满粟萌，罗 健，牛飞亮

（喀什大学数学与统计学院，新疆 喀什 844000）

党的二十大提出：中国式现代化是全体人民共同富裕的现代化，共同富裕是中国特色社会主义的本质要求。目前已经实现了全面小康，人民生活日益美好，经济总量发展大幅上升，但是城乡发展差距仍然是实现共同富裕的最大阻碍，缩小城乡发展差距则是实现共同富裕的必经之路。普惠数字金融作为减小城乡经济发展差距的重要手段，了解两者互动关系对实现乡村振兴，实现共同富裕具有十分重要的现实意义。

一、数字普惠金融与城乡经济水平差异研究现状

学者对于城乡经济发展水平差异的研究主要以城乡消费相对差距、[1]城乡收入相对差距[2]为主。如今收入差距尤其是城乡收入差距是城乡经济发展不平等的集中体现，但是随着宏观经济的不断发展，城乡经济的发展已经延伸到众多领域，所以多维的城乡经济差距测度显得尤为重要。[3]由于航天航空业的高度发展，测绘科学中的灯光数据逐渐纳入众多学者的研究中，目前应用最为广泛的为dmsp/virrs灯光数据，夜间灯光数据作为一种人造地表现象，与人类的社会经济活动密切相关，夜间灯光数据能更加直观地反映出地区生产总值，[4][5]这也为衡量城乡经济差异提供新的研究方向。普惠数字金融的提出，其根本目的在于通过不断完善金融基础设施，让更多人能享受到更低门槛的金融服务，以更低的成本面向社会各界，特别是为乡村居民、城市低收入人群、弱势人群及欠发达地区提供更加便捷、高效的金融服务，对于乡村振兴，实现共同富裕具有重大意义。已有的研究发现，数字普惠金融的发展能够显著调节农村内部收入差距与农村经济增长之间的关系，规避农村贫富差距过大对农村经济增长产生的抑制效应，[6]数字普惠金融可以降低城乡收入差距。[7]数字普惠金融通过农村居民消费升级促进产业结构升级。[8]由以上内容可知：灯光数据对衡量城乡经济差距的可行性、普惠金融对农村居民收入都有显著影响。但对于是否缩小城乡经济发展差距的研究较少，本文选取灯光数据使用dagum 基尼系数在研究城乡经济差异空间分布的基础上，采用PVAR 模型对数字普惠金融与城乡经济之间的互动关系进行探究。

二、研究方法与模型设计

本文采用dmsp/virrs灯光数据，利用dagum[9][10]基尼计算方法，得出城乡经济水平发展差异。数字普惠金融采用北京大学数字金融研究中心课题组2021 年公布的北京大学数字普惠金融指数报告。

数据包括全国除西藏、香港、澳门、台湾外的30个省份，k=30 代表地区化分数；其中yji与yhr是j（h）地区内i（r）省份的城乡灯光数，nj（nh）表示j（h）省份内城乡划分为所有省份的灯光数的平均值。

本文采用Holtz-Eakin[11][12]等学者在1988 年提出的PVAR 模型，对数字普惠金融与城乡经济差异的互动关系进行研究。PVAR 模型不仅可以解决样本量不足的问题，还可以体现出个体的特征为经济研究提供便利性与高效性，具体模型如下：

其中：y表示包含数字普惠金融和城乡经济差距的列变量；R0表示截距项；Rj表示滞后j阶矩阵；αi表示个体固定效应；βt表示时间固定效应；εit表示随机误差。

三、城乡经济差异分析

通过dagum 基尼系数衡量城乡经济发展的差异，通过ArcGIS 软件结合其地理位置信息探究城乡经济差异空间分布现状。由图1 可知，2011 年上海的城乡经济差异处于过于平均阶段，天津、海南为较为平均阶段，山东、北京、江苏处于比较合理阶段，其余省市都超过0.4 的基尼系数警戒线，处于差距过大阶段。中东部沿海地区城乡经济差距较小，中部、东北部、西部（除青海、新疆、宁夏外）的城乡经济差距较大。2020 年上海、天津的城乡经济差异处于过于平均的阶段，海南、江苏、山东、北京处于较为平均阶段，河北、浙江、河南、青海处于比较合理阶段，其余省市都超过0.4 的基尼系数警戒线，处于差距过大阶段。整体来看，与2011 年各省市城乡经济差距相比有所改善，但是东北地区与西部部分地区的城乡经济差距还是很大，因此，应当重视东北地区与西部地区城乡协调发展。

图1 城乡经济发展差异空间分布图

四、数字普惠金融与城乡经济水平差异关系研究

（一）平稳性检验

本文所使用的普惠金融指数与城乡经济差异系数，由于衡量标准和计算方式的差异性，存在量级不同的问题，为了消除量级的影响，本文决定对数据进行对数处理，取完对数后发现初始数据是非平稳的。为了进行更深层次的研究，需要对数据进行差分。由于LLC 检验、HT 检验与Breitung 检验存在共同局限性，要求每个个体自回归系数保持一致，这种共同根的假设过于严苛，因此，这类检验方法不适用于实际研究。结合数据样本个数与渐进理论判断，本文选取IPS 方法进行面板单位根检验，避免了上述检验的缺点。由表1 的结果可知，虽然原数据存在不平稳的现象，但通过对数一阶差分后使得数据平稳，可以继续进行实证分析。

表1 ADF 检验结果

（二）面板协整检验

由于原数据本身是非平稳的，而一阶差分后的数据趋于平稳，本文将使用方法与方法对原序列进行协整检验（检验结果如表2 所示）。方法检验结果显示3 个P 值中有2 个小于0.01；方法检验结果p值小于0.01。综上所述，可以接受序列协整假设。

表2 协整检验结果

（三）模型定阶

本文通过AIC、BIC、HQ 准则，这三大准则通过对表3 的分析选择了模型的最优滞后阶数为3。

表3 PVAR 滞后检验结果

（四）格兰杰因果关系检验

根据研究目的，首先需要探究数字普惠金融发展与城乡经济差异变量之间是否存在格兰杰因果关系，全国范围的数据测算结果显示：在1%的显著性水平下可以认为，数字普惠金融发展是城乡经济差异的格兰杰原因，城乡经济差异是数字普惠金融发展的格兰杰原因，两者互成格兰杰因果关系，结果见表4。

表4 普惠金融与市场化之间的格兰杰因果检验

表5 方差分解结果

（五）模型稳健性分析

PVAR 模型只有在满足模型稳定性的前提下，才能进行脉冲响应函数分析和方差分析，本文使用STATA 17.0 对PVAR 模型进行稳定性检验，结果显示：PAVR 模型的全部根的数值都在单位圆之内，因此，可以确定PVAR 模型是稳定的（如图2 所示）。

图2 PVAR 模型根的倒数图

（六）脉冲响应分析

为了更好地分析城乡经济差异与数字普惠金融发展之间的动态传导过程，本文对全国样本进行脉冲响应函数分析（如图3 所示）。脉冲响应结果显示：数字普惠金融发展对城乡经济差异存在明显的负向冲击并在第2 期达到冲击最大值为-0.3129，之后的各期都存在负向冲击的抑制作用，并在第9期趋向于0。说明数字普惠金融是缩小城乡经济差异的重要手段，对提升农村居民的经济水平起到了积极的作用。

图3 脉冲响应冲击图

城乡经济差异对数字普惠金融发展在0-1 期时出现短暂的负向抑制作用，并且逐渐减少，第2期出现抑制效应减弱存在促进效果，第3 期再次产生负向冲击，第4 期冲击效果趋于0，呈现出先抑制后促进最终长期抑制的冲击作用，说明城乡经济差异对数字普惠金融发展存在交替作用的效果。可能由于城乡经济差异导致乡村数字化发展没有足够的资金支持，因此，乡村普惠金融发展明显弱于城镇普惠金融发展，最终普惠金融发展趋于两极化。之后促进普惠金融发展，说明虽然普惠金融发展趋于两极化，但当城市普惠发展到一定水平，将会带动乡村普惠金融发展，类似于先富带动后富的发展方式，通过长期观察发现，城乡经济差异不利于数字普惠金融发展。

（七）方差分析

方差分解对理解一个变量对另一变量的波动中所占比重，分析数字普惠金融水平与市场化两个变量之间的动态影响具有重要意义。结果显示：数字普惠金融水平与城乡经济差异对自身影响的贡献度到第10 期时分别是0.559 和0.705。相互影响的贡献度与城乡差异对数字普惠金融发展的影响更明显。

五、总结与建议

（一）结论

本文利用dmsp/virrs灯光数据通过dagum 基尼系数衡量城乡经济发展的差异性，发现从2011 年到2020 年城乡经济发展差异已经得到初步改善，但是西部地区与东北三省的城乡经济发展仍然存在巨大差异，今后需要重点关注该地区的城乡协调发展。随后使用PVAR 模型考察了城乡经济差异与数字普惠金融发展之间的关系。结果表明，数字普惠金融与城乡经济发展之间存在协整关系，并且互为格兰杰因果，通过脉冲响应分析发现数字普惠金融对抑制城乡经济发展差异效果显著，并且城乡经济发展差异也会阻碍数字普惠金融的发展，虽然存在短期的反弹促进作用，但是从长远看，城乡差异的扩大抑制数字普惠金融的发展。

数字普惠金融是缩小城乡经济差距的重要手段，发达地区数字普惠金融发展较好，但数字普惠发展较弱地区仍然存在普及面窄、使用率低、产品种类少、设施不健全等诸多问题。

（二）建议

第一，普及金融知识，加大宣传教育，深化数字普惠金融理念，增强数字普惠发展较弱地区的居民对数字普惠金融的了解，开展数字普惠理念宣讲活动，提升居民金融素养，增加受众群体。第二，针对数字普惠产品使用率低的问题，应该开展数字普惠产品体验活动，邀请志愿者进行实践教学，发挥领头羊作用，让更多的人了解并使用它。第三，金融产品创新是增加产品类别的唯一方法，应当推出更多符合当地实际条件的产品。第四，增加数字普惠发展较弱地区的金融设施建设，加大其金融发展的财政投入。改善金融网点的质量，目前金融网点数量已经基本符合要求，但是网点质量还有待提高，应当主动向客户推荐优质金融产品，不能坐以待毙。增加互联基础设施建设，如今城市的互联网普及率已接近100%，与乡村互联网发展形成鲜明对比，重视乡村数字化建设是当下的重中之重。大力发展落后区域的数字普惠金融是全面提高其发展水平、实现城乡和谐发展、实现共同富裕的重要举措。