李曉鐘，潘芷倩

(杭州電子科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，浙江 杭州 310018)

近年來，我國大力推進(jìn)脫貧攻堅和農(nóng)業(yè)農(nóng)村改革，落實區(qū)域重大戰(zhàn)略和區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略，加快新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程，加強(qiáng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和對農(nóng)民發(fā)放低息貸款及補(bǔ)貼等，城鄉(xiāng)之間的居民收入差距持續(xù)收窄，成效顯著。據(jù)統(tǒng)計，從2011年到2020年，我國農(nóng)民收入年均增速高于城鎮(zhèn)居民1.59個百分點，城鄉(xiāng)居民收入比從2011年的2.90下降到2020年的2.56。但是，我國城鄉(xiāng)收入差距依然較大，一方面城鄉(xiāng)居民收入差距的絕對值從2011年的14 033元擴(kuò)大到2020年的26 703元，另一方面，我國2020年基尼系數(shù)仍高達(dá)0.468(1)數(shù)據(jù)來源：《中國住戶調(diào)查年鑒—2021》。。可見，我國發(fā)展不平衡不充分的問題依舊突出。隨著大數(shù)據(jù)、人工智能、云計算和區(qū)塊鏈等數(shù)字技術(shù)的進(jìn)步和應(yīng)用，數(shù)字普惠金融迅猛發(fā)展。數(shù)字普惠金融是以網(wǎng)絡(luò)支付、網(wǎng)絡(luò)借貸、互聯(lián)網(wǎng)理財、互聯(lián)網(wǎng)保險為代表的業(yè)務(wù)形態(tài)的一種新型金融，可為弱勢群體、三農(nóng)用戶、小微企業(yè)等服務(wù)對象提供普遍金融服務(wù)，對創(chuàng)業(yè)和增收產(chǎn)生積極作用。已有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生先擴(kuò)大后縮小的“倒U型”的影響效應(yīng)(李曉鐘和李俊雨，2022)[1]，那么，數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)和作用機(jī)制又如何？因此，本研究具有重要的理論價值和現(xiàn)實意義。

一、文獻(xiàn)回顧

數(shù)字普惠金融是近年來研究的熱點，主要成果可以歸納為三個方面：其一，發(fā)展數(shù)字普惠金融有助于經(jīng)濟(jì)增長。例如，王永倉和溫濤(2020)[2]認(rèn)為數(shù)字普惠金融能夠?qū)?jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生顯著且穩(wěn)健的正面影響，激發(fā)經(jīng)濟(jì)主體的活力，縮小區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)差距。其二，數(shù)字普惠金融可以幫助減緩貧困。例如，姚鳳閣和李麗佳(2020)[3]認(rèn)為數(shù)字普惠金融可以為長期處于金融邊緣的貧困群體提供金融產(chǎn)品和服務(wù)，緩解貧困居民的資金約束，從而幫助貧困群體來改善自身的經(jīng)濟(jì)情況；黃秋萍等(2017)[4]認(rèn)為信貸服務(wù)的發(fā)展為缺乏資金的創(chuàng)業(yè)者提供投資創(chuàng)業(yè)機(jī)會，社會勞動力需求增加，為更多人提供勞動機(jī)會來逐步縮小收入差距。其三，數(shù)字普惠金融有利于鄉(xiāng)村振興。例如，龐艷賓(2020)[5]認(rèn)為現(xiàn)代農(nóng)業(yè)、農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)和農(nóng)村服務(wù)業(yè)催生了巨大的金融服務(wù)需要，而數(shù)字普惠金融是實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要力量。

綜上所述，數(shù)字普惠金融方面的研究已日趨豐富，且從經(jīng)濟(jì)增長、減緩貧困、鄉(xiāng)村振興的角度闡述了數(shù)字普惠金融的作用效應(yīng)，并有部分文獻(xiàn)已關(guān)注數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響，但以創(chuàng)業(yè)活躍度為中介的文獻(xiàn)還較少，尤其是從城鄉(xiāng)居民創(chuàng)業(yè)的差異性視角的研究更是鮮見。因此，本文嘗試在以下三個方面有所貢獻(xiàn)：其一，實證分析數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)居民收入及其差距的影響效應(yīng)，揭示數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距和區(qū)域收入差距縮小的積極效應(yīng)和普惠特性；其二，以城鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)活躍度為中介變量，揭示數(shù)字普惠金融發(fā)展對城鄉(xiāng)收入及其差距的影響中城鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)活躍度的中介效應(yīng)特征及其異質(zhì)性；其三，以數(shù)字普惠金融及其三個一級子指標(biāo)(覆蓋廣度、使用深度和數(shù)字化程度)為門檻變量，探究數(shù)字普惠金融對縮小城鄉(xiāng)收入差距影響的門檻效應(yīng)，并根據(jù)實證結(jié)論探討政策建議。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)居民收入差距的直接影響效應(yīng)

得益于數(shù)字技術(shù)的日益成熟，數(shù)字普惠金融迅猛發(fā)展，涌現(xiàn)了供應(yīng)鏈金融、消費金融、智能投顧、保險科技、數(shù)字銀行等數(shù)字產(chǎn)品和服務(wù)，豐富了居民的投資選擇。例如，余額寶成功風(fēng)靡全國，促進(jìn)了居民投資理財理念的增強(qiáng)。同時，數(shù)字技術(shù)和金融的結(jié)合有利于金融供給方精準(zhǔn)把控服務(wù)對象的需求(黃益平和黃卓，2018)[6]，促進(jìn)了居民投資理財量的擴(kuò)大，助力居民投資理財收益的提高。數(shù)字普惠金融還能提高企業(yè)和居民的風(fēng)險應(yīng)對能力，緩解他們在危急情況下的資金困境，避免大幅折價賣出資產(chǎn)造成巨額損失，保障經(jīng)濟(jì)安全。因此，數(shù)字普惠金融有利于居民收入水平的提高，但是對城鄉(xiāng)居民影響效果并不一樣。

數(shù)字普惠金融的核心目標(biāo)在于“普”和“惠”，其“普惠性”主要體現(xiàn)在以下兩個方面：(1)數(shù)字普惠金融降低了金融服務(wù)的門檻。數(shù)字普惠金融是數(shù)字技術(shù)方式下的普惠金融，對那些本來無法觸及傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)門檻的人群和小微企業(yè)來說，數(shù)字普惠金融的發(fā)展突破了原有的金融機(jī)構(gòu)所設(shè)立的邊界，將原本排斥在外的偏遠(yuǎn)地區(qū)人群及低收入人群納入金融服務(wù)的服務(wù)對象之內(nèi)(謝絢麗等，2018)[7]。(2)數(shù)字普惠金融擴(kuò)大了金融服務(wù)的覆蓋范圍。由于數(shù)字技術(shù)賦能新商業(yè)模式，金融的服務(wù)成本、運營成本和連接成本得到了控制(Demertzis等，2018)[8]，金融服務(wù)掙脫出實體的束縛，將覆蓋范圍擴(kuò)大到傳統(tǒng)金融無法觸及的地方，有助于偏遠(yuǎn)地區(qū)人群和低收入群體脫貧，緩解傳統(tǒng)金融的排斥現(xiàn)象。因此，相比于傳統(tǒng)金融，數(shù)字普惠金融以數(shù)字為手段普惠弱勢群體。與城鎮(zhèn)居民相比，農(nóng)村居民較難獲取傳統(tǒng)金融服務(wù)，更依賴數(shù)字普惠金融，數(shù)字普惠金融對農(nóng)民收入的提高可能更為顯著，農(nóng)民獲得的紅利更大，城鄉(xiāng)收入差距也會相應(yīng)縮小。因此，本文提出假設(shè)：

H1：數(shù)字普惠金融能促進(jìn)居民收入水平提高，且對農(nóng)村居民收入水平的促進(jìn)作用更大，從而縮小城鄉(xiāng)收入差距。

(二)創(chuàng)業(yè)活躍度在數(shù)字普惠金融影響城鄉(xiāng)居民收入差距中的作用效應(yīng)

居民創(chuàng)業(yè)面臨的首要問題就是資金約束(Aghion和Hauswald，2008)[9]，金融發(fā)展是緩解潛在創(chuàng)業(yè)者資金約束的有效手段之一(Bianchi，2010)[10]。數(shù)字普惠金融作為低門檻、觸達(dá)廣、低成本的普惠金融，是一個緩解居民創(chuàng)業(yè)融資約束的有效途徑，為居民提供了更多創(chuàng)業(yè)選擇，并提高了居民創(chuàng)業(yè)成功的概率。(1)數(shù)字普惠金融增加了創(chuàng)業(yè)機(jī)會，提高了居民的創(chuàng)業(yè)意愿。移動支付的出現(xiàn)衍生了如網(wǎng)約車、共享自行車、農(nóng)村淘寶、農(nóng)產(chǎn)品直播等許多新的商業(yè)機(jī)會。居民能夠通過數(shù)字終端獲取有效信息資源，進(jìn)而提高識別創(chuàng)業(yè)機(jī)會的可能性(熊健和董曉林，2021)[11]。(2)數(shù)字普惠金融緩解了居民的信息不對稱問題，提高了居民創(chuàng)業(yè)成功的概率。尤其是農(nóng)村地區(qū)的信息傳播渠道有限，農(nóng)民獲取創(chuàng)業(yè)所需的知識和信息的成本較高(吳本健等，2014)[12]。數(shù)字普惠金融不僅能通過大數(shù)據(jù)、客戶畫像等方式精準(zhǔn)向農(nóng)民傳遞信息，緩解潛在創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶的信息約束；農(nóng)戶還可借助數(shù)字金融平臺，在交流協(xié)作中評估該創(chuàng)業(yè)項目的可行性和發(fā)展前景，促進(jìn)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)決策和提升農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)績效(何婧和李慶海，2019)[13]。由于農(nóng)民缺乏信用記錄和抵押品，故鄉(xiāng)村創(chuàng)業(yè)的融資貴、融資難問題更為嚴(yán)峻。數(shù)字普惠金融大大降低農(nóng)村居民獲取融資的難度，刺激農(nóng)村居民的創(chuàng)業(yè)需求，實現(xiàn)城鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)機(jī)會的均等化。張勛等(2019)[14]實證研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字金融有助于提升農(nóng)村低收入家庭和低社會資本家庭的創(chuàng)業(yè)概率，改善了農(nóng)村居民的創(chuàng)業(yè)行為。

隨著數(shù)字普惠金融的發(fā)展，各地農(nóng)村居民因地制宜，或發(fā)展農(nóng)村電商創(chuàng)業(yè)，或推動農(nóng)村產(chǎn)業(yè)進(jìn)步，充分發(fā)揮各自的比較優(yōu)勢，改善收入。金融發(fā)展可以在減少不平等方面發(fā)揮顯著且有力的作用，提高貧困人口的收入(Beck等，2007)[15]，有利于縮小城鄉(xiāng)居民的收入差距。農(nóng)村居民對數(shù)字普惠金融依賴程度更深，因而數(shù)字普惠金融對農(nóng)村居民創(chuàng)業(yè)會產(chǎn)生更積極的促進(jìn)作用，并可通過直接促進(jìn)農(nóng)民收入增長與產(chǎn)業(yè)發(fā)展來縮小城鄉(xiāng)收入差距。因此，本文提出研究假設(shè)：

H2：數(shù)字普惠金融能通過促進(jìn)創(chuàng)業(yè)活躍提升居民收入水平，且對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)活躍的促進(jìn)效應(yīng)更為顯著，從而有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

(三)數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距影響效應(yīng)的非線性

數(shù)字普惠金融作為普惠金融和數(shù)字技術(shù)的結(jié)合與應(yīng)用，能提升金融的包容度，為縮小城鄉(xiāng)收入差距提供可能，其覆蓋廣度、使用深度和數(shù)字化程度的差異均會產(chǎn)生不同的影響。(1)覆蓋廣度。如上文所提到，數(shù)字普惠金融可以將服務(wù)范圍擴(kuò)大到傳統(tǒng)金融所無法覆蓋的地方，有利于降低金融門檻，縮小城鄉(xiāng)收入差距。(2)使用深度。數(shù)字普惠金融涵蓋支付、投資、保險、信貸、基金等各個方面，服務(wù)內(nèi)容豐富，居民使用金融的次數(shù)和深度提高，有助于減輕家庭貧困狀況(Shiller，2013)[16]，促進(jìn)社會公平。(3)數(shù)字化程度?；ヂ?lián)網(wǎng)金融和大數(shù)據(jù)的進(jìn)步是推動數(shù)字普惠金融發(fā)展的動力，在互聯(lián)網(wǎng)金融和數(shù)字技術(shù)的發(fā)展支持下，數(shù)字普惠金融改善了城鄉(xiāng)收入差距(張曉燕，2016)[17]。但是，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)和金融知識缺乏會給數(shù)字普惠金融的使用帶來困難，導(dǎo)致對城鄉(xiāng)收入差距的收斂作用不如預(yù)期。因此，在覆蓋廣度、使用深度和數(shù)字化程度水平不同的地區(qū)，數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)存在差異性和非線性?；诖?，本文提出研究假設(shè)：

H3：覆蓋廣度、使用深度和數(shù)字化程度在數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響中存在門檻效應(yīng)。

三、模型設(shè)定、數(shù)據(jù)來源和變量選擇

(一)模型設(shè)定

為檢驗假設(shè)H1，借鑒楊偉明等(2020)[18]的方法，分別以城鄉(xiāng)居民的人均可支配收入和城鄉(xiāng)收入差距為因變量進(jìn)行平衡面板估計，如式(1)和式(2)所示。

incjit=αj0+αj1rfiit+αjxXit+μi+εit

(1)

gapit=β0+β1rfiit+βxXit+μi+εit

(2)

上式中，incjit表示省市自治區(qū)i在t年的人均可支配收入(當(dāng)j=1時，為居民人均可支配收入；當(dāng)j=2時，為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入；當(dāng)j=3時，為農(nóng)村居民人均可支配收入)，rfiit為省市自治區(qū)i在t年的數(shù)字普惠金融發(fā)展水平，gapit為省市自治區(qū)i在t年的城鄉(xiāng)收入差距，Xit為一組控制變量，μi表示地區(qū)固定效應(yīng)，εit表示隨機(jī)擾動項，αj0、β0為常數(shù)項，αj1和β1分別為數(shù)字普惠金融發(fā)展水平對收入和對城鄉(xiāng)收入差距的影響系數(shù)，αjx、βx為控制變量的系數(shù)。

為驗證假設(shè)H2，參考溫忠麟和葉寶娟(2014)[19]的中介效應(yīng)模型，在式(1)和式(2)的基礎(chǔ)上，分別將居民創(chuàng)業(yè)活躍度、城鎮(zhèn)居民創(chuàng)業(yè)活躍度和農(nóng)村居民創(chuàng)業(yè)活躍度作為中介變量，考察具體路徑，如式(3)—式(5)所示。

Mit=δ1+γ1rfiit+φ1Xit+μi+εit

(3)

incjit=δj2+γj2rfiit+θj1Mit+φj2Xit+μi+εit

(4)

gapit=δ3+γ3rfiit+θ2Mit+φ3Xit+μi+εit

(5)

其中，Mit表示中介變量，具體包括居民創(chuàng)業(yè)活躍度(ent1)、城鎮(zhèn)居民創(chuàng)業(yè)活躍度(ent2)和農(nóng)村居民創(chuàng)業(yè)活躍度(ent3)；上文中αj1和β1表示對總效應(yīng)的估計，γ1估計的是數(shù)字普惠金融發(fā)展水平對中介變量的影響，γ1×θj1、γ1×θ2表示中介效應(yīng)，γj2、γ3表示直接效應(yīng)；δ1、δj2、δ3為常數(shù)項，φ1、φj2、φ3為控制變量系數(shù)；其余變量含義同上。此外，還輔以Sobel檢驗和Bootstrap檢驗判斷中介傳導(dǎo)路徑是否存在。

為驗證假設(shè)H3，分別以數(shù)字普惠金融及其覆蓋廣度、使用深度和數(shù)字化程度作為門檻變量，用面板門檻模型實證分析數(shù)字普惠金融與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系，如式(6)所示。

gapit=ρ0+ρ1rfiitI(qit≤λ)+ρ2rfiitI(qit>λ)+ρxXit+μi+εit

(6)

其中，I(·)為示性函數(shù)，當(dāng)括號內(nèi)條件滿足時取值為1，反之為0；qit為門檻變量，λ為具體的門檻值，ρ0為常數(shù)項，ρ1、ρ2、ρx為系數(shù)；其他變量含義同上。式(6)為單一門檻模型，可以根據(jù)樣本數(shù)據(jù)的檢驗結(jié)果擴(kuò)充至多門檻情形。

(二)變量選擇及數(shù)據(jù)來源

1.被解釋變量為inc(居民人均可支配收入、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均可支配收入)和gap(城鄉(xiāng)收入差距)。為保持inc數(shù)據(jù)平穩(wěn)取對數(shù)處理。本文用城鄉(xiāng)居民人均可支配收入的比值來衡量居民城鄉(xiāng)收入差距，比值越小，說明城鄉(xiāng)收入差距越??；比值越大，則說明城鄉(xiāng)收入差距問題越嚴(yán)重。因國家統(tǒng)計局統(tǒng)計口徑的改變導(dǎo)致個別數(shù)據(jù)缺失，故2011—2012年的農(nóng)村居民人均可支配收入用農(nóng)村人均純收入指標(biāo)進(jìn)行代替。

2.核心解釋變量為rfi(數(shù)字普惠金融發(fā)展水平)，用北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心和螞蟻金服集團(tuán)編制的數(shù)字普惠金融指數(shù)來衡量(郭峰等，2020)[20]。該指數(shù)由覆蓋廣度、使用深度和數(shù)字化程度3個一級子指標(biāo)和33個具體指標(biāo)構(gòu)成。因該指標(biāo)數(shù)值較大，為使得該指標(biāo)數(shù)值與其他指標(biāo)處于同一量綱上，參考宋曉玲(2017)[21]的做法對該指數(shù)除以100。

3.中介變量為ent(創(chuàng)業(yè)活躍度)。選取私營和個體就業(yè)人數(shù)之和占就業(yè)人數(shù)的比重來反映各地區(qū)創(chuàng)業(yè)的活躍程度，該比重越大，說明該地區(qū)的創(chuàng)業(yè)活動越活躍。城鎮(zhèn)居民創(chuàng)業(yè)活躍度和農(nóng)村居民創(chuàng)業(yè)活躍度分別使用城鎮(zhèn)居民私營及個體就業(yè)人數(shù)占城鎮(zhèn)就業(yè)人口之比和農(nóng)村私營及個體就業(yè)人數(shù)占農(nóng)村就業(yè)人口之比來衡量，為保持?jǐn)?shù)據(jù)平穩(wěn)均取對數(shù)。

4.控制變量。借鑒相關(guān)研究文獻(xiàn)，控制變量選取地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(eco)，用以2011年為基期的居民消費價格指數(shù)平減后的地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長率來衡量；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(is)，用二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之和占地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來衡量；對外開放程度(open)，用進(jìn)出口貿(mào)易總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來衡量；傳統(tǒng)金融發(fā)展水平(fin)，用各地區(qū)金融機(jī)構(gòu)貸款余額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來衡量，為數(shù)據(jù)平穩(wěn)取對數(shù)。

(三)數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

本文選擇2011—2019年31個省市自治區(qū)(由于數(shù)據(jù)缺失，本文不包括香港、澳門特別行政區(qū)及臺灣地區(qū))作為研究樣本，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國電子信息統(tǒng)計年鑒》《中國互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計報告》《北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)(第三期，2011—2020年)》以及各省(市、自治區(qū))地方統(tǒng)計年鑒等，主要變量描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

四、實證分析

(一)數(shù)字普惠金融發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距的直接影響

1.全國樣本：豪斯曼檢驗p值都小于0.01，均拒絕原假設(shè)，說明選用固定效應(yīng)模型更適合，因此對式(1)和(2)采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計，結(jié)果如表2所示。由表2可知，列(1)、(2)、(3)中數(shù)字普惠金融發(fā)展水平對居民收入、城鎮(zhèn)居民收入和農(nóng)村居民收入的影響系數(shù)均顯著為正，且對農(nóng)村居民的收入影響系數(shù)大于對城鎮(zhèn)居民的收入影響系數(shù)。這初步驗證了數(shù)字普惠金融對城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民收入增長均有顯著的正向促進(jìn)作用，且對農(nóng)村居民的增收效果更好。表2中列(4)為式(2)的回歸結(jié)果，數(shù)字普惠金融發(fā)展水平對城鄉(xiāng)收入差距的影響系數(shù)為-0.173 9，并在1%水平上顯著，說明數(shù)字普惠金融發(fā)展對我國城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生顯著的收斂影響效應(yīng)。

表2 數(shù)字普惠金融發(fā)展水平對城鄉(xiāng)居民的收入和城鄉(xiāng)收入差距的影響

2.分地區(qū)樣本：為更好地研究數(shù)字普惠金融收入效應(yīng)的區(qū)域異質(zhì)性，將全國31個省市自治區(qū)劃分為東部、中西部兩大區(qū)域(2)本文將全國31個省市自治區(qū)劃分為東部和中西部兩大區(qū)域。東部地區(qū)包括：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南11個省(市)；中西部地區(qū)包括：山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南、吉林、黑龍江、內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆20個省(市、自治區(qū))。分別回歸估計，回歸結(jié)果如表3所示。

表3 數(shù)字普惠金融發(fā)展水平對東中西部居民收入和城鄉(xiāng)收入差距的影響

由表3可知，數(shù)字普惠金融發(fā)展水平對居民收入的促進(jìn)作用存在著地區(qū)差異，和東部居民相比，中西部地區(qū)的居民收入影響系數(shù)(0.280 3)比東部地區(qū)居民收入影響系數(shù)(0.211 8)更大，中西部地區(qū)的農(nóng)村居民收入增長系數(shù)最大(0.288 7)，這在一定程度上說明數(shù)字普惠金融有利于縮小東部和中西部的居民收入差距。而且，農(nóng)村居民的收入效應(yīng)均要高于城鎮(zhèn)居民的收入效應(yīng)。表3中的列(4)和列(8)中分區(qū)域回歸的結(jié)果顯示，東部和中西部數(shù)字普惠金融發(fā)展水平均可以對城鄉(xiāng)收入差距縮小產(chǎn)生顯著的促進(jìn)效應(yīng)，東部的促進(jìn)效應(yīng)系數(shù)為-0.059 7，中西部的促進(jìn)效應(yīng)系數(shù)為-0.201 5，這一方面表明了數(shù)字普惠金融的普惠性在中西部地區(qū)可以得到較好的釋放，另一方面也佐證了由于中西部地區(qū)數(shù)字普惠金融對農(nóng)村居民收入增長的提升作用效應(yīng)更大，從而促使縮小城鄉(xiāng)收入差距的收斂系數(shù)更大，驗證了假設(shè)H1。

3.穩(wěn)健性檢驗。本文主要采用以下幾種方法來驗證以上模型的穩(wěn)健性和解決內(nèi)生性問題(3)限于篇幅，此處省略了穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果，如有需要可向作者索取。。(1)工具變量法(2SLS)。通過工具變量法緩解模型中可能存在的內(nèi)生性問題，參考張碧瓊和吳琬婷(2021)[22]采用互聯(lián)網(wǎng)普及率作為數(shù)字普惠金融發(fā)展水平的工具變量，結(jié)果顯示互聯(lián)網(wǎng)普及率的不可識別檢驗值為162.081，在1%的水平上顯著；弱工具變量檢驗值為458.401，超過10%水平的臨界值，說明工具變量不存在識別不足和弱工具變量問題，工具變量有效。工具變量法中數(shù)字普惠金融發(fā)展水平系數(shù)均通過1%的顯著性水平測試，與前文結(jié)論一致。(2)核心解釋變量滯后法。將核心解釋變量數(shù)字普惠金融發(fā)展水平滯后一期再次回歸，核心解釋變量的方向和顯著程度均未發(fā)生實質(zhì)性的改變。(3)變量替代法。本文衡量城鄉(xiāng)收入差距的方式是城鄉(xiāng)居民人均可支配收入的比值，選用泰爾指數(shù)替代城鄉(xiāng)收入差距再次進(jìn)行模型估計，核心解釋變量系數(shù)為-0.020 6，通過1%的顯著性水平測試，驗證了以上結(jié)論的穩(wěn)健性。

(二)基于創(chuàng)業(yè)活躍度的中介效應(yīng)分析

為考察創(chuàng)業(yè)活躍度的中介效應(yīng)，利用式(3)、(4)、(5)進(jìn)行檢驗。鑒于數(shù)字普惠金融與居民收入、數(shù)字普惠金融與城鄉(xiāng)收入差距的回歸結(jié)果已在表2中顯示，表4僅顯示式(3)、(4)和(5)的逐步回歸結(jié)果。以城鎮(zhèn)居民創(chuàng)業(yè)活躍度為中介變量加入模型回歸，由列(4)-(6)可知，雖然數(shù)字普惠金融發(fā)展水平對城鎮(zhèn)居民的創(chuàng)業(yè)活躍度影響顯著為正，但城鎮(zhèn)居民創(chuàng)業(yè)活躍度對城鎮(zhèn)居民收入的影響系數(shù)不顯著，對城鄉(xiāng)收入差距的影響系數(shù)也不顯著，兩個中介效應(yīng)均不顯著；由列(1)-(3)、列(7)-(9)可知，數(shù)字普惠金融發(fā)展水平對居民和農(nóng)村居民的創(chuàng)業(yè)活躍度影響均顯著為正，以居民或農(nóng)村居民創(chuàng)業(yè)活躍度為中介變量時，數(shù)字普惠金融發(fā)展水平、居民創(chuàng)業(yè)活躍度、農(nóng)民創(chuàng)業(yè)活躍度對收入的影響均顯著為正，對城鄉(xiāng)收入差距的影響均顯著為負(fù)，說明創(chuàng)業(yè)活躍度在數(shù)字普惠金融發(fā)展水平和收入、數(shù)字普惠金融發(fā)展水平和城鄉(xiāng)收入差距之間均存在著顯著的中介效應(yīng)，且加入中介變量后，數(shù)字普惠金融發(fā)展水平和收入、數(shù)字普惠金融發(fā)展水平和城鄉(xiāng)收入差距之間的影響系數(shù)的絕對值變小了，說明存在著部分中介效應(yīng)。

表4 中介效應(yīng)逐步回歸結(jié)果

逐步回歸的檢驗力不足以說明一定存在中介效應(yīng)，需要Sobel檢驗和Bootstrap檢驗的進(jìn)一步分析。(1)分別以居民創(chuàng)業(yè)活躍度和農(nóng)村居民創(chuàng)業(yè)活躍度為中介變量時，以居民收入作為因變量的Sobel檢驗p值分別為0.000 1和0.009 1，占總效應(yīng)的比重分別為6.531 6%和2.304 3%；以城鄉(xiāng)收入差距作為因變量的Sobel檢驗p值分別為0.001 4和0.032 0，占總效應(yīng)的比重分別為25.277 2%和9.390 5%。居民創(chuàng)業(yè)活躍度和農(nóng)村居民創(chuàng)業(yè)活躍度為中介變量均在5%的水平上拒絕原假設(shè)，中介效應(yīng)顯著。(2)以城鎮(zhèn)居民創(chuàng)業(yè)活躍度為中介變量時，分別以收入和收入差距作為因變量的模型，均沒有通過Sobel檢驗，中介效應(yīng)不顯著。抽樣1 000次后，Bootstrap檢驗與Sobel檢驗的結(jié)果一致，也驗證了模型的穩(wěn)健性(4)限于篇幅，此處未列Bootstrap檢驗的具體數(shù)值，如有需要可向作者索取。。這驗證了假設(shè)H2，即數(shù)字普惠金融能通過促進(jìn)創(chuàng)業(yè)活躍提升居民收入水平，且對農(nóng)民創(chuàng)業(yè)活躍的促進(jìn)效應(yīng)更為顯著，從而有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

(三)基于數(shù)字普惠金融不同維度的門檻效應(yīng)分析

分別將數(shù)字普惠金融發(fā)展水平及其三個子指標(biāo)(覆蓋廣度、使用深度和數(shù)字化程度)作為門檻變量，進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗，結(jié)果如表5所示。以數(shù)字普惠金融發(fā)展水平、使用深度和數(shù)字化程度作為門檻變量的模型通過了單一門檻檢驗，覆蓋廣度作為門檻變量的模型通過了雙重門檻檢驗，門檻變量的門檻估計值均位于95%的置信區(qū)間內(nèi)(5)限于篇幅，此處省略了門檻估計值的區(qū)間估計結(jié)果，如有需要可向作者索取。，門檻值估計有效，驗證了假設(shè)H3。

表5 門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果

表6 面板門檻模型回歸結(jié)果

式(6)的面板門檻模型估計結(jié)果如表6所示。列(1)顯示以數(shù)字普惠金融發(fā)展水平為門檻變量的估計結(jié)果，當(dāng)數(shù)字普惠金融發(fā)展水平低于門檻估計值(1.270 6)時，數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距收斂效果不顯著；當(dāng)數(shù)字普惠金融發(fā)展水平跨越門檻值時，數(shù)字普惠金融就會對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生顯著的收斂效果。列(2)的模型把覆蓋廣度作為門檻變量，發(fā)現(xiàn)當(dāng)覆蓋廣度低于第一門檻值(7.470 0)時，數(shù)字普惠金融會對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生顯著的正向效應(yīng)，影響系數(shù)高達(dá)1.360 3；在跨越第一門檻值后，數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響依舊顯著為正，但影響系數(shù)縮小為0.103 4；只有當(dāng)覆蓋廣度跨越第二門檻值(85.390 0)時，數(shù)字普惠金融才對城鄉(xiāng)收入差距才能產(chǎn)生顯著的負(fù)向效應(yīng)。列(4)中以數(shù)字化程度為門檻變量也呈現(xiàn)出了相似的結(jié)果，只有當(dāng)數(shù)字化程度跨越181.65的門檻值時，數(shù)字普惠金融才會對城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大產(chǎn)生顯著的抑制作用，影響系數(shù)為-0.135 6。可見，僅當(dāng)數(shù)字普惠金融發(fā)展水平、覆蓋廣度和數(shù)字化程度發(fā)展到一定程度時，數(shù)字普惠金融才能產(chǎn)生城鄉(xiāng)居民的收入差距縮小的促進(jìn)效應(yīng)。

與之不同的是列(3)中以使用深度作為門檻變量的模型的實證結(jié)果，當(dāng)使用深度低于門檻值(245.66)時，數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響顯著為負(fù)，系數(shù)為-0.237 0；當(dāng)使用深度跨越門檻值后，數(shù)字普惠金融仍能顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距，但影響系數(shù)僅為-0.199 4。這說明當(dāng)使用深度達(dá)到一定水平后，數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的收斂效果會有所減弱?？赡艿脑蚴墙鹑诋a(chǎn)品的更迭升級迅速，雖然農(nóng)村居民的金融素養(yǎng)在不斷提高，但提高速度無法跟上金融產(chǎn)品的迭代速度，導(dǎo)致農(nóng)村居民無法使用最新型的金融產(chǎn)品和服務(wù)，弱化了數(shù)字普惠金融對農(nóng)村居民收入提高的促進(jìn)效應(yīng)，從而削弱了數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的收斂效果。

五、研究結(jié)論與政策建議

本文以我國2011—2019年省市自治區(qū)為研究樣本，利用固定效應(yīng)模型、中介效應(yīng)模型和門檻效應(yīng)模型研究數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響機(jī)制。結(jié)果表明：(1)數(shù)字普惠金融可以顯著提高居民收入，且對農(nóng)村居民收入水平的提升效果顯著優(yōu)于城鎮(zhèn)居民，對中西部地區(qū)居民收入提升效果顯著優(yōu)于東部地區(qū)；數(shù)字普惠金融可以顯著縮小城鄉(xiāng)收入差距，且對中西部地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距縮小的促進(jìn)效應(yīng)顯著優(yōu)于東部地區(qū)。(2)城鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)活躍度在數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)居民收入和城鄉(xiāng)收入差距的影響過程中存在中介效應(yīng)，數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)活躍度產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用效應(yīng)，且對農(nóng)村居民的影響效應(yīng)更大。(3)數(shù)字普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的作用效應(yīng)受數(shù)字普惠金融發(fā)展水平及其三個子指標(biāo)(覆蓋廣度、使用深度和數(shù)字化程度)門檻變量的影響，在數(shù)字普惠金融發(fā)展水平、覆蓋廣度和數(shù)字化程度跨越門檻值后，數(shù)字普惠金融才能對縮小城鄉(xiāng)收入差距起促進(jìn)效應(yīng)，但使用深度在跨越門檻值后反而會削弱數(shù)字普惠金融對縮小城鄉(xiāng)收入差距的促進(jìn)效應(yīng)。

為此，本文提出如下政策建議。(1)加強(qiáng)數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，進(jìn)一步完善農(nóng)村居民創(chuàng)業(yè)的基礎(chǔ)條件，更好地發(fā)揮數(shù)字普惠金融的創(chuàng)業(yè)效應(yīng)對城鄉(xiāng)收入差距縮小的促進(jìn)作用。我國應(yīng)因地制宜地優(yōu)化整合城鄉(xiāng)之間的金融資源，推進(jìn)傳統(tǒng)金融業(yè)務(wù)與新型數(shù)字化技術(shù)的深度融合，加大信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)力度，尤其要進(jìn)一步優(yōu)化農(nóng)村網(wǎng)絡(luò)通訊、交通、物流運輸?shù)然A(chǔ)設(shè)施配套，不斷提高數(shù)字普惠金融水平。(2)創(chuàng)新金融知識宣傳方式，不斷提高城鄉(xiāng)居民的金融素養(yǎng)。我國應(yīng)進(jìn)一步借助互聯(lián)網(wǎng)平臺等渠道，組織引導(dǎo)城鄉(xiāng)居民參加線上學(xué)習(xí)和培訓(xùn)，為城鄉(xiāng)居民送知識、送政策，提高他們對數(shù)字普惠金融的應(yīng)用能力。(3)積極發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)在促進(jìn)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型、農(nóng)產(chǎn)品銷售等方面的“助推器”作用。一方面，可通過加大對浙江義烏青巖劉村等“淘寶村”的成功案例的宣傳，進(jìn)一步激發(fā)農(nóng)村居民創(chuàng)業(yè)的積極性，從而可鼓勵更多的普通農(nóng)戶選擇電商創(chuàng)業(yè)活動；另一方面，政府可進(jìn)一步組織引導(dǎo)探索電商新模式，完善鄉(xiāng)村電商創(chuàng)業(yè)的優(yōu)惠政策和協(xié)助建設(shè)供應(yīng)鏈、物流和公共服務(wù)中心平臺等舉措，鼓勵電商人才流向農(nóng)村，實現(xiàn)城鄉(xiāng)包容性增長和共同富裕。