數字普惠金融、產業結構與城鄉融合發展

鞏艷紅　吳海偉

〔摘要〕 城鄉融合發展是全面推進鄉村振興的基本要求，文章基于2011-2020年西藏七地市的面板數據，通過中介效應模型分析數字普惠金融、產業結構與城鄉融合發展之間的關系。結果顯示：西藏七地市城鄉融合發展水平總體上平穩上升，但內部差異較大；數字普惠金融對城鄉融合發展有促進作用，但產業結構調整在這一過程中則表現為遮掩效應。鑒于此，提出政府在借助數字普惠金融推動城鄉融合發展過程中，需注重產業結構升級的實質效果和促進三次產業融合發展。

〔關鍵詞〕 數字普惠金融發展；產業結構；城鄉融合發展；中介效應模型

〔中圖分類號〕F832；F323；F49 〔文獻標識碼〕A 〔文章編號〕1008-0694（2023）03-0092-09

〔作者〕 鞏艷紅 副教授 博士生導師 西藏大學財經學院 拉薩 850000

吳海偉 碩士研究生 西藏大學財經學院 拉薩 850000

〔基金項目〕國家社會科學基金項目“健全城鄉融合機制釋放西藏經濟增長潛力研究”（21BMZ156）；西藏自治區哲學社會科學項目“數字經濟助推西藏產業扶貧成果與鄉村產業振興有效銜接研究”（22AJY01）；西藏大學青年博士學術發展支持項目“數字經濟對西藏農牧區居民經濟生活的影響研究”（zdbs202228）；西藏大學珠峰學科建設計劃項目“金融急需學科建設”（zf22003003）。

引言

2022年7月，國家發展改革委發布《“十四五”新型城鎮化實施方案》，對“十四五”時期新型城鎮化目標提出了明確要求和措施，并以此推進城鄉融合發展。建立健全城鄉融合發展體制機制和政策體系，是黨的十九大作出的重大決策部署，是國家為應對城鄉關系變化、緩和城鄉發展矛盾所提出的重要舉措。城鄉融合發展既是破除城鄉發展不平衡問題的必由之路（何仁偉，2018）^〔1〕，也是推進鄉村振興、實現共同富裕的必然要求。

第七次全國人口普查數據顯示，西藏自治區常住人口城鎮化率為35.73%，與2010年相比提高了近13個百分點。2022年，西藏自治區城鄉居民人均可支配收入名義增速全國排名第一，達到了6.91%，農村居民人均可支配收入增速更是連續十年保持全國前列?？傮w上，西藏自治區城鄉居民收入差距在不斷地縮小，鄉村發展也在漸漸提速，但從全國范圍內來看，西藏自治區城鄉差距依舊顯得較大。一方面，西藏自治區位于我國的西南邊陲，高海拔地勢嚴重限制了當地社會生產活動，整體經濟發展較為緩慢。另一方面，西藏自治區人口整體數量較少且地域分布不均，加之交通體系建設落后更加劇了各地間的隔離，導致不同地區間經濟發展較為失衡。

對于西藏自治區來說，數字普惠金融發展有利于打破現實地理空間的阻礙，實現零距離、短時間為偏遠農村地區居民提供相對均等的金融服務，在一定程度上可以很好地解決上述問題，為地區經濟發展提供新的動力。利用數字普惠金融促進西藏自治區整體經濟發展，實現城鄉融合，對于西藏社會經濟發展來說也具有重要的現實意義?；诖?，本文擬從數字普惠金融發展的視角出發，加入產業結構中介變量，探究數字普惠金融對城鄉融合發展的影響，并驗證產業結構在其中是否會產生中介效應。

一、文獻綜述

2023數字普惠金融發展、產業結構優化升級在一定程度上能夠縮小城鄉收入差距（龔新蜀等，2018）^〔2〕，進而促進城鄉融合發展。具體地，數字普惠金融能夠通過降低金融服務門檻、交易成本、交易風險以及緩解信息不對稱等問題來提高資源配置效率（張新月等，2022）^〔3〕。一方面，數字普惠金融提高了居民金融可得性，能夠較好滿足農村地區對于金融服務的需求，并且隨著數字普惠金融服務的覆蓋范圍、使用深度提升，互聯網金融產品也變得多種多樣。各類市場主體在享受低成本金融服務的同時，還能選擇多類型金融產品（宋科等，2022）^〔4〕。另一方面，數字普惠金融利用互聯網信息技術，不僅可以有效緩解資金供需雙方信息不對稱問題，降低資金借貸風險，還有利于減少交易雙方在時間、設備等方面的成本，提高交易效率（楊彩林，2022）^〔5〕。同時，數字普惠金融在農村地區所發揮的效益遠遠大于城鎮地區，從而有利于縮小鄉村與城鎮之間在收入（楊怡等，2022）^〔6〕、消費（張遠等，2022）^〔7〕等方面的差距，實現城鄉融合發展。

產業結構水平對地區內部的均衡發展也具有一定影響。一方面，產業結構調整能夠優化城鄉之間生產要素配置（藍管秀鋒等，2021）^〔8〕，從而減少鄉村生產要素的閑置，提高資源利用效率。另一方面，產業結構調整所產生的勞動力需求，有利于增加農村居民的就業機會及收入，從而縮小城鄉之間收入分配差距（穆懷中等，2016）^〔9〕。而數字普惠金融又能通過扶持創業（胡國暉等，2022）^〔10〕、幫助企業技術升級（李中翹等，2022）^〔11〕等方式來推動地區產業結構調整。并且，得益于其較低的金融服務門檻，農村居民能夠獲得比城鎮居民更大的增收效益（鄧金錢等，2022）^〔12〕，從而有利于縮小城鄉之間的差距，促進城鄉融合發展。關于西藏的相關研究也表明，數字普惠金融發展不僅能夠促進當地經濟發展（高寶軍等，2022）^〔13〕，也能夠促進產業結構優化（于良，2018）^〔14〕。但由于區域內基礎設施薄弱、鄉村產業基礎較差等原因（熊正良等，2021）^〔15〕，使得數字金融對促進鄉村振興的作用未能更好發揮。

二、理論分析與研究假設

首先，數字普惠金融的低融資成本、低服務門檻、覆蓋范圍廣等特征，對于城鄉尤其是鄉村經濟社會發展極具促進作用。對于西藏自治區來說，地廣人稀是當地的顯著特征，也是鄉村發展的最大阻礙。近年來，隨著西藏自治區基礎設施條件改善，為數字普惠金融在鄉村地區的發展創造了有利條件。一方面，數字普惠金融的低門檻有利于將鄉村居民納入金融服務對象，在資金上為居民提供相應保障，使民眾可以進行更多的經濟活動，從而帶動地區經濟發展；另一方面，數字普惠金融有利于提高鄉村尤其是農牧區居民的創業積極性、產業活動參與性，能夠更好滿足人們的資金需求，從而促進農牧民增收，縮小城鄉差距。

據此，提出假設1：數字普惠金融發展有利于促進城鄉融合發展。

其次，數字普惠金融有利于為企業技術升級提供資金來源，為產業轉型升級提供資金保障。一方面，數字普惠金融的低融資成本在一定程度上降低了企業轉型升級的風險和資金成本，促進產業結構優化。同時，有利于降低人們創業失敗的資本成本，提高創業積極性，從而間接對當地的產業結構產生影響。另一方面，數字普惠金融發展為農業現代化、三次產業融合發展提供了資金基礎和條件。此外，產業結構升級不僅為地區經濟高質量發展奠定了基礎，還有利于社會經濟發展的提速，加快區域間的要素交互流動，促進城鄉融合發展。

據此，提出假設2：數字普惠金融發展有利于促進產業結構升級間接影響城鄉融合發展。

三、研究設計

1.數據來源與樣本選擇

本文數據樣本為西藏七地市2011-2020年的面板數據，數據來源于相關年份《西藏統計年鑒》、各地市國民經濟和社會發展統計公報、政府工作報告等，少數缺失數據用Stata軟件進行插值法計算得出。數字普惠金融指數采用《北京大學數字普惠金融指數》（2011-2020年）數據。

2.城鄉融合發展水平測定

城鄉融合發展水平（URL）。借鑒梁向東（2021）^〔16〕、孫群力（2021）^〔17〕相關指標的構建思路，結合西藏自治區實際情況及數據可得性，選取了“經濟融合”“人口融合”“生活融合”三個維度來評價城鄉融合發展程度（龐洪偉等，2021）^〔18〕，并采取熵值法對指標進行客觀賦權、綜合計算，詳見表1。

首先，對指標數據進行標準化處理：

由于上述計算結果可能為0，因而再將標準化后的值加上0.000000001：

X＂_zj=X^＇_ij+0.000000001（3）

其次，對標準化后的指標數據進行熵值計算：

確定指標權重：

最后，進行綜合計算：

計算結果如表2所示。

如上表所示，2011-2020年，西藏七地市城鄉融合發展水平總體呈現上升趨勢，但內部差異較大。橫向對比來看，拉薩市的城鄉融合發展水平排在首位，其他地區得分相對較低?？v向對比來看，各地區的城鄉融合發展水平普遍都呈現出逐年上升的趨勢，但是個別地區發展趨勢不穩定。結合實際情況，可能與當地地理位置偏僻、原有政策制度相對社會發展滯后、人才流失嚴重等有關，從而使社會生產、發展受到了影響，需引起重視。

3.模型設定

本文選取數字普惠金融（DIF）作為解釋變量、城鄉融合發展水平（URL）作為被解釋變量、產業結構水平（IS）作為中介變量，選用中介模型。借鑒溫忠麟（2014）^〔19〕對于中介效應檢驗方法，采用依次檢驗法，對各個變量系數進行依次檢驗，若不顯著，則用Bootstrap法進行深層次的檢驗?；鶞誓Ｐ腿缦滤荆?/p>

URL_i，t=cDIF_i，t+θ₁FA_i，t+θ₂FC_i，t+e₁（7）

IS_i，t=αDIF_i，t+μ₁FA_i，t+μ₂FC_i，t+e₂（8）

URL_i，t=c^＇DIF_i，t+bIS_i，t+α₁FA_i，t+α₂FC_i，t+e₃（9）

其中，被解釋變量URL為各地城鄉融合發展水平，解釋變量DIF為數字普惠金融，中介變量IS表示產業結構水平，控制變量FA、FC為固定資產投資占比和財政貢獻度。c表示解釋變量（數字普惠金融）對被解釋變量（城鄉融合發展水平）的總效應；α表示解釋變量（數字普惠金融）對中介變量（產業結構水平）的效應；c^＇表示在控制了中介變量（產業結構水平）的影響后，解釋變量（數字普惠金融）對被解釋變量（城鄉融合發展水平）的直接效應；b表示在控制了解釋變量（數字普惠金融）的影響后，中介變量（產業結構水平）對被解釋變量（城鄉融合發展水平）的效應；中介效應由a*b表示。i=1，…，7表示西藏七地市，t=2011，…，2020表示時間年份，θ、μ 、α為各控制變量系數，e₁、e₂、e₃為殘差。

4.指標說明

（1）中介變量。產業結構水平（IS）。本文以IS=1*is₁+2*is₂+3*is₃來表示（藍管秀鋒，2021）^〔20〕，其中，is表示一、二、三產業占GDP的比重?？傊翟酱?，說明地區的產業結構水平越高。

（2）其他變量。結合西藏自治區的實際情況，選用固定資產投資比（FA）、財政貢獻度（FC）作為實證分析的控制變量。其中，固定資產投資比用各地區的社會固定資產投資總額占GDP比例表示，社會固定資產投資對于社會經濟的拉動具有重要的作用，它不僅反映出投資效率，也反映了地區經濟增長對于投資的依賴度，因而對于城鄉融合發展程度具有一定影響。財政貢獻度用地區財政支出占GDP比例表示，體現了財政投入對于地區生產總值增長的助推作用，因而對地區經濟發展、城鄉融合發展也有一定影響。

四、實證分析

1.描述性統計

被解釋變量城鄉融合發展水平（URL）的最大值為0.8328，最小值為0.0849，標準差為0.1163（見表3）；解釋變量數字普惠金融（DIF）的最大值為1.0001，最小值為0.0001，標準差為0.2766；中介變量產業結構水平（IS）的最大值為2.5714，最小值為2.1785，標準差為0.0964。從數值結果上看，西藏七地市在不同時間段城鄉融合發展水平存在著較大的差異，數字普惠金融發展程度在不同年份內也有較大不同和差異。

2.效應分析

在進行回歸前，本文還通過Hausman檢驗，選擇采用雙向固定效應模型進行分析，結果見表4。

模型（1）結果顯示數字普惠金融對西藏自治區城鄉融合發展水平的總效應系數為0.2414（在1%的水平下顯著），說明數字普惠金融對西藏自治區城鄉融合發展具有正面的促進作用。因而假設1成立。

模型（2）展示的是數字普惠金融發展對地區產業結構的影響，結果顯示影響系數為0.0320（在5%的水平下顯著），由此可見，數字普惠金融在一定程度上能促進西藏自治區產業結構優化。

模型（3）中，在控制了產業結構水平的影響后，數字普惠金融對城鄉融合發展水平的直接效應為0.2718（在1%的水平下顯著），大于總效應系數0.2414，因而產業結構在數字普惠金融對城鄉融合發展中起到一定影響作用，但產業結構的效應系數是-0.9492，為負值，此時的效應為遮掩效應，即解釋變量對被解釋變量的影響被中介變量產生的間接影響所掩蓋，間接效應產生了與直接效應相反的作用（羅良忠等，2022）^〔21〕。因而，雖然數字普惠金融會促進城鄉融合發展，并推動產業結構水平提升，但這種水平的提升并未對城鄉融合發展起到促進作用，反而擴大了城鄉之間的發展差距。這種現象產生的原因與地區產業結構本身的不合理有關，雖然目前第三產業產值占據了西藏自治區地區生產總值的大部分，但產業從業人員結構仍然以第一產業為主，同時農業發展并未與二、三產業融合，從而導致了農業優化升級的斷層，抵消了數字普惠金融對城鄉融合發展的影響。

3.穩健性檢驗

為確保結論穩定性，本文根據數據可得性，替換了中介變量的計算方法，借鑒陳小輝等（2020）^〔22〕所采用的方法，用地區二、三產業的增加值比值來描述地區產業結構的升級，再進行依次檢驗。

根據軟件的輸出結果，各效應均顯著。由于產業結構的計算方法不同，在去除第一產業因素后，產業結構在數字普惠金融促進城鄉融合發展過程中產生了中介作用。如前文分析，產業結構水平表現出遮掩效應，可能的原因與農業優化升級受阻、產業結構不合理等有關，因而當去除第一產業的影響后，產業結構對于數字普惠金融促進城鄉融合發展的過程能起到更好的正向作用。

4.異質性分析

根據現有研究，在數字普惠金融衡量體系下還有覆蓋范圍、使用深度、數字化水平等子維度。因而，本文還進一步檢驗不同維度對城鄉融合發展是否存在不同的影響以及產業結構所產生的效果是否會有不同。

結果顯示：數字普惠金融的三個子維度對于西藏自治區城鄉融合發展分別具有不同的影響，并且產業結構所產生的效果各有所異。數字普惠金融的覆蓋范圍、使用深度、數字化水平對城鄉融合發展均具有正向促進作用，但產業結構在這個過程卻依然表現為遮掩效應。而且，數字普惠金融使用深度對城鄉融合發展的促進作用最明顯。使用深度表明了用戶對互聯網金融的使用情況，程度越深，說明居民對互聯網金融的使用程度在提高，由此也反映出民眾獲取金融服務更加便捷。

五、結論與建議

本文在梳理數字普惠金融、產業結構和城鄉融合發展三者邏輯關系的基礎上，整理西藏七地市2011—2020年的相關數據，構建城鄉融合發展指標，并利用熵值法對其進行測度，驗證了數字普惠金融對城鄉融合發展的影響以及產業結構在其中所起到的中介效應。結果顯示：2011—2020年，西藏七地市城鄉融合發展水平總體上平穩上升，但地區之間差異較大；數字普惠金融及其子維度均會對城鄉融合發展起到正向的促進作用，但是產業結構在其中表現出反向抑制作用，抵消了數字普惠金融對城鄉融合發展的部分促進作用。這與當地第一產業從業人員占比較大的事實有關，產業結構升級過程的順暢程度也可能影響數字普惠金融對城鄉融合發展所產生的實際效益。

根據上述分析，提出：（1）政府部門應設計相關政策措施，加大對農村地區的基礎設施投入，為普及和發展數字普惠金融提供硬件設施。（2）建立相應的監管機制并設立監管機構，規范數字普惠金融服務的使用，防范化解金融風險，制定相應的優惠、鼓勵政策，推動數字普惠金融發展。（3）優化數字普惠金融發展結構，尤其要提升其普及范圍和使用深度，豐富金融產品、深化金融創新、提高服務效率，擴大數字普惠金融對城鄉融合發展的正向影響。（4）提高居民的金融素養，完善金融體制改革，充分發揮數字普惠金融的普惠性，為中低收入群體和中小企業提供金融支持。（5）加快農村地區三次產業融合發展，通過數字普惠金融的資本供給，推進農業產業的現代化和優化升級，促進城鄉融合發展。

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（責任編輯 肖華堂）