數字普惠金融能否推動共同富裕？
——基于城鄉收入差距視角

楊龍志，邵紫薇，魏征

（溫州大學商學院，浙江 溫州 325006）

引言

實現共同富裕是社會主義的本質要求。2015年底國務院發布《推進普惠金融發展規劃（2016—2020年）》的通知提出推進普惠金融高質量發展。金融是現代經濟的核心，是推動經濟發展的重要力量。我國在加快形成以國內大循環為主體、國內國際雙循環相互促進的新發展格局時，離不開高質量金融服務的支持。《中共中央關于制定國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和二0三五年遠景目標的建議》指出：“構建金融有效支持實體經濟的體制機制，提升金融科技水平，增強金融普惠性。”這為金融更好地服務構建新發展格局指明了方向，提供了遵循。普惠金融是一種為全體人民服務的金融體系，普惠金融的服務對象主要分為四類：第一類是農戶，尤其是貧困地區的農戶；第二類是低薪工人，尤其是農民工；第三類是小微企業；第四類是失業人員[1]。普惠金融的一個重要任務就是助力鄉村振興，促進共同富裕，解決四類人員的金融排斥問題。

“普惠金融”最早由2005年聯合國在國際小額信貸年會中提出，為了解決全球范圍內的貧富差距過大、金融資源分配不均等問題。自改革開放以來，城鄉二元結構一直困擾我國經濟均衡發展，貧困地區金融服務不完善、小微企業貸款困難、實體銀行營業網點向人民和企業提供普惠服務成本大等問題制約普惠金融的發展。尤其對于貧困地區來說，精準性地增加金融供給扶貧，是目前扶貧工作的重點。黨的十八大以來，我國金融業快速發展，金融產品日益豐富，金融改革有序推進，金融服務普惠性增強。普惠金融迅速發展，在覆蓋范圍、可獲得性、安全性和便捷性等方面得到很大提升，小微企業融資難、融資貴問題在一定程度上得到有效解決。因此，數字普惠金融能否有效縮小城鄉收入差距、實現共同富裕是文章研究的重點問題。

本文可能的貢獻在于：一是重點分析數字普惠金融對縮小城鄉收入差距的內在作用機制。把研究的重心從省際層面轉移到市級層面，因為普惠金融的落腳點在城市和鄉村，更低的落腳點更加接近研究問題的核心。二是采用分位數回歸的研究方法。由于個別年份某個市的數據出現缺失，分位數回歸對這些異常數據具有耐抗性，因此估計結果較為穩健。三是通過分位數回歸得到數字普惠金融指數對不同城鄉收入差距層級下具有顯著的異質性。貧困地區由于經濟發展的限制和金融知識的缺乏，也反向決定了普惠金融對不同地區的異質性。

一、文獻綜述

國內普惠金融概念的提出晚于國外，近年來普惠金融對城鄉收入差距的影響成為熱點問題。本文主要從以下三個方面對現有文獻進行梳理：普惠金融的內涵、共同富裕的實現路徑、城鄉收入差距的影響因素。

關于數字普惠金融的內涵及其影響研究。數字普惠金融作為金融科技和普惠金融的結合體，近年來引起許多學者的注意。現有對數字普惠金融的研究大多集中在衡量指標的確定、發展趨勢、實踐探索以及影響因素等方面。一是在衡量數字普惠金融發展水平方面，比較權威的是北京大學數字金融研究中心和螞蟻金服共同發布的中國數字普惠金融指數，不僅考慮了數字金融服務的覆蓋廣度和使用深度，還囊括了支付、投資、保險、貨幣基金等業態[2]。二是對于普惠金融的發展趨勢和實踐探索方面。黃益平通過展望未來提出數字金融應該與實體經濟相連，注重創新，激發普惠金融活力[3]。郭峰利用數字普惠金融指數得出我國不同地區數字普惠金融的發展趨勢，得出數字普惠金融有著很強的地區收斂特征[4]。近年來，各大地區數字普惠金融的總體水平提升明顯，但縣域數字普惠金融仍有較大發展空間，需建立健全縣域數字普惠金融體系，促進經濟發展[5]。三是對于普惠金融的影響機制，許多學者從城鄉收入差距角度進行深入研究[6,7]，結果表明數字普惠金融不僅能顯著縮小城鄉收入差距，對周圍地區也有正向溢出效應。數字普惠金融發展可以提升城鄉收入水平和促進消費[8-9]。美國著名經濟學家庫茲涅茨在1955年提出收入分配狀況隨經濟發展過程變化的“倒U型”假說[10]。

關于共同富裕的內涵和實現路徑。自共同富裕這一概念提出，學者從不同角度深入研究。陳麗君等人對共同富裕進行了翔實的測定，以共同富裕的內涵和特征為邏輯起點，識別影響共同富裕進程的重要因素，從發展性、共享性、可持續性三個維度構建共同富裕指數模型[11]。數字化的飛速發展給共同富裕注入新的發展動力，促進城鄉協調發展，建設全國統一大市場，有利于經濟均衡增長[12]。對于城鄉收入差距的影響因素，學者們從不同領域進行研究。基于城市發展的角度，陸銘和陳釗的研究表明地方政府的經濟政策、政府財政支出結構、經濟開放程度等因素擴大城鄉收入差距，城市化對降低城鄉收入差距具有顯著作用[13]。

綜上所述，現有研究大多圍繞數字普惠金融的測度、理論和影響機制，但對數字普惠金融的作用機制研究薄弱，市級層面研究普惠金融更加缺乏。因此，本文在前人研究基礎上，選取2011—2019年我國208個地級市的數字普惠金融數據進行研究。

二、數字普惠金融對共同富裕的影響機理分析

第一，發揮減貧效應。普惠金融政策提出的最終目的是破除小微企業、農村地區發展障礙，實現共同富裕。一方面，普惠金融助力小微企業獲得足夠的資金發展，為經濟發展提供動力。小微企業多數位于不發達地區，這也解決了不發達地區人群的就業問題，間接縮小收入分配差距，實現共同富裕。另一方面，在政策的支持下，小微企業和低收入人群被拉到普惠金融的“保護傘”之下，直接享受信貸服務，破除普惠金融門檻效應，使被金融服務排斥的用戶，及時有效得到銀行幫助。普惠金融的發展提升了金融服務的覆蓋率和滿意度，滿足了人民群眾不斷增長的金融需求，農民、低收入群體、小微企業、老年人可以及時獲得便捷安全的金融服務。把更多的金融資源配置到共同富裕道路上的薄弱環節和重點領域，打牢共同富裕的物質基礎。

第二，降低支付的門檻效應。數字技術和人工智能的結合使金融服務進入越來越多的普通家庭。在傳統意義上，高收入人群通過自己的信用和貸款抵押能力來獲得融資，得到足夠的金融支持。普惠金融則降低了借貸抵押的門檻，降低了更多小微用戶的金融借貸壓力。除此之外，互聯網技術的快速發展，增加了用戶對金融知識的接觸，用戶對銀行網點的需求不再受地理因素的限制，用戶可以利用網上銀行進行業務辦理和查詢金融知識，在普及金融業務的同時，也降低了對低收入地區開設金融網點的浪費性。有金融需求的用戶接觸互聯網之后，運用互聯網技術進行辦理，提高了金融服務效率，擴大了金融服務覆蓋范圍。

第三，降低非均衡效應。隨著我國金融服務的覆蓋范圍不斷擴大，貧困地區金融服務的不平衡性有所改善，普惠金融指數在全國范圍內普遍提高，全國鄉鎮銀行機構覆蓋率超過98%，但是對比發達城市和地區，仍然有很大差距。基于傳統銀行網點的成本、人員調動等問題，銀行會關閉低收入的農村地區分行，銀行的金融服務傾向于人口密度更大的城鎮地區，拉大了城鎮用戶和農村用戶的金融可得性的均衡效應。普惠金融在低收入地區的有效推廣，可以在一定程度上降低非均衡效應，使小微企業、農戶及時獲取金融服務，便捷地享受銀行信貸業務。在國家各種政策扶持下，銀行業會把市場下沉，使更多人享受普惠金融帶來的便利，從而縮小城鄉收入差距，完成實現共同富裕道路上重要的一步。在發展普惠金融的同時，通過普惠性緩解收入分配不平衡地區、不充分地區的金融壓力，推動市場主體和人民群眾共享發展成果，是實現共同富裕的手段之一。

普惠金融在降低非均衡性的同時，對不同地區的效應也會出現異質性差異。數字普惠金融的發展依賴數字化、信息化和互聯網服務，但一些欠發達地區基礎設施薄弱，普惠金融對經濟發展帶來的正向作用弱于發達地區，對于基礎設施不完善的貧困地區，真的能夠利用普惠金融縮小收入分配差距嗎？

總而言之，數字普惠金融在我國的普及和發展，在一定程度上破除門檻效應，降低非均衡效應，發揮減貧效應。數字普惠金融能否縮小收入分配差距，取決于小微企業、低收入弱勢群體對普惠金融的接納程度和獲益程度，即數字普惠金融發展過程中帶來的收益分配[14]。從以往學者對普惠金融和收入分配的研究中結果來看，數字普惠金融對收入差距呈現“倒U型”關系，大多數省份在“U”的左側，即普惠金融的發展縮小城鄉收入差距，少數省份在右側，即普惠金融的發展擴大城鄉收入差距[15]，本文接下來通過具體的實證方案來進行驗證。

三、研究設計

（一）計量模型

1.基準回歸模型。本文采用我國208個地級市2011—2019年的數字普惠金融指數和泰爾指數作為面板數據，考察數字普惠金融對城鄉收入差距的影響機制，構建如下模型：

公式（1）中，i和t分別代表地級市、年份，β1代表截距，Theil代表泰爾指數，IFI代表普惠金融指數，X代表影響共同富裕實現程度的控制變量，μi代表省份固定效應，ξi代表年份固定效應，δit代表隨機擾動項，對模型（1）使用隨機效應估計或固定效應估計，系數β1就表反映出數字普惠金融對城鄉收入差距影響的效用水平，β1越大說明數字普惠金融對城鄉收入差距的影響越大。

2.分位數回歸模型。分位數回歸是最小二乘法的延伸。對一個連續隨機變量y，如果y≤Q(τ)的概率是τ，則稱y的τ分位數值是Q(τ)。為了驗證假設二，數字普惠金融的發展對不同城鄉收入差距水平下的減貧效應具有異質性，減少均值回歸的限制性，本文使用分位數回歸進行再次驗證，本文借鑒張召華等使用分位數回歸模型[16]。分位數回歸模型如下：

τj表示分位數回歸模型的分位點，i表示不同的地級市樣本，t表示年份，u表示隨機誤差項，β表示核心解釋變量的系數，αi表示不同樣本不可觀察的隨機效應量。β(τj)表示核心解釋變量以及所有控制變量在τj分位點上的回歸系數值。

（二）指標選取

1.被解釋變量（共同富裕的實現程度，本文用泰爾指數Theil表示）。根據陳麗君共同富裕指數模型的構建，基于收入分配的視角，采用城鎮和農村居民的人均可支配收入差距進行衡量[11]，泰爾指數（Theil）可以測算城鄉居民收入差距，泰爾指數越大，城鄉收入差距越大，泰爾指數越小，城鄉收入差距越小。測算公式如下：

其中，Theil代表泰爾指數，i=1時表示城鎮，i=2時表示農村。Sijt代表農村、城鎮居民收入，Sjt代表城鄉居民總收入。Rijt表示農村、城鎮人口，Rjt表示人口總數。泰爾指數的測算涉及城鎮和農村人均可支配收入、總收入、人口數量。其數據來自《中國人口和就業統計年鑒》《中國勞動統計年鑒》。

2.解釋變量（數字普惠金融指數：IFI）。從2016年開始，北京大學數字金融研究團隊和螞蟻集團研究院開始對數字普惠金融進行指數模型構建并測量出結果，在現有學者以及國際組織提出的傳統普惠金融測量標準的基礎上，對測量的深度和廣度繼續深入研究。如表1是其數字普惠金融指標體系。與本文選取的其他數值相比，數字普惠金融的指標過大，為便于測量和統計，該指數同時縮小100的百分比。

表1 數字普惠金融指標體系

3.控制變量（X）。為了考慮其他變量對城鄉收入差距的影響，根據相關文獻研究，選取208個地級市2011—2019年的城鎮化水平、經濟發展水平以及受教育水平作為控制變量。城鎮化水平采用城鎮化率（UR）來衡量，經濟發展水平采用人均GDP來衡量，為了減少異方差的影響，對其進行對數處理，受教育水平（EDU）采用地區普通高等學校的在校生數量。

（三）數據來源和樣本選擇

以2011—2019年我國地級市為樣本進行篩選。（1）剔除數據缺失較多的地級市；（2）剔除在數據選擇期間進行市面積重新劃分較大的地區。數字普惠金融指數來源于北京大學數字金融研究中心，用于計算泰爾指數、城鎮化水平、經濟發展水平、受教育水平的數據均來源于《中國城市統計年鑒》。變量的描述性統計如表2。

表2 變量描述性統計

四、實證檢驗

本文主要研究數字普惠金融指數以及其他控制變量對泰爾指數的估計結果，利用模型（1）進行基準回歸，根據Husman檢驗的結果可知，最終選擇RE模型對回歸方程進行估計。為進一步分析數字普惠金融對不同城鄉收入差距層次的作用進行估計，選取分位數回歸對模型（2）進行估計，以此來檢驗基準回歸結果的穩健性和不同城鄉收入差距的異質性是否顯著。

（一）基準回歸結果

表3報告了數字普惠金融指數以及其他控制變量對泰爾指數的估計結果。根據報告結果可知，數字普惠金融指數的隨機效應估計系數絕對值為0.0907，符號為負，且在1%的水平上顯著。表明數字普惠金融指數的發展能夠顯著降低泰爾指數，泰爾指數越低說明城鄉收入差距越小，即數字普惠金融指數的發展縮小城鄉收入差距，這與前文的分析結果一致。因此，數字普惠金融水平的發展對于縮小城鄉收入差距具有重要意義，尤其對于落后地區，發展金融行業是縮小城鄉收入差距的重要路徑，也是實現共同富裕的重要指引。

表3 數字普惠金融指數對泰爾指數的回歸結果

城鎮化水平的隨機效應估計系數絕對值為1.782，符號為負，且在1%的水平上顯著，表明城鎮化水平的發展也會降低泰爾指數，有利于城鄉收入差距的縮小。但是受教育水平的隨機效應估計系數為0.200，符號為正，且在5%的水平上顯著，說明受教育水平越高的地區泰爾指數越大，即城鄉收入差距越大。經濟發展水平的分析如上。控制變量均通過顯著性檢驗，表明城鎮化發展水平和經濟發展水平能夠有效降低泰爾指數。其中，城鎮化水平對泰爾指數的影響系數最大，其相對于其他控制變量，城鎮化水平的發展在縮小城鄉收入差距方面邊際效應最大。但是回歸結果表明，受教育水平于泰爾指數同方向變動。查閱陳斌開等人的研究結果可知，城鎮和農村的教育投資的差異對城鄉收入差距的擴大有顯著影響，政府對城市教育的投入偏向政策加劇了城鄉收入差距的擴大[17]。因此，加大對農村地區的教育投入對縮小收入差距，實現共同富裕有重要意義。

（二）分位數回歸結果

根據模型（2）的分位數回歸模型的估計結果表明，數字普惠金融的發展對泰爾指數的影響顯著性及系數的符號均與模型（1）一致，表明模型（1）的回歸結果可信度較高，即數字普惠金融的發展能夠顯著縮小城鄉收入差距。其中，數字普惠金融對城鄉收入差距的影響效用在5個具有代表性的分位點進行分別回歸，即0.10、0.21、0.5、0.75、0.90，以代表不同城鄉收入差距的階層，分別對應的是城鄉收入差距最小組、城鄉收入差距中小組、城鄉收入差距中等組、城鄉收入差距中大組和城鄉收入差距最大組。通過對比不同分位點下數字普惠金融指數的估計系數發現，分位數條件分布由10%向90%變動的過程中，即城鄉收入差距變大的過程中，數字普惠金融指數的估計系數呈上升變化的趨勢。在10%、25%的分位點上，估計系數較小，變動趨勢不明顯，分別為0.0441、0.0284。但在50%、75%、90%的分位點上，數字普惠金融指數的估計結果分別為0.0525、0.0674、0.0968，呈現明顯上升趨勢。因此，從縮小城鄉收入差距的角度來看，數字普惠金融的發展有利于發揮減貧效應、降低落后地區的支付門檻，從而促進共同富裕的實現。此外，數字普惠金融指數在不同分位點上的回歸系數呈上升趨勢，表明城鄉收入差距越大，數字普惠金融的影響效用越大，即落后地區普惠金融的發展帶來的邊際效應高于發達地區。因此，也對本文的假設進行了初步驗證，數字普惠金融的發展通過減貧效應、降低支付門檻效應、降低非均衡效應縮小城鄉收入差距，且對不同的城鄉收入差距階層具有異質性。

表4 面板分位數模型的檢驗結果

由圖1可知，橫軸表示不同的分位點，縱軸表示解釋變量和控制變量的估計系數。圖1表明，在25%分位點以上，數字普惠金融指數的估計系數呈現顯著的上升趨勢，市級普惠金融的發展對縮小城鄉收入差距的邊際貢獻隨分位數增加而增加，說明處于城鄉收入差距較小的地區從普惠金融發展中的獲得的邊際效應要低于處于城鄉收入差距較大的地區獲得的邊際效應。

圖1 不同分位點下個解釋變量的估計系數

五、穩健性檢驗

由于中國各省份的數字普惠金融發展水平具有顯著差異，數字普惠金融對城鄉收入差距在不同地區具有顯著的異質性，不同區域的回歸結果對區域的發展和促進共同富裕也具有指導意義，因此分區域回歸進行穩健性檢驗。本文將208個地級市按照東部、中部、西部三個區域進行劃分。由表5可以看出，東部和西部地區的數字普惠金融指數對城鄉收入差距的影響效應在每一個分位點上均顯著，且系數的符號為負，中部地區在50%、75%、90%的分位點上顯著，但在每一個分為點上系數的符號為負。東部地區在50%、75%、90%分位點上的系數絕對值均大于中部、西部地區，可能因為東部地區的城鄉收入差距整體較小，且東部農村地區的人口對于金融的了解和信服度業高于中、西部農村地區，因此中部地區的數字普惠金融的使用效率更高，更能縮小城鄉收入差距。西部地區的整體系數絕對值高于中部地區，這可能是因為西部地區城鄉收入差距較大，普惠金融發展的邊際效應較大，農村地區對金融知識的掌握每增加1%，其帶來的收入可能增加數倍，其邊際貢獻率高于中部地區。因此，無論東部、中部、西部地區，數字普惠金融的發展都有利于減貧效應，也有利于共同富裕的實現。

表5 區域異質性結果分析

中國人均收入的不平等，絕大多數來自中國的城鄉收入差距[18]，農村人均收入約占城鎮人均可支配收入的1/3。因此，發展數字普惠金融可以提高中、西部地區農村居民收入，緩解收入分配不均衡狀況。因此，這也驗證了前文的理論分析，數字普惠金融的發展可以顯著縮小我國城鄉收入差距，對我國實現共同富裕有重要的指導意義。

六、結論與建議

本文基于2011—2019年208個地級市的面板數據進行實證分析，運用隨機效應模型和分位數回歸模型，多角度實證檢驗數字普惠金融的發展對城鄉收入差距的影響效用。研究結論有：我國數字普惠金融對城鄉收入差距具有顯著影響，從而促進共同富裕的實現。回歸結果表明，數字普惠金融的發展在現階段并可以縮小城鄉收入差距，促進共同富裕。在不同的分位數回歸點上，數字普惠金融對城鄉收入差距具有差異。落后地區數字普惠金融發展帶來的邊際效應大于發達地區。

基于上述研究結論，本文提出以下幾點建議：一是目前仍需加快推進普惠金融的普及，使更多企業和人民了解到普惠金融的優越性。加快完善貧困地區金融銀行的基礎設施建設和人才配置。鼓勵數字化信息技術的普及，讓銀行更好地依托數字化信息化進行辦公，提高普惠金融效率。二是注重普惠金融在城市和鄉村地區的分配結構，使城鄉地區均衡發展。更加關注西部地區銀行金融的發展模式，支持農村居民的生產性投資。注重低收入人群的自主發展能力，在風險可控和成本可負擔的前提下，設計更符合低收入群體的金融投資行為，提高農村地區的投資創新能力。三是加強對受教育水平較低的低收入群體的金融知識普及力度，提高居民對信用和金融的重視度，提高居民的風險規避能力，消除“數字鴻溝”，更好地體驗普惠金融帶來的包容性和普惠性。