普惠金融促進共同富裕的空間溢出效應及理論機制研究

課題組

（中國人民銀行秦皇島市中心支行 河北 秦皇島市 066000）

一、引言

共同富裕是社會主義的本質要求，是中國式現代化的重要特征，也是黨的十九大確立的本世紀中葉實現的第二個百年奮斗目標。2020 年我國脫貧攻堅取得全面勝利，整體進入小康社會，現代化建設的重點向共同富裕轉移。金融是現代經濟的核心，在資源配置中發揮著關鍵性作用，是實現共同富裕的重要途徑?！锻七M普惠金融發展規劃（2016-2020 年）》指出，大力發展普惠金融是中國全面建成小康社會的必然要求，也是增進社會公平和社會和諧的重要途徑之一。一方面，普惠金融在增加就業、減貧增收等方面發揮重要作用，能夠顯著降低貧困發生率，達到防止返貧的效果，促進實現社會公平（易綱，2016；陳名銀，2017；何燕和李靜，2021）。另一方面，普惠金融可以通過緩解中小企業融資約束和促進低收入家庭創業實現經濟的包容性增長，實現普惠金融與經濟增長之間的正向動態互動（封艷紅和許滌龍，2021；任太增和殷志高，2022）?；诖?，普惠金融在助力共同富裕中，引起理論和實踐的高度關注，目前較多集中于共同富裕的概念辨析、指標評價、理論機制，以及兩者間的關系等方面，而對于普惠金融和共同富裕的數理測量、二者之間的理論機制實證檢驗等方面的研究不多，對彼此間影響的空間溢出效應考慮的更少。本文正是鑒于這樣的背景，針對各地區間經濟、金融資源存在一定流動性，普惠金融及共同富?？赡艽嬖诳臻g相關關系的經濟社會現實，著重從空間經濟學的視角對普惠金融與共同富裕存在怎樣的數量關系，以及普惠金融通過何種機制促進共同富裕等問題進行深入探討和實證檢驗。

基于此，本文擬構建普惠金融及共同富裕指數評價體系，并借助空間計量模型探討普惠金融對共同富裕的空間溢出效應及路徑機制，為普惠金融促進共同富裕提供新的理論解釋與經驗參考。本文邊際貢獻可能在于：從“共享富?！焙汀翱傮w富?！眱蓚€維度出發，選取城鄉共享程度、區域共享程度、總體富裕程度指標構建共同富裕評價體系，豐富了共同富裕測度方法；同時，考慮到普惠金融對共同富裕的空間溢出效應，借助空間計量進行實證研究，深入探討普惠金融對共同富裕的影響機制，對現有研究起到一定的補充作用。

二、文獻綜述及理論假說

（一）普惠金融與縮小收入差距

普惠金融具有顯著的減貧效應，有助于縮小收入差距。Abate 等（2016）提出農村金融機構服務水平提高，有助于促進農業技術升級，幫助該地區居民實現減貧增收；Naceur和Zhang（2016）證實了金融發展有助于降低貧困發生率。胡振華和金旗（2021）發現數字普惠金融發展對鄰近地區有帶動作用，有助于縮小鄰近地區城鄉收入差距；周立和陳彥羽（2022）指出數字普惠金融發展有利于縮小城鄉收入差距，但效用程度具有地區異質性；張晴和龔亮（2020）發現普惠金融政策對增加農村人均可支配收入具有正向作用，但對非貧困縣域，省級、國家級貧困縣域減貧效應呈現遞減現象。

（二）普惠金融與收入水平提升

從宏觀角度看，普惠金融推動經濟發展，有利于提升金融包容性，有效支持實體經濟發展、促進技術創新、提升整體收入水平。夏仕龍（2020）提出普惠金融在促進居民收入增加的同時，也能促進居民消費的增加。從微觀角度看，普惠金融的減貧增收效應有利于緩解欠發達地區貧困程度，提升中低收入群體的收入水平?？禃蜅钅饶龋?022）認為數字普惠金融有利于惠及弱勢地區與人群、促進鄉村產業振興，提升收入水平；張勛等（2019）提出普惠金融促進收入水平提高的路徑還包括促進低物質資本或低社會資本家庭的創業行為；梁榜和李曉琳（2021）發現數字普惠金融的發展有助于提升農村低收入群體的收入水平。

（三）普惠金融與共同富裕

共同富裕建立在效率和公平互促的基礎之上，稅收和公共產品的供給是政府主導推進共同富裕的基本路徑，通過適當的收入再分配來提升社會公平，進而實現公平和效率之間的互補和共進（洪銀興，2022）。劉世錦（2022）認為金融打通了人員、土地、資金、技術等生產要素在城鄉之間雙向流動的渠道，將擴大中等收入群體；鄒克和倪青山（2021）指出普惠金融有利于降低收入不平等、提升收入水平，進而促進共同富裕的實現；張全興（2021）提出普惠金融促進共同富裕的路徑還包括拓展首貸戶、建設數字化信用平臺、發揮保險功能等；劉心怡等（2022）發現普惠金融的覆蓋廣度和使用深度均有效促進了共同富裕。

綜上所述，現有文獻研究普惠金融與收入分配關系的較多，直接研究普惠金融對共同富裕的文獻較少，且鮮有文獻考慮到空間溢出性。同時，目前對共同富裕的定量評價和測度方法尚未形成共識。因此，本文嘗試從“共享富?！焙汀翱傮w富?！眱蓚€維度量化共同富裕，并基于空間計量模型探討普惠金融對共同富裕的影響效果。

（四）普惠金融促進共同富裕的理論機制

在金融功能發揮過程中，普惠金融具有六大效應以促進共同富裕的實現。具體概括為：經濟增長包容效應、區域非均衡效應、勞動分工轉型效應、技術創新效應、創業效應和消費升級效應。

第一，普惠金融具有經濟增長包容效應，有助于改善內部收入分配和實現社會公平。何平平和羅若闌（2021）發現數字普惠金融可以減緩居民主觀貧困，對農村地區、低物質資本和低人力資本弱勢群體主觀貧困的減緩作用更明顯。

第二，普惠金融具有區域非均衡效應，有利于形成區域協調創新金融新格局。鄒輝文和黃友（2021）認為數字普惠金融對區域創新效率的影響效應具有明顯的區域異質性，但隨著數字金融普惠性增強，區域間差距明顯縮小。

第三，普惠金融具有勞動分工轉型效應，促進欠發達地區產業興旺。彭建剛和胡月（2018）指出開發性普惠金融的比較優勢在于：促進欠發達地區產業興旺，從根本上改善城鄉收入不平等狀況。

第四，普惠金融具有技術創新效應，有助于激發社會底層動力和內在活力。鄒克和倪青山（2021）指出通過普惠金融支持，可以為農民使用新技術與新產品賦能，并提升勞動生產效率。

第五，普惠金融具有創業效應，對大眾創業、中小企業賦能具有顯著的增進效應。李建軍和李俊成（2020）發現相比于傳統的金融發展，普惠金融發展對創業的促進作用更強。

第六，普惠金融具有消費升級效應，有利于促進農村消費升級。唐勇等（2021）發現農村居民收入增長是數字普惠金融影響農村居民消費升級的重要中介路徑之一。綜上分析，普惠金融促進共同富裕的理論框架可表示如圖1。

圖1 普惠金融促進共同富裕的理論框架

基于此，本文擬對以下四個假說進行檢驗：

假說1：普惠金融有利于縮小城鄉收入差距。

假說2：普惠金融有利于改善區域收入水平非均衡現象。

假說3：普惠金融有利于提高收入水平。

假說4：普惠金融有利于促進共同富裕。

三、普惠金融與共同富裕指數測度

（一）普惠金融指數測度

1.指標選取。本文從“金融服務的滲透性”、“金融服務的可得性”、“金融服務的效用性”三個維度入手，選取了10個指標構建普惠金融指數評價體系，具體指標解釋詳見表1。

表1 普惠金融指數評價體系

2.普惠金融指評價體系的建立?？紤]到各指標的量綱和數量級不同，首先對數據進行標準化處理，見式（1）。

其中，X表示第i 個維度下第j 個指標的取值，MIN表示第i 個維度下第j 個指標的最小值，MAX表示第i 個維度下第j 個指標的最大值。

然后采用變異系數法，對每一維度下各指標進行賦權，見式（2）。

最后對各個維度進行維權，得到普惠金融指數，見式（3）。

3.指數測算及結果分析。本文選取了全國31 個省級地區2010-2020 年的數據，通過構建評價體系得到普惠金融指數（見表2），數據主要來源于《中國城市統計年鑒》、WIND 數據庫等。研究發現，2010-2020 年全國及東部、中部和西部地區普惠金融指數穩步上升（見圖2），2020 年各地區普惠金融指數達到最高值，由此可見普惠金融政策實施以來效果顯著。2010-2020 年全國普惠金融指數均值為0.17，東部地區均值為0.26，中部地區均值為0.11，西部地區均值為0.13。從指數來看全國普惠金融的發展仍有很大空間，各地區發展程度有較大差異，東部地區發展程度較高，遠超于中西部地區。2020年全國、東部、中部和西部地區普惠金融指數分別為0.20、0.31、0.15、0.15，相較于2015年全國、東部、中部和西部地區普惠金融指數0.12、0.22、0.07、0.08，增長率分別為63.70%、42.10%、110.19%、76.22%。由此可見各地區普惠金融發展迅速，尤其是中部地區。

圖2 全國及東部、中部和西部三大區域普惠金融指數

通過對比2010-2020 年全國各地區普惠金融指數可以發現，金融服務的效用性、可得性明顯上升，金融服務的滲透性增長緩慢（見圖3）。各地區間普惠金融指數差異較大，北京、上海、天津、浙江普惠金融指數較高，廣西、湖南、內蒙古普惠金融指數較低，從離散程度來看，各地區間金融服務的效用性、可得性差異較小，金融服務的滲透性差異較大（見表2）。

表2 全國各省市普惠金融指數及排名

圖3 全國普惠金融指數

（二）共同富裕指數測度

1.指標選取。共同富?？煞譃椤肮蚕砀辉！焙汀翱傮w富?！眱蓚€維度，本文基于結果導向且使用更少指標的角度出發，考慮指標的單調性、一致性、同質性等公理化原則，選取城鄉共享程度和區域共享程度兩個指標來衡量“共享富?！?，選取居民收入指標來衡量“總體富?！?。

（1）城鄉共享程度。泰爾指數是衡量個人或者地區間收入差距（或者不平等程度）的指標，本文使用城鄉收入差距泰爾指數（TL）來反映城鄉共享程度，計算方法如公式（4）所示。泰爾指數越小，說明城鄉收入差距越小、共享程度越高；泰爾指數越大，說明城鄉收入差距越大、共享程度越低。

其中，i=1代表城鎮，i=2代表農村，Y為城鎮或農村第t 年的可支配收入，X為城鎮或農村第t 年的人口數。

（2）區域共享程度。差異系數是測算數據離散程度的相對指標，本文使用人均GDP差異系數（CV）來反映區域共享程度，計算方法如公式（5）所示。差異系數越小，說明區域發展差距越小、共享程度越高；差異系數越大，說明區域發展差距越大、共享程度越低。

（3）總體富裕程度。本文使用全體居民人均可支配收入（PCDI）來衡量各地區的總

體富裕水平。

2.共同富裕量化函數的構建。本文首先對城鄉收入差距泰爾指數和人均GDP 差異系數進行標準化處理，取算術平均數合成共享富裕指數（SP），如公式（6）所示。

其中，TL、TL為全部樣本泰爾指數的最大值和最小值，CV、CV為全部樣本差異系數的最大值和最小值。

其次，在參考劉培林等（2021）、萬海遠和陳基平（2021）等文獻的基礎上，借鑒2010 年新人類發展指數的構建方式，通過兩個維度相乘的幾何平均形式，構造等權重的共同富裕指數（CP）量化關系式，如公式（7）所示。

其中，TP為總體富裕指數，PCDI、PCDI為全部樣本人均可支配收入的最大值和最小值。

3.共同富裕指數的測算和分析。本文基于上述共同富裕指數量化關系式，計算2010-2020年我國31個省級地區的共同富裕指數，其中各地區可支配收入數據主要來自于國家統計局官方網站，各地市（直轄市為轄區、縣）的人均GDP數據主要來自于WIND數據庫，缺失數據采用線性插值法填補。

圖4 繪制了2010-2020 年全國及東部、中部和西部三大區域的平均共同富裕指數的變化趨勢?？傮w來看，共同富裕程度呈逐年上升趨勢，共同富裕指數由2010 年的0.368 上升至2020 年的0.697。其中，共享富裕指數由2010 年的0.613 上升到2020 年的0.768，上升幅度為25.29%；總體富裕指數由0.235 上升到0.637，上升了1.71 倍。說明2010-2020 年間，我國共同富裕程度的提升主要由收入增長拉動，共享程度提升的幅度較小，城鄉差距、區域差距仍然較大。分區域看，東、中、西部共同富裕程度均呈逐年上升趨勢，東部地區富裕程度最高，其次為中部以及西部地區。

圖4 全國及東部、中部和西部三大區域的平均共同富裕指數

具體到各省級地區來看，將各地區2020年共同富裕指數按照從高到低排列，并分為五個梯隊（表3），第一梯隊是上海、北京、浙江、天津、江蘇和福建，六個地區均具有較高的收入水平，同時城鄉收入差距、區域發展差距也相對較小。廣東、山東、內蒙、重慶和湖南由于共享富裕程度較低，導致共同富裕指數排名下滑。其中，廣東省作為發達省份，省內區域發展差距較大，部分地市發展較為落后，如轄內梅州市、河源市、揭陽市2020年人均GDP 低于4 萬元，與甘肅省發展水平相當，僅為深圳市的1/5，不足全省平均水平的1/2。而海南、江西、黑龍江、山西則由于共享富裕程度較高，推動其共同富裕指數排名上升。第五梯隊中新疆、西藏、青海和甘肅共享富裕和總體富裕程度均較低，經濟發展水平有待提升，城鄉、區域差距也亟待縮小。

表3 2020 年各?。ㄗ灾螀^、直轄市）共同富裕指數

四、普惠金融對共同富裕的空間溢出效應研究

考慮到各地區間經濟、金融資源存在一定的流動性，普惠金融及共同富?？赡艽嬖诳臻g相關關系。因此，本文擬構建空間計量模型來研究普惠金融對共同富裕的空間溢出效應。

（一）空間計量模型構建

1.空間權重矩陣設計。本文設計了不同的空間權重矩陣來研究普惠金融對共同富裕的影響。

（1）地理權重矩陣（ω）。反映地理空間下普惠金融對共同富裕的空間效應，取各省會城市之間球面距離平方的倒數，其計算公式為：

（2）經濟權重矩陣（ω）。反映經濟空間下普惠金融對共同富裕的空間效應，取各省觀測期人均GDP 均值之差絕對值的倒數，其計算公式為：

（3）經濟地理復合權重矩陣（ω）。綜合反映經濟空間與地理空間下普惠金融對共同富裕的空間效應，其計算公式為：

（4）空間鄰接矩陣（ω）。地理位置上相鄰地區取值為1，不相鄰地區取值為0。

2.空間相關性檢驗。在進行普惠金融對共同富裕的空間溢出效應分析前，本文先通過莫蘭指數對二者的空間相關性進行了檢驗，其計算公式為：

3.空間計量模型的構建。常用的空間計量模型有空間滯后模型（SLM）、空間誤差模型（SEM）和空間杜賓模型（SDM）。SLM 模型探討的是各變量在某個地區是否有溢出效應，SEM 模型探討的是鄰近地區被解釋變量的誤差沖擊對本地區被解釋變量的作用程度，而SDM 模型考慮了空間滯后的解釋變量和被解釋變量對被解釋變量的共同影響，能夠更好的估計不同觀測個體產生的溢出效應和基于面板數據測算的空間溢出效應?？臻g計量模型表達形式見表4。

表4 空間計量模型表達式

其中，Y 為被解釋變量，X 為解釋變量，ρ、γ、δ為空間回歸系數，W為空間權重矩陣，ε為隨機誤差項，μ為正態分布的隨機誤差向量。

本文的被解釋變量為共同富裕指數，核心解釋變量為普惠金融指數，控制變量有七個：一是產業結構（is），用（第二產業增加值+第三產業增加值）/GDP 衡量；二是城鎮化率（ur），用各地區城鎮人口比重衡量；三是財政支持力度（fe），用財政支出占GDP 的比重衡量；四是對外開放程度（open），用進出口總額占GDP 的比重衡量，并對進出口總額進行了匯率轉換；五是信息化水平（il），用互聯網寬帶接入用戶數占常住人口的比重衡量；六是創新能力（ci），用專利申請受理數的對數衡量；七是受教育程度（edu），用普通高中教職工數占普通高中在校學生數的比重衡量。數據來源于WIND 數據庫及國家統計局網站。各變量的描述性統計見表5。

表5 變量的描述性統計

（二）實證分析

1.全局空間相關性。在進行空間計量模型回歸之前，對共同富裕指數和普惠金融指數的全局莫蘭指數進行計算（見表6）。由表6 可知，三種空間權重下共同富裕指數和普惠金融指數在觀測期內的全局莫蘭指數均為正值，且在1%的水平下均顯著。三種空間權重下，經濟地理復合空間權重下的共同富裕指數和普惠金融指數的空間相關性更強。共同富裕指數在地理空間權重下的相關性高于經濟空間權重下的相關性，而普惠金融指數在地理空間權重下的相關性低于經濟空間權重下的相關性。從趨勢上看，地理空間權重下的莫蘭指數呈現先降后升的特點，經濟空間權重下的莫蘭指數則呈現波動下降的特點。綜上所述，共同富裕程度和普惠金融發展水平均存在空間相關性，說明某一地區共同富裕程度和普惠金融發展水平的提高會對周邊地區產生促進作用。同時，對于共同富裕程度，地理空間下的促進作用更大，而對于普惠金融發展水平，經濟空間下的促進作用更明顯。

表6 2010-2020 年共同富裕指數和普惠金融指數的全局莫蘭指數

2.局部空間相關性。為更好地了解各地區的空間相關程度，本文繪制了2010 年和2020 年共同富裕指數和普惠金融指數的局部莫蘭指數散點圖（見圖5、6）。整體來看，大部分地區落在第一、三象限，說明共同富裕指數和普惠金融指數均存在空間正相關關系。北京、天津、上海、江蘇、浙江等東部沿海地區落在第一象限，甘肅、青海、西藏、貴州、云南等西部地區落在第三象限，從空間上分別呈現“高-高”、“低-低”集聚的分布特點。

圖5 2010 年和2020 年共同富裕指數的莫蘭指數散點圖

3.空間計量模型的檢驗和識別。為選取更合適的空間計量模型，本文首先借助混合OLS 估計對樣本進行了回歸，并借助LM 檢驗判斷模型中是否存在空間滯后項及空間誤差項。檢驗結果表明，LM 檢驗對于空間滯后項和空間誤差項的檢驗在1%的水平下顯著，Robust-LM 檢驗對于空間滯后項的檢驗在1%的水平下顯著，Robust-LM 檢驗對于空間誤差項的檢驗在10%的水平下顯著。然后，本文分別基于SLM 模型、SEM 模型和SDM 模型進行回歸，并借助LR 檢驗和Wald檢驗判斷SDM 模型是否可簡化為SLM 模型或SEM 模型。結果表明，在5%的顯著水平下LR 檢驗值和Wald 檢驗值均通過了檢驗，表明借助SDM 模型進行回歸結果更優。同時，由Hausman 檢驗結果可知，本文應選取固定效應模型，并借助LR 檢驗確定何種固定效應模型更優。最終，本文選取雙固定效應的SDM 模型作為回歸模型。

圖6 2010 年和2020 年普惠金融指數的莫蘭指數散點圖

表7 LM、LR 和Wald 檢驗

4.空間計量模型回歸結果分析。在表8中，模型（1）、（2）為OLS 模型回歸結果，模型（3）、（4）、（5）為空間計量模型回歸結果?；貧w結果顯示，五種模型下普惠金融指數與共同富裕指數均呈正相關關系，且在10%的水平下均顯著，表明普惠金融的發展能促進共同富裕程度。SLM 模型和SDM 模型的Rho和SEM 的λ 系數均為正，且在5%的水平下顯著，說明普惠金融存在顯著的空間溢出效應。普惠金融的發展，讓金融服務的覆蓋面更加廣泛，使得小微企業及貧困人群更容易獲得金融服務，有效改善金融服務的不均衡問題，從而促進共同富裕。

表8 模型回歸結果

5.不同空間權重下的空間杜賓模型回歸結果。在表9 中，模型（6）、（7）、（8）為不同空間權重矩陣下的回歸結果。三種權重下普惠金融指數與共同富裕指數均顯著正相關，分別通過了1%、1%和10%的顯著性檢驗，且地理空間權重矩陣（0.2117）下普惠金融對共同富裕的促進作用要高于經濟空間權重矩陣（0.1923）和復合空間權重矩陣（0.1364），表明普惠金融對共同富裕在地理空間下的空間溢出效應更強?？臻g滯后系數Rho 均為正值，且分別通過了1%、5%和5%的顯著性檢驗，表明各地區共同富裕程度存在正向空間溢出效應。某個地區共同富裕水平的提高，能對周邊地區起到“帶動作用”，這種“帶動作用”在地理相鄰的地區之間更大。

表9 不同空間權重下的空間杜賓模型回歸結果

在經濟地理復合權重矩陣下，產業結構及城鎮化率的回歸系統均為正值，且均通過了1%的顯著性檢驗，表明產業結構優化及城鎮化率的提升均能有效促進共同富裕程度的提高。新興產業發展有助于激發市場活力，促進經濟發展，提高收入水平。城鎮化率上升有助于提高中低收入群體的收入水平，縮小貧富差距，促進共同富裕。政府支持力度、對外開放程度、信息化水平和創業水平的回歸系數為正值，表明政府支持力度、對外開放程度、信息化水平和創業水平的提升也能在一定程度上促進共同富裕程度的提高。財政支出是促進社會公平的物質保障，通過國民收入的再分配，縮小收入差距，促進共同富裕。在國內國外雙循環相互促進的背景下，對外開放有助于促進經濟內外聯動，推動經濟發展，從而提高居民收入水平。信息化有助于促進經濟高質量發展，而創業能夠帶動就業，兩者均是實現共同富裕的重要基礎。受教育程度的回歸結果為負值，表明受教育程度的提高對共同富裕起到了抑制作用，可能的原因在于，隨著受教育水平的提高，城鎮和農村的受教育程度差異加大，且一般高等學歷人才畢業后會選擇在城市就業，從而拉大了農村和城鎮的收入差距。

6.不同空間權重矩陣下的空間杜賓模型效應分解?？紤]到空間交叉項的存在，本文對不同空間權重矩陣下的空間杜賓模型效應進行了分解，直接效應表示普惠金融對本地區共同富裕的影響，間接效應為鄰近地區普惠金融對本地區共同富裕的影響，總效應為總影響。由表10 可知，在不同的權重矩陣下，普惠金融的直接效應、間接效應和總效應均為正，說明本地區及鄰近地區普惠金融的發展均能促進本地區共同富裕程度。地理空間下，本地區和鄰近地區普惠金融對本地區共同富裕的影響均顯著；經濟空間下，本地區普惠金融對本地區共同富裕的影響更顯著；經濟地理復合空間下鄰近地區普惠金融對本地區共同富裕的影響更顯著。

表10 不同空間權重矩陣下的空間杜賓模型效應分解

從直接效應來看，產業結構、城鎮化率、信息化水平和創業水平的回歸系數均為正值，表明本地區產業結構優化，城鎮化率、信息化水平及創業水平的提高均能促進本地區共同富裕程度。政府支持力度、受教育水平的回歸系數均為負值，表明本地區政府支持力度的加大和受教育水平的提高會反而抑制了本地區共同富裕程度，可能的原因在于，政府支出和教育資源對城鎮的支持力度更大，從而加大了城鄉收入差距。

從間接效應來看，城鎮化率、對外開放水平、創業水平的回歸系數為正值，表明鄰近地區城鎮化水平、對外開放水平及創業水平的提高能促進本地區共同富裕程度。鄰近地區城鎮化水平、對外開放水平及創業水平的提高，一是會對本地區起到一定“帶動作用”，二是會增加就業機會，從而帶動本地區收入水平提高。財政支出和信息化水平的回歸系數為負值，表明鄰近地區財政支出的增加和信息化水平的提高在促進當地共同富裕的同時，會拉大與其他地區發展差距。

7.穩健性檢驗。為檢驗實證結果的穩健性，本文以0-1 矩陣作為空間權重矩陣來考察普惠金融指數與共同富裕的正相關關系是否穩定。根據模型（9）的回歸結果可知，在1%的顯著性水平下，普惠金融指數與共同富裕指數仍呈正相關關系，相關系數為0.25，同時，產業結構、城鎮化率、信息化水平、創業水平與共同富裕指數仍呈正相關關系，受教育程度與共同富裕指數仍呈負相關關系，估計結果穩健。

（三）機制檢驗回歸結果

本文構建的共同富裕指標體系由城鄉共享程度、區域共享程度、總體富裕程度組成。為驗證普惠金融對共同富裕的影響路徑，本文進一步探討了普惠金融對城鄉共享程度、區域共享程度、總體富裕程度的影響效果，使用的方法為空間杜賓模型。

從表11中模型（10）、（11）、（12）的回歸結果可知：普惠金融對城鄉共享程度、區域共享程度、總體富裕程度的回歸系數均為正值，這也驗證了本文提出的前3個假說；普惠金融對城鄉共享程度及總體富裕程度的促進作用分別通過了5%和1%的顯著性檢驗，表明普惠金融的發展能有效提高城鄉共享程度和總體富裕程度，進而促進共同富裕。

表11 機制檢驗回歸結果

五、結論與政策建議

（一）主要結論

本文在梳理相關文獻研究的基礎上，基于2010-2020 年省級面板數據，借助空間計量模型研究了普惠金融對共同富裕的空間溢出效應。主要結論有：一是我國普惠金融發展及共同富裕水平整體呈不斷上升趨勢，但存在明顯的區域異質性，東、西部共同富裕程度差距較大。二是普惠金融與共同富裕存在顯著的空間正相關關系，且這種關系在地理空間下的空間溢出效應更強。三是產業結構優化及城鎮化率的提升均能有效促進共同富裕程度的提高，而政府支持力度、對外開放程度、信息化水平和創業水平的提升也能在一定程度上促進共同富裕程度的提高。四是普惠金融主要通過提升城鄉共享程度、區域共享程度和總體富裕程度來促進共同富裕的實現。

（二）政策啟示

1.強化政策引導，加大普惠金融支持力度。本文實證結果表明普惠金融對共同富裕有正向作用，發展普惠金融能有效促進共同富裕。當前普惠金融發展要適應國內國外雙循環背景下不斷擴大內需的新格局，從需求端出發，加大對實體經濟的有效供給。一方面，完善普惠金融評價標準，建立健全相關制度，強化政策引導，鼓勵金融機構加大對普惠領域貸款的支持力度；另一方面，加快構建普惠金融發展新格局，鼓勵金融產品創新，通過發展互聯網金融、數字普惠金融等金融科技，滿足多樣化金融需求，為普惠金融發展注入新鮮血液。

2.加強合作交流，推動區域協調發展。鑒于普惠金融及共同富裕均存在空間溢出效應，各地區間要相互交流，加強合作。一是各地區要結合自身發展特點，加大對薄弱環節的關注，補齊發展短板。二是各地區間加強交流合作，中心城市要發揮輻射作用，帶動鄰近地區共同發展，縮小區域差距，推動區域協調發展。

3.優化產業結構，推進城鎮化，縮小城鄉收入差距。一是加大對創業、創新的支持力度，推動新興產業高質量發展，促進產業結構合理化、高級化。二是創新推進新型城鎮化建設，提升縣城對鄉村的輻射帶動作用，加快形成以工促農、以城帶鄉、城鄉協同發展的新格局。

4.優化財政支出結構，重點向“三農”傾斜。一是加大對農村特別是偏遠貧困地區的教育經費統籌力度，優化教育支出結構，縮小城鄉教育水平差距，引導更多高學歷、高素質人才向鄉村回流。二是大力支持鄉村振興，加強財政支持鄉村振興體制建設，財政投入重點向“三農”傾斜，優先保障農村農業發展。三是拓展涉農信貸產品，提供滿足新型農業經營主體和農村產業新業態需求的金融服務。