數字普惠金融的共同富裕效應研究
——基于農民創業、就業增收視角

紀 明，曾曦昊，陳王豪

(南寧師范大學 a.經濟與管理學院；b.馬克思主義學院，廣西 南寧 530001)

一、引言

實現共同富裕是中國特色社會主義的遠大戰略目標。習近平總書記在《扎實推進共同富裕》中提到，我國已全面建成小康社會，為實現共同富裕創造了良好條件，目前進入扎實推動共同富裕的歷史階段。促進低收入群體增收、擴大中等收入群體規模，進而縮小收入差距，防止規模性返貧是實現向共同富裕歷史階段轉型的重要前提。目前，我國中等收入群體有待進一步擴大，農村仍是低收入群體的集中區域，隨著金融深化與數字化發展，數字普惠金融對農民增收及農村發展的作用日益增強。2021年中央一號文件首次將數字普惠金融作為固定提法，重點要求發展農村數字普惠金融。《數字鄉村發展行動計劃(2022—2025年)》進一步要求深化農村普惠金融服務，助力鄉村振興，促進共同富裕建設。大量政策支持使各地區數字普惠金融發展水平發生了質的飛躍，到2020年，各省份的數字普惠金融指數均值達到341.2，是2011年的近八倍。在新的歷史階段下，數字普惠金融能否促進農民收入平穩增長，縮小城鄉差距，助力共同富裕，有待深入研究。

梳理相關文獻發現，關于數字普惠金融的研究多集中于經濟增長、消費、收入與收入差距以及減貧效應上。數字普惠金融對經濟增長的影響早期可以追溯到Goldsmith(1969)[1]對金融發展與經濟增長的研究，隨后Levine(1991)等人進一步發現金融發展能通過金融市場實現資源的優化，進而帶動經濟增長[2]。數字化賦能產生了數字普惠金融，并能通過降低融資門檻、降低流動性約束、促進產業結構優化升級等途徑帶動經濟增長[3-4]。也有研究認為數字普惠金融對經濟的影響存在U型關系，對經濟增長的量有負向效果，對經濟增長的質有帶動效應[5-6]。此外，數字普惠金融在居民消費與收入方面的影響效果存在異質性，數字普惠金融能夠顯著促進居民消費，但對高債務收入比的家庭作用并不明顯，對村鎮居民消費有帶動作用，對城鄉結合部的效果不顯著[7-8]。張勛(2019)認為數字普惠金融能顯著提升家庭收入水平[9]。劉自強和張天(2021)進一步研究發現數字普惠金融能提升工資性收入，但無法提升資本性收入[10]。數字普惠金融在發揮增收效應的同時還能通過增加金融可得性發揮縮小收入差距的作用，數字化程度、數字普惠金融覆蓋廣度與使用深度的差異會帶來異質性影響[11-12]。在減貧效應方面，數字普惠金融能顯著發揮增收減貧效果，能通過收入增長與分配機制強化減貧效應，但存在經濟增長、城鎮化等門檻[13-14]。關于數字普惠金融與共同富裕方面，部分研究者從省域地區數據、微觀調查數據分別進行實證，發現數字普惠金融助力共同富裕的多重路徑機制存在[15]，如劉心怡等(2022)驗證了數字普惠金融通過經濟增長與降低融資約束的共同富裕機制[16]；李慶海等(2022)證明了數字普惠金融促進共同富裕的程度存在邊際遞增效應，并驗證了省域創業活躍度的調節效應和中介機制[17]。總體而言現有對于數字普惠金融的共同富裕效應研究還尚未形成體系，理論機制闡述相對不足，同時較少有針對農民增收進行共同富裕的機制研究。本文借鑒已有研究，從農民創業就業視角，利用省級農村面板數據，多維度分析數字普惠金融對農村居民增收的影響，探究其共同富裕效應的異質性與路徑機制，為助力共同富裕提供方案參考。

本文的創新之處在于，首先，以農村居民這一特殊群體作為研究對象，將數字普惠金融與共同富裕聯系起來。其次，在實證分析中通過數字普惠金融對農村與城鎮兩個部門以及東部與中西部地區的邊際效應對比，綜合考慮數字普惠金融的共同富裕效應。另外，通過農村居民的創業與就業增收路徑，驗證數字普惠金融推進共同富裕的機制效果。

二、理論機制

扎實推進共同富裕的總思路是要以人民為中心，在高質量發展中促進共同富裕，擴大中等收入群體比重，促進低收入群體增收，提高發展的平衡性與包容性。尋找提升低收入群體的增收能力和福利水平的路徑是實現共同富裕道路上的重要任務[18]。其中，發展數字普惠金融則是重要路徑之一，數字普惠金融對共同富裕不僅有直接作用還有間接作用，其間接作用包含產業機制、人力資本機制、融資便利機制、消費提升機制等。大多數研究主要針對數字普惠金融降低城鄉收入差距的路徑機制進行研究，以檢驗共同富裕效應，未能充分考慮城鄉兩部門收入增長的可持續性，缺乏對農村居民這一重點群體的討論。那么數字普惠金融發展是如何作用到農村創業與就業，進而推動共同富裕的呢？具體見圖1。

(一)數字普惠金融對共同富裕的直接影響

實現共同富裕不是低水平的平等，而是需要保證發展成果不斷擴大的高質量平等。數字普惠金融代表了金融發展的成果不斷擴大以及共享，其對共同富裕的直接效應主要體現在兩方面。一方面，數字普惠金融依托數字化能突破時空局限，精準識別農村居民的金融服務需求并提供金融服務，降低服務成本，強化服務安全性，拓寬農村居民與企業融資渠道，并通過適當緩解流動性約束增加消費與投資，拉動經濟增長，發揮“富裕”效應。另一方面，實現共同富裕要重視公平正義，促進基本公共服務均等化，而數字普惠金融的普惠性主要體現在服務群體覆蓋范圍廣，比傳統金融服務的門檻低，放開了農村個體私營企業、小微企業、農村個體就業人員等低收入群體的融資限制，能夠挖掘低收入群體創造收入的潛能，發揮“共同”效應，促進全社會的共建共享。

綜上，提出假設H1：

H1：數字普惠金融發展存在明顯的共同富裕效應。

(二)數字普惠金融影響共同富裕的路徑

目前，我國部分農村的發展仍嚴重滯后，城鄉二元發展體系明顯，內部差距較大。同時，農村擁有的低收入群體龐大，是實現共同富裕需要重點關注的區域。其中，中小企業投資者與個體經營戶是創業增收的重要群體，進城務工的農村居民是就業增收的主要人群。數字普惠金融能通過創業效應和就業效應促進農村居民增收，擴大中等收入群體規模，推動共同富裕。

1.數字普惠金融的農村創業效應。創業行為需要金融支持，數字普惠金融對農村居民創業的影響主要包括拓寬信貸渠道、增強農村信息流通、強化融資安全性以及提升農村居民的社會信任感等方面[19-20]。首先，農村居民是數字普惠金融的重要目標服務群體，數字普惠金融的推廣和深化能提升農村居民的金融素養以及對金融服務的信心和安全感，調動農村居民參與數字普惠金融服務的積極性；同時，在傳統的金融市場中，農村創業群體較難達到金融機構的服務門檻，而數字普惠金融適當降低了金融服務的基本準入限制，且所提供的金融服務具有多元性、可負擔性特征，依托數字交易、數字借貸、數字理財產品等滿足農村創業人員不同創業階段的金融服務需求。其次，數字普惠金融發展要求金融機構數字轉型。一方面采用數字化結算便利了業務辦理流程，提高了服務效率、降低了交易成本，給農村創業者提供了更多的金融服務與資金支持；另一方面能通過大數據更精準地對服務群體進行分層，給予不同的金融服務，促進金融服務與創業者需求的高度匹配，從而提高創業成功率。此外，數字普惠金融大大促進了數字交易的發展，推進了制造業、服務業的革新，創造了新的商機，為農村創業提供了良好的環境，有利于農民創業增收，推進共同富裕。

2.數字普惠金融的農村就業效應。就業是最大的民生，數字普惠金融主要能促進非農就業和私企就業規模的擴大[21]。從農村勞動力個體視角看，在數字經濟背景下，數字自動化生產方式的邊際收益較高，對傳統的勞動力生產方式產生擠占效應，使得農村大部分低級、非專業的勞動者面臨結構性失業問題，而數字普惠金融服務的普惠性則增加了個體資金的流動性，能夠有效緩解農村個體素質教育、職業技能培訓的融資困難問題，促進農村居民教育投入的擴大以及農村勞動力素質和農村人力資本水平提升，進而帶動農村冗余勞動力就業和部分勞動力的再就業，增加農村居民收入，縮小農村與城鎮的勞動力收入差距，助力共同富裕；從企業視角看，傳統金融市場的市場化程度偏低，缺乏數字化管理，信息不對稱風險較高，大部分金融資源流向國有企業、大型企業，從而造成金融信貸資源錯配。而數字普惠金融的發展使信用評估更加公開透明，能有效緩解農村小微企業和私營企業融資難與融資成本高的問題。大量扶助政策與資金投入這些企業有利于進一步激發市場創新與活力，增加企業的勞動力需求，促進農村剩余勞動力的就業，進而實現共同富裕。另外，數字普惠金融的作用機制可能存在維度上的差異，即覆蓋廣度和使用深度維度下，推進共同富裕的長效機制效果可能不同。

綜上，提出假設H2和H3：

H2：數字普惠金融能通過刺激農民創業和就業，推進共同富裕。

H3：數字普惠金融對共同富裕的影響及機制路徑存在維度差異。

三、研究設計

(一)數據來源

基于2011—2020年中國31個省份的農村面板數據，利用雙向固定效應模型檢驗數字普惠金融的共同富裕效應，并通過調節效應、中介效應模型驗證其作用路徑。

相關指標的數據來源于北京大學數字金融研究中心、《中國統計年鑒》以及各省統計年鑒、部分地區政府統計公報。

(二)變量選擇

依據理論推演，從農村居民通過創業和就業途徑增收來考察數字普惠金融發展的共同富裕效應，具體變量選擇情況見表1。為減少模型估計偏誤，對部分變量進行對數化處理或歸一化處理。

從表1中的結果可看出，數字普惠金融綜合指數、覆蓋廣度和使用深度的極差較大，存在明顯的區域差距，有必要進行區域異質性分析。其他變量不存在明顯的異常值，經濟意義合理，符合進行實證分析的前提要求。

1.被解釋變量。共同富裕要求著重解決中低收入群體增收問題，農村居民收入大多處于中低水平，因此被解釋變量選用農村居民收入指標具有一定合理性。對農民收入進行衡量的代理指標有純收入指標、人均可支配收入、城鄉收入差距或僅選取工資性收入表示，其中，可支配收入中剔除了農民的社保支出。考慮到部分政策照顧引致社保支出上存在的差異，同時農民具有就業和創業能力，能夠獲得經營性收入，因此，本文用農民家庭純收入指標衡量農村居民收入水平。

2.核心解釋變量：數字普惠金融發展程度。目前由北京大學數字金融研究中心編制的數字普惠金融指數是衡量數字普惠金融的權威指標，用其對數字普惠金融發展程度進行擬合，同時還用數字普惠金融覆蓋廣度指數和使用深度指數作為替代指標進行分析，進一步研究覆蓋廣度和使用深度分別對共同富裕的邊際影響效應。

表1 描述性統計

(三)模型設計

為驗證數字普惠金融發展水平與共同富裕的影響關系，構建多元線性回歸模型如方程(1)。同時為精準識別數字普惠金融發展的作用，從數字普惠金融覆蓋廣度和數字普惠金融使用深度兩個維度再次進行驗證，模型如方程(2)與方程(3)。

incomeit=α0+β0aggregateit+λ0Xit+μi+μt+εit

(1)

incomeit=α1+β1breadthit+λ1Xit+μi+μt+εit

(2)

incomeit=α2+β2depthit+λ2Xit+μi+μt+εit

(3)

式(1)～式(3)中，incomeit為被解釋變量，表示農村居民收入水平；aggregateit為核心解釋變量，表示各省域的數字普惠金融發展水平，breadthit為各地區數字普惠金融覆蓋廣度，depthit為各地區數字普惠金融使用深度；i表示地區，t表示時間；Xit為其他控制變量的集合，包括政府干預、產業結構合理化、經濟增長水平、對外開放程度、受教育水平以及農業機械動力；εit表示隨機誤差項；μi與μt分別代表樣本固定效應和時間固定效應。

在數字普惠金融助力共同富裕的路徑機制方面，依據理論機制分析及本文的假說H3，將從農村居民創業和就業視角進行作用機制檢驗，探尋數字普惠金融助力共同富裕的路徑。選取了農村居民創業活躍程度與農村居民非農就業作為機制檢驗的中介變量，其中農村居民創業活躍程度用農村私營企業投資人數和個體就業人數之和與總就業人數之比來表示；農村居民的非農就業帶來的是就業結構的調整，農村剩余勞動力的流轉能促進就業結構的優化，據此采用第二、第三產就業人數與第一產業就業人數之比表示。用于機制檢驗的中介效應模型如下：

Mit=α3+β3aggregateit+λ3Xit+μi+μt+ξit

(4)

incomeit=α4+β4aggregateit+γ0Mit+λ4Xit+μi+μt+uit

(5)

方程(4)是檢驗核心解釋變量對中介機制變量作用的模型，即數字普惠金融發展是否對機制變量產生作用。如作用顯著，則進一步構建方程(5)，檢驗中介機制變量能否對被解釋變量產生顯著作用。式(4)～式(5)中，Mit表示中介變量，包含農村居民創業活躍度和農村居民非農就業，ξit、uit分別表示三個模型的隨機誤差項，對中介效應的檢驗方法，主要關注β3、γ0的估計情況。

四、實證分析

(一)基準回歸

首先對方程(1)進行估計，通過逐步回歸法驗證數字普惠金融的共同富裕效應大小。從表2的基礎回歸結果看，數字普惠金融指數的影響系數通過了1%置信水平下的顯著性檢驗，系數為0.246且逐步回歸的四個基礎模型擬合優度均達到0.9以上，說明數字普惠金融水平的提高顯著拉動了農村居民這一低收入群體收入的增長。同時將城鎮居民可支配收入作為被解釋變量再次進行回歸，得到數字普惠金融對城鎮居民收入的作用系數為0.128，顯然低于對農村居民收入的促進作用，即數字普惠金融不僅能促進農民增收還能縮小城鄉差距，助力共同富裕，因此數字普惠金融的共同富裕效應顯著，驗證了本文的假說H1。在控制變量方面，產業結構合理化、區域經濟增長水平與對外開放程度對農村居民收入具有顯著的帶動作用，均通過了1%顯著水平檢驗。產業結構合理化有利于生產要素的優化配置，減少資源浪費，能夠提高農產品生產效率，提高農村居民經營性收入；另外，產業結構合理化能促進農村勞動力轉移，被轉移的勞動力的邊際報酬率增加，促進農村居民工資性收入增加。區域經濟的增長能通過輻射效應帶動縣域、城鎮及農村的發展，帶動農村基礎設施建設以及生產能力提升，促進農村收入的提高。對外開放程度的提升開拓了消費市場，能促進農村居民的異地就業，提升農村居民收入水平。政府干預與農業機械動力變量的作用尚不顯著，一方面，隨著市場化進程的推進，政府干預程度降低；另一方面，農業機械動力會替代部分農業勞動力，短期內降低農村居民收入，但長期來看會提升生產效率，促進收入提高。

值得注意的是，受教育水平變量產生了負向作用，系數為-0.011，可能的原因是農村地區的就業結構主要側重農林牧漁等方面，勞動力需求以初級技能者為主，中低等教育即可滿足，過高的平均受教育年限反而會增加農村居民的教育投入成本與機會成本，出現對家庭收入的負面作用。此外，需要說明的是，出于數據可獲得性，采用區域平均受教育年限作為代理變量，其均值要高于農村地區平均受教育年限，導致教育水平變量系數為負。

表2 基礎模型回歸結果

(二)穩健性與內生性

利用普通最小二乘回歸可能會出現遺漏重要解釋變量帶來的內生性問題，采用廣義矩估計法進行內生性處理。考慮到地區初期的經濟狀況與經濟增長的慣性對于數字普惠金融發展的影響，選擇經濟增長變量的滯后一期作為工具變量進行回歸，同時檢驗基礎回歸模型結果的穩健性。內生性處理后的GMM回歸結果見表3。結果顯示，數字普惠金融的影響系數仍然在1%的置信水平下顯著為正，系數為0.399，與基本回歸結果僅存在系數大小上的差異，同時模型的擬合優度仍高于0.9，其他控制變量作用方向與原模型基本一致，可以證明原模型估計結果穩健。

(三)路徑機制驗證

1.創業效應。依據表3的回歸結果，數字普惠金融對創業機制的作用系數通過了1%置信水平下的顯著性檢驗，即數字普惠金融的普及降低了金融服務門檻，拓寬了農村居民獲取金融產品與服務的渠道，能刺激農村居民創業活躍度的提升，進而為實現共同富裕打下了“共享”基礎。農村創業活躍度對農民收入的影響系數通過了1%置信顯著水平檢驗，系數為0.011。農村地區創業門檻相對發達的城鎮地區較低，競爭相對較小，創業活躍度的提升能促進農村地區產業規模擴張和結構調整，對農民收入的提升作用較強。中介效應檢驗發現，數字普惠金融通過刺激農村居民創業活躍度促進農村居民收入的提升，進而推動共同富裕的長效機制存在。

2.就業效應。數字普惠金融的就業機制檢驗結果見表3的后兩列。數字普惠金融對就業的影響系數為0.176，在5%的置信水平下顯著為正，說明數字普惠金融能促進農村勞動力在教育和技能學習方面的投入，增強勞動力自身與就業崗位的配適度，獲取更多的就業機會與勞動報酬；另外，在企業層面，數字普惠金融讓更多的農村企業獲取資金，促進企業規模擴張，創造了勞動力需求，有助于農村冗余勞動力就業。農村居民就業對農民收入具有顯著的正向影響，作用系數為0.143，通過中介效應檢驗，即數字普惠金融通過促進農村冗余勞動力就業、提升農村居民收入水平、助力共同富裕的路徑機制顯著存在，其中介效應占比達到10.73%，驗證了假說H2。

表3 機制路徑檢驗結果

五、進一步分析

前文的研究驗證了數字普惠金融發揮創業就業效應助力共同富裕的內在機制。接下來將從數字普惠金融的覆蓋廣度和使用深度兩個維度，進一步深入分析數字普惠金融助力共同富裕的機制是否存在顯著的異質性效果。

(一)分維度分析

表4反映的是雙向固定效應下數字普惠金融覆蓋廣度與使用深度對農村居民收入的影響效果。從全樣本回歸結果來看，覆蓋廣度與使用深度的影響效應皆通過1%置信水平下的顯著性檢驗，數字普惠金融使用深度對農村居民收入的拉動效果要強于覆蓋廣度，說明在數字普惠金融發展過程中，著重加強農村居民對數字普惠金融的認識，促進使用深度的提升能帶來更強的增收效應。另外，前文已驗證了數字普惠金融對農村的增收效應強于對城鎮的增收效應，利于打破二元結構壁壘，實現共同富裕。

考慮到區域差異同樣是共同富裕的重要阻礙之一，且中西部地區的數字普惠金融發展水平遠低于東部地區，因此，在分維度的前提下，將樣本劃分為東部地區與非東部地區做異質性分析，檢驗數字普惠金融的共同富裕效應。無論是覆蓋廣度還是使用深度，在東部地區樣本下的影響系數都不顯著，而在中西部地區顯著，這說明中西部地區的數字普惠金融的提升空間較大，因此，跨越“數字鴻溝”、擴大數字普惠金融的普及率、增強數字普惠金融的利用程度能顯著帶動中西部地區農民收入的提升，縮小與東部地區農村居民的收入差距，從而促進區域協調發展，有利于共同富裕的實現。

表4 覆蓋廣度與使用深度異質性回歸

(二)機制異質性分析

從覆蓋廣度維度看，依據表5的結果，數字普惠金融覆蓋廣度對農村居民創業活躍度具有顯著促進效應，系數為0.958，數字普惠金融的覆蓋范圍擴大，能挖掘農村潛在的金融服務需求，同時能讓農村居民加深對金融服務與風險的理解，更加便利地獲取創業資金，對創業行為產生激勵效應。在同時加入創業活躍度和數字普惠金融覆蓋廣度的模型中，創業活躍度對農民收入的增長影響顯著，農村居民的創業對收入的增長具有正向拉動效果。通過上述兩個模型的結果，可以驗證在覆蓋廣度層面上，數字普惠金融通過促進農村創業實現共同富裕的機制存在，中介效應占比為24%。同理，數字普惠金融覆蓋廣度對農村就業的影響顯著，且農村就業具有顯著的增收效應，中介效應占比為10.1%，即數字普惠金融覆蓋廣度也能促進農村就業助力共同富裕。

表5 覆蓋廣度機制檢驗

從使用深度維度看，表6中數字普惠金融使用深度對農村居民創業與就業具有顯著的帶動效應，且作用系數強于覆蓋廣度，數字普惠金融使用程度加深是數字金融服務縱向的推廣，是給農村居民提供多樣化、差異化服務的基礎，對農村居民創業就業的效果更強。分別對數字普惠金融使用深度與創業和就業中介變量進行方程(5)的估計，發現農村創業活躍度與就業都能顯著帶動農村收入的增長，且經檢驗存在顯著的中介效應，中介效應占比分別為20.97%與18.13%，可以說明在數字普惠金融使用深度維度下，通過激發農村居民創業與就業助力共同富裕的長效機制仍存在。總體上在兩種不同維度下，影響效應與機制存在異質性，驗證了假說H3。從機制強度看，數字普惠金融使用深度維度助力共同富裕的機制路徑效果更強，中介總占比高于覆蓋廣度；在農村創業機制方面，數字普惠金融覆蓋廣度的機制效果更強，而在農村就業機制方面，數字普惠金融使用深度的機制效果表現更佳。

表6 使用深度機制檢驗

六、結論及啟示

利用2011—2020年中國31個省份的農村面板數據檢驗數字普惠金融的共同富裕效應，并通過中介效應與調節效應回歸模型尋找其路徑依賴。主要結論如下：首先，數字普惠金融對農村居民收入產生了顯著的正向影響，且影響效果顯著大于對城鎮居民的影響，具有明顯的共同富裕效應。在路徑機制方面，數字普惠金融可以刺激農村創業與農村就業并構建助推共同富裕的長效機制；在拓展分析中，數字普惠金融覆蓋廣度與使用深度均能顯著帶動農村居民收入增長，且對中西部地區的效果比東部地區更好，能顯著促進共同富裕；數字普惠金融使用深度促進共同富裕的機制效果強于覆蓋廣度；另外，在農村創業機制方面，數字普惠金融覆蓋廣度的機制效果更強，而在農村就業機制方面，數字普惠金融使用深度的機制效果表現更佳。

依據數字普惠金融的共同富裕效應檢驗，提出如下建議：第一，加強數字普惠金融的發展，增加普惠金融服務機構和互聯網基礎設施建設投入，為數字普惠金融的廣泛覆蓋和深度使用打下堅實基礎。第二，依據城鄉差異與地區發展差異，因地制宜制定相應的數字普惠金融發展策略。著重對中西部地區和農村部門給予金融政策扶助，縮小地區差異，促進共同富裕。第三，加強對數字普惠金融的引導與推廣，培養農村居民的數字金融意識，緩解“數字鴻溝”問題，在提升覆蓋廣度的同時，更要充分發揮數字普惠金融使用深度對共同富裕的邊際提升效應。第四，鼓勵農村創業與就業。應加快傳統金融機構的改革，促進金融產品與服務創新，滿足不同群體的需求，為創業與就業提供良好的外部環境。要充分利用數字普惠金融刺激創業活躍度與就業規模的作用，助力共同富裕。