數字普惠金融能助力共同富裕的實現嗎？
——基于空間計量模型的實證研究

武 戈，王李軍

（江南大學 商學院，江蘇 無錫 214122）

一、引言與文獻綜述

隨著2020 年我國全面建成小康社會，舉國上下都開始積極響應新發展階段中國經濟社會發展的總指引——實現共同富裕。雖然近幾年中國經濟飛速增長，2021 年全國GDP 與人均GDP 已分別達到17.73 萬億美元與1.26 萬美元，已經開始向發達國家水平發起沖刺。“十四五”規劃中提出，截至2035年，全體人民共同富裕要取得更為明顯的實質性進展。十五年時間彈指一揮間，如何推進共同富裕的實現，似乎已經迫在眉睫。

近幾年互聯網飛速發展，金融業在互聯網的加持下衍生出數字普惠金融這種新型金融工具。數字普惠金融憑借其“數字化”和“普惠性”這兩大特點已經在社會經濟發展的諸多領域中發揮了重要作用。已有研究顯示，數字普惠金融對經濟增長（錢海章等，2020）[1]、縮小城鄉收入差距（宋曉玲，2017；張賀和白欽先，2018）[2-3]和減貧效應（黃倩等，2019；劉錦怡和劉純陽，2020）[4-5]都有明顯的促進作用。此外，梁榜和張建華（2019）[6]、萬佳彧等（2020）[7]分別從城市層面、中小企業層面和上市企業層面驗證了數字普惠金融在促進創新上大有作為，而這主要是因為其能夠有效緩解企業的融資約束；易行健和周利（2018）[8]認為數字普惠金融對流動性約束具有緩解作用，同時使支付手段更加便利化，因此其對居民消費的促進作用也是不言而喻的。雖然關于數字普惠金融的研究已經較為全面，但是對于共同富裕的研究大多還停留在理論層面，白龍和翟紹果（2022）[9]認為共同富裕包含物質財富和精神財富兩方面內容，堅持共建共享發展理念是實現共同富裕的基本條件，同時指出共同富裕是從個人獨享到家庭分享最終到社會共享的演進過程。董志勇和秦范（2022）[10]則強調了高質量發展在共同富裕實現過程中的根基作用，并從收入分配、鄉村振興和公共服務等方面論述了共同富裕的實現路徑。陳衛東等（2022）[11]通過與國際對比指出，勞動報酬比重偏低、未開征遺產稅、行業薪酬限制規范性較弱等問題的存在，在一定程度上阻礙了我國共同富裕的實現。而關于數字普惠金融與共同富裕的研究更是微乎其微。現有研究中，鄒克和倪青山（2021）[12]將共同富裕分為收入和平等兩個子系統，通過構建耦合協調度模型測度出共同富裕指數；韓亮亮等（2022）[13]結合共同富裕的內涵，通過構建共同富裕評價指標體系，運用熵值法賦值最后得出共同富裕指數；而劉心怡等（2022）[14]則從居民收入水平的提高和收入的極化程度兩方面來衡量共同富裕水平，雖然三者對共同富裕的衡量各不相同，但都得出了一個共同的結論：數字普惠金融能夠助力共同富裕的實現。

通過上述文獻分析不難發現，數字普惠金融在經濟增長、收入分配和創新創業等各個方面都已經有了頗為豐富的研究成果，一些學者也已經開始關注數字普惠金融對共同富裕的作用路徑，但二者之間的關系仍有巨大的探討空間。現有研究中，往往忽視了地理學第一定律所強調的相近事物間的強相關性[15]，即沒有考慮到數字普惠金融對共同富裕在空間上的作用效應。因此，本文將在已有研究的基礎上，從地理空間的維度來探討數字普惠金融對共同富裕的影響，以期為我國盡早實現共同富裕提供綿薄之力。

二、理論分析與研究假設

共同富裕的內涵主要體現在“共同”和“富裕”二詞上。首先是“富裕”，即國家經濟的增長和人民收入水平的提升，而數字普惠金融憑借其易獲得性、便捷性和跨時空性等優點得到人們的青睞，這種唾手可得的金融服務能夠極大地緩解居民的流動性約束，再加上數字化的支付方式，使得居民消費能夠突破以往的各種限制，快速拉動經濟增長。當然，數字普惠金融在推動經濟增長的同時也間接地促進了居民收入。一方面，數字普惠金融能夠緩解信息不對稱等問題使得企業的融資環境得到改善，從而使得產業健康發展，由此產生的“涓滴效應”能夠為群眾提供就業機會，增加收入；另一方面，數字普惠金融可以提供傳統金融無法提供的服務，使更多人能夠享受到金融服務，從而獲得啟動資金開展經營性活動，最后收入增加。

其次，從“共同”一詞來看，其實“共同”與“普惠”二詞早已不謀而合，它們都強調公平性。數字普惠金融延伸金融服務的“斷頭路”、打破金融排斥，讓金融不再是富人的工具，小微企業、農民等收入弱勢群體能夠更容易得到融資，從而參與到共同富裕的建設當中。

雖然，共同富裕僅由兩個詞組成，但其內涵卻遠不止這兩個詞語所能解釋的，因為我們追求的共同富裕不是一時的，而是長長久久的，也就是說共同富裕也應該是可持續發展的。因此，本文還將探討數字普惠金融對共同富裕作用的可持續發展性。我們知道融資約束問題會因數字普惠金融的發展而得到極大的緩解，這一方面可以使資源得到更好的配置，使得資金更好地流向綠色環保產業，促使產業結構由污染和能源密集型向環保密集型的轉變和升級，從而為可持續發展的落地生根提供現實基礎；另一方面可以緩解科技研發創新期間的資金壓力，為科學技術創新保駕護航，以此來引領發展，同時為可持續發展提供驅動力。

此外，實現共同富裕強調：允許一部分人先富起來，先富帶后富、幫后富。因此共同富裕應該具有溢出效應，即一個地區實現共同富裕可以帶動鄰近地區共同富裕的實現，從而縮小鄰近地區的共同富裕水平，最終實現全中國的共同富裕。與此同時，數字普惠金融在數字化技術的加持下，更容易產生溢出效應。鄰近地區本來就有相似的社會經濟文化，再加上近幾年交通、互聯網等基礎設施的快速發展，使得空間溢出效應更加明顯。因此，一個地區實現共同富裕，就會產生一種模式供鄰近地區甚至是非鄰近地區模仿學習，就這樣每個地區都在自己的模仿學習中產生自己的特有模式，最終有利于全體共同富裕的實現。

三、模型、變量與數據來源

（一）計量模型設計

在上文的分析中已經表明，共同富裕和數字普惠金融都具有一定的空間溢出效應，所以在研究二者之間的關系時，這種空間自相關性是萬萬不可忽視的，它會對研究結果的準確性產生重要的影響。因此，本文在空間經濟學的基礎上，通過構建空間杜賓模型、空間誤差模型和空間滯后模型三種常見的空間面板計量模型，從空間的視角來探究數字普惠金融對共同富裕的空間溢出效應。具體模型如下所示：

式（1）是廣義嵌套的空間計量模型，i和t分別代表地區和年份，本文選取2011—2019 年全國31個省市自治區，Yit是被解釋變量，Xit為解釋變量，W是空間權重矩陣，μit是誤差項，ρ和θ為空間滯后回歸系數，γ則表示解釋變量的空間溢出系數，αi為固定效應，在ρ、γ和θ中，只有θ=0 時為空間杜賓模型；只有ρ≠0 時為空間滯后模型；只有θ≠0 時為空間誤差模型。在研究中具體應該采取哪種模型，還需通過各種檢驗判斷，下文將詳細介紹。

（二）變量選取與數據來源

1.被解釋變量——共同富裕。本文在深刻理解共同富裕內涵的基礎上，通過借鑒韓亮亮等（2022）[13]的研究，構建了我國省級共同富裕評價指標體系。由表1 可知，本文將從富裕度、共同度和可持續發展度三個維度來衡量共同富裕水平，其中還包含20個三級指標。

表1 共同富裕指數評價指標體系

其中恩格爾系數為食品煙酒消費支出占人均消費支出的比例；基尼系數參照田衛民（2012）[16]的算法；平均受教育年限采用目前最普遍的算法，即各學歷人口與各學歷最高年限的乘積和比上6 歲以上人口數。最后，利用熵權法對各個指標進行賦值從而得到共同富裕指數，用CW 表示。

2.解釋變量——數字普惠金融指數。郭峰等（2020）[17]編制的數字普惠金融指數打開了學術界對數字普惠金融定量研究的大門，該指數利用支付寶的相關數據較為準確地衡量了我國各省、市乃至縣的數字普惠金融發展水平，目前該指數已更新至2020 年，本文也將采用該指數展開研究。

3.控制變量。除以上變量外，本文還將加入4 個控制變量來避免其他不必要因素的干擾。（1）對外開放水平（open）。對外開放水平用以人民幣計價的進出口總額與GDP 的比值來衡量。（2）產業高級化指數（indu），本文用第三產業增加值與第二產業增加值的比值來衡量。（3）政府干預（gov）。一般公共預算支出體現了政府在民生建設、公共服務等各個方面所作出的付出，因此用一般公共預算支出與GDP之比來體現政府干預程度。（4）科學發展水平（sci），科學技術支出是政府一般公共預算支出必不可少的一部分，因此一般公共預算支出中科學技術支出所占比重的大小可以很好地體現一個地區的科學技術發展水平。

本文選取2011—2019 年的省級面板數據作為研究樣本，數據均來源于《中國統計年鑒》和各省份統計年鑒，變量描述性統計如表2 所示。

表2 變量描述性統計

（三）空間權重矩陣

在進行空間計量之前空間權重矩陣的建立尤為重要，它是空間計量模型的關鍵，選用不同的空間權重矩陣可能會產生截然不同的計量結果，因此為了使實證結果具有更高的準確性，本文將選取三種常見的空間權重矩陣來分析數字普惠金融與共同富裕之間的關系，以增加模型的穩健性。

1.地理距離矩陣（W1）。地理距離矩陣顧名思義，矩陣中的元素與兩地之間的距離密切相關，用公式表示為表示以經緯度測算的兩個省市之間的距離。

2.經濟距離矩陣（W2）。與地理距離矩陣不同，經濟距離矩陣強調兩地之間的經濟差距。其公式為：

式（2）中的Ei（j）為i（j）省2011—2019 年人均GDP 的均值。

四、實證結果與分析

（一）空間相關性分析

檢驗研究對象是否具有空間自相關性是在進行空間計量之前的必要操作，目前，莫蘭指數是最常用的檢驗研究對象是否具有空間自相關的指數之一，因此本文也將采用莫蘭指數來判斷數字普惠金融和共同富裕是否具有空間自相關性。

1.全局莫蘭指數。全局莫蘭指數是判斷變量是否具有空間自相關性最常用的方法之一，其公式為：

式（3）中，wij選取的是地理距離矩陣，表示所有地區的平均值，s2是樣本方差。莫蘭指數最大只能取1，且最小只能取-1，當其取值為負數的時候表示空間相關性也是負的，反之則反。通過構建地理距離矩陣，利用Stata 16 計算得到2011—2019 年我國大陸31 個省市自治區共同富裕和數字普惠金融的全局莫蘭指數，結果如表3 所示。

表3 全局莫蘭指數檢驗結果

根據表3 的結果可以看出，2011—2019 年共同富裕指數與數字普惠金融指數均在1%的水平上顯著大于零，這說明我國各地區的共同富裕水平具有顯著的空間正相關性，即共同富裕水平高（低）的地區，其鄰近地區也有較高（低）水平的共同富裕指數，共同富裕水平相似地區呈現空間聚集現象。同理，數字普惠金融指數也是如此。至此，可以充分相信研究數字普惠金融對共同富裕的影響時，考慮空間溢出效應是合理的。

2.局部莫蘭指數。當判斷局部地區相似或相異觀察值是否存在聚集情況時常用到局部莫蘭指數，通過繪制莫蘭散點圖來分析相關變量的空間聚集情況。由于篇幅限制，本文只繪制了2018 年和2019年各省份共同富裕指數和數字普惠金融指數的莫蘭散點圖，如圖1 和圖2 所示。

圖1 2018年和2019 年共同富裕指數的莫蘭散點圖

圖2 2018 年和2019 年數字普惠金融指數的莫蘭散點圖

莫蘭散點圖的一、三象限表示空間相關性是正的，其中第一象限表示高-高聚集，即臨近地區與本地區的共同富裕指數（數字普惠金融指數）都較高，而第三象限則正好相反；莫蘭指數的二、四象限表示空間相關性是負的，其中第二象限呈現低-高聚集，即本地區共同富裕指數（數字普惠金融指數）發展水平低，而其臨近地區發展水平則高，而第四象限則與之相反。因此，從圖1 和圖2 整體來看，不管是共同富裕指數還是數字普惠金融指數，處于一三象限的省份都占絕大多數，都超過了50%，數字普惠金融實數甚至更多，這再一次證明我國共同富裕水平和數字普惠金融水平呈現出較強的空間正相關性。

具體來看，就共同富裕而言處于高-高聚集的地區主要有北京、上海、江蘇、天津、浙江等，這些處于京津地區和長三角地區的省市，都是我國經濟發展中的翹楚，這些地方都有較高的共同富裕水平，且相互聚集在一起。而像云南、西藏、青海、甘肅等中西部城市經濟發展水平不高，共同富裕水平也相對較低。這反映了我國共同富裕水平的區域差異性。數字普惠金融差不多也是如此，數字普惠金融呈現高-高聚集的省市也分布在京津、長三角等經濟較為發達的地區，而一些中西部地區還是呈現低-低聚集。

（二）空間面板回歸結果分析

1.模型檢驗與識別。上文已經構建了三種常見的空間計量模型，具體選擇哪種模型需要經過相應的檢驗來判斷，而LM 檢驗和Robust 檢驗是最常用的檢驗方法之一，因此本文也采用該方法來決定模型的選擇。

從表4 的結果可以看出，空間誤差模型的兩個檢驗均通過了1%水平上的顯著性檢驗，說明空間誤差是存在的。而針對空間滯后模型的檢驗中只有LM 通過檢驗，因此認為選擇空間誤差模型更優[18]。此外，在分析空間自相關時發現，共同富裕指數和數字普惠金融指數都具有明顯的空間自相關性，因此空間杜賓模型也將作為研究考慮。同時根據Hausman 檢驗固定效應模型是比較合適的。

表4 空間計量模型檢驗結果

2.模型估計與結果分析。如表5 所示是地理距離權重矩陣下空間杜賓模型和空間誤差模型的回歸結果。通過觀察兩個模型的R2值和Log-likelihood值發現，空間杜賓模型的這兩個值均較大，這表明空間杜賓模型相較于空間誤差模型的擬合效果更優一些，所以本文將著重分析空間杜賓模型的回歸結果。

表5 空間杜賓模型與空間誤差模型回歸結果

首先，從被解釋變量來看，共同富裕的空間相關系數ρ=0.353，并且通過了1%水平上的顯著性檢驗，說明各省間的共同富裕水平具有顯著的正向空間溢出效應，這正好驗證了“先富帶動后富”的共同富裕實現途徑。

其次，從核心解釋變量數字普惠金融的回歸結果來看。其系數為正表明本地區的共同富裕水平會受到其數字普惠金融水平的影響，若某地數字普惠金融指數提高1%，則其共同富裕指數將提升0.003 5%。但是數字普惠金融顯著為負的空間滯后項系數表明本地的數字普惠金融指數與鄰近地區的共同富裕指數之間存在負的空間溢出效應。這是因為數字普惠金融是以互聯網為依托的，而互聯網天生就不受地域限制，使得其對周邊地區產生“虹吸效應”，即吸收了外省的用戶和資源[19]，這可能是數字普惠金融負的外部性產生的原因之一。此外，數字普惠金融也是建立在數字化服務基礎之上的，數字普惠金融發展較好的省份，其數字化服務肯定也相對比較完善，從而擁有低成本、高便利的金融服務優點，因而周邊地區想要得到金融服務卻又被傳統金融服務拒之門外的群體就被他們吸引，這也從另一方面說明了數字普惠金融具有負外部性的可能原因。

最后，就控制變量而言。開放程度的系數顯著為正，但滯后項并不顯著，說明對外開放水平的提升只會促進本地區的共同富裕水平。產業結構的系數及其滯后項都顯著為正，說明產業結構水平的提升不僅促進了本地區的共同富裕水平，還對鄰近地區的共同富裕水平產生了促進作用。科學發展水平能夠促進鄰近地區的共同富裕，但不會對本地區的共同富裕水平產生影響。政府行為對本地區和鄰近地區的共同富裕都不會產生影響。

3.空間效應分解。在空間面板模型中，由于引入了空間滯后項，所以并不能片面地從模型的點估計來分析數字普惠金融對共同富裕的影響及其空間溢出效應，要綜合考慮二者之間的當期效應和迂回效應，即通過偏微分的方法將數字普惠金融對共同富裕的影響分解為直接效應和間接效應[20]。其中，直接效應是指本地區數字普惠金融對本地區共同富裕水平的直接影響，同時也指本地區數字普惠金融對鄰近地區共同富裕水平產生影響進而影響本地區共同富裕水平這一空間反饋作用；間接作用指本地區數字普惠金融對鄰近地區共同富裕水平的影響。空間效應的分解結果如表6 所示。

表6 空間效應分解

從表6 的直接效應回歸結果上看，數字普惠金融、對外開放程度和產業結構對共同富裕的直接效應分別為：0.003 25、0.132 和0.016 8，且至少在5%的檢驗水平上顯著，說明這三者能夠促進本地區的共同富裕水平。另外，從間接效應的回歸結果來看，數字普惠金融顯著為負的空間溢出效應表明當地的數字普惠金融發展水平越高反而不利于“鄰居”發展共同富裕；而產業結構和科學技術發展的空間溢出效應顯著為正，說明二者對周邊地區的共同富裕水平具有一定的促進作用。因為數字普惠金融的直接效應和間接效應作用方向相反，所以其總效應不顯著[21]。

（三）穩健性檢驗

上文通過構建地理距離矩陣實證得出數字普惠金融發展能夠拉動本地區的共同富裕水平，但對鄰近地區的共同富裕發展具有抑制作用。接下來本文將引入經濟地理權重矩陣來進行模型的穩健性檢驗。

如表7 所示，在經濟地理權重矩陣下，根據上文的判斷方法空間杜賓模型依然優于空間誤差模型。此外，在此權重矩陣下，空間杜賓模型中主要變量的系數的正負和顯著性均與上文保持一致，因此認為本文的結果具有一定的穩健性。

表7 穩健性檢驗

（四）進一步分析

數字普惠金融指標體系是從覆蓋廣度、使用深度和數字化程度這三個維度構建的，其中覆蓋廣度是指數字普惠金融的用戶數量；使用深度體現了用戶使用數字金融服務的活躍度和總量；而數字化程度則是衡量金融普惠程度的依據，即普惠金融的便利性和低門檻性是以數字化為依托的。因此，本文將進一步分析覆蓋廣度、使用深度和數字化程度對共同富裕的影響，結果如表8 所示。

表8 數字普惠金融子維度的回歸結果

表8 的（1）列、（2）列、（3）列分別匯報了覆蓋廣度、使用深度和數字化程度對共同富裕水平的影響。首先就覆蓋廣度而言，其直接效應在1%的檢驗水平上顯著為正，但間接效應并不顯著，說明覆蓋廣度提升有利于本地區共同富裕的發展，但對周邊地區并沒有影響。其次從使用深度來看，使用深度的直接效應系數顯著為正，而間接效應效數顯著為負，說明使用深度能夠促進本地區的共同富裕水平卻不利于鄰近地區共同富裕的發展。最后就數字化程度而言，數字化程度的直接效應和間接效應系數都顯著為負，說明數字化程度發展既不利于本地區也不利于周邊地區共同富裕的發展。這可能是因為，一方面數字化只是便捷了會使用它的人，而對于一些老人或文化程度不高的農民可能并不會使用，因此可能給他們帶來了很多“不便”，另一方面正因為數字化程度帶來的低門檻性和便捷性使得一些年輕人或小微企業超前消費，而他們并沒有很好地評估自己的經濟實力導致自己的經濟條件每況愈下。這并不利于共同富裕發展。

五、結論與啟示

本文通過構建空間杜賓模型，以2011—2019 年我國省域面板數據為研究樣本，實證分析了數字普惠金融發展對省域共同富裕水平的影響。主要得出以下結論：第一，我國省域共同富裕水平和數字普惠金融發展水平具有顯著的空間正相關性，即二者都呈現出“高-高”聚集和“低-低”聚集的空間分布特征。第二，我國各省份的共同富裕水平表現出明顯的正向空間溢出效應，表明本地區的共同富裕能夠帶動鄰近地區的共同富裕，從而驗證了“先富帶動后富”的科學性。第三，數字普惠金融的發展能夠促進本地區的共同富裕發展水平，但是會產生“虹吸效應”從而對周邊省份的共同富裕發展產生負向的空間溢出效應。數字普惠金融以互聯網為依托，其便利性、低成本性和低門檻性等優勢都可以通過數字普惠金融的覆蓋廣度、使用深度和數字化程度三個維度得以體現，正是這些優勢吸引了鄰近地區的資源，從而產生負的空間溢出效應。

基于以上研究，本文提出以下政策建議：（1）繼續深入推進數字普惠金融的發展。首先，以政府為抓手，建立健全金融行業監管體制，嚴格制定金融企業準入門檻，加快完善數字技術可能存在的缺陷；其次，引導傳統金融機構推出數字普惠金融服務，并逐步朝著數字普惠金融的方向進行改革，以滿足更多人群的金融需求，從而拓寬數字普惠金融的服務范圍；最后，加強數字普惠金融知識的宣傳，可以通過數字普惠金融的創新創業激勵功能來加大宣傳力度，讓數字普惠金融真正做到普及惠及每一個人。（2）引導區域間數字普惠金融技術和服務的交流與合作。區域間的金融企業要加強交流合作，加快數字普惠金融技術和產品的創新，同時帶動其他地區實現數字普惠金融的共同發展，形成“高水平帶動低水平”的區域數字普惠金融發展格局。（3）優先設置共同富試點城市。通過設定共同富裕試點城市，一來讓共同富裕不再是紙上談兵，從而營造出全社會探索共同富裕的良好氛圍；二來可以探索共同富裕的實現路徑，供其他城市參考，從而實現“先富更好地帶動后富”。