数字普惠金融促进共同富裕的效应与机制——基于地级市面板数据的实证分析

杨 慧，李 波，2

（1.中南民族大学 经济学院，湖北 武汉 430074；2.中南民族大学 共同现代化研究院，湖北 武汉 430074）

共同富裕是实现中国式现代化的本质要求，共同富裕的关键是消除城乡二元结构。党的二十大报告提出：“全面建设社会主义现代化国家，最艰巨最繁重的任务仍然在农村。坚持农业农村优先发展，坚持城乡融合发展，畅通城乡要素流动”，“发展乡村特色产业，拓宽农民增收致富渠道”，“巩固拓展脱贫攻坚成果”，“完善农业支持保护制度，健全农村金融服务体系”[1]。《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》明确提出，“坚持共同富裕方向”，到2035年，“人的全面发展、全体人民共同富裕取得更为明显的实质性进展”[2]。提高低收入群体收入水平，缩小不同收入水平群体的差距，是实现共同富裕的基础。金融支持是减贫增收的重要方式，金融发展能够促进经济增长，但是传统的金融资本追求盈利最大化的本性使得中低收入群体等被排斥在金融体系之外，传统的物理网点金融发展模式难以满足农村金融服务的需求，阻碍了农户的投融资行为，缩小了农业生产性固定资产的投资规模，从而降低了农业生产效率[3]，数字普惠金融凭借低成本、广覆盖的特点，将金融服务惠及包括农村居民在内的“长尾”群体。探讨数字普惠金融与共同富裕之间的作用机制，对于贯彻新发展理念、构建新发展格局、实现高质量发展具有重要的现实意义。

梳理相关文献发现，从20世纪70年代中期开始，学界围绕共同富裕展开讨论，在不同历史阶段共同富裕的内涵并不一样，随着“十四五”规划再次提出共同富裕目标，学界围绕政策内涵、指数测算和实现路径及成效等方面对该问题再次开展了大量研究。以李实等为代表的学者对共同富裕的政策内涵及实现路径进行了探讨[4]；以刘培林等为代表的学者围绕总体富裕程度和社会发展共享程度两个方面对共同富裕进行测度和量化分析[5]；以田瑶等为代表的学者在已有研究基础上，探讨了数字普惠金融与共同富裕之间的作用机制，构建指数并进行测算[6]；以陈东平、张勋等为代表的学者对数字普惠金融与共同富裕的减贫成效及经济增长效应进行了评价[7][8]。

关于数字普惠金融与共同富裕之间的作用机制，可以从宏观、中观和微观三个层面进行总结。宏观层面通过影响经济增长模式和金融发展，改善城乡收入分配差距；中观层面通过优化资源配置，进行技术创新，实现产业结构调整和升级，推动一二三产业融合；微观层面通过促进创业就业、降低金融门槛、改善公共服务、扩大消费和减贫等实现共同富裕。数字普惠金融的出现缓解了经济社会发展的不平衡不充分，调整了收入分配结构，促进了发展成果的分享和社会财富的合理化。

数字普惠金融以其普惠性的特性，覆盖面广、使用程度深和数字化，着力于缩小城乡收入差距。农业发展是经济发展的基础和前提，实现乡村振兴，关键在于乡村产业振兴。陈锡文依据党的十九大报告的要求提出，通过优化农业产业结构和提升农业资源利用效率建立产业体系[9]。以数字普惠金融为抓手，为乡村产业发展铺路，实现农村发展、农民富裕的目标。但是目前数字普惠金融在打通农村金融服务之路方面还剩“最后一公里”，能否为乡村产业发展注入金融活力还有待进一步研究。目前，基于省级层面的实证研究偏多，基于地市级数据，将数字普惠金融、乡村产业振兴和共同富裕纳入同一框架进行研究的成果有待进一步丰富。本文参考已有研究，结合数字普惠金融的功能，创新性构建乡村产业振兴指数，从乡村产业振兴的角度出发，探索数字普惠金融与共同富裕的影响效应及作用机制。

一、研究假设

（一）数字普惠金融对共同富裕的直接效应

数字普惠金融借助数字平台吸收社会资本，降低融资成本，打通社会资金融通渠道，促进直接融资发展[10]。金融机构通过降低金融服务的门槛效应、缓解信贷约束、提升金融服务可得性等惠农服务，将资本运用于农业农村建设中。引导资本流向小微企业，引导资金流向实体经济，激发农村创业活力，使农村创业者能够获得更多资金资源禀赋，从而增加农村地区收入，缩小收入差距，发挥对贫困人群的溢出效应。基于此，提出假设1。

假设1：数字普惠金融对共同富裕有直接促进作用。

（二）数字普惠金融对共同富裕的间接效应

乡村要振兴，产业须兴旺，现代农业要求有一定规模经营的价值链、供应链和产业链，这必然需要大量的资金投入，离不开金融服务的支持[9]，而逐渐完善的农业现代化系统拓宽了农民增收致富的渠道[11]。根据索洛的经济增长理论，经济增长能够推动技术进步，从而促进产业结构调整和优化，再次推动经济效率的提高，以此形成一个收入增长双向循环模式。

数字普惠金融通过发挥数字化和普惠金融功能，优化资源配置，推动产业结构升级[12]，推动农村产业融合[13]，以信息化带动农业产业化，以大数据为支撑发展乡村电子商务，促进创新创业，促进城乡要素融合，解决就业问题，增加农户收入，变“输血”为“造血”，缩小城乡收入差距[14]。基于此，提出假设2。

假设2：数字普惠金融通过乡村产业振兴能促进共同富裕。

（三）数字普惠金融对共同富裕的门槛效应

乡村产业振兴是解决“三农”问题、确保农户切实增收的关键，是有效巩固脱贫攻坚成果同乡村振兴有效衔接的重要内容[15]，对共同富裕水平有显著影响。各地区资源禀赋不同，这将对各地农业产业投入、农业产业融合及产业结构升级等方面产生影响。另外，由于各地乡村产业振兴程度存在一定差异，相较中西部地区，东部地区可能更有优势。因此，在各地级市乡村发展程度存在差异的客观背景下，普惠金融对地区共同富裕的影响可能存在异质性特征。在将乡村产业振兴引入普惠金融对共同富裕影响范畴后，进一步验证区域发展差异背景下普惠金融对共同富裕程度的非线性影响。基于此，提出假设3。

假设3：乡村产业振兴对数字普惠金融与共同富裕具有门槛效应。

二、研究设计

（一）研究方法

文章的变量是通过构建水平指标体系形成，参考已有研究，在筛选出合适的指标后，需要对指标进行赋权。参考张挺等人[16]的办法，通过对数据逆向化和标准化处理后进行熵权法降维处理，得到对应的指数，处理过程如下：

（2）计算第i年第j项指标值的比重

（3）计算指标信息熵：ej=

（4）计算信息熵冗余度：dj=1-ej

（6）单项指标评价得分：Sij=Wi×Xij，其中，Xij代表第i年第j项评价指标的数值，k=lnm，m为评价年数，n为指标个数。

（二）变量选取与说明

1.被解释变量：共同富裕（lnCPD）。参考刘培林[5]等人的做法，从改善城乡收入差距、共享发展成果两个方面来解释，分别定义为富裕度（Aff）和共同度（Com）。富裕度是指通过系列举措，提高农村居民收入水平，缩小城乡收入差距，选取了人均GDP、城镇居民人均可支配收入、农村居民人均可支配收入、城镇单位就业人员平均工资、城乡居民年末人均储蓄余额、城乡居民收入倍差等指标。共同度综合体现了科教文卫及社会保障发展水平，人居环境显著提升，病有所医，老有所依，教有所学，社会服务更加均等化。选取的指标是：科教投入占财政支出比重、普通本专科在校学生人数、职业医生数、每千人床位数、各市PM2.5浓度均值、公共图书馆图书总藏量、生活垃圾无害化处理率、生活污水处理率、失业保险参保人数、人口城镇化率等。具体指标选取与赋权结果如表1所示。

表1：共同富裕评价指标体系

2.核心解释变量：数字普惠金融（lnFin）。文章使用北京大学数字金融研究中心和蚂蚁金服集团共同编制的中国数字普惠金融作为衡量地区数字普惠金融发展的指标。

3.解释变量：乡村产业振兴（Indu）。依据对乡村产业振兴的界定及钟甫宁等学者的研究，文章从农业生产投入水平、产业融合发展水平、产业结构升级水平三个方面进行解释[17]，具体如下。（1）农业生产投入水平（Induinput）代表农业生产力，选取农村用电量、单位播种面积机械动力作为衡量指标。（2）产业融合发展水平（Inducon）代表二、三产业投入的劳动力情况和二、三产业产值情况，将农业产业从第一产业扩展到二、三产业，延长产业链，激发附加价值，同时将农村劳动力转移到二、三产业，制造更多劳动产值。选取二、三产业从业人员比重和二、三产业产值占GDP比重作为衡量指标。（3）产业结构升级水平（Industruc）代表改造传统产业，发展新兴产业，参考袁航、付凌晖、刘伟等人的做法，将产业结构合理化和产业结构高级化作为衡量指标[18][19][20]。具体指标选取与赋权结果如表2所示。

表2：乡村产业振兴评价指标体系

4.控制变量：为了更好地观察数字普惠金融发展水平对共同富裕的影响，还需控制其他影响共同富裕的因素。文章选取了4个控制变量：绿色发展技术水平（lnGrepat），使用绿色专利授权数取对数进行衡量；互联网发展水平（lnINT），使用国际互联网用户数取对数来衡量；金融发展水平（lnLoan），使用年末金融机构各项贷款余额取对数来衡量；教育师资投入水平（Tearatio），使用普通中学师资比来衡量。

（三）模型设定

1.为研究数字普惠金融发展对共同富裕的影响，验证“数字普惠金融发展水平—乡村产业振兴—共同富裕”这一传导路径是否存在，根据理论分析，参考江艇[21]的研究，构建产业振兴中介效应估计模型。首先，建立模型（1），考察数字普惠金融发展水平对共同富裕的直接影响。

其次，以乡村产业振兴作为被解释变量，建立模型（2），考察数字普惠金融发展水平对乡村产业振兴的影响。

最后，将数字普惠金融发展水平和乡村产业振兴水平纳入模型（3），探究乡村产业振兴水平在数字普惠金融与共同富裕的关系中是否存在中介效应。

2.探索乡村产业振兴对数字普惠金融与共同富裕的门槛效应，设定模型：

adjit表示门槛变量，I（·）是示性函数，当括号内条件满足时，I（·）取值为1；反之，取值为0。其中：lnCPDit为i地区t年份共同富裕水平；lnFinit为i地区t年份数字普惠金融的发展水平；Induit为i地区t年份乡村产业振兴水平；∑Xit为控制变量，包括金融发展水平、教育师资投入水平、绿色发展技术水平、互联网水平。μi表示地区固定效应，σt表示时间固定效应，εit为随机干扰项。

（四）数据来源及说明

文章选取273 个地级市2011—2019年的数据为样本，数据来源于《中国城市统计年鉴》官方网站公布数据、国家统计局、地方统计年鉴等，变量的描述性统计如表3所示。

表3：变量描述性统计

三、实证结果与分析

（一）基准回归分析

表4 显示运用双固定效应模型分析数字普惠金融发展水平对共同富裕的直接影响，其中列（3）和列（4）是在列（1）和列（2）基础上对样本数据进行1%截尾处理的结果。计量结果显示，进行截尾处理后的回归系数明显增加，因此下文的数据均采用截尾处理数据。列（3）表示数字普惠金融水平与共同富裕之间的直接效应系数为2.459，而在添加控制变量后，系数为1.757，结果通过了1%显著性检验且为正，说明数字普惠金融对共同富裕的直接促进作用检验成立。

表4：基准回归结果

（二）中介机制分析

为探究数字普惠金融对共同富裕的影响机制，验证假设2，文章采用中介效应检验方法，实证检验了乡村产业振兴在数字普惠金融与共同富裕之间的中介效应，检验结果如表5所示。

通过列（1）—列（3）的回归结果可以看出，“数字普惠金融—乡村产业振兴—共同富裕”这一传导机制成立。数字普惠金融发展水平对共同富裕发展水平的直接效应α1=1.749，数字普惠金融发展水平对乡村产业振兴发展水平的直接效应β1=2.469，加入乡村产业振兴这一中介因素后，数字普惠金融发展水平对共同富裕发展水平的效应为γ1=1.511，乡村产业振兴对共同富裕的效应为γ2=0.096，α1和γ1的值不同，说明中介效应为不完全效应，对比总效应，乡村产业振兴的中介效应占13.55%，假设2得到验证。

（三）稳健性检验与内生性检验

文章使用了更换被解释变量、剔除部分变量和增加工具变量、使用滞后一期和二期的解释变量等方法进行稳健性检验，如表6所示。

1.更换被解释变量。将地区生产总值取对数代替共同富裕，实现共同富裕，离不开经济发展，共同富裕程度高的城市，其经济发展程度相应也高，因此，用地区生产总值进行替代。回归检验结果系数为正，在1%水平下显著，如列（1）所示，与基准回归的结果基本一致，证明结论稳健。

2.增加工具变量。使用滞后一期的被解释变量共同富裕作为工具变量，对数字普惠金融、乡村产业振兴和共同富裕三者之间进行模型估计，回归结果系数为正，在10%水平下显著，回归结果如列（2）所示，证明结论稳健。

3.剔除部分变量，进一步验证数字普惠金融对共同富裕的影响效应，剔除北京市、上海市、天津市、重庆市等四个直辖市进行模型估计，回归结果如列（3）所示，系数为正，在1%水平下显著，与基准回归的结果基本一致，证明结论稳健。

4.为缓解变量之间的内生性问题对结论的影响，将解释变量滞后一期和滞后二期进行回归估计，如列（4）、列（5）所示，系数显著且为正，证明结论稳健。

（四）门槛回归检验

将数字普惠金融水平和乡村产业振兴水平设置为门槛变量，在估计门槛模型之前，首先基于Hansen（1999）的方法进行了面板门槛效应检验。经过“自助法”（boor-strap）反复抽样500次后，结果表明，数字普惠金融和乡村产业振兴对共同富裕分别通过了单门槛效应检验和双门槛效应检验，结果如表7的列（1）和列（2）所示，说明数字普惠金融对共同富裕的影响是非线性的。为进一步研究对共同富裕单维度的影响，文章将共享发展成果和改善收入差距两个指标纳入研究进行门槛效应检验，数字普惠金融和乡村产业振兴对共享发展成果均通过了双门槛效应检验，对改善收入差距发展水平分别通过了单门槛效应检验和双门槛效应检验，如表7的列（3）—列（6）所示。

表7：门槛检验结果

以数字普惠金融作为门槛变量。数字普惠金融对共同富裕的影响划分为两个区间，当数字普惠金融超过门槛值5.453 时，估计系数从0.128 增长到0.138，数字普惠金融显著促进共同富裕，并且效果有提升。将数字普惠金融对共享发展成果的影响划分为三个区间，当数字普惠金融介于门槛值4.15和5.37的三个区间时，数字普惠金融对共享发展成果的估计系数分别为0.402、0.375、0.39，说明数字普惠金融显著促进了共享发展成果，但是在中间阶段效果有所减弱。将数字普惠金融对改善收入差距的影响划分为两个区间，当数字普惠金融超过门槛值5.647时，估计系数从0.076增长到0.09，说明数字普惠金融显著缩小收入差距，并且随着数字普惠金融水平的提升，这种效应也在增强。

以乡村产业振兴作为门槛变量。将数字普惠金融对共同富裕的影响划分为三个区间，当乡村产业振兴分别介于门槛值2.966 和5.319 三个区间时，数字普惠金融对共同富裕的估计系数分别为0.115、0.121、0.137。当乡村产业振兴分别介于门槛值2.167 和2.48 三个区间时，数字普惠金融对共享发展成果的估计系数分别为0.263、0.274、0.286。当乡村产业振兴分别介于门槛值3.764 和5.391两个区间时，数字普惠金融对共享发展成果的估计系数分别为0.069、0.081、0.097。比较这三组情况，不管从哪个维度来看，均说明随着乡村产业振兴的提升，数字普惠金融对共同富裕的效应持续显著增强。

综上可得，数字普惠金融对共同富裕的影响是正向显著的，具有“边际效益”递增的非线性特征，而且随着门槛值的提高，数字普惠金融对共同富裕的促进效应也随之增加。假设3成立。

（五）进一步检验

按照大数据平台试验区、粮食生产功能区及城市分类等三个方法进行分组，利用中介效应模型进行检验，结果如表8所示。大数据平台试验区的效应（1.598）＞非试验区的效应（1.460），说明大数据平台试验区的推广建设能辐射带动更多的农户。而在粮食主销产平衡区，平衡区的带动效应（2.237）＞主产区（1.816）的带动效应＞主销区的带动效应（0.963），主销区的数字化程度要比主产区强，但是最终作用强度却不及主产区，说明共同富裕的实现，数字化建设并不占绝对的主导，需要依托农村地区的资源禀赋。再从城市分类来看，二线城市的效应（2.195）＞一线城市的效应（1.581）＞其他城市的效应（0.979），其他城市在资源禀赋上更占优势，但是效应并非最强，这说明实现共同富裕也不仅仅是看资源禀赋。综合这三组的结果，说明共同富裕的实现既要有资源禀赋优势，又要有较高的数字化金融科技水平，脱离了以农业农村为重心的经济社会发展，难以实现共同富裕；脱离了技术进步、金融支持的农业农村发展，也难以实现共同富裕，以乡村产业振兴为传导机制，数字普惠金融能够更好地促进共同富裕。

表8：分组检验结果

进一步采用样本分层检验方法，对过程中的效应趋势进行研究。如表9 所示，列（1）—列（5）是数字普惠金融在0.1Q、0.25Q、0.5Q、0.75Q、0.9Q 水平下的直接效应，列（6）—列（10）是添加乡村产业振兴这一中介变量后的总效应。通过比较同一分位数上估计系数的值发现，在0.5 分位之前，比较列（1）—列（3）、列（6）—列（8），数字普惠金融对共同富裕的促进作用呈现先下降再上升的趋势，并且在乡村产业振兴传导作用下，相比没有这一机制，整体效应要强。但是在0.5分位点之后，比较列（4）—列（5）、列（9）—列（10），数字普惠金融对共同富裕继续发挥较强效应且逐渐趋于平稳，整体效应超过有乡村产业振兴这一中介因素，乡村产业振兴在这一过程中效应有所减弱。这说明在样本的分位数层面，随着产业结构优化，地方主导产业完善，共同富裕的发展呈U 型趋势。在实现共同富裕前期，依托农村资源禀赋的产业发展为农民增收提供了很好的机会，但是随着经济的发展，产业结构逐渐健全合理，资源禀赋优势并不明显，以数字普惠金融为代表的数字化市场活动反而成为经济增长的主动力。

表9：分位数检验结果

四、结论及启示

通过选取2011—2019年273个地级以上城市面板数据为研究样本，从乡村产业振兴角度切入，综合运用中介效应模型、面板门槛模型，分析了数字普惠金融对共同富裕的影响效应及作用机制。研究表明：（1）数字普惠金融能够显著促进共同富裕；（2）乡村产业振兴在数字普惠金融对共同富裕的影响过程中发挥着中介效应，即存在“数字普惠金融—乡村产业振兴—共同富裕”的传导机制；（3）数字普惠金融、乡村产业振兴均对共同富裕的促进作用分维度存在单重或双重门槛效应，随着门槛值的提高，对共同富裕水平的提升越显著；（4）进一步分组检验显示，数字普惠金融对共同富裕的作用机制存在区域异质性，在大数据综合试验区的作用效应要强于非试验区，在粮食产销平衡区的作用效应依次强于主产区、主销区，在二线城市的作用效应依次强于一线城市、其他城市，说明实现共同富裕，既要有资源禀赋优势，又要有较高的数字化金融科技水平。在样本的分位数层面，随着产业结构优化，地方主导产业完善，数字普惠金融对共同富裕的作用效应强度呈先弱后强的U 型趋势，乡村产业振兴的传导效应强度呈先强后弱的趋势。

本研究结果对于解决“三农”问题、实现共同富裕目标提供了有益启示。首先，在金融市场方面，金融政策以产业发展为媒介实现惠民惠农，发挥金融资本效应，畅通资本的可接触性，提高资本使用效率，同时完善金融服务诚信体系建设，建立良好有序的金融借贷服务环境，让金融力量切实推动农村的发展建设。其次，在要素市场方面，打通要素流通渠道。实现产业升级离不开人才、技术和资本，而农业技术的创新升级需要投入，优质优产的农产品才能在大量同质化的市场中脱颖而出，形成竞争力。再次，在产业发展方面，依托数字经济浪潮，运用互联网、物联网打造农产品全产业链，形成有地方特色的主导产业。最后，在政策方面，根据中西部地区资源禀赋差异及比较优势，实施差异化乡村发展战略。