数字普惠金融对城乡居民收入...研究——以长三角城市群为例_陈永红.pdf

第十卷 2022年第 6期天津商务职业学院学报JOURNAL OF TIANJIN COLLEGE OF COMMERCE摘要 本文基于长三角城市群26个城市20112020年的面板数据，探讨数字普惠金融对城乡收入差距的影响。结果表明：第一，在样本期内数字普惠金融的发展可以有效缩减长三角城市群城乡居民之间的收入差距，但对不同等级城市的城乡收入差距的影响存在异质性；第二，数字普惠金融的覆盖广度和数字化程度的提升可以有效抑制城乡居民收入差距过大，但使用程度并未显著发挥此效应；第三，城乡收入受到数字普惠金融的非线性影响。对此，建议长三角城市群要持续推动数字普惠金融的发展，打造多样化的服务体系，优化数字基础设施建设，改善发展环境，制定区域差异化的发展目标。关键词 数字普惠金融；收入差距；长三角城市群中图分类号 F127文献标识码 A文章编号 2095-5537（2022）06-00048-11数字普惠金融对城乡居民收入差距的影响研究以长三角城市群为例陈永红1，沈慧翠2，黄大勇31.2.3.重庆工商大学长江上游经济研究中心，重庆 南岸 400067；3.长江师范学院管理学院，重庆 涪陵 408100收稿日期2022-11-07作者简介 1.陈永红（1999），男，汉族，四川省宜宾人，重庆工商大学长江上游经济研究中心硕士研究生。研究方向：数字经济。2.沈慧翠（1999），女，汉族，山东省菏泽人，重庆工商大学长江上游经济研究中心硕士研究生。研究方向：现代服务业发展。3.黄大勇（1965），男，汉族，四川省内江人，重庆工商大学长江上游经济研究中心、长江师范学院管理学院教授，博士。研究方向：旅游经济发展。Research on the impact of digital inclusive finance onthe income gap between urban and rural residentsTaking the Yangtze River Delta urban agglomeration as an exampleCHEN Yong-hong1,SHEN Hui-cui2,HUANG Da-yong3（1.Economic Research Center of Upper Yangtze River,Chongqing Technology and Business University,Chongqing 400067;2.School of Management,Yangtze Normal University,Chongqing 408100）Abstract Based on the panel data of 26 cities in the Yangtze River Delta urban agglomeration from 2011 to 2020,this paper empirically analyzes the impact of digital financial inclusion on the urban-rural income gap.The results indicate that:first,digital inclusive finance can effectively reduce the income gap between urban and rural residentsduring the sample period,but its impact differs in city levels on the income gap.The in48DOI:10.16130/ki.12-1434/f.2022.06.005第十卷 2022年第 6期天津商务职业学院学报JOURNAL OF TIANJIN COLLEGE OF COMMERCEcrease in coverage and digitization can effectively curb the excessive income gap betweenurban and rural residents,but the degree of use does not significantly exert this effect;third,urban and rural income is affected by the nonlinear impact of digital inclusive finance.In this regard,it is suggested that the Yangtze River Delta urban agglomerationshould continue to promote the development of digital inclusive finance,create a diversified service system,optimize the construction of digital infrastructure,improve the development environment,and formulate regionally differentiated development goals.Key words digital financial inclusion;income gap;Yangtze River Delta urban agglomeration一、引言改革开放以来，中国经济长期保持中高速增长，对外开放程度不断增加，城乡收入水平也保持持续上升的态势。根据有关统计资料显示，2021年我国城镇居民人均可支配收入达到 4.74万元，农村居民人均可支配收入达到1.89万元。与1978年的收入水平相比，我国城镇居民人均可支配收入、农村居民人均可支配收入分别增长了约 158倍和 189倍。但我国长期受到城乡二元结构的影响，衍生出城乡发展不平衡、城乡收入差距过大等问题。“城乡中国”仍然是中国未来一段时间内的主要结构特征，如何促进区域协调发展和农村地区充分发展依旧是目前中国社会发展亟待解决的问题之一。长期以来，已有大量关于城乡收入差距的研究，研究表明人口结构、产业结构、基础设施、外商投资、新型城镇化建设、农村人口转移、技术进步、财政支出水平、金融发展状况、经济增长等都会对其产生直接或者间接的影响。近年来，数字普惠金融随着基础设施的完善与数字技术的应用得到快速发展，不少学者也逐渐注意到其对城乡收入差距的影响。现有关于数字普惠金融与城乡收入差距的研究主要包括以下三个方面.一是二者的作用关系研究。部分学者认为城乡收入差距会随着数字普惠金融的发展而逐渐收敛。孙继国和赵俊美（2019）通过实证研究得到数字普惠金融有助于抑制全国的城乡收入差距扩大，但具体到东中西部后，只有东部地区缩减效应显著；杨怡等（2022）采用系统广义估计方法同样发现数字普惠金融会对城乡收入差距产生收敛效应。但也有学者认为数字普惠金融的发展会扩大城 乡 收 入 差 距。董 晓 林 等（2018）、Fall（2020）认为由于数字鸿沟的存在，数字普惠金融的发展并没有促进城乡收入差距的缩减。Aron（2018）认为尽管数字普惠金融凭借其普惠性增加了金融服务的包容度，但对低收入群体的增收效果并不显著，是否能够缩减城乡收入差距有待进一步检验。Choudrie（2018）认为由于老年人、低收入群体等认知能力相对较弱，无法完全享受到手机银行等数字普惠金融服务，这将阻碍手机银行等数字普惠金融服务在上述群体中发挥增收效用，进而可能拉大城乡收入差距。二是数字普惠金融对城乡收入的效应研究。部分学者关注到了数字普惠金融对城乡收入差距影响的门槛效应。赵丙奇（2020）选用省级数据通过面板门槛模型分析得到数字普惠金融对经济发展水平较高49第十卷 2022年第 6期天津商务职业学院学报JOURNAL OF TIANJIN COLLEGE OF COMMERCE区域的城乡收入存在线性影响，但其对经济发展水平较低区域的城乡收入存在非线性影响；张贺和白钦先（2018）同样选用省级面板数据分析得到数字普惠金融对城乡收入差距的影响存在以城镇化为门槛变量的双门槛效应;除此之外，还有部分学者关注到数字普惠金融对城乡收入差距的影响具有空间效应。陈啸和陈鑫（2018）通过空间计量得到数字普惠金融短期内可以改善周围地区的收入差距，但影响的程度主要取决于数字服务的支撑力度；郭小卉和冯艳博（2021）基于京津冀县域地区的面板数据发现数字普惠金融对抑制当地城乡收入差距过大有积极的推动作用，但是对周围地区并无明显的影响。三是数字普惠金融对城乡收入差距影响的路径研究。李娜（2020）通过实证检验得到数字普惠金融可以从提升人力资本水平、促进人力资本高级化两个方面来对城镇地区和农村地区的居民收入施加影响，因为接受过高等级教育的人群，认知水平更高，接受新事物能力更强，使用数字普惠金融的几率更大，越容易发挥数字普惠金融所具有的的减贫效应；杨伟明等（2020）发现数字普惠金融可以影响经济发展水平和引导创业行为从而进一步影响城乡收入水平，但与城市地区相比，数字普惠金融对农村居民收入的增收效应略小。综上所述，有关数字普惠金融对城乡收入差距影响的研究已经比较成熟，众多研究成果也为本文提供了丰富的证据，但已有研究大多是以全国省级层面为主，以某个区域地级市的研究还较为欠缺，同时研究的结论存在差异性。我国不同区域之间的经济发展水平、政策制度、科技创新水平、金融状况等存在较大差异，整体研究对区域发展的指导意义不大，所以对具体区域进行研究，并提出有针对性的政策建议十分必要。长江三角洲城市群作为我国经济活跃度最高、科创能力最强的区域之一，在国家经济社会发展、推进一体化建设中具有重要地位。但在 长江三角洲城市群发展规划 中提到城市群内部存在二元矛盾，为区域协调发展带来了诸多压力。与全国其他区域一样，长三角城市群依旧面临城乡收入差距过大的困境。因此，为提高长三角城市群区域协调发展水平，促进城乡融合发展，减少城乡收入差距，本文选用基准回归模型和面板门槛模型探讨长三角城市群数字普惠金融对城乡收入差距的影响，以期为长三角城市群的高质量发展提供参考依据。二、理论分析与研究假设（一）数字普惠金融对城乡收入差距的影响作为数字技术和普惠金融融合发展的产物，数字普惠金融兼具高效、便捷、低成本、渗透强、更易达到长尾群体以及原本具有的普惠性等特点。与原来的金融服务相比，首先，数字普惠金融大大降低了交易成本和货币持有成本，这是因为在互联网、大数据等数字技术日益成熟的背景之下，数字普惠金融可采用线上服务的方式对农村地区相对分散以及规模较小的客户进行精准识别、匹配和交易，扩展金融服务的时间和空间边界，有助于减少线下网点的运营费用、人工服务等方面的交易成本和时间成本，进而促进农村地区金融市场的发展。其次，农村地区金融可得性存在阻碍的局面会随着数字普惠金融的发展而得到有效改善，因为数字普惠金融可以开拓农户获取金融服务的新渠道，增加农户获取信贷的可能性，为农村居民提供更为广阔便捷的融资借贷平台，这有益于为广大农村地区提供生产经营活动的资金支持，也有效降低了农村地区因外部融资不稳定导致创新创业活动失败的可能性。再次，数字普50第十卷 2022年第 6期天津商务职业学院学报JOURNAL OF TIANJIN COLLEGE OF COMMERCE惠金融可以完善农村地区金融供给体系，缓解农村金融抑制。数字普惠金融的发展会给传统金融机构带去竞争压力，迫使传统金融机构进行改革创新、业务整改，不断推出特色化、多元化的金融服务，这有利于将广大农村区域存在的金融需求与金融机构的供给匹配起来，提升农村地区的金融服务水平。最后，数字普惠金融凭其本身的普惠性特点，可以有效降低信息不对称，扩宽金融服务范围，促进城乡金融资源的优化配置。尽管数字普惠金融对城镇地区也有类似的作用，但城镇范围内的金融发展程度要优于农村地区。与城镇地区相比，数字普惠金融发展带动农村地区发展的边际效应更为明显。基于此，提出本文的第一个研究假设：假设1：数字普惠金融的发展有利于缩减城乡收入差距。（二）数字普惠金融对城乡收入差距的非线性影响发展经济学的有关理论提到，只有当资本积累大于某一临界值后，才会出现持久的收入流，并转换为资本使经济迈入快速发展从而产生脱贫效果。因此区域经济发展水平不同，数字普惠金融对城乡收入差距的作用效果可能存在差异性。一是因为经济发展水平相对落后区域的农村群体由于收入水平相对较低、抵押资产少、征信记录空缺等原因从而未能触及金融服务的最低门槛，故无法完全享受到金融服务带来的益处，最终不利于提高收入；而经济发展水平较好区域的群体收入高，可抵资产多，征信记录完整，因此达到了享受金融服务的门槛，可以享受金融投资带来的高回报进而增加收入。二是在金融发展初期需要资金的支持和保障，因此在经济落后区域金融发展的初步阶段并不会马上发挥减贫效应。但在经济发展较好区域，金融市场在良好的经济条件下快速发展起来，在金融市场与初始资本积累的双重利好下，大大提升了全要素生产率，进而充分发挥减贫效果。三是与经济发达地区相比，经济发展落后区域的基础设施、政策、人们的认知程度等存在差异，对数字普惠金融吸收程度不及经济发达地区，这将导致经济发展越好的区域，数字普惠金融的供给两侧越畅通，对减少城乡收入差距的效应更为明显。基于此，提出本文的第二个研究假设：假设2：数字普惠金融对城乡收入差距的影响存在门槛效应。三、模型构建与数据选取（一）模型构建本文选用20112020年长江三角洲城市群26个城市的面板数据研究数字普惠金融对城乡收入差距的影响，构建如下基准回归模型：THEILit=0+1DIFIit+2Zit+it，i=1，2，3，n；t=1，2，3，T（1）式（1）中，i代表长三角城市群各地级市（i=1,2，26）；t 代表年份（t=1,2，10）；THEIL表示城乡收入差距；DIFI表示数字普惠金融；Z为控制变量，在本文中指区域经济发展水平，经济开放度，城镇化率，科技创新程度、产业结构、政府财政支出行为等6个变量；i（i=0,1,2）为待估计系数；it为随机扰动项。THEILit=0+1DIFII(PGDPit)+2DIFII(PGDPit)+Xit+i+it（2）除了公式（1）中所体现出的直接作用机制，为探求长江三角洲城市群数字普惠金融对城乡收入差距是否存在以区域经济发展水平为门槛的非线性影响，构建如下门槛模型：式（2）中，X为控制变量，在本文中包括了经济开放度、城镇化率、科技创新程度、51第十卷 2022年第 6期天津商务职业学院学报JOURNAL OF TIANJIN COLLEGE OF COMMERCE产业结构、政府财政支出行为等5个控制变量；门槛变量为区域经济发展水平，I(PGDPit)和I(PGDPit)为指示函数；it为随机扰动项；其他变量或字母的含义同式（1）。（二）变量选取1.被解释变量：城乡收入差距（THEIL）目前国内研究者衡量城乡收入差距的指标主要有泰尔指数、城乡居民人均可支配收入之比等。与其他办法相比，泰尔指数考虑了城乡人口数量的变化和收入的变动两方面的因素。基于以上良好性质，本文选用泰尔指数衡量长三角城市群城乡收入差距。泰尔指数越大则表示城镇居民与农村居民收入差距越大，其计算公式如下：（3）式（3）中，i=1代表城镇，i=2代表农村；t代表年份（t=1,2，10）；y1t、y2t、yt分别表示第t年城镇、农村和总的居民人均可支配收入；x1t、x2t、xt分别代表第t年城镇、农村和总的人口数。由于2013年以前未统计农村居民人均可支配收入，故采用农村人均纯收入来代替20112012年的农村居民人均可支配收入。在本文中还选用城乡可支配收入之比来衡量城乡收入差距，从而进行稳健性检验。2.解释变量：数字普惠金融指数（DIFI）本文衡量数字普惠金融（DIFI）的指标选用北京大学数字金融研究中心编制的北京大学数字普惠金融指数，该指数从覆盖广度、使用深度以及数字化程度三个维度进行构建。与其他变量相比，指数初始值及三个子指标的数值较大，故本文参考有关学者的处理办法对数字普惠金融指数及三个子指标除以100后进入估计模型。3.控制变量依照前文所述，本文选用区域经济发展水平（PGDP）、经济开放度（OPEN），城镇化率（URBAN），科技创新程度（INN）、产业结构（IS）、政府财政支出行为（FISICIAL）等六个变量作为控制变量。上述变量的名称及衡量方式如表1。（三）数据来源及说明本文衡量被解释变量与控制变量的数据来源于20122021年 中国城市统计年鉴、各省市公布的国民经济与社会发展统计公报以及部分统计网站数据；衡量数字普惠金融的数据来源于 北京大学数字普惠金融指数报告。对于缺失的少数数据表1变量名称及衡量方式变量类型被解释变量解释变量控制变量符号THEILGAPDIFICOVERAGEUSAGEDIGITPGDPOPENURBANINNISFISICIAL变量名称城乡收入差距城乡收入差距数字普惠金融覆盖广度使用深度数字化程度区域经济发展水平经济开放度城镇化率科技创新程度产业结构财政支出行为衡量方式泰尔指数城乡家庭可支配收入之比数字普惠金融指数/100数字普惠金融子指数/100数字普惠金融子指数/100数字普惠金融子指数/100人均GDP外资使用总额/GDP城镇人口/地区总人口对授权专利总量取对数二三产业增加值/地区GDP财政支出/GDPTHEILit=i=12yitytlnyityt/xitxt52第十卷 2022年第 6期天津商务职业学院学报JOURNAL OF TIANJIN COLLEGE OF COMMERCE采用线性插值法进行处理。根据表2中的描述性统计结果显示，数字化程度、区域经济发展水平的离散程度较大，各地区的数字化程度以及区域经济发展水平之间存在较大差异。其他指标的标准差相对较小，但从各指标的最大值与最小值可以发现，大多数指标的最大值显著大于最小值，这意味着在城市群内部数字普惠金融发展水平、区域经济发展水平、科技创新程度等方面存在显著的区域差异。四、实证检验及结果分析（一）基准回归本文首先选用固定效应模型（FE）和随机效应模型（RE）进行回归估计，由于豪斯曼检验的p值为0.0041，故在1%的水平上显著拒绝采用随机效应模型的原假设，即在本文中采用固定效应模型为宜。根据表3中加入控制变量后的固定效应回归结果显表2描述性统计变量名称泰尔指数（THEIL）数字普惠金融（DIFI）覆盖广度(COVERAGE)使用深度(USAGE)数字化程度(DIGIT)区域经济发展水平(PGDP)经济开放度(OPEN)城镇化率(URBAN)科技创新程度(INN)产业结构(IS)财政支出行为(FISICAL)城乡家庭可支配收入之比(GAP)观测值260260260260260260260260260260260260平均值0.04932.00681.94302.08002.08438.79770.00470.65084.07300.94040.14222.0746标准差0.02490.71810.67980.71710.93233.72200.00280.10460.52660.04130.04920.2934最小值0.000010.42340.34350.58730.13942.16340.00030.38202.55990.79620.0770.9990最大值0.15043.34483.26493.49753.400119.90170.01420.89605.14550.99730.28273.0519表3基准回归结果变量数字普惠金融区域经济发展水平经济开放度城镇化水平科技创新产业结构财政水平常数控制变量R2N固定效应（1）-0.0131*（0.0008）0.0755*（0.0018）NO0.5057260（2）-0.0074*（0.0022）0.0002（0.0005）-1.6135*（0.4376）-0.1915*（0.0314）0.0182*（0.0045）-0.1087*（0.0518）0.0304（0.0404）0.2179*（0.0498）YES0.6404260随机效应（3）-0.0133*（0.0009）0.0761*（0.0032）NO0.5057260（4）-0.0073*（0.0016）0.0002（0.0004）-1.3109*（0.4152）-0.1758*（0.0251）0.0100*（0.0039）-0.0733（0.0493）0.0569（0.0360）0.2025*（0.0439）YES0.6324260注：括号中是标准误差，*、*、*分别表示在1%、5%、10%的置信水平上通过显著性检验，下同。53第十卷 2022年第 6期天津商务职业学院学报JOURNAL OF TIANJIN COLLEGE OF COMMERCE示，数字普惠金融的估计系数为-0.0074，并且在1%的水平上显著，这表明数字普惠金融发展水平提高1个单位，长三角城市群城乡收入差距对应的泰尔指数会降低0.0074个单位。由此可知，长江三角洲城市群数字普惠金融的发展能够缩减城乡收入差距。可能的原因在于数字普惠金融的发展有效缓解了农村地区的金融抑制，提升了农村地区金融服务的使用度、数字化程度以及覆盖广度，拓宽了农户的社交网络渠道，增加了农村地区居民的信贷所得性。尽管对城镇同样有类似的效果，但从边际效用角度出发，农村地区的边际效用要明显大于城镇地区。从控制变量的回归结果来看，经济开放度增加、城镇化水平提高、产业结构的优化均可减缓城乡收入差距；科技创新能力提高则加剧了城乡收入差距。具体而言，经济开放度的系数为-1.6135，在 1%的水平上显著，表明经济开放度的提升可以有效缩减城乡收入差距，可能原因在于随着经济开放度的提升，大量外资的使用创造了更多的劳动岗位，为农村劳动力带来了更多的就业机会，并且这些就业岗位的收入高于原来务农所得收入，因此对缩减城乡居民之间的收入差距有积极影响。城镇化水平的估计系数为-0.1915，在 1%的水平上显著，表明长三角城市群的城镇化建设取得卓越成效，城乡融合建设之路得到有效实践，城市与农村地区实现融合发展，农村地区的居民可以充分享受到城镇化建设所带来的红利，进一步制止城乡居民收入差距过大。产业结构的系数为-0.1087，并在1%的水平上显著，这表明产业结构优化同样可以对缩小城乡收入差距施加积极影响，可能原因在于随着二三产业的快速发展，更多的工业岗位和服务业岗位被创造出来，农村劳动力可以选择进城务工，收入来源不仅仅来源于第一产业的收入。科技创新水平的系数显著为正，及科技创新水平的提高会阻碍城乡收入差距缩小，可能的原因在于大部分与科技创新相关的企业、院校、机构等都位于城市，相关成果大多也是先从城市地区开始普及与应用，农村地区普及新技术有一定的时滞性，因此农村地区无法及时享受到科技变革所带来的益处。另外，区域经济发展水平和财政支出水平的系数都为正但不显著，说明二者阻碍城乡收入差距缩小的作用并不明显。（二）异质性分析1.城市等级异质性近年来随着互联网技术的大范围普及与应用，数字普惠金融也得到了快速发展。但是由于城市之间的基础设施情况、经济状况等存在差异，不同城市之间的普惠金融发展水平也有所不同。为分析长三角城市群数字普惠金融对城乡收入差距产生的影响是否存在异质性，本文参考刘瑞明的做法，将省会城市、副省级城市、较大城市划定为高等级城市，其他为一般等级城市。其中高等级城市包括了上海、南京、杭州、合肥、苏州、无锡、宁波，其余城市属于一般等级城市。根据表4的回归结果显示，数字普惠金融的发展对长三角城市群高等级城市和一般等级城市的城乡收入差距都有缩减效应。与高等级城市相比，数字普惠金融对一般等级城市城乡收入差距的缩减效应更加明显，究其原因可能是一般等级城市多为经济发展相对落后区域，基础设施不完善，科技创新能力相对较弱，原来的金融发展水平不高。因此从边际效用出发，数字普惠金融的快速发展对于一般等级城市城乡收入差距的影响效果更显著。总体来讲，数字普惠金融对长三角城市群高等级城市和一般等级城市的城乡收入差距的影响存在一定的异质性。54第十卷 2022年第 6期天津商务职业学院学报JOURNAL OF TIANJIN COLLEGE OF COMMERCE2.结构异质性为进一步考察数字普惠金融发展对城乡收入差距的影响是否在结构上存在异质性，本文从数字普惠金融指数的覆盖广度、使用深度、数字化程度三个层面分别进行检验分析。根据表5的回归结果显示，覆盖广度和数字化程度的系数均在1%的水平上显著为负，说明提升和优化这两个方面可以有效减缓城乡之间的收入差距。因为拓宽覆盖广度，金融机构有助于通过互联网、人工智能等大数据技术对客户资源进行精准识别，有利于将农村地区的家庭、养殖户、农村合作社等纳入服务对象，同时为其提供高效、低成本的金融服务，对增加农村地区居民收入减缓城乡收入差距有积极的推动作用。而数字化程度的提高为农村地区居民获取普惠金融服务提供了一个便捷、安全的线上通道，同时数字化程度的提升也有利于农村居民获取更多的信息；另外，数字技术与金融服务相结合衍生出的线上客户端，可以帮助城乡居民降低支付时间成本和货币持有成本。使用深度的系数为负但不显著，可能的原因在于使用深度包含了支付业务、保险业务、信贷业务等，农村地区居民受限于自身金融素养和认知能力，无法完全享受到使用深度提高所带来的红利，从而导致无法通过数字普惠金融使用程度的增加来显著缩减城乡收入差距。表5数字普惠金融结构异质性变量覆盖广度使用深度数字化程度人均GDP经济开放度城镇化水平科技创新产业结构财政水平常数R2N固定效应（1）-0.0098*（0.0026）-0.0003（0.0005）-1.7280*（0.4380）-0.1723*（0.0330）0.0187*（0.0044）-0.0965*（0.0518）0.0364（0.0398）0.1951*（0.0510）0.6454260固定效应（2）-0.0031（0.0019）0.0004（0.0005）-1.4530*（0.4425）-0.2312*（0.0295）0.0170*（0.0045）-0.1258*（0.0524）-0.0096（0.0389）0.2664*（0.0478）0.6274260固定效应（3）-0.0054*（0.0014）0.0002（0.0005）-1.6541*（0.4348）-0.2026*（0.0281）0.0178*（0.0044）-0.1038*（0.0515）0.0499（0.0414）0.2162*（0.0484）0.6458260表4数字普惠金融区域异质性变量数字普惠金融指数人均GDP经济开放度城镇化水平科技创新产业结构财政水平常数R2N高等级城市-0.0071*（0.0029）0.0003（0.0005）-2.7606*（0.8345）-0.1928*（0.0428）-0.0059*（0.0670）-0.2904*（0.0164）0.1152（0.0815）0.5023*（0.1464）0.771870一般等级城市-0.0076*（0.0032）0.0011（0.0009）-1.5640*（0.05306）-0.2101*（0.0520）0.0235*（0.0065）-0.1134*（0.0600）0.0304（0.0475）0.2257*（0.0575）0.626919055第十卷 2022年第 6期天津商务职业学院学报JOURNAL OF TIANJIN COLLEGE OF COMMERCE（三）稳健性分析基准回归结果可能会由于变量选择的偏误而出现不符合实际的情况，为进一步分析基准回归结果是否具有稳健性，本文通过选取新的解释变量和被解释变量两种办法来进行稳健性检验，具体的回归结果如表6。首先，将数字普惠金融指数的初始值取对数处理后替换原来的核心解释变量。由于豪斯曼检验的 p值为 0.0073，故在 1%的水平上拒绝采用随机效应的原假设，即选用固定效应模型。根据回归结果显示，数字普惠金融的发展依旧有益于缩小城镇地区与农村地区的收入差距。其次，用城乡可支配收入之比来代替原来的被解释变量。根据豪斯曼检验的检验结果，仍然选择固定效应模型，估计结果表明数字普惠金融的发展对城乡收入差距扩大仍有显著的抑制效应。与原来的基准回归结果相比，依次替换核心解释变量和被解释变量后个别控制变量的符号发生了变化但不显著。基于以上两种稳健性检验结果可知，本文的假说（1）得到证实。（四）门槛效应检验本部分进一步分析数字普惠金融与城乡收入差距之间可能存在的非线性关系。区域经济发展水平会影响到数字技术基础设施建设的效果，进而可能对数字普惠金融的发展产生影响。基于此，本文选用区域经济发展水平为门槛变量，以探讨数字普惠金融对城乡收入差距的影响是否存在门槛效应。表6稳健性检验变量Ln数字普惠金融指数（未除100）数字普惠金融指数人均GDP经济开放度城镇化水平科技创新产业结构财政水平常数R2N替换核心解释变量固定效应-0.0109*（0.0027）-0.00003（0.0005）-1.4874*（0.4293）-0.1925*（0.0287）0.0151*（0.0044）-0.0915*（0.0516）0.0314（0.0385）0.2584*（0.0449）0.6494260随机效应-0.0121*（0.0022）0.0001（0.0004）-1.1923*（0.0428）-0.1687*（0.0242）0.0070*（0.0038）-0.0490（0.0486）0.0634*（0.03420）0.2356*（0.0417）0.6412260替换被解释变量（城乡可支配收入之比）固定效应-0.0998*（0.0359）-0.0010（0.0084）-23.13833*（6.9509）-1.9488*（0.4992）0.3057*（0.0708）-1.1757（0.8227）0.0669（0.6416）3.5115*(0.7904)0.4733260随机效应0.1284*(0.0274)0.0016(0.0079)-18.8130*(6.7187)-1.2661*(0.4095)0.1885*(0.0637)-0.6496(0.7972)0.8604(0.5842)2.9517*(0.71167)0.459126056第十卷 2022年第 6期天津商务职业学院学报JOURNAL OF TIANJIN COLLEGE OF COMMERCE根据表7结果显示，进行双门槛检验时没有通过显著性检验，但进行单门槛检验时在10%的水平上显著；表明数字普惠金融对城乡收入差距的影响存在单门槛效应，从而验证了本文的假说（2）。区域经济发展水平的单一门限值为 2.6345，该门限值划分了两个区间，分别为 PGDP2.6345。根据表8的门槛回归结果显示，当区域经济发展水平小于门限值 2.6345时，数字普惠金融的估计系数显著为正，表明数字普惠金融的发展不利于经济发展相对落后区域缩小城乡收入差距。可能原因在于，在经济发展水平相对落后区域移动通信、光纤宽带等基础设施不完善，数字化技术普及率有待提高，农村居民对于数字普惠金融的认知度和使用度远远不及城镇居民，未能充分享受到数字普惠金融发展所带来的高效率与便捷。当区域经济发展水平大于门限值 2.6345时，数字普惠金融的系数显著为负，此时数字普惠金融的发展有利于促进城乡收入差距的收敛。这可能是由于在经济发展相对较好区域城乡之间的基础设施差别不明显，城市和农村地区的教育普及度和数字化产品普及率都较高；同时经济发展较好区域整体的金融水平较高，农村地区居民的金融诉求能够得到有效满足，可通过数字普惠金融的发展获得优质的金融投资，降低在原来金融市场上的投融资成本，这就有利于增加农村地区的收入，减缓城乡收入差距。五、结论及建议本文基于20112020年长三角城市群26个城市的面板数据，探讨了数字普惠金融对城乡收入差距的影响，研究结果表明：数字普惠金融的发展可以有效缩减城乡收入差距；与高等级城市相比，数字普惠金融对一般等级城市城乡收入差距的影响效果更为明显；数字普惠金融的覆盖广度和数字化程度的提升有助于抑制城乡居民收入差距过大，但使用深度缩小城乡收入差距的效果并不显著；数字普惠金融对城乡收入差距存在非线性影响。基于以上结论，本文提出以下三点政策建议。第一，持续推动数字普惠金融的发展，扩展数字普惠金融的服务体系，加强金融市场的监管。有关部门要制定相关产业政策，引导传统金融与数字技术深度融合，鼓励金融机构与企业向农村地区渗透，积极与农村合作社、家庭农场主、农民对接，准确把握农村地区居民对于数字普惠金融的认识程度和现实需求，从现实需求出发创新和完善金融产品的推广、服务、运营模式。此外，数字普惠金融服务体系的扩大也带来了用户信息泄露、资金安全等问题，因此监管部门要严格把关，信息及时公开，表8门槛回归结果变量经济开放度城镇化水平科技创新产业结构财政水平数字普惠金融（pgdpr）常数R2N门槛-1.6483*（0.4143）-0.1193*（0.0301）0.0198*（0.0043）-0.0305（0.0532）0.0401（0.0379）0.0109*（0.0046）-0.0073*（0.0017）0.1392*（0.0518）0.6649260表7门槛效应检验结果模型单门槛双门槛p值0.0833*0.2833门槛值2.63455.8819原假设（H0）拒绝接受57第十卷 2022年第 6期天津商务职业学院学报JOURNAL OF TIANJIN COLLEGE OF COMMERCE有效降低信息不对称带来的恶劣影响，金融机构也要经常维护系统，完善预警和应急机制，充分保护用户的信息和财产安全。第二，完善相关基础设施建设，改善数字普惠金融发展的环境。政府要结合自身的资源禀赋情况，科学合理的布局和推进互联网基础设施建设，逐步推进数字技术基础设施建设向农村地区转移，大力提升农村地区的移动通信、光纤宽带的覆盖率以及数字化技术的普及率，同时政府与金融机构可以合力采取优惠性政策、贴息抵税等措施减少农村地区金融市场发展的压力。第三，不同区域要因地制宜制定方针政策，实施区域差异化的数字普惠金融发展战略，提升数字普惠金融减贫效应的质量。尽管长三角城市群经济发展水平高，综合能力强，但是在城市群内部依旧有显著的差异。因此，各区域要充分结合本区域数字普惠金融的发展特点，采取有针对性的措施促进数字普惠金融的发展。具体而言，在长三角经济发展较好区域，要持续推动城乡居民对于数字普惠金融的观念转变，大力提升数字普惠金融的使用程度；而在经济发展相对落后区域要大力提高区域经济水平，达到数字普惠金融对城乡收入差距影响的门槛值，同时充分发挥数字普惠金融的普惠性特点，增加贫困地区居民的金融可得性，降低低收入者获取金融服务的门槛。参考文献：1王小华,胡大成.金融科技发展对城乡收入差距的影响研究J.西南大学学报(自然科学版),2022(07):141-151.2景普秋,郝凯,刘育波.城乡金融发展差异及其收入分配效应分析J.当代经济研究,2021(01):89-99.3Sehrawat M,Giri A K.The impact of financial development,economic growth,income inequality on poverty:evidence from IndiaJ.Empirical Economics,2018(4):1585-1602.4孙继国,赵俊美.普惠金融是否缩小了城乡收入差距?基于传统和数字的比较分析J.福建论坛(人文社会科学版),2019(10):179-189.5杨怡,陶文清,王亚飞.数字普惠金融对城乡居民收入差距的影响J.改革，2022(05):64-78.14董晓林,石晓磊.信息渠道、金融素养与城乡家庭互联网金融产品的接受意愿J.