數(shù)字普惠金融農(nóng)村減貧效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)制與實(shí)證檢驗(yàn)

◎張林 周舒影

一、引言及文獻(xiàn)綜述

近年來，隨著互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)、區(qū)塊鏈、云計(jì)算等現(xiàn)代信息技術(shù)與傳統(tǒng)金融的深度融合，數(shù)字科技逐漸改變著傳統(tǒng)普惠金融的信貸邏輯，為農(nóng)業(yè)農(nóng)村等普惠金融重要陣地帶來了市場(chǎng)增量，數(shù)字普惠金融快速發(fā)展壯大并逐漸成為普惠金融發(fā)展的主要模式。在數(shù)字普惠金融中，金融是本質(zhì)，普惠是性質(zhì)，數(shù)字是手段（李牧辰等，2020）。相較于傳統(tǒng)普惠金融，數(shù)字普惠金融可以幫助降低信息不對(duì)稱程度、可獲得性更高、覆蓋范圍更廣、金融服務(wù)成本更低。因此發(fā)展數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村地區(qū)貧困緩解具有積極作用。但是，數(shù)字普惠金融作為一個(gè)新興事物，在其發(fā)展過程中也產(chǎn)生了不少問題。一是雖然數(shù)字和通信技術(shù)可以降低金融中介機(jī)構(gòu)的交易成本，擴(kuò)大其覆蓋范圍，但市場(chǎng)必須有足夠的規(guī)模使得投資具有成本效應(yīng)。二是廣大農(nóng)村居民由于缺少經(jīng)濟(jì)機(jī)會(huì)、缺乏數(shù)字金融服務(wù)教育等多種原因而存在“自愿金融排斥”的現(xiàn)象。三是廣大農(nóng)村地區(qū)征信體系覆蓋范圍不足、農(nóng)戶征信體系建設(shè)欠缺，也影響了數(shù)字普惠金融的減貧效果。因此，我國(guó)數(shù)字普惠金融發(fā)展對(duì)于農(nóng)村貧困減緩的效果究竟如何？其減貧效應(yīng)的作用機(jī)制是什么？哪些因素會(huì)對(duì)數(shù)字普惠金融農(nóng)村減貧效應(yīng)的充分發(fā)揮產(chǎn)生影響？這些問題值得思考。

貧困是經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展中始終存在的社會(huì)現(xiàn)象，學(xué)術(shù)界早在20世紀(jì)就展開了對(duì)金融發(fā)展與貧困問題的研究。Kablana&Chhikara（2013）研究表明，金融普惠價(jià)值每增加1%，人均GDP平均增加0．715%。普惠金融可通過提高信貸的可獲得性，平滑消費(fèi)水平，對(duì)抗收入波動(dòng)，緩解農(nóng)村的金融排斥，使個(gè)人的貧困狀況得到顯著改善（Dupas&Robinson，2013）。國(guó)內(nèi)學(xué)者認(rèn)為普惠金融可以通過減少金融排斥（尹志超等，2019）、促進(jìn)居民創(chuàng)業(yè)就業(yè)（劉丹等，2019；鄭秀峰、朱一鳴，2019）、提高居民收入和緩解收入不平等（武麗娟、徐璋勇，2018）、包容性經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（劉金全、畢振豫，2019）等途徑實(shí)現(xiàn)減貧。但普惠金融既不是社會(huì)救助式扶貧，也不是粗放“漫灌”式扶貧，只能幫助有發(fā)展?jié)摿Α⒛苓€本付息的貧困群體（何德旭、苗文龍，2015），必須通過商業(yè)化實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。而且，普惠金融的扶貧效應(yīng)存在基于不同群體、不同地區(qū)的異質(zhì)性（楊艷琳、付晨玉，2019）、門檻效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)（顧寧、張?zhí)穑?019）。然而，也有部分學(xué)者認(rèn)為普惠金融發(fā)展的減貧效應(yīng)并不具可持續(xù)性。張兵、翁辰（2015）認(rèn)為中國(guó)農(nóng)村金融發(fā)展在短期上可以緩解農(nóng)村貧困，但不具有長(zhǎng)期的可持續(xù)性。因此，提升普惠金融的扶貧效應(yīng)需要構(gòu)建更加開放便利的（董曉林、朱敏杰，2016）、信息化的（李建軍、韓珣，2019）、多位一體的系統(tǒng)性普惠金融體系，降低金融服務(wù)門檻和成本，提高貧困居民金融服務(wù)可獲性。隨著數(shù)字普惠金融的快速發(fā)展，學(xué)界開始關(guān)注數(shù)字金融的減貧效應(yīng)。部分學(xué)者認(rèn)為數(shù)字普惠金融發(fā)展通過提高金融資源的可獲得性、緩解金融排斥、增加經(jīng)濟(jì)機(jī)會(huì)和改善居民內(nèi)部的收入不均，對(duì)農(nóng)村貧困的減緩產(chǎn)生積極效應(yīng)（黃倩等，2019），但其減貧效應(yīng)在西部農(nóng)村地區(qū)存在門檻效應(yīng)。近年來，較多學(xué)者又開始研究數(shù)字普惠金融對(duì)相對(duì)貧困減緩的作用效應(yīng)及其傳導(dǎo)機(jī)制，并普遍認(rèn)為數(shù)字普惠金融發(fā)展有利于減緩相對(duì)貧困（孫繼國(guó)等，2020；劉魏等，2021）。

國(guó)內(nèi)外豐富而又深刻的理論與實(shí)踐研究為本文提供了極具價(jià)值的思路借鑒和邏輯起點(diǎn)。但是，專門針對(duì)數(shù)字普惠金融緩解農(nóng)村貧困問題的研究還不夠充分，且已有研究更多反映的是數(shù)字普惠金融的“普”，對(duì)“惠”比如金融服務(wù)便利性和成本的刻畫不夠充分。另一方面，關(guān)于數(shù)字普惠金融減貧效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)制，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多是基于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平視角，鮮有從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的視角探討農(nóng)村減貧的中介效應(yīng)和門檻效應(yīng)?；诖?，本文將利用北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)和2011-2018年的省際面板數(shù)據(jù)，在理論分析及研究假說提出的基礎(chǔ)上，采用中介效應(yīng)模型和面板門檻回歸模型，實(shí)證研究數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村地區(qū)的減貧作用及其中介效應(yīng)和門檻效應(yīng)，并提出相關(guān)的政策建議。

二、理論分析與研究假說

（一）數(shù)字普惠金融減貧的直接效應(yīng)

金融普惠通過增加個(gè)體經(jīng)濟(jì)機(jī)會(huì)和擴(kuò)大他們的選擇權(quán)，參與經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)程，提高收入水平，最終擺脫貧困陷阱，主要通過兩種方式減貧：一方面數(shù)字普惠金融可以緩解農(nóng)村地區(qū)的金融排斥，提高金融服務(wù)的可獲得性。數(shù)字普惠金融，利用互聯(lián)網(wǎng)及移動(dòng)通信技術(shù)，將觸角延伸到了廣大農(nóng)村地區(qū)，使得金融服務(wù)的覆蓋范圍更加廣泛，保障了農(nóng)村居民參與金融服務(wù)體系的權(quán)利。相較于傳統(tǒng)的金融服務(wù)，數(shù)字普惠金融突破了空間的限制，金融機(jī)構(gòu)可以減少線下營(yíng)業(yè)網(wǎng)點(diǎn)數(shù)量，從而降低金融機(jī)構(gòu)的固定資產(chǎn)投入和營(yíng)業(yè)成本，偏遠(yuǎn)地區(qū)的居民也擁有利用互聯(lián)網(wǎng)以及移動(dòng)通信技術(shù)獲得金融服務(wù)的潛在機(jī)會(huì)，緩解了農(nóng)村地區(qū)金融排斥中的“地理排斥”。相比于傳統(tǒng)的以人工方式收集、整理、核對(duì)用戶數(shù)據(jù)，人工智能、區(qū)塊鏈、大數(shù)據(jù)等金融科技的應(yīng)用使得工作效率得到指數(shù)級(jí)增長(zhǎng)。傳統(tǒng)的貸款放款流程需要嚴(yán)格審查、逐級(jí)上報(bào)審批，從提交申請(qǐng)到最終完成往往程序繁雜、耗時(shí)費(fèi)力，而數(shù)字普惠金融的應(yīng)用簡(jiǎn)化了程序，提高了金融服務(wù)效率，同時(shí)也節(jié)約了客戶的時(shí)間成本。隨著市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的日益激烈，為了滿足農(nóng)村地區(qū)居民、新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體和小微企業(yè)的多樣化金融需求，金融機(jī)構(gòu)不斷提高金融產(chǎn)品多元化程度和金融服務(wù)效率，極大地降低了金融服務(wù)的準(zhǔn)入門檻與價(jià)格，緩解了農(nóng)村地區(qū)金融排斥中的“條件排斥”與“價(jià)格排斥”，使得之前難以獲得金融服務(wù)的群體也被納入到金融服務(wù)體系，提高了金融服務(wù)的可獲得性。另一方面，隨著金融資源可獲得性的增加，農(nóng)村居民助學(xué)貸款的可獲得性提高，他們接受教育的機(jī)會(huì)增加，這不僅提高了個(gè)人知識(shí)水平、豐富了個(gè)人技能，還拓寬了個(gè)人發(fā)展道路、提高了自主創(chuàng)業(yè)的可能，從根源上緩解了個(gè)體乃至整個(gè)家庭的貧困狀況?；谏鲜龇治觯岢鲅芯考僬f1：

H1：數(shù)字普惠金融有利于緩解農(nóng)村貧困。

（二）數(shù)字普惠金融減貧的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)

從微觀層面，得益于人工智能、區(qū)塊鏈、大數(shù)據(jù)等金融科技的普遍應(yīng)用，金融機(jī)構(gòu)能夠掌握海量的用戶信息并較為準(zhǔn)確地挖掘及分析用戶需求，有效降低了信息成本。數(shù)字普惠金融的發(fā)展能夠有效滿足農(nóng)村居民、涉農(nóng)經(jīng)濟(jì)組織以及小微企業(yè)的融資需求，這增加了個(gè)體經(jīng)濟(jì)機(jī)會(huì)并擴(kuò)大了選擇權(quán)，有利于提高自身的收入水平。數(shù)字普惠金融在支持農(nóng)村經(jīng)濟(jì)主體參與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的過程中，通過推動(dòng)當(dāng)?shù)剞r(nóng)村產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，延長(zhǎng)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈和價(jià)值鏈，創(chuàng)造了更多的就業(yè)機(jī)會(huì)，有利于推動(dòng)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展并實(shí)現(xiàn)農(nóng)村居民減貧增收。

從宏觀層面看，數(shù)字普惠金融的發(fā)展能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)包容性增長(zhǎng)，為經(jīng)濟(jì)帶來“數(shù)字紅利”（宋曉玲、侯金辰，2017）。一方面，當(dāng)人均收入水平低于一定值時(shí)就會(huì)陷入貧困陷阱，而一旦跨越門檻值時(shí)就會(huì)形成規(guī)模報(bào)酬遞增效應(yīng)，因此資本積累是制約農(nóng)村地區(qū)貧困緩解的重要因素，數(shù)字普惠金融的發(fā)展有利于增加農(nóng)村儲(chǔ)蓄、積累農(nóng)村資金。同時(shí)，隨著數(shù)字普惠金融的發(fā)展和推廣普及，中小微企業(yè)可以相對(duì)比較容易地獲得信貸支持，而且農(nóng)村地區(qū)良好的創(chuàng)業(yè)環(huán)境，有利于吸引外來投資，加快農(nóng)村地區(qū)的資本積累（李濤等，2016）。另一方面，金融機(jī)構(gòu)可以利用信息優(yōu)勢(shì)優(yōu)化資源配置，促進(jìn)金融資源在不同產(chǎn)業(yè)、部門之間的科學(xué)配置，促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化升級(jí)。金融服務(wù)的優(yōu)先發(fā)展能為經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供支持，金融資源的流動(dòng)和配置將帶動(dòng)勞動(dòng)、技術(shù)、土地等其它生產(chǎn)要素的流動(dòng)，這些生產(chǎn)要素的流動(dòng)與它們?cè)诓煌a(chǎn)業(yè)和部門之間的高效配置有利于當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)的優(yōu)化升級(jí)并促進(jìn)整體經(jīng)濟(jì)水平的增長(zhǎng)，當(dāng)?shù)氐呢毨后w也因此能夠共享經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的成果（張勛等，2019）。雖然金融服務(wù)的優(yōu)先發(fā)展能為經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供支持，但金融服務(wù)作為一種軟性基礎(chǔ)設(shè)施會(huì)受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平落后的地區(qū)，會(huì)存在金融設(shè)施不足、金融效率低下等問題，從而影響數(shù)字普惠金融減貧效應(yīng)的發(fā)揮。

在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過程中，往往會(huì)伴隨出現(xiàn)“涓滴效應(yīng)”現(xiàn)象，越來越多的研究表明整體的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并不代表個(gè)體經(jīng)濟(jì)狀況的改善，貧困群體能否共享經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“紅利”，取決于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式。一方面，如果經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)集中于無法使貧困群體受益的產(chǎn)業(yè)部門，不平等就會(huì)加劇，這種經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式會(huì)阻礙貧困群體從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中獲益（Montalvo&Ravallion，2010）。另一方面，不同產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)效率和收入分配效應(yīng)不同，在不同的產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平下，金融資源的利用效率也存在差異。因此農(nóng)村地區(qū)數(shù)字普惠金融減貧效應(yīng)的發(fā)揮與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的產(chǎn)業(yè)構(gòu)成有關(guān)?；谏鲜龇治觯岢鲅芯考僬f2和3：

H2：數(shù)字普惠金融可以通過推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)緩解農(nóng)村地區(qū)的貧困。

H3：數(shù)字普惠金融減貧效應(yīng)會(huì)受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，即存在經(jīng)濟(jì)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的門檻效應(yīng)。

（三）數(shù)字普惠金融減貧的收入分配效應(yīng)

建國(guó)初期，基于當(dāng)時(shí)的基本國(guó)情和經(jīng)濟(jì)狀況，在政策的引領(lǐng)下大部分先進(jìn)生產(chǎn)要素大規(guī)模集中到城市，而小部分生產(chǎn)要素散置于農(nóng)村，造成城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的巨大差異，形成了城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)“二元結(jié)構(gòu)”。金融資本天然的逐利性質(zhì)使得資金從低收益的部門流向高收益的部門，在不平衡的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)中，城市地區(qū)的產(chǎn)業(yè)往往具有更高的收益率，因此金融資本更多地流向城鎮(zhèn)地區(qū)，使得農(nóng)村陷入了金融資源匱乏的困境。由于這種不均衡的城鄉(xiāng)二元金融結(jié)構(gòu)，城鎮(zhèn)居民具有獲取金融資源的天然優(yōu)勢(shì)，而農(nóng)村居民有限的資本積累使得他們被排斥在傳統(tǒng)金融體系之外，造成了城鄉(xiāng)之間的收入差距。金融體系的包容性發(fā)展會(huì)減輕獲得金融服務(wù)的不平等性、矯正資金在不同群體之間的歧視性分配，從而進(jìn)一步提高低收入者收入水平并遏制城鄉(xiāng)收入分配的進(jìn)一步惡化（何德旭、苗文龍，2015）。大量研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融的發(fā)展能夠顯著縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，數(shù)字技術(shù)的發(fā)展提高了資金流通、轉(zhuǎn)移、分配的速度，促進(jìn)了金融資源的有效配置，為農(nóng)村地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展注入活力，有利于改善農(nóng)村居民的收入水平，縮小城鄉(xiāng)收入差距；同時(shí)，數(shù)字普惠金融發(fā)展也可以通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、居民創(chuàng)業(yè)的中介效應(yīng)，最終促進(jìn)農(nóng)民收入持續(xù)增長(zhǎng)（張林，2021）。其次，數(shù)字普惠金融發(fā)展緩解了農(nóng)村地區(qū)的金融排斥，保障了農(nóng)村居民獲得金融服務(wù)的基本權(quán)利，也擁有了獲得財(cái)政補(bǔ)貼性貸款的潛在機(jī)會(huì)，為改善貧困狀況提供更好的財(cái)政杠桿?；谏鲜龇治?，提出研究假說4：

H4：數(shù)字普惠金融有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距，從而緩解農(nóng)村地區(qū)的貧困。

三、實(shí)證研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)定

為檢驗(yàn)假說1，即數(shù)字普惠金融能否緩解貧困，建立如下模型：

其中，lnpovit為被解釋變量，代表t年i省的農(nóng)村人均可支配收入的對(duì)數(shù)，用來衡量農(nóng)村的貧困水平； difiit為核心被解釋變量，代表t年i省的數(shù)字普惠金融發(fā)展水平。Controlsit代表其他控制變量包括經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（pgdiit）、就業(yè)水平（empit）、政府財(cái)政支出水平（govit）、財(cái)政支農(nóng)結(jié)構(gòu)（agovit）、對(duì)外開放水平（openit）、教育水平（eduit）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平（istrit）、城鎮(zhèn)化水平（urit）、社會(huì)投資水平（investit）。隨機(jī)變量uit代表省域?qū)用娴膫€(gè)體異質(zhì)性，代表隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

為檢驗(yàn)假說2和假說4是否成立，建立如下模型：

其中，Mit代表中介變量，在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)傳導(dǎo)途徑中中介變量為pgdiit（代表經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平），在收入分配效應(yīng)傳導(dǎo)途徑中中介變量為indit（代表城鄉(xiāng)收入差距）。1表示數(shù)字普惠金融對(duì)貧困緩解的總效應(yīng)，1表示數(shù)字普惠金融對(duì)貧困緩解的直接效應(yīng)，表示控制了數(shù)字普惠金融的影響中介變量對(duì)被解釋變量的影響效應(yīng)。代表中介效應(yīng)，表示中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重。關(guān)于是否存在中介效應(yīng)，若均顯著，說明中介效應(yīng)顯著，如果比小，說明存在部分中介效應(yīng)；若、都顯著而不顯著，則存在完全中介效應(yīng)。

為檢驗(yàn)假說3，以pgdiit、istrit為門限變量，建立如下面板門檻模型：

其中，Inpovit為被解釋變量，代表t年i省的農(nóng)村人均可支配收入的對(duì)數(shù)，用來衡量農(nóng)村的貧困水平；difiit為核心被解釋變量，代表t年i省的數(shù)字普惠金融發(fā)展水平。Controlsit代表其他控制變量。模型（5）是以經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（pgdiit）為門檻變量，表示當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低于時(shí)，核心解釋變量數(shù)字普惠金融指數(shù)（difiit）對(duì)于被解釋變量（Inpovit）的影響水平，表

（二）變量定義與數(shù)據(jù)來源

本文以2011-2018年31個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）為研究樣本。被解釋變量為農(nóng)村貧困程度（Inpov），用“農(nóng)村人均可支配收入”（2013年之前指標(biāo)名稱為“農(nóng)村人均純收入”）來衡量。農(nóng)村居民收入不僅僅是減貧成果的現(xiàn)實(shí)依據(jù)，也是減貧的直接來源。地區(qū)人均純收入不僅能夠較好地體現(xiàn)扶貧增收的結(jié)果，也能避免我國(guó)貧困線的標(biāo)準(zhǔn)性、不定期變化等問題所引起的偏差。除此之外，純收入也能夠較為客觀地反映農(nóng)村居民可用于商業(yè)活動(dòng)、消費(fèi)投資等生產(chǎn)生活的實(shí)際經(jīng)濟(jì)剩余水平。因此，本文參考朱一鳴、王偉（2017）的做法，使用各地區(qū)的農(nóng)村居民人均可支配收入作為地區(qū)減貧增收效果的衡量指標(biāo)，并進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理以避免異方差導(dǎo)致的偏誤。

核心解釋變量數(shù)字普惠金融指數(shù)（difi）來自《北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)》（2011-2018），該套指數(shù)還包括了數(shù)字金融使用深度指數(shù)（usage depth）、覆蓋廣度指數(shù)（coverage breadth）、數(shù)字化程度（digitization level）、保險(xiǎn)指數(shù)（insurance）、移動(dòng)支付指數(shù)（payment）等指標(biāo)。本文參考傅秋子、黃益平（2018）的做法，將各省市數(shù)字普惠金融綜合指數(shù)及各指數(shù)均取對(duì)數(shù)處理。

中介變量城鄉(xiāng)收入差距(ind)采取泰爾指數(shù)(Theil)來衡量，泰爾指數(shù)大于等于0，數(shù)值越小表示城鄉(xiāng)收入差異越小。地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（pdgi）采用各省市人均GDP衡量，并取對(duì)數(shù)處理。

控制變量方面，就業(yè)水平（emp）采用鄉(xiāng)村私營(yíng)與個(gè)體就業(yè)人數(shù)占比來衡量，財(cái)政支出規(guī)模(gov)采用財(cái)政支出占GDP比重衡量，財(cái)政支農(nóng)結(jié)構(gòu)(agov)采用農(nóng)林水務(wù)支出占財(cái)政支出比重衡量，對(duì)外開放水平（open）采用進(jìn)出口總額與GDP之比衡量，教育水平(edu)采用農(nóng)村地區(qū)平均受教育年限衡量，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（istr）采用各省市第二三產(chǎn)業(yè)增加值與GDP之比衡量，互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平（iar）用各省市互聯(lián)網(wǎng)普及率衡量，城鎮(zhèn)化水平（ur）采用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎睾饬?，社?huì)投資水平（invest）用社會(huì)固定資產(chǎn)投資占GDP之比衡量。相關(guān)數(shù)據(jù)主要來源于歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》和wind數(shù)據(jù)庫等。

變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示，核心解釋變量數(shù)字普惠金融指數(shù)最大值為3．77，最小值僅為0．162，標(biāo)準(zhǔn)差為1．164，這表明中國(guó)各個(gè)省份數(shù)字普惠金融發(fā)展不均衡，東部沿海地區(qū)與西部地區(qū)的數(shù)字普惠金融發(fā)展水平差距較大。農(nóng)村居民人均可支配收入取對(duì)數(shù)之后，最大值與最小值之間的差距并不大，僅從絕對(duì)值的考慮，全國(guó)的農(nóng)村居民人均可支配收入最大值為30374，最小值為3909，兩者之間有巨大的差距，體現(xiàn)了各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不平衡。

四、數(shù)字普惠金融農(nóng)村減貧效應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)

（一）基準(zhǔn)回歸分析

表2報(bào)告了基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果，在總體上數(shù)字普惠金融指數(shù)都在1%的水平下顯著，其中基于個(gè)體固定效應(yīng)模型和LSDV模型的回歸結(jié)果基本一致，數(shù)字普惠金融指數(shù)彈性系數(shù)為0．187；基于最小二乘法估計(jì)（OLS）和二階最小二乘法（2SLS）得出的數(shù)字普惠金融指數(shù)的彈性系數(shù)為0．254。實(shí)證結(jié)果表明在農(nóng)村地區(qū)數(shù)字普惠金融發(fā)展有利于提高農(nóng)村居民人均收入從而改善貧困狀況，與現(xiàn)實(shí)情況相符，說明數(shù)字普惠金融具有顯著的農(nóng)村減貧效應(yīng)，符合假說1的預(yù)期。表2還報(bào)告了數(shù)字普惠金融三個(gè)分維度指數(shù)的減貧效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)在使用深度（usedep）、數(shù)字化程度（digitl）、覆蓋廣度（cover）三個(gè)指標(biāo)中，使用深度指標(biāo)對(duì)農(nóng)村居民收入的促進(jìn)作用最為明顯，其彈性系數(shù)為0．141，且在1%的水平下顯著；覆蓋廣度指標(biāo)對(duì)農(nóng)村居民收入的促進(jìn)作用次之，其彈性系數(shù)為0．081，在10%的水平下顯著；數(shù)字化程度對(duì)農(nóng)村居民的促進(jìn)作用最弱，其彈性系數(shù)為0．029，在10%的水平下顯著。在其他的控制變量中，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、政府財(cái)政支出水平、地區(qū)開放程度和受教育水平對(duì)于農(nóng)村地區(qū)的人均可支配收入具有顯著的影響。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表2 基準(zhǔn)回歸估計(jì)結(jié)果

已有文獻(xiàn)將農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出作為衡量貧困水平的指標(biāo)（黃倩等，2019），因此，本文以農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出替換被解釋變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，對(duì)人均消費(fèi)支出取對(duì)數(shù)處理，用各種估計(jì)方法得到的結(jié)果如表3所示，我們可以看出不同的估計(jì)方法一致表明，數(shù)字普惠金融水平對(duì)貧困緩解具有顯著影響，且在1%的水平下顯著，這與上文的結(jié)論一致。

（二）中介效應(yīng)檢驗(yàn)

從表4可以看出，當(dāng)不引入中介變量時(shí)，核心解釋變量difi的估計(jì)系數(shù)為0．27且在1%的水平下顯著，當(dāng)引入中介變量pgdi后，difi的系數(shù)依然在1%的水平下顯著，為0．254，相比于0．27均存在不同程度的減小，且pgdi的估計(jì)系數(shù)在1%的水平下顯著，說明存在中介效應(yīng)。在收入分配的傳導(dǎo)途徑中，ind的系數(shù)為-0．658且在1%的水平下顯著，因?yàn)樘栔笖?shù)越小說明城鄉(xiāng)收入差距越小，收入分配越公平，因此該系數(shù)前面的負(fù)號(hào)與經(jīng)濟(jì)含義一致，即縮小城鄉(xiāng)差距有利于緩解貧困。中介變量pgdi對(duì)被解釋變量產(chǎn)生正向影響，若存在中介效應(yīng)引入中介變量后difi的估計(jì)系數(shù)變??；中介變量ind對(duì)被解釋變量產(chǎn)生負(fù)向影響，若存在中介效應(yīng)引入中介變量后difi的估計(jì)系數(shù)變大。在表5中，當(dāng)引入中介變量ind后，difi的估計(jì)系數(shù)為0．284，略大于0．27符合其經(jīng)濟(jì)含義，且在1%的水平下顯著，說明存在中介效應(yīng)。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

表4 中介效應(yīng)模型初步回歸結(jié)果（OLS）

接下來采用逐步回歸法對(duì)中介效應(yīng)進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)，囿于篇幅，實(shí)證結(jié)果未全部列出，僅報(bào)告了匯總結(jié)果（見表5）。表5中第2-3列結(jié)果顯示，數(shù)字普惠金融可以通過促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平來提高農(nóng)村居民收入水平，從而緩解貧困，這一結(jié)論與假說2的預(yù)期一致，即數(shù)字普惠金融通過推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)緩解農(nóng)村地區(qū)的貧困狀況，使用不同估計(jì)方法可以得到一致結(jié)果。核心解釋變量（difi）對(duì)被解釋變量（Inpov）的總效應(yīng)（系數(shù)）顯著，數(shù)字普惠金融指數(shù)（difi）對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響（系數(shù)）顯著，在引入中介變量后數(shù)字普惠金融對(duì)被解釋變量的直接效應(yīng)（系數(shù)）依然顯著，說明中介效應(yīng)顯著。系數(shù)2顯著且＜，說明存在部分中介效應(yīng)。兩種估計(jì)方法的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重分別為5．98%、7．93%。

表5中第4-5列結(jié)果顯示，數(shù)字普惠金融可以通過縮小城鄉(xiāng)差距，改善收入分配來提高農(nóng)村居民收入，從而緩解貧困，這一結(jié)論與假說4的預(yù)期一致，即數(shù)字普惠金融可以通過縮小城鄉(xiāng)差距后改善收入分配來緩解農(nóng)村貧困狀況，使用不同估計(jì)方法可以得到一致結(jié)果。數(shù)字普惠金融（difi）對(duì)被解釋變量（Inpov）的總效應(yīng)（系數(shù)）顯著，數(shù)字普惠金融指數(shù)對(duì)收入分配產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響（系數(shù)），在引入中介變量后數(shù)字普惠金融對(duì)被解釋變量的直接效應(yīng)（系數(shù)）依然顯著，說明中介效應(yīng)顯著；同時(shí)收入分配對(duì)被解釋變量產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響（系數(shù)）且＞，說明存在部分中介效應(yīng)，兩種估計(jì)方法的中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比重分別為-4．99%、-8．5%。

表5 中介效應(yīng)匯總表

表6 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)（以pgdi為門檻變量）

表7 門檻模型輸出結(jié)果（以pgdi為門檻變量）

表8 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)（以istr為門檻變量）

（三）門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

1．基于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

以pgdi為門檻變量，通過自舉法（Bootstrap）來獲得檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的顯著性水平，顯著性水平的數(shù)值大小作為判斷兩者之間是否存在門限效應(yīng)的主要依據(jù)，結(jié)果如表6所示。從表6可以看出，核心解釋變量（difi）對(duì)被解釋變量（Inpov）存在經(jīng)濟(jì)發(fā)展（pgdi）的單門檻效應(yīng)。相應(yīng)的門檻值為10．008，95%的置信區(qū)間為[9．953，10．04]。

利用單門檻模型對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果如表9所示，無論經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是否超過門檻值，數(shù)字普惠金融指數(shù)都能夠有效緩解農(nóng)村貧困，且在1%的水平下顯著。當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平達(dá)到一定水平，即超過門檻值10．008時(shí)，核心解釋變量數(shù)字普惠金融（difi）前面的系數(shù)從0．0878提高到了0．203，說明數(shù)字普惠金融減貧效應(yīng)會(huì)受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響和制約，存在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的門檻效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平達(dá)到一定水平后，數(shù)字普惠金融對(duì)貧困的緩解作用大幅提高，該結(jié)果與假說3的預(yù)期一致。

2．基于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

以istr為門檻變量，通過自舉法（Bootstrap）來獲得檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的顯著性水平，顯著性水平的數(shù)值大小作為判斷兩者之間是否存在門檻效應(yīng)的主要依據(jù)，結(jié)果如表8所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，核心解釋變量（difi）對(duì)解釋變量（Inpov）的影響存在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（istr）的雙門檻效應(yīng)，第一門檻值為0．889，95%的置信區(qū)間為[0．896，0．900]；第二門檻值為0．987，95%的置信區(qū)間為[0．982，0．988]。

利用門檻模型對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果如表9所示。無論產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平是否超過門檻值，數(shù)字普惠金融水平都對(duì)農(nóng)村貧困緩解產(chǎn)生影響，且在1%的水平下顯著。當(dāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平超過0．899這一門檻值時(shí)，數(shù)字普惠金融的減貧效應(yīng)有一定程度的減小，從0．198減小到了0．181，說明隨著第二、三產(chǎn)業(yè)比重的上升，數(shù)字普惠金融的農(nóng)村減貧效應(yīng)受到制約。當(dāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平跨越第一門檻值0．899時(shí)，數(shù)字普惠金融的農(nóng)村減貧效應(yīng)有所收斂，從0．191減小到0．173，但仍在1%的水平下顯著；當(dāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平跨越第二門檻值0．987時(shí)，數(shù)字普惠金融的農(nóng)村減貧效應(yīng)顯著提升，從0．173提升到0．2，并在1%的水平下顯著，說明隨著第二、三產(chǎn)業(yè)比重的逐步上升，數(shù)字普惠金融的農(nóng)村減貧效應(yīng)呈現(xiàn)出先減弱后增強(qiáng)的態(tài)勢(shì)。

表9 門檻模型輸出結(jié)果（以istr為門檻變量）

五、研究結(jié)論與政策啟示

本文基于31個(gè)省2011-2018年的面板數(shù)據(jù)，對(duì)數(shù)字普惠金融發(fā)展緩解農(nóng)村貧困的總體效應(yīng)及作用機(jī)制進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。研究表明：在總體上，數(shù)字普惠金融具有顯著的農(nóng)村減貧效應(yīng)，各分指數(shù)的減貧貢獻(xiàn)率從高到低依次為使用深度、覆蓋廣度和數(shù)字化程度。從傳導(dǎo)途徑看，數(shù)字普惠金融通過推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、縮小城鄉(xiāng)收入差距改善收入分配來緩解農(nóng)村貧困。數(shù)字普惠金融的農(nóng)村減貧效應(yīng)具有經(jīng)濟(jì)發(fā)展門檻效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)門檻效應(yīng)，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平超過門檻值時(shí)，數(shù)字普惠金融的農(nóng)村減貧效應(yīng)得到了顯著提高；當(dāng)?shù)诙?、三產(chǎn)業(yè)比重的逐步上升時(shí)，數(shù)字普惠金融的農(nóng)村減貧效應(yīng)呈現(xiàn)出先減弱后增強(qiáng)的態(tài)勢(shì)。數(shù)字普惠金融可以幫助降低信息不對(duì)稱程度、可獲得性更高、覆蓋范圍更廣、金融服務(wù)成本更低、金融服務(wù)效率更高，農(nóng)村地區(qū)的居民也擁有利用互聯(lián)網(wǎng)以及移動(dòng)通信技術(shù)獲得金融服務(wù)的潛在機(jī)會(huì)，因此發(fā)展數(shù)字普惠金融對(duì)貧困緩解具有積極作用。

基于上述研究結(jié)論，本文提出以下政策建議：第一，將互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)、區(qū)塊鏈等現(xiàn)代信息技術(shù)與普惠金融服務(wù)深度融合，完善數(shù)字普惠金融體系與基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，將觸角延伸到廣大農(nóng)村地區(qū)，使得數(shù)字金融服務(wù)的覆蓋范圍更加廣泛，保障農(nóng)村居民參與金融服務(wù)體系的權(quán)利。提高農(nóng)村地區(qū)財(cái)政支出中教育經(jīng)費(fèi)的投入比例，強(qiáng)化農(nóng)村地區(qū)的數(shù)字金融教育，從而提高農(nóng)戶的數(shù)字金融素養(yǎng)，減少農(nóng)戶的“自我排斥”。農(nóng)村居民可以通過學(xué)習(xí)新的知識(shí)和技能來增加自己的收入，還可以通過人力資本積累提高就業(yè)能力，最終擺脫貧困陷阱。第二，改善農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，培育新型職業(yè)農(nóng)民，因地制宜選擇農(nóng)村主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，深入發(fā)掘當(dāng)?shù)靥厣a(chǎn)業(yè)，加快農(nóng)村一二三次產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，不斷推進(jìn)農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，增加農(nóng)民就地就業(yè)機(jī)會(huì)，擴(kuò)寬農(nóng)民收入增長(zhǎng)渠道，實(shí)現(xiàn)扶貧模式從單方面“輸血”到自主“造血”的轉(zhuǎn)變。充分將金融政策、財(cái)政政策與產(chǎn)業(yè)政策相配合，在風(fēng)險(xiǎn)可控的前提下，賦予各類金融機(jī)構(gòu)下沉創(chuàng)新權(quán)限，允許縣域金融機(jī)構(gòu)根據(jù)當(dāng)?shù)貙?shí)際情況，開發(fā)設(shè)計(jì)操作簡(jiǎn)單、交易便捷、“接地氣”的數(shù)字金融產(chǎn)品與服務(wù)，引導(dǎo)農(nóng)村金融資源向主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)和特色產(chǎn)業(yè)流動(dòng)，促進(jìn)主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)和特色產(chǎn)業(yè)又好又快發(fā)展，充分發(fā)揮金融扶貧和產(chǎn)業(yè)扶貧的協(xié)同效應(yīng)，增強(qiáng)農(nóng)村地區(qū)的內(nèi)生發(fā)展能力。利用金融資源的先導(dǎo)性作用，加快城鄉(xiāng)其他資源要素的充分流動(dòng)和合理分配，促進(jìn)城鄉(xiāng)一體化發(fā)展，不斷縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)減貧。