数字普惠金融对共同富裕影响研究

张海燕 田孟乡

摘 要：依据2011—2021年30个省级面板数据，运用固定效应模型、空间计量模型、中介模型，考量数字普惠金融对共同富裕的影响及机制。结果显示：数字普惠金融能改善居民收入水平、缩小居民收入差距，对共同富裕呈正向作用，同时具有区域异质性与结构异质性，呈负向空间溢出效应；经济增长与技术创新对共同富裕具有中介效应，经济增长提高社会福利水平，技术创新促进公共服务均等化，有利于共同富裕实现。

关键词： 数字普惠金融；共同富裕；经济增长；技术创新

中图分类号：F49；F832；F126  文献标识码： A    文章编号：1003-7217（2024）01-0119-08

一、引 言

共同富裕是社会主义社会发展的本质要求。近10年来，我国的基尼系数虽呈递减趋势，但依然处在0.4的警戒线之上，居民收入差距较大，贫富分化形势严峻，共同富裕建设任重道远。平等拥有获取资源、资金机会是低收入群体提高收入，实现共同富裕必由之路。但在市场金融下，部分低收入群体被金融排斥，失去了获得金融资源及从事经营性生产和自我发展的机会。金融排斥下，低收入居民收入难以提高，社会贫富差距加大，也阻碍了共同富裕进展，因此提出普惠金融。

伴随数字技术在金融领域的广泛运用，有数字技术加成的数字普惠金融为中小微企业、农村地区以及低收入人群等提供可负担的金融服务，对实现普惠金融“普”与“惠”的特性，切实改善金融资源获取不公平的现状，更好地发挥金融体系的功能，缩小收入差距，全面提升收入水平，共享公共产品和社会福利，推动共同富裕实现进程，有着重要作用。因此，深入研究数字普惠金融对共同富裕的影响与机制具有重要意义。

共同富裕的研究主要从其定义、内涵出发。共同富裕即全民富裕，是全体人民都过上基本需求与高层次需求能得到满足的生活[1]。从经济学角度来看，“富裕”是人的物质、精神需求都能得到满足，但共同富裕并不代表同时富裕、同等程度的富裕，而是生活水平差距保持在合理范围内的共同富裕[2]。实现共同富裕，需要全体人民共发展、共创造[3]，中国式现代化的共同富裕，必须健全收入分配制度体系、打通要素流通壁垒、推动绿色发展、补全公共服务短板[4]。

数字普惠金融对共同富裕作用机制的相关研究，余江龙等指出数字普惠金融通过提升各地区资本配置效率与创业水平促进共同富裕[5]；尹应凯与陈乃青从物质富裕、精神富裕、社会共享性三个方面构建共同富裕指数，发现数字普惠金融与共同富裕呈正U形关系，数字普惠金融通过促进消费升级、提高经济活力推动居民共同富裕[6]；陈海波和姜熠洁指出，数字普惠金融惠及农民、女性等“长尾群体”，促进农村居民、女性就业，最终促进共同富裕[7]；王瑛等认为数字普惠金融提升支付便利程度、缓解融资约束，提高居民消费水平，促进消费升级，促进共

同富裕[8]；数字普惠金融减少信息不对称，缓解资金约束，促进技术扩散，提升农业全要素生产率、交通基础设施水平，促进共同富裕[9]。

本文重点关注数字普惠金融对共同富裕的空间效应。通过构建共同富裕指标体系，测算共同富裕指数，采用空间计量实证方法，考量数字普惠金融对共同富裕的影响、空间效应；用三步式中介效应模型进一步分析数字普惠金融通过经济增长、技术创新最终影响共同富裕的作用机制。

二、理论分析与研究假说

（一）数字普惠金融影响共同富裕的直接效应

数字普惠金融通过不同路径促进共同富裕。其一，数字普惠金融提高居民整体收入水平[10]。数字普惠金融延续金融深化对经济发展的积极作用[11]，以数字化优势提升金融体系整体运行效率，增加经济体的实际货币余额，提高人们的实际购买力。且数字普惠金融的便利性能增加社会整体的储蓄与投资，财产性收入增长，居民收入提高。其二，数字普惠金融提升金融资源获取的公平性、缩小人民之间的收入差距[12]。数字普惠金融给农村地区、中小微企业等无法获得常规金融服务的群体提供了获取金融资源的途径。农户获得金融资源以后，进行专业性生产，经营性收入增长；中小微企业获得信贷资金后，创造更多就业岗位，务工人员的工资性收入增加，中小微企业的收入增长，带动当地财政收入增长。数字普惠金融弥补传统金融资源获取不平等的短板，带动低收入群体的收入增长，缩小居民整体的收入差距。不少学者运用实证方法证明了数字普惠金融能对共同富裕产生积极的正向影响[13]。由此，提出假设1：

H1 数字普惠金融对共同富裕具有正向影响。

（二）数字普惠金融影响共同富裕的间接效应

1.经济增长。数字普惠金融促进经济增长[14]。微观上，数字普惠金融通过对家庭消费和企业投资发生作用。数字普惠金融减轻个人或家庭的流动性约束，提高短期收入水平，有助于消费由基础向发展与享受型转变，消费升级[15]；且数字普惠金融的廣泛普及，丰富农户金融知识、降低风险厌恶、提高农户信息可得性、缓解信贷约束，从而促进农户创业、专业化，促进经济增长[16]；数字普惠金融改善企业的融资环境，企业投资增长，推动产业结构的不断优化[17]，从而促进经济发展，推动共同富裕的实现。宏观上，数字普惠金融通过经济增长提高社会公共服务水平和福利水平，发挥经济增长的减贫效应，缩小居民收入差距，优化收入分配结构[18]。同时经济发展创造更多就业岗位，提高社会就业水平，促进文化多元发展，有助于社会安定和谐，带动社会各个领域的繁荣发展，人民收入、生活质量整体提升，促进共同富裕的实现。由此，提出假设2：

H2 数字普惠金融能通过经济增长促进共同富裕。

2.技术创新。数字普惠金融降低中小企业融资成本，拓宽获取资金的途径，更好地为其提供便捷的金融服务，提高结算、融资效率，分散风险，缓解其融资约束[19]，推动企业技术创新活动。同时，数字普惠金融还通过刺激消费需求、改变消费结构[20]，反向刺激企业根据消费者需求创新产品，提升技术创新水平，提高社会整体技术创新。技术创新推动共同富裕路径：技术创新提高资源利用效率，推动规模经济实现，降低生产成本，商品价格下降，人民相对收入水平上升；技术创新促进新产业与新产品的产生，改善现有产品与服务质量，提升人民物质生活质量；技术创新提高医疗、教育等基础公共服务能力，公共服务供给增加，共享社会福利；技术创新提升生态环境保护与治理的能力，社会治理体系的完善，全面提升人民的物质生活质量与精神享受，最终推动共同富裕目标的实现。因此，数字普惠金融能通过推动技术创新来推动共同富裕的实现。由此，提出假设3：

H3 数字普惠金融能通过推动技术创新而促进共同富裕。

综上所述，数字普惠金融影响共同富裕的作用机理如图1所示。

三、变量设定与模型构建

（一）指标选取与数据来源

选取2011—2021年间，中国30个省（区、市）的有关数据作为样本，考察数字普惠金融对中国实现共同富裕的具体影响。文章使用的数据主要来源于国家统计局数据、EPS数据库数据、国泰安数据库数据以及《北京大学数字普惠金融指数》，缺失数据利用相邻年份数据的平均值进行补充。

1.被解释变量：共同富裕指數（CP）。文章借鉴孙豪和曹肖烨[21]的做法，从富裕程度与共享程度出发构建共同富裕指数一级指标体系，具体指标选取如表1所示。

从三级指标数据出发，利用熵值法进行测算，以客观评价各地区共同富裕的程度，同时为了与数字普惠金融指数单位尽量统一，文章将熵值法测算的结果全部乘100得到共同富裕指数。

2.核心解释变量：数字普惠金融指数（IFI）。文章选取北京大学数字普惠金融指数[22]作为核心解释变量。此外文章还采取覆盖广度、使用深度、数字化程度三个一级指标。

3.主要控制变量。文章借鉴已有研究文献，选取以下5个变量作为主要控制变量。城镇化率（Urb），城镇人口占常住人口比率；政府参与度（Gov），一般公共预算支出比GDP；经济开放度（Open），进出口总额比GDP；产业结构升级（IS），二、三产业增加值和比GDP；银行业金融机构营业网点机构个数（Fin）。

4.中介变量：研究选取经济增长与技术创新作为中介变量，其中经济增长（LnGDP）用人均GDP对数指代，技术创新（Tec）则采用经过最大最小标准化处理后的专利申请授权书数指代，具体公式如下（i为个体即省份）：

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

各变量描述性统计见表2。

（二）模型构建

文章选取面板时间固定效应模型作为文章的基准回归模型，模型设定如下：

其中下标i代表个体也即模型中的省份，t表示时间（2011—2021），β0表示常数项，μt表示时间固定效应，εit表示随机误差项，CP是被解释变量表示共同富裕指数，IFI是核心解释变量即数字普惠金融指数，X是控制变量。

伴随区域间资金等生产资源流动更加方便、频繁，数字普惠金融通过数字化技术向经济欠发达地区和群体扩散金融资源，改变原来的资源配置和收入分配，这让数字普惠金融与共同富裕可能存在空间上的关联。资金等生产要素在不同发展程度、不同发展阶段的区域间流动时具有不同的空间效应。因此，研究选取空间杜宾模型［SDM（3）］、空间误差模型［SEM（4）］与空间滞后模型［SAR（5）］对数字普惠金融可能对共同富裕产生的空间效应进行进一步研究，模型设定如下：

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为空间自相关系数，λ表示空间误差自相关系数，W为空间权重矩阵，θ、σ、φ反映了自变量对因变量的影响，x表示核心解释变量与控制变量，y表示被解释变量，μt为时间固定效应，ε1it、ε2it、ε3it为各模型的随机误差项。

机制检验部分，文章借鉴温忠麟和叶宝娟［23］的三步式中介效应模型进行机制检验，模型设定如下：

μt+ε6it（8）

其中，ε4it、ε5it、ε6it，表示各模型的随机误差项，MED是中介变量，文章设定为经济增长与技术创新。在式（7）中α1显著的条件下，式（8）中γ1和γ2都显著，说明数字普惠金融对共同富裕有部分中介效应，若式（8）中γ1不显著，而γ2显著则表明数字普惠金融对共同富裕存在完全中介效应。

四、实证结果分析

（一）基准回归与内生性检验

考虑到自相关和异方差问题，文章采用聚类稳健标准误进行估计，基准回归结果如表3所示。其中列（1）到列（4）为时间固定效应模型结果，且其核心解释变量依次为数字普惠金融指数、数字普惠金融覆盖广度、数字普惠金融使用深度及数字化程度。对于模型存在的内生性问题，文章选取核心解释变量的滞后期作为工具变量，利用两阶段最小二乘法进行估计，表中列（5）到列（8）即为工具变量法回归结果，其核心解释变量顺序与前4列顺序相同，同时各列Hansen检验值依次为0.9481、0.6095、0.1129、0.5663，均大于0.1，工具变量选取有效。第（1）与第（5）列结果均显示IFI回归系数为正，说明数字普惠金融对共同富裕具有显著的正向促进作用，验证文章假设H1。同时数字普惠金融覆盖广度、数字普惠金融使用深度及数字化程度的回归系数在两种估计方式下都显著为正，表明数字普惠金融三个子维度均对共同富裕有正向促进作用。

（二）空间效应

构建基于各省相邻关系的邻接空间权重矩阵，利用全局莫兰指数对变量的空间自相关性进行检验，测算结果拒绝无空间自相关的原假设；利用LM检验空间误差和空间滞后的检效应是否存在，结果表明两种空间效应均存在，本研究可以采取空间计量模型进行分析。

最后利用LR方法检验时间固定效应、个体固定效应与双向固定效应模型的适用性，双向固定效应与个体固定效应检验结果拒绝原假设（P=0.000），而双向固定效应与时间固定效应结果接受原假设（P=0.181），表明时间固定效应模型优于双向固定与个体固定效应模型。

基于邻接空间权重矩阵的空间计量回归结果见表4，列（1）到列（3）依次为空间杜宾模型、空间滞后模型与空间误差模型回归结果，列（4）到列（6）为空间杜宾模型估计的解释变量对被解释变量的直接、间接与总效应影响。SDM、SAR的ρ与SEM的λ分别在5%与1%的水平上显著，表明在邻接空间权重矩阵下，三种估计模型结果均有效。

具体的，列（1）到列（3）结果均显示核心解释变量IFI的回归系数为正且显著，再一次说明数字普惠金融能显著促进地区共同富裕水平的提升。列（4）到列（6）的结果显示直接效应显著为正，这说明在邻接空间权重矩阵下，一省的数字普惠金融对本省的共同富裕水平提升有正向促进作用。而间接效应显著为负，其他省份的数字普惠金融发展，会对本省共同富裕水平提升造成显著的负向影响，也即数字普惠金融对共同富裕具有负向的空间溢出效应，这也证明了各省份间数字普惠金融资源存在虹吸效应。总效应是直接效应与间接效应之和，总效应为负但不显著，说明一个省份的數字普惠金融对其他地区共同富裕水平的提升具有负向影响。

（三）空间效应稳健性检验

文章采取经济距离空间权重矩阵与地理距离空间权重矩阵对上述空间计量回归结果进行稳健性检验，结果如表5所示，其中列（1）到列（3）为基于经济空间权重矩阵的空间计量回归结果，列（4）到列（6）为基于地理距离空间权重矩阵的回归结果。核心解释变量IFI回归系数均显著为正，与基于邻接空间权重矩阵的空间计量回归结果一致，数字普惠金融对共同富裕产生显著的正向促进作用通过稳健性检验。

（四）空间效应异质性分析

1.区域异质性分析。为了进一步分析数字普惠金融对共同富裕的空间效应，文章按照已有研究方法将样本划分为东部、中部、西部三大地区。表6报告了基于邻接权重矩阵的空间杜宾模型（SDM）的区域异质性回归结果，其中列（1）到列（3）分别为东、中、西地区的空间杜宾模型主要回归结果，列（4）到列（6）为三大地区的空间效应分解结果。可以发现数字普惠金融指数（IFI）回归系数在东部与西部地区为正且显著，在中部地区为正但不显著，说明在东部与西部地区，数字普惠金融能显著促进共同富裕，而在中部地区数字普惠金融则对共同富裕无显著正向作用。对于空间效应分解结果，中部地区直接效应为正，间接效应与总效应为负，但三种空间效应均不显著，东部地区与西部地区的直接效应与总效应均显著为正，东部空间溢出效应显著为负，西部地区则具有显著的正向空间溢出效应，表明西部区域间经济协调发展程度相对较高，而东部地区协调发展程度则较低。

2.结构异质性分析。文章从覆盖广度、使用深度、数字化程度三个方面分析数字普惠金融对共同富裕的空间结构异质性效应。基于邻接空间权重矩阵的空间杜宾模型（SDM）结构异质性回归结果如表7所示，其中列（1）到列（3）分别为覆盖广度、使用深度、数字化程度的回归结果，列（4）到列（6）为三个子维度的空间效应分解结果。发现覆盖广度、使用深度回归系数显著为正，数字化程度回归系数为正但不显著。空间效应分解结果，覆盖广度对共同富裕的直接效应与总效应显著为正，但空间溢出效应不显著，使用深度对共同富裕有显著的正向直接效应与负向的空间溢出效应，数字化程度则对共同富裕有显著的正向空间溢出效应与总效应。

（五）机制检验

文章利用三步式中介效应模型进一步分析数字普惠金融影响共同富裕的具体机制进行检验。结果如表8所示，列（1）到列（3）为经济增长传导机制，列（4）到（6）为技术创新传导机制的三步回归结果。经济增长机制方面，第二步［列（2）］IFI回归系数显著为正，数字普惠金融能促进经济增长。第三步［列（3）］IFI回归系数与中介变量（LnGDP）回归系数均显著为正，经济增长机制具有部分中介效应，数字普惠金融能通过促进经济增长提升居民收入水平、优化收入分配结构，促进共同富裕，验证假设H2。技术创新机制方面，第二步［列（5）］IFI回归系数显著为正，数字普惠金融能缓解企业融资困境，促进技术创新。第三步［列（6）］IFI回归与中介变量（Tec）回归系数显著为正，技术创新机制同样具有部分中介效应，数字普惠金融也能通过促进技术创新，提高人民物质生活质量，促进公共服务均等化以优化收入分配结构，最终促进共同富裕，验证假设H3。

五、结论与建议

实证研究表明：（1）数字普惠金融促进共同富裕的实现，其三个子维度也均对共同富裕有促进作用。（2）空间计量分析发现一省数字普惠金融对本省共同富裕水平提升具有显著的正向促进作用；但基于邻接权重矩阵与经济距离矩阵的空间回归结果表明，一省数字普惠金融对邻省的共同富裕具有负向的空间溢出效应，不利于共同富裕的实现。（3）空间区域异质性分析发现，东部与西部地区数字普惠金融对共同富裕具有显著正向作用，中部地区正向，但不显著；空间溢出效应方面，西部地区有显著正向的空间溢出效应，东部地区则有显著负向的空间溢出效应，中部地区有负向溢出效应，但不显著。空间结构异质性分析发现，覆盖广度对共同富裕无显著空间溢出效应，而使用深度则对其有显著负向空间溢出效应，数字化程度对其有显著正向空间溢出效应。（4）机制分析发现数字普惠金融能通过促进经济增长与技术创新而促进共同富裕实现。

根据上述结论结合中国实际情况，提出以下建议：（1）完善金融与数字基础设施建设，加强数字普惠金融相关知识的普及，提高数字普惠金融的接受程度，加快数字化建设，因地制宜，继续推进各地区数字普惠金融深入发展以扩宽数字普惠金融的应用范围，真正实现发展数字普惠金融促进共同富裕目标。（2）各省注意省内数字普惠金融发展，促进省内共同富裕实现。（3）东部与中部更注重相邻省份之间数字普惠金融以及生产要素的协调发展，改善数字普惠金融的负向溢出效应，推动区域共同富裕水平提升；西部则需要继续加强省际经济协调发展，利用好数字普惠金融的正向空间溢出效应，带动西部地区共同富裕水平的整体提升。（4）推动技术创新与经济增长以促进地区共同富裕水平提升。利用数字普惠金融赋能技术创新与经济增长，全面提升人民整体的收入水平、生活质量，做大“蛋糕”与分好“蛋糕”并行，逐渐实现共同富裕。

注释：

① 由于数据缺失，样本不包括上海及港澳台地区，同时2022年的部分指标数据缺失，因此，文章选取2011—2021年数据。

② 2021年銀行业金融机构营业网点数用年中数据代替。

③ 空间计量中LR检验表明时间固定效应模型优于双向固定与个体固定效应模型，为了保持文章基础面板模型的一致性，采用时间固定效应模型进行基础回归。

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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