段成龍 馬賽

(廣西交通職業(yè)技術學院 廣西南寧 530216)

1 引言

2021年，我國城鄉(xiāng)居民收入比為2.50，收入差距仍舊較明顯。假設城鎮(zhèn)居民人均可支配收入保持3%的年均增長率，農(nóng)村居民人均可支配收入必須保持在至少6%以上才可能在30年左右的時間內(nèi)填補城鄉(xiāng)之間收入的差距?！吨腥A人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035年遠景目標綱要》提出“人民生活更加美好，人的全面發(fā)展、全體人民共同富裕取得更為明顯的實質(zhì)性進展”的遠景目標，把共同富裕落到實處的重中之重是縮小城鄉(xiāng)收入差距。黨的二十大報告旗幟鮮明地指出“著力維護和促進社會公平正義，著力促進全體人民共同富裕，堅決防止兩極分化”，縮小城鄉(xiāng)收入差距是防止兩極分化的重要措施，借助普惠金融解決城鄉(xiāng)收入矛盾、實現(xiàn)共同富裕成為我國政府努力探索的重要路徑。以大數(shù)據(jù)、物聯(lián)網(wǎng)、云計算、人工智能為核心的數(shù)智技術，催生了數(shù)字經(jīng)濟、平臺經(jīng)濟和共享經(jīng)濟的興起與蓬勃發(fā)展，也為數(shù)字普惠金融的普及創(chuàng)造了技術條件，打破現(xiàn)有的城鄉(xiāng)二元結構，數(shù)字普惠金融被賦予更多的期望與重任。

根據(jù)《國務院發(fā)布關于西部大開發(fā)若干政策措施的實施意見》劃分的范圍，我國西部地區(qū)主要泛指四川省、云南省、陜西省、甘肅省、青海省、貴州省、重慶市、西藏自治區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū)、寧夏回族自治區(qū)、內(nèi)蒙古自治區(qū)、廣西壯族自治區(qū)12個省市或自治區(qū)，占國土面積的74.1%，人口占全國總人口的22.99%，但GDP總量僅占全國總量的1/5。“十三五”期間，西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)化升級速度不斷加快、第三產(chǎn)業(yè)比重持續(xù)上升、城鎮(zhèn)化進程持續(xù)推進、對外貿(mào)易開放程度不斷提高，經(jīng)濟發(fā)展表現(xiàn)出又好又快、穩(wěn)中求進的良好態(tài)勢。在經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的同時，西部地區(qū)城鄉(xiāng)二元結構的收入失衡問題依舊嚴峻，城鄉(xiāng)收入差距過大已上升為重要的社會問題，亟待解決。相對東部沿海和中部地區(qū)，西部地區(qū)既有作為資源儲藏區(qū)域的協(xié)同性，又存在發(fā)展水平的異質(zhì)性。如何依靠數(shù)字普惠金融進一步收斂我國西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入的鴻溝，直接影響著“十四五”時期建構和形成共同富裕的收入分配新格局。

2 文獻綜述

2.1 數(shù)字普惠金融與城鄉(xiāng)居民收入差距的關系

金融的發(fā)展對國家的收入分配格局產(chǎn)生重要影響。Shaw(1973)的研究發(fā)現(xiàn)，一國的金融發(fā)展有助于縮小城市居民與農(nóng)村居民之間的收入差距。Shiller(2013)指出，銀行業(yè)務能夠降低客戶的交通成本和時間成本，對解決貧困問題和助長金融發(fā)展發(fā)揮著重要作用。Munyegera等(2015)認為，數(shù)字金融加深了金融業(yè)務的深度和廣度，具有減弱貧困的能力與作用。Corrado(2017)認為，普惠金融因其高包容性彌補了農(nóng)村金融貸款群體門檻高的缺點，在占用較少社會資源的背景下，涉及居民的消費和投資保護業(yè)務，能夠節(jié)省成本，助力農(nóng)村金融發(fā)展。

但受金融“嫌貧愛富”假設的影響，金融發(fā)展對縮小城鄉(xiāng)居民收入差距觀點受到質(zhì)疑。Greenwood和Jovanovic(1990)認為，金融發(fā)展到一定程度后會加劇城鄉(xiāng)居民的收入差距，兩者之間是倒“U”型曲線的關系。Townsend等(2006)的研究發(fā)現(xiàn)，金融的發(fā)展會加劇個體收入之間的差距，引發(fā)更多社會不公平等現(xiàn)象。葉志強等(2011)發(fā)現(xiàn)，在中國國情下，金融的快速發(fā)展不利于農(nóng)村居民收入的提高，加劇了城鄉(xiāng)收入的差距。

2.2 數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)居民收入的影響機制

數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)居民收入的影響主要有直接影響和間接影響兩條途徑。

從直接途徑來看，由于資源的稀缺性和金融機構的盈利性，農(nóng)村和貧困人群相較城鎮(zhèn)居民，往往在金融業(yè)務方面更難獲得優(yōu)質(zhì)服務，數(shù)字普惠金融的發(fā)展為解決這一問題提供了有效途徑。而數(shù)字普惠金融的發(fā)展直接提高了傳統(tǒng)普惠金融業(yè)務的廣度和深度，相較線下金融業(yè)務，數(shù)字普惠金融業(yè)務覆蓋面更廣，能惠及更多的貧困區(qū)域且交易成本更加低廉，能夠增強農(nóng)村居民對社會經(jīng)濟資源的可獲性。通過數(shù)字普惠金融，農(nóng)村居民以更低的時間成本和交通成本獲得更好的金融服務，有助于提高農(nóng)村地區(qū)人民群眾的貨幣收入，直接解決城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民之間的收入失衡問題。

從間接途徑來看，數(shù)字普惠金融通過經(jīng)濟增長、資源分配模式、提高金融服務效率等途徑實現(xiàn)城鄉(xiāng)居民收入差距的縮小。數(shù)字普惠金融能夠提高居民消費和資產(chǎn)的升級，對資源分配進行再優(yōu)化和再升級，為居民獲得資金的能力提供便捷、節(jié)約成本，為社會經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展提供重要支撐，增加更多的就業(yè)崗位、財政收入和稅收收入。經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展也能進一步提升人民生活水平，政府機構能夠為“三農(nóng)”提供更多的政策扶持。因此，數(shù)字普惠金融能夠降低農(nóng)村居民生產(chǎn)生活資源的獲取難度，縮小農(nóng)村居民與城鎮(zhèn)居民的收入差距。

3 實證研究

本文擬使用多元面板數(shù)據(jù)回歸方法研究我國西部地區(qū)普惠金融對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響。具體實證分析步驟如下：第一步，根據(jù)假設提出本文的模型設計；第二步，對模型內(nèi)所有代理變量指標做指標處理說明與基本特征描述；第三步，在面板模型回歸前需檢驗數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，選用LLC、ADF-Fisher和PP-Fisher三種方法做平穩(wěn)性檢驗；第四步，對一階差分序列做面板協(xié)整檢驗；第五步，估計面板模型結果，針對估計結果進行分析，并進行多重共線性檢驗，以提高估計結果的可信度；第六步，利用GMM模型對回歸結果進行穩(wěn)健性檢驗。

3.1 變量選取、模型設計與假設

變量選取方面，綜合考慮指標的連續(xù)性與可得性，選擇內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆12個省(自治區(qū)/直轄市)的泰爾指數(shù)作為城鄉(xiāng)居民收入差距的代理變量THEIL；解釋變量方面，基于數(shù)據(jù)連續(xù)可得角度，選擇數(shù)字普惠金融DIFI作為模型核心解釋變量。另外，考慮到除了數(shù)字普惠金融外，其他宏觀經(jīng)濟運行變量亦會對城鄉(xiāng)居民收入差距產(chǎn)生影響，因此本文繼續(xù)選擇產(chǎn)業(yè)結構IS、經(jīng)濟發(fā)展水平PGDP、城鎮(zhèn)化率UR、財政支出比率FER、貿(mào)易開放度IEP作為模型控制變量進行回歸。以上觀測樣本數(shù)據(jù)均選自2011—2020年各省市年度數(shù)據(jù)，來源于國家統(tǒng)計局、各省市地方統(tǒng)計局及地方統(tǒng)計年鑒。

要塑造好自身的人格，個體應做到以下這樣幾個方面。首先，要擁有積極的自我觀念。應既能悅納自己也能為他人悅納。雖然有時會感覺不順意，但肯定、積極的自我觀念應占大學生個體人格的優(yōu)勢。其次，能面對和接受現(xiàn)實。即使現(xiàn)實不符合自己的希望與信念，也能踏實地面對和接受現(xiàn)實的考驗。第三，能適度地認同他人，能認可別人的存在與重要性，接納不同個體的性格差別，包容他人的錯誤與缺陷，而且能與別人分享并且不會因此失去自我。

基于研究目標，本文擬將構建面板回歸模型研究我國數(shù)字普惠金融發(fā)展對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響關系。為減少異方差性，在回歸前，對變量做取對數(shù)處理。構建的模型如下：

其中，LnTHEILit代表t年i省份或直轄市的泰爾指數(shù)；LnDIFIit代表t年i省份或直轄市的數(shù)字普惠金融指數(shù)；LnISit代表t年i省份或直轄市的產(chǎn)業(yè)結構情況；LnPGDPit代表t年i省份或直轄市的經(jīng)濟發(fā)展水平；LnURit代表t年i省份或直轄市的城鎮(zhèn)化率；LnFERit代表t年i省份或直轄市的財政支出占比；LnIEPit代表t年i省份或直轄市的對外貿(mào)易開放程度。

通過對我國數(shù)字普惠金融及城鄉(xiāng)居民收入差距的影響關系分析后，提出本文的假設：我國西部地區(qū)數(shù)字普惠金融與城鄉(xiāng)居民收入差距呈顯著負相關，即數(shù)字普惠金融發(fā)展能夠有效收斂城鄉(xiāng)居民收入鴻溝。

3.2 平衡性檢驗

根據(jù)表1平穩(wěn)性檢驗結果，經(jīng)LLC檢驗、ADF-Fisher和PP-Fisher檢驗識別，給定5%顯著性水平，原變量的三種單位根檢驗對應概率值均未能小于0.05，而一階差分變量的三種單位根檢驗對應概率值能同時小于0.05，表明一階差分后的數(shù)據(jù)均在5%顯著性水平上拒絕含有單位根的原假設，即證得變量均為一階平穩(wěn)變量。

表1 平穩(wěn)性檢驗結果

3.3 協(xié)整檢驗

根據(jù)表2協(xié)整檢驗結果，變量間檢驗所得統(tǒng)計量均通過5%顯著性水平上的Kao面板協(xié)整檢驗，表明同為一階單整，城鄉(xiāng)收入差距與普惠金融指數(shù)、產(chǎn)業(yè)升級、經(jīng)濟發(fā)展、城鎮(zhèn)化水平、財政支出、貿(mào)易開放程度之間均存在著長期穩(wěn)定的均衡關系，即相關樣本變量間有著平穩(wěn)的線性組合，因此該模型可直接在原變量基礎上進行回歸，其線性回歸結果較為精確。

表2 協(xié)整檢驗結果

3.4 回歸結果分析

首先，本文對模型進行F檢驗，該檢驗通常用于確定模型是否存在個體固定效應。本部分通過計算，將混合估計模型所得殘差平方和與固定效應模型殘差平方和帶入F檢驗公式中，計算得出F檢驗值大于95%置信度上的分布值，表明應選擇固定效應模型。

其次，對模型進行豪斯曼檢驗，根據(jù)表3模型豪斯曼檢驗結果的P值數(shù)據(jù)，在5%的顯著性水平上，該模型拒絕原假設，即模型變量的個體效應與解釋變量相關，因而在隨機效應模型和固定效應模型中選擇固定效應模型。因此，本文所構建模型拒絕原假設，得出樣本期內(nèi)的最優(yōu)模型為固定效應模型。

表3 豪斯曼檢驗和F檢驗

基于前文各部分的分析，為防止出現(xiàn)遺漏變量偏差，本文采用固定效應模型進行回歸。根據(jù)表4中(1)回歸結果可以看出，模型的決定系數(shù)在0.95以上，說明模型具有一定的解釋力度，模型的F統(tǒng)計量為135.5421，伴隨概率為0.0000，通過1%的顯著性水平檢驗，說明模型整體的聯(lián)合顯著性高。

表4 城鄉(xiāng)收入差距與數(shù)字普惠金融的回歸結果

根據(jù)表4(1)中固定效應模型估計結果，數(shù)字普惠金融指數(shù)LnDIFI的回歸系數(shù)為-0.0466，檢驗t值為-2.5611，通過了1%顯著性水平的檢驗，說明數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的縮小具有顯著的促進作用，假設得到了直接驗證；且固定效應模型中，產(chǎn)業(yè)結構、城鎮(zhèn)化水平、西部地區(qū)貿(mào)易開放程度的回歸系數(shù)為負數(shù)，均通過顯著性水平的檢驗，說明這些變量與城鄉(xiāng)收入差距的縮小均具有顯著的促進作用。

為使模型估計結果可靠，繼續(xù)對解釋變量間做多重共線性檢驗。根據(jù)表5中數(shù)字普惠金融指數(shù)DIFI、產(chǎn)業(yè)結構IS、經(jīng)濟發(fā)展水平PGDP、城鎮(zhèn)化率UR、財政支出比率FER、貿(mào)易開放度IEP，解釋兩兩變量間的相關系數(shù)矩陣，基本所有相關系數(shù)值均取較小值，表明解釋變量間不存在多重共線性情況，表4的模型估計結果可靠性較強。

表5 各變量相關系數(shù)表

3.5 穩(wěn)健性檢驗

考慮到樣本數(shù)據(jù)多為宏觀數(shù)據(jù)，為減少內(nèi)生性問題，使表4中的回歸結果更加穩(wěn)健，繼續(xù)做GMM回歸，并引入LnTHEIL的滯后項作為工具變量，得到系數(shù)估計值。另外，為針對模型有效性識別約束檢驗，表6結果的末尾診斷檢驗增加相關性檢驗，當且僅當兩個檢驗的P值均應大于給定顯著性，能夠代表GMM模型穩(wěn)定。

表6 城鄉(xiāng)收入差距與數(shù)字普惠金融的穩(wěn)健性回歸結果

根據(jù)表6中GMM所得穩(wěn)健性檢驗回歸結果可以發(fā)現(xiàn)，AR(1)和AR(2)的P值分別為0.3356和0.8572，均大于0.05，表明GMM模型較為穩(wěn)健。

對比表4與表6，西部地區(qū)數(shù)字普惠金融的回歸系數(shù)仍顯著為負，且通過1%顯著性檢驗，表明我國西部地區(qū)數(shù)字普惠金融的發(fā)展能夠縮小城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民之間的收入差距，得到的結論與假設保持一致。同時，控制變量的表現(xiàn)與前文大致相同，具體來看，西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平和財政支出比率均為正數(shù)，表明現(xiàn)階段在一定程度上西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展和財政支出增大會造成城鄉(xiāng)間收入的不平衡，從而擴大地區(qū)間的城鄉(xiāng)收入差距；而產(chǎn)業(yè)結構、城鎮(zhèn)化水平、貿(mào)易開放程度的估計參數(shù)均顯著為負，表明產(chǎn)業(yè)結構、城鎮(zhèn)化水平、貿(mào)易開放程度能夠有效縮小西部地區(qū)城鄉(xiāng)居民之間的收入差距。

綜上所述，GMM檢驗結果說明模型的回歸結果是相對穩(wěn)健的。根據(jù)估計結果可以看出，假設是成立的，我國西部地區(qū)數(shù)字普惠金融與城鄉(xiāng)居民收入差距呈顯著負相關，即數(shù)字普惠金融發(fā)展能夠有效收斂城鄉(xiāng)居民收入鴻溝。

4 結語

本文最終證得我國西部地區(qū)數(shù)字普惠金融的回歸系數(shù)在統(tǒng)計學上顯著為負，且通過顯著性檢驗，表明我國西部地區(qū)數(shù)字普惠金融的發(fā)展能夠有效收斂城鄉(xiāng)收入差距，該結論與實際經(jīng)濟發(fā)展形態(tài)相符。

基于以上結果，本文提出以下建議：

一是加強西部農(nóng)村地區(qū)數(shù)字技術基礎建設。對于農(nóng)村地區(qū)的居民或小微企業(yè)，數(shù)字普惠金融的發(fā)展是建立在金融機構云運營效率和服務質(zhì)量上的，數(shù)字普金業(yè)務能夠降低資金雙方信息的不對稱程度，也能加強資源的均衡調(diào)配，其普惠效應得以實現(xiàn)是需要金融機構更高的覆蓋度和數(shù)字基礎設施的廣度和深度的，這方面我國西部地區(qū)的基礎設施需要進一步完善。

二是豐富和創(chuàng)新西部農(nóng)村數(shù)字普惠金融業(yè)務和產(chǎn)品?，F(xiàn)階段，西部農(nóng)村數(shù)字普惠金融業(yè)務的載體仍以各地的農(nóng)信社為主，業(yè)務品種較少且較為傳統(tǒng)，在互聯(lián)網(wǎng)普及和數(shù)字化金融業(yè)務產(chǎn)品加載背景下，農(nóng)村區(qū)域需要更多新興媒體的進入，不斷豐富和創(chuàng)新西部農(nóng)村數(shù)字普惠金融業(yè)務和產(chǎn)品，以深度契合西部農(nóng)村地區(qū)的實際金融需求，增強數(shù)字金融服務對農(nóng)村居民的普惠效應。

三是重視農(nóng)村居民金融綜合素養(yǎng)的提高。居民的受教育程度對阻斷與抑制貧困的代際傳遞具有顯著作用，提高農(nóng)村居民的人力資本可以有效縮小城鄉(xiāng)居民的收入差距。人力資本的提高可以從多個方面展開，培養(yǎng)金融素養(yǎng)是其中的重要舉措。運用現(xiàn)代信息技術，將云培訓、移動網(wǎng)絡、計算機、手機、金融基礎知識有機地結合起來，利用線上自主學習和線下針對性培訓，提高農(nóng)村居民對理財產(chǎn)品、金融風險、數(shù)字金融的感知，掃除因“數(shù)字鴻溝”造成的城鄉(xiāng)居民收入障礙。

四是創(chuàng)新數(shù)字普惠金融的監(jiān)管模式，降低和化解數(shù)字普惠金融風險，保障城鄉(xiāng)居民的財產(chǎn)權益。由于數(shù)字普惠金融的動態(tài)性和創(chuàng)新性，現(xiàn)有的金融監(jiān)管體系已無法滿足現(xiàn)實的需要，對數(shù)字普惠金融的監(jiān)管應從根本上突破事后監(jiān)管的滯后性，從頂層設計上降低非系統(tǒng)性風險發(fā)生的可能性，優(yōu)化數(shù)字普惠金融的運營環(huán)境，發(fā)揮數(shù)字普惠金融對農(nóng)村居民的普惠效應。