数字普惠金融对实现共同富裕的影响研究

摘 要：在新发展阶段，数字普惠金融为实现现阶段奋斗目标、促进全体人民共同富裕注入新动能。文章首先分析了数字普惠金融影响共同富裕的理论逻辑，其次从高质高效、宜居宜业、富裕富足三个方面构建共同富裕指标体系，基于我国2011—2021年部分30个省、市、自治区的数据，运用面板模型和门槛回归模型，研究数字普惠金融对共同富裕的影响。结果表明：数字普惠金融能够推动发展高质高效、助力社会宜居宜业、实现人民富裕富足，进而推进全体人民共同富裕进程；数字普惠金融不同发展水平对共同富裕的影响存在差异；数字普惠金融对共同富裕的影响存在双重门槛，其影响程度先降后升。文章为提升居民金融素养、优化数字普惠金融发展环境进而促进全体人民共同富裕的实现提供了经验证据。

关键词：数字普惠金融；共同富裕；门槛效应

中图分类号：F832；F124 文献标识码：A 文章编号：1005-6432（2024）28-0001-06

DOI：10.13939/j.cnki.zgsc.2024.28.001

1 引言及文献综述

党的二十大报告提出，要加快建设数字中国，数字是经济增长的快变量、未来经济的增长极，将数字与普惠金融结合能更有效公平地惠及百姓。同时，重点强调“中国式现代化是全体人民共同富裕的现代化”。在消除绝对贫困和全面建成小康社会的目标如期完成的背景下，如何扎实推进全体人民共同富裕成为新发展阶段的重要战略任务。因此，研究数字普惠金融对实现共同富裕的影响，对发展成果共创共享、社会财富合理分配具有重要意义。

近年来学术界对共同富裕的测度有着广泛深入的探讨。有学者认为共同富裕是一个复合词，将其分为共同和富裕两个维度进行剖析（程承坪和孙佩雯，2023）；有学者认为共同富裕是一个动态概念，应该考虑发展性、共享性、可持续性三个维度（何文彬和王珂凡，2023）。现有文献对数字普惠金融经济效益的研究主要集中于减贫增收方面。多数学者认为，数字普惠金融是减少贫困、促进繁荣的重要工具（Franklin A.等，2016）；也有学者认为，数字普惠金融的发展使得金融发展水平较低地区可能面临新型金融排斥，抑制了减贫效应（Mingo I.和Bracciale R.，2018）。对于两者关系的研究，一部分学者认为，数字普惠金融的“普”与“惠”使得创业成本降低，进而提升创业活跃度，从而对共同富裕产生显著正向作用（严卿文等，2023）；另有学者指出，数字普惠金融对共同富裕的影响呈现出“边际效应”递增的非线性变化趋势（韩亮亮等，2023）。

综上所述，有关数字普惠金融与共同富裕的研究已经较为丰富，但仍有拓展空间。一是根据共同富裕内涵构建高质高效、宜居宜业、富裕富足的共同富裕指标体系；二是运用门槛效应模型对数字普惠金融对共同富裕的非线性关系进行研究，最后根据研究结论给出相关政策建议。

2 理论分析及研究假设

2.1 数字普惠金融与发展高质高效

一方面，数字普惠金融通过数字技术可以覆盖到以前难以触及的人群和地区，增加了社会整体的金融需求和流动性。同时，区块链等技术的应用提高了金融交易的透明度，为整个经济体系注入了新的活力，助力经济的高质量发展。

另一方面，数字普惠金融可以对供需进行精准匹配，减少搜寻成本，同时打破地域和时空限制，降低运输和追踪成本，这种方式打破了金融服务的传统界限，提高了发展的效率，为实现全体公民的共同富裕奠定了坚实的基础。基于此，提出假设H1。

H1：数字普惠金融能够推动发展高质高效。

2.2 数字普惠金融与社会宜居宜业

一方面，数字普惠金融通过对基础设施建设、公共服务和生态环境的金融支持，实现了资本的优化配置，为社会的宜居提供了重要支持。

另一方面，数字普惠金融的发展催生了新业态，以数字信息为核心的创新创业模式逐渐涌现，为经济增长带来了新动力，这种发展不仅拓宽了就业渠道，还创造了大量新型就业岗位，为就业市场注入了新的活力。基于此，提出假设H2。

H2：数字普惠金融能够助力社会宜居宜业。

2.3 数字普惠金融与富裕富足

一方面，数字普惠金融的发展为人们提供了更方便和安全的支付方式，数字支付的便利性使得交易和购物轻松进行，提高消费者的购买力。

另一方面，数字普惠金融的发展能够带动乡村旅游、文旅采摘等文化产业发展，为人们提供了更丰富和个性化的精神文化产品和体验。基于此，提出假设H3。

H3：数字普惠金融能够实现人民富裕富足。

因此，数字普惠金融能够推动发展高质高效、助力社会宜居宜业、实现人民富裕富足，进而推进全体人民共同富裕进程。基于此，提出假设H4。

H4：数字普惠金融的发展能够推进全体人民共同富裕进程。

3 研究设计

3.1 模型设定

3.1.1 基准回归模型

为消除异方差和使变量更具可比性，首先对数字普惠金融发展水平取对数处理，然后构建如下基准回归模型。

C=a+alnD+aCtrls+μ+ε（1）

H=b+blnD+bCtrls+μ+ε（2）

L=c0+c1lnDi， t+cjCtrlsi， t+μi+εi， t （3）

A=d+dlnD+dCtrls+μ+ε （4）

模型中，C表示地区i在第t年的共同富裕水平；lnD表示对数化处理的地区i在第t年的数字普惠金融指数；H、 L、 A分别表示地区i在第t年的发展高质高效、社会宜居宜业、人民富裕富足；Ctrls表示各控制变量；μi是地区固定效应；ε表示随机扰动项。

3.1.2 门槛回归模型

随着数字普惠金融的发展，其对共同富裕的影响会有所差异，为了研究两者之间是否存在非线性关系，文章将对数字化的数字普惠金融指数作为门槛变量进行门槛效应检验以及回归，构建的门槛回归模型如下。

COM=ρ+ρlnD（lnD≤γ）+ρlnD（γ<lnD≤γ）+…+ρnlnD（γn<lnD≤γ）+μ+ε（5）

模型（5）中，γ为门槛值。

3.2 变量说明

3.2.1 被解释变量

共同富裕（C）及其三个方面：高质高效（H）、宜居宜业（L）、富裕富足（A）。文章借鉴张斯琪（2023）等提出的共同富裕评价方法，从发展的高质高效、社会宜居宜业以及人民富裕富足三个方面构建全体人民共同富裕综合评价指标体系，同时运用熵权法对共同富裕总体水平以及各指标进行客观测度。

3.2.2 解释变量

数字普惠金融（D）。文章选取北京大学数字金融研究中心编制的《北京大学数字普惠金融指数》来表示解释变量，该指数包含数字普惠金融覆盖广度（CO）、使用深度（DE）、数字化程度（DI）。

3.2.3 控制变量

考虑到共同富裕会受到其他因素的影响，文章借鉴何文彬和王珂凡（2023）的研究，选取以下控制变量：产业结构高级化水平（I），以第三产业产值与第二产业产值的比值来衡量；政府调控（G），以地区财政支出与地区生产总值的比值来衡量；对外开放水平（O），以地区进出口总额与地区生产总值的比值来衡量。

3.2.4 工具变量

金融发展（F）。以金融机构贷款余额与地区生产总值的比值来衡量。

3.3 数据来源

文章基于我国部分30个省、市、自治区的面板数据作为样本进行实证研究。数据来源于国家统计局、中经网、EPS数据库、各省统计年鉴以及《北京大学数字普惠金融指数》，对于部分缺失数据，采用线性插值法进行补充。

4 实证结果及分析

4.1 基准回归结果分析

经过Hausman 检验选用固定效应模型对模型（1）至模型（4）展开回归分析，结果如表1所示。

表中第（1）列是对模型（2）的回归结果。结果显示数字普惠金融在1%的水平上显著且为正数，符合假设H1，初步说明数字普惠金融能够推动发展高质高效。

表中第（2）列是对模型（3）的回归结果。结果显示数字普惠金融在1%的水平上显著为正，符合假设H2，初步说明数字普惠金融能够助力社会宜居宜业。

表中第（3）列是对模型（4）的回归结果。结果显示数字普惠金融在1%的水平上显著为正，符合假设H3，初步说明数字普惠金融能够实现人民富裕富足。

表中第（4）列是对模型（1）的回归结果。结果显示数字普惠金融在1%的水平上显著为正，符合假设H4，初步说明数字普惠金融的发展能够推进全体人民共同富裕进程。

4.2 内生性检验

为解决基准回归结果中可能存在遗漏变量和反向因果带来的内生性问题，金融发展为数字普惠金融提供了金融机构支持和技术创新的基础，满足相关性要求。

同时，金融发展往往受到政府政策的调控和引导，与共同富裕存在的贫富差距、经济发展等因素无直接关系，满足外生性要求。

因此，笔者选取金融发展和滞后一期的数字普惠金融作为工具变量，运用2SLS进行内生性检验，进行2SLS估计后结果在1%的水平上显著为正，说明数字普惠金融能推进全体人民共同富裕进程，在控制内生性问题之后结论依然成立。

4.3 稳健性检验

为了进一步保证结果稳健，文章采用以下方法进行稳健性检验。

第一，改变计量方法。笔者参照冯华（2023）的研究，采用改变计量模型的方法，将原本的固定效应回归转变为Tobit回归。共同富裕的概念涉及社会中所有成员共同获得一定程度的经济繁荣和福利，这就意味着有最低和最高的标准，因此在理论上共同富裕属于受限制的被解释变量，对于这种受限的被解释变量Tobit回归的方法是一个合适的选择。因此采用将固定效应回归转变为Tobit回归的方法判断结果的稳健性。

第二，剔除直辖市。直辖市可能受到独特的政策措施或经济特征的影响，这些因素可能干扰数字普惠金融与共同富裕之间的关系。

第三，缩短时间窗口。2013年是数字普惠金融发展的重要节点之一，在这一年及之后数字化技术和创新的爆发式增长，为数字普惠金融的蓬勃发展奠定了坚实基础，因此，笔者将样本时间调整为2013—2021年，再进行估计，以检验结果的稳健性。

以上三种方法得到的结果如表2所示，各列结果显示数字普惠金融回归系数仍然在1%的水平上显著为正，与基准回归结果一致，证明了结论的稳健性。

4.4 异质性检验

前文实证结果表明数字普惠金融的发展能够推进全体人民共同富裕进程，进一步探究的是从数字普惠金融角度研究其对共同富裕的影响是否存在异质性。

4.4.1 数字普惠金融发展水平

根据马志鹏等（2022）的研究，文章数字普惠金融发展水平划分依据如下：低于数字普惠金融均值95%的属于低发展水平；介于95%～105%的属于中等发展水平；高于105%的属于高发展水平。

回归结果显示：在1%的显著性水平上，数字普惠金融不同的发展水平均能对共同富裕产生正向影响，且随着数字普惠金融发展水平的不断提升，对共同富裕的正向影响也不断加深。

在发展高质高效、社会宜居宜业以及人民富裕富足三个方面，数字普惠金融不同发展水平对其影响程度有所不同，大致为对高质高效正向影响最大，对宜居宜业正向影响最小，对富裕富足正向影响介于两者之间。

原因可能如下：这三个方面代表了不同领域的需求，高质高效主要与经济发展和金融服务效率有关，数字普惠金融的创新和普及可以提供更高效、更便捷的金融服务，满足经济发展的需求，从而在高质高效方面发挥更大的影响。同时从数字普惠金融的“普”与“惠”的本质来说，数字普惠金融可能更注重提供基础金融服务和金融包容性，对高质高效方面的影响更为明显。随着发展的深入，数字普惠金融将逐渐扩展其服务领域，涵盖更多的社会需求，对宜居宜业和人民富裕富足的影响也会逐步增强。

4.4.2 维度异质性

数字普惠金融分为覆盖广度、使用深度、数字化程度三个维度，分别将这三个维度替换模型（2）中的解释变量进行回归，结果显示：在1%显著性水平下，数字普惠金融覆盖广度、使用深度、数字化程度均能够对共同富裕及其三个方面产生正向影响，其中使用深度对共同富裕的影响最大，覆盖广度影响次之，数字化程度影响最小。

原因可能如下：覆盖广度是确保更多人接触到金融服务，尤其对贫困群体影响明显，随着数字普惠金融的发展，越来越多的人群被囊括其中，覆盖广度的受众逐渐缩小。使用深度是提升金融服务的质量以及产品的多样性，为用户提供更多机会和便利，对金融可得性较强和较弱的群体来说是一种从有到优的转变，因此其影响程度较大。数字化程度影响共同富裕可能较小是因为数字化本身只是提供了一种工具和平台，同时它具有一定的门槛，无形中排除了金融素养较低的群体，因此数字化程度对共同富裕的正向影响作用小于覆盖广度和使用深度。

4.5 门槛效应检验

为进一步探究不同的数字普惠金融发展阶段是否会对共同富裕产生不同影响这一问题，将数字普惠金融作为门槛变量进行门槛效应回归。

回归前首先进行门槛效应检验，检验结果如表3所示，由结果可知，单一门槛和双重门槛通过1%显著性检验，三重门槛未通过10%显著性检验，因此选择双重门槛进行门槛效应回归。

在门槛效应检验之后对门槛值进行了估计，再运用LR统计量来检验其门槛估计值的准确性。门槛估计值如表4所示，显示了第一和第二门槛值以及95%置信区间。LR统计量结果显示，双重门槛LR统计量均在95%的置信区间接近零，表示门槛估计值有效。

在进行了一系列检验和门槛值估计后，根据模型（5）对门槛效应进行回归，回归结果如表5所示。结果表明，数字普惠金融对共同富裕的影响存在门槛效应，原因可能如下。

第一，当数字普惠金融水平处于低于第一门槛值这一阶段，其提供金融服务的便利性和可及性对那些原本难以获得传统金融服务群体的改善效果是显著的。

第二，当数字普惠金融介于第一和第二门槛值之间时，影响进入瓶颈期，红利效应呈现边际效用递减状态。

第三，当数字普惠金融水平高于第二门槛值时，继续释放红利，但仍存在一些技术、知识或制度方面的限制，使得数字普惠金融的影响无法达到最优状态。

5 结论及政策建议

5.1 结论

文章基于我国部分30个省、市、自治区的2011—2021年面板数据，通过构建固定效应模型和门槛回归模型，探讨数字普惠金融对共同富裕的影响，得出以下结论。

一是数字普惠金融能够推动发展高质高效、助力社会宜居宜业、实现人民富裕富足，进而推进全体人民共同富裕进程；二是数字普惠金融对共同富裕的正向影响存在维度异质性，其中使用深度对共同富裕的影响最大，覆盖广度影响次之，数字化程度影响最小；三是数字普惠金融不同发展阶段均对共同富裕产生正向影响，其影响程度先降后升。

5.2 政策建议

第一，从共同富裕三个维度出发，着力提升整体共同富裕水平。在高质高效方面，把握以国内大循环为主体的双循环发展格局，强化科技驱动战略推动高效率发展；在宜居宜业方面，加大投入公共服务，注重绿色发展，坚持走可持续发展道路；在富裕富足方面，大力发展文化产业，满足人民日益增长的物质文化需求。

第二，提升居民金融素养，打破传统壁垒。数字普惠金融覆盖广度逐步扩大其未受众群体逐渐缩小，但新的受众群体缺乏基本金融素养，阻碍了数字普惠金融进一步发展。因此，需要对弱势群体展开数字金融技能培训，提升居民整体金融素养，打破缺乏金融知识导致的壁垒。

第三，加大支持力度，优化数字普惠金融发展环境。加强数字化征信体系建设，推动征信数据采集，尽快搭建完整的数字征信平台，为数字普惠金融运行提供坚实的基础；加强数字普惠金融领域的监督管理体系建设，为其提供法律保障。

参考文献：

［1］程承坪，孙佩雯.共同富裕的涵义与测度方法［J］.江汉论坛，2023（1）：46-53.

［2］冯华.数字普惠金融、要素结构错配与共同富裕［J］.技术经济与管理研究，2023（5）：122-128.

［3］韩亮亮，彭伊，孟庆娜.数字普惠金融、创业活跃度与共同富裕——基于我国省际面板数据的经验研究［J］.软科学，2023，37（3）：18-24.

［4］何文彬，王珂凡.数字普惠金融对我国共同富裕的影响研究［J］.征信，2023，41（2）：74-80.

［5］马志鹏，谢杰华，邹娓，等.中部地区普惠金融的发展及动态演进研究［J］.南昌工程学院学报，2022，41（3）：92-100，111.

［6］严卿文，达潭枫，杜笑妍.数字普惠金融与共同富裕——来自创业活跃度的经验证据与分析［J］.武汉金融，2023（5）：70-81.

［7］张斯琪，田静，张启文.数字普惠金融能否有效促进农村农民共同富裕？［J］.农业经济与管理，2023（2）：110-122.

［8］FRANKLIN A，ASLI D，LEORA K，et al.The foundations of financial inclusion：Understanding ownership and use of formal accounts［J］.Journal of financial intermediation，2016（27）：1-30.

［9］MINGO I，BRACCIALE R.The Matthew effect in the Italian digital context：the progressive marginalisation of the “poor”［J］.Social indicators research，2018，135：629-659.

［作者简介］刘芯妤（1999—），重庆工商大学，金融学专业硕士研究生，研究方向：数字普惠金融。