發展數字普惠金融對城鄉居民收入差距的影響研究
——基于門檻效應檢驗

□ 徐仁剛 張心怡 梁棟

一、引言

（一）研究背景

我國長期存在的城鄉二元經濟結構，數字普惠金融初期發展還不夠成熟，農村的金融需求被忽視、家庭收支失衡，導致城鄉居民人均可支配收入差距不斷拉大。其中，江蘇省2022年的人均可支配收入4.99萬元/人，超過國家發展水平線的22%，全省13個地級市的人均收入已經高于全國水平線的60%，且人均收入水平一直呈上升趨勢。但江蘇省城鎮和農村居民人均收入差距過大，2022年城鎮居民人均可支配收入60178元，農村居民人均可支配收入28486元。

2022年中央一號文件精神指出，黨中央不斷強調關于城鄉協調發展的重要性，提倡數字普惠金融以追求金融服務、金融需求普惠性為前提，以低成本、高效率彌補傳統金融的劣勢，突破金融服務時間和空間的限制，更好地調配城鄉之間的金融資源、提前預防金融活動中產生的風險，以期縮小城鄉居民收入差距。

（二）研究意義

1.理論意義

隨著鄉村振興戰略和脫貧攻堅有效銜接的深入，黨中央不斷強調關于城鄉發展協調發展的重要性，從總體發展趨勢來看，全國近十年來農村居民的年均收入增速超過城鎮居民的年均收入。發展數字普惠金融適配于當前數字經濟發展的大趨勢，有利于切合城鄉協調發展的總體目標，最終實現城鄉收入差距的縮小。

2.現實意義

江蘇省作為我國東部地區的一個大省，自1991年開始，江蘇省的總體年均收入的發展呈上升趨勢且高于全國平均水平，目前城鄉收入水平的實際增速與經濟增長基本同步，增速從“高速增長”轉為“中高速增長”，農村居民收入從“基本溫飽”實現“人均小康”的轉變。江蘇省總體城鄉收入都呈現逐年縮小差距的趨勢，但是具體地域發展存在金融資源配置不均衡，各地級市之間經濟發展水平參差不齊等問題。

綜上，本文通過探討江蘇省各個地級市2011-2022年的數字普惠金融指數和泰爾指數的實證分析結果，基于假設得出結論，為深入數字普惠金融和地區發展的融合、縮小城鄉收入差距、推進鄉村振興進程中提供理論基礎及可行性建議。

二、發展數字普惠金融對城鄉居民收入差距的研究機理

（一）發揮減貧效應

數字普惠金融的減貧效應通過以下兩個渠道來發揮作用。一方面，數字普惠金融更多將焦點聚集于“長尾群體”提供低成本、有效性的金融服務，帶動形成獨特性農村產業。另一方面，數字普惠金融致力于為農村居民提供多樣化的資產配置服務，通過提前了解用戶的風險承受能力和投資產品偏好，匹配適合用戶情況的獨特選擇，減少金融風險發生的可能性，降低不當投資帶來的損失，保證農村居民的生活質量。數字普惠金融所帶來的一系列改變都在不斷提升農村居民的收入水平，減小城鄉之間的收入差距。基于上述分析，本文提出如下假設：

H1：江蘇省數字普惠金融的發展能有效縮小城鄉居民收入差距。

（二）降低門檻效應

獲取金融服務需要存在一定的“門檻”。在低收入人群中，金融服務的“門檻”讓人難以負擔；在高收入群體中，由于自身消費水平和人均收入高，跨越金融服務的“門檻”的價值在于金融服務的延伸性和抉擇性更好。因而對于受眾群體而言，可獲得目的不同，獲得的收益自然截然不同，一定程度上就導致收入水平的差距越來越大。隨著數字普惠金融的深入，可以緩解金融服務的實施成本，幫助貧困群體更易獲得服務和產業，即降低門檻效應。數字普惠金融發展水平越高，作用于人均收入的效用越明顯，但是否因過高增速導致效果收縮有待商榷。基于以上分析，提出本文假設：

H2：江蘇省數字普惠金融與城鄉收入差距之間存在非線性的相關關系。

（三）提升涓滴效應

金融深化理論強調金融發展與經濟增長應該是正向促進作用。考慮到涓滴效應，排除貧困人群接觸不到完整的數字普惠金融服務的可能性外，獲得數字普惠金融服務的人群率先提高自身收入水平，隨之帶動“長尾群體”后富實現間接渠道降低社會貧困水平。數字普惠金融的涓滴效應體現在：通過補充資源配置實現“涓滴效應”高增長，將社會多余的閑置資金再分配，提高貧困群體收入水平，實現數字普惠金融的減貧效應，從而促進當地經濟水平的增長。因此提升涓滴效應更多的強調了經濟發展的間接作用。基于此，提出本文假設：

H3：江蘇省數字普惠金融會通過經濟發展這一中介變量對城鄉收入差距產生促進影響。

（四）轉移非均衡效應

我國地理空間跨度大，各地域金融資源分配不均，存在“馬太效應”：金融資源大多分布在城鎮地區，導致農村地區金融資源稀薄的原因是農村地區盈利模式固化、基礎設施不完善、自身金融知識的匱乏、相對貧瘠的金融素養和農村地區存在的金融排斥問題，無法充分利用市場資源的邊際效用。借助于國家出臺的各項鼓勵居民創業、就業的政策來看，針對的目標群體還是以城市人群為主，導致城市的人均收入水平普遍高于農村，進而間接促進理財、保險、信貸等金融行業的發展。而金融深化創造的收益性高帶動了城鎮居民收入的提高，忽視了農村地區的監督管控，從而擴大了江蘇省的城鄉收入差距。基于以上分析，提出本文假設：

H4：江蘇省數字普惠金融對城鄉收入差距的影響有區域異質性。

三、江蘇省造成數字普惠金融對城鄉居民收入差距的原因

（一）優質農業資源匱乏，市場競爭力小

城鄉居民收入水平之所以存在著比較大的差距且有擴大趨勢，原因主要在于當地的農村發展結構不完善，直接導致農民的收入不穩定且偏低的問題。一是高質量的農村分配資源少，優質農產品的供應鏈和產業鏈問題沒有深入優化，沒有形成獨特的核心競爭力；二是產業結構占比中處于領先地位的還是初級形式的普通產品，專用精加工產品更少；三是沒有形成獨特的綠色生態自給自足形式的產業，導致市場上出現大范圍面積的產品同質性，導致供過于求，價格下跌，農產品出現“廣種薄收”的結構性矛盾。

（二）知識型勞力外移，農民利益受損

根據目前江蘇省農村人力資本發展的趨勢來看，農村“留守人口”占比呈現上升趨勢，其中“老弱病殘”成為目前農村生產的主角，而大量具有勞動能力的青年壯年遠離故土，外出務工，農村生產老齡化、女性化和“半勞力”化問題凸顯，從而導致農民獲益受損，農村發展經濟停滯。同時，近些年來，江蘇省受到頻發暴風雪、冰雹等惡劣天氣災害的影響，農產品種植培育的成本較曾經有明顯的上升，致使農產品獲利利潤有明顯的下跌趨勢，這種情況直接導致農村種植業利潤的降低，農村產業發展遭遇打擊。

（三）城市化水平不高，農民增收難以實現良性循環

江蘇省一直強調城鄉發展“拆鄉并鎮”的政策趨勢，一方面有利于城鄉資源的合并和利用，但是對于本來已經具備初步發展規模的被并鄉鎮來說，當地經濟受挫，中心城鎮并沒有很好地帶動周圍連帶城市、農村的發展，整體上并沒有促進城鎮化的發展。同時，從2021年上半年江蘇省農民收入的統計結果來看，江蘇省農戶創業類型中，第三產業的經濟貢獻率達13.8%，成為農民收入增長的主要來源。調查數據還顯示，江蘇省農戶人均第三產業收入占比僅占總收入的9.9%，表明農村農民的就業渠道沒有得到充分的拓展，農村勞動力和社會資源閑置的歷史問題至今沒有得到充分的解決，目前農村發展水平和農民增收仍未形成良性循環。

四、數字普惠金融影響城鄉收入差距的實證研究

（一）研究調查的數據測算與變量選取

1.變量設定

（1）被解釋變量。本文被解釋變量為泰爾指數。其中本文基于江蘇省部分地級市統計年鑒（主要指常駐人口城鎮化率而非戶籍人口城鎮化率），借鑒胡志遠和歐向軍（2007）的研究方法，具體計算公式如下：

（1）式中：I(0)為泰爾指數，P為所有區域總人口，Pi為i區域的人口，yi為i地級市的人均收入，（yi的平均值）。

如果將所有區域以一定方法分成g組，則泰爾指數可進一步分解如下：

表1 江蘇省13個地級市的泰爾指數測算結果（2011－2022年）

（2）解釋變量。本文選用的解釋變量是北京大學數字金融研究中心發布的數字普惠金融指數（IFI）。選取研究對象為江蘇省各地級市的數字普惠金融指數，時間跨度為2011-2022年。

（3）控制變量。本文為規避因數據缺失而產生的內生性問題，特選取經濟發展水平（PGDP）（同為中介變量）、城鎮化水平（UR）、政府財政支出（GOV）、產業結構（IS）為控制變量（李成友等，2021），以縮小誤差。詳情見表2。

表2 各變量的選取和定義

2.模型設定

（1）基準面板模型

（3）式中：i表示地區，t表示時間，αi為常數項，IFIit表示各市數字普惠金融發展指數，βI、β2…βn+1為解釋變量系數，θi為控制變量系數，εit為隨機誤差項。

（2）門限面板模型

本文基于門限面板模型（Hansen，1999），數字普惠金融指數（IFI）為門檻變量構建模型如下：

（4）式中：γn為第n個門限值，θi為控制變量系數，Xit為控制變量，Hit為門限變量。當門限變量符合條件時，I取1，反之為0。

（3）中介效應模型

式（5）-（7）中（其他變量數值如上），式（5）為數字普惠金融對泰爾指數影響的主效應回歸，式（6）-（7）為經濟發展水平的中介效應回歸。若α1、βI、δ1均顯著，則中介效應顯著；若δ2顯著，則表現為部分中介效應；若δ2不顯著，則表現為完全中介效應。

（二）描述性統計

通過對江蘇省13個地級市的各變量進行描述性統計分析。所得結果反映江蘇省調查對象的信息匯總見表3，表明江蘇省各地級市的城鄉收入差距對實際經濟增長的閾值影響較大且各地級市數字普惠金融的發展水平參差不齊，呈現出地域性差異。其中，經濟發展水平和城鎮化水平高的地級市，政府更愿意傾斜財政支出，優化當地的產業結構，這些控制變量有效幫助了數字普惠金融發展和城鄉居民收入水平的提高。

表3 江蘇省調查對象基本情況信息表

此外，各控制變量的變化均較大。以江蘇省為例，經濟發展水平PGDP最大值17.98122與最小值2.771127相較于城鎮化水平UR、政府財政支出GOV、產業結構IS而言相差最大，說明各地級市的經濟發展參差不齊，金融資源分配與實際利用率有顯著地域差異。

（三）正向作用的基準回歸分析

因本文所選研究變量之間數值單位差距過大，特將各個數據進行取ln值的處理方法進行基準回歸。首先要用豪斯曼檢驗判斷基準回歸用什么模型。通過檢驗結果得知江蘇省的p值為0.006006，結果小于0.01，因此選用固定效應模型。

固定效應模型結果如表4所示。第一列是對核心變量進行單變量回歸，第二列是加上雙向固定效應，即時間和地級市名稱的結果，第三列是加上所有控制變量的結果。其中，江蘇省的數字普惠金融指數的回歸系數為-0.348，說明每提升1單位的數字普惠金融指數，江蘇省會縮小0.348個單位的泰爾指數，回歸系數均為負，即表明發展數字普惠金融有利于縮小城鄉收入差距，據此假設1得證。

表4 江蘇省調查對象的基準面板回歸結果

（四）非線性作用的門檻回歸分析

通過門檻模型回歸，探討解釋變量、被解釋變量和控制變量之間是否存在非線性的門限效應，在基準回歸各數據取ln值的處理方法下，隨后進行門檻模型回歸。

1.門檻回歸的實證結果分析

江蘇省各調查對象的門檻模型回歸結果如表5所示。由表5可知，第一道門檻數值為5.9940，單一門限P值在5%的水平下拒絕原假設，第二道門檻數值為5.2883，雙重門限的P值依舊在5%的水平下拒絕原假設。說明當數字普惠金融指數跨越第二道門檻時，在5%的顯著性水平下，江蘇省數字普惠金融的發展反而抑制了城鄉收入水平，導致差距擴大。但三重門限接受原假設，說明影響不顯著。即相比第一道門檻而言，數字普惠金融對城鄉居民收入差距的收斂作用逐漸減弱。

表5 江蘇省調查對象的門限模型檢驗結果

2.門檻回歸的區間結果分析

（1）經濟基礎與門檻區間的環境差異

在得出江蘇省發展數字普惠金融縮小城鄉居民收入差距的結果基礎上，數字普惠金融在控制變量約束下存在兩個門限值為5.9940和5.2883。據表6所示，當數字普惠金融指數跨越第一道門檻5.9940時，其系數估計值變為1. 304801；當跨越第二道門檻5.2883時，其系數估計值變為1.152384，進一步證實數字普惠金融與泰爾指數之間存在非線性的關系。

表6 江蘇省調查對象的門檻值估計結果

本文將結果分為三個不同的區間，即Total﹥5.9940的樣本、5.2883﹤Total﹤5.9940的樣本以及Total﹤5.2883的樣本。

階段1：Total﹤5.2883，由于金融市場發展不完善，受經濟、政治、文化的制約，金融基礎服務范圍受眾群體小，數字普惠金融還未形成具體的運營體系，經濟發展初期的城鄉收入差距沒有明顯緩和，直到數字普惠金融的提出，金融科技服務得到更多的落地空間，金融資源配置趨于均衡。因此，這階段的數字普惠金融作用城鄉居民收入差距的縮小程度最顯著。

階段2：5.2883﹤Total﹤5.9940，隨著“互聯網+金融科技”的浪潮襲來，數字普惠金融的使用到達成長期，城鄉居民可以通過低成本獲取金融服務，即享受較低的門限值作用，經濟水平的提升使得數字普惠金融產生的收益趨于飽和。但由于邊際效用的縮減，盡管整體仍是數字普惠金融縮小城鄉收入差距，但相比第一階段的作用有所減弱。

階段3：Total﹥5.9940，這一階段的數字普惠金融雖然能有效地縮小城鄉收入差距，但是作用效果沒有初期的數字普惠金融對城鄉居民收入差距的收斂效應明顯。

圖1 門檻效應曲線圖

（2）城鎮化水平與主導產業差異

控制變量的門檻回歸估計結果如表7所示。

表7 江蘇省調查對象的面板模型估計結果

①城鎮化水平實證結果差異對比

如表7所示，江蘇省城鎮化水平第一道、第二道門檻的估計系數為-1.93165、-2.082142。從總體上來看，江蘇省農村城鎮化的趨勢下能夠有效地縮小城鄉收入差距，城鎮化水平的提升使得農村向現代化邁進，各地級市城鎮人口數量增加，農村人口數量減少。金融科技的迅速發展帶動了數字普惠金融產品的創新升級，而大部分農村地區的居民無法跟上數字金融產品更新迭代的速度，導致此時數字普惠金融產出的邊際效益較低，城鄉發展不均衡。

但隨著數字普惠金融的推廣深入，江蘇省城鎮化率升級還存在差距。當江蘇省居民的數字賬戶使用率達到5.9940時，數字普惠金融作用城鄉居民收入差距的縮小程度最顯著。表明數字賬戶作用在經濟較為落后的一些農村地區，不斷縮小農村地區和城鎮地區的數字鴻溝。

②主導產業實證結果差異對比

根據表7的江蘇省控制變量的門檻回歸估計結果可知，江蘇省政府財政支出第一道門檻下的估計系數為-0.083039，第二道門檻的估計系數為-0.0486092，說明財政支出與城鄉收入之間存在反向作用，反映出我國財政支出的增加不利于城鄉收入差距的縮小。而江蘇省的產業結構兩道門檻系數估計值為2.082498、1.988261，綜合反映出我國財政支出的增加不利于城鄉收入差距的縮小，財政支出、產業結構與樣本統計量之間關系不顯著。

就江蘇省的主導產業來看，本文控制變量產業結構的情況是江蘇省主導產業以工業為主，第三產業上升勢頭前景大好，逐步與第二產業并駕齊驅，受到政府重視，但第一產業仍處于較低的發展水平。

（3）數字普惠金融的覆蓋面和深度差異

江蘇省數字普惠金融發展水平近年來一直呈現快速增加的趨勢。江蘇省經濟發展基礎雄厚，位于長三角核心區，得益于優異的地理位置，具有較高的人力資本和社會資本，能夠比其他地區更好地受到長三角經濟的作用，具有優越的地理和地緣環境。隨著經濟發展水平和城鄉收入的提高，數字普惠金融的覆蓋面層次和深度越來越廣，對城鄉居民收入差距的作用效果越強。因此，當數字普惠金融的覆蓋面和深度推廣到到一定水平時，數字普惠金融的收斂效果會有所減弱，即數字普惠金融對城鄉居民收入水平的影響疊加后的邊際效益遞減。由此，假設H2得到支持。

（五）經濟發展的中介回歸分析

本文以溫忠麟、葉寶娟（2014）的研究方法為參考，在研究數字普惠金融與城鄉收入差距的關系時，以經濟發展水平作為中介變量進行回歸分析。

根據表8知，數字普惠金融指數對泰爾指數的總效應回歸系數江蘇省為-0.0006，p值﹤1%，模型顯著。江蘇省數字普惠金融指數對中介變量經濟發展水平的回歸系數為0.6350；經濟發展水平對泰爾指數的回歸系數為-0.0810；數字普惠金融指數在控制了中介變量后對y的間接影響系數為-0.2169，以上所有變量在1%水平上模型顯著，存在部分中介效應。故而假設3得證。

表8 江蘇省調查對象的中介效應模型回歸結果

（六）區域發展的異質性分析

基于假設H1：數字普惠金融對縮小城鄉收入差距有顯著影響。但由于各地區的經濟發展水平和人口不同，數字普惠金融發展水平具有地區差異性，本研究按照地域劃分為蘇南、蘇中、蘇北進行區域異質性回歸。

從蘇南、蘇中、蘇北各地域來看，各地域分組的回歸系數均為負值，表明數字普惠金融指數和泰爾指數是負相關，即發展數字普惠金融有利于縮小城鄉收入差距。

按照2011-2020年江蘇各地級市人均GDP排序，蘇南地區﹥蘇中地區﹥蘇北地區，三個地域的P值在1%的顯著性水平下都模型顯著，其中蘇南P值最小，意味著數字普惠金融與泰爾指數之間影響最顯著，蘇北地區構建的模型顯著度略高于蘇中地區；蘇中地區的影響大于蘇北地區，蘇南地區影響最大。

異質性檢驗結果如表9可知，經濟水平越高，數字普惠金融作用地區城鄉收入差距的縮小越明顯。說明越來越多經濟發展欠發達地區居民的金融意識復蘇，富裕地區市場資源分配向貧困地區傾斜，極大緩解了金融排斥的現象，優化溝通生產與消費的重要環節。由此，假設H4得到支持。

表9 江蘇省省調查對象的異質性檢驗分組情況及結果

（七）穩定性與內生性檢驗

1.穩定性檢驗

本研究為考察所構建模型和檢驗分析的結果是否使用于大多數情況，特選用替換核心解釋變量，提前一期被解釋變量的方法進行穩健性檢驗。

（1）替換核心解釋變量數字普惠金融指數

使用數字化水平替換數字普惠金融指數，回歸結果如下知：數字化水平的系數估計值為負，p﹤1%，模型較顯著。與核心解釋變量的實證結果基本一致。

（2）將被解釋變量泰爾指數時間提前一期

本研究提前一期面板數據中的被解釋變量，得到結果如表10所示：數字普惠金融指數的估計系數為負值，且在5%的水平上顯著。基于此得出，本文研究結果具有穩健性。

表10 江蘇省調查對象的穩健性檢驗結果

表11 江蘇省各地級市到杭州的距離測算結果

2.內生性檢驗

（1）工具變量的選取與測算

為了避免模型中的解釋變量與隨機擾動項相關，本研究特設置工具變量（IV）。以傅秋子、黃益平（2018）的研究方法作為參考，本文使用各城市到杭州的距離作為工具變量，探究與解釋變量、被解釋變量之間的關系。

（2）工具變量和被解釋變量的相關性檢驗

本文假設工具變量和核心解釋變量相關為原命題，對工具變量進行內生性檢驗，結果見表12所示，F值為112.28，P值為0，研究對象數據在1%的顯著性水平下通過內生性假設，顯著拒絕數字普惠金融外生性的原假設。由此表明，選取的工具變量與數字普惠金融高度相關，不存在弱工具變量，滿足假設條件，本實證結果具有穩健性。

表12 本模型的內生性檢驗結果

五、研究結論與政策建議

（一）實證研究結論

本文基于庫茲涅茨理論，利用2011-2022年江蘇省各地級市的面板數據，通過基準回歸、門檻回歸、中介回歸、區域異質性模型進行實證檢驗。實證研究表明：江蘇省數字普惠金融的發展能有效收斂城鄉居民收入差距，經濟發展水平作為中介變量起到極其重要的正向促進作用且江蘇省模型存在部分中介效應。雖然研究數據表明門檻值及超過門檻值的效果不同，但共同反映數字普惠金融發展對縮小城鄉收入差距的變化趨勢，即先增大后減小、呈倒U形。此外，研究表明數字普惠金融使用深度指標的地區差異非常大，其中蘇南地區發展最好、蘇中地區次之、蘇北地區收斂效果最差，雖然從全省層面看，數字普惠金融對縮小城鄉收入差距的影響顯著；但是具體到江蘇省各區域，因經濟水平和城市化建設的差異，存在“南部向北部效果塌陷”的問題。

（二）政策建議

1.推動多元特色產業發展，拓寬數字普惠金融的覆蓋面

在深入貫徹供給側改革的大背景下，國家、社會、城鄉居民需不斷將數字普惠金融與當地特色產業進行有效銜接。增加金融便民服務點，不斷延展營業網點的覆蓋深度與廣度，大力支持區域主導產業，做好地標產品和農產品基地信貸支持，對特色產業聚集、信用環境良好、農戶生產經營活躍的行政村及地標品基地村、各類特色村、示范村等實現特色產業信貸模型全覆蓋。

基于農村發展趨于城鎮化，社會層面要加強人才流通的激勵機制，促進城鎮人口前往欠發達貧困地區進行教育教學、勞動實踐的積極性，降低農村偏遠地區的金融服務門檻，讓農村居民可以相對更加容易地利用相應的金融服務來實現增收等，城鄉收入差距得以縮小。要立足具體農村發展情況，提出針對性強、可行性高、創新性足的方案，推動產業多元化、個性化發展，緩解城鄉人力資源分配不均衡的情況，著力提升數字普惠金融的覆蓋廣度、使用深度。

2.完善金融產品和服務，造就可持續的“涓滴效應”

發展數字普惠金融應當在國家政策的大力支持下，政府介入適當用政策的強制性來完善江蘇省各地域下城鄉之間的流通政策，加強地域之間的融合交流、弱化城鄉二元形態，實現“涓滴效應”對數字普惠金融高質量發展的帶動作用。

金融機構層面要提高欠發達地區居民的金融素養，加強獲取金融服務的能力。一方面，要積極開展金融知識的宣傳和教育，緩解因無法享受數字普惠金融服務所形成的“自我排斥”；另一方面，積極推廣手機銀行、第三方支付、互聯網保險等新型金融業態，引導居民主動提高自身金融素養。同時，積極開發針對中老年群體的友好型金融產品與服務，重視金融產品的“適老性”設計，增加老年群體對數字普惠金融產品與服務的接受度、使用度和參與感。

3.加快推進數字化轉型，有效改善普惠金融發展環境

運用數字化轉型戰略思維改善金融環境，需要從普惠金融的組織體系、政策制度、渠道建設方面進行統籌計劃和協同推進，努力推動信息服務均等化，降低貧困地區與發達地區之間的差距，并根據不同地區的經濟發展水平特征，差異化制定發展策略。

一方面，要利用數字技術優化征信體系，監管部門應積極聯動所在轄區內的各類商業銀行、保險機構以及其他第三方金融服務平臺，實施信息共享，共同構建農村征信信息平臺，開展“信用戶”“信用村”“信用鄉（鎮）”創建，完善各級涉農信用信息系統，提高金融機構的信用違約風險防控水平。另一方面，優化數字金融風險防控體系，提高客戶風險甄別能力，運用數字化技術整合分析涉農數據，有針對性地設計金融服務、金融產品。