數字普惠金融促進共同富裕的效應與機制
——基于地級市面板數據的實證分析

楊 慧，李 波，2

（1.中南民族大學 經濟學院，湖北 武漢 430074；2.中南民族大學 共同現代化研究院，湖北 武漢 430074）

共同富裕是實現中國式現代化的本質要求，共同富裕的關鍵是消除城鄉二元結構。黨的二十大報告提出：“全面建設社會主義現代化國家，最艱巨最繁重的任務仍然在農村。堅持農業農村優先發展，堅持城鄉融合發展，暢通城鄉要素流動”，“發展鄉村特色產業，拓寬農民增收致富渠道”，“鞏固拓展脫貧攻堅成果”，“完善農業支持保護制度，健全農村金融服務體系”[1]。《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035年遠景目標綱要》明確提出，“堅持共同富裕方向”，到2035年，“人的全面發展、全體人民共同富裕取得更為明顯的實質性進展”[2]。提高低收入群體收入水平，縮小不同收入水平群體的差距，是實現共同富裕的基礎。金融支持是減貧增收的重要方式，金融發展能夠促進經濟增長，但是傳統的金融資本追求盈利最大化的本性使得中低收入群體等被排斥在金融體系之外，傳統的物理網點金融發展模式難以滿足農村金融服務的需求，阻礙了農戶的投融資行為，縮小了農業生產性固定資產的投資規模，從而降低了農業生產效率[3]，數字普惠金融憑借低成本、廣覆蓋的特點，將金融服務惠及包括農村居民在內的“長尾”群體。探討數字普惠金融與共同富裕之間的作用機制，對于貫徹新發展理念、構建新發展格局、實現高質量發展具有重要的現實意義。

梳理相關文獻發現，從20世紀70年代中期開始，學界圍繞共同富裕展開討論，在不同歷史階段共同富裕的內涵并不一樣，隨著“十四五”規劃再次提出共同富裕目標，學界圍繞政策內涵、指數測算和實現路徑及成效等方面對該問題再次開展了大量研究。以李實等為代表的學者對共同富裕的政策內涵及實現路徑進行了探討[4]；以劉培林等為代表的學者圍繞總體富裕程度和社會發展共享程度兩個方面對共同富裕進行測度和量化分析[5]；以田瑤等為代表的學者在已有研究基礎上，探討了數字普惠金融與共同富裕之間的作用機制，構建指數并進行測算[6]；以陳東平、張勛等為代表的學者對數字普惠金融與共同富裕的減貧成效及經濟增長效應進行了評價[7][8]。

關于數字普惠金融與共同富裕之間的作用機制，可以從宏觀、中觀和微觀三個層面進行總結。宏觀層面通過影響經濟增長模式和金融發展，改善城鄉收入分配差距；中觀層面通過優化資源配置，進行技術創新，實現產業結構調整和升級，推動一二三產業融合；微觀層面通過促進創業就業、降低金融門檻、改善公共服務、擴大消費和減貧等實現共同富裕。數字普惠金融的出現緩解了經濟社會發展的不平衡不充分，調整了收入分配結構，促進了發展成果的分享和社會財富的合理化。

數字普惠金融以其普惠性的特性，覆蓋面廣、使用程度深和數字化，著力于縮小城鄉收入差距。農業發展是經濟發展的基礎和前提，實現鄉村振興，關鍵在于鄉村產業振興。陳錫文依據黨的十九大報告的要求提出，通過優化農業產業結構和提升農業資源利用效率建立產業體系[9]。以數字普惠金融為抓手，為鄉村產業發展鋪路，實現農村發展、農民富裕的目標。但是目前數字普惠金融在打通農村金融服務之路方面還剩“最后一公里”，能否為鄉村產業發展注入金融活力還有待進一步研究。目前，基于省級層面的實證研究偏多，基于地市級數據，將數字普惠金融、鄉村產業振興和共同富裕納入同一框架進行研究的成果有待進一步豐富。本文參考已有研究，結合數字普惠金融的功能，創新性構建鄉村產業振興指數，從鄉村產業振興的角度出發，探索數字普惠金融與共同富裕的影響效應及作用機制。

一、研究假設

（一）數字普惠金融對共同富裕的直接效應

數字普惠金融借助數字平臺吸收社會資本，降低融資成本，打通社會資金融通渠道，促進直接融資發展[10]。金融機構通過降低金融服務的門檻效應、緩解信貸約束、提升金融服務可得性等惠農服務，將資本運用于農業農村建設中。引導資本流向小微企業，引導資金流向實體經濟，激發農村創業活力，使農村創業者能夠獲得更多資金資源稟賦，從而增加農村地區收入，縮小收入差距，發揮對貧困人群的溢出效應。基于此，提出假設1。

假設1：數字普惠金融對共同富裕有直接促進作用。

（二）數字普惠金融對共同富裕的間接效應

鄉村要振興，產業須興旺，現代農業要求有一定規模經營的價值鏈、供應鏈和產業鏈，這必然需要大量的資金投入，離不開金融服務的支持[9]，而逐漸完善的農業現代化系統拓寬了農民增收致富的渠道[11]。根據索洛的經濟增長理論，經濟增長能夠推動技術進步，從而促進產業結構調整和優化，再次推動經濟效率的提高，以此形成一個收入增長雙向循環模式。

數字普惠金融通過發揮數字化和普惠金融功能，優化資源配置，推動產業結構升級[12]，推動農村產業融合[13]，以信息化帶動農業產業化，以大數據為支撐發展鄉村電子商務，促進創新創業，促進城鄉要素融合，解決就業問題，增加農戶收入，變“輸血”為“造血”，縮小城鄉收入差距[14]。基于此，提出假設2。

假設2：數字普惠金融通過鄉村產業振興能促進共同富裕。

（三）數字普惠金融對共同富裕的門檻效應

鄉村產業振興是解決“三農”問題、確保農戶切實增收的關鍵，是有效鞏固脫貧攻堅成果同鄉村振興有效銜接的重要內容[15]，對共同富裕水平有顯著影響。各地區資源稟賦不同，這將對各地農業產業投入、農業產業融合及產業結構升級等方面產生影響。另外，由于各地鄉村產業振興程度存在一定差異，相較中西部地區，東部地區可能更有優勢。因此，在各地級市鄉村發展程度存在差異的客觀背景下，普惠金融對地區共同富裕的影響可能存在異質性特征。在將鄉村產業振興引入普惠金融對共同富裕影響范疇后，進一步驗證區域發展差異背景下普惠金融對共同富裕程度的非線性影響。基于此，提出假設3。

假設3：鄉村產業振興對數字普惠金融與共同富裕具有門檻效應。

二、研究設計

（一）研究方法

文章的變量是通過構建水平指標體系形成，參考已有研究，在篩選出合適的指標后，需要對指標進行賦權。參考張挺等人[16]的辦法，通過對數據逆向化和標準化處理后進行熵權法降維處理，得到對應的指數，處理過程如下：

（2）計算第i年第j項指標值的比重

（3）計算指標信息熵：ej=

（4）計算信息熵冗余度：dj=1-ej

（6）單項指標評價得分：Sij=Wi×Xij，其中，Xij代表第i年第j項評價指標的數值，k=lnm，m為評價年數，n為指標個數。

（二）變量選取與說明

1.被解釋變量：共同富裕（lnCPD）。參考劉培林[5]等人的做法，從改善城鄉收入差距、共享發展成果兩個方面來解釋，分別定義為富裕度（Aff）和共同度（Com）。富裕度是指通過系列舉措，提高農村居民收入水平，縮小城鄉收入差距，選取了人均GDP、城鎮居民人均可支配收入、農村居民人均可支配收入、城鎮單位就業人員平均工資、城鄉居民年末人均儲蓄余額、城鄉居民收入倍差等指標。共同度綜合體現了科教文衛及社會保障發展水平，人居環境顯著提升，病有所醫，老有所依，教有所學，社會服務更加均等化。選取的指標是：科教投入占財政支出比重、普通本專科在校學生人數、職業醫生數、每千人床位數、各市PM2.5濃度均值、公共圖書館圖書總藏量、生活垃圾無害化處理率、生活污水處理率、失業保險參保人數、人口城鎮化率等。具體指標選取與賦權結果如表1所示。

表1：共同富裕評價指標體系

2.核心解釋變量：數字普惠金融（lnFin）。文章使用北京大學數字金融研究中心和螞蟻金服集團共同編制的中國數字普惠金融作為衡量地區數字普惠金融發展的指標。

3.解釋變量：鄉村產業振興（Indu）。依據對鄉村產業振興的界定及鐘甫寧等學者的研究，文章從農業生產投入水平、產業融合發展水平、產業結構升級水平三個方面進行解釋[17]，具體如下。（1）農業生產投入水平（Induinput）代表農業生產力，選取農村用電量、單位播種面積機械動力作為衡量指標。（2）產業融合發展水平（Inducon）代表二、三產業投入的勞動力情況和二、三產業產值情況，將農業產業從第一產業擴展到二、三產業，延長產業鏈，激發附加價值，同時將農村勞動力轉移到二、三產業，制造更多勞動產值。選取二、三產業從業人員比重和二、三產業產值占GDP比重作為衡量指標。（3）產業結構升級水平（Industruc）代表改造傳統產業，發展新興產業，參考袁航、付凌暉、劉偉等人的做法，將產業結構合理化和產業結構高級化作為衡量指標[18][19][20]。具體指標選取與賦權結果如表2所示。

表2：鄉村產業振興評價指標體系

4.控制變量：為了更好地觀察數字普惠金融發展水平對共同富裕的影響，還需控制其他影響共同富裕的因素。文章選取了4個控制變量：綠色發展技術水平（lnGrepat），使用綠色專利授權數取對數進行衡量；互聯網發展水平（lnINT），使用國際互聯網用戶數取對數來衡量；金融發展水平（lnLoan），使用年末金融機構各項貸款余額取對數來衡量；教育師資投入水平（Tearatio），使用普通中學師資比來衡量。

（三）模型設定

1.為研究數字普惠金融發展對共同富裕的影響，驗證“數字普惠金融發展水平—鄉村產業振興—共同富裕”這一傳導路徑是否存在，根據理論分析，參考江艇[21]的研究，構建產業振興中介效應估計模型。首先，建立模型（1），考察數字普惠金融發展水平對共同富裕的直接影響。

其次，以鄉村產業振興作為被解釋變量，建立模型（2），考察數字普惠金融發展水平對鄉村產業振興的影響。

最后，將數字普惠金融發展水平和鄉村產業振興水平納入模型（3），探究鄉村產業振興水平在數字普惠金融與共同富裕的關系中是否存在中介效應。

2.探索鄉村產業振興對數字普惠金融與共同富裕的門檻效應，設定模型：

adjit表示門檻變量，I（·）是示性函數，當括號內條件滿足時，I（·）取值為1；反之，取值為0。其中：lnCPDit為i地區t年份共同富裕水平；lnFinit為i地區t年份數字普惠金融的發展水平；Induit為i地區t年份鄉村產業振興水平；∑Xit為控制變量，包括金融發展水平、教育師資投入水平、綠色發展技術水平、互聯網水平。μi表示地區固定效應，σt表示時間固定效應，εit為隨機干擾項。

（四）數據來源及說明

文章選取273 個地級市2011—2019年的數據為樣本，數據來源于《中國城市統計年鑒》官方網站公布數據、國家統計局、地方統計年鑒等，變量的描述性統計如表3所示。

表3：變量描述性統計

三、實證結果與分析

（一）基準回歸分析

表4 顯示運用雙固定效應模型分析數字普惠金融發展水平對共同富裕的直接影響，其中列（3）和列（4）是在列（1）和列（2）基礎上對樣本數據進行1%截尾處理的結果。計量結果顯示，進行截尾處理后的回歸系數明顯增加，因此下文的數據均采用截尾處理數據。列（3）表示數字普惠金融水平與共同富裕之間的直接效應系數為2.459，而在添加控制變量后，系數為1.757，結果通過了1%顯著性檢驗且為正，說明數字普惠金融對共同富裕的直接促進作用檢驗成立。

表4：基準回歸結果

（二）中介機制分析

為探究數字普惠金融對共同富裕的影響機制，驗證假設2，文章采用中介效應檢驗方法，實證檢驗了鄉村產業振興在數字普惠金融與共同富裕之間的中介效應，檢驗結果如表5所示。

通過列（1）—列（3）的回歸結果可以看出，“數字普惠金融—鄉村產業振興—共同富裕”這一傳導機制成立。數字普惠金融發展水平對共同富裕發展水平的直接效應α1=1.749，數字普惠金融發展水平對鄉村產業振興發展水平的直接效應β1=2.469，加入鄉村產業振興這一中介因素后，數字普惠金融發展水平對共同富裕發展水平的效應為γ1=1.511，鄉村產業振興對共同富裕的效應為γ2=0.096，α1和γ1的值不同，說明中介效應為不完全效應，對比總效應，鄉村產業振興的中介效應占13.55%，假設2得到驗證。

（三）穩健性檢驗與內生性檢驗

文章使用了更換被解釋變量、剔除部分變量和增加工具變量、使用滯后一期和二期的解釋變量等方法進行穩健性檢驗，如表6所示。

1.更換被解釋變量。將地區生產總值取對數代替共同富裕，實現共同富裕，離不開經濟發展，共同富裕程度高的城市，其經濟發展程度相應也高，因此，用地區生產總值進行替代。回歸檢驗結果系數為正，在1%水平下顯著，如列（1）所示，與基準回歸的結果基本一致，證明結論穩健。

2.增加工具變量。使用滯后一期的被解釋變量共同富裕作為工具變量，對數字普惠金融、鄉村產業振興和共同富裕三者之間進行模型估計，回歸結果系數為正，在10%水平下顯著，回歸結果如列（2）所示，證明結論穩健。

3.剔除部分變量，進一步驗證數字普惠金融對共同富裕的影響效應，剔除北京市、上海市、天津市、重慶市等四個直轄市進行模型估計，回歸結果如列（3）所示，系數為正，在1%水平下顯著，與基準回歸的結果基本一致，證明結論穩健。

4.為緩解變量之間的內生性問題對結論的影響，將解釋變量滯后一期和滯后二期進行回歸估計，如列（4）、列（5）所示，系數顯著且為正，證明結論穩健。

（四）門檻回歸檢驗

將數字普惠金融水平和鄉村產業振興水平設置為門檻變量，在估計門檻模型之前，首先基于Hansen（1999）的方法進行了面板門檻效應檢驗。經過“自助法”（boor-strap）反復抽樣500次后，結果表明，數字普惠金融和鄉村產業振興對共同富裕分別通過了單門檻效應檢驗和雙門檻效應檢驗，結果如表7的列（1）和列（2）所示，說明數字普惠金融對共同富裕的影響是非線性的。為進一步研究對共同富裕單維度的影響，文章將共享發展成果和改善收入差距兩個指標納入研究進行門檻效應檢驗，數字普惠金融和鄉村產業振興對共享發展成果均通過了雙門檻效應檢驗，對改善收入差距發展水平分別通過了單門檻效應檢驗和雙門檻效應檢驗，如表7的列（3）—列（6）所示。

表7：門檻檢驗結果

以數字普惠金融作為門檻變量。數字普惠金融對共同富裕的影響劃分為兩個區間，當數字普惠金融超過門檻值5.453 時，估計系數從0.128 增長到0.138，數字普惠金融顯著促進共同富裕，并且效果有提升。將數字普惠金融對共享發展成果的影響劃分為三個區間，當數字普惠金融介于門檻值4.15和5.37的三個區間時，數字普惠金融對共享發展成果的估計系數分別為0.402、0.375、0.39，說明數字普惠金融顯著促進了共享發展成果，但是在中間階段效果有所減弱。將數字普惠金融對改善收入差距的影響劃分為兩個區間，當數字普惠金融超過門檻值5.647時，估計系數從0.076增長到0.09，說明數字普惠金融顯著縮小收入差距，并且隨著數字普惠金融水平的提升，這種效應也在增強。

以鄉村產業振興作為門檻變量。將數字普惠金融對共同富裕的影響劃分為三個區間，當鄉村產業振興分別介于門檻值2.966 和5.319 三個區間時，數字普惠金融對共同富裕的估計系數分別為0.115、0.121、0.137。當鄉村產業振興分別介于門檻值2.167 和2.48 三個區間時，數字普惠金融對共享發展成果的估計系數分別為0.263、0.274、0.286。當鄉村產業振興分別介于門檻值3.764 和5.391兩個區間時，數字普惠金融對共享發展成果的估計系數分別為0.069、0.081、0.097。比較這三組情況，不管從哪個維度來看，均說明隨著鄉村產業振興的提升，數字普惠金融對共同富裕的效應持續顯著增強。

綜上可得，數字普惠金融對共同富裕的影響是正向顯著的，具有“邊際效益”遞增的非線性特征，而且隨著門檻值的提高，數字普惠金融對共同富裕的促進效應也隨之增加。假設3成立。

（五）進一步檢驗

按照大數據平臺試驗區、糧食生產功能區及城市分類等三個方法進行分組，利用中介效應模型進行檢驗，結果如表8所示。大數據平臺試驗區的效應（1.598）＞非試驗區的效應（1.460），說明大數據平臺試驗區的推廣建設能輻射帶動更多的農戶。而在糧食主銷產平衡區，平衡區的帶動效應（2.237）＞主產區（1.816）的帶動效應＞主銷區的帶動效應（0.963），主銷區的數字化程度要比主產區強，但是最終作用強度卻不及主產區，說明共同富裕的實現，數字化建設并不占絕對的主導，需要依托農村地區的資源稟賦。再從城市分類來看，二線城市的效應（2.195）＞一線城市的效應（1.581）＞其他城市的效應（0.979），其他城市在資源稟賦上更占優勢，但是效應并非最強，這說明實現共同富裕也不僅僅是看資源稟賦。綜合這三組的結果，說明共同富裕的實現既要有資源稟賦優勢，又要有較高的數字化金融科技水平，脫離了以農業農村為重心的經濟社會發展，難以實現共同富裕；脫離了技術進步、金融支持的農業農村發展，也難以實現共同富裕，以鄉村產業振興為傳導機制，數字普惠金融能夠更好地促進共同富裕。

表8：分組檢驗結果

進一步采用樣本分層檢驗方法，對過程中的效應趨勢進行研究。如表9 所示，列（1）—列（5）是數字普惠金融在0.1Q、0.25Q、0.5Q、0.75Q、0.9Q 水平下的直接效應，列（6）—列（10）是添加鄉村產業振興這一中介變量后的總效應。通過比較同一分位數上估計系數的值發現，在0.5 分位之前，比較列（1）—列（3）、列（6）—列（8），數字普惠金融對共同富裕的促進作用呈現先下降再上升的趨勢，并且在鄉村產業振興傳導作用下，相比沒有這一機制，整體效應要強。但是在0.5分位點之后，比較列（4）—列（5）、列（9）—列（10），數字普惠金融對共同富裕繼續發揮較強效應且逐漸趨于平穩，整體效應超過有鄉村產業振興這一中介因素，鄉村產業振興在這一過程中效應有所減弱。這說明在樣本的分位數層面，隨著產業結構優化，地方主導產業完善，共同富裕的發展呈U 型趨勢。在實現共同富裕前期，依托農村資源稟賦的產業發展為農民增收提供了很好的機會，但是隨著經濟的發展，產業結構逐漸健全合理，資源稟賦優勢并不明顯，以數字普惠金融為代表的數字化市場活動反而成為經濟增長的主動力。

表9：分位數檢驗結果

四、結論及啟示

通過選取2011—2019年273個地級以上城市面板數據為研究樣本，從鄉村產業振興角度切入，綜合運用中介效應模型、面板門檻模型，分析了數字普惠金融對共同富裕的影響效應及作用機制。研究表明：（1）數字普惠金融能夠顯著促進共同富裕；（2）鄉村產業振興在數字普惠金融對共同富裕的影響過程中發揮著中介效應，即存在“數字普惠金融—鄉村產業振興—共同富裕”的傳導機制；（3）數字普惠金融、鄉村產業振興均對共同富裕的促進作用分維度存在單重或雙重門檻效應，隨著門檻值的提高，對共同富裕水平的提升越顯著；（4）進一步分組檢驗顯示，數字普惠金融對共同富裕的作用機制存在區域異質性，在大數據綜合試驗區的作用效應要強于非試驗區，在糧食產銷平衡區的作用效應依次強于主產區、主銷區，在二線城市的作用效應依次強于一線城市、其他城市，說明實現共同富裕，既要有資源稟賦優勢，又要有較高的數字化金融科技水平。在樣本的分位數層面，隨著產業結構優化，地方主導產業完善，數字普惠金融對共同富裕的作用效應強度呈先弱后強的U 型趨勢，鄉村產業振興的傳導效應強度呈先強后弱的趨勢。

本研究結果對于解決“三農”問題、實現共同富裕目標提供了有益啟示。首先，在金融市場方面，金融政策以產業發展為媒介實現惠民惠農，發揮金融資本效應，暢通資本的可接觸性，提高資本使用效率，同時完善金融服務誠信體系建設，建立良好有序的金融借貸服務環境，讓金融力量切實推動農村的發展建設。其次，在要素市場方面，打通要素流通渠道。實現產業升級離不開人才、技術和資本，而農業技術的創新升級需要投入，優質優產的農產品才能在大量同質化的市場中脫穎而出，形成競爭力。再次，在產業發展方面，依托數字經濟浪潮，運用互聯網、物聯網打造農產品全產業鏈，形成有地方特色的主導產業。最后，在政策方面，根據中西部地區資源稟賦差異及比較優勢，實施差異化鄉村發展戰略。