數字普惠金融對共同富裕的影響及機制研究

譚燕芝, 施偉琦

(湘潭大學 商學院,湖南 湘潭 411105)

一、引言及文獻綜述

黨的二十大站在全新的歷史高度,對“增進民生福祉,提高人民生活品質”提出更為具體的要求:維護最廣大人民的根本利益,就應當著力解決好人民群眾急難愁盼的問題,提高公共服務水平,扎實推進共同富裕。要堅持在發展中保障和改善民生,在發展中處理“低收入群體占比過大,城鄉區域發展不均衡,人民收入差距懸殊”(李實 等,2018)等問題。

金融支持是減貧增收、促進地區經濟發展、縮小區域差距的有效手段之一,而以金融科技為依托的數字普惠金融或許是當下促進全體人民共同富裕的契機。第一,數字普惠金融能顯著降低風險識別與預警成本、數據集中處理成本以及傳統經營成本,緩解部分地區的金融抑制問題,促進當地經濟健康發展,活躍當地金融交易市場。第二,數字普惠金融能夠克服對服務機構網點、服務準入門檻和服務目標群體要求過高的弊端,提高金融服務的覆蓋廣度,完善金融服務網絡,提高居民尤其是弱勢群體金融服務的可獲取性。第三,數字普惠金融能夠提高金融資源的配置效率,降低信息不對稱,為落后地區人群提供新的增收渠道,縮小城鄉收入差距。在新時代共同富裕的背景下,數字普惠金融能否充分發揮其比較優勢,推動共同富裕?如果答案是肯定的,那么數字普惠金融促進共同富裕的作用機制是什么?對于上述問題的思考,有利于加深我們對數字普惠金融與共同富裕關系的理解。

現有文獻關于數字普惠金融與共同富裕關系的研究主要基于兩個層面:從理論角度闡述消費、就業、信貸成為數字經濟賦能共同富裕的關鍵路徑(祝嘉良 等,2022);從經驗角度,學者們基于宏觀、微觀數據,或從創業活躍度視角(張金林 等,2022)、或從緩解融資約束視角(劉心怡 等,2022),都得出了數字普惠金融能顯著促進共同富裕的結論。多數學者的立足點都在共同富裕的某個層面上,如數字普惠金融通過收入效應、就業效應顯著提升社會保障水平(汪亞楠 等,2020);通過降低企業創業成本,提高居民收入水平(周天蕓 等,2021),推動地區經濟增長,改善農村居民創業行為(何婧 等,2019);數字普惠金融可以通過其服務產品緩解貧困人口的資金流動性約束,有效規避風險,降低貧困發生率(何燕 等,2021),促進農民增收(李建軍 等,2019)。也有研究表明,數字普惠金融在促進增收的同時,也顯著增加了衣食住行及其他商品和服務的消費支出,提高了家庭負債水平(陳宸 等,2022),增加了消費性正規信貸的需求概率(傅秋子 等,2018)。由于我國城鎮與鄉村金融基礎設施、居民金融知識等方面存在較大差異,關于數字普惠金融能否徹底解決金融排斥問題,至今仍未有統一答案。部分學者認為受教育程度較低和年齡較大的弱勢群體更易受到金融排斥的影響(Nasri et al,2012),而金融抑制加劇了居民收入分配不均,進一步擴大了貧富差距(王修華 等,2020)。更多學者基于不同方法、視角證明數字普惠金融能夠顯著縮小城鄉差距。研究者們運用面板回歸模型(梁雙陸 等,2019)、空間計量檢驗(張子豪 等,2018)等方法得出數字普惠金融能夠大幅提升金融服務便捷性與可獲得性、緩解城鄉收入差距的結論,并對其機制進行探討,認為農村人力資本在數字普惠金融促進城鄉收入差距縮小中扮演著調節者的角色(徐光順 等,2022),農業綠色全要素生產率在其中起到中介作用(楊怡 等,2022)。因此,數字普惠金融與城鄉收入差距的關系到底是“數字紅利”還是“數字鴻溝”,至今沒有權威定論?；诖?本文利用2011—2020年283個地級市數據,分析數字普惠金融對共同富裕的影響及其作用機制,具有重大的理論及現實意義。

本文可能的邊際貢獻主要體現在:第一,拓展了共同富裕的相關研究?；诘丶壥袑用娴臄祿?構建了包含3個一級指標、10個二級指標和18個三級指標的共同富裕評價體系,探究數字普惠金融及其三大子維度對共同富裕的直接影響。第二,識別數字普惠金融推動共同富裕的有效傳導機制。第三,基于不同數字普惠金融水平,利用門限回歸探究數字普惠金融對共同富裕影響的非線性特征,拓展了數字普惠金融的研究范圍。第四,在構建共同富裕指標體系時,鑒于數據可得性與合理性,本文將生活垃圾無害化處理率納入可持續性指標中,來衡量地區生態環境質量,具有一定的創新性。

二、理論分析與假說提出

(一)數字普惠金融對共同富裕的直接影響

傳統金融對社會資源進行跨期配置,促進資源的有效利用,這與共同富裕要求的經濟效率是一致的。同時,傳統金融活動體現的是資本逐利的本能,共同富裕實現的重點在中小企業,短板在農民農村,而中小企業和農民農村固有的高風險特征,意味著傳統金融與共同富裕的社會公平性存在矛盾,而依托金融科技的數字普惠金融為解決這一矛盾提供了平臺?！丁笆奈濉眹倚畔⒁巹潯诽岢龅摹皵底制栈萁鹑诜諆炏刃袆印?為提升共同富裕水平指明了方向。第一,數字普惠金融繼承了傳統金融的優點,通過對社會資源的合理配置,使其達到帕累托最優,為地區經濟發展提供源源不斷的動力,同時也為共同富裕中“富?！钡膶崿F提供保障。第二,數字普惠金融可以緩解傳統金融與共同富裕中“共同”之間的矛盾,維護社會公平。這一點可以從兩個角度說明:一方面,數字普惠金融可以促進收入分配合理化,緩解收入分配的不公平,如數字普惠金融可以通過數字技術創新支付手段、貸款儲蓄方式、投資產品等(劉自強 等,2021),為低收入群體的生活提供便利,提高低收入群體的投資收入,推動低收入群體邁入中等收入行列;另一方面, 數字普惠金融可以擴大金融資源的覆蓋范圍,緩解資源分配方面的不公平。促進共同富裕,最艱巨、最繁重的任務仍然在農村,“三農”所固有的高風險、低收益特性導致其關鍵領域資金支持不足,而數字普惠金融的發展有利于改善農村地區中小企業融資難的局面,提高農民農村金融資源、金融服務的可獲取性(鄭美華,2019),促進農業現代化的實現,提升農民福祉,縮小地區收入差距,有利于實現真正意義上的共同富裕?；诖?本文提出假說1:

H1:數字普惠金融的發展有助于提升共同富裕水平。

(二)數字普惠金融促進共同富裕的作用機制

創業活躍度。創業活動對減貧增收、改善民生有著巨大作用,是促進共同富裕的重要手段。數字普惠金融可以支持創業活動。第一,數字普惠金融依托大數據等數字技術,可以降低金融市場的信息不對稱程度,利用較低的成本對創業者進行信用評估,從而提高創業者的信貸成功率(謝絢麗 等,2018),增加其創業機會。第二,數字普惠金融可以顯著提高創業者獲取金融服務的能力,有利于創業者的創業決策和創業活動(翟仁祥 等,2022)。

農業全要素生產率。農業全要素生產率的增長意味著農業技術效率的提升、農業技術的進步和農產品質量的改善,這是農村居民收入增長的關鍵途徑,而農業全要素生產率的增長需要金融的大力支持。數字普惠金融的發展可以緩解弱質性農業的資金約束,改善農業生產經營狀況;同時,數字普惠金融可以發揮網絡連接效用,促進技術擴散(郭家堂 等,2016),提升農業全要素生產率,增加農村居民的可支配收入,促進農村產業的可持續發展,縮小區域、城鄉、個體之間的差距,對共同富裕的推進具有重大意義。

交通基礎設施水平。交通基礎設施水平是衡量城市經濟發展程度的標準,也是影響區域經濟差距的關鍵因素,而加快交通基礎設施建設離不開金融的資金支持。金融資本的參與可以為地區經濟發展增添動力,交通基礎設施的完善可以促進物流業的發展(申亮 等,2014),加強城市之間知識與技術的交流,促進人力資本、要素的流動,使落后地區與發達地區之間的交流更加密切,從而提高落后地區的經濟效益,增加農戶收入,縮小城鄉差距,推動區域經濟平衡健康發展,實現共同富裕。

基于以上分析,本文提出假說2a～2c:

H2a:數字普惠金融能夠通過提升創業活躍度推動共同富裕。

H2b:數字普惠金融能夠通過提升農業全要素生產率推動共同富裕。

H2c:數字普惠金融能夠通過提升交通基礎設施水平推動共同富裕。

(三)數字普惠金融子維度對共同富裕的門限效應分析

數字普惠金融基于前沿領域的高新技術,從覆蓋廣度、使用深度、數字化程度三大子維度影響著人們的生產生活。首先,數字普惠金融的“普惠”二字強調了其覆蓋范圍從金融偏好區域延伸到了金融抑制區域,能夠方便弱勢群體的生產生活,當覆蓋廣度達到某一臨界值時,數字普惠金融對居民尤其是農戶便具有顯著的增收作用。其次,數字普惠金融的使用深度涉及征信、投資等多個領域,在數字普惠金融作用下,農戶等弱勢群體的使用需求能得到進一步滿足,這有利于促進社會公平,提升共同富裕水平。最后,數字普惠金融的數字化程度有利于減少交易環節,降低相關成本,方便公眾生活,提高人民群眾生活滿意度,并給落后地區帶來更多紅利,有利于促進區域平衡發展,推動共同富裕。數字普惠金融三大子維度在影響共同富裕的過程中,都能直接或間接作用于創業活躍度、農業全要素生產率、交通基礎設施水平,而這三者又對融資需求、農業技術、區域經濟有著持續的正反饋,從而對共同富裕水平產生一定影響?；谝陨线壿?本文提出假說3:

H3:數字普惠金融的三大子維度對共同富裕的影響存在門限效應,且都為正效應,該影響會受到創業活躍度、農業全要素生產率、交通基礎設施水平的調節。

三、變量測算與數據來源

(一)主要研究變量選取與說明

1.被解釋變量的測度

本文的被解釋變量為共同富裕水平。學術界對共同富裕指標體系的構建尚未有統一標準,部分學者從總體富裕和共享富裕兩大層面出發,基于富裕水平、城鄉差距、區域差距進行分析,但這種構架方法大多基于宏觀經濟層面,難以體現微觀個體層面的真實狀況,很有可能出現群體拔高個體的情況,而共同富裕強調惠及每一個體,因此亟須構建一套科學合理并且能夠真實體現個體差異的共同富裕水平的評價指標體系。本文在厘清共同富裕的內涵、范疇、特點的基礎上,以全面性、精準化、代表性、可行性、整體性與差異性相結合為原則,參考相關文獻(陳麗君 等,2021;劉培林 等,2021),從共同富裕的發展性、共享性、可持續性出發,構建出包含3個一級指標、10個二級指標、18個三級指標的共同富裕評價體系,并通過面板數據熵權法對各指標賦予權重、計算相應得分(見表1),以客觀反映該指標在整個指標體系中的重要程度,從而避免主觀賦權造成的選擇性偏差。具體做法參見譚燕芝等(2021)。

表1 共同富裕評價指標體系及權重

2.核心解釋變量的測度

本文的核心解釋變量為數字普惠金融指數。本文采用的是郭峰等(2020)編制的一套成體系的地級市層面的數字普惠金融指數(2011—2020)。為了保證結果的可觀察性以及匹配度,本文將數字普惠金融指數及其三大維度指數除以1000。

3.中介變量的測度

本文的中介變量包括創業活躍度、農業全要素生產率和交通基礎設施水平。

創業活躍度。借鑒趙濤等(2020)的研究思路,將創業活躍度定義為城鎮私營企業就業人員與個體就業人員之和占總人口的比重。該比重衡量了創業企業所帶來的就業效應;比重越高,代表城市創業活躍度越高。

農業全要素生產率。本文考慮非角度、非徑向的方向性距離函數,結合數據包絡分析法(DEA)和SBM超效率模型,運用Matlab2021b測度2011—2020年我國地級市層面的農業全要素生產率指數。

在計算過程中,根據現有研究以及地級市農業數據可得性,本文參照高帆(2015)的做法,采用第一產業增加值作為農業產出指標;相比于農業總產值,第一產業增加值剔除了中間過程的消耗,能夠更真實地反映產出水平,我們還對其進行平減處理,排除價格因素的干擾。本文從勞動力、土地、機械三方面出發,選取第一產業從業人員數、農作物播種面積、農用機械總動力作為農業投入的指標,具體見表2。

表2 投入產出表

交通基礎設施水平。借鑒Dmurger(2001)的思路,利用交通密度來衡量交通基礎設施水平。鑒于數據可獲取性,本文運用各城市2011—2020年公路里程數除以該城市面積計算得出交通密度;交通密度越大,則代表著該城市交通基礎設施水平越高。

4.控制變量的選取

根據已有研究,參考眾多學者的觀點,本文選取的控制變量包含以下幾項:

財政收支壓力。選取各地級市一般公共財政收入與一般公共財政支出的比值作為其衡量標準。

產業結構。采用各地級市第三產業增加值與第二產業增加值的比重作為其替代指標。

教育發展水平。利用各地級市教育支出占一般公共財政支出的比重進行衡量。

對外開放程度。利用當年實際匯率,將各地級市進出口貿易總額轉換為人民幣計價,并除以地區生產總值,得到對外開放程度的替代指標。

(二)數據來源與描述性統計分析

1.數據來源說明

基于研究數據的可獲取性,以中國283個地級市為研究對象;研究區間為2011—2020年;研究數據來源為國家統計局網站、地方統計公報、《中國城市統計年鑒》《中國農業統計資料》,數字普惠金融指數數據來自《北京大學數字普惠金融指數(2011—2020)》。針對統計年鑒中某一時間個別地區個別指標數據缺失的情況,本文從各省(區、市)統計局官網和《政府工作報告》中手動整理,對缺失數值的數據采用線性插值法計算。

2.變量的描述性統計

被解釋變量、核心解釋變量及其分解指標、中介變量、控制變量的描述性統計見表3。

表3 變量的描述性統計

四、模型分析

(一)模型設定

1.基準回歸

為探究城市層面數字普惠金融發展對共同富裕水平的影響,使用固定效應模型,引入地區固定效應和時間固定效應,模型具體設定如下:

cmiit=α0+α1tdifit+α2Xit+μi+θt+it

(1)

其中,被解釋變量cmiit代表共同富裕水平,tdifit表示數字普惠金融指數除以1000,Xit表示所有的控制變量,μi為地區固定效應,θt為時間固定效應,it為誤差項。本文重點觀察系數α1的顯著性;如果α1顯著為正,則說明數字普惠金融對共同富裕水平有正向的促進作用。

2.中介效應檢驗

進一步考察數字普惠金融對共同富裕水平的影響機制,檢驗創業活躍度、農業全要素生產率、交通密度是否作為其中介變量。借鑒溫忠麟等(2014)的相關研究,使用逐步回歸法構建中介效應模型如下:

cmiit=α0+α1tdifit+α2Xit+μi+θt+1it

(2)

Git=β0+β1tdifit+β2Xit+μi+θt+2it

(3)

cmiit=γ0+γ1tdifit+γ2Git+γ3Xit+μi+θt+3it

(4)

其中,Git為創業活躍度等中介變量,1it、2it、3it為各個模型的隨機擾動項。系數α1、β1、γ2顯著則說明存在中介效應;系數γ1不顯著則說明存在完全中介效應,反之則存在部分中介效應;若β1顯著為正,則說明數字普惠金融能增強創業活躍度、提高農業全要素生產率、提升交通密度。

3.門限效應檢驗

本文運用Hansen(1999)的門限面板回歸模型來探究各城市數字普惠金融對共同富裕水平的非線性影響,模型具體如下:

cmiit=ui+a1tdifitI(qit≤γ1)+a2tdifitI(γ1γ2)+εit+θXit

(5)

式(5)中,i表示個體,t表示時間,ui表示個體效應,qit表示數字普惠金融覆蓋廣度等門限變量,I(·)表示示性函數,γ表示門限值,a1、a2、a3為解釋變量系數,X為控制變量。

(二)數字普惠金融及其三大子維度對共同富裕水平影響的基準回歸結果

本文采用固定效應模型對式(1)進行參數估計,結果如表4列(2)所示,列(1)顯示的為不加控制變量的情形。由列(2)可知,核心解釋變量數字普惠金融的系數為0.267,在1%的顯著性水平下顯著為正,表明在城市層面上,推動數字普惠金融發展能有效促進共同富裕。列(3)至列(5)說明數字普惠金融不同子維度指數對共同富裕水平的影響具有一定程度的差異,雖然覆蓋廣度、使用深度和數字化程度的系數都顯著為正,但在影響程度上略有不同,其中數字普惠金融的覆蓋廣度與使用深度相比數字化程度來說,更能有效促進地區共同富裕?？赡艿慕忉屖?共同富裕強調的是全體人民共享幸福美滿的生活,首先要解決的是不平衡不充分的發展問題,所以相對于數字化程度來說,數字普惠金融的覆蓋廣度和使用深度對共同富裕的促進作用更顯著。

表4 數字普惠金融及其三大子維度影響共同富裕的基準回歸結果

(三)穩健性檢驗

為了確保上述回歸結果的可靠性,本文進行多種穩健性檢驗,回歸結果見表5。

表5 穩健性檢驗

1.內生性問題

考慮到模型中可能存在的誤差導致自選擇或反向因果問題,從而產生內生性,本文選用工具變量法和變量滯后法來緩解內生性問題。第一,借鑒已有研究(黃群慧 等,2019),本文構造各城市1984年每萬人郵局數(IV1)與每百人固定電話數(IV2)與歷年我國網民數的交互項作為該城市數字普惠金融指數的工具變量,表5第(1)列、第(2)列公布了回歸結果。為了驗證工具變量是否有效,采用兩階段最小二乘法估計,結果顯示LM統計量分別為125.42和116.61,通過了不可識別檢驗;瓦爾德F統計量的值分別為21.07和149.56,大于弱工具變量檢驗中10%偏誤的臨界值,通過了弱工具變量檢驗,說明本文選取的兩個工具變量是合理的。第(1)列、第(2)列的結果顯示數字普惠金融對共同富裕影響的系數在1%的水平上顯著,且符號沒有發生明顯變化,與基準回歸結果一致,表明本文的研究結論是穩健的。第二,為減少反向因果的影響,本文選擇數字普惠金融指數滯后兩期作為解釋變量重新估計該方程,結果如表5第(3)列所示,數字普惠金融的系數仍在1%的顯著性水平上顯著為正,通過了穩健性檢驗。

2.替換核心解釋變量

北京大學數字研究中心在計算普惠金融指數時,三大子維度即覆蓋廣度、使用深度、數字化程度的占比分別為54%、29.7%、16.3%,本文賦予三大子維度相等權重來重新構建新的數字普惠金融指數(ctidf)以進行穩健性檢驗,結果如表5列(4)所示,數字普惠金融對共同富裕有正向促進作用,且在1%的顯著性水平上顯著,與基準回歸結果一致。

3.剔除不顯著變量

由基準回歸可知,控制變量財政收支壓力、教育發展水平、產業結構不顯著,將其剔除后重新進行回歸,結果如表5列(5)所示,數字普惠金融顯著提升了共同富裕水平,與基準回歸結果一致,通過了穩健性檢驗。

4.縮短時間窗口

縮短時間窗口可以排除一些政策的影響。2016年的“20國集團(G20)財長和央行行長”會議通過了“數字普惠金融高級原則”,并鼓勵各國在制定普惠金融計劃時優先考慮數字化實現。我國“十三五”規劃也對普惠金融的發展做出了重要指示。為了排除政策干擾,本文剔除2016—2020年的數據重新進行回歸估計,結果如表5列(6)所示,數字普惠金融系數值略微下降,系數符號與顯著性無變化,說明基準回歸得到的結果是穩健的。

以上的穩健性檢驗中,數字普惠金融的系數符號與顯著性同基準回歸相比無差別,因此基準回歸得到的結果是穩健的,即數字普惠金融的發展有效推進了共同富裕水平的提升,本文假說1得到證實。

(四)中介效應分析

在數字普惠金融對共同富裕水平的促進作用中,創業活躍度(doee)、農業全要素生產率(gtfp)、交通密度(td)還可能具有中介效應。本文利用方程(2)～(4)對其進行檢驗,相關回歸結果見表6。

表6 數字普惠金融促進共同富裕的作用機制驗證

第一,創業活躍度的中介效應。表6列(1)(2)(3)構成了檢驗創業活躍度中介效應的“三步法”。列(1)估計的是數字普惠金融對共同富裕水平提升的總效應,系數在1%的水平上顯著為正,說明數字普惠金融對共同富裕的實現具有促進作用。列(2)顯示了數字普惠金融在城市創業活躍度提升中發揮的作用,估計系數在1%的水平上顯著為正,說明數字普惠金融能在供給端發揮推動作用,促進大眾創業,提升城市創業活躍度。從列(3)的估計結果來看,在基準回歸模型中引入創業活躍度后,其系數在1%的水平上顯著為正,且數字普惠金融的估計系數顯著下降,說明在數字普惠金融推動共同富裕進程中,創業活躍度發揮了部分中介作用,假說2a得到有力證明。

第二,農業全要素生產率的中介效應。表6列(4)報告了數字普惠金融在農業全要素生產率增長中發揮的作用,估計系數在1%的水平上顯著為正,表明數字普惠金融能優化投入產出,促進農業全要素生產率的提升。從列(5)的回歸結果看,在原模型中引入農業全要素生產率后,其系數在5%的水平上顯著為正,數字普惠金融的估計系數由0.267下降到0.265,證明農業全要素生產率在數字普惠金融推進共同富裕進程中發揮了部分中介作用,但中介效用占比較小,驗證了假說2b。

第三,交通密度的中介效應。表6列(6)表明數字普惠金融對城市交通密度有明顯的增強作用,即數字普惠金融能進一步完善城市交通基礎設施。列(7)的回歸結果表明,在原模型中引入交通密度后,其系數在1%的水平上顯著為正,數字普惠金融的估計系數從0.267下降到0.260,有效證明了交通密度在數字普惠金融提升共同富裕水平上的部分中介作用,假說2c得到證實。

(五)門限特征分析

為探尋數字普惠金融對共同富裕水平的非線性效應,本文運用面板門限模型,以數字普惠金融三大子維度以及中介變量為門限變量進行回歸分析。在進行參數估計之前,本文對門限效應的顯著性、各門限變量的門限個數以及門限值的真實性進行檢驗。首先對使用Bootstrap自舉法反復抽樣300次后得到的F值、P值進行驗證,具體結果如表7所示。由表7可知,以數字普惠金融三大子維度以及中介變量為門限變量的門限模型均通過了單門限檢驗,以數字普惠金融覆蓋廣度、創業活躍度為門限變量的模型則通過了雙門限檢驗,門限效應顯著。其次,LR統計量小于5%顯著性水平下其臨界值,結合各門限值均位于95%置信區間內,可以認為該門限值是真實有效的。

表7 門限效應檢驗結果

根據不同的門限數量匹配不同的面板門限模型回歸,得到的估計結果如表8(1)～(6)列所示。列(1)表明城市數字普惠金融的覆蓋廣度跨越了第一個門限值0.2129時,回歸系數由0.198上升到0.248,跨越第二個門限值0.2445時,回歸系數繼續上升到0.309,說明數字普惠金融覆蓋范圍越廣,其對共同富裕水平的提升作用越明顯。共同富裕的首要目標是解決不平衡不充分的發展問題,當數字普惠金融覆蓋到低發展水平地區時,就能使這些地區接觸到更優質的金融資源,能為這些低發展水平地區提供更便捷的金融服務,帶動整體經濟發展,從而促進共同富裕。列(2)、列(3)顯示數字普惠金融使用深度和數字化程度跨越了單門限值時,回歸系數從0.234和0.236提升至0.308和0.300,提升效果明顯,提升程度相當,表明數字普惠金融發展至一定水平時,能夠促進各類新型金融產品的產生,使之提供的衍生性金融服務更易帶動欠發達地區的經濟發展;同時,數字化程度的提升,能夠改善相關線上金融服務的用戶體驗,方便居民生活,尤其是落后地區人群,與發達城市相比,他們所能享受的“數字紅利”才剛剛開始,區域差距得到明顯改善,為共同富裕的實現打下堅實基礎。作為中介變量的創業活躍度、農業全要素生產率、交通密度充當門限變量的回歸結果見表8列(4)、列(5)、列(6)。列(4)表明當城市創業活躍度和交通密度跨越了第一個門限時,數字普惠金融的估計系數從0.228提升至0.297,跨域了第二個門限時,回歸系數繼續上升,達到0.390,說明城市創業活躍度越高,數字普惠金融越能促進共同富裕水平的提升。列(5)和列(6)的回歸結果表明當農業全要素生產率和交通密度跨越門限值時,數字普惠金融的回歸系數也明顯提升,說明農業全要素生產率與交通密度在數字普惠金融促進共同富裕中發揮著重要的調節作用,本文假說3得到證實。

表8 門限模型回歸

(六)異質性分析

1.區域異質性

基于283個地級市數據的分析表明數字普惠金融水平提升能顯著促進共同富裕,然而,不同地區的金融資源稟賦、基礎設施建設、經濟發展水平都存在顯著差異,因而數字普惠金融對共同富裕的影響可能存在一定異質性。本文參照以往文獻的做法,將283個地級市分為東部(包括111個城市)、中部(包括109個城市)和西部(包括63個城市)三個部分進行回歸分析,回歸參數估計如表9所示。

表9 區域異質性

表9列(1)～(3)分別顯示我國東中西部地區數字普惠金融對共同富裕的作用效果。結果表明,數字普惠金融的系數均顯著為正,驗證了上文數字普惠金融推動共同富裕實現的結論;回歸系數呈現東部>中部>西部的特征,表明東部城市數字普惠金融促進共同富裕的效果更為顯著。造成這種異質性的原因可能是,東部城市多為沿海發達城市,經濟發展較快,數字普惠金融發展較早,相對來說發展成熟,機制較為完善,且相比于中西部城市,居民人均受教育程度較高,接受新事物能力較強,創新發展思維能力突出,在數字經濟飛速發展階段更容易抓住機遇,能較為徹底地釋放數字普惠金融的紅利,更好地促進共同富裕水平的提升;而中西部城市地處內陸,前期發展機會較少,處于相對落后的階段,并且中西部城市金融基礎設施不完善、交通不發達,這些條件的制約使得其互聯網技術、金融產品、金融服務的發展受到嚴重限制,導致數字普惠金融的時代福利釋放不充分,對共同富裕的促進作用仍有較大提升空間。

2.共同富裕程度的異質性——分位數回歸

為探究數字普惠金融對不同共同富裕水平地區影響的差異,本文利用分位數回歸進行估計,具體結果見表10。表10列(1)、列(2)、列(3)分別對應25%、50%、75%分位點,表示數字普惠金融對低共同富裕水平、中等共同富裕水平、高共同富裕水平地區的差異性影響。由回歸系數可知,不管是哪個分位點,數字普惠金融對共同富裕的影響均在1%的顯著性水平上顯著,且均為正相關,與上文基準回歸結果一致。比較各分位點上數字普惠金融的估計系數值可以發現,系數呈下降趨勢,說明數字普惠金融對低共同富裕水平地區的促進作用更明顯,這可能是由于起點低導致的邊際效用較大。

表10 共同富裕水平異質性

五、結論與政策建議

共同富裕的實現要促成基本公共服務均等化,不斷縮小地區差距、城鄉差距,消除兩極分化。數字普惠金融作為新時代數字化的創新產物,其意義便是提供更為便捷、有效、豐富的金融服務,充分釋放落后地區的時代紅利,這與共同富裕的理念不謀而合。在此背景下,本文嘗試探究數字普惠金融對共同富裕的影響及其作用機制。研究結果表明:第一,數字普惠金融與其三大子維度均能顯著促進共同富裕,經過工具變量法等多種穩健性檢驗,結論仍然成立。第二,創業活躍度、農業全要素生產率、交通密度在數字普惠金融推動共同富裕的進程中存在中介效應。第三,當前階段,數字普惠金融覆蓋廣度、使用深度、數字化程度以及創業活躍度、農業全要素生產率、交通密度達到一定門檻時,其對共同富裕水平的提升有更明顯的效果。第四,區域異質性分析結果表明,數字普惠金融對共同富裕的提升效果為東部>中部>西部;共同富裕水平異質性分析表明,數字普惠金融對低共同富裕水平地區的促進作用更為明顯。

基于上述結論,提出以下政策建議:第一,打造數字普惠金融促進共同富裕新模式。要深化數字普惠金融改革,拓寬數字普惠金融服務邊界,著重解決農戶等弱勢群體面臨的數字鴻溝問題,實現數字普惠金融促進共同富裕的可持續發展。第二,確立“創業、重農、促交”新導向。數字普惠金融能夠通過創業活躍度、農業全要素生產率、交通密度促進共同富裕。因此,首先,應鼓勵大眾創業,發揮數字普惠金融的優勢,以創業帶動就業,從而促進城市經濟發展;其次,共同富裕最艱巨、最繁重的任務在農村,而數字普惠金融正是補短板的重要手段,所以應鼓勵金融機構下鄉,深入了解農戶對數字普惠金融的潛在需求,以提升農業全要素生產率為目標創新金融產品;最后,應當積極促進城市交通基礎設施的建設,加強城市之間的經濟聯系,擴大產品的市場范圍,縮小區域差距。第三,基于區域間數字普惠金融的差異,制定精準化政策。東部城市金融市場發達程度較高,對新鮮事物的接受能力較強,數字普惠金融發展對共同富裕的促進作用更為明顯,在發展的過程中政府的重心應放在防止其擴張過快所導致的供給過剩、風險溢出等問題上;中部城市基礎設施較為完備,政府對數字普惠金融應執行穩中求進的發展戰略;西部城市相對來說經濟發展較為落后,數字普惠金融發展起步較晚,但這也意味著數字普惠金融在西部地區的紅利還沒有完全釋放,政府應積極干預數字普惠金融的發展,以縮小區域差距,實現共同富裕。