馮 銳, 鄭偉鋼, 劉 廣

(廣州大學 經濟與統(tǒng)計學院, 廣東 廣州 510006)

十九大報告把提高城鄉(xiāng)居民收入水平作為逐步實現(xiàn)全體人民共同富裕時代目標的重要內容.城鄉(xiāng)居民收入水平是人民最關心、最直接和最現(xiàn)實的利益問題，全面提高城鄉(xiāng)居民的收入水平和有效減小城鄉(xiāng)居民收入差距是新時代堅持和發(fā)展中國特色社會主義基本方略的主要抓手，也是破解“不平衡、不充分”發(fā)展的重要關鍵.“十三五”時期至今，提高城鄉(xiāng)居民收入水平已經取得了較大的成果，尤其是農村居民收入提前一年實現(xiàn)比2010年翻一番.但城鄉(xiāng)居民收入差距趨勢方面仍比較顯著，由2015年的2.73∶1調整到2019年的2.64∶1.面對居民城鄉(xiāng)收入的整體差距，在開啟全面建設社會主義現(xiàn)代化國家征程之際，有效提高勞動生產率成為增加收入、縮小差距的根本手段.為發(fā)揮金融服務支持農村經濟發(fā)展，更好地提升勞動生產率，2004年中央一號文件《關于促進農民增加收入若干政策的意見》提出將推動金融資源向“三農”傾斜作為深化農村改革和增添農村發(fā)展活力的一項重要舉措；2015年國務院發(fā)布的《推進普惠金融發(fā)展規(guī)劃》明確了發(fā)展普惠金融作為國家戰(zhàn)略，強調深入推進農村金融體制改革，積極主動適應農村經濟發(fā)展實際情況和農民金融訴求，不斷創(chuàng)新農村金融改革；2019年中央一號文件再次突出強調構建銀行類金融機構對“三農”的服務激勵與約束機制，逐步形成覆蓋各類農產品生產和交易的衍生類金融產品，打通金融服務“三農”的各個環(huán)節(jié).

數字普惠金融強調鄉(xiāng)村地區(qū)金融服務的可得性、價格合理性、便利性、安全性和全面性，而且通過構建多層次、廣覆蓋的農村金融服務體系，改善信息不對稱視角下鄉(xiāng)村地區(qū)金融服務對農村經濟發(fā)展的信用錯配、流動錯配和期限錯配的程度，從而有效實現(xiàn)農村居民收入提高，城鄉(xiāng)居民收入差距縮小.從實踐經驗來看，我國城鄉(xiāng)居民收入差距受制于我國城市化過程中金融資源的錯配程度[1-2].例如，金融資源支持城市基礎設施建設和非農產業(yè)項目對農村地區(qū)形成“擠出效應”，導致鄉(xiāng)村地區(qū)居民無法獲取可得性金融服務，顯著降低了物質資本和人力資本的投融資能力，造成農村實體經濟在“金融沙漠”中持續(xù)衰退[3].因此，立足于數字普惠金融的視角，研究城鄉(xiāng)居民收入分配問題是重要且必要的.“十三五”以來，我國東部、中部和西部地區(qū)數字普惠金融發(fā)展水平呈現(xiàn)逐步上升趨勢，為有效實現(xiàn)“十四五”農業(yè)農村現(xiàn)代化的重大突破，作為影響城鄉(xiāng)居民收入分配的重要因素，數字普惠金融是否能夠改善城鄉(xiāng)居民收入差距？通過何種機制影響城鄉(xiāng)居民收入分配？在影響效應方面能夠發(fā)揮多少？本文從數字普惠金融對提高居民收入分配具有門檻效應的角度研究上述問題，有助于政府更好地推動數字普惠金融高質量發(fā)展，以達到縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的目的.

1 文獻綜述

基于國內外相關文獻梳理發(fā)現(xiàn)，主流觀點認為金融發(fā)展與收入增長存在正相關關系，但對于金融發(fā)展與收入差距兩者之間關系的觀點存在較大分歧.從現(xiàn)有的研究結論來看，可以總結為以下三種觀點.第一，有學者認為金融發(fā)展可以顯著縮小收入差距.最具代表性的學者Mckinnon[4]和Shaw[5]基于金融深化角度論證了金融發(fā)展與收入差距之間的關系，得到金融深化能夠顯著縮小收入差距的結論.從全球經驗來看，Dollar[6]對92個國家的大樣本數據進行研究分析后，認為普惠金融發(fā)展可以促進經濟增長，有效降低貧困狀況.此外，Bittencourt[7]以巴西的城鎮(zhèn)收入水平為樣本數據，研究后得出結論：在低收入地域加強金融服務力度，擴大金融服務廣度和提高金融服務水平，有利于提高低收入人群的生活質量，改善生活狀態(tài).除了國外學者的研究，國內學者張賀等[8]基于中國省級面板數據證實了數字普惠金融能夠縮小城鄉(xiāng)居民收入差距.熊凱軍等[9]基于省際面板數據實證發(fā)現(xiàn)，普惠金融發(fā)展水平的提高顯著縮小了城鄉(xiāng)居民收入差距.第二，有學者保持金融發(fā)展程度對縮小收入差距有消極作用的觀點.Xu等[10]認為金融體系普遍存在“嫌貧愛富”的特征，這將導致金融發(fā)展水平的提高并不會收斂城鄉(xiāng)居民收入差距.姚耀軍[11]發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與城鄉(xiāng)居民收入差距之間具有正逆雙向正相關格蘭杰因果關系.劉金全等[12]通過分步回歸法引入中介變量，對普惠金融產生的間接及直接影響進行分析，發(fā)現(xiàn)普惠金融對縮小城鄉(xiāng)居民收入差距有直接明顯的負向效果，并且普惠金融對經濟增長的促進作用明顯大于緩解貧困狀況的作用.呂雁琴等[13]選取了我國30個省際面板數據，運用靜態(tài)與動態(tài)面板進行實證分析，認為城鄉(xiāng)消費差距與數字普惠金融指數存在顯著的負相關關系.第三，有學者指出金融發(fā)展與居民收入差距存在顯著非線性關系.喬海曙等[14]基于我國縣域金融截面數據進行實證分析，結果表明，金融發(fā)展和收入不平等之間存在“倒U型”非線性關系.杜強等[15]認為數字普惠金融對該區(qū)域減貧影響均呈“倒U型”關系.李建偉[16]基于向量自回歸模型(SVAR)空間滯后模型，研究發(fā)現(xiàn)普惠金融對城鄉(xiāng)居民收入的影響在省域層面出現(xiàn)不一致的情況，存在著某種意義上的倒“U”型關系.

通過文獻梳理可以看出，以往國內外學者針對數字普惠金融對城鄉(xiāng)居民收入分配的影響均做了一定的研究，但仍存在以下不足：①數字普惠金融對城鄉(xiāng)居民收入分配的理論機制研究.現(xiàn)有文獻主要是通過量化方法直接進行數字普惠金融和城鄉(xiāng)居民收入分配之間關系的經驗分析，較少全面系統(tǒng)地剖析兩者的整體機制和具體路徑.②普惠金融對城鄉(xiāng)居民收入分配的非線性效應研究.現(xiàn)有研究主要運用面板分析方法分析數字普惠金融對城鄉(xiāng)居民收入分配的線性效應，雖然部分學者也考察了二者之間“倒U型”的非線性關系，但是結合理論機制的研究，數字普惠金融對我國城鄉(xiāng)居民收入分配是否具有門檻閾值效應有待于進一步探討.為彌補以上研究不足，本文以我國31個省份的面板數據為例，系統(tǒng)研究數字普惠金融影響城鄉(xiāng)居民收入分配的理論機理，并通過門檻面板數據模型探討數字普惠金融影響城鄉(xiāng)居民收入分配的非線性門檻效應.

2 研究框架與理論假說

2.1 數字普惠金融對城鄉(xiāng)居民收入分配的模型構建與解釋

傳統(tǒng)的柯布-道格拉斯生產函數模型認為，在某一時期某個地區(qū)的產出水平主要由資本、勞動和生產技術三者共同決定，如式(1)所示.

(1)

其中，Yt代表某地區(qū)第t期的總產出水平，Kt、At、Lt分別代表該地區(qū)第t期的資本投入水平、技術發(fā)展水平和勞動力投入水平，α代表資本的邊際收益率，且0<α<1.

結合中國一直以來存在的城鄉(xiāng)二元經濟社會結構特點，分別建立城鎮(zhèn)經濟部門、農村經濟部門的生產函數模型，如式(2)及式(3)所示.

(2)

(3)

其中，Y1t、Y2t分別代表某地區(qū)第t期農村及城鎮(zhèn)兩個經濟部門的總產出水平；K1t、K2t則分別代表某地區(qū)第t期兩個經濟部門的資本投入水平；A1t、A2t分別代表某地區(qū)第t期兩個經濟部門的技術發(fā)展水平；L1t、L2t分別代表某地區(qū)第t期兩個經濟部門的勞動力投入水平；θ1和θ2為參數，分別代表農村資本、城鎮(zhèn)資本的邊際收益率，以此來說明資本對于城鎮(zhèn)、農村兩個經濟部門的重要性，且有0<θ1，θ2<1.基于國情，我國早期優(yōu)先實施發(fā)展城鎮(zhèn)經濟等政策，這使得地區(qū)城鄉(xiāng)的發(fā)展存在極不協(xié)調等問題.此外，農村的金融服務以及金融資源十分匱乏，導致城鄉(xiāng)居民收入差距進一步擴大.為了有效提高農村金融服務覆蓋度以及金融資源配置效率，我國開始著力于地區(qū)數字普惠金融的發(fā)展，以此保障農村居民能獲得最基本的金融服務，并鼓勵開展農村經濟部門的投融資活動，從而達到提高農村經濟部門資本投入水平的目的.因此，農村經濟部門資本投入水平的增長不僅由資本存量和勞動力投入水平決定，還取決于城鄉(xiāng)資本投入水平的差距.由此，構建城鎮(zhèn)、農村經濟部門的資本投入增長方程，分別如式(4)及式(5)所示.

(4)

K2t=s2L2tK2t

(5)

事實上，城鎮(zhèn)、農村兩個經濟部門數字普惠金融發(fā)展差距依然較大，本文構建以下數字普惠金融發(fā)展不平衡指標，公式如下：

(6)

Y1t和Y2t分別對L1t、L2t進行偏導函數求解，得到農村、城鎮(zhèn)勞動力的收入報酬W1t、W2t.

(7)

(8)

進一步地，用W1t和W2t分別對K1t、K2t進行偏導函數求解，以分析數字普惠金融發(fā)展對城鎮(zhèn)及農村居民收入的影響，得到式(9)及式(10).

(9)

(10)

由于0<θ1<1，所求結果均大于0，表明提高數字普惠金融發(fā)展程度均能提升農村及城鎮(zhèn)居民的收入水平.

為進一步分析數字普惠金融發(fā)展對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響，用城鄉(xiāng)居民可支配收入之比來衡量城鄉(xiāng)居民收入差距大小，通過計算、整理得到結果如式(11)所示.

(11)

0<θ1，θ2<1，式(11)表明由于農村、城鎮(zhèn)的數字普惠金融發(fā)展水平差距擴大，城鄉(xiāng)居民收入差距也將擴大.因此，加大力度發(fā)展農村經濟部門的數字普惠金融具有重要意義.著力于發(fā)展農村數字普惠金融，縮小城鄉(xiāng)之間的數字普惠金融發(fā)展差距，可以有效縮小城鄉(xiāng)居民收入差距.基于上述討論，本文提出如下假設.

假設1：數字普惠金融對縮小城鄉(xiāng)居民收入差距具有顯著正向影響，且存在門檻效應.

2.2 數字普惠金融發(fā)展對城鄉(xiāng)居民收入分配的影響機制及具體路徑

基于前文的模型構建，可知數字普惠金融發(fā)展是通過降低城鎮(zhèn)和農村之間的金融服務成本，提高金融服務普及度及提升金融產品多元化，從而有效改善城鄉(xiāng)居民的收入差距，影響機制及具體路徑如圖1所示.

圖1 數字普惠金融發(fā)展對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響機制及具體路徑

(1)數字普惠金融發(fā)展基于金融服務數字化程度改善城鄉(xiāng)居民收入分配

數字普惠金融的數字化大大降低金融服務成本，提高了資金供給方與需求方的金融效率，可以有效縮小城鄉(xiāng)居民收入差距.目前，對于傳統(tǒng)金融產品和服務無法解決的矛盾，應該積極地開“新路”，通過提升科技水平，發(fā)展金融科技來解決數字普惠金融的科技產業(yè)化等問題，打破農村貧困和偏遠山區(qū)對金融服務成本高的錯誤認識，再制定合適的定價方略，實現(xiàn)規(guī)模經濟，提高服務效率，有效地控制成本，從而吸引更多的金融機構為農村提供金融服務.此外，數字化是未來數字普惠金融持續(xù)發(fā)展的重要門徑，既提升了客戶的服務體驗，也優(yōu)化了成本結構.傳統(tǒng)的金融服務，是以網點的擴張速度為衡量標準，將長期以來網點積累的客戶和信用保障作為基礎，以此奠定傳統(tǒng)金融機構的發(fā)展核心.數字化金融則打破了以往傳統(tǒng)金融的結構與服務形式，提高了人工智能的替代度，降低了運營成本，也提高了金融服務的效率，通過提升技術來降低金融成本，如大數據快速放貸、新型的云端計算服務及線上平臺等.除此之外，數字普惠金融的數字化發(fā)展促進了金融結構的調整，更重視面向貧困地區(qū)底層人員的服務，拓展零售業(yè)務，為他們提供安全、有效的金融服務.基于上述討論，本文提出如下假設.

假設2：數字普惠金融通過提升數字化程度來縮小城鄉(xiāng)居民收入差距.

(2)數字普惠金融發(fā)展基于金融服務覆蓋廣度改善城鄉(xiāng)居民收入分配

金融服務的普及度決定于數字普惠金融的覆蓋廣度，同時關系著偏遠地區(qū)的農村居民能否得到金融服務以及農村部門經濟的資本投入水平是否增加，這很大程度上決定著農村部門經濟的發(fā)展，進而影響城鄉(xiāng)居民收入差距.數字普惠金融覆蓋廣度的提升，降低了農村居民享受金融服務的門檻，提高了金融服務在全國城鄉(xiāng)的普及度.互聯(lián)網金融與電商的發(fā)展，使得金融服務的受眾范圍更廣，手機銀行支持制定理財計劃、線上理財顧問解答疑慮等服務，有效激發(fā)了山區(qū)居民興趣.不再受限于實體銀行網點的分布，在家就能辦事的銀行，有效拓寬了金融服務受眾群體，也能為以往覆蓋不了的農民、小微企業(yè)、城鎮(zhèn)的低收入人群、殘疾人和老年人等特殊群體提供金融服務.在偏遠地區(qū)的居民可以通過移動支付、網上銀行等手機軟件進行線上操作，實現(xiàn)遠程支付交易.金融服務的普及更是帶動了金融知識的普及，與金融零距離接觸后，減少了知識盲區(qū)的“最后一公里”，農村居民的金融意識不斷增強，與新時代接軌，對現(xiàn)代金融服務也有了更多的了解與認識，會逐步去體驗現(xiàn)代化支付體系的發(fā)展成果.基于上述討論，本文提出如下假設.

假設3：數字普惠金融通過擴大金融服務覆蓋廣度來縮小城鄉(xiāng)居民收入差距.

(3)數字普惠金融發(fā)展基于金融服務使用深度改善城鄉(xiāng)居民收入分配.

數字普惠金融的使用深度反映了人們對各種金融產品的依賴度，這些金融產品所帶來的便利性是提高農村經濟部門投融資活動的重要原因，投融資活動的增加可以促進當地經濟發(fā)展，提高居民的收入，從而有效縮小城鄉(xiāng)居民收入差距.金融產品包括支付、保險及信貸等多種產品服務，可以有效減緩地區(qū)貧困，縮小收入差距.表現(xiàn)在①數字普惠金融為貧困戶提供的助學貸款，為農村學生提供資金支持，提高了其受教育程度，也提高了其工資收入，對家庭收入和實體經濟都會產生極為顯著的直接影響.②數字普惠金融有效促進農村經濟發(fā)展，提高地方經濟發(fā)展水平，利于政府完善福利政策，足額發(fā)放各類補助，提高福利保障，增加居民收入來源，進而提高農村居民收入水平.③充分發(fā)揮信貸政策的導向作用，建立農村經濟與金融的監(jiān)測網格，進行實時監(jiān)測.建立常態(tài)化的信息搜集和反饋機制，協(xié)助金融機構開展監(jiān)測分析經濟金融運行系統(tǒng)與調查的工作，形成群眾覆蓋面廣、信息真實、反饋快速的監(jiān)測網格，以便協(xié)助服務群體，降低放貸門檻，積極開發(fā)支農再貸款和再貼現(xiàn)管理.④將新型的金融服務和金融產品供給擴展至重點扶貧對象，幫助貧困低收入人口走上脫貧致富的道路，在促進特色產業(yè)發(fā)展的同時推動脫貧致富，使兩者形成一個良性循環(huán)，幫助的脫貧人口多，就可以帶動吸納更多普惠信貸資金的投入，從而優(yōu)化信貸資源配置，保持了數字普惠金融緩解地區(qū)貧困的針對性、可行性與可持續(xù)性.基于上述討論，本文提出如下假設.

假設4：數字普惠金融通過強化金融服務使用深度來縮小城鄉(xiāng)居民收入差距.

3 研究設計

3.1 變量定義

3.1.1 被解釋變量

城鄉(xiāng)居民收入差距指標.用城鄉(xiāng)居民人均可支配收入來衡量城鄉(xiāng)居民的收入水平是國內外最普遍的做法，也十分直觀.同樣地，本文選用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農村居民人均可支配收入的比值作為衡量城鄉(xiāng)居民收入差距的指標.該比值數值越大，說明城鄉(xiāng)居民收入差距越大，收入分配問題越嚴峻.

3.1.2 核心解釋變量

數字普惠金融指數.本文數字普惠金融指標采用北京大學數字普惠金融指數(第二期)(2011-2018)，第二期指數在2011-2015第一期26個指標的基礎上，對其進行拓展與擴充(擴充之后，具體包含了33個指標)，運用無量綱化方法，將指標直接匯總后變化為同度量化值；再在層次分析的基礎上，使用變異系數賦權法，使得數值的客觀性更強；最后使用指數合成方法，將多個指標綜合起來，得到具有整體性的新指標.該數字普惠金融指標體系將廣度與深度同時列在考察范圍內，構建反映金融扶貧扶弱的指標，體現(xiàn)了數字普惠金融的均衡性.該指標體系由覆蓋廣度指數、使用深度指數和數字化程度指數3個指標建立.數字金融覆蓋廣度使用 “金融機構的網點個數”“金融服務人員數”來充分體現(xiàn)，在互聯(lián)網金融層面，則用互聯(lián)網支付賬號與其綁定的銀行賬戶數目來表現(xiàn)；使用深度指數主要是從互聯(lián)網金融服務的角度來判斷用戶的使用情況，具體涵蓋了支付使用指數、貨幣基金使用指數、信貸使用指數、保險使用指數、投資使用指數及信用使用指數等幾個方面；數字化程度指數的主要影響因子為便利性與成本，這兩個因素影響著用戶對數字金融服務的需求，具體涵蓋了移動化指數、實惠化指數、信用化指數及便利化指數等方面.金融服務的便利程度越高、成本越低，用戶對于金融服務的需求就越高.

3.1.3 控制變量

本文參考已有文獻，選取產業(yè)結構、城鎮(zhèn)化水平、對外開放度、政府財政支出作為控制變量.首先，城鎮(zhèn)化水平，即城鎮(zhèn)人口占總人口的比重，該比重越高，表示城鎮(zhèn)化程度就越高.城鎮(zhèn)化水平對于某一地區(qū)的城鄉(xiāng)居民收入差距有巨大影響.聶高輝等[17]通過實證分析得出：①城鎮(zhèn)化在短期內對縮小城鄉(xiāng)居民收入差距具有顯著作用.本文的城鎮(zhèn)化水平選擇采用城鎮(zhèn)人口占地區(qū)常住總人口的比值來表示.②產業(yè)結構.數字普惠金融的發(fā)展有機會帶動產業(yè)結構的升級，產業(yè)升級一般是針對城市居民，因此，產業(yè)結構升級有可能使城鄉(xiāng)差距擴大.蘇洋等[18]認為產業(yè)結構的優(yōu)化及升級能有效縮小城鄉(xiāng)居民收入差距.本文產業(yè)結構采用第二、三產業(yè)增加值與地區(qū)生產總值的比值來表示.③政府財政支出.由財政支出支持的基本建設雖然通常都大量用于城市建設，為城市人民謀福利，但是基礎設施建設是由絕大多數的農民工參與的，因此，當政府支出中基本建設占比越大時，越有利于農民收入的提高.聶高輝等[17]也通過實證分析得出，從長期來看，基礎設施投資對城鄉(xiāng)居民收入差距產生的抑制效果非常明顯.本文采用地方財政一般預算支出.④對外開放度.一般來說對外貿易的增加會促使城鄉(xiāng)差距擴大，同時也促使城鎮(zhèn)化加快，所以，對外開放度也是影響城鄉(xiāng)居民收入分配的重要因素之一.本文對外開放度采用人民幣換算后的外商企業(yè)投資進出口總額占GDP的比重來表示.

本文樣本數據采用31個省、直轄市、自治區(qū)(2011-2018)的面板數據，除了數字普惠金融指標采用北京大學數字普惠金融指數(第二期)(2011-2018)以外，其他數據均來源于國家統(tǒng)計局.本文所有變量的說明和描述性統(tǒng)計如表1及表2所示.

表1 變量說明

表2 樣本變量的描述性統(tǒng)計

3.2 門檻效應模型

基于難以消除的金融排斥的存在，數字普惠金融無法完全發(fā)揮對城鄉(xiāng)收入差距的縮小作用.原因在于①基于難以克服的技術操作原因，普惠金融和數字技術的融合深度及質量總是無法達到最優(yōu)，農村的居民仍然擺脫不了基礎金融服務不足的困境.②數字普惠金融雖然有效緩解了供給側在物理層面的排斥,但農村居民受教育程度普遍較低,不能完全掌握金融及互聯(lián)網知識，導致在數字普惠金融的需求側存在著較為明顯的自我排斥,數字普惠金融的服務對象主要傾斜向高收入群體，根深蒂固的金融排斥導致城鄉(xiāng)收入差距有擴大的可能.因此，對于數字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響是否存在門檻效應這一問題，本文用stata軟件繪制數字普惠金融發(fā)展指數與城鄉(xiāng)收入差距的平滑線形圖，見圖2.

圖2 數字普惠金融發(fā)展與城鄉(xiāng)居民收入差距的線形圖

由圖2可知,在IFI<100時，城鄉(xiāng)收入差距與數字普惠金融發(fā)展存在非線性正相關關系，且斜率逐漸下降；當IFI>100時，城鄉(xiāng)收入差距與數字普惠金融發(fā)展呈非線性負相關關系，值得一提的是，這種負相關關系存在一定的波動性.因此，本文初步判斷二者存在非線性關系，且存在一定的門檻效應.

本文選用Hansen[19]門檻面板數據模型考察數字普惠金融對全國城鄉(xiāng)居民收入分配的門檻效應，當達到某一特定數值時，會對居民收入分配有明顯的影響.模型可以設定為

yi=ai+Ziδ+(qi<γ1)x′iβ1+(γ1

(γ2

(12)

yi為被解釋變量，xi為解釋變量，qi為+門限變量，γ1、γ2為待估門限值，Zi為控制變量.設置門限變量是為了將樣本劃分到不同的組，通過門檻變量大于或小于某一個門檻值來體現(xiàn)門檻變量體系.

定義虛擬變量di(γ)=(qi≤γ)，模型可以表示為

(13)

其中，β=β2,并且采用文獻[20]中的θ=β1-β2表示門檻效應.

(14)

在所有門檻變量中，滿足式(14)的觀測值則為門檻值.

4 實證分析

4.1 門限效應檢驗

假設H0：β1=β2，H1：存在一個或多個門限值.參考Hansen[19]構建LR檢驗統(tǒng)計量：

其中，RSS*是沒有門限效應時的殘差平方和，RSS(γ)是存在門限效應時的殘差平方和，需要使用bootstrap法計算臨界值.原假設為不存在門限效應，若拒絕原假設，則說明存在門限效應；若不拒絕原假設，則說明不存在門限效應.

第一步，先假設有3個門限值來進行門限效應檢驗，得出結果顯示P值為0.468 1，不拒絕原假設，不存在門限效應，所以不存在3個門限值.第二步，假設有兩個門限值再次回歸，P值為0.003 3，拒絕原假設.在進行雙重門檻檢驗時，拒絕原假設，即存在雙重門檻效應.因此，數字普惠金融發(fā)展對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響在雙重門檻區(qū)間兩邊存在不同，即兩者存在非線性關系.

4.2 門限值檢驗

證明存在兩個門限值后，需對門限值進行檢驗，在此利用LR統(tǒng)計圖進行檢驗，見圖3.可以看到虛線部分為95%顯著性參考線，在參考線以下的部分說明門限值是顯著存在的，最后輸出實證結果，見表3.

圖3 數字普惠金融與城鄉(xiāng)居民收入差距的各重門檻值估計結果

表3 數字普惠金融與城鄉(xiāng)居民收入差距的門限回歸

由此可通過門限值將組內樣本進行劃分(β1為-0.119 4，β2為-0.046 6，β3為0.001 5)，使用多閾值回歸方法計算門限值后得到的基礎模型為

yi=ai+URBANδ+ISδ+lnEXδ+OPENδ+(qi<20.340 0)x′iβ1+(20.340 0

當門限變量(即解釋變量數字普惠金融指數)小于等于門限值20.340 0時，數字普惠金融對城鄉(xiāng)居民收入分配產生量為β1的影響，那么當數字普惠金融指數大于門限值20.340 0且小于等于門限值45.560 0時，數字普惠金融對城鄉(xiāng)居民收入分配產生量為β2的影響，當數字普惠金融指數大于門限值45.560 0時，數字普惠金融對城鄉(xiāng)居民收入分配產生量為β3的影響.圖3為數字普惠金融與各省份城鄉(xiāng)居民收入差距的門檻值估計結果，由圖3可進一步直觀地檢驗門檻值的顯著性.

由圖3可知，從左到右分別為第一個門檻值、第二個門檻值和第三個門檻值的檢驗結果.圖中虛線確定了LR檢驗中門檻值95%的置信區(qū)間.可以發(fā)現(xiàn)，門檻模型的第三個估計值過于偏左，因此，難以判定估計值的真實存在.結合前文所提聯(lián)合檢驗的Р值，可以確定雙重門檻模型的表現(xiàn)最優(yōu).

表3給出了數字普惠金融與城鄉(xiāng)居民收入差距面板門檻模型的回歸結果.從回歸結果看，在不同的發(fā)展階段，數字普惠金融對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響存在顯著差異.隨著數字普惠金融發(fā)展水平(IFI)的變化，其對縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的影響由正轉為負，且影響大小會隨發(fā)展階段的變化而變化.當發(fā)展水平較低時(IFI<20.340 0)，數字普惠金融對城鄉(xiāng)居民收入差距就開始顯現(xiàn)出顯著的縮小作用，這種負向效應在1%的置信水平上顯著.一旦邁入第二階段(20.340 045.560 0)時，會擴大城鄉(xiāng)居民收入差距，但效果并不顯著.在控制變量方面，對外開放程度(OPEN)、政府財政支出(lnEX)對城鄉(xiāng)居民收入差距存在顯著的負相關關系.而城鎮(zhèn)化水平(URBAN)、產業(yè)結構(IS)對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響不顯著.以上，印證了假設1.

4.3 數字普惠金融對城鄉(xiāng)居民收入差距的機理探討

數字普惠金融影響我國城鄉(xiāng)居民收入差距的機理主要是基于提升金融服務數字化程度、擴大金融服務覆蓋廣度以及強化金融服務使用深度3個途徑實現(xiàn).

(1)數字普惠金融基于提升金融服務數字化程度降低金融服務成本視角的機理檢驗結果

本文擬在模型中引入數字普惠金融服務數字化程度指標(SZ).通過門限檢驗發(fā)現(xiàn)數字普惠金融服務數字化程度與城鄉(xiāng)居民收入差距同樣存在門檻效應，且具有雙重門檻值，門檻值分別為40.350 0和71.740 0，表明數字普惠金融服務數字化程度對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響在雙重門檻區(qū)間兩邊存在不同，即兩者存在非線性關系.進一步地，利用面板固定效應模型進行穩(wěn)健性檢驗，結果見附錄.圖4列示了數字普惠金融服務數字化程度門檻值的LR圖形.

圖4 數字普惠金融數字化程度與城鄉(xiāng)居民收入差距的各重門檻值估計結果

由圖4可以直觀看出，存在雙重門檻效應.由表4的回歸結果可以看出，數字普惠金融服務數字化程度在3個不同水平階段1%水平上都顯著縮小了城鄉(xiāng)居民收入差距，且效果逐漸減弱.這是因為伴隨著數字普惠金融的發(fā)展，互聯(lián)網、大數據、云計算和其他信息技術的迅速發(fā)展，數字金融應運而生.首先，許多數字金融企業(yè)在農村市場上積極推廣其產品和服務，大大改善了農村家庭獲得數字普惠金融服務的條件.如螞蟻金服基于農民在淘寶網上的交易數據向他們提供信貸，為他們提供無擔?；驌５男☆~信貸.其次，數字普惠金融數字化程度越高，農民越容易通過互聯(lián)網找到有針對性的信息，從而有效降低了金融服務成本，提高部分農民的收入，進而縮小了城鄉(xiāng)居民收入差距.可以看出，比起傳統(tǒng)金融服務，數字化金融服務更加有效便捷.以上印證了假設2.

表4 數字普惠金融服務數字化程度與城鄉(xiāng)居民收入差距的門限回歸

(2)數字普惠金融基于擴大金融服務覆蓋廣度提高金融服務普及度視角的機理檢驗結果

本文擬在模型中引入數字普惠金融服務覆蓋廣度(GD).通過門限檢驗發(fā)現(xiàn)覆蓋廣度指標與城鄉(xiāng)居民收入差距同樣存在門檻效應，具有雙重門檻值，門檻值分別為7.470 0和44.960 0，表明金融服務覆蓋廣度對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響在雙重門檻區(qū)間兩邊存在不同，即兩者存在非線性關系.第一步，穩(wěn)健性檢驗結果見附錄.假設有3個門限值進行門限效應檢驗，得出結果顯示P值為0.896 7，不拒絕原假設，不存在門限效應，所以不存在3個門限值；第二步，假設有兩個門限值再次回歸，P值為0.000 0，拒絕原假設.在進行雙重門檻檢驗時，拒絕原假設，即存在雙重門檻效應.門檻值分別為7.470 0和44.960 0.圖5為覆蓋廣度指標門檻值的LR圖形，可以直觀看出，存在雙重門檻效應.

圖5 數字普惠金融服務覆蓋廣度與城鄉(xiāng)居民收入差距的各重門檻值估計結果

通過表5的回歸結果顯示，數字普惠金融服務覆蓋廣度在區(qū)間1和區(qū)間2水平上顯著縮小了城鄉(xiāng)居民收入差距，且都在1%水平上顯著.當覆蓋廣度水平超過第二個門檻值時，對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響不再有縮小作用.這是因為金融服務覆蓋度越廣，偏遠地區(qū)較為貧困的農民也能得到相應的金融扶持，這有利于提高農村地方收入，從而縮小城鄉(xiāng)居民收入差距.擴大數字普惠金融服務地區(qū)，更大程度地覆蓋到那些由于地理條件所限而被金融服務排斥在外的人群和小微企業(yè)，有利于縮小城鄉(xiāng)居民收入差距.以上印證了假設3.

表5 數字普惠金融服務覆蓋廣度與城鄉(xiāng)居民收入差距的門限回歸

(3)數字普惠金融基于強化金融產品使用深度提供金融產品多元化視角的機理檢驗結果

本文擬在模型中引入數字普惠金融服務使用深度指標(SD).該指標由支付、保險及信貸3個次級指標測算所得，通過門限檢驗發(fā)現(xiàn)，使用深度指標與城鄉(xiāng)居民收入差距同樣存在門檻效應，具有雙重門檻值，門檻值分別為30.160 0和68.510 0，說明金融服務使用深度對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響在雙重門檻區(qū)間兩邊存在不同，即兩者存在非線性關系.同樣地，穩(wěn)健性檢驗結果見附錄.

圖6為使用深度指標門檻值的LR圖形，可以看出，存在雙重門檻效應.

圖6 數字普惠金融服務使用深度與城鄉(xiāng)居民收入差距的各重門檻值估計結果

由表6回歸結果顯示，數字普惠金融服務使用深度在區(qū)間1和區(qū)間2的水平上都顯著縮小了城鄉(xiāng)居民收入差距.而使用深度超過第二個門限值，對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響不顯著.這是因為隨著使用深度的提升，意味著人們使用金融產品多樣化的趨勢越強，金融產品多樣化可以涵蓋更多服務主體.對于缺乏金融知識的農村居民，金融產品的細分化有利于他們選擇哪種金融服務.而且這些群體抗風險能力較弱，閑置資金較少.因此，金額小、期限短的信貸產品以及可提供擔保物的信貸產品比較適合其需求，而多元化的金融產品形式更能適應小微企業(yè)生產經營需求或者其他投資需求.如何讓金融產品匹配上更多的需求，有效提高金融資源的配置效率，是值得思考的一個問題.以上印證了假設4.

表6 數字普惠金融服務使用深度與城鄉(xiāng)居民收入差距的門限回歸

4.4 穩(wěn)健性分析

通過前面的門限回歸，已經對數字普惠金融對城鄉(xiāng)居民收入的影響原理有了一定程度的驗證.除此之外，為了避免模型設定存在的估計偏誤，本文繼續(xù)利用面板固定效應模型對原模型進行穩(wěn)健性檢驗，從估計結果中仍然獲得了與表3類似的結果，如附錄所示，說明數字普惠金融發(fā)展與城鄉(xiāng)居民收入差距之間的影響機制是非常穩(wěn)健的，進一步證實了發(fā)展數字普惠金融對城鄉(xiāng)居民收入差距有顯著的影響.此外，也對數字普惠金融服務數字化程度、覆蓋廣度及使用深度的門限回歸做了面板固定效應穩(wěn)健性檢驗，結果也是穩(wěn)健的，驗證了數字普惠金融影響城鄉(xiāng)居民收入差距的內在機理.

附錄 數字普惠金融與城鄉(xiāng)居民收入差距的穩(wěn)健性檢驗

5 結論與啟示

數字普惠金融的發(fā)展對城鄉(xiāng)居民收入的影響是由多方面因素造成的，本文以數字普惠金融指數為核心解釋變量，結合其他控制變量，構建面板門限模型來檢驗城鄉(xiāng)居民收入差距與數字普惠金融水平的線性與非線性關系，研究得出數字普惠金融的發(fā)展對于城鄉(xiāng)居民收入差距具有較明顯的門限效應，即當數字普惠金融水平處在不同的門限區(qū)間時，對城鄉(xiāng)居民的收入影響是不同的.進一步地，數字普惠金融發(fā)展基于金融服務數字化程度、覆蓋廣度、使用深度方面對城鄉(xiāng)居民收入也存在門檻效應.再通過面板固定效應模型進行穩(wěn)健性檢驗，證明結論為穩(wěn)健的.

總體而言，發(fā)展數字普惠金融,即通過提升金融服務數字化程度、擴大金融服務覆蓋廣度以及強化金融服務使用深度來提高農村居民的收入水平，進而縮小城鄉(xiāng)居民收入差距.為了更有效地縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，加快農村地區(qū)的數字普惠金融發(fā)展，本文提出以下建議：①隨著大數據相關應用的普及、人工智能的發(fā)展、互聯(lián)網金融的興起及金融服務平臺升級等軟硬件設施的完善，提升數字普惠金融服務數字化程度，可以有效降低服務成本，提高服務效率.②在數字普惠金融普及度較低的地區(qū)推動其產業(yè)化發(fā)展，通過設立金融中心、鄉(xiāng)鎮(zhèn)數字普惠金融服務點等方法，拓寬金融服務覆蓋廣度，將新型的數字普惠金融服務及產品供給擴展至重點扶貧對象，建立數據網絡，幫助信用信息數據化，以現(xiàn)有的能力與資源滿足我國農村地區(qū)對金融的更大需求.③隨著互聯(lián)網技術的不斷發(fā)展創(chuàng)新，以余額寶等為代表的新型互聯(lián)網金融產品為廣大群眾提供了支付、信貸、保險、投資等多種金融服務，這些新型互聯(lián)網金融產品的興起大大降低了金融服務的門檻.同樣地，結合互聯(lián)網技術推動新型數字普惠金融產品的發(fā)展，實現(xiàn)產品多元化，可以有效提高農村地區(qū)數字普惠金融服務的需求.因此，強化數字普惠金融服務使用深度，推動數字普惠金融產品多元化的發(fā)展具有重大意義.④政府需發(fā)揮自身職能，完善農村地區(qū)數字普惠金融管理體系、相關法律法規(guī)、審批機制與風險管理機制等，支持與鼓勵大型商業(yè)銀行助力發(fā)展農村地區(qū)數字普惠金融事業(yè)，設立農村數字普惠金融專項服務部，注重資源配置，軟硬件建設雙管齊下.