数字普惠金融、创业水平与共同富裕

2024-01-12巩艳红高金城

中国商论 2024年1期

巩艳红高金城

摘要：实现共同富裕是全体人民的美好愿望，大力发展数字普惠金融有助于促进公平、提高效率，推动共同富裕。基于此，本文使用2011—2020年我国31个省的面板数据，实证检验数字普惠金融对共同富裕的影响效应和促进机制。基准回归表明，数字普惠金融能有效促进经济发展，提升居民可支配收入水平；中介回归结果表明，数字普惠金融通过提升地区创业水平来促进各地经济增长、提升居民的可支配收入水平，从而促进共同富裕。在进行稳健性分析后，结果依然成立。

关键词：数字普惠金融；共同富裕；中介效应；稳健性分析；经济发展

本文索引：巩艳红，高金城.<变量 2>[J].中国商论，2024（01）：-036.

中图分类号：F832 文献标识码：A 文章编号：2096-0298（2024）01（a）--04

1 引言

习近平总书记在党的二十大代表大会上指出，中国式现代化是全体人民共同富裕的现代化。我国坚持把实现人民对美好生活的向往作为现代化建设的出发点和落脚点，着力促进全体人民共同富裕。经过几十年的发展，我国经济取得了历史性成就，但是由于地区资源约束、地理位置等原因，经济发展仍然面临着地区发展不平衡不充分的问题，对实现共同富裕的宏伟目标是一个巨大的挑战，因此如何推动共同富裕是当前经济发展的关键。随着科学技术的发展，推动数字化和信息化技术在金融领域的应用，数字普惠金融应运而生。数字普惠金融的出现有助于缓解企业融资约束，为经济发展提供活力，推动实现共同富裕的宏伟目标。

（1）数字普惠金融促进共同富裕的直接效应。宏观方面，数字普惠金融推动经济包容性增长，创造就业机会和岗位，提升居民收入水平，促进共同富裕。微观方面，数字普惠金融不仅能够缓解融资约束，还能满足中小微企业的融资需求，因此有助于企业发展和改善家庭的财富状况，对促进共同富裕具有深刻影响。同时，有学者认为中国的数字金融发展速度非常快，有效改善相对贫困状态，有效提高农民收入。数字普惠金融有助于各地区发展经济，对共同富裕具有显著的正向作用，在提高居民收入和缩小城乡收入差距方面作用效果显著；数字化程度越高的地区，对共同富裕的促进作用越有效，对于缓解个体贫富差距、实现共同富裕起到促進作用，但还未实现最优作用。

（2）数字普惠金融促进共同富裕的间接效应。在传统金融中，受到金融约束等因素的影响，无法很好地满足创业者的融资需求，企业规模往往较低，从这个层面上看，抑制创业活动。数字普惠金融促进创业活动主要表现在两个方面：一方面，数字普惠金融与传统产业融合，推进产业结构优化，迫使不符合社会生产力发展的企业退出市场，释放更多生产要素，为创业者提供创业资源；另一方面，数字普惠金融融合了数字化技术，降低创业成本，包括时间成本、信息成本和搜寻成本等，缓解弱势群体和偏远地区居民受到的融资排斥，提高金融为实体经济服务的效率，激发城市创业活跃度，提升创业水平，且数字普惠金融的子指标对创业活动有促进作用。发展数字普惠金融推动创业活动的顺利开展，其子指标对减轻融资约束作用更加明显[9]，更加有助于促进共同富裕。

2 理论分析与研究假设

2.1 数字普惠金融对实现共同富裕的直接效应

理解共同富裕需要抓住两个关键词：富裕和共享，意味着先要富起来，再使发展成果由人民共享。富裕要求继续发展经济，做大“蛋糕”，提高居民的可支配收入；共享要求发展成果由人民享有，特别是由农村居民享有发展成果，这就要求提升农村居民的可支配收入水平，提高其生活的幸福感。数字普惠金融将移动互联网、信息处理及数据通信一系列相关技术融合在传统金融中，在一定程度上解决了传统金融信息不对称、时间成本和信息查找成本高等问题，为经济发展提供活力，促进做大“蛋糕”。共享的关键是农村，对于农村居民而言，数字普惠金融能够在更大程度上消除传统金融的限制，满足其金融需求，提高对金融的获取和使用能力，增加原始资本积累，提高投资比例，促进农村经济发展，提升农村居民的可支配收入水平，使更多经济发展成果由农村居民享有。综合上述分析，本文提出假说1：发展数字普惠金融促进共同富裕。

2.2 数字普惠金融对实现共同富裕的中介效应

就业是最大的民生，创业活动能够满足当前社会更多的就业岗位需求。在新冠疫情的影响下，众多中小微企业难以维持快速稳定发展的状态而不得不进行裁员减员，待就业和失业人口数量有可能进一步增加；而每年有几百万的毕业生进入就业市场，如果没有足够的就业岗位，共同富裕就无从谈起。创业活动能够增加就业岗位，对改善民生和促进公平具有重要作用，是实现共同富裕的重要途径。数字普惠金融在传统金融的基础上进一步发展起来，其具有数字化优势，更加体现公平和效率，能够实现金融供给的普惠性，有助于解决金融约束和现金流的问题，为企业家和创业者提供创业资金和良好的信息来源，促进开展创业活动，增加就业岗位，提升居民可支配收入水平，进而促进共同富裕。综合上述分析，本文提出假说2：数字普惠金融促进开展创业活动，从而促进共同富裕。

3 研究设计

3.1 数据来源及处理

本文选取我国31个省2011—2020年的数据。（1）被解释变量：人均可支配收入和农村居民可支配收入，数据来源于国家统计局和各省统计年鉴，用于刻画各省共同富裕程度；（2）解释变量：数字普惠金融指数，来源于北京大学数字普惠金融研究中心，主要刻画各省数字普惠金融发展程度；（3）中介变量：创业水平，从国泰安数据库中获取私营企业数量和各省劳动力人口数，经过人工处理获得衡量各省创业水平的数据。

3.2 变量说明

3.2.1 被解释变量

本文的被解释变量为共同富裕。借鉴刘培林等（2021）的研究方法，从总体富裕和发展成果共享来衡量共同富裕，使用居民人均可支配收入水平衡量总体富裕，用lnAinc表示。实现共同富裕的关键在农村，提高农村居民可支配收入才能体现共享，因此使用农村居民可支配收入水平衡量发展成果共享，用lnTinc表示。在模型稳健性检验中，将被解释变量更换为国内人均生产总值。

3.2.2 核心解释变量

本文的核心解释变量为数字普惠金融发展指数（lnDFI）。使用北京大学数字普惠金融研究中心所发布的数字普惠金融指数来衡量各地区数字普惠金融发展水平。在检验数字普惠金融对共同富裕直接影响效应中，将数字普惠金融发展指数作为解释变量，并在稳健性分析中将该指数的子指标用作解释变量。

3.2.3 中介变量

中介变量为创业水平（lnAct）。数字普惠金融为创业者提供便捷的融资渠道，推动创业活动的发展，增加就业岗位，提升可支配收入水平，促进共同富裕。

3.2.4 控制变量

为了使模型更加有效，本文加入相关的控制变量。借鉴覃成林、杨霞（2017）的研究方法，将对外开放程度、城镇化率及金融结构存贷款余额比作为控制变量（见表1）。

3.3 模型设定

为了验证本文的假说1，构建基准模型：

其中，Yit表示被解释变量；DFIit表示解释变量；Controlsit表示控制变量；α0、α1和α2分别表示模型的常数项、解释变量的系数和控制变量的系数。

为了验证假说2，参考温忠麟、叶宝娟（2014）的中介效应检验做法，构建以下模型，Medit表示中介变量。

4 实证分析

4.1 相关性分析

从表2的相关系数来看，数字普惠金融与居民人均可支配收入水平、创业水平及农村居民可支配收入水平呈正相关，符合本文研究理论基础，且均在1%水平上顯著。而创业水平与居民可支配收入和农村居民可支配收入水平也呈正相关，符合理论基础，且在1%水平上均显著。分析变量间的关系，为进一步分析和进行实证检验提供一定的理论依据。

4.2 基准回归分析

表3中列（1）-（4）为基准回归结果。为了提高回归结果的可信度，在基准回归分析中运用固定年份效应和省份固定效应双固定效应模型。表3列（1）和列（2）表示在不加入控制变量时，被解释变量和解释变量的回归结果，回归系数分别为0.38和0.39，符合本文的研究假设，说明随着数字普惠金融的发展，富裕和共享的程度越来越高。表3列（3）和列（4）加入控制变量后被解释变量和解释变量的回归结果，回归系数分别为0.19和0.19，均在1%水平上显著。根据实证结果，本文认为数字普惠金融有利于提升可支配收入水平，实现共同富裕，因此假说1得到验证。

4.3 创业水平的中介效应检验

表3中列（5）-（7）为中介效应回归结果。表3列（5）是控制了相关变量后，数字普惠金融与创业水平的回归结果，系数为0.09，符合理论预期，所以数字普惠金融有助于提升创业水平。表3列（6）是控制相关变量后，检验数字普惠金融和创业水平对居民可支配收入的回归结果，数字普惠金融和创业水平的回归系数分别为0.17和0.08，均在1%的水平上显著，说明创业水平在数字普惠金融对可支配收入影响中发挥中介作用。表3列（7）表示数字普惠金融和创业水平对农村居民可支配收入的回归结果，系数分别为0.17和0.07，系数显著为正，符合理论预期，且在1%水平上显著，所以创业水平在数字普惠金融对提升农村居民可支配收入水平中发挥中介效应。综合分析验证了数字普惠金融的发展有利于提升创业水平，推动共同富裕，因此假说2得到验证。

4.4 稳健性分析

表4为稳健性检验的回归结果。表4列（1）是将人均居民可支配收入的被解释变量更换为人均国内生产总值，回归结果显著，回归系数为0.12，标准差为0.02，调整后的拟合系数为0.80，模型通过了更换被解释变量的稳健性检验。列（2）到列（7）的解释变量为数字普惠金融的子指标。列（2）到列（4）的被解释变量为人均居民可支配收入，变换解释变量的回归结果。覆盖广度、使用深度和数字化程度的回归系数分别为0.13、0.198和0.128，在1%的水平上均显著，标准差分别为0.01、0.02和0.01；调整后的拟合系数分别为0.82、0.85和0.86。表4列（5）-（7）表示被解释变量为农村居民人均可支配收入与覆盖广度、使用深度和数字化程度的回归结果，系数分别为0.13、0.18和0.13，标准差均为0.01；调整后的拟合系数分别为0.82、0.82和0.83。综合上述分析，模型通过了替换解释变量的稳健性检验。

5 结语

本文使用全国31个省份2011—2020年的面板数据实证分析各省的数字普惠金融发展对共同富裕的影响效应及影响机制，通过基准回归分析和中介效应分析得出以下两个主要结论：第一，数字普惠金融的发展有利于促进各省实现共同富裕。具体来说，数字普惠金融的发展对各省市提高居民人均可支配收入有巨大贡献，也有利于提升农村居民的收入水平。第二，发展数字普惠金融有利于提升创业水平，进而促进共同富裕。创业水平越高的省份，数字普惠金融对共同富裕的影响作用越明显。

基于上述结论，本文提出以下建议：

首先，各省市政府应继续加快推动发展数字普惠金融，夯实乡村数字普惠金融设施建设，使更多居民和创业者能享受数字普惠金融带来的“便利”。一方面，政府需要加快构建数据平台，特别是针对偏远落后地区的数字基础设施建设，同时要维护好相关平台，让平台真正发挥便民的作用。另一方面，在数字经济发展的大背景下，政府应积极引导传统金融向数字普惠金融发展，使更多居民和企业利用金融消费与投资。

其次，重视创业的中介作用，以创业增加就业岗位，以就业推动共同富裕。在我国“大众创业、万众创新”的背景下，积极利用数字普惠金融提升创业水平，努力使创业水平增长保持在一定水平上。同时，政府应完善相关的法律制度，为创业者提供法律支持。

参考文献

张勋，万广华，张佳佳，等.数字经济、普惠金融与包容性增长[J].经济研究，2019，54（8）：71-86.

田瑶，赵青，郭立宏.数字普惠金融与共同富裕的实现：基于总体富裕与共享富裕的视角[J].山西财经大学学报，2022，44（9）：1-17.

张嫣娟，陈海龙.数字普惠金融对相对贫困的改善效应检验[J].统计与决策，2023，39（4）：148-152.

刘心怡，黄颖，黄思睿，等.数字普惠金融与共同富裕：理论机制与经验事实[J].金融经济学研究，2022，37（1）：135-149.

王瑛，杨航，张晓雯.数字普惠金融、居民消费与共同富裕[J].统计与决策，2023，39（3）：148-153.

李建军，李俊成.普惠金融与创业： “授人以鱼”还是“授人以渔”[J] .金融研究，2020，475（1）： 69-87.

惠献波.数字经济、创业活跃度与共同富裕：来自智慧城市建设的证据[J].当代经济管理，2023（2）：1-12.

谢绚丽，沈艳，张皓星.数字金融能促进创业吗：来自中国的证据[J].经济学（季刊），2018，17（4）：1557-1580.

马德功，滕磊.数字金融、创业活动与包容性增长[J].财经论丛，2020（9）：54-63.

刘培林，钱滔，黄先海，等.共同富裕的内涵、实现路径与测度方法[J].管理世界，2021，37（8）：117-129.