數字普惠金融對廣東省城鄉收入差距影響的實證分析

羅輝龍 呂釗杰 梁萬陽 陸偉棟

華南農業大學 廣東廣州 510642

1 引言及文獻綜述

目前，城鄉收入差距問題依然是我國突出的經濟矛盾之一，要推進城鎮化建設和全面建成小康社會，城鄉收入差距問題必須得以解決。近年來，金融業發展迅猛，但在區域發展的過程中，明顯存在發展不均衡的現象，金融資源主要向發達地區聚集，我國相對落后的地區和廣大的農村地區享受不到金融發展的成果，從而拉大了我國城鄉收入差距。2019年，中國信通院發布了《數字普惠金融發展白皮書（2019年）》，本白皮書認為，數字普惠金融是在成本可控模式可持續的前提下，以各類數字化技術為實現條件，為社會各階層尤其是現有金融體系覆蓋不足的城鎮低收入人群、農村人口、偏遠地區人口等特殊群體以及小微企業提供平等、有效、全面、方便的金融產品和服務。毋庸置疑，數字普惠金融的發展對我國城鄉收入差距問題有著深遠的影響。

宋曉玲（2017）基于我國31個省份2011-2015年的面板數據實證分析得出數字普惠金融能夠顯著縮小城鄉收入差距[1]；曾之明（2018）用省級面板數據分析也得出相同的結論[2]。夏妍（2018）在區域視角下進行分析，實證分析得出在東部和中部地區數字普惠金融能減緩城鄉收入差距，而在西部地區數字普惠金融對城鄉收入差距的影響不顯著[3]。宋曉玲（2017）把數字普惠金融對城鄉收入差距的收斂機制概括為門檻效應、排除效應、減貧效應?；谝陨衔墨I，說明我國全國層面的數字普惠金融對城鄉收入差距問題的研究已較為成熟，但省級層面的研究還相對缺乏，本文從數字化程度、覆蓋廣度和使用深度、經濟渠道分別解釋門檻效應、排除效應、減貧效應，針對廣東省相關數據進行實證分析，以期得到有價值的結論，對廣東省從數字普惠金融角度縮小城鄉收入差距有一定的實際意義。

2 作用機理

2.1 降低門檻效應

金融機構向客戶提供金融服務時存在的門檻現象可以概括為以下：金融機構要向客戶收取一定的金融服務成本，在相對落后地區的居民以及低收入人群無法支付高額的手續費，也就達不到享受金融服務的門檻。數字技術的運用，完美地將互聯網與金融機構聯系起來?？蛻魞H僅需要手機或電腦上網，就可以享受到金融服務，降低了相對落后地區的居民以及低收入人群享受金融服務的門檻。

2.2 緩解排除效應

傳統金融服務的排除方式主要體現在地理排除、評估排除和產品排除。首先，金融機構出于對成本的考慮，一般不愿意在相對落后、偏遠的地區設置服務網點。其次，農村的信用環境較差，農民的信用意識淡薄，經常出現拖欠貸款的現象。因此金融機構對農民享受金融服務的要求更嚴格，很多農民在信用評估環節被排斥在金融機構之外。數字技術的普及，增強了金融服務的覆蓋廣度，故數字普惠金融能夠有效減緩地理排除。盡管農村的信用體系比較薄弱，但數字技術的加入可以使農民的征信數據得到有效的監管，從而增強金融機構的風險控制能力。在產品排除方面，農民可以在家就能根據相關資訊了解到滿足自身需要的金融服務，能購買更加豐富的金融產品，享受到正規的金融服務。

2.3 間接減貧效應

數字普惠金融發展可以通過“涓滴效應”增加農民的收入，從而縮小城鄉收入差距。數字普惠金融的發展能刺激經濟水平的總體提升，經濟的發展能夠帶動就業，相對落后的地區也能得到相應的發展，低收入人群能獲得更多的資源；政府的財政支出也會增加，更多的財政支出用于農民補貼，從而農民的收入也會相應增加，城鄉收入差距也會在一定程度上減少。

參考付鶴（2019）提出的數字普惠金融影響城鄉收入差距的作用機理，具體的作用路徑如下[4]：

3 指標選取與數據說明

本文通過借鑒北京大學數字金融研究中心于2019年4月公布的《北京大學數字普惠金融指數（2011-2018年）》，基于廣東省20個市區（由于深圳比較特殊，已排除）的面板數據對廣東省數字普惠金融對城鄉收入差距問題影響進行研究。

3.1 被解釋變量

本文選用泰爾指數作為被解釋變量，該數字越大，表示城鄉收入差距越大，具體計算公式如下：

其中i=1代表城鎮，i=2代表農村，Y(i,t)表示第t年城鎮或農村可支配收入，Yt表示第t年總可支配收入；X(i,t)表示t第年城鎮或農村人口數，Xt表示第t年總人口數。

3.2 解釋變量

《北京大學數字普惠金融指數（2011-2018年）》從覆蓋廣度IFIC、使用深度IFID和數字化程度IFIS三個一級維度，選取一共包含33個具體指標建立數字普惠金融體系，基于此指標體系，測算出數字普惠金融指數DIFI。本文借鑒其研究成果，選取2011-2018年的數字普惠金融數據作為解釋變量，由于指數相對于其他變量數值較大，故將所有指數除以100作為原始數據。

3.3 控制變量

（1）城鎮化率UR。隨著我國城市化進程，大量農村勞動力流進城鎮，導致城鎮勞動力的市場競爭愈發激烈，城鎮居民的平均收入上漲的可能性就會降低，城鄉收入差距就可能會減少。城鎮化率UR本文選用城鎮年末人口數占總人口數的比重表示。

（2）產業結構IS。隨著非農產業比重的提高，農村勞動力會向其轉移，農民的收入會提高，城鄉收入差距可能會因此會縮小，徐敏、張小林（2014）認同這一觀點[5]。產業結構IS本文選用第二、三產業占GDP的比重表示。

（3）對外開放程度OPEN。周才云（2010）認為城鄉收入差距會隨著經濟對外開放程度的提高而縮小[6]。主要原因是出口的產品大多數成本較低，需要大量的勞動力，農村勞動力因此轉移到城鎮，農民的收入會有所增加。對外開放程度OPEN本文選用進出口總額占GDP的比重表示。

（4）財政支出比率FER。近年來，為了支持農業的發展，我國出臺的惠農政策有利于增加農民收入，因此，財政支出的增加有利于縮小城鄉收入差距。財政支出比率FER本文選用財政政策支出占GDP的比重表示。

（5）人均國民生產總值RGDP。根據經濟學“倒U型”假說，城鄉收入差距會隨著經濟發展水平的提高呈現先增加后下降的趨勢，廣東省處于哪一個階段還需要驗證。本文選取人均國民生產總值RGDP表示經濟發展水平。樣本數據的描述性統計如表1。

表1 變量的描述性統計

結果顯示：廣東省城鄉收入差距平均水平GAP為0.0418，最大值為0.1073，最小值是0.0055，最大值與最小值差異較大，這說明廣東省城鄉收入存在明顯的差異。數字普惠金融指數DIFI的最大值幾乎是最小值7倍，可以看出廣東省數字普惠金融的發展不平衡。從控制變量來看，廣東省不同市區之間的發展存在區域差異。綜上所述，廣東省不同市區之間各項指標總體差異較大。

4 實證分析

4.1 單位根檢驗

在對面板數據進行實證分析前，要進行單位根檢驗，判斷各變量是否平穩。常用的方法有LLC檢驗法、ADF-Fisher檢驗法、PP-Fisher檢驗法，本文綜合采用以上三種方法對城鄉收入差距GAP、數字化程度IFIS、覆蓋廣度IFIC、使用深度IFID、城鎮化率UR、產業結構IS、對外開放程度OPEN、財政支出比率FER、人均國民生產總值RGDP的相關數據進行檢驗，檢驗結果如表2。

通過表2三種方法進行處理，不是所有數據通過檢驗，對其進行一階差分處理后，所有數據均通過單位根檢驗，說明數據表現出較強的平穩性。

4.2 協整檢驗

在進行協整檢驗之前，數據必須通過單位根檢驗，根據前文的結果，所有數據進行一階差分處理之后均通過單位根檢驗，滿足進行協整檢驗的條件。本文運用Kao方法對城鄉收入差距與數字普惠金融指數及其它控制變量進行協整，協整結果見表3。

從檢驗結果來看，各個指標的面板數據均通過檢驗，說明變量之間存在長期穩定的均衡關系，其方程的殘差序列是平穩的，因此可以在此基礎上直接對方程回歸。

4.3 模型選擇與回歸

基于理論分析，結合參考文獻，本文建立以下模型：

（1）、（2）、（3）和（4）分別表示檢驗總體效應、門檻效應、排除效應和間接減貧效應的模型，模型（1）、（2）、（3）中為被解釋變量城鄉收入差距，為模型（1）解釋變量數字普惠金融，為模型（2）的解釋變量數字化程度，、為模型（3）的解釋變量覆蓋廣度、使用深度，模型（4）中被解釋變量為，解釋變量為數字普惠金融指數，四個模型中的其余變量為控制變量，為截距項，為估計參數，為隨機擾動項。

對數據進行F檢驗和Hausman檢驗，結果表示4個模型均選用固定效應模型，檢驗結果見表4。

表2 變量單位根檢驗結果

表3 協整檢驗結果

表4 F檢驗與Hauseman檢驗結果

采用固定效應模型進行回歸，得到結果見表5。

在模型（1）中，數字普惠金融指數在5%的顯著性水平下顯著，系數為-0.006983，說明數字普惠金融指數每上升1%，城鄉收入差距就會下降0.006983%。從控制變量的回歸結果來看，經濟發展水平RGDP在5%的顯著性水平下通過檢驗，說明經濟發展會拉大城鄉收入差距，廣東省的發展處于經濟學“倒U型”假說的第一階段。城鎮化率和財政支出均在1%的水平下通過顯著性檢驗，并且系數為負，說明兩者對城鄉收入差距具有明顯的收斂效應。

表5 模型回歸結果

在模型（2）中，數字化程度IFIS并沒有通過顯著性檢驗，則說明數字化程度并不會對廣東省城鄉收入差距產生影響。

在模型（3）中，覆蓋廣度IFIC和使用深度IFID均在1%的顯著性水平下通過顯著性檢驗，且系數分別為-0.01646、0.007389，說明數字普惠金融的發展能緩解地理排除效應，但卻增強了產品排除效應，這可能與廣東省區域的發展有關，在經濟發展相對較好的地區，數字普惠金融的發展確實能夠減少地理的排除，因為即使在相對落后地區人群同樣能夠通過互聯網獲得金融服務，但是不同地區的人群受對產品的接受程度會產生不同，獲得的金融服務產品有所差異，故數字普惠金融使用深度指數的上升，反而會增大城鄉收入差距。

在模型（4）中，數字普惠金融指數在1%的顯著性水平下通過了檢驗，且系數為正，說明數字普惠金融的發展對經濟增長有明顯的促進作用，從而證明數字普惠金融發展確實能通過刺激經濟的增長，從而縮小城鄉收入差距，數字普惠金融的間接減貧效應得以驗證。

5 政策建議

5.1 大力發展經濟，促進廣東省區域協調發展

廣東省經濟發展水平位于全國前列，但從實證分析來看，廣東省仍處于經濟學“倒U型”假說的第一階段，說明城鄉收入差距嚴重。在發展城市經濟的同時，要兼顧農村的發展，促進城鄉收入的均衡分配，城鄉收入差距問題才能得以解決。

5.2 創新數字普惠金融產品服務

以消費者為中心，全力創新符合消費者需求的數字普惠金融產品與服務，可以從以下兩個角度為切入點進行數字普惠金融產品服務的創新：一是產品創新，推出更多產品種類，優化現有產品，以滿足不同人群金融服務需求。二是融資渠道創新，降低融資成本，簡化融資程序，增加融資抵押物，擔保抵押物的范圍可適當擴大，如農村的土地經營權等都可以充當抵押物，從而拓寬農民的融資渠道，使農民獲得更多的投資資本，進而增加收入，逐漸城鄉收入差距。

5.3 通過數字技術完善征信體系

金融機構把大多數農民“排斥在外”，主要是考慮到農村的信用環境差，農民發生拖欠貸款的可能性大，通過數字技術收集農民的信息，運用相關數據對農民信用進行系統性評估，降低信息不對稱，增強金融機構的風險控制能力，這為農民享受金融服務提供了更多的可能，也為金融機構提供了一份保障。

5.4 推動數字普惠金融知識的普及

通過實證檢驗，分析出廣東省數字普惠金融的發展并沒有減緩產品排除效應，這很可能是因為城鄉居民數字普惠金融知識匱乏，因此要大力推動數字普惠金融知識的普及。金融機構可以開設專項數字普惠金融知識宣傳活動，采用線上線下的形式引導農民，針對不同人群的風險識別能力和對金融知識的了解程度，“因人制宜”，通過各種途徑普及數字普惠金融知識。