周 利 廖婧琳 張 浩

（1.廣東外語外貿(mào)大學金融學院 廣州 510006）

（2.廣東金融學院金融與投資學院 廣州 510521）

一、引言

貧困問題不僅事關(guān)經(jīng)濟民生，更關(guān)系到社會穩(wěn)定、國家的長治久安，減緩甚至消除貧困是人類發(fā)展過程中的重要任務。自黨的十八大以來，我國的貧困發(fā)生率已由2012年的10.2%下降至2019年的0.6%。①數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局，其中貧困發(fā)生率是指貧困人口占目標調(diào)查人口的比重。2020年，中國的脫貧攻堅更是取得重大勝利，貧困縣全部摘帽退出，農(nóng)村絕對貧困人口全部脫貧。但正如習近平總書記在2020年決戰(zhàn)決勝脫貧攻堅座談會上指出的，脫貧摘帽不是終點，而是新生活、新奮斗的起點。因此，在新形勢下我們需要探討何種因素支撐中國脫貧攻堅取得如此顯著的成效，如何防止返貧、鞏固拓展脫貧成果，以及后小康時代如何進一步解決相對貧困問題。

金融發(fā)展被認為可以通過經(jīng)濟增長的“涓滴效應”、改善收入分配和降低信貸約束等途徑減緩貧困（楊俊等，2008）。但由于地理環(huán)境、收入、社會地位等方面的原因，低收入和貧困群體通常被排斥在正規(guī)金融體系之外，難以獲得所需的金融服務，而普惠金融的開展恰能有效降低這一門檻效應。且近年來伴隨互聯(lián)網(wǎng)的普及以及數(shù)字技術(shù)的廣泛應用，數(shù)字化的普惠金融迅速發(fā)展。那么，數(shù)字普惠金融的發(fā)展能否有效減緩貧困？如果可以減緩，其將借助何種機制進行傳導呢？

低收入群體囿于其自身收入水平或家庭財富規(guī)模的限制往往被排斥在金融體系之外，導致其金融需求無法滿足，并由此陷入貧困循環(huán)陷阱，而普惠金融的產(chǎn)生則能在一定程度上有效緩解這一現(xiàn)象。Yunus（1998）更是指出貸款應作為一項人權(quán)，而普惠金融的發(fā)展恰恰可以讓低收入及弱勢群體獲得并利用經(jīng)濟資源的機會。因此，就普惠金融的發(fā)展能否有效降低貧困，國內(nèi)外學者展開了廣泛的研究和討論。通過在農(nóng)村地區(qū)設(shè)立銀行機構(gòu)（Burgess和Pande，2005）、在貧困地區(qū)試行微型金融項目，普惠金融通過為低收入群體提供信貸、保險等金融服務的方式以達到降低貧困的目標。Park和Mercado（2016）以37個亞洲國家和地區(qū)作為研究對象，實證檢驗發(fā)現(xiàn)普惠金融的發(fā)展可以顯著減緩貧困。

但李濤等（2016）則認為過度依賴銀行提供流動性的普惠金融體系可能阻礙經(jīng)濟增長。Pham和Lensink（2010）比較了越南的微型金融貸款和商業(yè)銀行貸款，結(jié)果發(fā)現(xiàn)商業(yè)銀行貸款顯著提升了自雇家庭的利潤，而微型金融貸款對利潤的影響則不顯著。對此的解釋是，對于主要面向低收入群體的微型金融，相關(guān)政府部門限制其發(fā)放的貸款數(shù)量和還款期限，而這將阻礙微型金融機構(gòu)獲得更高的回報，由此挫傷了微型金融機構(gòu)的積極性，反而不利于降低貧困。而數(shù)字普惠金融是將數(shù)字技術(shù)與普惠金融相融合，以數(shù)字信息技術(shù)驅(qū)動普惠金融可持續(xù)發(fā)展的新形式。近年來伴隨移動互聯(lián)技術(shù)的推廣和智能手機的普及，我國的數(shù)字普惠金融實現(xiàn)了跨越式發(fā)展。截至2016年末，中國的網(wǎng)民規(guī)模達7.31億，數(shù)字支付的市場規(guī)模已達2.9萬億美元。①數(shù)據(jù)來自中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)信息中心發(fā)布的第39次《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》和位于聯(lián)合國的優(yōu)于現(xiàn)金聯(lián)盟（Better Than Cash Alliance）發(fā)布的“Social Networks,e-Commerce Platforms,and the Growth of Digital Payment Ecosystems in China:What It Means for Other Countries”。一方面，移動互聯(lián)、移動支付實現(xiàn)了“普”，擴大了金融服務的覆蓋范圍；另一方面，大數(shù)據(jù)和云計算降低了服務成本，提高了服務效率，使“惠”成為可能。由此，過去被排斥在金融體系之外的低收入階層可以平等、適當、便利地享受金融服務，使“普”和“惠”的結(jié)合成為現(xiàn)實。由于數(shù)字普惠金融概念的提出還比較新，當前有關(guān)數(shù)字普惠金融與貧困減緩的研究仍處于起步階段。國內(nèi)學者張棟浩和尹志超（2018）基于家庭微觀數(shù)據(jù)和因子分析法構(gòu)建家庭層面的金融普惠指數(shù)，并探討了金融普惠對農(nóng)村家庭貧困的影響，但其研究對象僅局限在農(nóng)村家庭，忽略了對城鎮(zhèn)低收入貧困家庭的考慮。

本文的主要貢獻可能在于：第一，不同于已有的對宏觀省級面板數(shù)據(jù)的分析，本文將城市層面的數(shù)字普惠金融指數(shù)與家庭微觀調(diào)查數(shù)據(jù)相結(jié)合，由微觀視角切入分析數(shù)字普惠金融發(fā)展對居民家庭貧困的影響，并考慮不同居民家庭的異質(zhì)性。第二，依次構(gòu)建靜態(tài)貧困和動態(tài)貧困兩類指標，較為全面地反映了家庭貧困狀況。第三，除關(guān)注數(shù)字普惠金融發(fā)展對居民貧困減緩的靜態(tài)效應，本文還分析了二者之間可能存在的時滯效應和門檻效應這些動態(tài)關(guān)系。第四，受限于數(shù)據(jù)等原因，已有的研究對數(shù)字金融發(fā)展與貧困減緩間的機制分析得不夠清晰，故本文將使用調(diào)查數(shù)據(jù)進行這一方向的創(chuàng)新嘗試。

二、文獻回顧與研究假設(shè)的提出

World Bank（2001）指出，增加對貧困群體的信貸資金供給，有助于推動該群體的生產(chǎn)經(jīng)營活動并以此實現(xiàn)持續(xù)性生存。而金融天生的“逐利性”與“嫌貧愛富”的特質(zhì)是導致貧富差距長期存在和阻礙經(jīng)濟增長的一個重要因素。Collins等（2009）指出傳統(tǒng)金融機構(gòu)往往對低收入家庭“惜貸”，其對抵押擔保的硬性要求將致使低收入家庭面臨嚴重的融資約束，無法獲得意愿的金融服務，進而陷入持續(xù)性貧困陷阱。因此，構(gòu)建一個囊括社會各階層的普惠金融體系，增加弱勢群體的金融可及性將有助于消除貧困、縮小不平等差距，自此普惠金融成為學界和業(yè)界關(guān)注的焦點，且已有學者證實，普惠金融的發(fā)展有助于貧困的減緩（Anand和Chhikara，2013）。作為對傳統(tǒng)普惠金融發(fā)展方式的顛覆性改變，由數(shù)字技術(shù)和互聯(lián)網(wǎng)金融驅(qū)動發(fā)展起來的數(shù)字普惠金融旨在通過全方位地減緩弱勢群體面臨的金融排斥以縮小貧富差距和推動經(jīng)濟增長。

Shoji等（2012）指出貧困群體除滿足自身基本需求以外，并沒有額外的資金用于生產(chǎn)經(jīng)營等其他投資，導致這類群體遭遇不利沖擊時生活狀況進一步惡化，由此陷入永久性貧困陷阱。而數(shù)字普惠金融的發(fā)展則通過減緩由信息不對稱所帶來的流動性約束、金融排斥、門檻效應，社會各群體尤其是低收入群體能夠通過數(shù)字普惠金融發(fā)展為其提供的信貸資金，滿足正常生產(chǎn)生活尤其是擴大生產(chǎn)的資金需求，使得脫貧致富成為可能。另外，流動性約束是造成家庭或個體不能平滑消費的重要原因，而信貸可得性的增加可以降低流動性約束而促進消費增長（Ludvigson，1999）。進一步地，考慮到耐用消費品由于單位價值大更易受到流動性約束，因此數(shù)字普惠金融的信貸可得將更多地促進家庭耐用品消費。

生存狀態(tài)體現(xiàn)的是一個人的“能力”，Sen（1981）指出，貧困的本質(zhì)是人們改變其生存狀況、抵御各種風險的能力“被剝奪”了。作為一次購買但可長期反復使用的消費品，耐用消費品可以提高生活水平，改善家庭的生活質(zhì)量，增加個體的福利，更能準確反映一個家庭擺脫貧困的能力。但由于經(jīng)濟條件的差異，高收入群體可以購置相應的生活物品以提升其生活質(zhì)量；而低收入群體受制于收入等資源的約束，缺乏完成這些“功能性活動”的“能力”。因此可以認為，數(shù)字普惠金融可以增加信貸可得性進而將信貸用于耐用品支出以降低居民貧困，且其對農(nóng)村家庭的影響程度將更為顯著。Rayner和Cowling（1968）發(fā)現(xiàn)美國與英國的農(nóng)民對拖拉機等農(nóng)場的投資受信貸資金的約束，而當信貸資金增加時，農(nóng)民將增加對灌溉等農(nóng)用耐用品的投資。進一步地，Rosenzweig和Wolpin（1993）指出農(nóng)民持有的耐用品資產(chǎn)幾乎都是用于生產(chǎn)的，而生產(chǎn)性資產(chǎn)可以反映農(nóng)村家庭脫貧和抵御貧困的可能性；且耐用消費品的增加意味著家庭資產(chǎn)的豐富進而可以有效降低家庭的貧困狀況。

綜上，低收入群體或弱勢群體可以通過數(shù)字普惠金融的發(fā)展?jié)M足其對信貸、投資理財、保險等金融服務的需求，并基于此實現(xiàn)生產(chǎn)經(jīng)營、消費平滑與降低風險等多種目的，最終起到降低貧困發(fā)生率的積極作用。基于此，我們提出本文的研究假設(shè)1。

假設(shè)1：數(shù)字普惠金融的發(fā)展通過緩解信貸約束、增加低收入群體的信貸可得性而直接降低居民的貧困水平，且信貸資金主要用于生產(chǎn)經(jīng)營和增加耐用品消費。

盡管貧困的含義越來越豐富，但收入水平始終是度量居民是否貧困的重要標志。因此，促進收入增長和改善收入分配儼然是數(shù)字普惠金融發(fā)展降低居民貧困的重要途徑。首先，經(jīng)濟增長是數(shù)字普惠金融發(fā)展降低居民貧困水平的渠道之一。一方面，普惠金融的數(shù)字化發(fā)展通過風險管理、儲蓄投資、價格發(fā)現(xiàn)等，可以提高資金的周轉(zhuǎn)率，增大金融服務的觸達性，由此通過節(jié)省金融交易的成本、增加資金的投資績效而最終促進經(jīng)濟增長。另一方面，經(jīng)濟增長可以通過帶來一國物質(zhì)等財富的增加、提供更多的就業(yè)機會以及營造更好的經(jīng)濟環(huán)境而推動收入水平的增加，即維持經(jīng)濟的持續(xù)增長是降低居民貧困水平的重要基礎(chǔ)（Kraay，2006）。因此，我們提出研究假設(shè)2。

假設(shè)2：數(shù)字普惠金融的發(fā)展將通過促進收入增長而間接降低居民貧困。

除卻促進經(jīng)濟增長，普惠金融的發(fā)展還有利于收入分配差距的縮小，以此達到改善貧困群體收入分配狀況的目的。在普惠金融形成的早期，金融機構(gòu)提供金融服務的成本依然較高，金融服務的普及度仍然很低，我國天然的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，致使農(nóng)村等欠發(fā)達地區(qū)仍然存在較嚴重的金融排斥問題，而數(shù)字技術(shù)的發(fā)展則可以有效地解決這一問題。一方面，以往傳統(tǒng)金融體系難以觸及的地域及人群通過互聯(lián)網(wǎng)和移動支付可以方便快捷地獲得所需的金融服務，實現(xiàn)了金融服務的廣覆蓋。另一方面，大數(shù)據(jù)、云計算、人工智能等現(xiàn)代化的數(shù)字技術(shù)手段也便利了金融機構(gòu)對農(nóng)村等欠發(fā)達地區(qū)信用數(shù)據(jù)的搜集，而通過征信可以完善風險控制體系，使得數(shù)字化技術(shù)可以更好地為低收入或弱勢群體提供金融服務，并以此促進公平分配。

但受制于錯綜復雜的現(xiàn)實制約，數(shù)字普惠金融的發(fā)展是否可以有效縮小收入差距尚待商榷。普惠金融體系中重要構(gòu)成的微型金融機構(gòu)可能存在脫離低收入群體的使命漂移現(xiàn)象。在互聯(lián)網(wǎng)等信息技術(shù)高度發(fā)達的當代，數(shù)字技術(shù)的普及與應用為金融領(lǐng)域的拓展提供了可能性（謝平和鄒傳偉，2012）。但實際情況是以網(wǎng)絡(luò)和電話為媒介的數(shù)字技術(shù)難以有效地在貧困等欠發(fā)達地區(qū)進行推廣和使用（Johnson和Arnold，2012），且由于缺少相關(guān)金融知識，使用數(shù)字技術(shù)的低收入群體對小額理財、小額借貸等線上金融服務的使用更是少之又少?；诖耍覀兲岢鲅芯考僭O(shè)3。

假設(shè)3：數(shù)字普惠金融的發(fā)展可能改善或惡化收入分配狀況，因此其最終能否減緩居民貧困取決于正向效應與負向效應相互作用的凈效應。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取與描述性統(tǒng)計

（一）數(shù)據(jù)來源

家庭層面的數(shù)據(jù)來源于北京大學的中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）。CFPS是一項全國性的綜合社會跟蹤調(diào)查項目，其調(diào)查樣本覆蓋中國25個省市，通過每兩年一次的動態(tài)追蹤調(diào)查，建立了個體、家庭、社區(qū)三個層次的追蹤數(shù)據(jù)庫?？紤]到數(shù)字普惠金融指數(shù)的樣本期，本文最后使用2012年、2014年和2016年三輪追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，并構(gòu)建了三期的面板數(shù)據(jù)。為了對中國數(shù)字金融的普惠性進行刻畫，北京大學數(shù)字金融研究中心和螞蟻金服集團共同編制了中國數(shù)字普惠金融指數(shù)（郭峰等，2020）。該指數(shù)采用了螞蟻金服的交易賬戶數(shù)據(jù)，在很大程度上刻畫了中國數(shù)字金融的發(fā)展及其普惠性。

（二）模型設(shè)定及變量選?、僖蚱?，本文省略了主要變量的定義和描述性統(tǒng)計，感興趣的讀者請見《經(jīng)濟科學》官網(wǎng)“附錄與擴展”中的表A1和表A2。

為了考察數(shù)字普惠金融發(fā)展是否可以緩解居民貧困，本文構(gòu)建如下回歸方程：

式（1）中，Povertyijt為城市j中第i個家庭在第t年的貧困狀況，是本文重要的被解釋變量。借鑒張棟浩和尹志超（2018）的做法，本文構(gòu)建靜態(tài)和動態(tài)兩類指標以度量家庭的貧困狀況。一是根據(jù)世界銀行2015年的貧困標準，將家庭日人均消費低于1.9美元和3.1美元②根據(jù)世界銀行公布的數(shù)據(jù)，2011年的購買力平價是1美元等于3.505元人民幣，2011—2015年的CPI數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局。經(jīng)購買力平價和CPI調(diào)整之后，1.9美元對應2011年、2013年、2015年人均消費分別為2 431元、2 560元、2 647元；3.1美元對應2011年、2013年、2015年人均消費分別為3 967元、4 176元、4 320元。的界定為貧困家庭，賦值為1，而大于1.9美元和3.1美元的則界定為0。二是構(gòu)建可以隨時間變化的貧困動態(tài)信息，即貧困脆弱性，具體的構(gòu)造過程參見張棟浩和尹志超（2018）。

本文的核心解釋變量為DFIjt，其表示在第t年第j個城市的數(shù)字普惠金融指數(shù)，由北京大學數(shù)字金融研究中心和螞蟻金服集團共同編制的中國數(shù)字普惠金融指數(shù)衡量。此外，在穩(wěn)健性檢驗部分，本文還選用了覆蓋廣度、使用深度兩個二級維度指標①考慮到數(shù)字支持服務指數(shù)這一指標在2011—2015年變動較大，本文此處不選用該子維度指標進行穩(wěn)健性檢驗。以及支付業(yè)務、保險業(yè)務和信貸業(yè)務三個三級維度指標作為地區(qū)數(shù)字普惠金融指數(shù)的衡量指標，以保證估計結(jié)果的穩(wěn)健性。Xijt為影響居民貧困的其他控制變量，包括戶主年齡、性別、是否已婚、文化程度、家庭所在社區(qū)或村居經(jīng)濟狀況以及家庭所在城市的人均GDP及金融發(fā)展水平等。μt表示年度固定效應。

（三）居民貧困的統(tǒng)計分析

表1按照數(shù)字普惠金融指數(shù)大小進行分組，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在任一貧困標準下，數(shù)字普惠金融發(fā)展水平越高，居民發(fā)生貧困的概率越小。具體而言，以日人均消費1.9美元為貧困標準時，當城市的數(shù)字普惠金融指數(shù)在23.88—59.31時，有9.9%的居民處于貧困狀況；但當城市的數(shù)字普惠金融指數(shù)提高到161.17—231.13時，則僅有4.2%的居民處于貧困狀況。即通過表1的分析可知，數(shù)字普惠金融與居民貧困存在負相關(guān)關(guān)系，為更詳細考察兩者關(guān)系的顯著性以及內(nèi)在作用機理，本文將進一步采用計量模型進行實證檢驗。

表1 數(shù)字普惠金融與家庭貧困的描述性統(tǒng)計

四、實證分析

（一）基準回歸

表2報告了數(shù)字普惠金融與居民貧困的基準回歸結(jié)果。表2中第（1）—（3）列的被解釋變量是以日人均消費1.9美元貧困標準度量的居民是否貧困與家庭貧困脆弱性的指標，表2中第（4）—（6）列的被解釋變量是以日人均消費3.1美元貧困標準度量的居民是否貧困與家庭貧困脆弱性的指標?？梢钥闯觯谥鸩郊尤雮€體、家庭層面的控制變量后，無論是在1.9美元貧困標準還是在3.1美元貧困標準下，數(shù)字普惠金融指數(shù)均在1%的統(tǒng)計水平上顯著為負，即數(shù)字普惠金融的發(fā)展可以減少居民貧困的發(fā)生，降低家庭貧困脆弱性。具體而言，數(shù)字普惠金融指數(shù)每增加一個單位，在1.9美元貧困標準下，居民貧困的發(fā)生概率將降低0.14個百分點；在3.1美元貧困標準下，貧困發(fā)生概率將降低0.25個百分點。

表2 數(shù)字普惠金融與居民貧困：Probit基準回歸

崔艷娟和孫剛（2012）發(fā)現(xiàn)受金融服務成本等因素的制約，金融發(fā)展的減貧效應將呈先惡化后改善的倒U形曲線（橫軸為金融發(fā)展水平，縱軸為居民貧困發(fā)生率）。為驗證數(shù)字普惠金融發(fā)展的減貧效應是否也存在門檻效應，我們在實證模型中納入數(shù)字普惠金融指數(shù)的二次項進行檢驗。在表3的第（1）列和第（4）列中，數(shù)字普惠金融指數(shù)的一次項系數(shù)顯著為正，二次項系數(shù)顯著為負，數(shù)字普惠金融發(fā)展與居民貧困間呈倒U形曲線，驗證了Kuznets假說。具體來看，在日人均消費1.9美元貧困標準下，當數(shù)字普惠金融指數(shù)低于130時，其增加反而加劇居民貧困的發(fā)生，而當數(shù)字普惠金融指數(shù)超過130時，其增加將顯著降低居民貧困。這說明在數(shù)字普惠金融發(fā)展初期，囿于以互聯(lián)網(wǎng)和電話為介質(zhì)的數(shù)字技術(shù)在貧困地區(qū)較低的普及率和擁有率，數(shù)字普惠金融的發(fā)展并不利于貧困群體收入的增長，即數(shù)字普惠金融發(fā)展的早期階段并不能降低貧困率。但隨著政府相關(guān)扶貧政策措施的逐步落實，低收入家庭承擔成本的能力逐漸得以提高，此時數(shù)字普惠金融的發(fā)展對居民家庭的減貧效應將開始顯現(xiàn)。

進一步地，謝平和鄒傳偉（2012）指出，在通信技術(shù)快速發(fā)展的當代，數(shù)字技術(shù)的普及極大便利了金融服務的延伸，尤其是在偏遠貧困地區(qū)。但現(xiàn)實情況可能是，由于金融知識的欠缺，使用數(shù)字技術(shù)的低收入者依然偏少，這一方面歸因于數(shù)字普惠金融是一個新事物，人們對其接受需要一定的時間；另一方面數(shù)字普惠金融發(fā)展提高收入水平和縮小收入差距的效果尚需一定的時間方能顯現(xiàn)?；诖?，表3的第（2）、（3）列和第（5）、（6）列對數(shù)字普惠金融發(fā)展的時滯性進行了探討。表3中的第（2）、（5）列顯示，滯后一期的數(shù)字普惠金融的減貧效應顯著。同時，第（3）、（6）列的結(jié)果表明，當同時考慮當期和滯后一期的數(shù)字普惠金融指數(shù)時，可以發(fā)現(xiàn)，滯后一期數(shù)字普惠金融的減貧效應大于當期數(shù)字普惠金融的減貧效應，即數(shù)字普惠金融對居民貧困的減緩具有明顯的時滯性，這可能是由于貧困群體受教育水平較低、金融知識匱乏，進而導致其對新事物沖擊的反應遲鈍。

表3 數(shù)字普惠金融與居民貧困：門檻效應與時滯效應

（二）內(nèi)生性討論

盡管上述基準回歸中控制了個體、家庭以及城市層面的控制變量，但仍可能存在影響居民貧困的遺漏變量導致的內(nèi)生性問題。為盡量降低這種內(nèi)生性問題所產(chǎn)生的估計偏誤，本文采取如下三種方法：第一，代理變量法。家庭資產(chǎn)可以通過變現(xiàn)、分紅等方式影響居民收入和消費支出，即家庭資產(chǎn)可能是影響居民貧困的重要因素，因此我們以扣除未償債務后的凈資產(chǎn)構(gòu)建家庭資產(chǎn)的代理變量。加入家庭凈資產(chǎn)后，表4中第（1）列顯示，與基準回歸結(jié)果比較可知，數(shù)字普惠金融的估計系數(shù)依然顯著為負。第二，面板固定效應法。利用面板數(shù)據(jù)特征，我們在方程中同時控制年份和家庭固定效應進行雙向固定效應回歸，以期消除部分內(nèi)生性問題。表4中第（2）列的雙向固定效應回歸結(jié)果顯示，在1.9美元的貧困標準下，數(shù)字普惠金融仍然具有顯著的減貧效應。第三，工具變量法。首先參照Bartik（2009）的做法，構(gòu)建一個Bartik工具變量，其等于滯后一期的數(shù)字普惠金融指數(shù)DFIjt-1與時間維度上的一階差分ΔDFItt-1的乘積。這是因為Bartik工具變量與所在城市的數(shù)字普惠金融發(fā)展水平直接相關(guān)，但不會通過其他渠道直接影響居民貧困率，同時滿足工具變量的相關(guān)性和外生性兩個條件。

表4 數(shù)字普惠金融指數(shù)與居民貧困：IVProbit

續(xù)表4

表4中第（3）、（4）列給出了基于Bartik工具變量的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示，在日人均消費1.9美元的貧困標準下，數(shù)字普惠金融的發(fā)展顯著降低了居民貧困的發(fā)生，第一階段F統(tǒng)計量均遠大于10，即工具變量是有效的。此外，我們也借鑒Bucher-Koenen和Lusardi（2011）的做法，選用除樣本家庭所在城市之外的其余城市的省級平均數(shù)字普惠金融作為工具變量，估計結(jié)果見表4中的第（5）、（6）列。結(jié)果顯示，省級平均數(shù)字普惠金融這一工具變量統(tǒng)計顯著為正，即對內(nèi)生變量數(shù)字普惠金融指數(shù)具有較強的解釋力；數(shù)字普惠金融依然具有顯著的減貧效應。將表4與表2比較可知，工具變量回歸后的數(shù)字普惠金融指數(shù)的估計系數(shù)有所增大，但系數(shù)符號和顯著性均保持一致，由此進一步表明采用上述三種方法糾正內(nèi)生性問題的思路是可行的，結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

（三）穩(wěn)健性檢驗

除借鑒世界銀行的貧困標準反映家庭是否貧困外，我們也可以直接選用日人均消費支出作為居民是否貧困的間接度量指標（崔艷娟和孫剛，2012）。此外，除選用數(shù)字普惠金融一級維度指數(shù)外，我們也選用了其二級乃至三級維度的子指標進行了相應的回歸?；貧w結(jié)果①相應的回歸結(jié)果請見《經(jīng)濟科學》官網(wǎng)“附錄與擴展”中的表A3。顯示，覆蓋廣度指數(shù)和支付指數(shù)減貧效應顯著，而其余子指數(shù)對居民貧困的作用不顯著。據(jù)此我們推測，導致這一差異性的減貧效應可能是由于這兩類服務發(fā)展程度較高，其他幾項服務的發(fā)展還沒有越過非線性結(jié)果的拐點?；诖?，我們進一步在模型中依次納入二級與三級子指標的二次項進行檢驗。結(jié)果②相應的回歸結(jié)果請見《經(jīng)濟科學》官網(wǎng)“附錄與擴展”中的表A4。顯示，二級與三級子指標均呈倒U形特征，盡管系數(shù)并不顯著，其中可以發(fā)現(xiàn)覆蓋廣度與支付指數(shù)確實已越過拐點，與我們的猜測一致。因此，穩(wěn)健性回歸的結(jié)果說明，無論是替換居民貧困的指標，還是將數(shù)字普惠金融替換成若干子指標，我們依然能得到數(shù)字普惠金融顯著的減貧效應，從而表明基準回歸結(jié)論是穩(wěn)健可靠的。

五、進一步討論

（一）影響機制

數(shù)字普惠金融發(fā)展減緩居民貧困的直接作用機制體現(xiàn)在其可通過為低收入及弱勢群體提供更低成本、更加便捷的信貸支持等金融服務而緩解信貸約束、增加信貸可得性。數(shù)字普惠金融的發(fā)展將使得過去有好的投資時機但卻欠缺資金的個體，欲進行人力資本投資但缺乏教育資金的個體，難以負擔醫(yī)療費用進而導致有病不治陷入貧困陷阱的個體，均可迅速獲得資金支持，并解決其各自面臨的信貸約束問題進而降低居民貧困。由于信貸可得性的增加直接表現(xiàn)為家庭債務規(guī)模的擴大，為驗證這一信貸可得性機制，我們以家庭未償債務規(guī)模作為對信貸可得性的間接度量。表5給出了相應的回歸結(jié)果。對于家庭而言，住房作為家庭資產(chǎn)的重要構(gòu)成，價值較大，買房的相關(guān)貸款一般直接來自銀行，與數(shù)字普惠金融的相關(guān)性較小，為此我們進一步僅考慮非住房類貸款。如表5中第（4）—（6）列的結(jié)果顯示，非住房類債務是數(shù)字普惠金融減緩居民貧困的中介機制，由此說明了數(shù)字普惠金融的發(fā)展將通過增加信貸可得性而降低居民貧困。

表5 數(shù)字普惠金融與居民貧困：信貸機制

進一步地，我們需要考慮的是，數(shù)字普惠金融發(fā)展向貧困群體所提供的信貸主要投放到哪些領(lǐng)域。進而可以判斷貧困群體對信貸資金的使用是否合理，即區(qū)別于社會救助，數(shù)字普惠金融不是簡單地降低貧困，而是解決有價值、有經(jīng)濟前景的貧困。一方面，陳飛和盧建詞（2014）指出偏低的非農(nóng)經(jīng)濟活動參與是制約貧困家庭收入增長的主要障礙。而Park和Mercado（2016）則認為，金融可得性有利于幫助低收入群體創(chuàng)辦私營企業(yè)、參與生產(chǎn)經(jīng)營活動并最終起到降低貧困發(fā)生的作用。此外，Banerjee和Newman（1993）也發(fā)現(xiàn)，當信貸市場發(fā)展不成熟時，貧困個體由于受信貸約束而選擇受雇類工作，非貧困個體則可以依賴自有資產(chǎn)和外部融資成為企業(yè)家。因此，我們構(gòu)建家庭是否創(chuàng)業(yè)這一變量，以反映個體是否經(jīng)營或創(chuàng)辦私營企業(yè)。另一方面，Ludvigson（1999）指出信貸可得性可以緩解流動性約束而促進消費增長，尤其是耐用消費品支出的增加?；诓煌刨J用途的回歸結(jié)果顯示①相應的回歸結(jié)果請見《經(jīng)濟科學》官網(wǎng)“附錄與擴展”的表A5。，信貸資金的增加將通過增加家庭創(chuàng)業(yè)與耐用品消費而降低貧困。因此，本文的理論假說1得以驗證，即數(shù)字普惠金融的發(fā)展將通過增加信貸可得性而減緩居民貧困，且這一信貸資金主要用于生產(chǎn)經(jīng)營和耐用品消費支出，其中耐用品支出的作用在農(nóng)村家庭中更為突出。

為驗證數(shù)字普惠金融的發(fā)展是否通過促進收入增長和縮小收入差距這兩種機制減緩居民貧困，我們依次計算收入復合增長率和收入差距。在支出層面上，以城市為單位，根據(jù)城市內(nèi)每個家庭的人均消費支出測算每個城市的百分位差，選取p90/p10、p90/p50、p50/p10這三個分位數(shù)支出比衡量該城市的收入差距，其中p90/p10表示第90個百分位數(shù)與第10個百分位數(shù)上家庭人均消費支出之比，其余兩個指標表示類似的定義。表6給出了相應的估計結(jié)果。表6中第（1）—（3）列的回歸結(jié)果顯示，在日人均消費支出1.9美元的貧困標準下，數(shù)字普惠金融的發(fā)展可能部分借助促進收入增長這一機制而降低居民貧困，驗證了理論假說2。表6中第（4）—（6）列的結(jié)果顯示，在日人均消費支出1.9美元的貧困標準下，數(shù)字普惠金融的發(fā)展將通過縮小收入差距而顯著降低居民貧困，驗證了理論假說3。同樣地，即使是以p90/p10、p90/p50這兩個分位數(shù)支出比衡量的收入差距，數(shù)字普惠金融的發(fā)展與居民貧困間的收入差距這一機制依然顯著存在。

表6 數(shù)字普惠金融與居民貧困：收入增長與收入差距

（二）減貧條件識別

即便信貸資金充裕，但如果貧困群體自身能力較差、金融素養(yǎng)欠缺，也會導致該群體對金融資源的配置效率低下，阻礙數(shù)字普惠金融減貧效應的發(fā)揮。王偉和朱一鳴（2018）指出如果普惠金融只關(guān)注貧困地區(qū)對金融機構(gòu)的接觸性排斥，反而會加劇資金外流，不利于減貧。因此，我們還有必要從個體的人力資本角度出發(fā)進一步探討數(shù)字普惠金融發(fā)揮減貧作用所需要滿足的條件。借鑒已有文獻的通常做法，我們首先選用戶主的受教育年限來衡量人力資本。根據(jù)人力資本新增長理論，受教育水平的提升意味著人力資本的積累增強，個體接受知識或技術(shù)進步以及“駕馭”物質(zhì)資本的能力均隨之增強，進而帶來生產(chǎn)率和收入水平的提高。繼而我們依據(jù)戶主的受教育年限將樣本依次劃分為沒上過學、小學學歷、初中學歷、高中及以上學歷四組。①限于大學本科以上的個體僅有489個，占4.69%，因此將大學本科以上的樣本也歸入高中學歷樣本中。此外，我國的教育資源分配存在結(jié)構(gòu)性差異，僅用受教育年限難以準確衡量人力資本，而認知能力指的是人腦提取、儲存和加工信息的能力，能體現(xiàn)個體所特有的內(nèi)在能力，進而能更好地反映個體間的人力資本差異?；诖耍覀儾捎脝柧碇惺茉L者的字詞識記得分作為戶主認知能力的測度。表7的估計結(jié)果顯示，戶主的受教育程度越高或認知能力越大，數(shù)字普惠金融越能發(fā)揮減貧效應①與郭峰和王瑤佩（2020）的研究結(jié)論一致。，同時這一結(jié)果也說明，中國政府在貧困地區(qū)的扶貧政策上應特別關(guān)注貧困戶的人力資本提升。

表7 數(shù)字普惠金融與居民貧困：教育與認知能力分組

發(fā)展數(shù)字普惠金融的初衷在于為社會各階層，尤其是低收入和弱勢群體提供金融服務，實現(xiàn)金融的包容性增長。那么，數(shù)字普惠金融的發(fā)展究竟是否實現(xiàn)了這一目的？基于此，我們分別按照收入、社會資本和健康狀況進行了分組回歸以檢驗數(shù)字普惠金融減貧效應的異質(zhì)性。將家庭總收入進行升序排列，高于均值的定義為高收入組，低于均值的定義為低收入組；將大于中位數(shù)的定義為高社會資本組，低于中位數(shù)的定義為低社會資本組；根據(jù)2013年原中國衛(wèi)計委發(fā)布的標準，中國人的標準BMI指數(shù)（體質(zhì)指數(shù)，體重與身高平方的比值）為18.5—23.9，將指數(shù)超過這一區(qū)間的居民定義為不健康，取值為1，反之則為健康，取值為0。結(jié)果顯示②限于篇幅，此分組回歸結(jié)果沒有報告，感興趣的作者可向作者索要。，對于收入越低、社會資本越匱乏以及健康狀況越差的家庭，數(shù)字普惠金融越能較好地發(fā)揮減貧作用，說明數(shù)字普惠金融的發(fā)展確實起到了為低收入與弱勢群體提供金融服務的作用。

六、結(jié)論及政策性建議

本文從微觀視角上實證探討了數(shù)字金融發(fā)展對居民貧困減緩的影響，豐富了已有的研究，同時細致探討了數(shù)字金融發(fā)展減貧效應的門檻值、時滯效應以及需要滿足的減貧條件。進一步地，本文綜合利用了代理變量法、雙向固定效應和工具變量法，較好地糾正了文中可能存在的內(nèi)生性問題。概括而言，本文的主要結(jié)論與啟示如下：

第一，數(shù)字普惠金融的發(fā)展可以顯著降低居民貧困的發(fā)生，無論是以日人均消費支出1.9美元（3.1美元）貧困標準下的居民是否貧困還是貧困脆弱性來衡量。在各項子維度中，數(shù)字普惠金融覆蓋廣度指數(shù)與使用深度中的支付指數(shù)都具有顯著的減貧效應。這說明，數(shù)字普惠金融以低成本向社會各階層，尤其是欠發(fā)達地區(qū)和弱勢群體提供金融服務的方式有效減緩了居民貧困，因此需要持續(xù)推進數(shù)字普惠的發(fā)展，積極發(fā)揮其在提供信貸支持、增加收入和改善收入分配中的作用。

第二，受金融服務成本、金融知識匱乏等因素的限制，數(shù)字金融發(fā)展的減貧作用呈先惡化后改善的效應；同時，數(shù)字金融發(fā)展的減貧作用具有明顯的時滯性。這就要求相關(guān)政府部門充分考慮數(shù)字金融減貧效應的這一動態(tài)時間效應，有序逐步地擴大數(shù)字金融的覆蓋面。

第三，數(shù)字普惠金融發(fā)展除可以借助物質(zhì)資本手段減緩貧困之外，其減貧效應的發(fā)揮也需要貧困群體滿足一定的條件，即受教育程度或認知能力越高，這一減貧效應越充分。此外，對于低收入、社會資本匱乏、健康狀況差的家庭，數(shù)字普惠金融的發(fā)展能夠顯著降低貧困發(fā)生率。這一方面說明政府應增強對貧困落后地區(qū)人力資本的投資，提高貧困地區(qū)的受教育水平和認知能力，以此達到降低貧困的目標；另一方面，這也側(cè)面反映了數(shù)字普惠金融發(fā)展的合理性，即其確實起到了幫助低收入與弱勢群體的作用。