數字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響路徑

萬業(yè)成

摘 要：數字普惠金融是實現普惠金融可持續(xù)發(fā)展的全新途徑，也是緩解收入差距的重要手段。本文對數字普惠金融影響城鄉(xiāng)收入差距的理論基礎進行了系統(tǒng)梳理，主要分析經濟增長和城鎮(zhèn)化的中介效應，并基于2013-2018年的省級面板數據采用固定效應回歸進行實證檢驗。研究表明：第一，數字普惠金融能增加農村金融服務的可得性，從而直接縮小城鄉(xiāng)收入差距;第二，數字普惠金融能通過促進經濟增長和加速城鎮(zhèn)化進程間接縮小城鄉(xiāng)收入差距。

關鍵詞：數字普惠金融;城鄉(xiāng)收入差距;中介效應;經濟增長;城鎮(zhèn)化

一、引言

改革開放以來，我國經濟建設取得了巨大成就，人民生活水平顯著提高，但與之伴隨著的是嚴重的居民收入差距問題。黨的十九大報告指出：當前我國社會的主要矛盾已經轉化為“人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾”，而居民收入不平衡正是其中最突出的問題之一。中國收入分配不均問題較為嚴重，2020年中國城鄉(xiāng)人均收入比值為2.56，雖然相對于近些年來的峰值3.33已有所下降，但依然處于較高水平。如果忽視這一問題一味地追求經濟的高速發(fā)展，很容易對我國的經濟發(fā)展速度和質量產生負面影響，也不利于社會公平正義的實現。

與城鎮(zhèn)居民相比，農村居民普遍缺乏信用記錄和質押物，再加上高昂的貸款成本使得他們很難享受到金融服務。為提升金融服務的“普惠性”，聯(lián)合國于2005年提出了“普惠金融”的概念，有研究表明普惠金融能起到降低金融服務門檻的作用[1]，但信息不對稱、運營成本過高等問題的存在使普惠金融的發(fā)展受到了限制。為解決這一問題，中國在2016年G20杭州峰會上與其他成員共同提出了“數字普惠金融”的概念，通過將大數據與人工智能等技術與普惠金融結合在一起，降低獲取金融資源的門檻與成本，提高運用金融資源的安全性和便捷性，為普惠金融發(fā)展提供了全新的發(fā)展方向。

近年來，眾多學者圍繞數字普惠金融對收入不平等的緩解作用展開了研究。其中一部分將研究重心放在了數字普惠金融的“普惠性”上，一方面數字普惠金融能夠提高農村家庭對風險的抵抗能力[2];另一方面能夠改善農村居民的創(chuàng)業(yè)環(huán)境，縮小城鄉(xiāng)之間創(chuàng)業(yè)機會的差距[3]，進而帶動了農村經濟發(fā)展。也有學者重點研究數字普惠金融的“數字化”特性，認為相對于傳統(tǒng)的金融服務模式，數字普惠金融能夠通過發(fā)揮信息效應來增加農村居民的金融知識，提高農村金融服務的可得性[4]?？傮w上，多數研究認為數字普惠金融的發(fā)展能顯著緩解城鄉(xiāng)收入差距過高的問題，但已有文獻缺乏對潛在的傳導機制的研究和探討。為此，本文為探究數字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響路徑，在理論層面分析了數字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響，并結合當前國內現狀選擇經濟增長和城鎮(zhèn)化作為中介變量，以2013-2018年中國省級面板數據作為研究樣本，實證檢驗了數字普惠金融影響城鄉(xiāng)收入差距的中介效應。

二、理論分析與研究假說

對于傳統(tǒng)的金融服務模式，金融機構往往會對金融需求群體進行區(qū)分，低收入群體受缺乏抵押資產以及缺少征信記錄等因素的限制而被拒于金融服務門檻之外。相對于城鎮(zhèn)居民，農村居民收入水平較低，而且傳統(tǒng)的金融服務模式受到地理因素的極大限制，因此金融服務機構多集中于城鎮(zhèn)地區(qū)，這就對農村居民產生了“排斥效應”和“門檻效應” [5]?！芭懦庑睂⑥r民排除在金融服務范圍之外，而且在馬太效應的作用下，農村地區(qū)的生產要素會受資本吸引向城市聚集，致使農村經濟發(fā)展遲緩;“門檻效應”增加了農村居民獲取金融服務的困難程度，阻礙其通過金融投資增收。數字普惠金融所具有的“普惠性”與“數字化”的特性，能有效緩解這兩點：一方面，“普惠性”決定了它的本質是要克服金融資源分布不均衡，通過將資金引導至農村地區(qū)，使農村地區(qū)金融基礎得到強化;另一方面，數字普惠金融依托“數字化”技術實現空間的跨越，網上服務的模式使交易成本大大降低，在市場競爭的驅使下金融機構會以更低的價格提供金融服務。根據上述分析，提出如下研究假說：

研究假說1：數字普惠金融能夠直接縮小城鄉(xiāng)收入差距。

數字普惠金融可通過提供個人信貸給予消費者金融支持，降低消費風險，進而影響其長期投資和消費決策。進一步，數字化信息技術可以利用匹配技術形成規(guī)?；男枨笈c供給，從而使資金和資源得到更有效的配置，最終帶動經濟發(fā)展。除此之外，數字普惠金融還能夠通過促進技術創(chuàng)新和創(chuàng)業(yè)行為來推動經濟增長[6]。而經濟增長具有“益貧性”，在“涓滴效應”下經濟增長能夠實現收入分配的自動矯正，高收入地區(qū)的經濟收益會自發(fā)地流向低收入地區(qū)，消費和就業(yè)機會的增長也因此惠及到農村地區(qū)，從而實現城鄉(xiāng)共享經濟發(fā)展成果。在金融服務的“長尾市場”中，除了低收入消費者外還遍布著大量的微小企業(yè)，他們在面對傳統(tǒng)的金融服務模式時同樣存在著借貸困難的問題，而數字普惠金融惠及“長尾市場”，幫助微小企業(yè)解決資金匱乏問題，增加企業(yè)抗風險能力，使其有能力維持甚至擴大生產。而企業(yè)擴大生產的過程伴隨著勞動力需求的增加，與大中型公司偏愛高技術人才不同，微小企業(yè)對于低技術和非熟練勞動力的需求更強，這會吸引農村剩余勞動力逐步向城鎮(zhèn)地區(qū)轉移，與城鎮(zhèn)勞動力形成競爭，城鎮(zhèn)勞動力由于競爭收入下降，農村勞動力由于要素回報率提升收入增加，最終降低了城鄉(xiāng)收入差距。根據上述分析，提出如下研究假說：

研究假說2：數字普惠金融能通過促進經濟增長間接降低城鄉(xiāng)收入差距。

研究假說3：數字普惠金融能通過促進城鎮(zhèn)化間接降低城鄉(xiāng)收入差距。

三、模型構建、變量說明與數據來源

（一）模型設定

基于上述分析，本文試圖對數字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響展開深入分析，并主要分析經濟增長和城鎮(zhèn)化的中介效應，關于中介效應的檢驗本文與溫忠麟和葉寶娟（2014）一致，采用依次檢驗的方法[7]。首先，構建如下基準面板模型：

（1）

其中，URIG代表城鄉(xiāng)收入差距;DIF為數字普惠金融指數，能夠反映地區(qū)數字普惠金融發(fā)展的總體水平;X是其他控制變量;μi表示個體固定效應，γt為時期固定效應，ε為誤差項。根據研究假說1，數字普惠金融發(fā)展水平越高，城鄉(xiāng)收入差距越小，因此α0應顯著為負。

接下來，為考察經濟增長和城鎮(zhèn)化的中介作用，第一步要檢驗數字普惠金融對經濟發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化的影響，構建模型（2）和模型（3）：

（2）

（3）

在（2）、（3）兩式中，EL為經濟增長，采用地區(qū)經濟水平來表示，Ur為城鎮(zhèn)化率，根據前文預期β1、β2應顯著為正，即數字普惠金融能促進經濟增長并加速地區(qū)城鎮(zhèn)化。最后，檢驗經濟增長和城鎮(zhèn)化在數字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距產生影響中的中介作用，構建模型（4）和模型（5）：

（4）

（5）

若θ和φ均顯著為負，且α1和α2的絕對值均應小于α0的絕對值，則研究假說2和3成立，即數字普惠金融能夠通過促進經濟增長和加速城鎮(zhèn)化來間接縮小城鄉(xiāng)收入差距，且經濟增長和城鎮(zhèn)化為部分中介變量。但是若θ和φ不顯著，則經濟增長和城鎮(zhèn)化為完全中介變量。

（二）指標選取

被解釋變量，選擇城鄉(xiāng)人均收入的比值來衡量城鄉(xiāng)收入差距（URIG）。

核心解釋變量，鑒于數據的權威性，選擇北大互聯(lián)網金融研究中心發(fā)布的數字普惠金融指數來反映各省數字普惠金融發(fā)展水平（DIF），由于該指數量級過高，將其進行除以100的處理再加入后續(xù)實證分析。

中介變量，以城鎮(zhèn)居民總數與地區(qū)人口總數的比值來衡量城鎮(zhèn)化率（Ur）;以地區(qū)人均GDP來測度經濟增長（EL）。

控制變量，使用進出口總額占GDP的比重衡量對外開放（OU）;以政府財政支出占GDP的比重衡量政府支出（GE）;以固定資產投資與地區(qū)GDP的比值衡量固定資產投資（IFA）;選取每百人中初中以上學歷在校學生的人數來衡量地區(qū)教育水平（Ed）。

四、實證結果分析

（一）基準回歸分析

根據Hausman檢驗結果，本文選擇基于固定效應模型進行估計。表1列（1）與列（2）為數字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距影響的基準回歸估計結果，可以看出，無論是在加入控制變量之前還是在加入控制變量之后，DIF系數始終顯著為負，這表明數字普惠金融發(fā)展有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。關于控制變量，由列（2）可知，政府支出和教育水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響均顯著為正，此外固定投資和對外開放對城鄉(xiāng)收入差距的影響并不顯著。

（二）中介效應分析

上述分析描述了數字普惠金融發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距的綜合影響，接下來要驗證數字普惠金融是否能通過經濟增長和城鎮(zhèn)化對城鄉(xiāng)收入差距產生影響。表1列（3）報告了數字普惠金融與經濟增長之間存在正相關關系且估計結果顯著，表明數字普惠金融的發(fā)展有利于推動地區(qū)經濟增長。同理由列（5）也能看出數字普惠金融能顯著提高地區(qū)城鎮(zhèn)化率，數字普惠金融的發(fā)展促進了城鎮(zhèn)地區(qū)從農村吸納更多的低技術勞動力，從而使城鎮(zhèn)化的進程加快。

進一步，觀察列（4）和列（6）中DIF的系數，兩模型中系數均為負且通過了1%水平的顯著性檢驗，這證明數字普惠金融發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距有顯著為負的直接影響，研究假說1得以驗證。再觀察列（4）中EL的系數顯著為正，DIF的系數與列（2）進行對比絕對值出現了下降，這證明數字普惠金融通過促進經濟增長間接降低了城鄉(xiāng)收入差距，符合研究假說2的預期。同樣，觀察列（6）中Ur系數顯著為正，DIF的系數與列（2）相比也出現了下降，數字普惠金融通過促進城鎮(zhèn)化進程間接降低城鄉(xiāng)收入差距，符合研究假說3的預期。

五、結論與啟示

本文基于2013-2018年省級面板數據，通過中介效應估計，驗證了數字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的直接和間接影響，主要結論如下：第一，數字普惠金融本身所具有的“普惠性”和“數字化”特征能夠提升金融服務對于農村居民的可獲得性，使更多的金融資本流向農村地區(qū)，從而直接縮小城鄉(xiāng)收入差距;第二，數字普惠金融能夠通過促進經濟增長和城鎮(zhèn)化進程來間接減小城鄉(xiāng)收入差距，一方面數字普惠金融能夠帶動經濟水平的提高，經濟發(fā)展所帶來的“涓滴效應”使農村居民享受到經濟發(fā)展所帶來的益處，另一方面數字普惠金融惠及“長尾市場”，對于小微企業(yè)的扶持增加了市場活力，促使農村剩余勞動力向城鎮(zhèn)轉移，有效推動了城鎮(zhèn)化的進程，農村居民的收入也從而得到了提升。

根據以上結論，繼續(xù)大力發(fā)展數字普惠金融將有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距和地區(qū)發(fā)展差異，因此針對數字普惠金融發(fā)展提出如下具體政策建議：第一，為擴大數字普惠金融縮小城鄉(xiāng)收入差距的直接影響，應大力鼓勵引導金融機構開展數字普惠金融服務，充分發(fā)揮數字普惠金融的“普惠性”和“數字化”特點，在客戶群體選擇上瞄準農村居民，信息技術建設上繼續(xù)促進普惠金融與5G技術、大數據等新型數字技術的融合，并將線上與線下服務結合在一起，豐富金融服務內容、簡化業(yè)務辦理程序，提升金融服務的數量和質量，從而提升農村金融服務的可得性;第二，地方政府要適當調整其政策偏向，在經濟政策上更加傾向農村，通過資金以及技術手段加大對于農村農業(yè)生產的扶持力度，鼓勵農村結合自身優(yōu)勢實現產業(yè)轉型，完善教育資源分布以降低城鄉(xiāng)人力資本差距;第三，一方面開發(fā)完善適用于數字普惠金融的商業(yè)服務模式，并且通過大力打擊網絡金融欺詐等手段加強網絡金融服務的安全性，為微小企業(yè)發(fā)展提供更加優(yōu)良的發(fā)展環(huán)境，另一方面通過稅收、土地等政策大力扶持微小企業(yè)發(fā)展，增加其就業(yè)吸引力，引導農村剩余勞動力實現非農就業(yè)。

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