數字普惠金融與中國農村家庭財富差距

董麗霞

（中國社會科學院經濟研究所，北京 100836）

一、引言

二十大報告全面推進鄉村振興部分強調“全面建設社會主義現代化國家，最艱巨最繁重的任務仍然在農村”，提出應“拓寬農民增收致富渠道……健全農村金融服務體系”，在完善分配制度部分提出“多渠道增加城鄉居民財產性收入……規范財富積累機制”。讓農民富起來，并走向共同富裕是推進鄉村振興的核心任務。近年來，我國農村家庭平均財富水平正在穩步提升。根據中國家庭金融調查（CHFS）最新數據計算可以發現，2019 年，我國農村家庭年平均總資產為39.5 萬元。但與城鎮家庭年平均總資產125.4 萬元相比，仍大大偏低。從財富分配來看，城鄉家庭財富不平等程度逐步擴大，且農村家庭財富差距大于城鎮家庭財富差距；農村內部財富分配也存在較大差距。2013—2019 年，農村家庭財富基尼系數從0.62 增加到0.69，城鎮家庭財富基尼系數從0.5 增加到0.64。農村樣本中，最低50%財富組擁有的財富份額不足10%，最高10%財富組則占有約60%的財富份額。這說明相比城鎮家庭，農村家庭財富仍有較大差距，農村內部財富差距也非常大。因此，增加農民財富，縮小農民財富差距，對于鄉村振興戰略具有重要意義。

聯合國于2005 年正式提出“普惠金融”概念，世界銀行、國際貨幣基金組織等國際機構在全球范圍內大力推廣普惠金融。之后，普惠金融理念在全球范圍內盛行，越來越多的國家開始了普惠金融實踐（尹志超等，2019）。2013 年11 月，中共十八屆三中全會通過《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》，首次在中央文件中正式提出普惠金融理念（郭峰等，2020）。2015 年底，國務院在《推進普惠金融發展規劃（2016—2020）》中提出“要建立與全面建成小康社會相適應的普惠金融服務和保障體系，特別是要讓小微企業、農民、城鎮低收入人群、貧困人群和殘疾人、老年人等及時獲取價格合理、便捷安全的金融服務，使我國普惠金融發展居于國際中上游水平”。近年來，隨著互聯網金融的發展，中國的普惠金融實踐與互聯網金融相結合，形成數字普惠金融，并迅速發展。根據北京大學數字金融研究中心編制的中國數字普惠金融指數，我國省級數字普惠金融指數平均值從2011 年的155.35 增長到2021 年的372.72。政策層面上，我國政府也越來越重視數字普惠金融對于鄉村振興的作用。2021 年中央一號文件提出“全面推進鄉村振興……發展農村數字普惠金融”。2022 年1 月4 日，《中共中央國務院關于做好2022 年全面推進鄉村振興重點工作的意見》明確強調要“強化鄉村振興金融服務”。農民能否搭上數字普惠金融快車，能否受益于數字普惠金融，關系到鄉村振興戰略的實施效果。

普惠金融的理念是讓每個人都有平等獲得金融服務的權利，數字普惠金融旨在利用數字技術推動普惠金融發展，讓更多的人享受金融發展的成果，有利于弱勢群體享受金融服務和更為優質的金融服務（胡聯等，2021）。許多文獻針對數字普惠金融對經濟和社會的影響展開了研究。這些研究主要從現狀（孫玉環等，2021；張龍耀和邢朝輝，2021）、包容性增長（張勛等，2019）、城鄉收入差距（周利等，2020；宋曉玲，2017）、貧困（何宗樾等，2020；王修華和趙亞雄，2020；胡聯等，2021）、家庭資產組合（吳雨等，2021；周雨晴和何廣文，2020）、家庭信貸約束（尹志超和張號棟，2018；楊盼盼和劉晨，2021）、消費（易行健和周利，2018；張勛等，2020；張勛等，2021）和創業（謝絢麗等，2018；尹志超等，2019；何婧和李慶海，2019；張呈磊等，2021）等多個角度揭示了數字普惠金融的現狀、作用和影響機制。部分文獻研究了數字普惠既然對財富形成的作用。這些研究發現，數字普惠金融的發展能夠促進財富增長。一方面，這是因為數字普惠金融可以降低融資成本，使得原本被排斥在正規金融體系之外的群體能夠以較低成本獲取金融服務（Philippon，2016）；另一方面，數字普惠金融可以提供便捷的支付服務和豐富的投資選擇，并改善創業環境，促進家庭財富增長（周天蕓和陳銘翔，2021），尤其是可以幫助偏遠、貧困家庭增加獲得借貸、投資和理財等金融服務的機會，還可為地區內居民提供良好的創業環境進而鼓勵家庭創業，使該地區內家庭獲得比其他無法接觸金融服務家庭更多的回報（張勛等，2019）。上述文獻發現數字普惠金融對于財富積累具有正向作用，但是對于財富差異和財富不平等的研究仍然沒有涉及。關于財富不平等問題，文獻中已有很多研究，包括財富不平等的測度方法（李實等，2000；李實等，2005；梁運文等，2010；Li 和Wan，2015；Xie 和Jin，2015；陳彥斌，2008；Piketty et al，2019；羅楚亮和陳國強，2021）、住房資產對財富不平等的影響（何曉斌和夏凡，2012；李鳳等，2016；甘犁等，2013；Wan et al，2021）及個人資產配置和資產組合對財富積累和財富不平等的影響（吳衛星等，2016；杜兩省和程博文，2020）等。但是，目前鮮有文獻研究普惠金融對農村財富差異的影響，也較少涉及普惠金融對于農村財富差距的貢獻度及影響機制等方面的研究。但這些研究對于全面推進鄉村振興有較重要的意義。

本文主要使用中國家庭金融調查（CHFS）2019 年數據和數字普惠金融指數數據，研究數字普惠金融對我國農村家庭財富差距的影響，闡述背后的機制，以期為探索農民致富路徑和推進鄉村振興提供一定的參考意義。相比以往研究，本文的可能貢獻主要有如下三方面：一是在鄉村振興視域下，研究數字普惠金融對于農村家庭財富不平等的影響，用夏普里值方法量化數字普惠金融對于農村家庭財富的貢獻度，以豐富數字普惠金融和家庭財富差距領域的相關文獻；二是分不同資產類型、分不同物質資本和人力資本，分析了數字普惠金融對農村家庭財富影響的異質性；三是從創業和流動性約束兩個維度分析數字普惠金融影響農村家庭財富的機制。本文認為降低農村人口的財富差異，促進農村地區共同富裕，是實現鄉村振興戰略的重要舉措。因而，數字普惠金融可以成為縮小農民財富差距、推進鄉村振興的重要抓手。

二、理論分析

長期以來，我國存在金融市場的城鄉分割。一方面，由于城市部門具有更高的生產率，以及農民缺乏抵押物品，農村地區面臨融資難和“金融排斥”。以商業銀行為代表的普通金融機構的信貸主要面向城市客戶，即使廣大的農村信用社也有向城市配置資金的傾向（蘭永海和溫鐵軍，2018）。這導致我國農村地區金融資源不足，農民無論從事農業生產還是非農業生產都難以獲得傳統金融的支持，面臨著流動性約束；另一方面，在農村內部，由于信息不對稱及交易成本較高等原因，相對貧困的農戶因缺乏抵押品和信用記錄被排除在正規信貸市場之外，難以獲得貸款以擺脫貧困，農村中財富水平較高的人則更容易獲得金融機構的貸款。因而，傳統金融市場反而可能拉大農村內部的財富差異，進而形成惡性循環，加劇財富分配不平等問題。因此，很多國家都將解決農村信貸供給不足、緩解農戶貸款難作為促進金融普惠的重要著力點（張龍耀等，2021）。

在國際上，普惠金融最初關注的是銀行網點的可達性和信貸等多種金融業務的可獲得性。在中國，隨著我國互聯網技術和移動通訊技術的廣泛應用，普惠金融與數字技術相結合，產生了數字普惠金融。許多互聯網科技企業通過信息化技術推動產品創新，包括移動支付、網絡信貸、數字征信、網絡理財等。相對于傳統金融，數字普惠金融具有“成本低、速度快、覆蓋廣”的優勢（黃益平和黃卓，2018）。這意味著數字普惠金融至少從三個方面有利于居民的財富積累。

首先，數字普惠金融和傳統金融的最大差異是降低了借款人對抵押品的要求，借貸成本較低。一是因為數字金融主要依托互聯網和數字技術開展，節省了營運成本，這也意味著減小了對借款人的成本壓力。更重要的是，數字普惠金融依托大數據對借款人的信息進行分析，因而可以通過信用貸款而不是抵押貸款來開展業務。這對于農村收入和財富較低的群體，尤其對于面臨創業的農村居民來說非常重要。數字普惠金融能夠有效降低這部分人的借款成本，幫助農民以較低的成本獲得資金用于創業。

其次，數字普惠金融具有便利性和快捷性。傳統金融在信貸方面需要經過復雜的手續，從申請貸款到貸款最終發放到借款人手中可能經歷漫長的過程，而這個過程可能導致借款人失去了財富創造的機會。數字金融依托互聯網技術和移動支付，能夠快速審核借款人信息，并經過大數據處理后快速發放貸款。因而數字普惠金融能夠使得借款人更便捷地獲得金融資源，更快地緩解流動性約束，從而更有利于財富積累。

最后，數字普惠金融突破了以往物理和地理的局限性，增強了金融資源的可達性（邱澤奇等，2016）。尤其是對于農村地區居民來說，只要居住地有良好的網絡信號，尤其是移動網絡信號，與銀行網點的距離不再是障礙。另外，相對于傳統金融機構有固定的場所，數字普惠金融活動大部分在手機上就可以操作，這意味著每個手機移動端就是一個金融客戶端，這使得數字金融更具有“覆蓋廣”的特點。數字普惠金融覆蓋廣的特點使得農村地區居民更容易獲得金融資源，對于收入和財富水平更低的人群來說，數字普惠金融能夠使他們更容易接觸到金融資源，提高他們的金融素養，提升其財富管理水平。

基于上述分析，本文認為，數字普惠金融對于增加農民財富、縮小農民財富差距有重要作用。對于農村居民來說，可以通過從事農業生產、非農業生產和理財進行財富積累。基于數字普惠金融的特點，一方面，數字普惠金融能夠有效緩解從事農業生產和非農業生產過程中的流動性約束，提高農村居民的收入；尤其對于財富水平較低的人來說，流動性約束在短期內會給他們的農業生產和非農生產活動造成極大的負面影響，這種情況下，如果他們能夠比較快速獲得外部資金，便能夠迅速恢復生產，提高未來收入和財富水平；另一方面，數字普惠金融能夠有效支持創業，尤其是低收入和低財富農村居民的創業需求。這部分農村居民資本積累較少，可用于貸款抵押的物品更少，因而無法通過正規金融渠道獲得融資。在政府相關政策的支持下，數字普惠金融能夠使他們以較低的成本獲得無抵押貸款，提高其創業積極性。值得注意的是，數字普惠金融對創業的影響也會與創業者的個人風險態度和金融素養有關（魯燊和莊晉財，2022）。

后續實證部分將會結合區域層面的數字普惠金融發展數據與微觀調查數據對上述理論進行檢驗。

三、基本模型分析

（一）數據說明

本文研究采用了兩套數據。微觀數據部分來自西南財經大學中國家庭金融調查與研究中心執行的中國家庭金融調查數據（CHFS）。這一數據是研究中國家庭財富的專業數據，對家庭各類資產和負債等財富數據、收入數據和個人特征等變量進行了細致的采集，具體數據介紹可參見路曉蒙等（2017）。根據我們的研究目的，本文使用的是2019 年農村戶籍家庭樣本數據，經過剔除極端值、異常值等處理后，得到34645 個觀測值。宏觀數據部分的關鍵解釋變量來自由北京大學數字金融研究中心和螞蟻科技集團研究院聯合編制的數字普惠金融指數，具體數據介紹可參見郭峰等（2020）。由于CHFS 數據未公開城市層面代碼，因此本文使用省級數字普惠金融指數與CHFS 數據進行匹配。

（二）模型設定和變量解釋

為驗證數字普惠金融對農村戶籍家庭財富積累和財富差距的影響，本文構造如下實證模型：

其中：被解釋變量wealthi，p，t為2019 年農村戶籍家庭i在p省的財富數量，主要使用總資產和凈資產度量。之后，使用凈資產，即總資產減去總負債衡量家庭財富。總資產根據CHFS 數據計算出，主要考察住房資產和金融資產兩類。住房資產包括自有住房資產和商鋪。金融資產包括現金、活期存款、定期存款、股票、債券、基金、金融理財產品、金融衍生品、外匯、黃金及借出款。凈資產，即總資產減去總負債。總負債除房產負債、金融負債外，還包括因教育、醫療和維持生計等產生的消費負債。信用卡負債屬于短期負債，且算在個人頭上。因此未予考慮。

模型中的主要解釋變量Indexp，t-1為2018 年p省的數字普惠金融指數，包含數字普惠覆蓋廣度、使用深度和數字化程度三個一級維度，共計33 個具體指標（郭峰等，2020），可較為全面地刻畫中國數字普惠金融發展水平。考慮到內生性問題，我們使用滯后一期即2018 年省級數字普惠金融指數數據。

控制變量Xi，p，t反映了影響農村家庭財富的各種因素，包括三個層面變量。個人層面，包括戶主的年齡、性別、教育程度、政治面貌、婚姻狀況、年收入，配偶的教育程度、年收入；家庭層面，家庭住房套數；地區層面，省級虛擬變量。其中，教育程度分三組虛擬變量：小學及以下、中學、大專及以上，對照組為小學及以下。戶主和配偶年收入、家庭總資產、住房資產、金融資產、總負債和數字普惠金融指數取對數處理，凈資產由于存在較多負值，將其除以10 萬。

模型中還加入了家庭所在省份虛擬變量λp，以控制地區層面不隨時間變化的固定效應對家庭財富的影響。εi，p，t為殘差項。主要變量的描述性統計結果如表1 所示。

表1 變量的描述性統計

（三）基準模型回歸結果

為了考察數字普惠金融對農村家庭財富分配的影響，本文使用Koenker 和Bassett（1978）提出的分位回歸（quantile regression）方法來進行估計，并將結果與普通最小二乘回歸（OLS）方法進行比較。表2 為基準回歸結果。其中，（1）列為最小二乘方法的回歸結果，標準誤聚類在省級層面。（2）～（5）列為分位回歸方法的回歸結果。這里進行的是五分位回歸。需要指出的是，分位回歸與最小二乘方法的回歸模型是一致的。但最小二乘方法主要關注的是條件均值，分析的是數字普惠金融對農村家庭財富的平均影響。而分位回歸方法則可以探究不同財富分位組家庭受到數字普惠金融的差異化影響，因而可以滿足我們的研究目的，即考察數字普惠金融對農村家庭財富差距的影響。

表2 基本模型回歸結果

續表2

可以發現，普通最小二乘回歸結果顯示，數字普惠金融指數的估計系數顯著為正值，表明數字普惠金融顯著增加了農村家庭財富。（2）～（5）列的分位回歸結果顯示，數字普惠金融對農村不同財富家庭都具有顯著的正向影響，并且，隨著財富由低到高，數字普惠金融的影響由大到小，即財富20 分位組（QR20）、40 分位組（QR40）、60 分位組（QR60）和80 分位組（QR80）的回歸系數分別為5.0618、4.8891、4.7415 和4.6454。數字普惠金融對最低財富組的正向影響最大，對最高財富組的正向影響最小。將五分位回歸換為十分位回歸后，結論一致，表明普惠金融對于低財富家庭具有更大的促進作用。限于篇幅，十分位回歸結果沒有列出，結果備索。上述結果意味著數字普惠金融不僅顯著提升了農村家庭財富水平，而且可顯著縮小農村家庭財富差距。

其他控制變量中，年齡、健康狀況較差都對家庭財富具有負向影響，戶主和配偶的教育程度、中共黨員身份、家庭住房套數都對家庭財富具有正向影響，戶主性別和婚姻狀況對家庭財富的影響不顯著。

（四）穩健性檢驗

為了進一步驗證基準回歸結論，本文進行穩健性檢驗。將數字金融指標數字普惠金融指數換成數字金融覆蓋廣度、使用深度和數字化程度三個一級指數分別進行分位回歸。在基于互聯網的數字金融模式下，由于互聯網天然不受地域限制，數字普惠金融的廣度主要是基于金融服務供給在多大程度上能保證用戶得到相應服務是通過電子賬戶數體現的，包括非銀行第三方支付賬號數量、支付賬號綁定的銀行卡數量和綁定銀行卡用戶的比例（郭峰等，2020）。因此，從這個意義上來說，數字普惠金融的廣度主要是從“量”的角度衡量一個地區數字普惠金融的發展程度。而數字普惠金融的使用深度則主要從“質”上來衡量。數字普惠金融服務類型包括支付服務、貨幣基金服務、信貸服務、保險服務、投資服務和信用服務等。因此，在廣度一定的情況下，數字普惠金融工具的利用情況更能體現出其對農村家庭生產生活的重要性。最后是數字普惠金融的數字化程度，這個指標是從普惠金融的移動化、實惠化、便利化和信用化程度來衡量。

結果見表3。可以發現，普惠金融的廣度、深度和數字化程度都會促進財富積累，并且隨著財富由低到高，數字普惠金融指數對家庭財富的影響都由大到小，即數字普惠金融對低財富家庭的影響最大，對高財富家庭的影響最小。這說明，數字普惠金融確實可以縮小農村家庭財富差距。結論與基準回歸完全一致，表明我們的主要結論是穩健的。

表3 穩健性檢驗

（五）基于回歸的夏普里值分解

為了進一步量化數字普惠金融指數對農村家庭財富差距的貢獻度，并對比其與其他影響因素的貢獻程度，使用基于回歸的夏普里值（Shapley Value）方法（Shorrocks，2013；Wan，2004）進行分解，在基準模型（1）回歸結果基礎上分析各解釋變量對農村家庭財富差距的貢獻度。根據模型（1）的回歸結果，戶主性別、婚姻狀況和省份虛擬變量這三個變量對農村家庭財富的影響不顯著。因此，剔除這三個變量，只對顯著變量進行夏普里分解，計算不同解釋變量對家庭財富的貢獻。為避免扭曲財富變量的含義，因變量用的是財富本身即家庭總資產，而非其對數值。表4 是最終的分解結果。其中，（1）列為家庭總資產的分解結果，（2）～（4）列分別為住房資產、金融資產和凈資產的分解結果。

從表4 中有如下發現：除了家庭住房套數，數字普惠金融指數是造成家庭總資產、住房資產和凈資產等財富差距的最重要影響因素，其貢獻率分別為27.73%、28.04%和30.55%。對于金融資產來說，數字普惠金融指數也是僅次于戶主教育程度的重要影響因素，其貢獻率為20.94%。

表4 夏普里值分解

以上結果說明，數字普惠金融是影響財富差距的重要因素。因此，發展數字普惠金融，讓低財富家庭最大程度享受到數字普惠金融的紅利，對于縮小農村家庭財富差距非常重要。

四、異質性分析

（一）被解釋變量的異質性：分資產類型

上述分析是針對家庭總資產進行的回歸。總資產主要包括住房資產和金融資產。兩類財富的積累機制不同，因而數字普惠金融對兩類財富的影響可能也會不同。同時，許多家庭在財富增加的同時，負債可能也會增加。不同財富組家庭的負債結構不同，負債對其財富積累的意義不同（梁運文等，2010），從數字普惠金融中的受益也不同，因而數字普惠金融對于凈資產的作用可能不同。為了檢驗不同財富類型可能會對我們的結論產生影響，這里分別用住房資產、金融資產、總資產和總負債之差即凈資產、總負債刻畫家庭財富，分別研究數字普惠金融對其產生的影響。模型仍然采用五分位回歸方法進行分析，結果見表5。

可以看出，數字普惠金融對農村家庭財富依然具有顯著的正向影響。但使用不同財富衡量指標時，數字普惠金融對于不同財富組的影響有所差異。表5 第一部分是對住房資產的回歸結果，結論與基準回歸一致，隨著財富由低到高，數字普惠金融對住房資產的影響由大到小。第二部分是對金融資產的回歸結果。數字普惠金融對中等金融資產的家庭影響最大，對金融資產最高的家庭影響居中，對金融資產最低的家庭則影響最小。從圖1 左圖來看，不同財富家庭具有相似的資產結構，房產作為主要的資產來源，其占自身總資產的比例都超過了80%，金融資產占比則不足20%。因此，住房資產的結果與總資產非常接近，金融資產的結果差異，可能是源于中等金融資產家庭的金融素養更高，從而能更好地利用數字普惠金融政策的紅利。表5 第三部分是對凈資產的回歸結果，可以發現，隨著財富由低到高，數字普惠金融對凈資產的影響由小到大。第四部分是對總負債的回歸結果，可以發現數字普惠金融對總負債也有與凈資產同樣的影響。即隨著財富由高到低，數字普惠金融對其的影響由小到大。這可能是由于那些財富較高的家庭投資行為更加冒進，更敢于負債和利用杠桿，撬動起更大的財富。進一步地，從圖1（b）可以直觀地看出，不同財富家庭的負債結構差異非常大。低財富組中近四分之三的負債是消費負債，住房負債僅約占四分之一。中等財富組則正好相反，近四分之三的負債是住房負債，消費負債約占四分之一。而高財富組的負債則大部分是住房負債，高達93.3%，消費負債僅占6.7%。高財富組的負債更多用于房產等升值較快的資產上，負債不是負向資產，而成為攫取更多財富的杠桿，從而積累起更多的財富；而低財富組的負債則更多用于教育、醫療和維持生計等消耗性支出方面。因此負債對其來說是真正的負向資產，消耗了自身財富。因此，數字普惠金融對高凈資產和高負債的群體影響最大。

圖1 農村家庭財富結構

（二）不同群體的異質性：分家庭總收入和戶主教育程度

數字普惠金融的發展可以顯著縮小農村家庭財富差距，但對于不同群體的影響可能存在差異。為了進一步考察哪類群體從數字普惠金融發展中獲益更多，考慮利用分位回歸方法分析普惠金融對于不同財富群體財富積累行為的影響。由于物質資本和人力資本即家庭收入水平和戶主的人力資本水平會對家庭的財富積累有正向影響。因此，那些家庭收入水平較高、戶主教育程度更高的家庭有更高的財富水平。因此，如果普惠金融確實能夠縮小家庭財富差距，普惠金融應該對低收入家庭和戶主教育程度較低家庭的財富水平有更大的影響。為了檢驗數字普惠金融對財富的上述異質性影響，本文分別根據家庭總收入和戶主教育程度分組，進行回歸，結果見表6。表6 第一部分將家庭總收入分為四分位進行回歸，可以發現，數字普惠金融可以顯著提高不同收入組家庭的財富。隨著收入由低到高，這種影響由大到小。即對低收入家庭影響最大，對高收入家庭影響最小。表6 第二部分將戶主教育程度分為低教育程度（小學及以下）、中教育程度（初中、高中、中專和職業高中）及高教育程度（大專及以上）三組分別回歸。可以發現，數字普惠金融可以顯著提高不同教育程度家庭的財富。隨著教育由低到高，這種影響由大到小。即數字普惠金融對低教育程度戶主家庭的影響最大，對高教育程度戶主家庭的影響最小。

表6 異質性分析

如果數字普惠金融的發展，更多幫助了物質資本和人力資本有優勢的群體，則會加劇農村內部差距（張勛等，2019）。從家庭收入和戶主教育程度的異質性回歸結果來看，收入越低和戶主教育水平越低的家庭，從數字普惠金融發展過程中的受益更大。這進一步證明了基準回歸結果，即數字普惠金融有利于縮小農村居民財富差距。

五、機制分析

上述回歸結果表明，數字普惠金融可以顯著增加農村家庭財富，并縮小農村家庭財富差距。本部分主要討論數字普惠金融降低農村家庭財富差異的機制。首先，數字普惠金融通過鼓勵農村家庭通過在非農行業的創業提高財富水平，并且，較低財富的家庭在數字普惠金融的支持下更有激勵進行創業；其次，數字普惠金融會通過緩解流動性約束鼓勵低財富家庭進行生產性投資。下面我們針對這兩個機制進行檢驗。

（一）創業

上述回歸結果表明，數字普惠金融可以顯著增加農村家庭財富，并縮小農村家庭財富差距。但數字普惠金融對家庭財富的影響并不是獨立發生的，其作用的發揮依賴于農戶的創業等行為。數字普惠金融的發展會顯著促進農村居民的創業行為（Karaivanov，2012；張勛等，2019；Hurst 和Lusardi，2004），并通過影響創業這個中間環節促使農村家庭財富增長。因此，探索數字普惠金融對于農村家庭創業行為的影響，可以有助于我們分析數字普惠金融影響農村家庭財富的機制。在基準模型（1）基礎上，將因變量換為家庭創業變量，建立模型（2）。

根據CHFS 數據，構建被解釋變量家庭創業變量busi。如果家庭從事工商業生產經營項目，busi=1，否則busi=0。相對于一般金融產品來說，由于政策的支持，普惠金融產品的風險相對較低，同時操作性相對簡便，對個體的金融素養要求不高。數字普惠金融對于風險厭惡型個體及金融素養較低個體的影響可能相對較大，能夠更好地支持這部分人的創業。因此，考慮到個體的風險偏好和金融素養差異可能會影響數字普惠金融的獲益差異，參考已有文獻的做法（張金林等，2022；吳雨等，2021），構造了風險態度變量risk和金融素養變量fink。如果愿意投資低風險低回報項目或不愿意承擔任何風險，定義為風險厭惡，risk=0，否則risk=1；如果問卷中關于利率和通脹的問題，如果全部答對，說明金融素養高，fink=1，否則fink=0。其余變量與模型（1）相同。使用CHFS2019 年數據可計算出，風險中性或風險偏好型農村家庭的家庭財富年平均約為141.13 萬元，遠遠大于風險厭惡型農村家庭約81.89 萬元；而金融素養較高農村家庭的家庭財富年平均約為174.72 萬元，也遠遠大于金融素養較低農村家庭約71.72 萬元。

由于創業變量是二元離散變量。因此使用probit 方法進行回歸。結果見表7 第一部分所示。（1）列顯示的是總體樣本結果。可以看出，數字普惠金融顯著促進了農村家庭的創業行為。（2）、（3）列顯示的是按風險態度分組的回歸結果，發現，數字普惠金融對于風險厭惡型農村家庭的創業行為有顯著正向影響，但對風險偏好或風險中性農村家庭的創業行為的正向影響不顯著。（4）、（5）列顯示的是按金融素養分組的回歸結果，發現，數字普惠金融對于金融素養較低家庭的創業行為有顯著正向影響，但對金融素養較高家庭創業行為的正向影響不顯著。上述結果意味著，數字普惠金融能顯著促進低財富家庭的創業行為。

進一步地檢驗創業行為對農村家庭財富的影響。在基準模型（1）基礎上，將主要解釋變量數字普惠金融指數換為家庭創業變量，進行回歸。結果見表7 第二部分所示。（1）列OLS 回歸結果顯示，創業變量的估計系數顯著為正值，表明農村家庭創業行為顯著增加了家庭財富。在（2）～（5）列的分位回歸結果中發現創業對農村不同財富家庭都具有顯著的正向影響。隨著財富由低到高，創業的影響由大到小。機制分析結果暗示，數字普惠金融能顯著促進農村家庭特別是低財富家庭的創業行為，而創業對于最低財富組家庭資產的正向作用最強。因此進一步證實數字普惠金融可以縮小農村家庭財富差距。

表7 機制分析：創業機制

為了進一步驗證創業機制的中介效應，在表7 的第三部分報告了同時加入數字普惠金融變量Index 和創業變量chuangye 對財富積累的回歸結果。相對于表1 基準回歸結果，表7 第三部分數字普惠金融變量Index在各個分位上的回歸系數都下降，尤其是較低分位上的回歸系數下降幅度相對較大，最高分位上Index 的系數下降幅度相對較小，并且創業變量系數比較顯著。這說明，數字普惠金融能夠通過創業機制影響農村居民的財富積累，并且對于較低財富組來說作用更加明顯。

（二）流動性約束

數字普惠金融還可能通過緩解農村家庭面臨的流動性約束而對其投資和擴大農業再生產產生影響，并促使農民財富增長。很多文獻研究證實了數字普惠金融對于流動性約束存在正向影響。數字普惠金融能提供功能、作用和抵押擔保條件不盡相同的互聯網信貸、互聯網保險、互聯網支付和投資理財等新型金融產品，滿足不同家庭的差異化需求；以互聯網經濟帶動的數字普惠金融，能夠使農村居民，特別是那些原來被傳統金融排除在外的群體更加便利地獲得信貸支持，從而緩解了農民家庭面臨的資金約束（周天蕓和陳銘翔，2021；易行健和周利，2018；張勛等，2019）。

為了從流動性約束維度分析數字普惠金融影響農村家庭財富積累的機制，將流動性約束、流動性約束與數字普惠金融指數的交互項加入基準模型（1），進一步進行檢驗。根據文獻中的做法（周天蕓和陳銘翔，2021），選取家庭現金及活期存款總額作為家庭流動性資產指標，并在回歸中取對數值，結果見表8。本文重點關注交互項，可以看到，交互項系數都顯著為負。這說明流動性資產越少，數字普惠金融的發展對農村家庭財富的影響越大。隨著財富由低到高，交互項系數絕對值由大到小。說明數字普惠金融對低財富家庭財富的促進作用顯著大于高財富家庭。這個結果意味著，受流動性約束可能性越大的低財富家庭，越能從數字普惠金融的發展中獲益，從這個角度也說明，數字普惠金融可以縮小農村家庭財富差距。

表8 機制分析：流動性約束機制

綜合上述兩個機制，數字普惠金融通過緩解流動性約束更有利于較低財富的農村家庭增加財富。一方面，這有可能是流動性約束的緩解會增強低財富居民的投融資能力，使得農村居民能夠將資產投入到生產率更高的農業活動，比如蔬菜大棚、農副產品加工等；另一方面，流動性約束緩解也可能更有利于刺激低財富居民從事非農產業，提高農村居民進行創業的積極性，從而更快地積累財富。

六、結論及啟示

本文使用2019 年中國家庭金融調查數據和數字普惠金融指數，研究了數字普惠金融發展對中國農村財富差距的影響，并分析了背后的機制。結果發現，數字普惠金融可以顯著提高農村家庭財富，有助于縮小農村家庭財富差距。隨著財富由低到高，數字普惠金融對不同財富家庭總資產的正向影響由大到小。由于不同財富家庭的負債結構差異較大，隨著財富由低到高，數字普惠金融對家庭凈資產的影響則由小到大。將數字金融指標數字普惠金融指數換成三個一級指數后，結論依然穩健。夏普里值分解結果表明，數字普惠金融對農村家庭財富差距的貢獻度近三分之一。異質性分析表明，數字普惠金融發展對于低收入家庭和低教育水平家庭財富的正向促進作用更強，進一步表明數字普惠金融有利于縮小農村家庭財富差距。機制分析結果表明，數字普惠金融能顯著促進農村家庭特別是低財富家庭的創業行為，而創業對于最低財富組家庭資產的正向作用最強；受流動性約束可能性越大的低財富家庭，越能從數字普惠金融的發展中獲益。因而進一步證實數字普惠金融可以縮小農村家庭財富差距。

針對上述結論，本文認為，為了更好地發揮數字普惠金融在實現農村富裕和推進鄉村振興過程中的作用，需要從以下4 個方面完善政策。

一是需要完善農村，特別是落后偏遠農村地區的數字基礎設施建設，提高農民數字金融服務的可及性，縮小直至消除數字鴻溝，讓更多的農村家庭可以享受到數字普惠金融紅利，增加財富積累。本文的研究結論顯示，數字普惠金融的廣度和深度都會縮小農村內部的財富差距。在廣度上，農村地區數字普惠金融覆蓋率越來越高，尤其是年輕人使用電子支付的比例越來越高。但是擁有的賬號多并不意味著實際使用程度高，尤其是用于生產方面的借貸業務。本文的研究顯示，低財富組家庭的很多負債原因不是為了擴大生產，而是為了滿足教育、醫療及消費方面的支出，短期內對其本人無法創造出更多的財富；而高財富組家庭正好相反，他們的負債更多是為了滿足投資需求，創造更多的財富。因此，未來數字普惠金融的發展如何為農村低財富和低收入家庭的創業投資提供更便捷和更友好的服務對于縮小農村財富差異有重要作用。

二是普及農村居民金融知識，提高其金融素養，促使低財富家庭更好地從數字普惠金融中獲益。相對于城市居民，農村居民的金融知識和金融素養相對較低；而在農村內部，高財富居民的金融知識和素養往往高于低財富居民。這會造成二者在金融業務上利用的差異。除了基本的貸款和存款業務，擁有較高財富居民可能還會利用數字金融的保險、理財和征信等業務，增強財富的創造能力。而擁有較低財富的居民可能金融知識和素養相對較低，推廣數字普惠金融更有利于這部分群體提高金融素養、增加金融知識，鼓勵他們投資。

三是加大教育、醫療和社會保障等方面的公共支出，減少低財富家庭的消費負債，扭轉其負債結構，進而提升這些家庭的財富積累。本文的結論發現，低財富家庭財富積累較慢的一個原因是負債主要用于教育、醫療等方面的支出。對于農村地區來說，由于社會保障比較薄弱，尤其是醫療社會保障較少，醫療大額支出很多依靠向親友借債來籌措，這很可能導致低財富人群陷入債務陷阱，財富積累速度越來越慢。因此，需要加大對農村居民的社會保障支出，提高低財富家庭應對風險的能力。

四是針對不同類型人群設計量身打造的普惠金融支持政策，為農村居民創業提供更好的支持，以促進農民增收致富，縮小財富差距，逐步實現鄉村振興。本文的機制分析表明，農村居民在非農領域的創業是促進財富積累的重要途徑。在鄉村振興戰略下，許多外出流動人口開始返鄉尋找更多的就業機會。農村數字普惠金融打破了金融服務的地域和時空限制，能夠緩解創業投資的流動性約束，進而增加財富積累。但是，數字普惠金融對于更有效支持農村居民創業還不夠，這是因為數字普惠金融并沒有與特定的產業政策相結合，無法像普通金融工具那樣直接針對農村產業發展提供政策支持。因此，數字普惠金融也需要針對農村創業和產業發展提供有針對性的金融工具和金融手段。

由于受數據所限，本文的不足之處主要是數字普惠金融指數用的是省級層面數據，未能更細致地針對縣級層面，甚至微觀家庭或個體層面，分析數字普惠金融對于農村家庭財富差距的影響。另外，由于數據限制，本文無法具體討論農村居民的投資和理財等行為，而這些行為往往對于農民的財富積累發揮著非常重要的作用。因此，未來有必要進一步在這方面深入討論和研究。