王小華，程 琳

(1. 西南大學 普惠金融與農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展研究中心， 重慶 400715；2. 暨南大學 經(jīng)濟與社會研究院， 廣東 廣州 510632)

一、引言

改革開放以來，中國經(jīng)濟實現(xiàn)持續(xù)高速增長，居民收入水平總體大幅提高。然而伴隨產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的改變與廉價資源的減少，我國經(jīng)濟增速逐漸步入放緩階段，分配、就業(yè)、稅收等方面的隱性矛盾不斷顯現(xiàn)[1]，其中不斷擴大的城鄉(xiāng)收入差距更是成為社會關(guān)注焦點。國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示，2020年我國城鄉(xiāng)居民人均可支配收入分別為43 834元和17 131元，兩者比值高達2.56，雖然相較于2009年的3.33有明顯的降低，但綜合而言依然處于高位水平，同時我國基尼系數(shù)也一度超過國際公認警戒線。城鄉(xiāng)收入差距的存在和長期高位徘徊不僅是造成社會和政治不穩(wěn)定的潛在因素，更造成了經(jīng)濟效率的損失[2]，不利于共同富裕目標的實現(xiàn)。特別是中國的脫貧攻堅戰(zhàn)取得偉大勝利后，新時代高質(zhì)量發(fā)展目標已經(jīng)轉(zhuǎn)移到解決發(fā)展不平衡不充分問題、縮小城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距、實現(xiàn)人的全面發(fā)展和全體人民共同富裕上來，深入探討如何進一步縮小城鄉(xiāng)收入差距、扎實推進共同富裕具有重要的現(xiàn)實意義和實踐價值。

作為要素流通和資源配置的重要途徑，農(nóng)村金融是支持貧困地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展、幫助農(nóng)村人口實現(xiàn)脫貧的重要舉措之一[3]，而“普惠金融”的提出與實踐，則為農(nóng)村金融更好促進農(nóng)村居民收入增長提供了新的方向。作為一種新型金融服務模式，普惠金融強調(diào)金融服務的廣度和機會的平等，使那些原本被傳統(tǒng)金融排斥在外的群體能夠以可負擔的成本滿足其金融需求。近年來，我國通過金融機構(gòu)調(diào)整和改革，在構(gòu)建普惠金融體系方面做出了一系列的嘗試，金融服務在廣度和深度上都有明顯改善[4]。特別是伴隨移動互聯(lián)網(wǎng)、云計算、區(qū)塊鏈等技術(shù)在我國的高速發(fā)展，普惠金融現(xiàn)已進入了全新數(shù)字階段。隨著數(shù)字化進程的加快，普惠金融逐步發(fā)展為數(shù)字普惠金融的新業(yè)態(tài)。數(shù)字普惠金融較傳統(tǒng)普惠金融相比而言無疑在服務的復制性、可廣泛獲得性方面具有巨大優(yōu)勢[5]。但考慮到數(shù)字普惠金融依靠數(shù)字技術(shù)作為媒介發(fā)揮作用，不同經(jīng)濟發(fā)展水平下數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響必然受到該地區(qū)數(shù)字技術(shù)發(fā)展狀況的影響而存在差異性，同時受我國城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)環(huán)境影響，農(nóng)村地區(qū)在經(jīng)濟發(fā)展水平、受教育程度、信息化基礎(chǔ)設施等方面都與城鎮(zhèn)存在巨大差異，尤其經(jīng)濟發(fā)展水平較低的地區(qū)農(nóng)村居民對以互聯(lián)網(wǎng)為代表的數(shù)字技術(shù)接觸和使用程度較低[6]，因此城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝的存在可能會進一步減弱數(shù)字普惠金融給農(nóng)民帶來的增收效應。

2016年二十國集團會議發(fā)布的《G20數(shù)字普惠金融高級原則》正式提出“數(shù)字普惠金融”的概念：數(shù)字普惠金融是泛指一切通過使用數(shù)字金融服務以促進普惠金融的行動，包括運用數(shù)字技術(shù)為無法獲得或缺乏金融產(chǎn)品和服務的群體提供一系列正規(guī)的金融服務等，這些服務能夠以負責任、成本可負擔的方式滿足他們的需求，同時對服務提供商而言是可持續(xù)的。

《中華人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃》指出：“加快推進數(shù)字鄉(xiāng)村建設，構(gòu)建面向農(nóng)業(yè)農(nóng)村的綜合信息服務體系，建立涉農(nóng)信息普惠服務機制，推動鄉(xiāng)村管理服務數(shù)字化?！泵鎸鹘y(tǒng)金融服務農(nóng)業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展存在的供需錯位嚴重、政策落地難、供給成本較高、可持續(xù)性不足和邊際效率低等問題，數(shù)字普惠金融可以通過突破金融服務成本約束、賦能農(nóng)業(yè)金融市場、完善農(nóng)業(yè)社會化服務體系等方式促進農(nóng)業(yè)增效和農(nóng)民增收，進而推動農(nóng)業(yè)農(nóng)村高質(zhì)量發(fā)展，推進脫貧攻堅與鄉(xiāng)村振興有效銜接。本文通過研究數(shù)字普惠金融與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系及作用機制，論證了加快數(shù)字金融發(fā)展頂層設計和創(chuàng)新研究，加強農(nóng)村數(shù)字金融的基礎(chǔ)設施建設，以及推進鄉(xiāng)村金融服務從業(yè)主體的人力資本改造的重要作用，對于未來進一步深化農(nóng)村金融改革創(chuàng)新，推進農(nóng)業(yè)農(nóng)村高質(zhì)量發(fā)展有著重要的意義。

數(shù)字普惠金融憑借其獨特優(yōu)勢迅速走進人們的視野并獲得廣泛關(guān)注，但關(guān)于數(shù)字普惠金融，學界仍存在大量疑問。數(shù)字普惠金融是否有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距？在經(jīng)濟發(fā)達程度不同的省份作用又是否存在差異？數(shù)字鴻溝的存在是否會影響數(shù)字普惠金融縮小城鄉(xiāng)收入差距的效果？如何發(fā)展才能更有針對性地解決城鄉(xiāng)收入差距過大問題、發(fā)揮其積極作用？為解決這些問題，本文將以我國的省際面板數(shù)據(jù)為樣本，構(gòu)建面板門檻模型，探討數(shù)字普惠金融的發(fā)展影響城鄉(xiāng)收入差距的雙重門檻效應，并根據(jù)研究結(jié)論提供縮小城鄉(xiāng)收入差距的建議。

與現(xiàn)有研究相比，本文的邊際貢獻在于：(1)選用人均GDP指標作為劃分不同經(jīng)濟發(fā)達程度省份的門檻變量?，F(xiàn)有的部分研究雖然區(qū)分了不同的經(jīng)濟發(fā)展水平，但是較多地按照地理意義上的分類方法，人為地劃分為東部、中部和西部的區(qū)間進行回歸，從經(jīng)濟水平的角度看缺少一定的科學性。根據(jù)陸銘的研究[7]，以各省份的人均GDP指標來替代經(jīng)濟總量的分布，可以更好地考慮經(jīng)濟集聚和人口流動的影響，是判斷經(jīng)濟發(fā)展平衡程度的重要指標。(2)使用漢森(Hansen)的面板門檻模型分析數(shù)據(jù)的特點[8]來找到門檻值，而不是人為地劃分經(jīng)濟發(fā)達程度，進而科學地分析數(shù)字普惠金融在不同發(fā)達程度的省份的作用效果。與現(xiàn)有研究直接根據(jù)全國樣本或按照地理標準劃分區(qū)間進行回歸分析相比，本文基于我國各個省份經(jīng)濟發(fā)展程度和人口分布不同的現(xiàn)實，使用雙重面板模型按照經(jīng)濟發(fā)達程度將全國各省份劃分為三個區(qū)間展開研究，有針對性地探討數(shù)字普惠金融縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用機制和效果。本文充分總結(jié)了已有文獻中有關(guān)城鄉(xiāng)收入差距的研究，理清理論邏輯，構(gòu)建面板門檻模型，以經(jīng)濟的發(fā)達程度區(qū)分不同的區(qū)間，研究數(shù)字普惠金融與城鄉(xiāng)居民收入差距，以揭示經(jīng)濟發(fā)達程度不同的各個省份中兩者之間的關(guān)系。

二、文獻回顧與評述

國內(nèi)外學者關(guān)于數(shù)字普惠金融與城鄉(xiāng)收入差距的研究大致經(jīng)歷了三個階段：從研究金融發(fā)展與收入不平等的理論與實證分析開始，接著證實了普惠金融顯著的減貧效應，到目前研究數(shù)字普惠金融通過各種金融服務的延伸來實現(xiàn)減貧增收效應的途徑與機制。本文按照該邏輯梳理相關(guān)文獻。

有關(guān)金融發(fā)展與收入分配的研究，主要產(chǎn)生了三種類型的結(jié)論：第一種是以格林沃德和約萬諾維奇(Greenwood and Jovanovic)為代表提出的倒U型理論，該理論認為城鄉(xiāng)收入差距隨金融發(fā)展表現(xiàn)為先擴大再縮小[9]。第二種結(jié)論是加洛和塞拉(Galor and Zeira)認為金融發(fā)展有助于縮小收入差距[10]。金融發(fā)展可以通過經(jīng)濟增長、收入分配途徑提高窮人的收入水平，但金融波動會抵消金融發(fā)展的減貧效果[11]，金融發(fā)展通過初次分配路徑影響收入分配的效應顯著，區(qū)域金融發(fā)展水平由低到高，其勞動收入占比縮小居民收入差距的能力由強轉(zhuǎn)弱[12]。第三類結(jié)論則認為，金融發(fā)展只會導致城鄉(xiāng)收入的進一步擴大[13]，原因是金融市場引導金融資本向有抵押品的富人流動，窮人由于缺乏抵押品、信息不對稱程度高等情況難以獲得金融服務。在存在金融門檻效應的情況下，農(nóng)村資金不斷外流，非正規(guī)金融不規(guī)范發(fā)展，加上我國經(jīng)濟的“雙重二元結(jié)構(gòu)”特征和所有制結(jié)構(gòu)特點，金融發(fā)展和金融城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)會擴大城鄉(xiāng)收入差距，且時間和地區(qū)間的效果有所差異[14-15]。進一步研究我國“三農(nóng)”政策和金融體制改革作用機制，結(jié)果表明金融發(fā)展所導致的農(nóng)村正規(guī)金融機構(gòu)增加和資本配置效率的提高遠大于消極的影響，對農(nóng)戶增收有直接的積極作用[16]?？傮w而言，經(jīng)濟發(fā)展早期的數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的作用因為相對復雜和分散的作用路徑及效果而難以定論。

普惠金融與收入差距這一階段的大量實證研究表明普惠金融能夠顯著降低貧困程度[17]，但也有研究發(fā)現(xiàn)收入差距隨著普惠金融的發(fā)展會表現(xiàn)出先擴大再減小的現(xiàn)象[18]。在數(shù)字普惠金融的作用路徑方面，首先，微型金融和普惠金融可以通過提高家庭儲蓄額，增加健康保障投入和提高收入水平，擴大婦女參與權(quán)，降低家庭的脆弱性等直接途徑縮小城鄉(xiāng)收入差距[19]，同時也能通過提供更多經(jīng)濟機會(如信貸)、促進包容性增長等多種方式間接作用于貧困減緩，從而縮小收入差距[20]。值得一提的是，在這一階段中，金融資源在農(nóng)村地區(qū)實現(xiàn)相對完整的普及和應用[21]，由于資金的邊際效用遞減原理，數(shù)字普惠金融對農(nóng)民的增收作用效果更明顯，這有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。此外，譚燕芝、彭千芮發(fā)現(xiàn)普惠金融能夠通過空間溢出效應顯著降低鄰近地區(qū)的貧困率[22]。對于農(nóng)村金融扶貧途徑，溫濤、劉達認為可從法律體系、創(chuàng)新驅(qū)動、供求雙方的協(xié)同發(fā)展、完善配套措施方面進行機制創(chuàng)新[3]。

在數(shù)字普惠金融和城鄉(xiāng)收入差距的研究階段，互聯(lián)網(wǎng)相關(guān)技術(shù)的飛速發(fā)展使得數(shù)字普惠金融能夠更好地為個人、企業(yè)和國家服務[23]。根據(jù)國際使用的普惠金融指數(shù)體系來衡量不同國家的普惠金融水平可以發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融主要通過信貸、儲蓄等金融服務的延伸來提高貧困人口的收入水平，在效果上可以明顯改善部分貧困人群的現(xiàn)狀[24-25]。在借鑒國際經(jīng)驗的基礎(chǔ)上，結(jié)合中國的實際進行研究，目前學界已證實我國數(shù)字普惠金融的發(fā)展對于農(nóng)村金融需求[26-27]和居民消費[28]、微型企業(yè)創(chuàng)業(yè)動力[29]和農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)[30-31]等方面都有著顯著的積極影響，尤其是數(shù)字普惠金融和經(jīng)濟發(fā)展的優(yōu)勢地區(qū)，以其優(yōu)越的發(fā)展基礎(chǔ)和鼓勵創(chuàng)新的政策等條件，形成了“馬太效應”[32]，進而不利于城鄉(xiāng)和區(qū)域差距的縮小。

現(xiàn)有文獻從多個方面研究了普惠金融、數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響，但大多只考慮了數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的線性影響，并未對其發(fā)展過程中的非線性影響展開細致的討論，導致研究結(jié)論相對單一。另外，沒有充分考慮城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的制度背景和市場化水平逐漸提高的經(jīng)濟背景，在異質(zhì)性的研究中往往采用人為劃分東部、中部和西部地區(qū)的方法，難以準確反映經(jīng)濟發(fā)展與集聚的事實，也就無法深入討論數(shù)字普惠金融在不同市場化水平下作用于城鄉(xiāng)收入差距的具體機制和細微差異。本文基于北京大學數(shù)字普惠金融研究中心最新發(fā)布的第三期數(shù)據(jù)(2011-2020)，使用面板門檻模型探討數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的非線性影響，在此基礎(chǔ)上按經(jīng)濟發(fā)展水平分類后，將不同面板門檻區(qū)間視為市場化程度發(fā)展的不同水平，研究數(shù)字普惠金融在發(fā)展過程中影響城鄉(xiāng)收入差距狀況的差異。

三、理論分析與假說提出

自1978年改革開放后，伴隨著市場經(jīng)濟體制的建立、城鄉(xiāng)二元制度結(jié)構(gòu)的持續(xù)和政府政策將重要資源從農(nóng)村配置到城市，市場化、城市化和工業(yè)化程度不斷提高，城市的產(chǎn)業(yè)收入彈性更大，城鄉(xiāng)收入差距也逐漸變大[2]。直到中國共產(chǎn)黨十六大以后，政府相繼出臺政策進行調(diào)整，提出工業(yè)反哺農(nóng)業(yè)、城市支持農(nóng)村的政策，改變農(nóng)村資源向城市單向流動的局面，并進行戶籍和土地制度改革，提高了農(nóng)業(yè)農(nóng)村的戰(zhàn)略地位，激活了農(nóng)村資源，活躍了農(nóng)村經(jīng)濟。也就是在這一時期，普惠金融被提出并推廣，對于收斂城鄉(xiāng)收入差距起到了一定的作用。進入21世紀后，得益于互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)和網(wǎng)絡的迅速普及，形成了數(shù)字普惠金融的新業(yè)態(tài)，數(shù)字化賦予普惠金融更強的能量，能夠更好地發(fā)揮相關(guān)農(nóng)業(yè)農(nóng)村政策的效果，幫助農(nóng)民提高收入，縮小城鄉(xiāng)收入差距。在上述背景下，1998—2020年間的城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)出先增大、再縮小的趨勢。

本文在我國的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)背景下，充分考慮要素流動、產(chǎn)業(yè)變遷和城鎮(zhèn)化水平等影響城鄉(xiāng)收入差距的因素，結(jié)合數(shù)字普惠金融的發(fā)展和演進，依據(jù)市場化程度將經(jīng)濟發(fā)展與集聚的過程劃分為三個階段，探討數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的作用機制。

隨著數(shù)字普惠金融的演進和發(fā)展，生產(chǎn)要素流動、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷、金融資源集聚、城鎮(zhèn)化水平提高，綜合體現(xiàn)為經(jīng)濟不斷發(fā)展和集聚。

在第I階段，市場化程度較低，經(jīng)濟發(fā)展與集聚處于前期，數(shù)字普惠金融處于發(fā)展早期，此時生產(chǎn)要素相對單一、匱乏，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不完善，城鎮(zhèn)化水平低，農(nóng)民難以享受到城鎮(zhèn)的發(fā)展紅利，增收渠道相對狹窄。在這一階段，金融發(fā)展以其優(yōu)勢主導著城鄉(xiāng)收入差距，傳統(tǒng)金融服務的長尾客戶群開始接觸到數(shù)字普惠金融服務[14]，得益于互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的發(fā)展和數(shù)字化程度的提高，越來越多的金融服務環(huán)節(jié)實現(xiàn)了網(wǎng)絡化，數(shù)字普惠金融服務的成本顯著低于傳統(tǒng)金融服務，這使得數(shù)字普惠金融的門檻大大降低，絕大部分農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)低收入居民等弱勢群體都有機會享受借貸、小額理財?shù)冉鹑诜眨⒘粝铝司€上購物、移動支付、地理位置、轉(zhuǎn)賬繳款等一系列行為信息。由于城鎮(zhèn)地區(qū)相對于農(nóng)村地區(qū)具備信息優(yōu)勢、市場優(yōu)勢和機會優(yōu)勢[33]，部分城鎮(zhèn)居民能夠更好地創(chuàng)新數(shù)字普惠金融用途進行創(chuàng)業(yè)[30]，并以其資金量等優(yōu)勢實現(xiàn)財產(chǎn)性收入的增長。這一階段的數(shù)字普惠金融的主要作用有三個：一是以低成本的方式獲取長尾客戶群體，并向其提供基礎(chǔ)的借貸等金融服務，滿足其原有的資金需求，因為城市的長尾客戶群體相對農(nóng)戶有熟人借貸等社會關(guān)系優(yōu)勢，故這里主要體現(xiàn)為向農(nóng)戶提供生產(chǎn)資金，提高其農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入；二是持續(xù)收集客戶的互聯(lián)網(wǎng)行為信息，進行用戶畫像，并初步建立客戶信用評分；三是為低收入群體提供小額資金，促進農(nóng)戶在教育、健康等方面的消費，體現(xiàn)為內(nèi)需消費的提升和增長。可以發(fā)現(xiàn)，這一階段的數(shù)字普惠金融更多地是普及和接觸長尾群體，對于農(nóng)民增收的作用有限，短期內(nèi)難以縮小收入差距[32]。

在第II階段，市場化水平提高，經(jīng)濟發(fā)展水平提高，在數(shù)字普惠金融進一步發(fā)展的同時，生產(chǎn)力水平進一步提高，數(shù)字普惠金融前期促進農(nóng)戶的消費體現(xiàn)為后期人力資本的積累和提升，人均生產(chǎn)率隨之提高。同時，農(nóng)戶雖然缺失征信記錄信息、缺乏有效抵押物等傳統(tǒng)信貸體系的貸款條件，數(shù)字普惠金融機構(gòu)以其前期收集的海量用戶行為信息進行建模分析，加工聚合甚至根據(jù)用戶間的資金往來建立信用關(guān)系網(wǎng)絡，對傳統(tǒng)金融所排斥的弱勢群體進行信用價值評估和授信，大大降低信息不對稱程度、信貸風險和信貸成本，使得原來無法獲取有效金融服務的農(nóng)村居民群體能夠得到資金從事生產(chǎn)、就業(yè)、培訓、創(chuàng)業(yè)等一系列的增收活動[26-27]。隨著生產(chǎn)要素的積累，要素間的結(jié)合方式增加，對收入分配的貢獻變大，農(nóng)村居民借助數(shù)字普惠金融服務更好地發(fā)揮勞動力要素、土地要素的作用，提升務工收入和農(nóng)業(yè)經(jīng)營收入[16][20]。隨著農(nóng)村地區(qū)基礎(chǔ)設施的不斷完善、數(shù)字普惠金融服務面的擴大和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的擴展，城鄉(xiāng)經(jīng)濟一體化持續(xù)推進，數(shù)字普惠金融以其典型的普惠性更好地實現(xiàn)金融資源配置，將城市的民間存量資金聚集起來并向農(nóng)村配置，幫助農(nóng)民培育旅游觀光、綠色食品等優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)[30-31]，促進農(nóng)民多渠道增加收入?？傊?，這一階段的數(shù)字普惠金融以前期人力資本積累和信用數(shù)據(jù)收集的滯后優(yōu)勢體現(xiàn)，并通過經(jīng)濟發(fā)展程度提高所體現(xiàn)的生產(chǎn)要素積累和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)完善等渠道幫助農(nóng)民增收，充分發(fā)揮資金效用的“邊際遞減”規(guī)律，即對農(nóng)戶的增收效果更加明顯，從而縮小城鄉(xiāng)收入差距。

在第III階段，市場化程度進一步提高，經(jīng)濟集聚特征顯著，數(shù)字普惠金融在各地充分發(fā)揮作用，社會生產(chǎn)力進一步釋放，原有的生產(chǎn)要素充分發(fā)揮作用的同時開始出現(xiàn)創(chuàng)新性的生產(chǎn)要素，部分產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相對成熟，城鎮(zhèn)化水平進一步提高，金融資源相對豐富。在經(jīng)濟充分發(fā)展的條件下，農(nóng)村居民繼續(xù)利用數(shù)字普惠金融積累要素、發(fā)展產(chǎn)業(yè)的同時，出現(xiàn)溢出效應[22]，有助于城鄉(xiāng)收入差距的減小。

在第三階段之后，進入經(jīng)濟發(fā)展與集聚后期，生產(chǎn)要素、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、金融資源和城鎮(zhèn)化都將在集聚中走向平衡和穩(wěn)態(tài)[7]。整個發(fā)展過程見圖1，橫坐標為數(shù)字普惠金融發(fā)展，伴隨著生產(chǎn)要素流動、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷、金融資源集聚、城鎮(zhèn)化水平提高，綜合體現(xiàn)為經(jīng)濟不斷發(fā)展和集聚；縱坐標為經(jīng)濟發(fā)展與集聚、城鄉(xiāng)收入差距兩條曲線。

圖1 經(jīng)濟發(fā)展與集聚、城鄉(xiāng)收入差距曲線

綜上所述，本文提出以下研究假說：

假說1：數(shù)字普惠金融發(fā)展有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

假說2：由于經(jīng)濟發(fā)展與集聚階段不同，數(shù)字普惠金融發(fā)展縮小城鄉(xiāng)收入差距存在明顯的差異。

假說3：數(shù)字普惠金融作用于城鄉(xiāng)收入差距的過程會體現(xiàn)出不同的邊際效果特征。

四、實證研究設計

(一)模型構(gòu)建

本文主要研究數(shù)字普惠金融在作用于城鄉(xiāng)收入差距中的門檻效應，即在金融抑制的條件下，經(jīng)濟發(fā)達程度較低的省份由于自身的限制而無法達到門檻水平，因此得不到高收益的回報；而經(jīng)濟發(fā)達程度高的省份以其自身優(yōu)勢可以享受到高收益的回報。為了能夠深入探究數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的門檻效應，本文初步設計如下面板門檻計量模型：

(1)

其中，i和t分別表示第i個省份和第t年。GAPit是被解釋變量，表示城鄉(xiāng)居民收入差距；Indexit為核心解釋變量，表示數(shù)字普惠金融指數(shù)；Controlki,t為一系列控制變量，gi,t為門檻變量，本文中為人均GDP；γ為特定的門檻值，I為面板門檻模型中的指標函數(shù)，ui表示固定效應，εit為隨機誤差項。

(二)估計方法的選擇與說明

“門檻效應”的含義是：當模型中的一個經(jīng)濟參數(shù)達到特定的數(shù)值后，導致另外一個經(jīng)濟參數(shù)出現(xiàn)與前述參數(shù)達到數(shù)值前不同的表現(xiàn)，前者稱為門檻變量，后者的系數(shù)隨門檻變量的變化而變化，為解釋變量，二者之間存在動態(tài)關(guān)系。基于本文研究不同經(jīng)濟發(fā)展與集聚水平下數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距影響的研究目的，選擇人均GDP衡量經(jīng)濟發(fā)展水平作為門檻變量。在進行面板門檻回歸分析時不僅需要聯(lián)合估計模型的門檻值γ，還需要估計模型的參數(shù)值β1和β2，同時采用“自抽樣法”(bootstrap)來計算檢驗統(tǒng)計量的漸進分布，從而檢驗門檻效應的顯著性，并檢驗門檻值的真實性。

實際上我國各個省(直轄市、自治區(qū))都具有特定的個體效應(ui)，只有消除個體效應的影響后，才能得到有效的參數(shù)估計值。通過組內(nèi)變換法(within transformation)，用觀測值減去所有平均值來消除個體效應，得到變換后的模型：

(2)

在得到消除個體效應的模型后，壘疊全部觀測值，將(2)變換成矩陣形式：

GAP*=Control*(γ)β+e*。

(3)

對于任意給定的門檻值γ，使用普通最小二乘法(OLS)估計(3)，從而得到參數(shù)β的一致估計量和相應的殘差向量，其中對應的殘差平方和S1(γ)為：

(4)

用相同的方法在門檻值γ的取值范圍內(nèi)可以選取多個γ，并通過計算得到多個不同的殘差平方和S1(γ)，根據(jù)估計方法的原理，其中使得殘差平方和最小的門檻值就是該模型的門檻值估計值，此時：

(5)

通過上式能夠得到模型的門檻值，接著估計出相應的系數(shù)值，但面板門檻模型的確定還需要檢驗門檻效應的存在性和門檻值與真實值是否相等。門檻效應存在性的原假設和檢驗統(tǒng)計量分別為：

H0:β1=β2；

(6)

(7)

當確定面板模型確實存在門檻效應，即找到模型的門檻值之后，下一步是檢驗門檻值的真實性，即是否與真實值相等。采用的方法是構(gòu)建似然比統(tǒng)計量LR，此時原假設和檢驗統(tǒng)計量是：

(8)

(9)

當檢驗了模型的單一門檻值后，如果拒絕了原假設則說明該模型至少存在一個門檻值，就需要再次檢驗第二個門檻值的存在。進一步而言，若仍然拒絕原假設則需要檢驗是否存在第三個門檻值，將這個過程類推下去，直到模型無法拒絕原假設為止。本文僅簡要介紹雙重門檻模型的結(jié)構(gòu)，其他多重門檻模型可以在此基礎(chǔ)上擴展：

(10)

(三)變量說明和數(shù)據(jù)來源

1.被解釋變量?，F(xiàn)有研究中衡量城鄉(xiāng)收入差距的指標主要有城鄉(xiāng)居民人均可支配收入之比、基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)三種。綜合來看，對于城鄉(xiāng)居民人均可支配收入比這一指標而言，僅能反映居民的可支配收入，難以體現(xiàn)城鄉(xiāng)之間人口流動和遷徙的具體情況[34]；基尼系數(shù)反映總體的收入差距，又對社會中間階層的收入較為敏感，對于城鄉(xiāng)收入差距的研究主體而言，其收入處于兩端，故基尼系數(shù)存在較大的局限性；泰爾指數(shù)則充分考慮了收入階層兩端的情況和人口流動的因素，所以更適合本文的研究，因此本文選擇泰爾指數(shù)作為被解釋變量[21]。圖2展示了我國1998—2020年間泰爾指數(shù)的變化趨勢，可以發(fā)現(xiàn)，在中國共產(chǎn)黨十六大召開之前，城鄉(xiāng)收入差距處于持續(xù)擴大的狀態(tài)，此后的七年基本保持穩(wěn)定且高位徘徊，直到2010年開始，泰爾指數(shù)才持續(xù)降低，2020年已明顯低于1998年的最初值。另外，分別繪制2011—2020年各省級層面的泰爾指數(shù)和城鄉(xiāng)居民人均可支配收入之比兩個指標和數(shù)字普惠金融的散點圖(圖3)，可以發(fā)現(xiàn)，兩個圖都體現(xiàn)出數(shù)字普惠金融發(fā)展的不同水平與城鄉(xiāng)收入差距擬合得到的圖像斜率有明顯差異。

圖2 1998—2020年城鄉(xiāng)收入差距(泰爾指數(shù))

圖3 2011—2020年城鄉(xiāng)收入差距(泰爾指數(shù)、城鄉(xiāng)居民人均可支配收入之比)

2.核心解釋變量。本文的核心解釋變量為數(shù)字普惠金融指數(shù)，數(shù)據(jù)直接來源于北京大學數(shù)字金融研究中心和螞蟻金服集團利用螞蟻金服海量數(shù)據(jù)編制的北京大學數(shù)字普惠金融指數(shù)2011—2020年省級數(shù)字普惠金融指數(shù)。

3.控制變量。為避免遺漏變量偏誤，本文選擇7個具有代表性的指標作為其他影響城鄉(xiāng)收入差距的控制變量：(1)城鎮(zhèn)化率。城鎮(zhèn)化是指農(nóng)村人口轉(zhuǎn)變?yōu)槌擎?zhèn)人口的過程。在我國城市化進程加快過程中勞動力的流動性加強，大量研究均認為這對城鄉(xiāng)居民收入差距有縮小作用[33]。(2)經(jīng)濟發(fā)展水平。陳斌開、林毅夫與邵紅偉、靳濤分別研究發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)收入差距在經(jīng)濟發(fā)展過程中呈現(xiàn)“正U型”和“倒U型”曲線關(guān)系[35-36]，因此本文將該指標作為控制變量和門檻變量。(3)政府財政支出。作為社會財富再分配的重要工具，已有研究表明財政支出規(guī)模與結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)收入差距具有顯著影響[37]。(4)金融機構(gòu)貸款。信貸水平和信貸習慣長期以來都被認為是影響我國居民收入的重要因素，普遍觀點認為二者成正相關(guān)關(guān)系，同時居民的信貸行為和信貸習慣對于城鄉(xiāng)收入差距也有一定的影響，因此本文將信貸水平作為控制變量。(5)受教育年限。研究表明教育水平差異是影響中國城鄉(xiāng)收入差距最重要因素之一[38]，高教育投入往往意味著人力資本質(zhì)量的提高，通過增加從事高收入工作可能性帶來收入的巨大差異。(6)互聯(lián)網(wǎng)普及率。程名望、張家平研究互聯(lián)網(wǎng)普及與城鄉(xiāng)收入差距關(guān)系時發(fā)現(xiàn)兩者呈現(xiàn)出“倒U型”關(guān)系[6]，現(xiàn)階段而言互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)或為縮小我國城鄉(xiāng)收入差距提供重大機遇。(7)固定資產(chǎn)投資。作為影響收入的重要因素，固定資產(chǎn)投資對城鄉(xiāng)收入差距的影響也不可忽略。此外，本文對部分控制變量進行了取對數(shù)處理，變量說明見表1。

表1 主要變量定義

本文的數(shù)據(jù)來源主要是北京大學數(shù)字普惠金融指數(shù)(2011—2020)，同時使用《中國統(tǒng)計年鑒》和中國互聯(lián)網(wǎng)絡信息中心發(fā)布的《中國互聯(lián)網(wǎng)絡發(fā)展狀況統(tǒng)計報告》中的部分數(shù)據(jù)?？紤]到變量數(shù)據(jù)值的匹配問題，本文在實證過程中將北京大學數(shù)字普惠金融指數(shù)的值作了正規(guī)化方法的標準化處理。由于西藏的數(shù)據(jù)存在偏差，本文將其剔除。所使用變量的描述性統(tǒng)計分析見表2。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

五、實證結(jié)果分析

(一)基準回歸模型

在使用面板門檻模型之前，先對核心變量做回歸分析判斷數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響方向，以驗證本文的假說1。由于數(shù)字普惠金融的普惠性、數(shù)字化等特點，其發(fā)展有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距?；鶞誓Ｐ头謩e使用泰爾指數(shù)和城鄉(xiāng)居民人均可支配收入比兩個變量來表示城鄉(xiāng)收入差距，同時考慮數(shù)字普惠金融的總指數(shù)，以及覆蓋廣度、使用深度和數(shù)字化程度三個不同的分指數(shù)，考察數(shù)字普惠金融的不同方面作用于城鄉(xiāng)收入差距的不同效果，回歸結(jié)果見表3和表4。

表3 泰爾指數(shù)的基準回歸模型結(jié)果

表4 城鄉(xiāng)居民可支配收入比的基準回歸模型結(jié)果

由基準回歸模型結(jié)果可知，無論是使用泰爾指數(shù)還是城鄉(xiāng)居民人均可支配收入比來衡量城鄉(xiāng)收入差距，數(shù)字普惠金融均能從整體上降低城鄉(xiāng)居民收入差距，且均在1%的水平下顯著，后者的系數(shù)絕對值比前者更大，但在引入一系列控制變量后，系數(shù)值都相應變小。從覆蓋廣度、使用深度和數(shù)字化程度這三個分指數(shù)來看，使用深度降低城鄉(xiāng)收入差距的作用都更大，但另外兩個指標的作用效果有所不同：泰爾指數(shù)的回歸模型中，覆蓋廣度和數(shù)字化程度的作用效果相同，城鄉(xiāng)居民人均可支配收入比的回歸模型中，數(shù)字化程度的作用效果優(yōu)于覆蓋廣度。以上結(jié)果驗證了本文的假說1，從總體上來看，數(shù)字普惠金融的發(fā)展有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距，后文將使用面板門檻模型探究這一作用效果在不同經(jīng)濟發(fā)展水平地區(qū)的差異。

(二)雙重門檻模型與門檻值的確定

根據(jù)前文的理論分析，借鑒陸銘的做法[7]，選擇人均GDP以代表經(jīng)濟發(fā)展水平作為門檻變量，使用泰爾指數(shù)衡量城鄉(xiāng)收入差距。在使用漢森的面板門檻模型[8]檢驗數(shù)據(jù)存在門檻后，分別使用不同門檻個數(shù)的模型進行估計。表5為“門檻效果自抽樣檢驗”結(jié)果，在“自抽樣法”的BS值為300時，根據(jù)表5中各門檻檢驗F統(tǒng)計量和P值可以判斷，雙重門檻模型的效果最顯著，其次是單一門檻模型，單一、雙重和三重門檻對應的P值分別為0.060、0.017和0.893。所以本文選擇雙重門檻，并基于對應的模型進行分析。

表5 基準回歸泰爾指數(shù)門檻效果自抽樣檢驗

圖4至圖7的LR曲線圖直觀地展示了不同個數(shù)的門檻模型的效果。圖4為單一門檻模型的估計值和置信區(qū)間，可知該模型有較明顯的單一門檻效應。進一步報告雙重門檻的估計值和置信區(qū)間的構(gòu)造過程，圖5和圖6分別展示了雙重面板門檻的第一輪和第二輪的LR曲線，第一輪的模型結(jié)果表明有雙重門檻效應，第二輪是在固定了第一輪門檻值的基礎(chǔ)上進行的，門檻參數(shù)的估計值是指似然比檢驗的統(tǒng)計量LR為0時門檻值的具體取值。圖7是三重門檻模型的LR曲線，門檻效應不顯著。

圖4 基準回歸單一門檻的估計值和置信區(qū)間

圖5 基準回歸第一個門檻的估計值和置信區(qū)間

圖6 基準回歸第二個門檻的估計值和置信區(qū)間

圖7 基準回歸三重門檻的估計值和置信區(qū)間

表6給出了不同門檻個數(shù)的模型的估計值和對應的95%置信區(qū)間的數(shù)據(jù)，各個門檻估計值的95%置信區(qū)間是所有LR值小于5%的顯著性水平下的臨界值的門檻值構(gòu)成的區(qū)間。

表6 基準回歸門檻估計值和置信區(qū)間

在確定雙重面板門檻模型和兩個門檻估計值之后，本文將全國各個省份按照發(fā)達程度分為欠發(fā)達地區(qū)(PGDP≤10.499)、較發(fā)達地區(qū)(10.499

表7統(tǒng)計了不同年份各個區(qū)間內(nèi)的省份數(shù)目，通過分析不難發(fā)現(xiàn)：從單一年份的截面數(shù)據(jù)來看，我國較發(fā)達的省份數(shù)量最多，發(fā)達省份數(shù)量次之，欠發(fā)達的省份最少。從不同門檻區(qū)間的時間序列數(shù)據(jù)來看，隨著時間的變化，欠發(fā)達的省份數(shù)目不斷減少，而發(fā)達省份的數(shù)量總體趨勢不斷增加，這說明我國各省份的經(jīng)濟發(fā)展程度處于一個較為合理且向好的狀態(tài)。同時該統(tǒng)計表格也說明了使用雙重門檻模型的優(yōu)越性。一方面采用雙重門檻模型解決了使用單一門檻模型后會出現(xiàn)區(qū)間身份分布不均的問題，另一方面將我國的省份劃分為三個區(qū)間的思路也與前人在研究時按照東部、中部和西部劃分為三大經(jīng)濟發(fā)展地區(qū)的做法一致，并且以人均GDP門檻值劃分區(qū)間較人為地根據(jù)地區(qū)劃分經(jīng)濟發(fā)展水平更為科學。

表7 不同年份各個區(qū)間內(nèi)的省份數(shù)目

(三)門檻模型的回歸結(jié)果分析

在確定了門檻模型與具體門檻值以后，本文對各系數(shù)進行了估計，表8的門檻模型的系數(shù)估計結(jié)果包含了三類模型的參數(shù)估計及對應的t值。

表8 基準回歸雙重門檻模型的系數(shù)估計結(jié)果

從表8的雙重門檻模型中數(shù)字普惠金融指數(shù)與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系來看，欠發(fā)達地區(qū)與較發(fā)達和發(fā)達地區(qū)相比存在明顯的差異。其中，欠發(fā)達地區(qū)的數(shù)字普惠金融不顯著且系數(shù)為正值，說明數(shù)字普惠金融發(fā)展初期，數(shù)字普惠金融在農(nóng)村地區(qū)更多地體現(xiàn)為普及和收集農(nóng)戶信息的階段，對農(nóng)戶增收暫時沒有積極作用，具有一定的滯后性，因此該階段數(shù)字普惠金融發(fā)展會在一定程度上擴大城鄉(xiāng)收入差距。較發(fā)達和發(fā)達地區(qū)的系數(shù)均為負值且顯著，體現(xiàn)了普惠金融數(shù)字化借助區(qū)塊鏈、大數(shù)據(jù)等金融科技手段，繞過傳統(tǒng)少而凌亂的信用信息的收集和評估方法，而采用海量信息建模分析進行信用價值評估授信，使得信息不對稱程度、信貸風險、信貸成本都顯著下降，同時提高了信貸可得性和便利性。在數(shù)字普惠金融的作用下，農(nóng)民信貸約束得到較大程度緩解，利用相比以往更容易獲得的資金，農(nóng)民通過促進生產(chǎn)、增加就業(yè)、改善人力資本等方式實現(xiàn)了收入的增加，進而起到了縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用效果。

欠發(fā)達、較發(fā)達和發(fā)達省份的系數(shù)符號、絕對值和顯著性水平均有所不同，由此印證了研究假說2：經(jīng)濟發(fā)展與集聚階段不同，數(shù)字普惠金融縮小城鄉(xiāng)收入的作用路徑和效果也存在差異，體現(xiàn)為經(jīng)濟發(fā)展水平劃分的門檻效應。

具體比較不同經(jīng)濟發(fā)展程度省份系數(shù)的大小、符號和顯著性水平可以發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融影響的效果和程度存在巨大差異。(1)欠發(fā)達省份系數(shù)0.004 3最小，為正值且在10%的顯著性水平下仍然不顯著，說明數(shù)字普惠金融在欠發(fā)達省份中會在一定程度上擴大收入差距。造成這種現(xiàn)象的原因可以從兩方面解釋，首先與較發(fā)達、發(fā)達地區(qū)省份相比，欠發(fā)達地區(qū)一方面存在著金融基礎(chǔ)設施發(fā)展落后、金融服務不夠健全等供給不足問題，另一方面由于在信息基礎(chǔ)設施建設方面較其他地區(qū)也存在差距，數(shù)字技術(shù)與普惠金融難以實現(xiàn)較好融合，導致數(shù)字普惠金融在欠發(fā)達地區(qū)發(fā)展緩慢。其次，城鄉(xiāng)之間“數(shù)字鴻溝”的存在也成為導致欠發(fā)達地區(qū)數(shù)字普惠金融作用效果不顯著的主要原因之一。在欠發(fā)達地區(qū)，由于受教育程度和金融素養(yǎng)等差異的存在，城市與農(nóng)村在以互聯(lián)網(wǎng)為代表的數(shù)字技術(shù)普及和利用上存在巨大差距，而在當前信息化時代下，原本就接觸到互聯(lián)網(wǎng)的城鎮(zhèn)居民會傾向于擠占更多的經(jīng)濟資源，使得農(nóng)村地區(qū)居民獲取資源的難度加大而更加貧困，這種“數(shù)字鴻溝”嚴重阻礙了數(shù)字普惠金融發(fā)揮其信息化優(yōu)勢。此外由“數(shù)字鴻溝”帶來的“知識溝”進一步加大了欠發(fā)達地區(qū)農(nóng)村居民與城市居民之間收入創(chuàng)造能力上的差距。因此盡管與傳統(tǒng)的金融機構(gòu)相比數(shù)字普惠金融縮小了欠發(fā)達省份城鄉(xiāng)收入的差距，但是由于其發(fā)展緩慢和“數(shù)字鴻溝”的存在，這種降低效果大打折扣。(2)較發(fā)達和發(fā)達省份系數(shù)依次為-0.005 2和-0.014 3，分別在10%、1%的水平下顯著，說明數(shù)字普惠金融的發(fā)展對于這兩類地區(qū)縮小城鄉(xiāng)差距有突出的貢獻，系數(shù)絕對值的大小也印證了前文的研究假說2和3，即在較發(fā)達省份，資金在農(nóng)村地區(qū)有突出的邊際效用，有助于縮小收入差距，而在發(fā)達省份，因其發(fā)展較早，積累了較多先進經(jīng)驗，通過推廣等行為產(chǎn)生“溢出效應”等，助力于城鄉(xiāng)收入差距的持續(xù)縮小。一個重要的解釋認為數(shù)字普惠金融的發(fā)展通過促進農(nóng)村居民的創(chuàng)業(yè)行為增加了家庭收入，從而使得城鄉(xiāng)收入差距減小，這與張勛、萬廣華等的研究結(jié)論[39]一致。但在本文的研究結(jié)果中可以認為由于較發(fā)達和發(fā)達省份有著更好的經(jīng)濟基礎(chǔ)和發(fā)展條件，“數(shù)字鴻溝”問題得到更好的解決，因此數(shù)字普惠金融的發(fā)展解決了該兩類省份的農(nóng)村創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)過程中重要的資金問題，提升了其創(chuàng)業(yè)意愿和成功率。而欠發(fā)達地區(qū)由于缺少相應的基礎(chǔ)條件，“數(shù)字鴻溝”的存在導致該類地區(qū)的農(nóng)民難以充分體驗到數(shù)字普惠金融帶來的有利影響，成功的農(nóng)村創(chuàng)業(yè)者相對較少。本文對于創(chuàng)業(yè)機制的解釋與謝絢麗、沈艷等的研究[29]有所不同，原因是對于樣本量的劃分標準不同，雖然數(shù)字普惠金融對于城鎮(zhèn)化率較低的省份有更強的激勵作用，但是與本文中根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展水平的劃分標準所得的區(qū)間有所偏差，因此不再進一步討論。

綜合前文的理論分析和實證模型結(jié)果，本文認為數(shù)字普惠金融作用于城鄉(xiāng)收入差距的機制是：在利用科技手段收集鄉(xiāng)村居民海量行為信息的基礎(chǔ)上，進行數(shù)據(jù)挖掘與建模分析，進而提取信用價值，即創(chuàng)新金融服務的環(huán)節(jié)，提供普惠金融服務，通過數(shù)字化的技術(shù)雙向降低農(nóng)村居民和金融機構(gòu)之間的信息不對稱程度，使得原來無法獲取有效金融服務的農(nóng)村居民群體能夠得到資金從事生產(chǎn)、就業(yè)、培訓、創(chuàng)業(yè)等一系列的增收活動，因此縮小了城鄉(xiāng)收入差距。

在數(shù)字普惠金融縮小城鄉(xiāng)收入差距的過程中，不同經(jīng)濟發(fā)達程度省份所享受到的縮小效果存在差異性，這主要是由于：第一，不同省份的經(jīng)濟發(fā)展程度不同，產(chǎn)業(yè)和就業(yè)等的邊際資金效果也有所不同。經(jīng)濟發(fā)達省份擁有基礎(chǔ)設施、發(fā)展條件等方面的優(yōu)勢，因此數(shù)字普惠金融作用于縮小城鄉(xiāng)收入差距的效果更好。第二，不同省份城鄉(xiāng)數(shù)字鴻溝問題嚴重程度也有所差異，即使欠發(fā)達省份資金的邊際效用更強，但由于較發(fā)達和發(fā)達省份的數(shù)字鴻溝問題往往更容易得到解決，因而數(shù)字普惠金融得以發(fā)揮更大促進農(nóng)村居民收入增長的作用。

六、穩(wěn)健性檢驗

(一)替換被解釋變量指標

城鄉(xiāng)居民人均可支配收入之比能夠直觀地反映城鄉(xiāng)居民的收入差距，因此本文選用該指標替換泰爾指數(shù)進行穩(wěn)健性檢驗。表9中門檻效果自抽樣檢驗的結(jié)果表明雙重門檻依然在1%的水平下顯著，結(jié)合圖8至11的LR圖像可以看出，單一門檻模型的LR圖像中明顯存在兩個門檻值，分別固定第一、二個門檻值后再進行檢驗，雙重門檻模型的P值為0，說明選擇雙重門檻面板模型具有穩(wěn)健性。

表9 穩(wěn)健性檢驗城鄉(xiāng)居民人均可支配收入比門檻效果自抽樣檢驗

圖8 穩(wěn)健性檢驗單一門檻的估計值和置信區(qū)間

圖9 穩(wěn)健性檢驗第一個門檻的估計值和置信區(qū)間

圖10 穩(wěn)健性檢驗第二個門檻的估計值和置信區(qū)間

圖11 穩(wěn)健性檢驗三重門檻的估計值和置信區(qū)間

表10給出了不同門檻個數(shù)的模型的估計值和對應的95%置信區(qū)間的數(shù)據(jù)，雙重門檻模型的兩個門檻值分別為10.446和10.944，與標準回歸中的10.499和10.944非常接近，進一步說明了雙重門檻模型的穩(wěn)健性。模型的區(qū)間系數(shù)情況見表11，此處欠發(fā)達、較發(fā)達和發(fā)達省份的系數(shù)值分別為0.111、-0.017 8和-0.196，依然說明欠發(fā)達省份的區(qū)間，即市場化程度較低時，數(shù)字普惠金融發(fā)展會在一定程度上擴大城鄉(xiāng)收入差距，且該作用在5%的水平下顯著；經(jīng)濟較發(fā)達的區(qū)間中，數(shù)字普惠金融能夠縮小收入差距，但此時系數(shù)較小，且在10%的水平下仍不顯著，直到市場化程度更高的發(fā)達省份區(qū)間，數(shù)字普惠金融在1%的水平下顯著縮小了收入差距，系數(shù)也更大，說明作用更加明顯。

表10 穩(wěn)健性檢驗門檻估計值和置信區(qū)間

表11 穩(wěn)健性檢驗雙重門檻模型的系數(shù)估計結(jié)果

(二)分段回歸

為了驗證該模型的穩(wěn)定性，考慮到互聯(lián)網(wǎng)、智能手機、支付寶、微信支付的運用推廣主要是在2014年之后，本文將樣本分為2011—2013年和2014—2020年兩段進行穩(wěn)健性檢驗，考慮到年限問題，將第一階段的BS值設置為500。由表12的結(jié)果可知，兩個階段中雙重門檻的P值均為0，說明選擇的雙重面板門檻模型在分樣本的情況下依然是穩(wěn)健的。

表12 穩(wěn)健性檢驗分段回歸門檻效果自抽樣檢驗

表13報告了該模型穩(wěn)健性檢驗的系數(shù)估計結(jié)果，index_1、index_2、index_3分別為欠發(fā)達、較發(fā)達和發(fā)達區(qū)間的數(shù)字普惠金融指數(shù)對應的系數(shù)，因為數(shù)據(jù)分段問題，兩個階段的各區(qū)間系數(shù)值與基準回歸有細微的差異，但總體結(jié)果表明：我國數(shù)字普惠金融的發(fā)展以其顯著的優(yōu)勢打破了傳統(tǒng)金融的局限，數(shù)字化使得普惠金融更加高效、均衡地實現(xiàn)降低城鄉(xiāng)收入差距的效果。第一階段中較發(fā)達地區(qū)和發(fā)達地區(qū)之間作用效果從不顯著到顯著的差異進一步印證了基準回歸的結(jié)論，說明發(fā)達地區(qū)由于具備數(shù)字化發(fā)展的良好基礎(chǔ)、金融基礎(chǔ)設施健全、居民受教育程度高等原因，能夠更好地縮小城鄉(xiāng)收入差距，因此與之相比的其他省份則面臨著“數(shù)字鴻溝”現(xiàn)象的考驗。對于發(fā)達省份而言，其系數(shù)始終為負，但從第一階段的顯著到第二階段的不再顯著，原因是數(shù)字普惠金融在發(fā)揮作用的過程中存在邊際效應遞減現(xiàn)象，說明僅僅依靠數(shù)字化與普惠金融單純的結(jié)合是不夠的，應主動探索數(shù)字普惠金融更加有效的作用機制，創(chuàng)新作用路徑，從而使數(shù)字普惠金融更好地發(fā)揮優(yōu)勢，助力城鄉(xiāng)收入差距的縮小。

表13 門檻模型的系數(shù)估計結(jié)果

對比兩個階段的控制變量情況可以發(fā)現(xiàn)：(1)互聯(lián)網(wǎng)普及率的顯著性水平大幅提高，由第一階段中的不顯著到第二階段中1%的水平下顯著，導致這一現(xiàn)象的主要原因是我國在2015年底網(wǎng)民規(guī)模、新增網(wǎng)民數(shù)量和互聯(lián)網(wǎng)普及率都有大幅提升，其中互聯(lián)網(wǎng)普及率首次超越50%，自此對縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用效果顯著提高。(2)城鎮(zhèn)化水平和投資水平在第二階段縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用顯著加大，原因是2014年印發(fā)了《國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃(2014—2020年)》，此后出臺了一系列配套改革措施，農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化速度明顯加快，大城市管理更加精細，中小城市和特色小城鎮(zhèn)加速發(fā)展，城市功能全面提升，投資總額和投資質(zhì)量均有提升。以上兩個控制變量的顯著變化也證明了我們根據(jù)基準模型進行穩(wěn)健性檢驗時劃分階段的科學性和合理性。由于其他控制變量在兩個階段內(nèi)無明顯變化，在此不再贅述。

七、研究結(jié)論與啟示

本文從已有的數(shù)字普惠金融與城鄉(xiāng)收入差距的研究出發(fā)，使用面板門檻模型研究了不同經(jīng)濟發(fā)展水平下數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的作用效果。結(jié)果表明：(1)數(shù)字普惠金融在作用于城鄉(xiāng)收入差距的過程中存在顯著的雙重面板門檻效應，以經(jīng)濟發(fā)展水平作為門檻變量將各個省份劃分為欠發(fā)達、較發(fā)達和發(fā)達三個區(qū)間，不同區(qū)間刻畫了不同經(jīng)濟發(fā)展階段中數(shù)字普惠金融的作用。(2)數(shù)字普惠金融在不同發(fā)達程度的省份發(fā)揮的作用效果有所不同，其中在欠發(fā)達省份會擴大城鄉(xiāng)收入差距，對于較發(fā)達和發(fā)達省份均可縮小收入差距，說明我國數(shù)字普惠金融的發(fā)展以其顯著的優(yōu)勢打破了傳統(tǒng)金融的局限，達到了降低城鄉(xiāng)收入差距的效果，且后者更加顯著，說明我國仍存在一定程度上的金融發(fā)展不平衡問題。(3)基準回歸和分階段的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果均表明，受教育程度的提高在縮小城鄉(xiāng)收入差距的進程中起著重要的作用，就本文的研究結(jié)論而言，受教育程度越高，越能夠充分有效地發(fā)揮數(shù)字普惠金融的作用，更加顯著地減小城鄉(xiāng)收入差距。

基于以上分析結(jié)果，本文提出以下幾點建議：

一是繼續(xù)推進數(shù)字普惠金融的發(fā)展。一方面需要不斷完善傳統(tǒng)的普惠金融基礎(chǔ)設施，另一方面需要積極將區(qū)塊鏈、互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)、云計算等新興的數(shù)字技術(shù)與傳統(tǒng)金融服務融合在一起，降低金融服務的成本，擴大金融服務的目標人群，并關(guān)注中老年人使用數(shù)字普惠金融相關(guān)服務的情況，及時進行適老化改進，防范對該群體形成“數(shù)字鴻溝”。

二是促進以統(tǒng)籌城鄉(xiāng)、以人民為中心、縮小收入差距為目標的經(jīng)濟增長。數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的縮小作用有經(jīng)濟發(fā)展水平的門檻效應，所以各個省份、各地區(qū)應根據(jù)自己的實際情況，充分發(fā)揮比較優(yōu)勢，提高經(jīng)濟發(fā)展水平。發(fā)達省份應在保持經(jīng)濟增長的同時積極探索數(shù)字普惠金融助力縮小城鄉(xiāng)收入差距的新方式、新機制，較發(fā)達省份應積極發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟，借助數(shù)字普惠金融縮小收入差距，政府應給予欠發(fā)達省份一定的幫助和扶持，例如支持基礎(chǔ)設施建設、人才引進等。

三是提高鄉(xiāng)村居民的金融素養(yǎng)和教育水平。在推進數(shù)字普惠金融發(fā)展的同時應注重提高公民的受教育水平，大力培養(yǎng)相關(guān)人才，門檻效應的存在使得不同發(fā)展程度省份之間的改善效果不同，政府應鼓勵和支持更多的大學生、中專生等人才流入欠發(fā)達的農(nóng)村地區(qū)，通過引導和干預提高其受教育水平，進而更有效、更均衡地縮小城鄉(xiāng)收入差距。