黃英君，王 丹

(重慶大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，重慶 400030)

大力發(fā)展普惠金融是我國(guó)消滅貧困、全面建成小康社會(huì)、維護(hù)社會(huì)和諧的必要手段。隨著互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的發(fā)展，2016年杭州G20峰會(huì)上通過的《G20數(shù)字普惠金融高級(jí)原則》使融合了數(shù)字化發(fā)展的數(shù)字普惠金融首次登上國(guó)際舞臺(tái)，標(biāo)志著數(shù)字普惠金融將成為我國(guó)普惠金融發(fā)展的重要方向，成為全球未來(lái)金融扶貧的重要方向。發(fā)展數(shù)字普惠金融進(jìn)一步豐富了金融扶貧的內(nèi)涵和外延。

一、引言

貧困問題由來(lái)已久，消除貧困已經(jīng)成為世界各國(guó)共同的難題和責(zé)任。改革開放以來(lái)，我國(guó)扶貧開發(fā)事業(yè)讓農(nóng)村7億多貧困人口擺脫貧困，以2010年的不變價(jià)為例，按照每人每年2300元的農(nóng)村貧困標(biāo)準(zhǔn)線計(jì)算，貧困發(fā)生率由1978年的97.5%下降到2018年底的1.7%①，脫貧攻堅(jiān)成效顯著。然而，我國(guó)農(nóng)村減貧依然面臨挑戰(zhàn)。因此，需要從我國(guó)農(nóng)村貧困發(fā)展的歷史演變過程中尋求解決方案。因此，突破我國(guó)長(zhǎng)期以來(lái)農(nóng)村金融發(fā)展的短板、完善城鄉(xiāng)收入分配體系改革成為解決貧困桎梏的良方。

我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展從20世紀(jì)90年代以來(lái)受多方因素制約，其中城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)日益擴(kuò)大趨勢(shì)[1]，即單純追求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的粗放模式并不能解決收入差距問題，嚴(yán)重阻礙了農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。如果繼續(xù)忽視這一問題，將會(huì)引發(fā)其他社會(huì)問題[2]，進(jìn)而對(duì)改革開放以來(lái)取得的經(jīng)濟(jì)發(fā)展成效造成損害。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)，2018年底我國(guó)的城鄉(xiāng)居民收入比為2.68②。由此可以看出，我國(guó)城鄉(xiāng)發(fā)展不均衡嚴(yán)重制約了區(qū)域經(jīng)濟(jì)的均衡發(fā)展[3]。此外，我國(guó)長(zhǎng)期實(shí)行的金融發(fā)展策略也是以城市為偏向，從而導(dǎo)致城市金融發(fā)展體系對(duì)農(nóng)村金融發(fā)展存在“虹吸效應(yīng)”[4]。金融發(fā)展的功能理應(yīng)是促進(jìn)信貸資源的自由流動(dòng)以及合理的優(yōu)化配置，進(jìn)而改善城鄉(xiāng)收入分配體系[5]。但是在傳統(tǒng)金融發(fā)展實(shí)踐中，由于注重金融發(fā)展的深度導(dǎo)致了金融發(fā)展脫離其服務(wù)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的使命[6]，尤其是在農(nóng)村地區(qū)，農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展的金融需求與金融服務(wù)之間出現(xiàn)失調(diào)和錯(cuò)配。

以此為背景，服務(wù)對(duì)象包含所有社會(huì)群體的“普惠金融”概念應(yīng)運(yùn)而生。這一概念最先出現(xiàn)在2005年聯(lián)合國(guó)的小額信貸年中，其目的是力圖打破城鄉(xiāng)金融發(fā)展的二元結(jié)構(gòu)，強(qiáng)調(diào)為社會(huì)所有階層尤其是農(nóng)村的低收入群體以及被傳統(tǒng)金融排斥在外的弱勢(shì)群體提供基礎(chǔ)的金融服務(wù)[7]。我國(guó)是在2013年黨的十八屆三中全會(huì)上首次提出發(fā)展普惠金融。此后，2015年國(guó)務(wù)院政府工作報(bào)告再次提及加大力度發(fā)展普惠金融，強(qiáng)調(diào)普惠金融發(fā)展要惠及社會(huì)所有市場(chǎng)主體。2016年1月，國(guó)務(wù)院《推進(jìn)普惠金融發(fā)展規(guī)劃(2016—2020)》中明確指出要把農(nóng)民等社會(huì)群體納入普惠金融提供金融產(chǎn)品和服務(wù)的重點(diǎn)對(duì)象，有效提高農(nóng)民對(duì)于金融服務(wù)的可得性。報(bào)告首次明確了國(guó)家層面對(duì)于普惠金融的定義。但是發(fā)展普惠金融也一直存在理念大于行動(dòng)的現(xiàn)象，農(nóng)村和貧困地區(qū)基礎(chǔ)建設(shè)落后，普惠金融面臨著成本高、效率低、服務(wù)失衡等全球共性難題，其可持續(xù)性發(fā)展和健康發(fā)展面臨多方面的因素制約。

隨著互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展，普惠金融也遇到了新的發(fā)展機(jī)遇。2016年G20第十一次峰會(huì)上，融合時(shí)代特色的數(shù)字普惠金融被作為重要議題首次在國(guó)際領(lǐng)域正式提出，會(huì)議通過了數(shù)字普惠金融發(fā)展的正式文件——《G20數(shù)字普惠金融高級(jí)原則》，把數(shù)字普惠金融的發(fā)展和建設(shè)推廣上升到國(guó)家戰(zhàn)略層面[8]。此次會(huì)議將“數(shù)字普惠金融”的定義闡述為“發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)等數(shù)字技術(shù)在促進(jìn)金融服務(wù)長(zhǎng)尾客戶方面的巨大潛力，主要是為被排除在傳統(tǒng)金融服務(wù)對(duì)象之外的群體提供合適的普惠金融產(chǎn)品和金融服務(wù)，同時(shí)考慮使用數(shù)字技術(shù)實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)”，此舉代表了數(shù)字普惠金融在全世界金融扶貧工作中的發(fā)展方向。2018年12月18日，中關(guān)村互聯(lián)金融研究院在“2019中關(guān)村金融科技論壇暨第六屆普惠金融論壇”發(fā)布了《中國(guó)金融科技和數(shù)字普惠金融發(fā)展報(bào)告2018》，指出“數(shù)字普惠金融是金融科技與普惠金融深度融合的產(chǎn)物，也是科技創(chuàng)新金融的突出表現(xiàn)，能夠?qū)⒋髷?shù)據(jù)、人工智能等前沿科技運(yùn)用于普惠金融領(lǐng)域，締造出全新的普惠金融發(fā)展模式”。此外，還預(yù)測(cè)了精準(zhǔn)脫貧、服務(wù)小微企業(yè)融資將成為數(shù)字普惠金融的業(yè)務(wù)發(fā)展重心。

以上可以看出，融合互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的數(shù)字普惠金融的提出與發(fā)展，進(jìn)一步豐富了金融的內(nèi)涵和外延，代表著新經(jīng)濟(jì)、新時(shí)代我國(guó)金融業(yè)發(fā)展的方向。實(shí)踐表明數(shù)字普惠金融進(jìn)一步深化了普惠金融的發(fā)展，它能夠有效兼顧商業(yè)性和社會(huì)性的雙重目標(biāo)，能夠提高農(nóng)民收入、緩解貧困現(xiàn)狀，與我國(guó)金融精準(zhǔn)扶貧目標(biāo)相一致。

因此，收入分配差距的持續(xù)擴(kuò)大是否會(huì)影響到數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村貧困的作用呢？若有影響，則有必要明確其具體表現(xiàn)形式。基于此，本文利用2011—2017年中國(guó)31個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)，通過三種方法檢驗(yàn)數(shù)字普惠金融發(fā)展、收入分配差距、農(nóng)村貧困三者之間的相互作用機(jī)制以及渠道效應(yīng)，進(jìn)一步利用固定效應(yīng)面板門檻模型驗(yàn)證數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村貧困減緩的作用受收入分配影響的門檻效應(yīng)。綜上，本文的創(chuàng)新之處在于進(jìn)一步梳理了數(shù)字普惠金融發(fā)展、收入分配差距、農(nóng)村貧困三者之間的關(guān)系，實(shí)證分析其具體作用機(jī)理。此外本文的研究結(jié)論對(duì)進(jìn)一步發(fā)揮數(shù)字普惠金融和收入分配體系在農(nóng)村貧困減緩中的作用和基礎(chǔ)具有一定的參考意義。

本文內(nèi)容共分為六部分，其余部分安排如下：第二部分是理論機(jī)制分析，從理論上分析數(shù)字普惠金融發(fā)展、收入分配差距以及農(nóng)村貧困三者之間的關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上提出了本文的假說；第三部分是研究設(shè)計(jì)，包括基本模型設(shè)定、數(shù)據(jù)來(lái)源及其描述性統(tǒng)計(jì)等；第四部分是實(shí)證分析，包括基準(zhǔn)回歸模型、傳導(dǎo)機(jī)制、門檻模型的結(jié)果及相關(guān)解釋；第五部分為增加控制變量和更換被解釋變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)；第六部分為本文的實(shí)證分析結(jié)論及相關(guān)政策建議。

二、理論機(jī)制分析

從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度來(lái)看，互聯(lián)網(wǎng)革命的影響[9]可以歸結(jié)為效率(對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響)和公平(對(duì)收入分配的影響)兩方面。得益于互聯(lián)網(wǎng)革命，微信、支付寶等交易記錄可以為用戶提供征信記錄和信用評(píng)價(jià)，進(jìn)而被數(shù)字金融平臺(tái)用于借貸審核，為原本被排除在金融體系之外的群體提供金融服務(wù)，因此，數(shù)字普惠金融發(fā)展帶來(lái)了經(jīng)濟(jì)包容性和社會(huì)總體收入的顯著提升[10]。然而，當(dāng)一個(gè)國(guó)家或地區(qū)收入分配狀況在這一過程中被逐漸拉大，貧困狀況將轉(zhuǎn)而更加嚴(yán)峻。收入分配狀況的失衡，對(duì)數(shù)字普惠金融帶來(lái)的良好減貧效應(yīng)是一個(gè)致命打擊。因此，政府有必要制定積極有效的扶貧政策，使得貧困階層獲得高于富人階層或社會(huì)平均的分配增長(zhǎng)率。一個(gè)國(guó)家或地區(qū)減緩貧困狀況的進(jìn)程，離不開一個(gè)良好的社會(huì)收入分配體系。

數(shù)字普惠金融發(fā)展作用于收入分配主要通過降低門檻效應(yīng)、緩解排斥效應(yīng)。金融發(fā)展初期只有少數(shù)高收入群體可以享受到金融服務(wù)，只有當(dāng)金融發(fā)展到成熟以后才能降低門檻惠及低收入群體[11]。金融排斥是金融機(jī)構(gòu)在追求利潤(rùn)的過程中向人流量聚集的大城市擴(kuò)張，放棄偏遠(yuǎn)農(nóng)村市場(chǎng)，使得農(nóng)村地區(qū)低收入群體被排斥在傳統(tǒng)金融市場(chǎng)之外，進(jìn)一步拉大城鄉(xiāng)收入差距[12]。數(shù)字普惠金融具有低門檻、低成本、不受營(yíng)業(yè)網(wǎng)點(diǎn)限制等優(yōu)勢(shì)，因此其服務(wù)群體囊括了被傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)排斥在外的社會(huì)低收入和弱勢(shì)群體等“長(zhǎng)尾客戶”，為其提供低成本、便捷的金融產(chǎn)品和服務(wù)，同時(shí)，數(shù)字普惠金融的發(fā)展可以為農(nóng)村居民提供更加多樣化的政策性金融產(chǎn)品和財(cái)政補(bǔ)貼貸款，此舉將會(huì)使農(nóng)村居民獲得更多的經(jīng)濟(jì)機(jī)會(huì)和資本積累，進(jìn)而使其收入增加，改善當(dāng)?shù)氐氖杖胨?，減小收入差距。

收入分配作用于農(nóng)村貧困的機(jī)制主要體現(xiàn)為：收入分配差距的持續(xù)擴(kuò)大，意味著相對(duì)于低收入人群，高收入人群將占有更多的社會(huì)資源，享有更多的社會(huì)財(cái)富。因此在相等的平均收入狀況下，收入分配差距越小，富人財(cái)富占比越少，相應(yīng)地窮人財(cái)富占比增加，從而貧困人口的貧困程度就會(huì)得到緩解。因此，收入分配差距的縮小可以有效緩解農(nóng)村地區(qū)的貧困狀況，否則收入分配差距的拉大將會(huì)抑制農(nóng)村貧困減緩。基于以上分析，本文提出假說(1)：數(shù)字普惠金融發(fā)展可以通過收入分配的作用機(jī)制來(lái)影響農(nóng)村貧困。

我國(guó)幅員遼闊，各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、人口規(guī)模、居民受教育水平等也不盡相同甚至存在較大差異[13-14]，各地區(qū)收入分配差距也呈現(xiàn)出明顯的區(qū)域差異[15-16]。由前文分析可知，收入分配會(huì)影響數(shù)字普惠金融的減貧效率，因此，在不同收入分配差距下，數(shù)字普惠金融作用于農(nóng)村貧困會(huì)呈現(xiàn)出較大差異。在收入差距較高的地區(qū)，農(nóng)村貧困人群缺乏收入來(lái)源，資金積累緩慢，金融基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)緩慢甚至缺乏，會(huì)弱化數(shù)字普惠金融推廣效果，此外，農(nóng)村金融發(fā)展的互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)、金融科技利用效果也會(huì)降低，進(jìn)一步弱化了數(shù)字普惠金融發(fā)展效率。由于數(shù)字普惠金融發(fā)展可以有效抑制農(nóng)村貧困發(fā)生率，數(shù)字普惠金融基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)落后會(huì)阻礙減貧進(jìn)程；同理，對(duì)于收入分配差距較低的地區(qū)，可以有效促進(jìn)數(shù)字普惠金融的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，進(jìn)一步帶動(dòng)其作用于農(nóng)村減貧效率的提升?；谝陨戏治?，本文提出假說(2)：數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率的抑制作用受到收入分配門檻作用的影響，且相對(duì)于較高收入差距水平而言，較低收入差距下的數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村貧困的抑制作用更顯著。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)基本模型設(shè)定

基于前文對(duì)于數(shù)字普惠金融、收入分配、農(nóng)村貧困三者關(guān)系的理論機(jī)制分析，本文構(gòu)建如下基準(zhǔn)回歸模型，如模型(1)：

povi,t=β0+β1indexi,t+∑control+εi,t+μi+wt

(1)

模型(1)中，被解釋變量povi,t為第i個(gè)省市第t期的貧困程度，用貧困發(fā)生率表示；解釋變量indexi,t為地區(qū)數(shù)字普惠金融發(fā)展水平，用北京大學(xué)編制的數(shù)字普惠金融指數(shù)表示；∑control代表可能影響農(nóng)村貧困的一系列其他控制變量，具體包括：pgdp為人均GDP，fe為財(cái)政支出規(guī)模，用地區(qū)財(cái)政支出與GDP的比值表示，afe為財(cái)政支農(nóng)結(jié)構(gòu)，用地區(qū)財(cái)政支農(nóng)支出占總財(cái)政支出的比重表示，該比值越大說明地方政策對(duì)農(nóng)業(yè)的支持力度越強(qiáng)。inv為固定資產(chǎn)投資水平，用地區(qū)固定資產(chǎn)投資總額與GDP的比值表示。此外，β0為常數(shù)項(xiàng)，μi代表個(gè)體效應(yīng)，εi.t為殘差項(xiàng)，wt為時(shí)間效應(yīng)。

由于本文假說(1)認(rèn)為，數(shù)字普惠金融通過收入分配作用于農(nóng)村貧困，為了驗(yàn)證數(shù)字普惠金融的這一作用機(jī)制，本文首先單獨(dú)把收入分配指標(biāo)引入回歸模型即模型(2)，在此基礎(chǔ)上，把數(shù)字普惠金融指數(shù)引入回歸模型即模型(3)。此外，為進(jìn)一步驗(yàn)證數(shù)字普惠金融通過收入分配影響農(nóng)村貧困的渠道效應(yīng)，把數(shù)字普惠金融和收入分配的交互項(xiàng)引入回歸模型即模型(4)，具體模型如下：

povi,t=β0+β1inci,t+∑control+εi,t+μi+wt

(2)

povi,t=β0+β1inci,t+β2indexi,t+∑control+εi,t+μi+wt

(3)

povi,t=β0+β1inci,t+β2indexi,t+β3inci,t×indexi,t+∑control+εi,t+μi+wt

(4)

模型(2)至(4)中，inci,t表示收入分配，具體為各省份城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均純收入的比值，是本文重點(diǎn)考察的解釋變量。由于模型加入交互項(xiàng)可能會(huì)引起多重共線性問題，因此對(duì)于交互項(xiàng)，本文主要進(jìn)行了中心化處理。

(二)中介效應(yīng)分析

為了進(jìn)一步驗(yàn)證收入分配是否在數(shù)字普惠金融作用于農(nóng)村貧困的過程中發(fā)揮中介效應(yīng)，本文主要借鑒溫忠麟等[17]提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，建立模型(5)至(7)考察中介效應(yīng)。

povi,t=β0+β1indexi,t+∑control+εi,t+μi+wt

(5)

inci,t=α0+α1indexi,t+∑control+εi,t+μi+wt

(6)

povi,t=γ0+γ1indexi,t+γ2inci,t+∑control+εi,t+μi+wt

(7)

根據(jù)溫忠麟等[17]的研究，β1代表了數(shù)字普惠金融作用于農(nóng)村貧困的總效應(yīng)，γ1代表了數(shù)字普惠金融作用于農(nóng)村貧困的直接效應(yīng)，而中介效應(yīng)的大小則由α1γ2來(lái)表示。此外，中介效應(yīng)的相對(duì)值可以由中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比值來(lái)表示。進(jìn)一步地，本文通過構(gòu)建Sobel統(tǒng)計(jì)量來(lái)檢驗(yàn)中介效應(yīng)的顯著性，Sobel統(tǒng)計(jì)量的計(jì)算公式如下：

(三)面板門檻模型設(shè)定

根據(jù)上文提出的假說(2)：數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)展的作用可能受到收入分配門檻效應(yīng)的影響，為了驗(yàn)證本假說，本文借鑒面板門檻模型相關(guān)理論，采用固定效應(yīng)面板門檻模型估計(jì)。具體是在模型(3)的基礎(chǔ)上用收入分配(inc)作為門檻變量，構(gòu)建如模型(8)的單門檻面板模型：

povi,t=β0+β1inci,t+β2indexi,t×I(inci,t<γ1)+β3indexi,t×I(inci,t≥γ1)+∑control+εi,t+μi+ωt

(8)

根據(jù)分析，數(shù)字普惠金融作用于農(nóng)村貧困的收入分配水平可能存在多個(gè)門檻值，因此，本文在模型(8)的基礎(chǔ)上進(jìn)行擴(kuò)展，構(gòu)建如模型(9)的多門檻面板模型：

povi,t=β0+β1inci,t+β2indexi,t×I(inci,t<γ1)+β3indexi,t×I(γ1≤inci,t<γ2)+…+βn+1indexi,t×I(γn-1≤inci,t<γn)+βn+2indexi,t×I(inci,t≥γn)+∑control+εi,t+μi+ωt

(9)

上式中，indexi,t為第i個(gè)省市第t期的數(shù)字普惠金融指數(shù)，inci,t表示第i個(gè)省市第t期的收入分配差距，也是模型所設(shè)定的門檻變量，γ為未知的收入分配門檻值，I()代表指示函數(shù)，若滿足括號(hào)中的條件，則I=1，否則I=0。

為了進(jìn)一步驗(yàn)證上述所設(shè)立的面板門檻模型的穩(wěn)健性，本文在基礎(chǔ)門檻模型上擴(kuò)展。首先，模型中遺漏變量可能對(duì)回歸結(jié)果造成影響，因此本文考慮將地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(industry)、城市化水平(urban)、地區(qū)經(jīng)濟(jì)開放程度(open)等控制變量引入回歸模型。最后，本文考慮采用替換被解釋變量——農(nóng)村貧困的代理變量，將農(nóng)村貧困發(fā)生率替換為農(nóng)村居民人均收入(income)并進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

(四)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文中所選取的是2011—2017年31個(gè)省市的相關(guān)數(shù)據(jù)，各個(gè)指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)來(lái)源于《北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)(2011—2018年)》[19]及國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站、WIND數(shù)據(jù)庫(kù)、中國(guó)農(nóng)村貧困監(jiān)測(cè)報(bào)告(2017)。本文關(guān)于原始數(shù)據(jù)的處理如下：無(wú)量綱變量如數(shù)字普惠金融指數(shù)，總量型變量如農(nóng)村居民人均收入、人均GDP等取其對(duì)數(shù)參與回歸，對(duì)比率型變量如貧困發(fā)生率、收入分配、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化率等取其計(jì)算所得數(shù)據(jù)參與回歸。各變量經(jīng)過處理后的符號(hào)表達(dá)和經(jīng)濟(jì)含義如表1所示，描述性統(tǒng)計(jì)特征如表2所示。

表1回歸變量符號(hào)表達(dá)和經(jīng)濟(jì)含義

表2主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

本文首先通過散點(diǎn)圖簡(jiǎn)單明了地判斷主要變量之間的關(guān)系。圖1為農(nóng)村貧困狀況(pov)、取對(duì)數(shù)后的數(shù)字普惠金融指數(shù)(index)、收入分配(inc)三個(gè)變量?jī)蓛芍g的散點(diǎn)圖。從圖中可以觀察到：農(nóng)村貧困狀況與數(shù)字普惠金融發(fā)展呈現(xiàn)明顯的負(fù)向關(guān)系，即數(shù)字普惠金融發(fā)展可以有效抑制農(nóng)村貧困狀況；農(nóng)村貧困與收入分配呈現(xiàn)明顯的正向關(guān)系，即收入分配差距的改善有利于農(nóng)村貧困減緩。此外，收入分配與數(shù)字普惠金融發(fā)展呈現(xiàn)明顯的負(fù)向關(guān)系，即數(shù)字普惠金融的持續(xù)發(fā)展有利于抑制收入分配差距的持續(xù)擴(kuò)大。以上判斷與本文的假說相吻合，接下來(lái)進(jìn)一步對(duì)三者之間關(guān)系進(jìn)行更精確的實(shí)證分析。

(a)數(shù)字普惠金融與農(nóng)村貧困

(b)收入分配與農(nóng)村貧困

(c)數(shù)字普惠金融與收入分配

四、實(shí)證分析

根據(jù)上文的假說，數(shù)字普惠金融的發(fā)展不僅能直接影響農(nóng)村貧困狀況，還可以通過改善收入分配狀況間接影響農(nóng)村貧困。同時(shí)，數(shù)字普惠金融作用于農(nóng)村貧困還會(huì)受到收入分配門檻效應(yīng)的影響。為了驗(yàn)證上述假說，本文實(shí)證分析三者之間的傳導(dǎo)機(jī)制和存在的門檻效應(yīng)。首先，在傳導(dǎo)機(jī)制檢驗(yàn)中，采用陳強(qiáng)[20]的研究方法初步驗(yàn)證數(shù)字普惠金融、收入分配和農(nóng)村貧困之間的傳導(dǎo)機(jī)制，然后引入數(shù)字普惠金融和收入分配的交互項(xiàng)對(duì)其進(jìn)行進(jìn)一步探究，在此基礎(chǔ)上利用溫忠麟、陳瑞等[17,21]關(guān)于中介效應(yīng)的檢驗(yàn)方法分析收入分配在數(shù)字普惠金融作用于農(nóng)村貧困的過程中發(fā)揮的中介效應(yīng)。最后，在門檻效應(yīng)檢驗(yàn)中，為確定收入分配門檻個(gè)數(shù)首先檢驗(yàn)了面板門檻模型的形式，其次為分析數(shù)字普惠金融作用于農(nóng)村貧困受到收入分配門檻效應(yīng)的影響程度，本文選擇固定效應(yīng)面板門檻模型進(jìn)行估計(jì)。

(一)傳導(dǎo)機(jī)制檢驗(yàn)

本文首先用簡(jiǎn)單線性回歸模型初步研究數(shù)字普惠金融、收入分配以及農(nóng)村貧困三者之間的關(guān)系，在此基礎(chǔ)上引入數(shù)字普惠金融和收入分配的交互項(xiàng)檢驗(yàn)傳導(dǎo)機(jī)制[22]，最后檢驗(yàn)收入分配的中介效應(yīng)。進(jìn)一步，由于交互項(xiàng)的引入可能導(dǎo)致模型產(chǎn)生共線性問題，本文首先對(duì)交互項(xiàng)進(jìn)行中心化處理[23]，這一步驟可以緩解共線性問題。根據(jù)Balli和S?rensen[24]的研究，認(rèn)為交互模型中的共線性問題不會(huì)影響模型的估計(jì)結(jié)果，因而可以忽略。由于面板數(shù)據(jù)存在個(gè)體效應(yīng)以及采用不同估計(jì)方法得到的估計(jì)效應(yīng)也不同，因此本文采用F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示固定效應(yīng)模型更為有效，具體估計(jì)結(jié)果見表3。

表3中的模型1實(shí)證分析了數(shù)字普惠金融作用于農(nóng)村貧困的直接影響。根據(jù)結(jié)果，在加入控制變量的情況下，數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村貧困具有顯著的負(fù)向影響，即數(shù)字普惠金融發(fā)展水平越高，越有利于降低農(nóng)村貧困發(fā)生率，且在1%的顯著性水平上高度顯著；模型2實(shí)證分析了收入分配對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)展的影響，結(jié)果顯示，收入分配對(duì)農(nóng)村貧困有顯著的正向影響，說明收入分配差距的持續(xù)拉大將會(huì)導(dǎo)致農(nóng)村貧困發(fā)生率上升。

本文關(guān)注的重點(diǎn)是數(shù)字普惠金融通過收入分配作用于農(nóng)村貧困的傳導(dǎo)機(jī)制，通過進(jìn)一步的分析可知，如果數(shù)字普惠金融確實(shí)通過收入分配影響農(nóng)村貧困，則以農(nóng)村貧困發(fā)生率作為被解釋變量，去掉收入分配解釋變量，則數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村貧困的作用是顯著的。觀察表3中的模型1和模型3可知，模型1在模型3的基礎(chǔ)上去掉了收入分配的解釋變量，模型3中數(shù)字普惠金融估計(jì)系數(shù)不顯著，而模型1中數(shù)字普惠金融的估計(jì)系數(shù)在1%的顯著性水平上高度顯著，這一結(jié)果有力地驗(yàn)證了數(shù)字普惠金融確實(shí)通過收入分配作用于農(nóng)村貧困的傳導(dǎo)機(jī)制。

為進(jìn)一步驗(yàn)證收入分配的傳導(dǎo)機(jī)制，在模型3的基礎(chǔ)上引入了數(shù)字普惠金融與收入分配的交互項(xiàng)，估計(jì)結(jié)果如模型4，結(jié)果顯示收入分配的估計(jì)系數(shù)顯著為正，而交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)，這說明收入分配對(duì)農(nóng)村貧困的顯著正向作用會(huì)隨著數(shù)字普惠金融發(fā)展水平的上升而不斷減弱。

表3變量回歸結(jié)果

注：①“*”表示10%，“**”表示5%，“***”表示1%；②中括號(hào)里是對(duì)應(yīng)的解釋變量估計(jì)系數(shù)的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤

為更加深入驗(yàn)證本文提出的假說(1)，本文利用溫忠麟等人的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法實(shí)證分析收入分配的中介效應(yīng)，結(jié)果如表4。模型5以農(nóng)村貧困作為被解釋變量，數(shù)字普惠金融的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，說明數(shù)字普惠金融作用于農(nóng)村貧困的總效應(yīng)是負(fù)的。模型6以收入分配作為被解釋變量，數(shù)字普惠金融的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，說明數(shù)字普惠金融發(fā)展可以有效減緩收入分配差距的持續(xù)擴(kuò)大。模型7以農(nóng)村貧困作為被解釋變量，數(shù)字普惠金融和收入分配同時(shí)作為解釋變量，且數(shù)字普惠金融的估計(jì)系數(shù)不顯著，而作為中介變量的收入分配的估計(jì)系數(shù)是顯著為正，再次證明了收入分配在數(shù)字普惠金融影響農(nóng)村貧困的過程中發(fā)揮著顯著的中介效應(yīng)。此外，Sobel檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值為-1.7592，對(duì)應(yīng)的p值為0.0785，即收入分配的中介效應(yīng)通過了10%的顯著性檢驗(yàn)。

根據(jù)上文的分析與公式計(jì)算可知，收入分配的中介效應(yīng)值約為-0.8，占總效應(yīng)的比重為14.1%。進(jìn)一步地，數(shù)字普惠金融發(fā)揮減貧效應(yīng)的過程中，收入分配扮演著重要的中介作用，其表現(xiàn)出數(shù)字普惠金融→收入分配→農(nóng)村貧困減緩的傳導(dǎo)機(jī)制。具體來(lái)看，隨著數(shù)字普惠金融發(fā)展的加深，而收入分配差距的進(jìn)一步縮小，有力地促進(jìn)了農(nóng)村居民收入的增長(zhǎng)速度，從而有效減緩了農(nóng)村貧困狀況。綜上，本文關(guān)于傳導(dǎo)機(jī)制和中介效應(yīng)的實(shí)證分析結(jié)果都證明了假說(1)是成立的。

表4收入分配的中介效應(yīng)

續(xù)表

變量模型5模型6模型7povincpov省份固定效應(yīng)YESYESYESSobel檢驗(yàn)Z=-1.7592,p=0.0785中介效應(yīng)/總效應(yīng)=14.1%

注：①“*”表示10%，“**”表示5%，“***”表示1%；②中括號(hào)里是對(duì)應(yīng)的解釋變量估計(jì)系數(shù)的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤

(二)門檻模型檢驗(yàn)

上述研究已經(jīng)證實(shí)了數(shù)字普惠金融通過收入分配影響農(nóng)村貧困的傳導(dǎo)機(jī)制，為進(jìn)一步探究數(shù)字普惠金融作用于農(nóng)村貧困的過程是否受到收入分配門檻效應(yīng)的影響，即本文考慮采用固定效應(yīng)面板門檻模型驗(yàn)證本文提出的假說(2)。首先要確定收入分配作為門檻變量的門檻數(shù)量和形式，因此本文分別計(jì)算了單一門檻、雙重門檻和三重門檻對(duì)應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量以及采用Bootstrap方法模擬的P值，具體結(jié)果見表5?？梢钥闯?，數(shù)字普惠金融發(fā)展對(duì)農(nóng)村貧困的影響是非線性的，且受到收入分配單重門檻的影響。收入分配對(duì)應(yīng)的門檻值為2.6499，對(duì)應(yīng)的Bootstrap方法下的P值為0.0267，通過5%的顯著性檢驗(yàn)，而雙重門檻和三重門檻效應(yīng)均不顯著。為進(jìn)一步可視化，圖2給出了利用Likelihood-Ratio(LR)統(tǒng)計(jì)量繪制的收入分配單重門檻置信區(qū)間圖。根據(jù)以上分析，本文選擇單重門檻面板模型進(jìn)行估計(jì)。

表5門檻值估計(jì)結(jié)果

注：①P值和臨界值均采用“自舉法(Bootstrap)”反復(fù)抽樣500次得到；②“*”表示10%，“**”表示5%，“***”表示1%

圖2 單重門檻估計(jì)圖

(三)門檻模型估計(jì)

上文門檻個(gè)數(shù)的檢驗(yàn)顯示，數(shù)字普惠金融指數(shù)對(duì)農(nóng)村貧困的作用受到收入分配水平單一門檻效應(yīng)的影響。接下來(lái)，本文采用固定效應(yīng)面板門檻模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見表6。

表6中基準(zhǔn)模型8的估計(jì)結(jié)果顯示，數(shù)字普惠金融指數(shù)對(duì)農(nóng)村貧困具有顯著的負(fù)向影響，且這種影響會(huì)受到收入分配單重門檻效應(yīng)的影響，具體而言，當(dāng)收入分配差距小于2.6499時(shí)，數(shù)字普惠金融指數(shù)的估計(jì)系數(shù)為-5.280，而當(dāng)收入分配差距大于2.6499時(shí)，數(shù)字普惠金融指數(shù)的估計(jì)系數(shù)為-3.277，均通過5%的顯著性檢驗(yàn)。這說明，相對(duì)于較高的城鄉(xiāng)收入分配差距，更低的收入分配差距下數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率的負(fù)向效應(yīng)更加明顯，即收入分配差距越小，數(shù)字普惠金融發(fā)揮農(nóng)村減貧作用越強(qiáng)。

通過控制變量回歸結(jié)果可以看出，人均GDP、財(cái)政支出規(guī)模、財(cái)政支農(nóng)結(jié)構(gòu)、固定資產(chǎn)投資等都會(huì)對(duì)農(nóng)村貧困發(fā)生率產(chǎn)生負(fù)向影響，但是財(cái)政支農(nóng)結(jié)構(gòu)對(duì)減緩農(nóng)村貧困的作用不顯著。

表6面板門檻回歸結(jié)果

注：①“*”表示10%，“**”表示5%，“***”表示1%；②中括號(hào)里是對(duì)應(yīng)的解釋變量估計(jì)系數(shù)的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤；③模型8為固定效應(yīng)面板門檻模型，模型9為增加控制變量，模型10為更換被解釋變量下的固定效應(yīng)面板門檻模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

上述基準(zhǔn)回歸模型基本得出結(jié)論，即數(shù)字普惠金融通過收入分配間接影響農(nóng)村貧困，且數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村貧困的影響受到收入分配門檻效應(yīng)的影響，相較于較高的收入差距，較低收入差距水平下的數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村貧困減緩的負(fù)向抑制作用更強(qiáng)。為了使上述研究結(jié)論更具說服力，本文選擇以下兩種方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

(一)增加控制變量

在基準(zhǔn)回歸模型8中，本文僅控制了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、財(cái)政支出規(guī)模、財(cái)政支農(nóng)結(jié)構(gòu)、固定資產(chǎn)投資水平的影響；但由于影響農(nóng)村貧困的因素眾多，可能遺漏其他變量會(huì)對(duì)模型估計(jì)結(jié)果造成偏誤，本文在原有控制變量的基礎(chǔ)上，再加入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(industry)、城鎮(zhèn)化率(urban)、經(jīng)濟(jì)開放度(open)等可能影響農(nóng)村貧困減緩的其他變量，并對(duì)面板門檻模型進(jìn)行了重新估計(jì)，結(jié)果見表6中模型9?？梢钥闯?，收入分配對(duì)農(nóng)村貧困的作用依然不顯著，即在增加其他控制變量后，收入分配的傳導(dǎo)機(jī)制仍然存在，且門檻效應(yīng)仍然顯著，具體而言，數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村貧困有顯著抑制作用，且在收入分配門檻前后均在5%顯著性水平上顯著，同時(shí)，與收入分配差距大的地區(qū)相比，在收入差距低的地區(qū)，數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村貧困的減緩作用明顯較強(qiáng)。以上結(jié)論均與基準(zhǔn)回歸模型的估計(jì)結(jié)果完全一致，再次證明了本文面板門檻模型的研究結(jié)論具有高度穩(wěn)健性。

此外，在新添加的控制變量中，城鎮(zhèn)化率、經(jīng)濟(jì)開放度對(duì)農(nóng)村貧困具有顯著負(fù)向影響，且通過了5%顯著性水平的檢驗(yàn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)村貧困的影響不顯著。

(二)更換被解釋變量

本文的被解釋變量主要是衡量農(nóng)村貧困狀況，在基準(zhǔn)回歸模型中，本文用農(nóng)村貧困發(fā)生率來(lái)衡量農(nóng)村貧困程度，在此，為了驗(yàn)證模型的穩(wěn)健性，本文在模型9的基礎(chǔ)上，用農(nóng)村人均收入(income)來(lái)衡量農(nóng)村貧困(農(nóng)村人均收入越高，貧困程度越低，反之亦然)，然后對(duì)模型進(jìn)行重新估計(jì)，具體估計(jì)結(jié)果如表6中模型10所示?？梢钥闯?，收入分配的門檻效應(yīng)依然顯著，且相較于較高收入分配差距而言，較低收入差距下數(shù)字普惠金融的估計(jì)系數(shù)明顯更大，這再次驗(yàn)證了數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村貧困的影響存在收入分配門檻效應(yīng)，也再次證明本文設(shè)定的面板門檻模型所得出的研究結(jié)論是高度穩(wěn)健的，即假說(2)成立。

六、結(jié)論與政策建議

本文以數(shù)字普惠金融的提出與發(fā)展為研究視角，通過三種方法驗(yàn)證了數(shù)字普惠金融通過收入分配影響農(nóng)村貧困的傳導(dǎo)機(jī)制，并在此基礎(chǔ)上研究了數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村貧困的影響存在收入分配門檻效應(yīng)。實(shí)證研究得出以下結(jié)論：首先，數(shù)字普惠金融發(fā)展不僅能夠直接作用于農(nóng)村貧困，抑制農(nóng)村貧困的發(fā)展，同時(shí)還能通過收入分配間接影響農(nóng)村貧困，即收入分配在數(shù)字普惠金融和農(nóng)村貧困中具有中介效應(yīng)，其中介效應(yīng)約占總效應(yīng)的14.1%；其次，數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村貧困具有顯著的負(fù)向抑制作用，而且該抑制作用會(huì)受到收入分配單重門檻效應(yīng)的影響，經(jīng)過計(jì)算分析得出收入分配的單重門檻值大小為2.6499，且通過5%的顯著性檢驗(yàn)。收入分配門檻的具體表現(xiàn)形式是，相較于較高收入分配差距而言，較低收入差距下的數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村貧困的抑制作用明顯較強(qiáng)；最后，本文分別采用增加其他影響農(nóng)村貧困的控制變量和更換被解釋變量，即更換農(nóng)村貧困的代理變量等方法對(duì)本文設(shè)定的門檻模型結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，證明本文的研究結(jié)果是高度穩(wěn)健的。

根據(jù)上述分析和實(shí)證結(jié)論，本文認(rèn)為要想解決我國(guó)農(nóng)村貧困問題，應(yīng)從數(shù)字普惠金融發(fā)展和收入分配差距兩個(gè)角度采取措施：

第一，加強(qiáng)數(shù)字普惠金融基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，發(fā)揮數(shù)字普惠金融對(duì)貧困減緩的直接作用。隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展和科技進(jìn)步，我國(guó)的網(wǎng)民規(guī)模和互聯(lián)網(wǎng)普及率也日益增加，為數(shù)字普惠金融的發(fā)展創(chuàng)造了條件。但是我國(guó)幅員遼闊，各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展不均衡。尤其是偏遠(yuǎn)農(nóng)村地區(qū)貧窮落后，通信基礎(chǔ)設(shè)施不發(fā)達(dá)，數(shù)字技術(shù)覆蓋不足。因此應(yīng)合理規(guī)劃數(shù)字網(wǎng)絡(luò)資源，加強(qiáng)偏遠(yuǎn)農(nóng)村地區(qū)的數(shù)字網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提高農(nóng)村地區(qū)的數(shù)字接入能力、互聯(lián)網(wǎng)普及率和數(shù)字普惠金融的覆蓋面，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)融資的便利化、低成本、高效率。

第二，保持經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)，改善收入分配，充分發(fā)揮數(shù)字普惠金融的間接減貧作用。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高可以帶動(dòng)農(nóng)業(yè)的發(fā)展，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)村居民收入水平的提高，達(dá)到貧困減緩的目的。農(nóng)民占貧困人口的比重大，其收入來(lái)源主要依靠農(nóng)業(yè)的發(fā)展，因此應(yīng)大力支持農(nóng)業(yè)發(fā)展，提高財(cái)政支農(nóng)水平和農(nóng)業(yè)信貸規(guī)模，因地制宜發(fā)展特色農(nóng)業(yè)，提高農(nóng)業(yè)抗風(fēng)險(xiǎn)能力和農(nóng)產(chǎn)品附加值，促進(jìn)農(nóng)民收入增加。在保證經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的同時(shí)，降低收入分配差距，改善收入分配結(jié)構(gòu)，使其與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)同步發(fā)展，才能充分發(fā)揮數(shù)字普惠金融的間接減貧作用。

第三，加強(qiáng)數(shù)字普惠金融知識(shí)教育。偏遠(yuǎn)農(nóng)村地區(qū)的教育資源稀缺，居民的金融知識(shí)和風(fēng)險(xiǎn)承受能力都較低，因此“扶貧先扶智”，綜合利用多種渠道普及金融基本知識(shí)，用通俗易懂的方式向居民傳授金融知識(shí)，提高數(shù)字普惠金融的普及率，以及對(duì)于數(shù)字普惠金融的認(rèn)可度，同時(shí)宣傳金融風(fēng)險(xiǎn)知識(shí)，提高風(fēng)險(xiǎn)防范意識(shí)，從觀念和認(rèn)知上縮小數(shù)字普惠金融鴻溝。

注 釋：