數字普惠金融對共同富裕影響研究

張海燕 田孟鄉

摘 要：依據2011—2021年30個省級面板數據，運用固定效應模型、空間計量模型、中介模型，考量數字普惠金融對共同富裕的影響及機制。結果顯示：數字普惠金融能改善居民收入水平、縮小居民收入差距，對共同富裕呈正向作用，同時具有區域異質性與結構異質性，呈負向空間溢出效應；經濟增長與技術創新對共同富裕具有中介效應，經濟增長提高社會福利水平，技術創新促進公共服務均等化，有利于共同富裕實現。

關鍵詞： 數字普惠金融；共同富裕；經濟增長；技術創新

中圖分類號：F49；F832；F126? 文獻標識碼： A??? 文章編號：1003-7217（2024）01-0119-08

一、引 言

共同富裕是社會主義社會發展的本質要求。近10年來，我國的基尼系數雖呈遞減趨勢，但依然處在0.4的警戒線之上，居民收入差距較大，貧富分化形勢嚴峻，共同富裕建設任重道遠。平等擁有獲取資源、資金機會是低收入群體提高收入，實現共同富裕必由之路。但在市場金融下，部分低收入群體被金融排斥，失去了獲得金融資源及從事經營性生產和自我發展的機會。金融排斥下，低收入居民收入難以提高，社會貧富差距加大，也阻礙了共同富裕進展，因此提出普惠金融。

伴隨數字技術在金融領域的廣泛運用，有數字技術加成的數字普惠金融為中小微企業、農村地區以及低收入人群等提供可負擔的金融服務，對實現普惠金融“普”與“惠”的特性，切實改善金融資源獲取不公平的現狀，更好地發揮金融體系的功能，縮小收入差距，全面提升收入水平，共享公共產品和社會福利，推動共同富裕實現進程，有著重要作用。因此，深入研究數字普惠金融對共同富裕的影響與機制具有重要意義。

共同富裕的研究主要從其定義、內涵出發。共同富裕即全民富裕，是全體人民都過上基本需求與高層次需求能得到滿足的生活[1]。從經濟學角度來看，“富?！笔侨说奈镔|、精神需求都能得到滿足，但共同富裕并不代表同時富裕、同等程度的富裕，而是生活水平差距保持在合理范圍內的共同富裕[2]。實現共同富裕，需要全體人民共發展、共創造[3]，中國式現代化的共同富裕，必須健全收入分配制度體系、打通要素流通壁壘、推動綠色發展、補全公共服務短板[4]。

數字普惠金融對共同富裕作用機制的相關研究，余江龍等指出數字普惠金融通過提升各地區資本配置效率與創業水平促進共同富裕[5]；尹應凱與陳乃青從物質富裕、精神富裕、社會共享性三個方面構建共同富裕指數，發現數字普惠金融與共同富裕呈正U形關系，數字普惠金融通過促進消費升級、提高經濟活力推動居民共同富裕[6]；陳海波和姜熠潔指出，數字普惠金融惠及農民、女性等“長尾群體”，促進農村居民、女性就業，最終促進共同富裕[7]；王瑛等認為數字普惠金融提升支付便利程度、緩解融資約束，提高居民消費水平，促進消費升級，促進共

同富裕[8]；數字普惠金融減少信息不對稱，緩解資金約束，促進技術擴散，提升農業全要素生產率、交通基礎設施水平，促進共同富裕[9]。

本文重點關注數字普惠金融對共同富裕的空間效應。通過構建共同富裕指標體系，測算共同富裕指數，采用空間計量實證方法，考量數字普惠金融對共同富裕的影響、空間效應；用三步式中介效應模型進一步分析數字普惠金融通過經濟增長、技術創新最終影響共同富裕的作用機制。

二、理論分析與研究假說

（一）數字普惠金融影響共同富裕的直接效應

數字普惠金融通過不同路徑促進共同富裕。其一，數字普惠金融提高居民整體收入水平[10]。數字普惠金融延續金融深化對經濟發展的積極作用[11]，以數字化優勢提升金融體系整體運行效率，增加經濟體的實際貨幣余額，提高人們的實際購買力。且數字普惠金融的便利性能增加社會整體的儲蓄與投資，財產性收入增長，居民收入提高。其二，數字普惠金融提升金融資源獲取的公平性、縮小人民之間的收入差距[12]。數字普惠金融給農村地區、中小微企業等無法獲得常規金融服務的群體提供了獲取金融資源的途徑。農戶獲得金融資源以后，進行專業性生產，經營性收入增長；中小微企業獲得信貸資金后，創造更多就業崗位，務工人員的工資性收入增加，中小微企業的收入增長，帶動當地財政收入增長。數字普惠金融彌補傳統金融資源獲取不平等的短板，帶動低收入群體的收入增長，縮小居民整體的收入差距。不少學者運用實證方法證明了數字普惠金融能對共同富裕產生積極的正向影響[13]。由此，提出假設1：

H1 數字普惠金融對共同富裕具有正向影響。

（二）數字普惠金融影響共同富裕的間接效應

1.經濟增長。數字普惠金融促進經濟增長[14]。微觀上，數字普惠金融通過對家庭消費和企業投資發生作用。數字普惠金融減輕個人或家庭的流動性約束，提高短期收入水平，有助于消費由基礎向發展與享受型轉變，消費升級[15]；且數字普惠金融的廣泛普及，豐富農戶金融知識、降低風險厭惡、提高農戶信息可得性、緩解信貸約束，從而促進農戶創業、專業化，促進經濟增長[16]；數字普惠金融改善企業的融資環境，企業投資增長，推動產業結構的不斷優化[17]，從而促進經濟發展，推動共同富裕的實現。宏觀上，數字普惠金融通過經濟增長提高社會公共服務水平和福利水平，發揮經濟增長的減貧效應，縮小居民收入差距，優化收入分配結構[18]。同時經濟發展創造更多就業崗位，提高社會就業水平，促進文化多元發展，有助于社會安定和諧，帶動社會各個領域的繁榮發展，人民收入、生活質量整體提升，促進共同富裕的實現。由此，提出假設2：

H2 數字普惠金融能通過經濟增長促進共同富裕。

2.技術創新。數字普惠金融降低中小企業融資成本，拓寬獲取資金的途徑，更好地為其提供便捷的金融服務，提高結算、融資效率，分散風險，緩解其融資約束[19]，推動企業技術創新活動。同時，數字普惠金融還通過刺激消費需求、改變消費結構[20]，反向刺激企業根據消費者需求創新產品，提升技術創新水平，提高社會整體技術創新。技術創新推動共同富裕路徑：技術創新提高資源利用效率，推動規模經濟實現，降低生產成本，商品價格下降，人民相對收入水平上升；技術創新促進新產業與新產品的產生，改善現有產品與服務質量，提升人民物質生活質量；技術創新提高醫療、教育等基礎公共服務能力，公共服務供給增加，共享社會福利；技術創新提升生態環境保護與治理的能力，社會治理體系的完善，全面提升人民的物質生活質量與精神享受，最終推動共同富裕目標的實現。因此，數字普惠金融能通過推動技術創新來推動共同富裕的實現。由此，提出假設3：

H3 數字普惠金融能通過推動技術創新而促進共同富裕。

綜上所述，數字普惠金融影響共同富裕的作用機理如圖1所示。

三、變量設定與模型構建

（一）指標選取與數據來源

選取2011—2021年間，中國30個?。▍^、市）的有關數據作為樣本，考察數字普惠金融對中國實現共同富裕的具體影響。文章使用的數據主要來源于國家統計局數據、EPS數據庫數據、國泰安數據庫數據以及《北京大學數字普惠金融指數》，缺失數據利用相鄰年份數據的平均值進行補充。

1.被解釋變量：共同富裕指數（CP）。文章借鑒孫豪和曹肖燁[21]的做法，從富裕程度與共享程度出發構建共同富裕指數一級指標體系，具體指標選取如表1所示。

從三級指標數據出發，利用熵值法進行測算，以客觀評價各地區共同富裕的程度，同時為了與數字普惠金融指數單位盡量統一，文章將熵值法測算的結果全部乘100得到共同富裕指數。

2.核心解釋變量：數字普惠金融指數（IFI）。文章選取北京大學數字普惠金融指數[22]作為核心解釋變量。此外文章還采取覆蓋廣度、使用深度、數字化程度三個一級指標。

3.主要控制變量。文章借鑒已有研究文獻，選取以下5個變量作為主要控制變量。城鎮化率（Urb），城鎮人口占常住人口比率；政府參與度（Gov），一般公共預算支出比GDP；經濟開放度（Open），進出口總額比GDP；產業結構升級（IS），二、三產業增加值和比GDP；銀行業金融機構營業網點機構個數（Fin）。

4.中介變量：研究選取經濟增長與技術創新作為中介變量，其中經濟增長（LnGDP）用人均GDP對數指代，技術創新（Tec）則采用經過最大最小標準化處理后的專利申請授權書數指代，具體公式如下（i為個體即省份）：

Tecsi=（Teci－minTeci）/（maxTeci－minTeci）（1）

各變量描述性統計見表2。

（二）模型構建

文章選取面板時間固定效應模型作為文章的基準回歸模型，模型設定如下：

其中下標i代表個體也即模型中的省份，t表示時間（2011—2021），β0表示常數項，μt表示時間固定效應，εit表示隨機誤差項，CP是被解釋變量表示共同富裕指數，IFI是核心解釋變量即數字普惠金融指數，X是控制變量。

伴隨區域間資金等生產資源流動更加方便、頻繁，數字普惠金融通過數字化技術向經濟欠發達地區和群體擴散金融資源，改變原來的資源配置和收入分配，這讓數字普惠金融與共同富?？赡艽嬖诳臻g上的關聯。資金等生產要素在不同發展程度、不同發展階段的區域間流動時具有不同的空間效應。因此，研究選取空間杜賓模型［SDM（3）］、空間誤差模型［SEM（4）］與空間滯后模型［SAR（5）］對數字普惠金融可能對共同富裕產生的空間效應進行進一步研究，模型設定如下：

yi，t=ρWyij+δxit+θWxit+μt+ε1it （3）

yi，t=ρWyij+φxit+μt+ε2it（4）

yi，t=λWεij+σxit+μt+ε3it （5）

其中，ρ為空間自相關系數，λ表示空間誤差自相關系數，W為空間權重矩陣，θ、σ、φ反映了自變量對因變量的影響，x表示核心解釋變量與控制變量，y表示被解釋變量，μt為時間固定效應，ε1it、ε2it、ε3it為各模型的隨機誤差項。

機制檢驗部分，文章借鑒溫忠麟和葉寶娟［23］的三步式中介效應模型進行機制檢驗，模型設定如下：

μt+ε6it（8）

其中，ε4it、ε5it、ε6it，表示各模型的隨機誤差項，MED是中介變量，文章設定為經濟增長與技術創新。在式（7）中α1顯著的條件下，式（8）中γ1和γ2都顯著，說明數字普惠金融對共同富裕有部分中介效應，若式（8）中γ1不顯著，而γ2顯著則表明數字普惠金融對共同富裕存在完全中介效應。

四、實證結果分析

（一）基準回歸與內生性檢驗

考慮到自相關和異方差問題，文章采用聚類穩健標準誤進行估計，基準回歸結果如表3所示。其中列（1）到列（4）為時間固定效應模型結果，且其核心解釋變量依次為數字普惠金融指數、數字普惠金融覆蓋廣度、數字普惠金融使用深度及數字化程度。對于模型存在的內生性問題，文章選取核心解釋變量的滯后期作為工具變量，利用兩階段最小二乘法進行估計，表中列（5）到列（8）即為工具變量法回歸結果，其核心解釋變量順序與前4列順序相同，同時各列Hansen檢驗值依次為0.9481、0.6095、0.1129、0.5663，均大于0.1，工具變量選取有效。第（1）與第（5）列結果均顯示IFI回歸系數為正，說明數字普惠金融對共同富裕具有顯著的正向促進作用，驗證文章假設H1。同時數字普惠金融覆蓋廣度、數字普惠金融使用深度及數字化程度的回歸系數在兩種估計方式下都顯著為正，表明數字普惠金融三個子維度均對共同富裕有正向促進作用。

（二）空間效應

構建基于各省相鄰關系的鄰接空間權重矩陣，利用全局莫蘭指數對變量的空間自相關性進行檢驗，測算結果拒絕無空間自相關的原假設；利用LM檢驗空間誤差和空間滯后的檢效應是否存在，結果表明兩種空間效應均存在，本研究可以采取空間計量模型進行分析。

最后利用LR方法檢驗時間固定效應、個體固定效應與雙向固定效應模型的適用性，雙向固定效應與個體固定效應檢驗結果拒絕原假設（P=0.000），而雙向固定效應與時間固定效應結果接受原假設（P=0.181），表明時間固定效應模型優于雙向固定與個體固定效應模型。

基于鄰接空間權重矩陣的空間計量回歸結果見表4，列（1）到列（3）依次為空間杜賓模型、空間滯后模型與空間誤差模型回歸結果，列（4）到列（6）為空間杜賓模型估計的解釋變量對被解釋變量的直接、間接與總效應影響。SDM、SAR的ρ與SEM的λ分別在5%與1%的水平上顯著，表明在鄰接空間權重矩陣下，三種估計模型結果均有效。

具體的，列（1）到列（3）結果均顯示核心解釋變量IFI的回歸系數為正且顯著，再一次說明數字普惠金融能顯著促進地區共同富裕水平的提升。列（4）到列（6）的結果顯示直接效應顯著為正，這說明在鄰接空間權重矩陣下，一省的數字普惠金融對本省的共同富裕水平提升有正向促進作用。而間接效應顯著為負，其他省份的數字普惠金融發展，會對本省共同富裕水平提升造成顯著的負向影響，也即數字普惠金融對共同富裕具有負向的空間溢出效應，這也證明了各省份間數字普惠金融資源存在虹吸效應?？傂侵苯有c間接效應之和，總效應為負但不顯著，說明一個省份的數字普惠金融對其他地區共同富裕水平的提升具有負向影響。

（三）空間效應穩健性檢驗

文章采取經濟距離空間權重矩陣與地理距離空間權重矩陣對上述空間計量回歸結果進行穩健性檢驗，結果如表5所示，其中列（1）到列（3）為基于經濟空間權重矩陣的空間計量回歸結果，列（4）到列（6）為基于地理距離空間權重矩陣的回歸結果。核心解釋變量IFI回歸系數均顯著為正，與基于鄰接空間權重矩陣的空間計量回歸結果一致，數字普惠金融對共同富裕產生顯著的正向促進作用通過穩健性檢驗。

（四）空間效應異質性分析

1.區域異質性分析。為了進一步分析數字普惠金融對共同富裕的空間效應，文章按照已有研究方法將樣本劃分為東部、中部、西部三大地區。表6報告了基于鄰接權重矩陣的空間杜賓模型（SDM）的區域異質性回歸結果，其中列（1）到列（3）分別為東、中、西地區的空間杜賓模型主要回歸結果，列（4）到列（6）為三大地區的空間效應分解結果?？梢园l現數字普惠金融指數（IFI）回歸系數在東部與西部地區為正且顯著，在中部地區為正但不顯著，說明在東部與西部地區，數字普惠金融能顯著促進共同富裕，而在中部地區數字普惠金融則對共同富裕無顯著正向作用。對于空間效應分解結果，中部地區直接效應為正，間接效應與總效應為負，但三種空間效應均不顯著，東部地區與西部地區的直接效應與總效應均顯著為正，東部空間溢出效應顯著為負，西部地區則具有顯著的正向空間溢出效應，表明西部區域間經濟協調發展程度相對較高，而東部地區協調發展程度則較低。

2.結構異質性分析。文章從覆蓋廣度、使用深度、數字化程度三個方面分析數字普惠金融對共同富裕的空間結構異質性效應?；卩徑涌臻g權重矩陣的空間杜賓模型（SDM）結構異質性回歸結果如表7所示，其中列（1）到列（3）分別為覆蓋廣度、使用深度、數字化程度的回歸結果，列（4）到列（6）為三個子維度的空間效應分解結果。發現覆蓋廣度、使用深度回歸系數顯著為正，數字化程度回歸系數為正但不顯著?？臻g效應分解結果，覆蓋廣度對共同富裕的直接效應與總效應顯著為正，但空間溢出效應不顯著，使用深度對共同富裕有顯著的正向直接效應與負向的空間溢出效應，數字化程度則對共同富裕有顯著的正向空間溢出效應與總效應。

（五）機制檢驗

文章利用三步式中介效應模型進一步分析數字普惠金融影響共同富裕的具體機制進行檢驗。結果如表8所示，列（1）到列（3）為經濟增長傳導機制，列（4）到（6）為技術創新傳導機制的三步回歸結果。經濟增長機制方面，第二步［列（2）］IFI回歸系數顯著為正，數字普惠金融能促進經濟增長。第三步［列（3）］IFI回歸系數與中介變量（LnGDP）回歸系數均顯著為正，經濟增長機制具有部分中介效應，數字普惠金融能通過促進經濟增長提升居民收入水平、優化收入分配結構，促進共同富裕，驗證假設H2。技術創新機制方面，第二步［列（5）］IFI回歸系數顯著為正，數字普惠金融能緩解企業融資困境，促進技術創新。第三步［列（6）］IFI回歸與中介變量（Tec）回歸系數顯著為正，技術創新機制同樣具有部分中介效應，數字普惠金融也能通過促進技術創新，提高人民物質生活質量，促進公共服務均等化以優化收入分配結構，最終促進共同富裕，驗證假設H3。

五、結論與建議

實證研究表明：（1）數字普惠金融促進共同富裕的實現，其三個子維度也均對共同富裕有促進作用。（2）空間計量分析發現一省數字普惠金融對本省共同富裕水平提升具有顯著的正向促進作用；但基于鄰接權重矩陣與經濟距離矩陣的空間回歸結果表明，一省數字普惠金融對鄰省的共同富裕具有負向的空間溢出效應，不利于共同富裕的實現。（3）空間區域異質性分析發現，東部與西部地區數字普惠金融對共同富裕具有顯著正向作用，中部地區正向，但不顯著；空間溢出效應方面，西部地區有顯著正向的空間溢出效應，東部地區則有顯著負向的空間溢出效應，中部地區有負向溢出效應，但不顯著?？臻g結構異質性分析發現，覆蓋廣度對共同富裕無顯著空間溢出效應，而使用深度則對其有顯著負向空間溢出效應，數字化程度對其有顯著正向空間溢出效應。（4）機制分析發現數字普惠金融能通過促進經濟增長與技術創新而促進共同富裕實現。

根據上述結論結合中國實際情況，提出以下建議：（1）完善金融與數字基礎設施建設，加強數字普惠金融相關知識的普及，提高數字普惠金融的接受程度，加快數字化建設，因地制宜，繼續推進各地區數字普惠金融深入發展以擴寬數字普惠金融的應用范圍，真正實現發展數字普惠金融促進共同富裕目標。（2）各省注意省內數字普惠金融發展，促進省內共同富裕實現。（3）東部與中部更注重相鄰省份之間數字普惠金融以及生產要素的協調發展，改善數字普惠金融的負向溢出效應，推動區域共同富裕水平提升；西部則需要繼續加強省際經濟協調發展，利用好數字普惠金融的正向空間溢出效應，帶動西部地區共同富裕水平的整體提升。（4）推動技術創新與經濟增長以促進地區共同富裕水平提升。利用數字普惠金融賦能技術創新與經濟增長，全面提升人民整體的收入水平、生活質量，做大“蛋糕”與分好“蛋糕”并行，逐漸實現共同富裕。

注釋：

① 由于數據缺失，樣本不包括上海及港澳臺地區，同時2022年的部分指標數據缺失，因此，文章選取2011—2021年數據。

② 2021年銀行業金融機構營業網點數用年中數據代替。

③ 空間計量中LR檢驗表明時間固定效應模型優于雙向固定與個體固定效應模型，為了保持文章基礎面板模型的一致性，采用時間固定效應模型進行基礎回歸。

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On the Impact of Digital Inclusive Finance on Common Prosperity

—Empirical Research Based on Spatial Measurement

Abstract：Based on the general data of 30 provinces from 2011-2021， this paper uses fixed effect model， spatial econometric model and intermediary model to study the impact and mechanism of digital inclusive finance on common prosperity. The results show that digital inclusive finance has a significant positive effect on improving the income level of residents， narrowing the income gap， and promoting common prosperity; there is a significant gap in economic development between provinces in China， and digital inclusive finance has a significant negative spatial spillover effect on common prosperity， with regional and structural heterogeneity in its impact; economic growth and technological innovation have a mediating effect on common prosperity. Economic growth improves social welfare levels， while technological innovation promotes equalization of public services， which is conducive to achieving common prosperity.

Key words：digital inclusive finance; common prosperity; economic growth; technological innovation