數(shù)字普惠金融對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響

胡心怡

(吉林大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,長春 130012)

0 引言

城鄉(xiāng)收入差距受很多因素的影響,金融支持是其中的重要因素之一。普惠金融可緩解城鄉(xiāng)居民收入的不平衡,為更多人群提供獲得金融服務(wù)的機(jī)會(huì)[1]。近年來,數(shù)字技術(shù)的迅猛發(fā)展拓展了普惠金融的內(nèi)涵與外延。數(shù)字普惠金融利用金融科技突破地區(qū)限制,有效降低了金融服務(wù)門檻與成本,在延伸金融服務(wù)方面發(fā)揮著重要作用。

圍繞數(shù)字普惠金融對(duì)城鄉(xiāng)居民收入差距的影響,分析數(shù)字普惠金融、代際收入流動(dòng)指標(biāo)、家庭收入差距三者間的影響機(jī)制,基于2000—2022年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn),引入中介效應(yīng)模型探討其影響路徑[2]。各省份數(shù)字普惠金融指數(shù)來源于北京大學(xué)互聯(lián)網(wǎng)金融研究中心編制的“北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)”,控制變量來源于各地區(qū)統(tǒng)計(jì)局的年度統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。詳見表1。

表1 主要變量名稱、符號(hào)及其計(jì)算方法Tab.1 Main variable name, symbol and calculation method

1 數(shù)字普惠金融影響城鄉(xiāng)收入的理論機(jī)制

1)數(shù)字普惠金融影響農(nóng)村家庭收入差距的直接影響機(jī)制：數(shù)字普惠金融可增加居民的代際收入流動(dòng),農(nóng)村居民代際收入流動(dòng)的增加可縮小農(nóng)村家庭收入差距[3]。

2)農(nóng)村代際收入流動(dòng)發(fā)揮中介效應(yīng)的間接影響機(jī)制。詳見圖1[4]。

圖1 農(nóng)村代際收入流的中介效應(yīng)的問題影響機(jī)制Fig.1 Influencing mechanism of the intermediary effect of rural intergenerational income flow

3)農(nóng)戶子女人力資本發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(yīng)的影響機(jī)制：教育資本對(duì)代際收入流動(dòng)的影響較大。教育培訓(xùn)類人力資本通過教育與培訓(xùn)投資增進(jìn)農(nóng)戶子女的知識(shí)能力水平,提升其金融素養(yǎng)[5]。

2 實(shí)證分析

采用線性回歸模型探討數(shù)字普惠金融對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響,模型如下[6]：

gapr=β0+β1*lnfin+β2*lngdp+β3*lncsu+β4*lngov+β5*lncpi+β6*lncoe+β7*lnpop+ε

式中,β為數(shù)字普惠金融對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的總效應(yīng),ε為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

2.1 描述性分析

根據(jù)描述性分析結(jié)果可知,城鄉(xiāng)收入差距最小值僅為1.852,最大值達(dá)到3.607。數(shù)字普惠金融最大值為6.068,最小值為2.936,城鄉(xiāng)收入差距較為明顯。詳見表2。

表2 描述性分析結(jié)果Tab.2 Results of descriptive analysis

2.2 相關(guān)性分析

根據(jù)相關(guān)性分析結(jié)果可知,覆蓋廣度與城鄉(xiāng)收入差距的相關(guān)系數(shù)是-0.386,說明數(shù)字普惠金融的覆蓋廣度越高,城鄉(xiāng)收入差距越小。使用深度與城鄉(xiāng)收入差距的相關(guān)系數(shù)是-0.421,說明使用深度越高,城鄉(xiāng)收入差距越小。數(shù)字化水平與城鄉(xiāng)收入差距的相關(guān)系數(shù)是-0.196,說明數(shù)字化水平越高,城鄉(xiāng)收入差距越小。詳見表3。

表3 相關(guān)性分析結(jié)果Tab.3 Results of correlation analysis

2.3 回歸分析

使用加入控制變量的回歸模型檢驗(yàn)數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村家庭收入差距的影響發(fā)現(xiàn),固定效應(yīng)模型結(jié)果中R-squared的統(tǒng)計(jì)結(jié)果為0.771,數(shù)字普惠金融lnfin的系數(shù)是-0.045,表明數(shù)字普惠金融對(duì)城鄉(xiāng)收入差距具有抑制作用。詳見表4。

表4 數(shù)字普惠金融對(duì)城鄉(xiāng)收入差距影響回歸分析結(jié)果Tab.4 Results of regression analysis of the influence of digital inclusive finance on urban-rural income gap

2.4 數(shù)字普惠金融對(duì)家庭收入差距的影響機(jī)制

表5中,(1)列為數(shù)字普惠金融對(duì)城鄉(xiāng)收入差距具體影響的回歸結(jié)果,其中數(shù)字普惠金融lnfin的系數(shù)為-0.045,表明數(shù)字普惠金融對(duì)城鄉(xiāng)收入差距仍具有抑制作用。(2)列為數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村代際收入流動(dòng)具體影響的回歸結(jié)果,其中數(shù)字普惠金融lnfin的系數(shù)為2.348,表明數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村代際收入流動(dòng)具有促進(jìn)作用。(4)列為在農(nóng)村代際收入流動(dòng)中介效應(yīng)下,數(shù)字普惠金融對(duì)城鄉(xiāng)收入差距具體影響的回歸結(jié)果,其中數(shù)字普惠金融lnfin的系數(shù)為-0.006,表明數(shù)字普惠金融對(duì)城鄉(xiāng)收入差距仍具有抑制作用。

表5 數(shù)字普惠金融對(duì)家庭收入差距的影響Tab.5 Influence of digital financial inclusion on household income inequality

2.5 數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村家庭收入差距影響的異質(zhì)性分析

模型結(jié)果中,R-squared的統(tǒng)計(jì)結(jié)果為0.770,說明該模型結(jié)果能夠嚴(yán)謹(jǐn)論證假設(shè)。數(shù)字普惠金融的系數(shù)是-0.046,表明數(shù)字普惠金融對(duì)縮小家庭收入差距具有促進(jìn)作用。詳見表6。

表6 數(shù)字普惠金融對(duì)農(nóng)村家庭收入差距影響的異質(zhì)性分析結(jié)果Tab.6 Heterogeneity analysis of the influence of digital financial inclusion on rural household income gap

教育培訓(xùn)資本與數(shù)字普惠金融的交互項(xiàng)系數(shù)為-0.000,顯著為負(fù),并通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn),說明教育培訓(xùn)資本的調(diào)節(jié)效應(yīng)存在。詳見表7。

表7 教育資本對(duì)農(nóng)村家庭收入差距的檢驗(yàn)Tab.7 Test of educational capital on rural household income gap

2.6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

根據(jù)表8的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果,滯后一期數(shù)字普惠金融的系數(shù)是-0.048。在進(jìn)行穩(wěn)健性處理滯后一期后,數(shù)字普惠金融對(duì)城鄉(xiāng)收入差距仍然具有抑制作用。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果Tab.8 Results of robustness test

3 結(jié)論

研究表明：我國農(nóng)村居民代際收入主要通過教育投資進(jìn)行傳遞。數(shù)字普惠金融是改善農(nóng)村家庭收入差距的重要途徑。教育資本的增加,金融業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型進(jìn)程的加快,有助于縮小城鄉(xiāng)家庭收入差距[7]。農(nóng)村代際收入流動(dòng)在數(shù)字普惠金融改善農(nóng)村家庭收入差距的過程中發(fā)揮中介效應(yīng)。