數字普惠金融對我國城鄉收入差距的影響研究

閆玉壇

一、引言

理論上說，數字普惠金融借助互聯網技術的運用能夠擴大信息共享渠道，降低服務門檻，為長期在現代金融服務業體系之外的“長尾人群”提供金融服務，從而縮小城鄉收入差距。但是實際中，究竟這種數字化類型的普惠金融對縮小城鄉收入差距、全面建成小康社會是否真正發揮了積極影響。目前此方面的研究還不夠充足。進一步講，我國區域范圍大，各地區地理環境、人文因素、經濟狀況各不相同，數字普惠金融在各地區力度和發展狀況如何，是否受地區因素而對城鄉收入差距的作用有所影響，挖掘這一系列問題的答案對于調整數字普惠金融資源結構，結合各地實際情況完善相關措施都有重要意義，值得探討和研究。

二、相關文獻綜述

關于傳統金融發展對貧富收入差距的影響，學者們有不同的見解。Greenwood和Jovanovic（1990）認為收入差距在金融發展的早期階段增加，隨著金融發展的深入而減少。隨后，一些學者提出了不同的想法。Galor和Zeira（1993）考慮了人力資本的角度，認為金融發展有利于貧困階層投資人力資本，從而提高收入層次，縮小收入差距。然而，之后的學者從相同的角度考慮，卻得出了不同的結論。Cagetti和De Nardi（2006）認為金融市場完善和發展僅讓低收入群體中有較強能力的人獲得資本投資機會，成為富人，但其他人仍然依靠廉價勞動獲得收入，因此貧富差距會更大。如Corrado（2017）認為，數字普惠金融為人們提供了更多元的經濟機會，因此可以引導經濟穩定發展。Ozii（2018）認為數字金融能夠刺激數字化經濟總產值，促進普惠金融發展。

為數不多直接研究數字普惠金融對城鄉收入差距的作用都是國內學者，且主要集中于近兩年。梁雙陸和劉培培（2018）分析指出數字普惠金融能夠正向推動城鄉收入差距收縮，且個人能力越好，使用此工具的概率越高。孫繼國和趙俊美（2019）實證發現數字普惠金融相比傳統普惠金融更能對城鄉收入差距的縮小產生積極作用且主要對東部地區產生影響。但陳競宇和郭婉麗（2020）卻得出了不同的結論：中西部地區發展數字普惠金融對收縮城鄉收入差距的效果優于在東部地區。

總結現有文獻可知，關于數字普惠金融對于城鄉收入差距的效果研究目前還比較缺乏。本文旨在通過實證分析，綜合考察數字普惠金融的發展對收縮城鄉收入差距的作用，并且系統性研究究竟是否存在區域差異化。一方面豐富這方面的理論研究，另一方面也為未來各省份為縮小收入差距制定改進政策提供一些參考。

三、數據說明與模型構建

（一）變量選取

本文所用數據均來自于2011年—2018年《中國統計年鑒》和北京大學聯合螞蟻金服發布的數字普惠指數（DIFI）的省級數據。

被解釋變量：各省份的城鄉收入差距（gap）用城鎮居民人均可支配收入/農村居民人均可支配收入表示，2011年和2012年的分母用農村居民人均純收入代替;解釋變量：全國省級數字普惠金融指數（DIFI）;控制變量：城鎮化率（urban）：城鎮人口/地區總人口;政府干預程度（gi）：財政支出/GDP;貿易開放程度（open）：進出口貿易總額/GDP;產業結構（is）：第二、三產業增加值/GDP。

（二）變量描述性分析

1. 全國樣本。首先從全國范圍觀察變量序列的特征，根據表1的統計結果可以看出，城鄉收入差距平均水平為2.69，最小值為1.85，最大值3.98，差距最大的省份是差距最小的省份的兩倍多，說明城鄉收入差距在不同地區差異較大，某些地區城鄉收入差距還是很大。數字普惠金融指數的均值為187.18，最小值為16.22，最大值為377.73，同樣存在地區間的差異。城鎮化率、政府干預程度、貿易開放程度的最小值分別為0.23、0.11、0.02，最大值分別為0.9、1.38、1.56，差異也很大。產業結構最小值0.74，最大值1.00，雖沒有像其他指標表現出那么大的差異，但仍然存在一些地區間的不平衡。

?2. 分地區樣本。為了進一步了解區域差距情況，本文樣本從地理位置和經濟狀況兩方面劃分區域，分別進行描述性統計，如表2所示。

平均來看，東部地區的城鄉收入差距最?。?.4），中部緊隨其后（2.49），西部最大（3.09）。觀察數字普惠金融指數的均值，東部地區的數字普惠金融發展水平最高（209.65），中部居中（179.45），西部的數字普惠金融發展水平有待提高（171.7）。綜合兩個指標可知，數字普惠金融發展情況與城鄉收入差距情況相聯系。

（三） 模型構建

由于所有變量經一階差分處理能通過單位根檢驗和協整檢驗，本文參考之前學者的文章，構建出下列模型：

其中，為各自變量對應的參數，為未納入模型的其他因素，為常數項。下標i，t分別表示各省份和各年份。

四、實證結果及分析

（一）全樣本回歸結果

在全國31個省、直轄市、自治區的樣本回歸模型結果中，F檢驗的統計量為55.04，對應的p值為0，在1%的顯著性水平下顯著，因此選用混合效應模型;Hausman檢驗統計量為13.41，對應的P值為0.0198，在5%的顯著性水平下顯著，因此選擇固定效應模型。綜上，選擇使用固定效應模型建模?；貧w結果如表3所示。

從表3可看出，整體來看，數字普惠金融指數的系數為負，且在1%的水平下顯著，說明數字普惠金融的發展可以改善城鄉之間的收入差距?？刂谱兞恐谐擎偦?、政府干預程度、貿易開放程度的p值都顯著小于0.01，其中城鎮化率和貿易開放程度系數為負，說明加快城鎮化與開放對外貿易程度能夠縮小城鄉收入差距。從理論上說，城鎮化加快能夠擴大就業范圍和渠道、改變就業方式，讓農村居民輕而易舉地到城鎮就業，而城鎮的收入來源與收入水平都比農村好，因而農村居民可以提高收入，從而縮小城鄉收入差距。一方面對外貿易的開放給居民增加收入提供了更多的渠道，另一方面貿易的開放使農村居民從農、從商擴大了客戶群，收入進一步提高。產業結構系數雖然為正，但是不顯著，說明從全國整體來看產業結構對城鄉收入差距無明顯作用。產業轉型升級的過程中沒有顯著影響城鎮和農村居民的收入差距。

（二）子樣本回歸結果

為研究當地的經濟發展水平以及地理位置存在較大偏差時，數字普惠金融對于城鄉收入差距的實際影響是否會產生差異，本文對總樣本按區域進行了劃分。由于東部地區的F檢驗和Hausman檢驗結果的p值都顯著小于0.05，對其用固定效應模型。而中部、西部地區的F檢驗p值顯著小于0.05，Hausman檢驗結果p值大于0.05，對中部和西部用隨機效應模型。具體的回歸結果見表4。

利用表4數據進行分析，無論哪個地區，數字普惠金融指數對城鄉收入差距都為負向作用，且在1%水平下顯著。分地區來看，東、中、西部地區數字普惠金融的推廣對城鄉收入差距作用逐漸增強，存在區域間的差異性，數字化、金融化發展對改善西部地區的城鄉收入差距效果最好。金融基礎設施建設較為薄弱、經濟發展滯后、優質人力資源欠缺的中西部地區，數字普惠金融的推廣對于約束城鄉收入差距的作用較為明顯。而對金融機構覆蓋較廣、金融發展具有一定規模、金融市場發展較為完善的東部地區，數字普惠金融發展對于改善城鄉收入差距效果相較中西部地區偏低?；ヂ摼W普及率高，數字普惠金融已經具有一定的規模，城鎮居民在原有收入基礎上利用金融融資渠道快速提高收入，而農村居民本身的資產量不如城鎮居民，利用金融工具來增加資產體量機會少。數字普惠金融在西部地區迅速發展后，居民可以通過數字普惠金融這一工具獲得金融支持，從而縮小與城鎮居民的差距。

分析各地區其他控制變量的表現情況：東部地區的貿易開放程度系數顯著為負，與全國的回歸結果一致。產業結構系數為負，通過了顯著性檢驗，說明在東部地區產業結構升級能夠抑制城鄉收入差距。在東部地區，經濟發展快、開放程度高，留在鄉村從事農業勞動的居民相比其他地區少。產業結構進一步優化，農村勞動力就進一步向其轉移，城鄉差距縮小。城鎮化率、政府干預程度系數為負，但都不顯著。中部地區所有的控制變量都通過了5%的顯著性檢驗。其中城鎮化率和貿易開放程度系數為負，政府干預程度系數為正，與全國的回歸結果保持一致。產業結構系數顯著為正，因此產業結構的優化對于城鄉收入差距反而是推動作用;西部地區城鎮化率和貿易開放程度系數為負，在5%的水平下顯著，與全國的回歸結果保持一致。政府干預程度系數為負，產業結構系數為正，但都沒有通過顯著性檢驗。

五、結論

本文基于各省份的數字普惠金融指數和城鄉收入差距等變量構建了面板回歸模型，并且按各省份的經濟發展和地理位置，劃分東、中、西部按地區分別構建了子樣本的面板回歸模型。實證發現，數字普惠金融發展可以有效地改善城鄉收入差距，這與之前的預期一致。分地區來看，數字普惠金融對城鄉收入差距抑制的作用在各地區之間有所差異。西部地區作用最顯著，中部其次，東部最小。

數字普惠金融是互聯網化下數字技術與普惠金融的深度結合，解決了普惠金融在偏遠地區由于成本較高推進緩慢的問題，有效地降低了各金融機構的服務門檻。通過線上提供金融產品，降低了金融機構成本，惠及了西部農村和偏遠地區的廣大群眾，使農村居民能夠享受到惠民、便利的金融服務，為他們改善經濟狀況提供了資金支持，從而推進城鄉收入差距的縮小。

作者單位：東南大學經濟管理學院