區域協調背景下數字普惠金融與城鄉收入差距
——基于地方政府競爭視角

□ 唐源秀

一、引言

金融，本質是為整個社會服務，包括不同社會經濟層面的人們。過去很長的一段時間里，它為企業、政府和個人提供了融資的渠道，使他們能夠投資和擴大業務，支持經濟增長和居民增收。但農村居民對于金融的概念僅限于銀行存款，相對城市居民獲得的金融服務和機會太少（劉長庚等，2013）。隨著經濟的快速發展，城鄉差距問題暴露得更加嚴重。

2005年，聯合國首次提出普惠金融的概念，旨在提供更廣泛的金融服務和機會，特別是那些通常被金融系統邊緣化的人，以改善其生活狀況、提高經濟穩定性，實現經濟增長和可持續發展。2013年，黨的十八屆三中全會明確提出“發展普惠金融，鼓勵金融創新，豐富金融市場層次和產品”，確立普惠金融為國家戰略。隨著信息技術的深化應用，數字金融服務模式進一步拓展了普惠金融服務的廣度和深度。2016年，杭州G20峰會發布《G20數字普惠金融高級原則》，將數字技術與金融服務相結合，促進金融包容性，擴大金融服務的可及性，通過數字渠道降低準入門檻，為更廣泛的人口提供金融工具和服務，減少金融不平等。2023年10月11日，《國務院關于推進普惠金融高質量發展的實施意見》明確強調有序推進數字普惠金融發展，為解決城鄉發展不平衡、縮小城鄉差距提供了契機。

數字普惠金融的推廣離不開地方政府的支持。改革開放以來，地方政府競爭深刻地影響了中國的社會建設。地區競爭驅動下，地方政府提供更多激勵措施，以吸引國內外投資，帶來更多的資本流入，促進經濟增長。地方政府為了吸引人才和企業落地，通過提高人才生活水平和地區基礎設施建設，同時使居民獲益，提高居民的生活水平。地區競爭還會導致企業的擴張和新項目的開展，從而創造更多就業機會，減少失業率。地區競爭也會促使相對欠發達的地區努力趕上發達地區，這有助于縮小區域經濟差距，實現經濟發展的平衡（鄭平等，2020）。黨的二十大報告明確指出，“深入實施區域協調發展戰略”?；趨^域協調發展角度，隨著社會發展，愈演愈烈的地方政府競爭會加劇區域經濟發展差距。

目前針對數字普惠金融有助于縮小城鄉收入差距研究已初具規模，但鮮有文獻就區域協調背景，以地區政府競爭為視角對數字普惠金融對城鄉收入差距影響效應展開探討。有鑒于此，本文以2013—2021年省域面板數據為基礎。第一，基于雙向固定基準回歸模型分析數字普惠金融對縮小城鄉收入差距的促進作用；第二，借助調節效應模型檢驗數字普惠金融是否可以通過地區政府競爭的調節對縮小城鄉收入差距產生促進作用；第三，分東、中、西部進行異質性分析，分析不同地區數字普惠金融、地區政府競爭對縮小城鄉收入差距的作用。以期為我國推進數字普惠金融發展、縮小城鄉收入差距和促進區域協調提供借鑒。

二、文獻綜述與理論假設

（一）文獻綜述

數字普惠金融是一種金融模式，利用數字技術和金融創新，旨在為更廣泛的人群提供金融服務，降低金融服務的門檻和成本。數字普惠金融的興起引發了廣泛的研究興趣，其中一個重要的研究領域是數字普惠金融與城鄉收入差距之間的關系。數字普惠金融是否有助于縮小這一差距引發了學者們的關注。本文將分析數字普惠金融出現之前、普惠金融出現之后以及數字普惠金融的發展三個階段，探討數字普惠金融對城鄉收入差距的影響。

普惠金融出現之前：在普惠金融概念出現之前，學者們對金融對城鄉收入差距的影響進行了廣泛研究。這個時期出現了兩種不同觀點。一方面，一些學者認為，金融服務在農村地區相對不足，金融服務門檻較高，信貸約束限制了農村居民的金融活動，從而加大了城鄉收入差距（星焱，2015；何德旭和苗文龍，2015）。另一方面，還有學者認為金融發展可以促進經濟增長，提供更多就業機會，從而提高了農村居民的收入，減小了城鄉收入差距（Neaime et al,2017; Niannian Ni et al,2019）。

普惠金融出現之后：隨著普惠金融概念的興起，研究重點開始從普惠金融對城鄉收入差距的影響上進行了轉變。一方面，研究顯示普惠金融的出現可以通過緩解金融約束、減少貧困來促進經濟發展、縮小城鄉收入差距（張勛等，2019）。普惠金融提供了更多金融服務，降低了金融服務門檻，使更多低收入家庭能夠獲益。這有助于減小城鄉收入差距，促進社會平等（尹志超等，2017）。另一方面，普惠金融的效果存在地區異質性，普惠金融的可得性和服務門檻對其影響的重要性也備受關注。有一些農村地區可能仍然無法充分獲益于普惠金融，原因包括數字基礎設施不足、金融知識有限、金融市場深度問題等（齊紅倩和張佳馨，2023）。因此，雖然普惠金融的出現有望減小城鄉收入差距，但其效果依然存在一定的限制。

數字普惠金融的發展：隨著數字技術的迅速發展，數字普惠金融應運而生，這對城鄉收入差距問題提供了新的機會。數字普惠金融依賴互聯網、數字技術和金融科技，提供更加便捷的金融服務，降低了交易成本。數字普惠金融可以為農村地區的居民提供支付、儲蓄、信貸和保險等服務，填補了傳統金融在農村地區的功能缺失。這對農村地區的經濟活動、創業和產業融合產生積極影響，從而有助于減小城鄉收入差距（李牧辰等，2020；斯麗娟和湯曉曉，2022；申云和李京蓉，2023）。

然而，一些研究也表明，數字普惠金融在縮小城鄉收入差距方面存在調節、中介或者門檻效應，依賴因素如人力資本（王永倉，2021）、數字門檻（李牧辰，2023）等可能影響其效果。此外，數字基礎設施和金融知識水平仍然是制約數字普惠金融發揮作用的因素。

綜上所述，數字普惠金融在城鄉收入差距問題上具有巨大潛力，但其影響受到多種因素的制約，包括地區異質性、數字門檻等。為了更好地減小城鄉收入差距，需要繼續推動數字普惠金融的發展，同時解決相應的中介、門檻問題，以確保更多的農村居民受益。

（二）數字普惠金融、地區政府競爭與城鄉差距理論假設

數字普惠金融的發展與城鄉收入差距之間存在著復雜的互動關系，理論上數字普惠金融可能對減少城鄉收入差距產生積極作用。首先，數字普惠金融作為一種金融創新工具，通過提供普遍且可負擔得起的金融服務，有望對縮小多維城鄉差距產生積極作用（田紅宇和王晶，2023）。數字普惠金融在城市和農村地區提供了平等的金融服務機會，消除了地理和制度障礙，從而促進了城鄉居民之間的金融包容性（黎毅和蔣青松，2023）。其次，數字普惠金融通過降低金融交易成本，提高了金融可及性，有望幫助農村居民更容易獲得信貸、儲蓄、保險等金融服務，從而增加了他們的經濟活動機會和收入水平（楊碧云等，2023）。另外，數字普惠金融還有助于提高農村居民的金融素養和技能，增加他們參與現代金融市場的能力（李靖遠和于文成，2023）。最后，數字普惠金融在支持小微企業和農村產業發展方面發揮關鍵作用，從而為農村地區的經濟增長和就業機會創造提供了動力（魏濱輝和羅明忠，2023）。

然而，數字普惠金融對城鄉收入差距的影響可能會受到地區政府競爭的調節。一方面，地區政府在城鄉差距問題上發揮著重要作用，它們通過政策制定和資源配置影響著城鄉發展的方向和速度（張望，2014）。數字普惠金融的發展可能在一定程度上依賴于政府的支持和監管。另一方面，政府的干預可能會導致不同地區之間的政策差異，甚至政策競爭，從而制約數字普惠金融的均衡發展。這種制約可能導致數字普惠金融資源的不均勻分配，進而對城鄉差距產生抑制作用。并且政府競爭可能引發資源競爭，導致政府更加關注在城市地區發展數字普惠金融，因為城市地區通常具有更大的市場和更多的競爭優勢（楊繼東和羅路寶，2018）。這種城市傾向可能會導致數字普惠金融資源在農村地區的不足，從而難以實現城鄉收入差距的有效縮小。政府競爭也可能引發政策不穩定性，政策頻繁變化對數字普惠金融的發展不利（劉勝等，2016）。這種政策不確定性可能使數字普惠金融提供商在農村地區的擴張計劃受到挫折，從而影響其在城鄉收入差距問題上的作用。

需要指出的是，中國的省際差異在經濟、社會、文化等方面廣泛存在，不同省份之間存在顯著差異。數字普惠金融在各省的發展現狀和需求特征上可能存在差異，對城鄉差距的影響也會不同。同時，不同省份的政府管理和治理特點也存在差異，政府競爭和政府政策可能受到地區特點的影響。因此，數字普惠金融、政府競爭與城鄉收入差距之間的關系可能在不同省份之間呈現異質性（陳永偉等，2023）。

基于上述理論本文提出假設：

H1：數字普惠金融對縮小城鄉收入差距具有促進作用。

H2：數字普惠金融通過地區政府競爭的調節對縮小城鄉收入差距具有抑制作用。

H3：數字普惠金融、地區政府競爭對城鄉收入差距的影響具有異質性。

三、模型設定與變量選取

（一）變量選擇

1.被解釋變量

城鄉收入差距：目前學術界多采用以泰爾指數、基尼系數或城鄉比衡量城鄉收入差距。因此，本文在借鑒前人研究的基礎上，選取收入的泰爾指數作為研究的被解釋變量。泰爾指數計算公式如下：

其中，j=1、2分別表示城鎮和農村，zit表示i地區t年度的總人口，zijt則表示城鎮人口或農村人口。pit表示總可支配收入，pijt表示城鎮或農村居民的可支配收入。

2.核心解釋變量

數字普惠金融：目前國內較為權威的有關數字普惠金融的研究為北京大學數字金融研究院和阿里巴巴共同編制的中國數字普惠金融指數，該指數覆蓋廣度、使用深度、數字化程度三個維度（謝絢麗等，2018）。因此，本文選取省域的相關指數（DIF）作為核心解釋變量。

3.調節變量

地區政府競爭：地區政府間競爭程度的衡量方法較多，考慮到地區的競爭很大程度上取決于資本，因此本文借鑒張軍等（2004）的做法，以地區實際利用外商直接投資金額衡量地區政府競爭能力，并考慮城市間人口規模差異，選取人均指標作為調節變量地區政府競爭能力（FDI），并將其與數字普惠金融進行交互相乘得到交互項（FDI*DIF）。

表1 變量描述性統計分析

4.控制變量

為更好度量數字普惠金融、地區政府競爭對城鄉收入差距的影響，減小誤差，本文借鑒已有研究成果，在模型中加入經濟發展（地區人均GDP）、產業結構（第一產業*1+第二產業*2+第三產業*3）、基礎建設（公路里程）、人力資本（高等學校在校學生人數占比）和居民生活（互聯網普及率）等控制變量，并對數據做對數化處理。

（二）數據來源

本文選取2013-2021年我國30個省份（不包括西藏、港澳臺地區）的相關數據進行分析，數據來源于EPS數據平臺、各省統計年鑒。數字普惠金融指數來自于北京大學數字金融研究院發布數據。少量缺失值采取線性插值法進行填充。

（三）模型設定

1.基準回歸模型

根據本文研究目的，構建以下數字普惠金融影響多維城鄉差距的基準回歸模型：

式中，Gapit為被解釋變量,DIFit為核心解釋變量，controli表示控制變量，α0和α1為回歸系數，b為截距項，μi為個體固定效應，ut為時間固定效應，εit為隨機擾動項。

2.調節效應模型

參照部分學者有關設立交互項進行調節效應分析的研究（李娜，2023），構建以下包含地區政府競爭變量的調節效應模型：

式中，FDIit為調節變量，FDIit*DIFit為交互項，α2和α3為回歸系數。

四、實證分析

（一）基準回歸

為深入研究數字普惠金融對城鄉收入差距的影響，本文采用時間、個體雙固定效應模型進行回歸分析。首先，進行無控制變量OLS回歸，然后引入控制變量再次進行OLS回歸。具體結果如下表2所示。在表2的列（1）中，數字普惠金融（DIF）的回歸系數為-0.7392616并在1%的顯著水平下顯著，說明數字普惠金融對縮小城鄉差距具有顯著促進作用。雖然在引入控制變量后，可以看到表2的列（2）中數字普惠金融（DIF）的回歸系數為-0.2710318，較之前有所降低，但依舊在10%的顯著水平下顯著。綜合列（1）（2）說明，數字普惠金融對縮小城鄉收入差距具有促進作用。假設1得以驗證。

表2 基準回歸結果

（二）調節效應分析

為驗證假設2，本文選用人均實際利用外商直接投資金額作為地區政府競爭（FDI）的代理變量，借鑒前人有關調節效應的方法，將其與數字普惠金融（DIF）相乘所得的交互項（FDI*DIF）代入回歸方程，主要觀察核心解釋變量以及交互項的系數和顯著性。同基準回歸步驟類似，首先，進行無控制變量OLS回歸，然后引入控制變量再次進行OLS回歸?；貧w結果如下表3所示。

表3 調節效應回歸結果

結果顯示，在表3列（3）（4）中，數字普惠金融（DIF）、地區政府競爭（FDI）及其交互項（FDI*DIF）均在1%的顯著水平下顯著。其中數字普惠金融（DIF）和地區政府競爭（FDI）顯著回歸系數為負，交互項（FDI*DIF）顯著回歸系數為正。數字普惠金融（DIF）對縮小城鄉收入差距存在顯著促進作用，地區政府競爭對縮小城鄉收入差距同樣存在顯著促進作用，促進作用小于數字普惠金融。但數字普惠金融通過地區政府競爭會加劇城鄉收入差距。并且從列（3）看，數字普惠金融（DIF）的回歸系數明顯降低，引入地區政府競爭后，在一定程度上對數字普惠金融產生了制約，進而影響了對城鄉收入差距的作用，這與前文中的假設理論相符。因此，假設2得以驗證。

（三）異質性分析

不同地區之間可能存在差異，這些差異可能會對數字普惠金融、地區政府競爭縮小城鄉收入差距產生不同的影響。通過進行異質性檢驗，可以識別并捕捉這些潛在的變化，因此本文按政策劃分方式，將30個省份劃分為東、中和西部三個地區進行異質性分析。東中西劃分方式如下表4，回歸結果見下表5。

表4 區域劃分

表5 異質性分析結果

表5列（5）為基準回歸異質性回歸結果，列（6）為調節效應異質性回歸結果。

從基準回歸異質性分析結果看。東部地區，數字普惠金融（DIF）回歸系數為-0.3796643，在5%的顯著水平下顯著；中部地區數字普惠金融（DIF）回歸系數為-0.8122076且在1%的顯著水平下顯著；西部地區數字普惠金融（DIF）系數為負但不顯著，系數值為-0.1660504；回歸結果具有顯著異質性。回歸結果說明，數字普惠金融對東、中部地區縮小城鄉收入差距的促進作用明顯，西部地區雖不顯著，但數字普惠金融依舊是縮小城鄉收入差距的動力之一。造成這種現象的原因可能是因為東、中部地區的基礎建設和數字金融發展水平高于西部地區，因而相對于西部地區，數字普惠金融對東中部地區縮小城鄉差距的影響更為顯著，并且由于中部地區相較東部地區城鄉差距較大，數字普惠金融對中部地區的城鄉收入差距的邊際效應更大（王振華等，2023；張林等，2023）。

從調節效應異質性分析結果看。數字普惠金融（DIF）回歸系數，東部地區為-0.5456621，在1%的顯著水平下顯著，中部地區為0.0985952且不顯著，西部地區為-0.084732同樣不顯著；交互項（FDI*DIF）回歸系數，東部地區為0.062647且在5%的顯著水平下顯著，中部地區為-0.1221735且在10%的顯著水平下顯著，西部地區為0.0126676但不顯著；地區政府競爭（FDI）回歸系數，東部地區為-0.36254且在1%的顯著水平下顯著，中部地區為0.6650143且在10%的顯著水平下顯著，西部地區為-0.0988007但不顯著。這說明在東部地區，政府競爭的介入會對數字普惠金融縮小城鄉收入差距的促進產生抑制作用；中部地區，政府競爭會對數字普惠金融縮小城鄉收入差距的產生促進作用；西部地區，政府競爭的介入同樣會對數字普惠金融縮小城鄉收入差距的促進產生抑制作用，但這種效果還沒有達到顯著的作用。產生這種現象的原因可能是東部地區擁有更多的城市和產業資源，以及更高的人口密度，城市地區通常具有更大的市場和更多的競爭優勢，因此政府更加關注城市地區的發展，進而導致數字普惠金融資源在農村地區的不足，難以實現城鄉收入差距的有效縮小。中部地區相對于東部來說，經濟發展水平較低，城市化水平較中等。各地政府可能會競相提供支持數字普惠金融的政策，以吸引投資和促進地方發展。西部地區通常經濟條件相對較差，政府競爭在西部地區可能不如在其他地區顯著，對數字普惠金融的發展和城鄉差距的影響也相對較弱（鄭江淮和周南，2023；李琳，2023）。

（四）穩健性檢驗

由于模型、數據和假設的不同均可能導致最終的結果不同，并且考慮到數字普惠金融、地區政府競爭與城鄉收入差距之間可能存在雙向因果關系，雙向因果會使模型產生內生性問題使參數估計結果不準確從而影響分析結果，本文首先采取時間、個體的雙固定效應模型，在一定程度上緩解了內生性的問題。然后借助異質性分析進行分樣本回歸，回歸結果也在一定程度上反映了模型的穩健。本部分采取剔除特殊樣本和縮尾處理兩種方式對模型再次進行穩健性檢驗。

1.剔除特殊樣本

直轄市與其他省份的特點可能存在顯著的差異，包括人口規模、經濟水平、社會結構等。這些差異可能對研究的關鍵變量產生重大影響，因此本文將直轄市從面板數據中剔除，以檢驗模型的穩健性。回歸結果如下表6列（7）（8）所示，回歸系數符號不曾發生變化，核心解釋變量及交互項依舊顯著，模型穩健。

表6 穩健性檢驗結果

2.縮尾處理

縮尾處理主要目的是通過剔除極端值，使數據更符合統計分布的假設，從而降低異常值對統計推斷的影響。本文通過縮尾剔除1%的數據點，再進行回歸?；貧w結果如下表6列（9）（10）所示，回歸系數符號不曾發生變化，核心解釋變量及交互項依舊顯著，模型穩健。

五、結論與對策建議

（一）研究結論

本文基于雙向固定基準回歸模型、調節效應模型及異質性分析對2013-2021年省域數字普惠金融、地區政府競爭和城鄉差距進行分析，得出以下結論：第一，數字普惠金融對城鄉收入差距具有顯著的促進作用。第二，地區政府競爭在數字普惠金融對城鄉收入差距的影響中具有逆向調節作用。第三，作用效果具有區域異質性，中部地區數字普惠金融對城鄉收入差距促進作用最明顯，西部地區促進作用不顯著；東部地區政府競爭在數字普惠金融對城鄉收入差距的影響中具有顯著逆向調節作用，西部地區具有不顯著逆向作用，東部地區具有顯著調節作用。

（二）對策建議

黨的二十大報告明確指出“深入實施區域協調發展戰略”，區域協調發展戰略旨在縮小不同地區之間的經濟差距，包括城鄉差距。在此戰略下，數字普惠金融在政府的支持和監管下，通過提供金融服務機會，可以促進金融包容性，讓更多的城鄉居民能夠獲得金融服務。這有助于縮小城鄉差距，實現區域協調發展的目標。因此本文提出以下三點建議：

（1）推進數字普惠金融覆蓋全國各地：為確保數字普惠金融在各地區發揮積極作用，政府應促進數字普惠金融的全國覆蓋，特別是在中西部和偏遠地區，以便更多的農村居民能夠獲得金融服務。

（2）建立區域合作機制：建立區域合作機制，促使發展水平較高的地區提供支持和資源，協助經濟欠發達地區發展數字普惠金融。這種合作可以包括資源共享、技術支持、政策協調等方式，以確保數字普惠金融均衡地覆蓋城市和農村地區。

（3）優化政府競爭：政府競爭可能導致資源分配不均，因此需要建立政策協調機制，以確保數字普惠金融資源能夠在城市和農村地區平衡分配。政府應采取積極的政策來鼓勵數字普惠金融的發展，同時減少過度競爭可能帶來的負面影響。