城乡数字鸿沟、数字普惠金融与农村家庭财富

张楷卉

（黑龙江大学 创业教育学院，黑龙江 哈尔滨 150080）

一、引言

进入数字经济时代，中国经济社会发展取得显著成就，国民家庭财富与综合国力明显增强。值得注意的是，由于城乡二元经济体制分割的原因，农村家庭财富滞后现象愈加凸显[1]。在此趋势下，农村家庭财富成为学术界关注焦点。有关学者就农村家庭财富进行深入研究，指出城乡数字鸿沟是导致农村家庭财富增长陷入瓶颈的根本原因[2，3]。通俗来讲，城乡数字鸿沟是指城镇与乡村之间的网络基础设施覆盖、数字技术水平多方面存在的显著差距。城乡数字鸿沟的存在，极易产生技术、经济集群现象，致使城乡家庭数据信息检索、获取、加工、处理、应用、分析、评价能力出现差异[4]。也就是说，城乡数字鸿沟问题会形成强者更强、弱者更弱的马太效应，导致农村家庭被数字经济时代边缘化和外围化，使其处于信息孤岛，难以提升家庭财富总量。对此，国家发布《数字乡村发展战略纲要》报告指出，需要着力弥合城乡数字鸿沟，以实现农民富裕为核心战略，提升农村家庭财富。为缓解数字鸿沟对农村家庭财富的负面影响，国家各级政府通过系列政策措施进行调节。其中，数字普惠金融即为有效手段之一。2021年1月，中央部委颁布一号文件，在文件中强调发展“农村数字普惠金融”，农村数字普惠金融可通过消除数字鸿沟负面影响，提升农村家庭财富收入、促进农村经济快速发展、实现农村家庭富足。事实上，有关数字普惠金融与农村家庭财富总量的关系研究已不在少数，并验证得知数字普惠金融通过提供优质数字金融服务及数字技术补充，借助多类渠道有效促进农村家庭财富增长[5，6]。

鉴于理论层面的城乡数字鸿沟产生的马太效应，城乡数字鸿沟是否会对农村家庭财富产生负面影响？具体影响路径为何？在数字普惠金融介入以后，数字鸿沟与农村家庭财富的关系是加剧抑制或是纾缓？又是通过何种路径进行影响？剖析城乡数字鸿沟、数字普惠金融与农村家庭财富之间的关系，梳理三者间相互影响机理与作用，对乡村振兴的完善治理与农村长远发展尤为重要。基于上述思考，文章以中国26个省份中30014个农村家庭为研究对象，采用空间面板模型研究城乡数字鸿沟、数字普惠金融与农村家庭财富关系，并进一步探讨具体影响传导路径。

二、理论分析与研究假设

1.城乡数字鸿沟对农村家庭财富的影响机理

宏观“数字鸿沟”概念，是指在全球数字化发展环节，给社会中的不同层级群体在信息、网络技术使用方面产生的差异[7]。从经济层面看，城乡数字鸿沟致使农村地区现代通信、网络与数据库技术发展滞后，从而影响农村产业与经济的现代化转型道路。并且，由数字鸿沟现象引发的农村与城市居民间认知差异及信息不对称问题，加剧城乡居民使用互联网平台交易不公平性与风险性。从社会层面看，城乡数字鸿沟对农村职业教育及就业技能产生负面影响。详细而言，城乡数字鸿沟的存在使得农村地区教育数字化建设水平相对滞后，致使农村居民缺乏相关设备和学习机会，进而遏制居民职业教育发展。据此判断，因存在城乡数字鸿沟，农村居民教育资源获取与教育水平提升受阻[8]。而教育资源获取、教育水平提升与农村家庭财富之间具有直接影响作用[9]。基于此，文章提出假设H1：

假设H1：在其他条件可控前提下，城乡数字鸿沟与农村家庭财富存在负相关关系。即城乡数字鸿沟指数越高，农村家庭财富值越低。

2.数字普惠金融对农村家庭财富的影响机理

数字普惠金融推动金融产品与业务模式创新，持续提升农村金融服务效率，为农村居民提供优质金融服务环境[10]。在数字普惠金融持续发展态势下，更多农村低收入群体可获得更便利、更全面的金融服务。在此发展趋势下，农村居民可通过投资生产、从事商贸活动、提升个体自身技能等方式，获取经营性收入，提高自身家庭财富总量。首先，数字普惠金融通过为居民搭建便利化信息平台，在极大缩减普惠金融服务与风险调控成本的同时，缩小城乡居民间的“信息落差”；其次，数字普惠金融所提供投融资服务具有平台供应丰富、资金支持、投融资灵活与运营投入低廉等特征，通过辅助农户获取经营贷款、降低生活成本等方式，有效促进农村家庭财富增长；最后，数字普惠金融的次生效应吸纳更多投资人员，帮助农村居民通过增加农林牧渔业生产投资、从事商贸活动、强化个体技能培训等方式改善经济环境，推动农村家庭财富增长。根据上述方式，数字普惠金融通过降低金融参与门槛、提供信息平台和资金支持，为农村家庭带来较为多元的财富机遇[11]。基于上述分析，文章提出假设H2：

假设H2：在其他条件可控前提下，数字普惠金融与农村家庭财富存在正相关关系。即数字普惠金融指数越高，农村家庭财富值越高。

3.数字普惠金融与城乡数字鸿沟的交互作用对农村家庭财富的影响

城乡数字鸿沟问题衍生的实质原因是经济差距，反映出城乡之间综合发展水平差异。当城乡数字鸿沟程度加剧时，农村与城市相比信息化发展水平较低，显著阻碍了农村家庭资产配置改善和财富创造能力提升。而数字普惠金融对于优化家庭资产配置、改善农村融资环境具有不可替代的作用，为农村家庭提供新的财富增长契机[12]。具言之，数字普惠金融基于互联网普及与信息基础设施搭建，推动农村资源配置效率提升和农村经济发展。同时，数字普惠金融为农户开拓了一个安全便捷的金融服务体系，加大农村家庭金融投资比例和扩大收入增长[13]。一方面，数字普惠金融的资金支持与信息服务援助促使农村居民提升劳动技能与加强投资意识，进而增强财富创造能力。另一方面，随着数字普惠金融发展程度不断加深，地方政府为互联网技术研发、金融产品创新和金融服务优化提供更多资金支持，进而扩大农村居民互联网规模和使用率，有效缓解城乡数字鸿沟。数字普惠金融能够强化农村居民信息技术应用水平，改善城乡数字鸿沟对家庭财富的阻碍现象。即数字普惠金融可能削弱城乡数字鸿沟对农村家庭财富的影响作用。据此，文章提出假设H3：

假设H3：在其他条件可控前提下，数字普惠金融指数越高，城乡数字鸿沟对农村家庭财富的负面作用越小。

三、研究设计

1.样本选择与数据选取

文章数据选自北京大学中国社会科学调查中心“中国家庭追踪调查(CFPS)”、北京大学数字金融研究中心发布的“北京大学数字普惠金融指数(PKU-DFIIC)”，以及中国家庭金融调查与研究中心发布的“中国家庭金融调查(CHFS)”。由于CFPS调查仅涵盖26个省区市数据，基于数据的可得性与匹配性，故文章选定26个省区市的397个区县为地区区间，得到30014份农村家庭面板数据。同时，因北京大学数字普惠金融指数自2011年开始调查，面板数据截止到2018年（第四轮普查），故选定2011—2018年作为研究年份区间。结合研究目的，对数据进行如下处理：为保护CHFS受访者隐私，仅提供样本省级信息，县级、村级信息作模糊处理；剔除非农业户口和其他户口形式的样本；剔除户主年龄小于18岁的家庭；剔除有严重缺失值及异常值的样本。

2.变量定义

（1）被解释变量：农村家庭财富(NA)

在既有文献中[14]，通常采用农户家庭总资产净值对农村家庭财富进行评估，计算方法为农村家庭总资产减除农村家庭总债务。结合农村家庭财富定义和CFPS提供的信息，农村家庭总资产包括如下6项：家庭生产性固定资产；土地资产；家用设备、耐用消费品和其他贵重物品；房屋资产；现金、存款、股票和基金等金融资产；个人间借款。农村家庭总债务涵盖以下4项：信用卡透支额、银行借贷、个人间欠款、房产债款。对于缺失数据，选取中位数进行替补。其中，土地价值的估算参考McKinley&Grifffin(1993)[15]的做法，将土地对农业毛收入的贡献值定为1/4，并将土地收益率设为8%。此外，由于农村家庭财富净值具有负值可能，参考靳永爱、谢宇(2015)的做法[16]将负值作为零值处理。

（2）解释变量：城乡数字鸿沟(URDD)

在以往城乡数字鸿沟测度指标研究中，个别指标体系由于极为繁杂导致测算工作难度过大；而游戏与微博使用、电子邮件与通信参与移动电话应用等指标对农村家庭财富的影响过小；部分指标则已无法适用于时下数字化进程，如家庭电视配备比、家庭报纸订阅比。文章在参照对比国内外数字鸿沟变量选取标准的前提下[17-19]，用基础设施、信息利用、信息意识与信息环境四个维度考察城乡数字鸿沟程度。

数字普惠金融(DFIIC)参照北京大学数字金融研究中心数字普惠金融指数作为基础数据。数字普惠金融指数在考虑普惠金融全面性、整体性、多维性和多层级性特征的同时，涵盖互联网技术使用情况，较为全面、客观地体现出中国数字普惠金融发展现状。

（3）控制变量

参考周天芸、陈铭翔(2021)的研究[20]，考虑样本数据涵盖范围，控制变量选定以下四个维度：一是与家庭属性相关变量，包括支出(Nature)与人口(Pol)；二是与户主特征相关变量，包括年龄(AGE)、健康状况(HL)、教育程度(ED)；三是社会认知变量，以社会认知(CG)进行衡量；四是地方经济(GDP)，表示所在省份GDP。

（4）调节变量：数字经济发展水平(Dedl)

2020年9月，前瞻产业研究院发布《2020年中国数字经济发展报告》，就各地区数字经济发展水平进行测度。鉴于数字经济发展水平通过增加基础设施投资、完善数字基建等方式，推进数字乡村建设，在一定程度上可调节城乡数字鸿沟程度。为此，将该文件发布的数字经济发展水平作为调节变量。对应变量解释如表1所示。

表1 变量定义

3.模型设计

在常用三种空间计量模型中，空间滞后模型(SLM)更强调对被解释变量间空间相关性的测验；空间误差模型(SEM)主要检验误差项对被解释变量的空间影响；空间杜宾模型(Durbin)不仅可检验被解释变量间空间相关性，也可兼顾误差项对被解释变量产生的作用形式，更具综合性。鉴于此，考虑家庭财富空间相关性和空间误差性的影响，文章参考张林(2021)[21]的做法构建空间面板杜宾模型，具体设定如下：

式中，k为地区变量，ψk为地区相关固定效应因素；t表示年份变量，ψt指代年份相关固定效应因素；ε为随机干扰项。同时，为进一步检验假设H3，考察城乡数字鸿沟与数字普惠金融交互项影响效应，再次构建如下模型：

其中，URDD×DFIIC表示城乡数字鸿沟与数字普惠金融的交互项；其余变量仍与上述含义等同，不再赘述。

四、实证检验

1.描述性统计

为精准判别所选变量数据的各项特征，对所有变量的有关数据进行统计性描述，得到表2。从表2中可以发现，家庭财富均值为26.2946，并且离散程度较大，说明样本家庭财富存在显著差异。城乡数字鸿沟的变量指数偏高，均值为0.4528，即城乡之间存在显著数字鸿沟。城乡数字鸿沟指数标准差为0.6645，说明大部分样本城乡数字鸿沟指数和平均值之间距离较大。数字普惠金融最大值8.1483、最小值4.3105与均值5.3785之间的差距较小，即选取农村家庭数字普惠金融发展水平分布较为平均。每个家庭的平均规模在3~4人，年平均家庭总支出为9.1654万。在个人特征方面，户主平均年龄在54岁左右，平均健康指数在1.5802。户主平均受教育程度为初中水平，但对基本问题的认知能力较强。地区经济方面，GDP平均数为7.2455，标准差为0.7224，说明所选样本地区经济发展存在显著差距，取值范围较为合理。

表2 描述性统计

获取描述性统计结果以后，需要注意判别各变量之间是否存在线性相关关系，以及各变量关系的紧密度。就此，借助Pearson相关系数检验对所提取变量展开相关性分析，结果如表3所示。可以知悉，数字鸿沟与家庭财富变量间相关系数为-0.2549，在1%水平显著，表明城乡数字鸿沟愈加显著，农村家庭财富水平越低。数字普惠金融与农村家庭财富在1%水平呈现显著正相关关系，系数为0.2162，即数字普惠金融指数越高，农村家庭财富水平越高，这与中国现实发展情况相符。各控制变量均与农村家庭财富存在显著相关性，表明文章所提取的控制变量有效。调节变量数字经济发展水平与农村家庭财富存在正相关性，说明数字经济发展水平越高，城乡数字鸿沟程度愈小，农村家庭财富呈增长态势。另外，各个变量的两两相关系数中，绝对值的最大值为0.4379，小于0.5，意味着各变量间不存在多重共线性关系，即各变量选择有效。

表3 Pearson相关系数检验

2.回归分析

为检验假设H1、H2及H3，文章在所构4个模型基础上，通过固定效应法展开回归分析。同时，考虑到数据准确性，在分析过程中对年份与地区变量进行控制。基本回归结果如表4所示，表中4列结果分别对应模型(1)、(2)、(3)、(4)。

由表4可知，在列(1)与列(3)中，城乡数字鸿沟的回归系数在1%置信水平上为负，符合理论假设H1预期，表明城乡数字鸿沟与农村家庭财富呈显著负相关。究其根本，在数字鸿沟指数相对较高时，农村家庭难以获得周全化的数字金融服务。这使得居民经济增长与区域经济发展协同度降低，从而加剧马太效应，阻碍农村家庭通过数字信息技术获取更多收益，进而制约农村家庭财富增长。

表4 回归结果

在列(2)、列(3)中，数字普惠金融回归系数均在1%水平上显著为正，表征数字普惠金融与农村家庭财富显著正相关，理论假设H2得到初步验证。且随着数字普惠金融指数的增加，农村家庭财富值也不断提升。由于数字普惠金融普及范围扩大且使用深度加强，农村家庭资产结构更加优化，融资环境更加便利，使得家庭财富逐步增加。

为对城乡数字鸿沟与数字普惠金融交互项以及所选控制变量进行全面分析，对列(4)进行深入分解。由列(4)数据显示可知，当数字普惠金融与城乡数字鸿沟这两个指标共存时，城乡数字鸿沟的回归系数为负，数字普惠金融的回归系数为正。但城乡数字鸿沟与数字普惠金融交互项回归系数在1%显著水平上为正，代表数字普惠金融指数的加大使得城乡数字鸿沟对农村家庭财富的负面影响逐步减弱。由此，假设H3的预期得以验证。具言之，农村数字普惠金融通过加大农村受惠家庭数量、优化金融服务与升级农村产业结构，为农村居民营造良好的经济发展环境，帮助农村家庭享受数字服务红利，进而提升家庭财富。

在控制变量中，户主健康、户主受教育水平、户主社会认知、地区经济均与农村家庭财富呈显著正相关。其中，户主健康在5%显著水平上为正，表征户主健康水平对家庭财富产生正向影响。户主受教育水平的回归系数在10%显著性水平上为正，说明农村家庭户主受教育水平越高，农村家庭财富值越高。户主社会认知在1%显著水平上为正，意味着农村家庭户主生活满意度越高、对社会现象的反应越积极、互联网接触程度越高，其家庭财富值越高。地区经济在1%水平上显著为正，说明地区GDP对农村家庭财富具有正向影响。家庭支出与户主年龄均在不同显著水平上为负，抑制农村家庭财富增长。另外，调节变量数字经济发展水平在1%显著性水平显著为正，表明随着数字经济发展水平持续提升，农村家庭财富也会对应增长。究其根本，数字经济发展水平的提升，会使相关企业在农村地区增加设施投资、完善数字基建，有效纾解数字鸿沟产生的信息落差，进而增加农村家庭财富。值得注意的是，基本回归分析虽基本验证了城乡数字鸿沟、数字普惠金融与农村家庭财富的关系，但具体传导路径并未得知，也未进行验证。

3.进一步研究

数字普惠金融为农村居民提供外部金融与技术支持，有利于提升农村家庭财富。而城乡数字鸿沟产生的城乡居民信息与技术落差，制约农村家庭财富增长。在三者关系中，随着数字普惠金融的深度、广度不断增加，城乡数字鸿沟对于农村家庭财富的负面影响会得到有效调节。但对于数字普惠金融与城乡数字鸿沟究竟怎样影响农村家庭财富的思考，国内文献研究数量偏少。由此，文章将进一步讨论数字普惠金融与城乡数字鸿沟影响农村家庭财富的具体路径。具言之，城乡数字鸿沟彰显出农村金融知识与信息技术的不完备性，通过经济鸿沟加大农村家庭创业与投资压力，不利于农村家庭进行合理资产配置。而随着数字普惠金融的进一步深化发展，农村信息基础设施配置与家庭教育配置合理程度逐步加强，进而提升农村家庭财富。同时，数字普惠金融的普及能够加强农村居民信息获取与辨认能力，帮助农村劳动力加强技能学习与能力提升，助推劳动收入与家庭财富增加。因此，进一步选取农村家庭收入(In)与农村家庭资产配置(AAL)2个中介变量，采用固定效应模型，控制年份与地区，在原有控制变量的基础上研究城乡数字鸿沟与数字普惠金融对于农村家庭财富的影响路径。其中，农村家庭收入指农户农业收入与非农业收入总和；农村家庭资产配置指农户资产配置水平，用泰尔指数表示。具体检测结果如表5、表6所示。

由表5可知，城乡数字鸿沟对农村家庭收入的回归系数为-0.0541，在1%显著水平上显著为负；对资产配置的回归系数为-0.1952，在1%显著水平上显著为负，表明城乡数字鸿沟对家庭收入与资产配置存在负向影响。由第四列回归检验结果可知，城乡数字鸿沟对农村家庭财富的回归系数从-0.2145降至-0.3618，说明家庭收入与资产配置在城乡数字鸿沟对家庭财富的影响中发挥部分中介作用。

表5 城乡数字鸿沟的中介机制

由表6可知，数字普惠金融对家庭收入的回归系数为0.0164，在1%显著水平上显著为正；对资产配置的回归系数为0.3572，在5%显著水平上显著为正，表明数字普惠金融发展可提升家庭资产配置水平。依据第4列回归结果可知，数字普惠金融对农村家庭财富的影响系数从0.2954升至0.3014，且显著性水平较低。由此，中介效应检验结果表明，家庭收入与资产配置在数字普惠金融与家庭财富的影响中发挥部分中介作用。

表6 数字普惠金融的中介机制

4.稳健性检验

（1）基于内生性的稳健性检验

通常而言，由于解释变量与被解释变量间的因果关联性，空间计量模型中易出现内生性矛盾[22]。由于高斯混合模型(GMM)可纾解内生性矛盾，因此选择通过高斯混合模型(GMM)对前文假设进行稳健性检验，结果见表7。根据表7数据显示，4个模型中差分扰动项存在一阶自相关，但不保持二阶自相关，符合检测条件。而Sargan检验结果均大于0，表征文章所选变量均有效。因而，在内生性检验上，维持原假设、支持检验结果，即上述研究结果较为稳健。

表7 系统GMM回归结果

（2）去除顶端样本的稳健性检验

财富分布往往存在明显的厚尾分布现象，即存在部分影响样本均衡性的顶端家庭财富水平样本，对回归结果准确度产生影响[23]。鉴于此，文章拟通过删减顶端财富水平的农村家庭样本，检验上述实证结果的稳健性。检测结果显示，无论是去除家庭财富水平顶端1%的样本，还是去除家庭财富水平顶端5%的样本，研究结果依然稳健。

五、结论

综上，文章基于CFPS、CHFS、PKU-DFIIC调查研究报告数据，以2011—2018年26个省份中30014个农村家庭为样本，采用空间杜宾模型，从城乡数字鸿沟、数字普惠金融两个视角出发，分别研究二者及交互项作用对农村家庭财富的影响效果。在此基础上，进一步探讨城乡数字鸿沟、数字普惠金融对农村家庭财富的具体影响路径。研究结果表明：城乡数字鸿沟是农村家庭财富的外部压力，对农村家庭财富增长产生负面作用；数字普惠金融作为支持农户发展的有效举措，可显著促进农村家庭财富增长；在数字普惠金融普及广度、使用深度逐步增加时，城乡数字鸿沟对农村家庭财富的负面影响明显被削弱。进一步研究表明：城乡数字鸿沟可通过负向影响农户家庭收入与资产配置，抑制农村家庭财富增长；数字普惠金融则通过扩大家庭收入与合理配置资产，促进农村家庭财富增长。

立足以上分析结论，文章提出如下建议：

第一，建设数字乡村，着力弥合城乡数字鸿沟。由上述结论可知，城乡数字鸿沟与农村家庭财富呈现显著负相关关系。鉴于此，中国应积极建设数字乡村，通过增强乡村信息化、智能化水平，弱化城乡数字鸿沟对农村家庭财富的影响。首先，地方政府可依托乡村振兴战略，加快乡村信息化建设进程，推进乡村产业与数字信息技术深度融合，以弥合城乡数字鸿沟为宗旨促进乡村数字经济发展，为增加农村家庭财富赋能；其次，地方政府可立足经济协调发展战略，着力缩小区域发展差距，通过提升乡村物质基础与经济条件推动农村家庭财富增长；最后，地方政府应基于城乡信息融合发展战略，致力于提升城乡信息均等化水平，以教育均等发展为基础提高农村人才质量，进而增加农村家庭财富。

第二，建立金融体系，发展特色数字普惠金融。中国人民银行于2021年9月发布《普惠金融指标分析报告（2020年）》指出，推动数字普惠金融下沉乡村地区是助力金融发展、优化经济结构、打造数字社会的重要载体。显然，数字普惠金融对农村家庭财富具有显著促进作用。为此，相关金融机构应以建立金融体系为基准，通过发展特色数字普惠金融，提升农村金融服务水平，促进农村家庭财富增收。一方面，建设“有温度”的金融体系。为响应“十四五”规划中提出的增强金融普惠性号召，金融机构需从农村居民角度出发，打造适宜农户发展、契合农民需求的金融体系，通过“有温度”的金融服务增加农村家庭财富；另一方面，建设“有深度”的金融体系。金融机构应立足数字普惠金融特征，以可持续、可负担、可适应为原则，建立生态型金融体系，通过“有深度”的金融服务促进家庭财富增长。

第三，破解下沉痛点，助力智慧乡村振兴发展。前文述及，数字普惠金融可削弱城乡数字鸿沟对农村家庭财富的负向作用。因此，地方政府可基于数字普惠金融的数字和金融双重属性，全力破解金融服务下沉痛点，缓解城乡发展差距，助力农村家庭财富稳步增长。政府与金融机构应以金融服务向乡村下沉为主旨，通过完善金融制度、规范服务标准、强化基建条件等措施，缩小城乡发展差距，弱化城乡数字鸿沟对农村家庭财富增长的抑制作用。