湖南省數(shù)字普惠金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

宗卿惠，孫 麗，王 滿

(吉首大學(xué) 商學(xué)院，湖南 吉首 416000)

普惠金融在我國自提出以來,就與能否縮小城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生密切的聯(lián)系。傳統(tǒng)普惠金融常常陷入“盈利”和“普惠”兩難窘境，數(shù)字普惠金融由此應(yīng)運(yùn)而生。研究數(shù)字普惠金融如何增加鄉(xiāng)村居民收入，促進(jìn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的穩(wěn)定實(shí)施，對(duì)于緩解我國現(xiàn)階段的社會(huì)主要矛盾，實(shí)現(xiàn)第二個(gè)百年目標(biāo)具有現(xiàn)實(shí)意義。

1 理論分析

現(xiàn)有文獻(xiàn)運(yùn)用城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)、金融發(fā)展、農(nóng)村金融等相關(guān)理論探究普惠金融的發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響機(jī)制。不論基于哪種角度，城鄉(xiāng)收入差距的失衡大多來自缺乏完善制度的金融市場(chǎng)和金融資源分配失調(diào)[1]。如圖1所示，數(shù)字普惠金融對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響的作用機(jī)制，首先通過發(fā)揮其服務(wù)成本低、滲透率深、金融產(chǎn)品全面等優(yōu)勢(shì)，將金融服務(wù)向被排斥在金融服務(wù)外的群體尤其是低收入人群推進(jìn)，彌補(bǔ)了傳統(tǒng)普惠金融在市場(chǎng)機(jī)制和金融資源配置的缺陷，然后通過直接效應(yīng)和間接效應(yīng)影響城鄉(xiāng)收入差距。

圖1 數(shù)字普惠金融對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響

數(shù)字普惠金融利用互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)等技術(shù)，將金融服務(wù)由線下轉(zhuǎn)移到線上，節(jié)約了人們奔走金融機(jī)構(gòu)間的“鞋底成本”。數(shù)字普惠金融利用信息通信技術(shù)，降低金融服務(wù)門檻[2]。

2 控制變量

城鄉(xiāng)收入差距受很多因素的制約，結(jié)合本研究的問題，且考慮數(shù)據(jù)的易得性，選取以下變量作為控制變量。

各指標(biāo)衡量方式，見表1。

表1 變量選取

2.1 數(shù)據(jù)來源

筆者擬采取湖南省2011年-2018年14個(gè)市的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型，分析湖南省數(shù)字普惠金融對(duì)城鄉(xiāng)收入差距之間的影響。數(shù)據(jù)來源于2012年-2019年《湖南統(tǒng)計(jì)年鑒》，湖南省各市州2011年-2018年的統(tǒng)計(jì)公報(bào)，以及第一期和第二期的《北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)報(bào)告》。

表2是7個(gè)變量的描述統(tǒng)計(jì)，可以看出湖南省各市州城鄉(xiāng)收入差距的最大值為4.276，最小值為1.693，最大值接近最小值的2.5倍，說明湖南的城鄉(xiāng)收入差距較大。其次湖南省數(shù)字普惠金融發(fā)展指數(shù)最大值與最小值兩者相差近8倍，說明湖南省的數(shù)字普惠金融發(fā)展存在很明顯的地區(qū)差異性。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，教育水平的最大值分別為11.827、0.971、0.073，最小值分別為8.528、0.749、0.035，也存在著地區(qū)差異性。政府財(cái)政支出偏倚最大值0.544，最小值0.093，平均值為0.205。2011年-2018年湖南省財(cái)政支出僅占GDP總額的20.5%，從城鄉(xiāng)收入差距均值來看，其城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是農(nóng)村居民人均可支配收入的2.383倍，不難發(fā)現(xiàn)湖南省的整體財(cái)政支出有所欠缺，進(jìn)一步說明要縮小城鄉(xiāng)收入差距，就要財(cái)政支出在基礎(chǔ)建設(shè)、教育以及支農(nóng)政策等方面更加公平。城鎮(zhèn)化率的平均值為0.496，說明湖南省整體的城市化水平不高，農(nóng)業(yè)人口占比較大，有很大的發(fā)展空間。

表2 變量的描述統(tǒng)計(jì)分析

2.2 模型構(gòu)建

為研究湖南省數(shù)字普惠金融地區(qū)發(fā)展的差異性，及其對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的異質(zhì)性影響，需進(jìn)行分地區(qū)樣本回歸分析。參考周玉翠(2000)，按經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、文化發(fā)展水平將湖南省分為三大片區(qū)，其中，長(zhǎng)沙市、株洲市、湘潭市為長(zhǎng)株潭片區(qū)；岳陽市、常德市、益陽市、衡陽市、郴州市、婁底市為經(jīng)濟(jì)發(fā)展地區(qū)；張家界、湘西、邵陽市、永州市、懷化市為欠發(fā)達(dá)地區(qū)[3],三大區(qū)域的數(shù)字普惠金融指數(shù)分別為35.88、61.51、49.43。引入虛擬變量，建立模型：

LNGAPi,t=β0+β1DIFIi,t*D1+β2DIFIi,t*D2+β3DIFIi,t+β4LNGDPi,t+β5LNGPEi,t+β6LNISi,t+β7LNEDUi,t+β8URi,t+εi,t

其中：

3 數(shù)據(jù)分析

3.1 面板單位根檢驗(yàn)

變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析表明，筆者選取核心變量及相關(guān)的控制變量均對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生一定的影響，但是否為平穩(wěn)序列還需進(jìn)一步檢驗(yàn)。主要采用以下4種面板單位根檢驗(yàn)法驗(yàn)證序列的平穩(wěn)性。見表3，可見所有變量都通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，可視為平穩(wěn)序列。

表3 各變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

3.2 回歸結(jié)果及分析

首先，進(jìn)行F檢驗(yàn)，統(tǒng)計(jì)量為13.19，P值小于0.01，表明該模型不是混合數(shù)據(jù)模型。接著進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，P值為0.0397故選擇固定效應(yīng)模型，最終結(jié)果為PE列。分地區(qū)回歸結(jié)果，見表4。

表4 分地區(qū)樣本回歸結(jié)果

分樣本回歸結(jié)果表明，在湖南省的三大區(qū)域中，數(shù)字普惠金融發(fā)展均能有效縮小城鄉(xiāng)收入差距，但是作用效果不同。其中，欠發(fā)達(dá)片區(qū)數(shù)字普惠金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距作用效果最顯著，當(dāng)數(shù)字普惠金融每增加1%，城鄉(xiāng)收入差距就會(huì)縮小0.001159%。而長(zhǎng)株潭地區(qū)的數(shù)字普惠金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響效果最小，當(dāng)數(shù)字普惠金融每增加1%，城鄉(xiāng)收入差距變縮小0.001065%。經(jīng)濟(jì)發(fā)展地區(qū)的數(shù)字普惠金融發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響效果居中。而如前所述，數(shù)字普惠金融發(fā)展水平最高的是經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)，欠發(fā)達(dá)地區(qū)居中，而長(zhǎng)株潭地區(qū)最低，表明數(shù)字普惠金融的發(fā)展不存在邊際效應(yīng)。

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為使結(jié)論更具說服力須進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)。影響城鄉(xiāng)收入差距的因素很多，筆者選擇對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、財(cái)政支出偏倚、教育水平以及城鎮(zhèn)化率作為控制變量，可能存在遺漏變量對(duì)模型估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生影響，加入對(duì)外開放程度(OPEN)對(duì)模型中各變量系數(shù)進(jìn)行重新估計(jì)。參考張子豪,譚燕芝(2018)[4]，以進(jìn)出口總額與當(dāng)期GDP比值衡量對(duì)外開放程度。對(duì)模型進(jìn)行F檢驗(yàn)，P值小于0.01，拒絕原假設(shè)，不是混合數(shù)據(jù)模型。再進(jìn)行hausman 檢驗(yàn)，P值為0.0042，故選擇固定效應(yīng)模型，最終結(jié)果為PE列。

由表5可見，加入對(duì)外開放程度變量后，3個(gè)片區(qū)數(shù)字普惠金融的發(fā)展仍能有效地縮小城鄉(xiāng)收入差距，并都通過了顯著性檢驗(yàn)，其中欠發(fā)達(dá)地區(qū)數(shù)字普惠金融的發(fā)展對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響最大，其次是經(jīng)濟(jì)發(fā)展地區(qū)，長(zhǎng)株潭城市群地區(qū)的作用效果最小，結(jié)果與上文分析一致。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、教育水平、城市化水平的系數(shù)仍為正值，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和政府財(cái)政支出偏倚回歸系數(shù)仍為負(fù)值，結(jié)果與上文分析一致，說明結(jié)論是穩(wěn)健的。新加入的變量對(duì)外開放程度對(duì)城鄉(xiāng)收入差距具有正相關(guān)性，并通過顯著性檢驗(yàn)，說明對(duì)外開放會(huì)加大城鄉(xiāng)收入差距。

表5 穩(wěn)定性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

4 分析結(jié)果的政策含義

筆者利用湖南省2011年-2018年14個(gè)市州面板數(shù)據(jù)和北京大學(xué)互聯(lián)網(wǎng)金融研究中心發(fā)布的數(shù)字普惠金融指數(shù)，分析數(shù)字普惠金融對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響的區(qū)域差異性，結(jié)果表明，數(shù)字普惠金融縮小城鄉(xiāng)收入差距的作用效果因地區(qū)不同而不同，經(jīng)濟(jì)發(fā)展地區(qū)作用效果最大，長(zhǎng)株潭地區(qū)居中，欠發(fā)達(dá)地區(qū)作用最小，但并沒有呈現(xiàn)邊際遞減的特點(diǎn)。

湖南省欠發(fā)達(dá)地區(qū)低收入人群被排除在正規(guī)金融系統(tǒng)之外的原因之一是自愿金融排斥。例如：大湘西地區(qū)的居民可能由于宗教信仰、生活習(xí)性、風(fēng)險(xiǎn)偏好等原因，他們會(huì)自愿不參加正規(guī)金融，即使他們意識(shí)到正規(guī)金融能給他們帶來的經(jīng)濟(jì)利益和便利，也會(huì)發(fā)生自愿金融排斥。還可能由于受教育的程度較低，不知道如何使用數(shù)字金融平臺(tái)，也不了解數(shù)字金融服務(wù)的好處和風(fēng)險(xiǎn)，數(shù)字普惠金融也難以惠及。因此，政府部門應(yīng)發(fā)揮主導(dǎo)作用，加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，在農(nóng)村或者偏遠(yuǎn)地區(qū)建好移動(dòng)通信站，讓被排除在金融體制外的群體有機(jī)會(huì)接觸到數(shù)字技術(shù)。要加強(qiáng)數(shù)字普惠金融知識(shí)在低收入人群中的廣泛傳播，使之更普遍地接受數(shù)字普惠金融，享受數(shù)字普惠金融帶來的好處。