胡中立，王書華

（山西財經(jīng)大學金融學院，山西太原030006）

一、引言

改革開放以來，我國以經(jīng)濟建設為中心，進入了持續(xù)高速增長期，居民的收入水平也在不斷提高。隨著我國社會主要矛盾的轉(zhuǎn)變，人民追求美好生活的意愿日益強烈。習近平總書記在十九屆五中全會上指出：“我國發(fā)展不平衡不充分問題仍然突出，城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展和收入分配差距較大”。城鄉(xiāng)家庭收入差距依然較大是我國民生領域內(nèi)發(fā)展不平衡不充分的主要問題，嚴重阻礙了人民日益增長的美好生活需要。根據(jù)國家衛(wèi)生計劃生育委員會2015 年公布的《中國家庭發(fā)展報告》，2015 年中國城鎮(zhèn)居民的可支配收入已突破3 萬元，而農(nóng)村居民僅為1 萬元左右，城鎮(zhèn)居民的收入是農(nóng)村居民的3 倍。之后的4 年中，雖然城鄉(xiāng)居民收入之比略有下降，由2015 年的2.951 下降為2017 年的2.710，但2019 年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入突破4 萬元，而農(nóng)村居民的人均可支配收入增長緩慢，仍保持在1 萬元左右，城鄉(xiāng)居民收入之比擴大為3.3。城鄉(xiāng)家庭收入差距的不斷擴大會造成社會結(jié)構(gòu)失衡、社會分化等負面影響，為緩解收入差距的進一步擴大，中共中央政治局多次召開會議，自第十七屆四中全會以來便將縮小居民收入差距列為重要工作之一，第十九屆五中全會中將顯著縮小城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距和提高居民生活水平作為2035 年要實現(xiàn)的遠景目標之一。因此，我們需要從根源分析和探討如何延緩城鄉(xiāng)家庭收入差距不斷擴大的趨勢，探索導致收入差距不斷擴大的原因。

影響城鄉(xiāng)收入差距的因素有很多，國外學者早在1973 年就注意到金融是影響城鄉(xiāng)收入差距的重要因素，金融發(fā)展能夠有效緩解城鄉(xiāng)收入差距（蔡昉，2013；張彤進，2016）[1，2]。隨著金融發(fā)展水平的逐漸提高，初始財富規(guī)模較小的農(nóng)村地區(qū)居民能夠借助金融機構(gòu)獲得信貸支持，從而進行人力資本投資，之后從事現(xiàn)代先進工作以提高收入，進而縮小與城市地區(qū)居民收入水平的差距，因此可以通過提升金融發(fā)展水平來緩解城鄉(xiāng)收入差距（Galor and Zeira，1993）[3]。然而，我國的金融發(fā)展面臨城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的困境，金融資源更多地流向了經(jīng)濟發(fā)展水平較高的城鎮(zhèn)地區(qū)，農(nóng)村地區(qū)面臨較為嚴重的金融供給不足，甚至還存在一定程度的金融排斥現(xiàn)象（王書華和楊有振，2015）[4]。因此，充分發(fā)揮金融發(fā)展緩解城鄉(xiāng)收入差距作用的前提是扭轉(zhuǎn)當前城鄉(xiāng)二元金融發(fā)展結(jié)構(gòu)。為此，中國共產(chǎn)黨第十八屆中央委員會第三次全體會議通過了《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》，其中第三部分第12 條明確提出，要“發(fā)展普惠金融，鼓勵金融創(chuàng)新，豐富金融市場層次和產(chǎn)品”。普惠金融是基于機會平等要求和商業(yè)可持續(xù)發(fā)展原則，來滿足社會不同群體和階層對于適當、有效金融服務的需求。普惠金融側(cè)重于在提升金融服務便利性的同時降低社會不同群體和階層的獲取成本，緩解農(nóng)村地區(qū)的金融排斥現(xiàn)象，促使金融資源分配更加公平（勾東寧和田鈺，2020）[5]。普惠金融的發(fā)展雖然在一定程度上緩解了農(nóng)村地區(qū)金融服務的供給問題，然而在具體實施過程中仍受成本過高的限制，“普惠”效果大打折扣。為了進一步降低金融供給成本，提升金融服務的有效性，依托數(shù)字技術(shù)的數(shù)字普惠金融應運而生。數(shù)字普惠金融是將大數(shù)據(jù)、云計算、數(shù)據(jù)通訊等互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)應用于金融領域，利用其促進信息共享的作用降低金融供給的門檻和成本，擴大金融服務的覆蓋范圍，提高受金融排斥影響較大的農(nóng)村地區(qū)對于金融服務的可得性。

本文以金融發(fā)展影響收入差距的理論為指導，在既有文獻的基礎上探討數(shù)字普惠金融對于城鄉(xiāng)收入差距的影響，以我國各省級行政單位為樣本，結(jié)合2011—2018 年各省的多項數(shù)據(jù)分析了我國數(shù)字普惠金融影響城鄉(xiāng)收入差距的直接效應、中介效應、門檻效應以及二者關(guān)系的區(qū)域異質(zhì)性。結(jié)果表明：首先，我國數(shù)字普惠金融水平的提高能夠有效緩解城鄉(xiāng)間的收入差距；其次，數(shù)字普惠金融能夠通過降低農(nóng)村地區(qū)的貧困發(fā)生率從而緩解城鄉(xiāng)收入差距，并且隨著教育水平的提升，數(shù)字普惠金融對于城鄉(xiāng)收入差距的緩解作用會加強；最后，中西部地區(qū)數(shù)字普惠金融水平對于收入差距的緩解效果優(yōu)于東部地區(qū)。

本文具有以下貢獻：不僅分析了數(shù)字普惠金融影響城鄉(xiāng)收入差距的直接效應，還引入農(nóng)村地區(qū)貧困發(fā)生率，從減貧視角探討了數(shù)字普惠金融影響收入差距的中介效應；區(qū)別于既有文獻在分析數(shù)字普惠金融影響城鄉(xiāng)收入差距的門檻效應時，考慮數(shù)字普惠金融與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平，本文以各地區(qū)教育水平作為門檻變量，分析了教育在數(shù)字普惠金融影響城鄉(xiāng)收入差距中起的作用，豐富和推進了數(shù)字普惠金融與收入差距的相關(guān)研究。

二、文獻綜述

（一）普惠金融的定義與構(gòu)成

金融通過對資金進行轉(zhuǎn)移從而實現(xiàn)經(jīng)濟社會中資源的有效配置，然而信息不對稱的存在不僅會產(chǎn)生逆向選擇與道德風險，而且會提高金融服務的提供的成本，加上資本的逐利性，會驅(qū)使金融服務更青睞于資產(chǎn)稟賦較高的高收入人群，將資產(chǎn)規(guī)模較小的低收入人群排斥在外，這種被稱為金融排斥的現(xiàn)象在金融業(yè)內(nèi)普遍存在（Demirgü?-Kunt and Levine，2009）[6]。為了緩解金融排斥導致的不平衡不充分發(fā)展問題，聯(lián)合國于2005 年提出了“普惠金融”的概念，中國則于2006 年將其引入，并于2013 年在黨的十八屆三中全會中正式提出“發(fā)展普惠金融”的構(gòu)想。2016 年國務院正式出臺《推進普惠金融發(fā)展規(guī)劃（2016—2020 年）》，同年數(shù)字普惠金融的概念在G20 峰會上被正式提出。根據(jù)《G20 普惠金融高級原則》，數(shù)字普惠金融泛指利用數(shù)字金融服務推進普惠金融的行為，其中包括借助數(shù)字技術(shù)，以負責任的、成本可負擔的方式解決部分群體對于金融服務無法獲取或獲取成本較高的問題（黃益平和黃卓，2018）[7]。因此可以看出，數(shù)字普惠金融是基于普惠的性質(zhì)，以金融為本質(zhì)、數(shù)字為手段來提供金融服務的一種方式（李牧辰等，2020）[8]。

基于數(shù)字普惠金融的定義，既有文獻認為其構(gòu)成主要體現(xiàn)為普惠金融的數(shù)字化以及數(shù)字金融的普惠性。（1）關(guān)于普惠金融的數(shù)字化。普惠金融是在傳統(tǒng)金融的基礎發(fā)展而來的，傳統(tǒng)金融范疇內(nèi)金融服務的提供方多為商業(yè)銀行，由于普惠金融的目標大多為低收入群體，低成本的金融服務以及由于信息不對稱導致的逆向選擇和道德風險都會對銀行利潤造成擠壓，因此商業(yè)銀行在提供普惠金融服務的過程中不得不面臨社會性與收益性之間的矛盾。不僅如此，我國的普惠金融體系尚不健全，存在信息成本較高的問題，特別是在農(nóng)村地區(qū)，不僅要克服農(nóng)民信用水平和抵押品價值較低的問題，還要面臨金融服務與當?shù)鼐用窠鹑谛枨蟛黄ヅ涞睦Ь常◤堢竦龋?017；李雪等，2021）[9，10]。在這種形勢下，數(shù)字技術(shù)的引入降低了信息的獲取成本，在分散商業(yè)銀行經(jīng)營風險的同時豐富了相關(guān)業(yè)務，從而擴大了普惠金融的發(fā)展空間（尹志超等，2019）[11]。（2）關(guān)于數(shù)字金融的普惠性。部分學者認為數(shù)字金融是互聯(lián)網(wǎng)公司進入金融領域的產(chǎn)物，是借助互聯(lián)網(wǎng)與信息技術(shù)提供金融服務，有別于傳統(tǒng)的資本市場與商業(yè)銀行（謝平等，2015）[12]。數(shù)字金融的普惠性體現(xiàn)在獲取信息的便利性與金融服務平臺的寬廣性上。一方面，數(shù)字技術(shù)不僅能夠提升信息的傳播速度，還能通過匯聚碎片信息的方式建立信用網(wǎng)絡，從而緩解了金融領域內(nèi)普遍存在的信息不對稱問題，并能根據(jù)不同客戶的需求提供差異化的金融服務；另一方面，互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展為客戶提供了更加寬廣的金融交易平臺，之前獲取金融服務較為困難的群體能夠借助互聯(lián)網(wǎng)平臺進行金融交易，突破了地理層面的限制（Gomber et al.，2017；袁鯤和曾德濤，2020）[13，14]。

（二）數(shù)字普惠金融與城鄉(xiāng)收入差距

對于數(shù)字普惠金融與城鄉(xiāng)收入差距的分析，源于對金融發(fā)展與收入差距的探討。關(guān)于金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響，部分學者認為金融發(fā)展能夠減小城鄉(xiāng)收入差距，即隨著金融發(fā)展水平的逐漸提升，居住在農(nóng)村地區(qū)、初始財富規(guī)模較小的居民能夠借助金融機構(gòu)獲得信貸支持，從而進行人力資本投資，之后從事現(xiàn)代先進工作以提高其收入，進而縮小與城市地區(qū)居民收入水平的差距，因此可以通過提升金融發(fā)展水平來緩解城鄉(xiāng)收入差距（Galor and Zeira，1993；Banerjee and Newman，1993）[3，15]。部分學者認為，金融發(fā)展會擴大城鄉(xiāng)收入差距，銀行更傾向于向居住在城市地區(qū)、還款能力較強的富人發(fā)放貸款。為了銀行經(jīng)營的穩(wěn)定，董事會高層會對銀行資本進行監(jiān)督以維護其聲譽，為此，銀行更愿意向富人提供信貸支持，收入差距也會隨之擴大（Maurer and Haber，2007；Dabla-Norris and Jivanovic，2015）[16，17]。還有部分學者認為金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間呈非線性關(guān)系。一方面，處于發(fā)展初期的金融體系存在較高的投資成本，富有的城市居民能夠負擔這部分費用，因此高收入人群的回報率高于低收入人群，表現(xiàn)為城鄉(xiāng)收入差距的擴大。隨著金融發(fā)展水平的提高，金融機構(gòu)的投資成本隨之降低，更多的農(nóng)村居民也可以通過金融機構(gòu)進行投資，進而緩解了與城市居民之間的收入差距，即二者呈倒U 型關(guān)系（Greenwood and Jovanovic，1990；肖燕飛，2009）[18，19]。另一方面，金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距還存在門檻效應，即當金融發(fā)展至一定水平后才會減小收入差距（Kim and Lin，2011；Law et al.，2014）[20，21]。

基于對金融發(fā)展影響收入差距的討論，部分學者發(fā)現(xiàn)信貸約束、發(fā)展不平衡、金融排斥等會對金融發(fā)展影響收入差距形成干預（貝多廣，2015）[22]。為了解決金融排斥問題，強調(diào)發(fā)展廣度的普惠金融成為了緩解收入差距的重要途徑，普惠金融由于提高了金融發(fā)展的廣度，因此對于經(jīng)濟增長存在顯著的正向促進作用，而經(jīng)濟增長能夠有效緩解城鄉(xiāng)收入差距（Fosu，2017）[23]。然而，在具體實施過程中卻發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村地區(qū)普遍存在的信息不充分問題制約了普惠金融對于城鄉(xiāng)收入差距的緩解作用，鑒于數(shù)字技術(shù)能夠在一定程度上緩解信息不對稱問題，因此嘗試將數(shù)字技術(shù)與普惠金融相結(jié)合（即數(shù)字普惠金融），來考察其能否緩解上述過程中存在的問題。關(guān)于數(shù)字普惠金融與城鄉(xiāng)收入差距，學者們采用不同方法驗證了數(shù)字普惠金融能夠緩解收入差距，并且證明了基于數(shù)字普惠金融基礎和主導功能所產(chǎn)生的衍生功能，能夠通過緩解農(nóng)村地區(qū)的教育約束進而縮小城鄉(xiāng)收入差距（宋曉玲，2017；梁雙陸和劉培培，2018）[24，25]。在此基礎上，部分學者發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融對于城鄉(xiāng)收入差距的影響存在異質(zhì)性。一方面，數(shù)字普惠金融的不同維度對于城鄉(xiāng)收入差距的影響存在差異，覆蓋廣度、移動支付和數(shù)字金融服務對于城鄉(xiāng)收入差距的緩解效果優(yōu)于小額信貸；另一方面，經(jīng)濟發(fā)展較為落后的地區(qū)數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的緩解效果優(yōu)于經(jīng)濟發(fā)展較為發(fā)達的地區(qū)，其原因在于，城鄉(xiāng)收入差距會隨著經(jīng)濟的發(fā)展而減小，因此數(shù)字普惠金融的緩解效應也會隨之降低（張彤進和任碧，2017；傅秋子和黃益平，2018；李建軍和韓珣，2019；王永靜和李慧，2021）[26-29]。此外，還有學者分析了數(shù)字普惠金融影響城鄉(xiāng)收入差距的空間效應，發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融較之傳統(tǒng)普惠金融，不僅緩解城鄉(xiāng)收入差距的效果更好，且存在正向的空間溢出效應，即對周圍相鄰地區(qū)的收入差距也具有緩解作用，而緩解效果的好壞主要由數(shù)字服務支持度決定（耿良和張曦月，2019）[30]。

綜上，既有文獻并不否認數(shù)字普惠金融對于城鄉(xiāng)收入差距的影響，鑒于數(shù)字普惠金融的概念相對較新，雖然探討呈上升態(tài)勢，但相關(guān)研究仍然較少，且多集中于二者間的直接關(guān)系，對于間接關(guān)系、非線性關(guān)系討論較少。因此，本文嘗試在既有文獻的基礎上，結(jié)合我國2011—2018 年省級面板數(shù)據(jù)，探討數(shù)字普惠金融對于城鄉(xiāng)收入差距的影響。

三、理論分析

在對數(shù)字普惠金融影響城鄉(xiāng)收入差距的相關(guān)文獻予以梳理之后，本文進一步以此為基礎進行理論分析。

（一）數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的直接影響

本文以金融發(fā)展影響收入差距的理論為指導，嘗試借助孫永強（2012）[31]所構(gòu)建的金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的兩部門模型分析數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的直接影響。

某一經(jīng)濟體中存在城市（u）和農(nóng)村（r）兩個部門，為了便于分析，假設兩部門相互獨立，且城市和農(nóng)村的勞動力人口分別為Lu與Lr。經(jīng)濟體中存在諸多競爭型廠商，其生產(chǎn)函數(shù)為一次齊次、二次可微、嚴格遞增且擬凹的函數(shù)，并滿足規(guī)模報酬不變和稻田條件。企業(yè)在生產(chǎn)過程中不僅需要自身的資金投入，還需要外源融資的支持，參考 Barro（1990）[32]內(nèi)生經(jīng)濟增長模型的設定，將企業(yè)的外源融資引入至其生產(chǎn)函數(shù)當中，進一步可以得到兩部門的生產(chǎn)函數(shù)為：

式（1）、式（2）分別表示城市部門和農(nóng)村部門的生產(chǎn)函數(shù)，其中 Y、K、L、F、A 分別為總產(chǎn)出、資本、勞動力、外源融資和技術(shù)水平，α 與γ 分別表示城市部門和農(nóng)村部門的資本產(chǎn)出彈性，β 與δ 分別表示城市部門和農(nóng)村部門外源融資的產(chǎn)出彈性，且α、γ、β、δ、α+β、γ+δ 的取值范圍為（0，1）。結(jié)合現(xiàn)實中城市部門的資本產(chǎn)出彈性大于農(nóng)村部門，進一步假設α＞γ。設定ρ=F/K 表示兩部門外源融資依賴度，ρ 越大表示外源融資依賴度越高，且ρ≥0。結(jié)合前文關(guān)于數(shù)字普惠金融的論述，數(shù)字普惠金融的主要目的在于緩解農(nóng)村地區(qū)的金融排斥現(xiàn)象，提高農(nóng)村地區(qū)金融可得性，因此在模型中利用ef=Fr/F=Fr/（Fu+Fr）表示數(shù)字普惠金融，從形式上可以看出，ef為農(nóng)村部門所獲得的外源融資占比，其值越高說明農(nóng)村部門地區(qū)金融可得性越高，即數(shù)字普惠金融水平越高。進一步設定τ=F/Y，表示外源融資占社會總產(chǎn)出的比重。

參考內(nèi)生經(jīng)濟增長模型的分析方法，令y=Y/L，k=K/L，f=F/L，隨即可進一步得到城市部門和農(nóng)村部門生產(chǎn)函數(shù)的密集形式，即：

假定兩部門的廠商按照利潤最大化原則進行生產(chǎn)，勞動力的工資收入則為勞動的邊際產(chǎn)品，進一步可以得到均衡狀態(tài)下社會中勞動力的工資為：

結(jié)合式（3）、式（4）、式（5），可以得到兩部門勞動力的工資為：

那么，兩部門間的收入差距則可以表示為：

進一步，兩部門的外源融資依賴度ρ=F/K=fL/kL=f/k，結(jié)合式（3）、式（4）可以得到：

將式（9）、式（10）分別帶入至式（6）、式（7），可以得到：

將式（11）、式（12）對外源融資依賴度進行求導，可以得到：

可以看出，式（13）與式（14）均為正，說明兩部門外源融資規(guī)模的擴大能夠提高其勞動力的收入。

進一步，對外源融資占社會總產(chǎn)出的比重τ=F/Y進行整理，可以得到：

移項可得：

根據(jù)式（16）構(gòu)建隱函數(shù)，即：

根據(jù)隱函數(shù)求導法，得到：

結(jié)合前文關(guān)于各變量的相關(guān)設定，可以推出：

可以看出，城鄉(xiāng)收入差距對數(shù)字普惠金融的導數(shù)為負，即隨著數(shù)字普惠金融水平的提升，城鄉(xiāng)收入差距會減小。

（二）數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的間接影響

數(shù)字普惠金融能夠降低農(nóng)村貧困地區(qū)居民獲得金融服務的成本，將更多的資金投入到生產(chǎn)當中，使當?shù)氐呢毨顩r得以緩解，居民可支配收入隨之增加，從而縮小與城市間的收入差距。

具體而言，其一，數(shù)字普惠金融能夠降低金融服務的供給成本，傳統(tǒng)金融服務的提供需要由各地區(qū)金融機構(gòu)的網(wǎng)點實現(xiàn)，雖然現(xiàn)在部分農(nóng)村地區(qū)覆蓋了一定數(shù)量的新型農(nóng)村金融機構(gòu)，但實際的覆蓋范圍仍然較為狹窄，并且貧困地區(qū)金融機構(gòu)提供金融服務的成本與發(fā)達地區(qū)差別不大，而經(jīng)營效益遠低于發(fā)達地區(qū)的金融機構(gòu)，因此導致金融機構(gòu)的網(wǎng)點并不能滲透至農(nóng)村貧困地區(qū)，當?shù)鼐用褚矡o法享受相應的金融服務（程惠霞和楊璐，2020）[33]。數(shù)字普惠金融則突破了金融服務供給在地域?qū)用娴南拗?，?shù)字技術(shù)的引入使得貧困地區(qū)居民即使在周圍金融機構(gòu)覆蓋面不廣的情況下也可以通過線上進行開戶、轉(zhuǎn)賬等金融交易，在降低金融服務供給成本的同時擴大了在農(nóng)村貧困地區(qū)的覆蓋面，使得更多的農(nóng)村貧困群體能夠享受金融服務。其二，由于金融服務的供給成本降低，金融機構(gòu)隨即擁有更多的資金用于金融產(chǎn)品的創(chuàng)新，借助大數(shù)據(jù)、云計算等技術(shù)實時追蹤貧困地區(qū)的用戶需求，進一步解決農(nóng)村貧困地區(qū)的資金難題。其三，數(shù)字普惠金融能夠降低農(nóng)村貧困地區(qū)居民金融服務的獲取成本，傳統(tǒng)的金融服務需要居民親自到金融機構(gòu)進行辦理，貧困地區(qū)金融機構(gòu)的覆蓋面不廣使得當?shù)鼐用瘾@取金融服務需要承擔較高的交通、時間等成本，而數(shù)字普惠金融則在移動客戶端向客戶提供金融服務，降低了農(nóng)村貧困地區(qū)居民金融服務的獲取成本。其四，數(shù)字普惠金融能夠降低農(nóng)村貧困地區(qū)金融服務的獲取門檻。傳統(tǒng)金融在提供金融服務時會考慮風險，依據(jù)授予對象的還款能力要求其提供相應價值的抵押物，然而農(nóng)村貧困地區(qū)居民因提供的抵押物有限，甚至無法提供抵押物，從而被金融機構(gòu)拒之門外。相比之下，數(shù)字普惠金融的發(fā)展為包含農(nóng)村貧困地區(qū)在內(nèi)的“長尾市場”提供了享受金融服務的機會，降低了農(nóng)村貧困群體獲得資金支持的門檻，在一定程度上緩解了農(nóng)村地區(qū)因金融排斥所產(chǎn)生的負面影響（謝升峰等，2021）[34]。農(nóng)村貧困群體突破了金融服務的獲取門檻，能夠?qū)⑺觅Y金投入生產(chǎn)，進而幫助其擺脫貧困，增加可支配收入，縮小與城市地區(qū)的收入差距。因此，數(shù)字普惠金融的發(fā)展能夠通過緩解農(nóng)村地區(qū)的貧困程度進而減小城鄉(xiāng)間的收入差距。

四、研究設計

（一）指標設定與數(shù)據(jù)來源

基于前述理論分析，本文嘗試以我國2011—2018 年31 個省級行政單位作為研究樣本。根據(jù)既有關(guān)于數(shù)字普惠金融與城鄉(xiāng)收入差距的討論，我們對具體的變量進行了設定。

1.被解釋變量：收入差距。本文嘗試以城鄉(xiāng)居民可支配收入之比作為收入差距的替代變量，數(shù)據(jù)來源于2011—2018 年《中國統(tǒng)計年鑒》。

2.解釋變量：數(shù)字普惠金融。本文嘗試以2011—2018 年度各省級行政單位的數(shù)字普惠金融指數(shù)衡量數(shù)字普惠金融水平，數(shù)據(jù)來源于北京大學數(shù)字金融研究中心與螞蟻金服合作發(fā)布的數(shù)字普惠金融指數(shù)。這一指標體系基于螞蟻金服數(shù)以億計的微觀數(shù)據(jù)，在傳統(tǒng)普惠金融測度方法的基礎上結(jié)合了數(shù)字金融的發(fā)展趨勢，在既有關(guān)于數(shù)字普惠金融的探討中具有較高的權(quán)威性。

3.中介變量：貧困程度。為了驗證前述理論中關(guān)于數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的間接影響，本文進一步設定關(guān)于減貧的中介變量。本文嘗試以農(nóng)村貧困發(fā)生率衡量貧困程度，數(shù)據(jù)來源于2011—2018年《中國農(nóng)村貧困監(jiān)測報告》。

4.控制變量。為了緩解多重共線性與內(nèi)生性對估計結(jié)果的影響，本文進一步引入經(jīng)濟發(fā)展水平、第一產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化率、財政支出比重以及對外開放程度等控制變量。其中，經(jīng)濟發(fā)展水平以各省份GDP 的對數(shù)衡量，第一產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)分別用第一產(chǎn)業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)增加值占當年GDP 的比重衡量，城鎮(zhèn)化率利用年末城鎮(zhèn)常住人口數(shù)占地區(qū)總?cè)丝跀?shù)的比重衡量，財政支出比重利用財政支出占GDP 的比重衡量，對外開放程度利用進出口總額占GDP 的比重衡量。

表1 變量選擇與定義

（二）模型構(gòu)建

1.基準回歸模型?；谇拔年P(guān)于各個變量的設置，本文首先設定基準回歸模型。

式（20）為數(shù)字普惠金融影響城鄉(xiāng)收入差距的基準回歸模型，其中，gap 為城鄉(xiāng)收入差距，C 為常數(shù)項，ef 為數(shù)字普惠金融水平，X 表示其他控制變量，α、β 分別為數(shù)字普惠金融和控制變量的待估計參數(shù)，ε 為擾動項。

2.中介效應模型。為了進一步驗證數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的間接影響，基于既有文獻關(guān)于中介效應的檢驗方法，進一步構(gòu)建二者的中介效應模型。

式（21）至式（23）檢驗了數(shù)字普惠金融影響城鄉(xiāng)收入差距的中介效應，其中，plit為貧困程度，α、β、γ為待估計參數(shù)，其余變量含義與式（20）相同。

3.面板門檻模型。在分析了數(shù)字普惠金融影響城鄉(xiāng)收入差距的直接影響與間接影響之后，考慮到二者間還可能存在由環(huán)境變化導致的非線性關(guān)系，因此，為了更加全面、深入地考察數(shù)字普惠金融與城鄉(xiāng)收入差距間的關(guān)系，本文進一步建立了面板門檻模型。

式（24）和式（25）為數(shù)字普惠金融影響城鄉(xiāng)收入差距的面板門檻模型，式（24）為單一門檻模型，式（25）為多重門檻模型。其中：q 為門檻變量；δ 為特定門檻值；I（）為指標函數(shù)，在條件成立時取值為1，反之為0；其余變量的含義與式（20）相同。

五、實證結(jié)果與分析

（一）描述性分析

在確定了變量選取與數(shù)據(jù)來源之后，進一步對樣本進行簡單的描述性分析。限于篇幅，表2 列出了主要變量2011、2015、2018 年的描述性統(tǒng)計結(jié)果?？梢钥闯?，城鄉(xiāng)收入差距在2011 年為2.909，2018 年為2.554，大致呈現(xiàn)下降趨勢。數(shù)字普惠金融水平從2011 年的40.004 上升至2018 年的300.21，說明我國的數(shù)字普惠金融水平大致呈上升趨勢。我國的貧困程度從2011 年的14.484 下降至2018 年的1.9，說明我國扶貧政策的效果非常顯著。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

進一步，為描述數(shù)字普惠金融水平與城鄉(xiāng)收入差距的相關(guān)關(guān)系，繪制出2011—2018 年數(shù)字普惠金融水平與收入差距的相關(guān)關(guān)系圖，其中橫軸為數(shù)字普惠金融水平，縱軸為城鄉(xiāng)收入差距。不難看出，我國數(shù)字普惠金融與城鄉(xiāng)收入差距之間呈現(xiàn)較為顯著的負相關(guān)關(guān)系，即隨著數(shù)字普惠金融水平的提高，城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)出逐漸下降的趨勢。

圖1 我國數(shù)字普惠金融水平與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系

（二）回歸分析

在對我國數(shù)字普惠金融水平與城鄉(xiāng)收入差距進行描述性分析之后，為進一步討論二者間的具體關(guān)系，需進行實證檢驗。

1.數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的直接影響。在設定實證模型之后，本文對數(shù)字普惠金融影響城鄉(xiāng)收入差距的直接效應進行了估計。為準確捕捉數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響，在面板回歸之前首先對數(shù)據(jù)進行了模型的選擇性檢驗，并假定不同個體之間的擾動相互獨立。同時，同一個體在不同時期的擾動不存在自相關(guān)性。在估計時，使用聚類穩(wěn)健標準誤（cluster-robust standard error）進行校正。F 檢驗用于檢驗模型是混合效應還是固定效應，表3 列（1）、列（2）為數(shù)字普惠金融影響城鄉(xiāng)收入差距的回歸結(jié)果。從估計結(jié)果來看，在不考慮控制變量的情況下，數(shù)字普惠金融的回歸系數(shù)為-0.001 5，且在1%的顯著性水平上顯著為負。在考慮控制變量之后，數(shù)字普惠金融的回歸系數(shù)為-0.001 3，且在1%的顯著性水平上顯著為負。因此可以看出，我國數(shù)字普惠金融水平的提升能夠有效緩解城鄉(xiāng)收入差距。關(guān)于控制變量，經(jīng)濟發(fā)展水平、第一產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與對外開放程度的估計結(jié)果為負，且均通過了10%的顯著性水平檢驗，說明當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平、第一產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、第二產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及對外開放程度的提升均有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。相比之下，財政支出比重的估計系數(shù)雖然同樣為負，但未通過顯著性檢驗，說明財政支出的增加對于緩解城鄉(xiāng)收入差距的效果并不顯著。

此外，鑒于在數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響中可能存在由反向因果以及遺漏變量導致的內(nèi)生性問題，本文嘗試采用由Lewbel（2012）[35]所提出的基于異方差的估計方法進行內(nèi)生性處理。相較于傳統(tǒng)利用工具變量的兩階段最小二乘法，基于異方差的估計方法不僅可以在無法確定工具變量時使用，還能夠隨其他外生變量一起使用，以提高工具變量的有效性，具體估計結(jié)果如表3 列（3）所示。可以看出，Hansen J 檢驗的 P 值為 0.236 1，大于 10%，通過了模型不存在過度識別的原假設，說明模型所生成的工具變量是有效的。關(guān)于各變量的估計結(jié)果，數(shù)字普惠金融的估計系數(shù)為-0.003，且在1%的顯著性水平上顯著，同初始回歸結(jié)果一致，進一步證明了數(shù)字普惠金融能夠有效緩解城鄉(xiāng)收入差距。關(guān)于其他控制變量，除經(jīng)濟發(fā)展水平之外，其余變量的估計結(jié)果及其顯著性水平與初始回歸的結(jié)果大體一致。因此，兩種估計方法關(guān)于核心解釋變量的估計結(jié)果與顯著性水平基本一致，回歸系統(tǒng)差異較小，能夠證明數(shù)字普惠金融對于城鄉(xiāng)收入差距存在負向影響。

表3 數(shù)字普惠金融影響城鄉(xiāng)收入差距的直接效應

2.數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的間接影響。在分析了數(shù)字普惠對城鄉(xiāng)收入差距的直接影響之后，進一步分析數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的間接影響?；跍刂吟牒腿~寶娟（2014）[36]的研究，結(jié)合前文實證模型的設定，本文對中介效應進行檢驗。第一步，檢驗式（21）的系數(shù)α1，如果通過了顯著性檢驗，則按照中介效應立論，反之則按遮掩效應立論。第二步，依次檢驗式（22）的系數(shù) α2與式（23）的系數(shù) γ3，如果兩個變量都通過了顯著性檢驗，則表明間接效應顯著，進行第四步；如果至少有一個不顯著，則進行第三步。第三步，利用Bootstrap 法直接檢驗H0：α1γ3=0，如果通過顯著性檢驗，則間接效應顯著，進行第四步；反之，則表明間接效應不顯著，停止分析。第四步，檢驗式（23）中的α3，如果未能通過顯著性檢驗，說明直接效應不顯著，只有中介效應；如果通過了顯著性檢驗，則說明直接效應顯著，進行第五步。第五步，比較 α1γ3與 α3的符號，符號相同表明存在部分中介效應，符號不同則屬于遮掩效應。

表4 列示了數(shù)字普惠金融影響城鄉(xiāng)收入差距的中介效應的估計結(jié)果，表中列（1）至列（3）分別是式（21）至式（23）的分析結(jié)果，對照上述中介效應的檢驗步驟依次進行檢驗。首先，列（1）中數(shù)字普惠金融的符號顯著為負，因此按照中介效應立論。其次，列（2）中數(shù)字普惠金融的符號同樣顯著為負，說明數(shù)字普惠金融水平的提升能夠有效降低農(nóng)村貧困發(fā)生率。列（3）中貧困發(fā)生率的系數(shù)顯著為正，說明農(nóng)村貧困發(fā)生率的降低能夠有效緩解城鄉(xiāng)收入差距。最后，列（3）中數(shù)字普惠金融的系數(shù)為正，但未能通過10%的顯著性檢驗，說明數(shù)字普惠金融、貧困發(fā)生率與城鄉(xiāng)收入差距之間僅存在中介效應。此外，為了進一步確定中介效應的有效性，本文對上述估計進行了Sobel 檢驗，結(jié)果顯示P 值小于0.05，代表拒絕原假設，中介效應成立。因此，結(jié)合以上分析可以說明，提高數(shù)字普惠金融水平能夠通過降低農(nóng)村貧困發(fā)生率從而緩解城鄉(xiāng)收入差距。

表4 數(shù)字普惠金融影響城鄉(xiāng)收入差距的中介效應

3.數(shù)字普惠金融影響城鄉(xiāng)收入差距的門檻效應。在分析了數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的直接影響和間接影響之后，基于前文實證模型的設定，本文進一步討論了二者間的非線性關(guān)系。既有文獻不乏關(guān)于數(shù)字普惠金融影響城鄉(xiāng)收入差距門檻效應的討論，并已經(jīng)得出較為一致的結(jié)論，認為具有較為顯著的門檻效應（王全景和郝增慧，2018；熊德平和陳昱燃，2020）[37，38]。隨著我國邁進高等教育強國步伐的加快，教育水平已經(jīng)成為破解我國二元結(jié)構(gòu)的關(guān)鍵因素之一。那么，數(shù)字普惠金融對于城鄉(xiāng)收入差距的影響是否會因為教育水平而存在門檻現(xiàn)象？為此，本文利用2011—2018 年《中國統(tǒng)計年鑒》中各省份在校高中生人數(shù)占總?cè)丝跀?shù)的比重來衡量教育水平，檢驗數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響中教育水平的門檻效應。

首先，假設不存在門檻、存在單一門檻、存在雙門檻，對模型予以估計。表5 給出了數(shù)字普惠金融影響城鄉(xiāng)收入差距門檻效應的存在性檢驗，可以看出，當以教育水平為門檻變量時，在單一門檻通過了5%水平的顯著性檢驗，雙重門檻未通過10%水平的顯著性檢驗，因此可以認為存在單一門檻。

表5 門檻效應的存在性檢驗

表6 給出了數(shù)字普惠金融影響城鄉(xiāng)收入差距的門檻變量的估計值，可以看出，教育水平的單一門檻值為0.015 5。因此，本文將2011—2018 年各省份按教育水平劃分為edu≤0.015 5 與edu＞0.015 5 兩個區(qū)間。

表6 門檻變量估計值

表7 給出了以教育水平為門檻變量時，數(shù)字普惠金融影響城鄉(xiāng)收入差距的估計結(jié)果?？梢钥闯?，無論在門檻值以上還是門檻值以下，數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的估計系數(shù)均顯著為負。從估計系數(shù)的值可以看出，數(shù)字普惠金融在門檻值以下的估計系數(shù)為-0.001 4，而在門檻值以上的估計系數(shù)為-0.002 0，說明隨著教育水平的不斷提高，數(shù)字普惠金融對于城鄉(xiāng)收入差距的緩解作用會加強。

表7 面板門檻模型的回歸結(jié)果

六、分區(qū)域穩(wěn)健性檢驗

在分析了我國數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的直接影響、間接影響、門檻效應之后，本文進一步按各省份所屬區(qū)域?qū)颖痉譃闁|、中、西部，分別進行回歸，以驗證數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距影響的穩(wěn)健性與區(qū)域異質(zhì)性。表8 為不同區(qū)域主要變量的描述性分析，可以看出，東部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距最小，數(shù)字普惠金融水平最高，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距最大，數(shù)字普惠金融水平最低。

表8 不同區(qū)域主要變量的描述性分析

（續(xù)表8）

為了更形象地反映不同年份我國不同區(qū)域的數(shù)字普惠金融水平與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系，本文計算出2011—2018 年不同區(qū)域數(shù)字普惠金融水平與城鄉(xiāng)收入差距的平均值，并據(jù)此繪制相應的折線圖。

圖2 反映了2011—2018 年我國不同區(qū)域數(shù)字普惠金融的分布情況，其中橫軸為年份，縱軸為數(shù)字普惠金融水平?？梢钥闯觯阂环矫妫煌瑓^(qū)域的數(shù)字普惠金融水平在2011—2018 年間均呈現(xiàn)出較為顯著的上升趨勢，說明我國數(shù)字普惠金融發(fā)展勢頭良好；另一方面，不同區(qū)域的數(shù)字普惠金融水平呈現(xiàn)一定的異質(zhì)性特征，具體表現(xiàn)為東部地區(qū)的數(shù)字普惠金融發(fā)展水平最高，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)最低。

圖2 我國不同區(qū)域的數(shù)字普惠金融水平

圖3 反映了2011—2018 年我國不同區(qū)域城鄉(xiāng)收入差距的分布情況，其中橫軸為年份，縱軸為城鄉(xiāng)收入差距?？梢钥闯觯环矫?不同區(qū)域的城鄉(xiāng)收入差距在2011—2018 年間均呈現(xiàn)出較為顯著的下降趨勢；另一方面，不同區(qū)域的城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)一定的異質(zhì)性特征，具體表現(xiàn)為西部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距最大，中部地區(qū)次之，東部地區(qū)最小。

圖3 我國不同區(qū)域的城鄉(xiāng)收入差距

在明確了我國數(shù)字普惠金融水平與收入差距的區(qū)域異質(zhì)性特征之后，進一步通過回歸來驗證其穩(wěn)健性。表9 給出了不同區(qū)域數(shù)字普惠金融對收入差距的影響，運用面板固定效應、異方差估計兩種方法進行回歸，重點分析核心解釋變量數(shù)字普惠金融水平的估計結(jié)果?？梢钥闯?，東、中、西部三個地區(qū)的估計結(jié)果均為負，并且同基于異方差的估計結(jié)果相一致，說明不同地區(qū)數(shù)字普惠金融水平的發(fā)展能緩解其收入差距，驗證了前文實驗結(jié)果的穩(wěn)健性。從回歸系數(shù)來看，東部地區(qū)的回歸系數(shù)最小，且顯著性較低，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)的回歸系數(shù)最大，且不同方法的估計結(jié)果均通過了1%水平的顯著性檢驗，說明中、西部地區(qū)數(shù)字普惠金融水平對于收入差距的緩解效果優(yōu)于東部地區(qū)，即中、西部地區(qū)數(shù)字普惠金融對于緩解收入差距的邊際貢獻高于東部地區(qū)。

表9 不同區(qū)域數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響

（續(xù)表9）

七、研究結(jié)論與對策建議

（一）研究結(jié)論

本文以金融發(fā)展影響收入差距的理論為指導分析了數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響，并以我國各省級行政單位為樣本，結(jié)合2011—2018 年的數(shù)字普惠金融指數(shù)、城鄉(xiāng)居民可支配收入比等多項數(shù)據(jù)，分析了我國數(shù)字普惠金融影響城鄉(xiāng)收入差距的直接效應、中介效應、門檻效應以及二者關(guān)系的區(qū)域異質(zhì)性。結(jié)果表明：首先，我國數(shù)字普惠金融水平的提高能夠有效緩解城鄉(xiāng)間的收入差距，且在考慮內(nèi)生性的情況下仍然成立；其次，中介效應模型顯示，我國數(shù)字普惠金融能夠通過降低農(nóng)村地區(qū)的貧困發(fā)生率從而緩解城鄉(xiāng)收入差距；再次，面板門檻模型顯示，隨著教育水平的提升，數(shù)字普惠金融對于城鄉(xiāng)收入差距的緩解作用會加強；最后，我國數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響呈現(xiàn)一定的區(qū)域異質(zhì)性，具體表現(xiàn)為中西部地區(qū)數(shù)字普惠金融水平對于收入差距的緩解效果優(yōu)于東部地區(qū)。

（二）對策建議

探索數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響具有較強的政策含義，不平衡發(fā)展背景下對于緩解收入差距政策調(diào)控的分析已成為解決我國民生問題的重要工作，因此基于研究結(jié)論，本文提出了相應的對策建議。

首先，完善農(nóng)村地區(qū)的數(shù)字化建設，充分發(fā)揮數(shù)字普惠金融對于城鄉(xiāng)收入差距的緩解作用。本文研究結(jié)論表明，數(shù)字普惠金融能夠通過降低農(nóng)村地區(qū)的貧困發(fā)生率從而緩解城鄉(xiāng)收入差距，因此，政府部門應進一步完善農(nóng)村地區(qū)的數(shù)字化建設。一方面，推動大數(shù)據(jù)、云計算等數(shù)字技術(shù)在農(nóng)村地區(qū)的使用，在擴大數(shù)字普惠金融覆蓋范圍的同時豐富其對于農(nóng)村貧困群體的服務內(nèi)容，以滿足貧困群體的資金需求；另一方面，推動農(nóng)村地區(qū)基礎數(shù)據(jù)平臺建設，以了解貧困群體的金融服務需求，適當降低金融機構(gòu)的準入門檻，實現(xiàn)金融機構(gòu)與貧困群體之間金融服務供需的適應性匹配。此外，通信運營商還可以適當下調(diào)農(nóng)村貧困地區(qū)使用手機、互聯(lián)網(wǎng)的相關(guān)資費，提高其使用互聯(lián)網(wǎng)的積極性。

其次，進一步提升教育水平，改善農(nóng)村地區(qū)居民的金融素養(yǎng)。本文研究結(jié)論表明，隨著教育水平的提升，數(shù)字普惠金融對于城鄉(xiāng)收入差距的緩解作用會加強。因此應注重提升義務教育和職業(yè)教育水平，幫助貧困地區(qū)人口積累人力資本，增強數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的緩解作用。此外，農(nóng)村居民普遍較低的金融素養(yǎng)也是限制其參與數(shù)字普惠金融的重要因素之一（劉國強，2018）[39]，因此還需加強對農(nóng)村居民金融教育的普及力度，注重對其進行基礎性和實用性較強的金融知識和金融技能的教育，有針對性地為其提供金融風險培訓，以加強風險防范意識。

最后，著力提升我國中西部地區(qū)的數(shù)字普惠金融水平。本文研究結(jié)果表明，我國東部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距最小，數(shù)字普惠金融水平最高，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距最大，數(shù)字普惠金融水平最低，并且中西部地區(qū)數(shù)字普惠金融水平對于收入差距的緩解效果優(yōu)于東部地區(qū)，因此，應著力提升我國中西部地區(qū)的數(shù)字普惠金融水平。一方面，在充分考慮中西部地區(qū)地理因素的基礎上進行相關(guān)政策的制定，根據(jù)當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平、環(huán)境因素提高其金融市場份額，拓寬中西部地區(qū)數(shù)字普惠金融的覆蓋廣度；另一方面，加深中西部地區(qū)數(shù)字技術(shù)與實體金融的有機結(jié)合，鼓勵居民通過線上完成支付結(jié)算、保險、信貸等傳統(tǒng)金融業(yè)務，提高中西部地區(qū)數(shù)字普惠金融的使用深度。此外，加強對中西部地區(qū)金融知識教育的投入力度，提升其數(shù)字化水平。