中西部的門檻估計值與門檻效果自抽樣檢驗結(jié)果不再以表格形式匯報。東部地區(qū)為雙重門檻模型，門檻值分別為11.5和13.8；中部區(qū)域不存在門檻效應(yīng)；西部區(qū)域為單門檻模型，門檻值為10.25。

(三)假定3驗證：收斂效應(yīng)具有區(qū)域性差異

如表4所示，d1、d2為虛擬變量，設(shè)兩門檻值分別為a、b，當(dāng)edu≤a時，d1取1；當(dāng)edu>b時,d2取1。index為當(dāng)ab時，數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響系數(shù)與index系數(shù)之差。表4模型5是全國樣本的門檻回歸結(jié)果，由回歸結(jié)果可知，當(dāng)10.7513.8時，系數(shù)為-0.001638。據(jù)此推斷，在高受教育水平區(qū)間(Indexd2)上，數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入的收斂系數(shù)最大。模型6為東部區(qū)域的回歸結(jié)果，同樣地，雙重門檻的三個區(qū)間系數(shù)均統(tǒng)計顯著，edu≤11.5時，影響系數(shù)為-0.000376；11.513.8時，影響系數(shù)為-0.001341。表明在東部地區(qū)，人群的受教育水平越高，則數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的收斂效應(yīng)越大。模型7是中部區(qū)域的回歸結(jié)果，盡管中部地區(qū)不存在門檻效應(yīng)，但作為結(jié)果對照，本部分依然匯報了其固定效應(yīng)回歸結(jié)果，實證結(jié)果顯示：數(shù)字普惠金融指數(shù)對泰爾指數(shù)的影響系數(shù)并不顯著。模型8匯報了西部地區(qū)的單門檻模型。當(dāng)在低受教育水平區(qū)間上(edu≤10.25)，影響系數(shù)為-0.002198，且在1%水平上顯著；當(dāng)在高受教育水平區(qū)間上(edu>10.25)，數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入的收斂系數(shù)為-0.000828，但卻沒有通過顯著性檢驗。即在西部地區(qū)，數(shù)字普惠金融作用于低受教育水平區(qū)間上時，收斂效應(yīng)才會顯現(xiàn)?？梢姡谌珖貐^(qū)及東中西部三大傳統(tǒng)經(jīng)濟帶內(nèi)，數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的收斂效應(yīng)存在空間差異性。

表4 回歸結(jié)果：收斂效應(yīng)的地區(qū)差異

(續(xù)上表)

變量模型5全國樣本模型6東部樣本模型7中部樣本模型8西部樣本Indexd2-0001050???-0000131?(0000310)(622e-05)urban-00551???-00277??-00520???-00640???(00081)(00115)(00119)(00102)is00099-00217??-00077-00130(00095)(00084)(00058)(00151)reo-0003100085-00113-00277(00066)(00061)(00399)(00186)ufe00033-0002700162??00051(00037)(00054)(00063)(00039)rfe00184??-000660004000036(00081)(00113)(00084)(00134)pgdp971e-06???684e-06?783e-06??165e-05??(307e-06)(313e-06)(294e-06)(676e-06)edu00842???01410??-0027100525??(00217)(00536)(00357)(00190)Constant2200??3037??4639???5036??(0847)(1071)(0620)(1622)Observations155554060R-squared0852 0707 0939 0947 Numberofpro3111812

注：*、**、***分別表示估計系數(shù)通過10%、5%、1%顯著性水平檢驗，括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤。

(四)假定4驗證：收斂機制的適配效應(yīng)

基于假定2進一步推斷，數(shù)字普惠金融在不同教育區(qū)間上發(fā)生效力具有明顯的差異性。通過反向邏輯推斷不難理解，由于初始發(fā)展條件的限定，不同受教育水平的人群對金融服務(wù)類型的需求會顯著不同。例如：東部沿海發(fā)達地區(qū)，農(nóng)村人口在很大程度上已經(jīng)擺脫了生存需求，因此其獲取數(shù)字金融服務(wù)的動機可能是實現(xiàn)個人發(fā)展，反映在數(shù)字普惠金融的產(chǎn)品需求上就會表現(xiàn)為發(fā)展型需求。這就啟示我們，一旦數(shù)字普惠金融產(chǎn)品類型的供給與需求發(fā)生錯配，其縮小城鄉(xiāng)收入差距的效力將會大打折扣，甚至適得其反。數(shù)字普惠金融指數(shù)由3個二級指標(biāo)構(gòu)成，本部分選取了信貸率表示發(fā)展型需求，支付使用率指代消費型需求，保險率表示保障型需求。繼續(xù)用勞動力受教育年限作為門檻變量，回歸結(jié)果如表5所示。表5模型9、模型10是發(fā)展型、消費型數(shù)字普惠金融服務(wù)的需求回歸結(jié)果。在高受教育水平區(qū)間上(Indexd2)，回歸系數(shù)為負(fù)且在1%水平上統(tǒng)計顯著；而在中間區(qū)間與低受教育水平段上(index、Indexd1)，回歸系數(shù)盡管為負(fù)，但沒有通過顯著性檢驗。進一步觀察發(fā)現(xiàn)，在高受教育水平區(qū)間上(Indexd2)，表5模型10、模型11中的回歸估計系數(shù)明顯小于模型9；與此同時，在低受教育水平區(qū)間上(Indexd1)，模型10、模型11的估計系數(shù)均通過了5%的顯著性水平檢驗，而模型9的系數(shù)不顯著。據(jù)此可以推斷，由于消費者知識存量的不同，其對數(shù)字普惠金融產(chǎn)品與服務(wù)的需求方案將會存在顯著差別。因此，如果數(shù)字普惠金融產(chǎn)品的供給類型與不同知識存量下的需求不能相匹配，那么其對城鄉(xiāng)收入差距的收斂效力將會大打折扣。在受教育水平較高的地區(qū)，發(fā)展型、消費型數(shù)字普惠金融的發(fā)展能夠有效縮小城鄉(xiāng)收入差距。反之，在受教育水平較低的地區(qū)，生存型、保障型數(shù)字普惠金融對縮小城鄉(xiāng)收入差距更能發(fā)揮效力?？梢?，不同受教育水平人群對數(shù)字普惠金融服務(wù)的選擇與需求不同，相應(yīng)地，數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的收斂機制存在適配效應(yīng)。

表5 回歸結(jié)果：收斂機制的適配效應(yīng)

注：*、**、***分別表示估計系數(shù)通過10%、5%、1%顯著性水平檢驗，括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤。

五 結(jié)論與思考

數(shù)字普惠金融是傳統(tǒng)普惠金融與互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的深度融合，實現(xiàn)了更廣的覆蓋與更便捷的觸達。信息化技術(shù)與數(shù)字金融產(chǎn)品的創(chuàng)新，有效降低了金融服務(wù)成本，降低了金融資源的獲取門檻。通過實證分析，本文得出如下結(jié)論：(1)數(shù)字普惠金融能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距，存在收斂效應(yīng)。(2)收斂效應(yīng)的發(fā)生機制存在門檻效應(yīng)，在不同的受教育區(qū)間水平上，收斂效應(yīng)的系數(shù)水平不同。(3)收斂效應(yīng)顯現(xiàn)出十分明顯的空間差異，表現(xiàn)為：在高受教育水平區(qū)間上，東部地區(qū)的收斂效應(yīng)更大；反之，西部地區(qū)的收斂效應(yīng)更大。(4)收斂效應(yīng)存在選擇機制，不同受教育水平的區(qū)間上，不同產(chǎn)品類型數(shù)字普惠金融發(fā)生效力的大小與方向不同。在高受教育水平區(qū)間上，發(fā)展型的數(shù)字普惠金融產(chǎn)生更大收斂效力；反之，消費型、保障型的收斂效力更大。

由如上結(jié)論，本文提出以下幾點建議與思考。一是構(gòu)建多元化的數(shù)字普惠金融服務(wù)產(chǎn)品體系。普惠金融旨在建立有效、全方位的為社會中所有階層及群體提供服務(wù)的金融體系，讓弱勢群體擁有可以平等享受現(xiàn)代金融服務(wù)的機會與權(quán)利，讓受到非自愿性金融排斥的弱勢群體能夠公平及時地獲得金融服務(wù)，共享金融發(fā)展成果。數(shù)字普惠金融是對普惠金融內(nèi)涵、特征的綜合概括，是反映普惠金融總體的一個視角。無論是社會所有階層還是貧困群體，都有多元化金融產(chǎn)品和金融服務(wù)需求要滿足。因此，隨著普惠金融的不斷創(chuàng)新發(fā)展，要建立有效普惠金融供給體系，還需要有多元化、多層次的數(shù)字普惠金融產(chǎn)品和服務(wù)。數(shù)字普惠金融的發(fā)展不僅要包括銀行服務(wù)，還要包括投資、保險、貨幣基金、征信等服務(wù)。重視數(shù)字普惠金融產(chǎn)品創(chuàng)新，依托于云計算、大數(shù)據(jù)以及互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)，促使金融產(chǎn)品數(shù)字化，爭取創(chuàng)新出一些門檻低、種類豐富的金融產(chǎn)品，推進普惠金融向多元化、多層次性邁進。二是避免陷入“數(shù)字陷阱”，重視改善數(shù)字普惠金融帶來的數(shù)字鴻溝問題。不可否認(rèn)，數(shù)字普惠金融在解決普惠金融傳統(tǒng)問題方面有重大潛力，極大地推動傳統(tǒng)金融的數(shù)字化、移動化。然而，農(nóng)村貧困人口往往受教育程度較低、思想觀念陳舊，對數(shù)字技術(shù)的理解能力低、互聯(lián)網(wǎng)金融的應(yīng)用水平低、承擔(dān)風(fēng)險的能力弱，甚至在很大程度上，這部分人口會由制度排斥變?yōu)榧夹g(shù)排斥。因此，需著力促進農(nóng)村人口受教育水平提高，增強其利用技術(shù)獲取金融資源的能力，為數(shù)字普惠金融長期可持續(xù)發(fā)展奠定基礎(chǔ)；另一方面要注重開發(fā)出形式多樣化的普惠金融，讓傳統(tǒng)金融與數(shù)字金融相融合，做到線上線下相結(jié)合，不搞千篇一律。三是要充分考慮到不同地區(qū)普惠金融發(fā)展初始條件所決定的金融需求多層級性。我國東中西部三大傳統(tǒng)經(jīng)濟帶，人口發(fā)展條件、經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀迥異，尋求金融服務(wù)的需求與發(fā)展方式必然不同。已有研究發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)活躍度為8%～11%，中西部地區(qū)則較低，維持在3%～6%區(qū)間上(古家軍和謝鳳華，2012)[30]。可見，東部地區(qū)農(nóng)民創(chuàng)業(yè)率更高，普惠式的金融環(huán)境有助于其獲取足夠資金支持，以跨越創(chuàng)業(yè)門檻(羅明忠和陳江華，2016)[31]；中西部地區(qū)可能傾向于金融扶貧與生存保障。

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