普惠金融對長三角城鄉(xiāng)收入差距的影響研究

陳江華， 劉亞嬌

（合肥學院 經濟與管理學院，安徽 合肥 230601）

一、引 言

改革開放以來，我國經濟持續(xù)快速增長，國內居民生活及消費水平實現(xiàn)了大幅度的提升。但不可忽視的是我國依然面臨著經濟發(fā)展不夠充分、區(qū)域性不平衡等問題。目前城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距大、人群收入兩極化以及資源分配不均衡等問題亟待解決。2021年，黨中央提出要在高質量發(fā)展中促進共同富裕，但城鄉(xiāng)發(fā)展失衡引起的居民收入差距將會阻礙共同富裕的進程[1]。

在促進農村經濟發(fā)展過程中，傳統(tǒng)金融體系存在服務不到位、設備不完善以及金融產品單一等問題，導致收入不高的農戶群體和小微企業(yè)較難獲得金融服務。在數(shù)字經濟迅速發(fā)展的新時期，農村經濟發(fā)展和現(xiàn)代金融科技相互融合，傳統(tǒng)金融服務業(yè)逐漸向數(shù)字普惠化轉型。在科技和金融的雙重驅動下，金融部門加大普惠金融改革力度，配置更多金融資源到重點領域和薄弱環(huán)節(jié)，加快補齊縣域等金融服務短板，有序推進了普惠金融高質量發(fā)展。然而普惠金融涵蓋數(shù)字經濟與傳統(tǒng)金融等多重要素，對于知識體系更完善和受教育水平更高的人群而言，其更能享受到普惠金融帶來的益處，相反處于數(shù)字劣勢的弱勢群體可能愈加難以獲得金融服務[2]。因此在實現(xiàn)共同富裕戰(zhàn)略背景下，普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距到底產生何種影響，需要進一步探究。

二、文獻綜述與理論分析

自2005 年聯(lián)合國提出普惠金融倡議，普惠金融逐步成為學術界及社會關注的焦點。數(shù)字技術和信息技術的廣泛應用，極大地推動了互聯(lián)網金融的發(fā)展?；ヂ?lián)網金融與傳統(tǒng)金融的相互競爭，成為金融結構向普惠金融方向轉變的重要推手[3]；發(fā)展普惠金融有利于促進經濟可持續(xù)發(fā)展并緩解貧富差距[4]；普惠金融和新型數(shù)字模式結合，能夠解決傳統(tǒng)金融的排他性和區(qū)域局限性[5]；全面發(fā)展普惠金融，需要以包容性的理念有序地、傾向性地健全差異化的金融體系，減小區(qū)域不平衡發(fā)展，兼顧公平和效率，從而促進中國經濟的包容性增長[6]。普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距影響的研究并未得出一致結論，Sarma 等人認為普惠金融發(fā)展水平越高，越有利于減弱城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡程度，但是這種影響會受到普惠金融覆蓋廣度和數(shù)字化程度的制約，必須在其覆蓋面與數(shù)字化均達到一定程度后，普惠金融對城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡的抑制作用才能顯現(xiàn)出來，且使用深度越大，這種抑制效果越明顯[7]；也有學者指出普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響具有區(qū)域差異性，對于較發(fā)達地區(qū)而言，普惠金融是農村居民的“數(shù)字紅利”，而對于欠發(fā)達地區(qū)而言，普惠金融是農村居民的“數(shù)字鴻溝”[8]?？梢?，普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響還有待進一步探討。關于普惠金融對縮小城鄉(xiāng)收入差距路徑的研究，有學者認為隨著金融資源可得性的提高，普惠金融能夠增加就業(yè)機會，提高人群收入并增加金融服務的可得性，農村居民接受技能培訓和職業(yè)教育的機會也大大增加[9]，伴隨著個人知識水平的提升和綜合素質的增強，他們對未來發(fā)展道路的選擇更加多元化，自主創(chuàng)業(yè)的可能性也明顯提高[10]；同時，借助數(shù)字技術，普惠金融強化了農戶人力資本投資，提高了農民對金融的獲取和利用能力[11]；普惠金融克服了傳統(tǒng)金融的金融排斥性，其對農村地區(qū)的覆蓋廣度和服務深度均有明顯提升，進而提高農村居民的金融市場參與程度，使得更多的農民以較合理的價格獲得金融服務，減少了技術成本，農業(yè)全要素生產率得以提高[12]。

從已有文獻中可以發(fā)現(xiàn)普惠金融與城鄉(xiāng)收入差距關系的問題一直備受關注，但在現(xiàn)有研究成果中，樣本選擇多集中于省級和市級層面，較少涉及縣域行政層級，然而縣域經濟對國家經濟發(fā)展的基礎性支撐作用不可忽視。據(jù)統(tǒng)計，截至2021年底，全國人口中一半以上居住在縣域，且縣域GDP 占據(jù)全國經濟總量的近2/5，所以縣域層面城鄉(xiāng)均衡發(fā)展的落實，對全國層面共同富裕的實現(xiàn)有著重大意義。在推進共同富裕的進程中，長三角地區(qū)作為國內的“排頭兵”，理應在經濟社會發(fā)展上起到示范引領作用。鑒于此，本文從縣域視角出發(fā)，以長三角地區(qū)為研究對象，深入考察普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響，為扎實推進共同富裕提供理論基礎和實證支撐[13]。

三、研究設計

依據(jù)已有文獻與理論分析，本節(jié)提出相關研究假設，并在此基礎上構建計量回歸模型，對相關變量進行定義，并給出數(shù)據(jù)來源。

（一）研究假設

1.普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響

隨著互聯(lián)網平臺的興起，普惠金融突破了空間的限制，農村居民參與金融服務體系的權利得到了進一步保障；在此基礎上，普惠金融可以利用網絡效應的低成本優(yōu)勢，極大地降低農村地區(qū)市場主體享受金融服務的準入門檻與交易價格，緩解農村地區(qū)金融排斥現(xiàn)象。普惠金融的發(fā)展也會提升農村居民的金融市場參與程度，其投資決策也會由于普惠金融的快速發(fā)展而得到明顯優(yōu)化，農村居民個體乃至整個家庭的貧困狀況會得到極大的緩解[14]。基于上述分析，提出研究假說H1：

假說H1：普惠金融有利于緩解農村貧困，進而縮小城鄉(xiāng)收入差距。

2.普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距影響的異質性

普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響大小與區(qū)域經濟發(fā)展程度密切相關。對于經濟發(fā)達地區(qū)而言，傳統(tǒng)金融機構數(shù)量較多，其在農村地區(qū)的覆蓋范圍也較廣，因此農村居民的金融服務可得性也相對較高，城鄉(xiāng)地區(qū)發(fā)展較為均衡，隨著普惠金融的發(fā)展，其給農村居民帶來的邊際效應相對較??；而對于欠發(fā)達地區(qū)而言，傳統(tǒng)金融機構數(shù)量較少且主要集中于城鎮(zhèn)區(qū)域，導致了農村居民的金融服務可得性很低，因而城鄉(xiāng)收入差距處于較高水平，而普惠金融的發(fā)展正是克服了傳統(tǒng)金融的“地理排斥”，給農村居民帶來的邊際效應十分明顯。與傳統(tǒng)金融相比，普惠金融更廣泛的覆蓋范圍、更寬松的門檻要求使得金融科技公司提供的數(shù)字服務更容易被收入水平更低的農村居民接受和使用[15]?；诖?，本文提出假說H2和假說H3：

假說H2：普惠金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的抑制作用存在顯著的區(qū)域異質性。

假說H3：普惠金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的抑制作用存在顯著的階段差異性。

（二）模型構建

本文基于長三角地區(qū)158 個縣域宏觀面板數(shù)據(jù)，將城鄉(xiāng)收入差距作為被解釋變量，普惠金融發(fā)展水平為核心解釋變量，來研究普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響[16]。考慮到其他相關因素，如經濟發(fā)展水平、政府干預等也會影響到城鄉(xiāng)收入差距[17]，因此將這些因素作為控制變量加入到模型中，本文構建如下計量模型：

在不同經濟發(fā)展水平下，普惠金融發(fā)展的作用存在差異，故本文以經濟發(fā)展水平lnpergdp 為門檻變量檢驗普惠金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距影響的階段差異性[18]。本文借鑒Hansen 門檻模型的思路，構建普惠金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的門檻回歸模型[19]：

上述計量模型中，下標i 和t 分別代指不同縣域和相關年份；gap 代指城鄉(xiāng)收入差距；difi 代指普惠金融發(fā)展水平；D 是一組控制變量，包括工業(yè)化水平indus、公共服務service、政府干預gov、產業(yè)結構stru 以及人均儲蓄存款save；α為常數(shù)項，β和 θ為系數(shù)；μi和λt分別代指個體異質性和隨時間變化的不可觀測因素；εit代指隨機誤差項。模型（2）中qit為門檻變量，γ為特定的門檻值，I（qit≤ γ）和I（qit>γ）為示性函數(shù)；經濟發(fā)展水平的常用指標有居民收入、居民生產總值以及經濟發(fā)展速度等[20]，借鑒學界常用做法，本文選取2014—2020年長三角地區(qū)人均國內生產總值來衡量縣域的經濟發(fā)展水平。

（三）變量說明

1.被解釋變量

城鄉(xiāng)收入差距（gap）。國家官方統(tǒng)計數(shù)據(jù)用居民人均可支配收入表示收入水平。借鑒楊怡的做法，本文選取城鄉(xiāng)可支配收入之比來衡量[21]。

2.核心解釋變量

普惠金融發(fā)展水平（difi）?！侗本┐髮W數(shù)字普惠金融指數(shù)（2011—2020年）》對中國數(shù)字普惠金融指數(shù)做了詳盡測度，因此選取其數(shù)據(jù)作為普惠金融發(fā)展水平的參考依據(jù)[22]。

3.控制變量

城鄉(xiāng)收入差距可能還會受到其他因素的影響，本文參考相關文獻，將可能造成影響的指標加入控制變量中。（1）產業(yè)結構（stru）。隨著經濟的發(fā)展，產業(yè)結構逐漸向第二、三產業(yè)轉變。張?zhí)N萍等認為城鄉(xiāng)收入差距會隨著非農產業(yè)比重的增加而縮小[23]。（2）公共服務（service）。周心怡等指出，基本公共服務水平的提升能夠顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距[24]。（3）政府干預（gov）。陳安平通過實證得出地方政府財政支出的增加并不一定有利于城鄉(xiāng)收入差距的減小，還得看政府投入的傾向性[25]。（4）工業(yè)化水平（indus）。張啟良認為工業(yè)化發(fā)展對城鎮(zhèn)居民收入的提升作用更加明顯，進而會擴大城鄉(xiāng)收入差距[26]。（5）儲蓄存款（save）。萬廣華對農村居民的預防性高儲蓄率進行分析，認為要拓寬農村消費市場來促進農村經濟的流動性，從而縮小城鄉(xiāng)收入差距[27]。模型主要變量說明詳見表1。

表1 模型主要變量一覽表

（四）數(shù)據(jù)來源

本文在數(shù)據(jù)上選擇了長三角地區(qū)2014—2020 年的相關數(shù)據(jù)。城鄉(xiāng)收入差距（gap）、工業(yè)化水平（indus）、公共服務（service）、政府干預（gov）以及產業(yè)結構（stru）這五個指標根據(jù)相關公式計算得出。且以上原始數(shù)據(jù)均來源于 2015—2021 年《安徽統(tǒng)計年鑒》《江蘇統(tǒng)計年鑒》《浙江統(tǒng)計年鑒》《中國縣域統(tǒng)計年鑒》、各縣域統(tǒng)計公報以及2021 年北京大學課題組發(fā)布的《北京大學數(shù)字普惠金融指數(shù)（2011—2020 年）》。數(shù)據(jù)波動過大可能會影響實證結果的可靠性，為了消除異方差，本文對普惠金融指數(shù)[28]、公共服務、儲蓄存款等指標進行對數(shù)化處理，最終收集整理了長三角158 個縣域樣本數(shù)據(jù)，描述性統(tǒng)計如表2 所示?？梢钥闯觯?014—2020 年長三角縣域普惠金融指數(shù)對數(shù)的平均值為4.598，而根據(jù)測算，2014—2020 年全國縣域普惠金融指數(shù)對數(shù)的平均值為4.517，長三角普惠金融發(fā)展水平高于全國平均水平。根據(jù)統(tǒng)計年鑒相關數(shù)據(jù)計算得出2014—2020 年全國城鄉(xiāng)收入差距的平均值為 2.684，遠遠高于長三角地區(qū)，反映出長三角地區(qū)的經濟發(fā)展兼顧到城鎮(zhèn)和農村地區(qū)，在城鄉(xiāng)區(qū)域一體化的進程中起到了模范作用[29]。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

四、實證分析

基于計量模型及相關數(shù)據(jù)，本部分通過基準回歸、內生性檢驗、門檻效應分析以及穩(wěn)健型檢驗，對本文的研究假說進行了實證分析。

（一）基準回歸結果分析

首先進行回歸方法的選擇，在實證過程中，分別對混合OLS 回歸、固定效應和隨機效應三種基本回歸方法進行驗證，再以Hausman 檢驗結果為選取標準，最終選擇了固定效應法[30]。本文采用層次回歸法對模型（1）進行計量回歸，表3 報告的結果顯示，未加入控制變量之前，普惠金融發(fā)展指數(shù)通過了1%的顯著性水平檢驗，同時普惠金融指數(shù)每提高1%，城鄉(xiāng)收入差距就會縮小0.0967個單位，說明普惠金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距起到明顯的抑制作用。第2到第6列逐步加入可能影響城鄉(xiāng)收入差距的控制變量，可以看出普惠金融水平的提高對城鄉(xiāng)收入差距的抑制作用始終在計量回歸上顯著，該結論與假說H1的預期一致。從控制變量的影響來看，可以看出政府干預、產業(yè)結構和居民儲蓄等變量均通過了1%顯著性檢驗，對城鄉(xiāng)收入差距的影響系數(shù)均為負，表明一定程度上有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

表3 全樣本回歸結果

（二）內生性檢驗

從上述基準回歸結果可以看出，普惠金融發(fā)展確實能夠對城鄉(xiāng)收入差距起到明顯的抑制作用，但是考慮到最初設定的模型中可能會存在內生性問題，從而導致計量結果的偏差。工具變量的選取需要滿足與普惠金融發(fā)展水平高度相關并且和隨機擾動項無關，本文借鑒Newey Whitney K 的做法[31]，將核心解釋變量lndifi滯后一期作為工具變量進行重新回歸，結果如表4所示。由表4可以看出，克服內生性后，普惠金融指數(shù)的系數(shù)和基準回歸結果保持一致，在沒有加入控制變量的前提下，普惠金融發(fā)展指數(shù)通過了1%顯著性水平的檢驗，即普惠金融發(fā)展指數(shù)每提高1%，城鄉(xiāng)收入差距就會縮小0.1769；且從表4可以看出，逐步加入控制變量后，普惠金融指數(shù)均通過了1%顯著性水平檢驗，只是在系數(shù)的大小上存在差異。因此可以得出結論，克服內生性影響后，普惠金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的抑制作用依然是顯著的。

表4 內生性檢驗

（三）門檻效應分析

首先需要初步估計和檢驗普惠金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距兩者之間是否存在門檻效應。本文通過自舉法（Bootstrap）重復抽取樣本數(shù)據(jù)，并且利用顯著性水平數(shù)值大小來判斷兩者之間是否存在門檻效應。根據(jù)檢驗結果單門檻和雙門檻效應均顯著，但多門檻沒有通過顯著性檢驗。鑒于此，本文認為不同經濟發(fā)展水平下，普惠金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響存在顯著的雙門檻效應。可以進一步得出，兩者存在非線性關系，即經濟發(fā)展水平不同的地區(qū)，普惠金融的作用效果也存在著差異性[32]。

單門檻回歸模型和雙門檻回歸模型的回歸結果如表5 所示?？梢钥闯?，不論在何種經濟發(fā)展水平下，普惠金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距均起到了抑制作用，結果再次證明假說H1。但有區(qū)別的是，當經濟發(fā)展水平比較落后時，普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的抑制作用更明顯，說明相對于經濟發(fā)展水平較高的地區(qū)，普惠金融的發(fā)展更加有利于縮小欠發(fā)達地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距，上述結果驗證了假說H2的成立。

表5 門檻回歸結果

（四）穩(wěn)健性檢驗

從以上實證可以得出普惠金融對于城鄉(xiāng)收入差距起到抑制作用，但在不同城鄉(xiāng)收入差距水平下，普惠金融發(fā)展對其抑制作用是否存在階段性差異還需要進一步探究。因此本文引入了分位數(shù)回歸模型，來分析普惠金融對不同水平城鄉(xiāng)收入差距的影響。選擇了Q10、Q25、Q50、Q75 和 Q90 這五個具有代表性的分位數(shù)系數(shù)，且分別對應最小城鄉(xiāng)收入差距、較小城鄉(xiāng)收入差距、中等城鄉(xiāng)收入差距、較大城鄉(xiāng)收入差距、最大城鄉(xiāng)收入差距五個層次，分位數(shù)回歸結果如表6 所示?？梢钥闯觯谖鍌€階段的分位數(shù)回歸中，普惠金融指數(shù)變量至少通過了5%顯著性水平檢驗，且系數(shù)均為負，其結果再次驗證了假說H1的成立。同時表6 顯示出普惠金融指數(shù)系數(shù)的絕對值和分位數(shù)系數(shù)呈正相關性，即隨著城鄉(xiāng)收入差距的增加，普惠金融系數(shù)的絕對值也越大；這說明對于長三角地區(qū)的縣域而言，城鄉(xiāng)收入差距越大，普惠金融對其抑制作用也越強，即對于城鄉(xiāng)發(fā)展失衡越嚴重的地區(qū)，大力發(fā)展普惠金融，其政策效果會更加明顯。

表6 分位數(shù)回歸結果

五、結論與政策建議

普惠金融發(fā)展迅速，現(xiàn)如今已經成為支持國家和地區(qū)經濟發(fā)展，進而實現(xiàn)共同富裕的重要金融工具。本文基于2014—2020 年長三角地區(qū)158 個縣域的面板數(shù)據(jù)，深入研究了普惠金融發(fā)展如何影響城鄉(xiāng)收入差距，得出以下研究結論：第一，通過基準回歸模型證實了普惠金融發(fā)展可以抑制城鄉(xiāng)收入差距擴大；第二，通過工具變量法克服內生性問題，對基準回歸結果進行驗證，再次證實了普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的抑制作用；第三，利用門檻模型考察了不同經濟發(fā)展水平下普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的非線性影響，發(fā)現(xiàn)經濟發(fā)展水平越低，普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的抑制作用越明顯；第四，利用分位數(shù)回歸模型考察了不同城鄉(xiāng)收入差距下，普惠金融作用效果的差異性，發(fā)現(xiàn)對于城鄉(xiāng)失衡越明顯的地區(qū)，普惠金融的政策效果越明顯[33]。

長三角地區(qū)實現(xiàn)高質量一體化發(fā)展目標，不僅要把重心放在核心城市，還要關注縣域經濟，做到城鄉(xiāng)區(qū)域協(xié)同發(fā)展。為了更充分地發(fā)揮普惠金融的作用，達到縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展，最終實現(xiàn)共同富裕的目標，本文根據(jù)上述實證分析結果提出以下政策建議。

1.拓寬普惠金融覆蓋范圍，提高金融服務效率。普惠金融的發(fā)展需要完備硬件基礎設施，相較于城市區(qū)域，農村的金融服務基礎設施比較欠缺，要加強網絡基站的分布和無線網絡的覆蓋；農村居民的金融知識比較貧乏，政府和金融部門要開展金融教育，提升農村居民金融知識水平；金融部門要加快普惠金融改革，在機構設置、人力資源和資金配置等方面向縣域傾斜，提高普惠金融的可得性和便利性。

2.主動發(fā)揮區(qū)域金融特色，制定長遠發(fā)展戰(zhàn)略。由于長三角地區(qū)不同區(qū)域之間經濟發(fā)展水平存在差異，導致了區(qū)域金融對農村居民的排斥效應普遍存在，因此各地區(qū)普惠金融發(fā)展的最佳途徑也不相同。地方政府要因地制宜，制定適合當?shù)仄栈萁鹑诎l(fā)展的長期規(guī)劃，建立普惠金融助力城鄉(xiāng)均衡發(fā)展的長效機制，此外，政府可以通過減稅等方式來調動企業(yè)積極性，讓更多的金融資源投向農村地區(qū)，以此來促進農村地區(qū)經濟社會長期發(fā)展[34]。

3.金融監(jiān)管力道松緊有度，加強資金流向管理。監(jiān)管機構在認真履行監(jiān)管職責，遵守相關法律規(guī)定的前提下，可以適當?shù)靥岣邔η钒l(fā)達地區(qū)的監(jiān)管包容度，同時降低貸款利率，讓金融資金更加便利地向欠發(fā)達地區(qū)流動，為其提供一個相對溫和的發(fā)展環(huán)境，以便充分發(fā)揮普惠金融的有效作用，實現(xiàn)長三角地區(qū)城鄉(xiāng)協(xié)同發(fā)展；同時相關部門也要嚴格把關金融資金具體流向，及時防范重大金融風險事件的發(fā)生。

4.數(shù)字技術賦能普惠金融，提供客戶精準服務。首先，金融機構應當廣泛運用數(shù)字技術，進一步降低獲客成本，保證金融服務更加高效便捷；其次，金融機構應當利用大數(shù)據(jù)網絡，積極探索獲客渠道，根據(jù)征信、社保、賬戶登記交易等多維數(shù)據(jù)建立風險評估模型，挖掘客戶行為特征，進行客戶精準識別；最后，要持續(xù)豐富金融產品體系，基于客戶多樣化需求為其提供差異化的普惠金融產品[35]。

［責任編輯：嚴孟春］