羅輝龍 呂釗杰 梁萬陽 陸偉棟

華南農(nóng)業(yè)大學 廣東廣州 510642

1 引言及文獻綜述

目前，城鄉(xiāng)收入差距問題依然是我國突出的經(jīng)濟矛盾之一，要推進城鎮(zhèn)化建設和全面建成小康社會，城鄉(xiāng)收入差距問題必須得以解決。近年來，金融業(yè)發(fā)展迅猛，但在區(qū)域發(fā)展的過程中，明顯存在發(fā)展不均衡的現(xiàn)象，金融資源主要向發(fā)達地區(qū)聚集，我國相對落后的地區(qū)和廣大的農(nóng)村地區(qū)享受不到金融發(fā)展的成果，從而拉大了我國城鄉(xiāng)收入差距。2019年，中國信通院發(fā)布了《數(shù)字普惠金融發(fā)展白皮書（2019年）》，本白皮書認為，數(shù)字普惠金融是在成本可控模式可持續(xù)的前提下，以各類數(shù)字化技術為實現(xiàn)條件，為社會各階層尤其是現(xiàn)有金融體系覆蓋不足的城鎮(zhèn)低收入人群、農(nóng)村人口、偏遠地區(qū)人口等特殊群體以及小微企業(yè)提供平等、有效、全面、方便的金融產(chǎn)品和服務。毋庸置疑，數(shù)字普惠金融的發(fā)展對我國城鄉(xiāng)收入差距問題有著深遠的影響。

宋曉玲（2017）基于我國31個省份2011-2015年的面板數(shù)據(jù)實證分析得出數(shù)字普惠金融能夠顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距[1]；曾之明（2018）用省級面板數(shù)據(jù)分析也得出相同的結論[2]。夏妍（2018）在區(qū)域視角下進行分析，實證分析得出在東部和中部地區(qū)數(shù)字普惠金融能減緩城鄉(xiāng)收入差距，而在西部地區(qū)數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響不顯著[3]。宋曉玲（2017）把數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的收斂機制概括為門檻效應、排除效應、減貧效應?；谝陨衔墨I，說明我國全國層面的數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距問題的研究已較為成熟，但省級層面的研究還相對缺乏，本文從數(shù)字化程度、覆蓋廣度和使用深度、經(jīng)濟渠道分別解釋門檻效應、排除效應、減貧效應，針對廣東省相關數(shù)據(jù)進行實證分析，以期得到有價值的結論，對廣東省從數(shù)字普惠金融角度縮小城鄉(xiāng)收入差距有一定的實際意義。

2 作用機理

2.1 降低門檻效應

金融機構向客戶提供金融服務時存在的門檻現(xiàn)象可以概括為以下：金融機構要向客戶收取一定的金融服務成本，在相對落后地區(qū)的居民以及低收入人群無法支付高額的手續(xù)費，也就達不到享受金融服務的門檻。數(shù)字技術的運用，完美地將互聯(lián)網(wǎng)與金融機構聯(lián)系起來?？蛻魞H僅需要手機或電腦上網(wǎng)，就可以享受到金融服務，降低了相對落后地區(qū)的居民以及低收入人群享受金融服務的門檻。

2.2 緩解排除效應

傳統(tǒng)金融服務的排除方式主要體現(xiàn)在地理排除、評估排除和產(chǎn)品排除。首先，金融機構出于對成本的考慮，一般不愿意在相對落后、偏遠的地區(qū)設置服務網(wǎng)點。其次，農(nóng)村的信用環(huán)境較差，農(nóng)民的信用意識淡薄，經(jīng)常出現(xiàn)拖欠貸款的現(xiàn)象。因此金融機構對農(nóng)民享受金融服務的要求更嚴格，很多農(nóng)民在信用評估環(huán)節(jié)被排斥在金融機構之外。數(shù)字技術的普及，增強了金融服務的覆蓋廣度，故數(shù)字普惠金融能夠有效減緩地理排除。盡管農(nóng)村的信用體系比較薄弱，但數(shù)字技術的加入可以使農(nóng)民的征信數(shù)據(jù)得到有效的監(jiān)管，從而增強金融機構的風險控制能力。在產(chǎn)品排除方面，農(nóng)民可以在家就能根據(jù)相關資訊了解到滿足自身需要的金融服務，能購買更加豐富的金融產(chǎn)品，享受到正規(guī)的金融服務。

2.3 間接減貧效應

數(shù)字普惠金融發(fā)展可以通過“涓滴效應”增加農(nóng)民的收入，從而縮小城鄉(xiāng)收入差距。數(shù)字普惠金融的發(fā)展能刺激經(jīng)濟水平的總體提升，經(jīng)濟的發(fā)展能夠帶動就業(yè)，相對落后的地區(qū)也能得到相應的發(fā)展，低收入人群能獲得更多的資源；政府的財政支出也會增加，更多的財政支出用于農(nóng)民補貼，從而農(nóng)民的收入也會相應增加，城鄉(xiāng)收入差距也會在一定程度上減少。

參考付鶴（2019）提出的數(shù)字普惠金融影響城鄉(xiāng)收入差距的作用機理，具體的作用路徑如下[4]：

3 指標選取與數(shù)據(jù)說明

本文通過借鑒北京大學數(shù)字金融研究中心于2019年4月公布的《北京大學數(shù)字普惠金融指數(shù)（2011-2018年）》，基于廣東省20個市區(qū)（由于深圳比較特殊，已排除）的面板數(shù)據(jù)對廣東省數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距問題影響進行研究。

3.1 被解釋變量

本文選用泰爾指數(shù)作為被解釋變量，該數(shù)字越大，表示城鄉(xiāng)收入差距越大，具體計算公式如下：

其中i=1代表城鎮(zhèn)，i=2代表農(nóng)村，Y(i,t)表示第t年城鎮(zhèn)或農(nóng)村可支配收入，Yt表示第t年總可支配收入；X(i,t)表示t第年城鎮(zhèn)或農(nóng)村人口數(shù)，Xt表示第t年總人口數(shù)。

3.2 解釋變量

《北京大學數(shù)字普惠金融指數(shù)（2011-2018年）》從覆蓋廣度IFIC、使用深度IFID和數(shù)字化程度IFIS三個一級維度，選取一共包含33個具體指標建立數(shù)字普惠金融體系，基于此指標體系，測算出數(shù)字普惠金融指數(shù)DIFI。本文借鑒其研究成果，選取2011-2018年的數(shù)字普惠金融數(shù)據(jù)作為解釋變量，由于指數(shù)相對于其他變量數(shù)值較大，故將所有指數(shù)除以100作為原始數(shù)據(jù)。

3.3 控制變量

（1）城鎮(zhèn)化率UR。隨著我國城市化進程，大量農(nóng)村勞動力流進城鎮(zhèn)，導致城鎮(zhèn)勞動力的市場競爭愈發(fā)激烈，城鎮(zhèn)居民的平均收入上漲的可能性就會降低，城鄉(xiāng)收入差距就可能會減少。城鎮(zhèn)化率UR本文選用城鎮(zhèn)年末人口數(shù)占總人口數(shù)的比重表示。

（2）產(chǎn)業(yè)結構IS。隨著非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重的提高，農(nóng)村勞動力會向其轉移，農(nóng)民的收入會提高，城鄉(xiāng)收入差距可能會因此會縮小，徐敏、張小林（2014）認同這一觀點[5]。產(chǎn)業(yè)結構IS本文選用第二、三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重表示。

（3）對外開放程度OPEN。周才云（2010）認為城鄉(xiāng)收入差距會隨著經(jīng)濟對外開放程度的提高而縮小[6]。主要原因是出口的產(chǎn)品大多數(shù)成本較低，需要大量的勞動力，農(nóng)村勞動力因此轉移到城鎮(zhèn)，農(nóng)民的收入會有所增加。對外開放程度OPEN本文選用進出口總額占GDP的比重表示。

（4）財政支出比率FER。近年來，為了支持農(nóng)業(yè)的發(fā)展，我國出臺的惠農(nóng)政策有利于增加農(nóng)民收入，因此，財政支出的增加有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。財政支出比率FER本文選用財政政策支出占GDP的比重表示。

（5）人均國民生產(chǎn)總值RGDP。根據(jù)經(jīng)濟學“倒U型”假說，城鄉(xiāng)收入差距會隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高呈現(xiàn)先增加后下降的趨勢，廣東省處于哪一個階段還需要驗證。本文選取人均國民生產(chǎn)總值RGDP表示經(jīng)濟發(fā)展水平。樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計如表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

結果顯示：廣東省城鄉(xiāng)收入差距平均水平GAP為0.0418，最大值為0.1073，最小值是0.0055，最大值與最小值差異較大，這說明廣東省城鄉(xiāng)收入存在明顯的差異。數(shù)字普惠金融指數(shù)DIFI的最大值幾乎是最小值7倍，可以看出廣東省數(shù)字普惠金融的發(fā)展不平衡。從控制變量來看，廣東省不同市區(qū)之間的發(fā)展存在區(qū)域差異。綜上所述，廣東省不同市區(qū)之間各項指標總體差異較大。

4 實證分析

4.1 單位根檢驗

在對面板數(shù)據(jù)進行實證分析前，要進行單位根檢驗，判斷各變量是否平穩(wěn)。常用的方法有LLC檢驗法、ADF-Fisher檢驗法、PP-Fisher檢驗法，本文綜合采用以上三種方法對城鄉(xiāng)收入差距GAP、數(shù)字化程度IFIS、覆蓋廣度IFIC、使用深度IFID、城鎮(zhèn)化率UR、產(chǎn)業(yè)結構IS、對外開放程度OPEN、財政支出比率FER、人均國民生產(chǎn)總值RGDP的相關數(shù)據(jù)進行檢驗，檢驗結果如表2。

通過表2三種方法進行處理，不是所有數(shù)據(jù)通過檢驗，對其進行一階差分處理后，所有數(shù)據(jù)均通過單位根檢驗，說明數(shù)據(jù)表現(xiàn)出較強的平穩(wěn)性。

4.2 協(xié)整檢驗

在進行協(xié)整檢驗之前，數(shù)據(jù)必須通過單位根檢驗，根據(jù)前文的結果，所有數(shù)據(jù)進行一階差分處理之后均通過單位根檢驗，滿足進行協(xié)整檢驗的條件。本文運用Kao方法對城鄉(xiāng)收入差距與數(shù)字普惠金融指數(shù)及其它控制變量進行協(xié)整，協(xié)整結果見表3。

從檢驗結果來看，各個指標的面板數(shù)據(jù)均通過檢驗，說明變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，其方程的殘差序列是平穩(wěn)的，因此可以在此基礎上直接對方程回歸。

4.3 模型選擇與回歸

基于理論分析，結合參考文獻，本文建立以下模型：

（1）、（2）、（3）和（4）分別表示檢驗總體效應、門檻效應、排除效應和間接減貧效應的模型，模型（1）、（2）、（3）中為被解釋變量城鄉(xiāng)收入差距，為模型（1）解釋變量數(shù)字普惠金融，為模型（2）的解釋變量數(shù)字化程度，、為模型（3）的解釋變量覆蓋廣度、使用深度，模型（4）中被解釋變量為，解釋變量為數(shù)字普惠金融指數(shù)，四個模型中的其余變量為控制變量，為截距項，為估計參數(shù)，為隨機擾動項。

對數(shù)據(jù)進行F檢驗和Hausman檢驗，結果表示4個模型均選用固定效應模型，檢驗結果見表4。

表2 變量單位根檢驗結果

表3 協(xié)整檢驗結果

表4 F檢驗與Hauseman檢驗結果

采用固定效應模型進行回歸，得到結果見表5。

在模型（1）中，數(shù)字普惠金融指數(shù)在5%的顯著性水平下顯著，系數(shù)為-0.006983，說明數(shù)字普惠金融指數(shù)每上升1%，城鄉(xiāng)收入差距就會下降0.006983%。從控制變量的回歸結果來看，經(jīng)濟發(fā)展水平RGDP在5%的顯著性水平下通過檢驗，說明經(jīng)濟發(fā)展會拉大城鄉(xiāng)收入差距，廣東省的發(fā)展處于經(jīng)濟學“倒U型”假說的第一階段。城鎮(zhèn)化率和財政支出均在1%的水平下通過顯著性檢驗，并且系數(shù)為負，說明兩者對城鄉(xiāng)收入差距具有明顯的收斂效應。

表5 模型回歸結果

在模型（2）中，數(shù)字化程度IFIS并沒有通過顯著性檢驗，則說明數(shù)字化程度并不會對廣東省城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生影響。

在模型（3）中，覆蓋廣度IFIC和使用深度IFID均在1%的顯著性水平下通過顯著性檢驗，且系數(shù)分別為-0.01646、0.007389，說明數(shù)字普惠金融的發(fā)展能緩解地理排除效應，但卻增強了產(chǎn)品排除效應，這可能與廣東省區(qū)域的發(fā)展有關，在經(jīng)濟發(fā)展相對較好的地區(qū)，數(shù)字普惠金融的發(fā)展確實能夠減少地理的排除，因為即使在相對落后地區(qū)人群同樣能夠通過互聯(lián)網(wǎng)獲得金融服務，但是不同地區(qū)的人群受對產(chǎn)品的接受程度會產(chǎn)生不同，獲得的金融服務產(chǎn)品有所差異，故數(shù)字普惠金融使用深度指數(shù)的上升，反而會增大城鄉(xiāng)收入差距。

在模型（4）中，數(shù)字普惠金融指數(shù)在1%的顯著性水平下通過了檢驗，且系數(shù)為正，說明數(shù)字普惠金融的發(fā)展對經(jīng)濟增長有明顯的促進作用，從而證明數(shù)字普惠金融發(fā)展確實能通過刺激經(jīng)濟的增長，從而縮小城鄉(xiāng)收入差距，數(shù)字普惠金融的間接減貧效應得以驗證。

5 政策建議

5.1 大力發(fā)展經(jīng)濟，促進廣東省區(qū)域協(xié)調發(fā)展

廣東省經(jīng)濟發(fā)展水平位于全國前列，但從實證分析來看，廣東省仍處于經(jīng)濟學“倒U型”假說的第一階段，說明城鄉(xiāng)收入差距嚴重。在發(fā)展城市經(jīng)濟的同時，要兼顧農(nóng)村的發(fā)展，促進城鄉(xiāng)收入的均衡分配，城鄉(xiāng)收入差距問題才能得以解決。

5.2 創(chuàng)新數(shù)字普惠金融產(chǎn)品服務

以消費者為中心，全力創(chuàng)新符合消費者需求的數(shù)字普惠金融產(chǎn)品與服務，可以從以下兩個角度為切入點進行數(shù)字普惠金融產(chǎn)品服務的創(chuàng)新：一是產(chǎn)品創(chuàng)新，推出更多產(chǎn)品種類，優(yōu)化現(xiàn)有產(chǎn)品，以滿足不同人群金融服務需求。二是融資渠道創(chuàng)新，降低融資成本，簡化融資程序，增加融資抵押物，擔保抵押物的范圍可適當擴大，如農(nóng)村的土地經(jīng)營權等都可以充當?shù)盅何铮瑥亩貙掁r(nóng)民的融資渠道，使農(nóng)民獲得更多的投資資本，進而增加收入，逐漸城鄉(xiāng)收入差距。

5.3 通過數(shù)字技術完善征信體系

金融機構把大多數(shù)農(nóng)民“排斥在外”，主要是考慮到農(nóng)村的信用環(huán)境差，農(nóng)民發(fā)生拖欠貸款的可能性大，通過數(shù)字技術收集農(nóng)民的信息，運用相關數(shù)據(jù)對農(nóng)民信用進行系統(tǒng)性評估，降低信息不對稱，增強金融機構的風險控制能力，這為農(nóng)民享受金融服務提供了更多的可能，也為金融機構提供了一份保障。

5.4 推動數(shù)字普惠金融知識的普及

通過實證檢驗，分析出廣東省數(shù)字普惠金融的發(fā)展并沒有減緩產(chǎn)品排除效應，這很可能是因為城鄉(xiāng)居民數(shù)字普惠金融知識匱乏，因此要大力推動數(shù)字普惠金融知識的普及。金融機構可以開設專項數(shù)字普惠金融知識宣傳活動，采用線上線下的形式引導農(nóng)民，針對不同人群的風險識別能力和對金融知識的了解程度，“因人制宜”，通過各種途徑普及數(shù)字普惠金融知識。