數字普惠金融發展能促進代際收入流動嗎？

趙立業 吳衛星

[摘 要：數字普惠金融的快速發展已經成為促進經濟高質量發展和推動共同富裕的新契機。本文采用2014年、2016年和2018年中國家庭追蹤調查（CFPS）三輪調查數據，以及2012年北京大學數字普惠金融指數相關數據，運用門檻模型實證分析了數字普惠金融對代際收入流動影響的門檻效應，并運用OLS模型實證檢驗了數字普惠金融對代際收入流動的影響及作用機制。研究發現，數字普惠金融對代際收入流動的影響具有門檻效應。在未達到門檻值時，數字普惠金融的發展不利于代際收入流動；在超過門檻值后，數字普惠金融對代際收入流動具有促進作用。機制分析表明，初期階段數字普惠金融受限于數字鴻溝，增大了代際收入關聯性，不利于代際收入流動。異質性分析表明，數字普惠金融對低收入家庭、農業家庭、低受教育水平家庭和西部地區的代際收入流動產生不利影響。本文的研究為數字普惠金融發展政策的制定提供了決策參考，為促進代際收入流動和推動共同富裕提供了微觀證據。

關鍵詞：數字普惠金融；代際收入流動；數字鴻溝；共同富裕

中圖分類號：F830.3文獻標識碼：A文章編號：1000?176X（2023）05?0064?12 ]

一、問題的提出

黨的二十大報告指出，中國式現代化是全體人民共同富裕的現代化，實現全體人民共同富裕是中國式現代化的本質要求之一。中央財經委員會第十次會議也明確了共同富裕是全體人民的富裕，要暢通向上流動通道。暢通向上流動通道需要解決好代際收入流動問題［1］。改革開放以來，中國經濟飛速發展，但收入差距在持續擴大［2］。同時財務杠桿使富裕家庭的財富增長更快，財富差距也在增大［3］，對社會和經濟發展產生不利影響［4］。代際收入流動反映了父代收入與子代收入的關聯性，代際收入關聯性越小，代際收入流動性越高，低收入群體的子代越有可能向上跨越階層。促進代際收入流動，對緩解收入差距、促進共同富裕具有重要的現實意義。

代際收入流動的測度和影響因素一直是學術界的研究重點。由于數據、測度方法和研究角度不同，國內外關于代際收入流動的測度結果存在一定差異。Aaronson和Mazumder［5］認為，1950—1980年，美國的代際收入流動性處于上升趨勢，之后代際收入流動性便大幅下降。Chetty等［6］認為，20世紀下半葉美國的代際收入流動性一直較為穩定，這與Lee和Solon［7］的研究結論一致。在國內，陳琳和袁志剛［8］認為，1988—2005年，中國代際收入彈性大幅下降并逐步穩定。Fan等［9］對比1980年前后的兩個出生群體，認為改革開放后，中國代際收入流動性持續上升。代際收入流動的影響因素可以分為遺傳因素、家庭因素和環境因素。現有文獻大多使用雙胞胎［10］和領養孩子［11］的數據分析遺傳因素的影響。家庭因素包括人力資本［8，12］、財富資本［8，12］和社會資本［8，12，13］。環境因素包括公共教育支出［14］和社區環境等［15］。借助于數字技術，數字普惠金融覆蓋了支付、保險、基金和信貸等眾多領域，在改變傳統金融服務模式的同時，滲透到居民家庭中的諸多方面，包括收入、消費、創業和投資等，其作為一種環境因素，對居民生活產生了深遠影響，已經成為引領全球的一面旗幟［16］。

從代際收入流動的角度而言，數字普惠金融會產生何種作用？對這一問題的解決不僅可以為推行數字普惠金融相關政策提供借鑒，也可以為探討共同富裕的實現路徑提供微觀證據。相較于以往文獻，本文的邊際貢獻如下：一是采用CFPS數據探討了數字普惠金融促進代際收入流動的門檻效應，并側重于分析初期階段數字普惠金融對不同群體的異質性作用，為全面認識數字普惠金融的發展提供了多元化的視角。二是從數字鴻溝的視角探討了數字普惠金融促進代際收入流動的影響機制，彌補了現有文獻的不足，具有重要的參考價值。

二、理論分析與研究假設

關于數字普惠金融發展的作用，學術界展開了諸多討論，但得到的結論存在一定分歧。一部分學者認為，數字普惠金融具有正向作用。如張勛等［17-18］認為，數字普惠金融能改善農村居民的創業行為，特別是有助于促進低物質資本或低社會資本家庭的創業行為，進而對農村低收入群體的增收效應更明顯，體現了數字普惠金融的包容性。李建軍和韓珣［19］研究發現，數字普惠金融能夠消除金融排斥和金融抑制，實現對弱勢群體的包容，提高農村居民人均可支配收入，從而降低貧困發生率。張金林等［20］認為，數字普惠金融通過促進家庭創業，進而激發民營經濟活力，推進共同富裕。另一部分學者認為，數字普惠金融具有負向作用。如王修華和趙亞雄［21］發現，數字普惠金融發展具有明顯的“馬太效應”，貧困戶金融素養水平普遍偏低，并且所處環境較為惡劣，難以通過數字普惠金融實現發展；而非貧困戶所接觸到的經濟機會較多，能從數字普惠金融的發展中獲得更多收益，從而拉開與貧困戶的差距。胡聯等［22］指出，低收入家庭難以通過理財產品購買的便捷性提高收入水平，使得現階段數字普惠金融的發展會加劇城鎮和農村的相對貧困。上述兩類研究成果體現出數字普惠金融作用的復雜性，表明其產生的影響并非是線性的，而是存在門檻效應，在跨越門檻后，數字普惠金融的作用會發生明顯的改變。這在現有文獻中也得到了證實。如唐文進等［23］發現，數字普惠金融發展與產業結構升級之間存在非線性關系，并且這種非線性關系在不同地區之間存在異質性。周利等［24］認為，數字普惠金融的減貧效應具有門檻效應，在數字普惠金融發展的初期階段，其并不能降低貧困率，只有當數字普惠金融指數超過一定數值時，才能顯著降低貧困率。由于居民貧困與代際收入流動密切相關，貧困率的降低有助于低收入家庭緩解信貸約束，增加對子代的人力資本投資，使其實現向上流動，從而提高代際收入流動性。數字普惠金融的門檻效應同樣會反映到代際收入流動層面。在未達到門檻值時，數字普惠金融會加劇相對貧困，對代際收入流動產生不利影響，但超過門檻值后，數字普惠金融能顯著減少居民貧困的發生，有利于代際收入流動。基于上述分析，筆者提出如下假設：

H1：數字普惠金融對代際收入流動的影響具有門檻效應。在未達到門檻值時，數字普惠金融的發展不利于代際收入流動；在超過門檻值后，數字普惠金融對代際收入流動具有促進作用。

根據經濟合作與發展組織（OECD）的定義，“數字鴻溝”是個人、家庭、企業和區域間運用信息通信技術（ICT）和使用互聯網各種功能的差距。隨著互聯網的發展，數字技術的影響愈加廣泛。但由于各地區經濟發展水平不同，不同群體擁有的資源不盡相同，接入和使用機會的不均等會引起數字技術的不均衡分布，進而形成數字鴻溝。由于數字普惠金融更多是依托數字技術來實現金融服務［25］，因而會受到數字鴻溝的影響。數字普惠金融對農戶相對貧困脆弱性的影響會同時存在數字紅利和數字鴻溝［26］。在數字普惠金融發展初期，數字鴻溝程度嚴重，并呈現先加深后縮小的趨勢［27］。發達地區、高收入水平的群體更有機會率先獲得技術帶來的數字紅利［28］，與之對應的弱勢群體則受到技術門檻的限制而無法被惠及［29］，特別是隨著貧困程度的上升，數字技術的減貧效應會由強轉弱，甚至對深度貧困的農戶產生反向增貧作用［30］，可能引起收入差距擴大，不利于代際收入流動。信息基礎設施的差距是造成城鄉之間數字鴻溝的一個基本原因［31］。第47次《中國互聯網絡發展狀況統計報告》顯示，2020年末我國城鎮互聯網普及率達79.8%，而農村僅為55.9%，城鄉之間信息基礎設施的差距仍十分明顯。互聯網基礎設施的發展可以縮小接入鴻溝，并增強應用覆蓋性［32］，進而為數字普惠金融發揮作用創造前提。通過擴大互聯網覆蓋率，數字普惠金融可以提升互聯網的使用機會，間接降低農戶相對貧困脆弱性［26］，并且隨著互聯網科技水平的不斷發展，數字普惠金融能更有效地改善農村地區金融產品和金融服務，使農村居民獲得更多資金支持，有利于縮小城鄉收入差距［33］，進而促進代際收入流動。推進數字普惠金融要做好互聯網的普及工作，提升基礎設施，彌合數字鴻溝［34］，使居民享受到數字金融帶來的便利和機會［35］。由于互聯網最初是通過固定電話撥號的方式接入的，因而較高的固定電話普及率也有利于互聯網的普及，而早期的郵局是鋪設固定電話的執行部門，郵局的分布會影響固定電話的分布進而影響互聯網的先期接入［36］，因此，通郵變革有利于為互聯網接入奠定基礎，并且通郵變革經過的年限越長，互聯網接入需要的基礎設施也可能越完善，有利于緩解數字鴻溝。與此同時，郵政業務提供的設施也可以直接幫助無法接觸互聯網的家庭克服數字鴻溝［17］，有利于數字普惠金融促進代際收入流動。基于上述分析，筆者提出如下假設：

H2：數字普惠金融通過緩解數字鴻溝促進代際收入流動。

三、研究設計

（一）數據來源

本文使用的樣本數據主要來自中國家庭追蹤調查（China Family Panel Studies，CFPS）數據，CFPS為北京大學中國社會科學調查中心實施的一項全國性調查，2010年進行首輪基線調查，以后每兩年進行一輪回訪，調查內容涉及個體、家庭和社區三個層面，涵蓋了年齡、戶口、教育年限、收入、工作類型和認知能力等信息。本文主要使用CFPS2014、CFPS2016和CFPS2018三輪調查數據，同時限定子代夫妻雙方的平均年齡在16歲及以上，并剔除在學人口。父代夫妻雙方的平均年齡在65歲及以下，并剔除退休人口。數字普惠金融數據使用北京大學編制的數字普惠金融指數，該指數由支付寶的海量數據合成，按照綜合性、可比性和可行性等原則，采用對數功效函數進行無量綱化處理，并基于層次分析的變異系數賦權法確定權重后最終合成。該指數在學術界已經得到了廣泛應用，具有一定的影響力和代表性。

（二）變量說明

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為子代收入排序（Rankc），用子代收入在子代群體中的百分位排序衡量。CFPS2014、CFPS2016中的收入數據均經消費者物價指數調整到2018年。在每輪調查中，若子代已婚，子代收入為夫妻雙方收入之和［7］，否則為子代個人收入。對于有兩輪及以上調查收入的樣本，用多輪調查收入的平均值衡量子代收入水平。收入涵蓋工資性收入和經營性收入兩大類。

2.解釋變量

本文的解釋變量為父代收入排序（Rankf）和數字普惠金融發展程度（DIF），父代收入排序用父代收入在父代群體中的百分位排序衡量。父代收入為父母雙方收入之和。數字普惠金融發展程度用數字普惠金融指數衡量。由于CFPS是被調查者過去一年的情況，因此，CFPS2014的數據實際上包含了2013年的信息。為減少內生性，本文使用2012年的數字普惠金融指數，該指數包含覆蓋廣度（Cover）、使用深度（Use）和數字化程度（Digital），同時使用深度又分為支付（Pay）、保險（Insur）和信貸（Credit）。在實證過程中，將數字普惠金融指數除以100再進行回歸，同時將除以100后得到的數字普惠金融指數與自身相乘，得到其平方項，以驗證門檻效應。

3.機制變量

本文的機制變量為數字鴻溝（div）。張勛等［17］以能否接觸互聯網作為數字鴻溝的代理變量，同時，他們認為，無法接觸互聯網的家庭仍然可能通過郵政業務提供的設施克服數字鴻溝。基于此，本文從兩個層面衡量數字鴻溝：一是微觀層面，以家庭能否上網（Internet）作為數字鴻溝的代理變量，只要三輪調查中，有一輪調查的結果為能上網，即視為沒有受到數字鴻溝的約束，虛擬變量Internet取值為1，否則取值為0。二是宏觀層面，以家庭所在的村居是否經歷過通郵變革（Post）和通郵變革年限（Post_y）分別作為代理變量。如果該村居有過通郵變革，虛擬變量Post取值為1，否則取值為0，同時變革時間越早，Post_y越大。如果家庭所在村居經歷過通郵變革，且變革的時間越早，則數字基礎設施可能越完善，當地居民在接觸、使用數字技術方面更有優勢，受數字鴻溝的影響越小。

4.控制變量

為減少相關變量對回歸結果產生的影響，本文選取如下控制變量：父代年齡（age_f），用父母雙方年齡的均值衡量；父代年齡平方（age_f2），用父代年齡與自身相乘的結果衡量；子代年齡（age_c），如子代已婚，用子代夫妻雙方年齡的均值衡量，否則用子代個人的年齡衡量；子代年齡平方（age_c2），用子代年齡與自身相乘的結果衡量；子代戶口（hk_c），如子代已婚，用子代夫妻雙方中丈夫的戶口類型衡量，否則用子代個人的戶口類型衡量；子代受教育年限（eduy_c），如子代已婚，用子代夫妻雙方受教育年限的均值衡量；子代黨員身份（party_c），如子代已婚，用子代夫妻雙方中丈夫的黨員身份衡量，否則用子代個人的黨員身份衡量，黨員為1，否則為0；子代健康狀況（health_c），如子代已婚，用子代夫妻雙方中丈夫的健康狀況衡量，否則用子代個人的健康狀況衡量，健康為1，否則為0；子代婚姻狀態（marr_c），用在婚和其他兩種婚姻狀態衡量，在婚狀態時取值為1，否則為0；子代主要工作類型（job_c），如子代已婚，用子代夫妻雙方中丈夫的主要工作類型衡量，否則用子代個人的主要工作類型衡量。子代主要工作類型分為自家農業生產經營、私營企業/個體工商戶/其他自雇、農業打工、受雇、非農散工五種，分別取值為1—5。為減輕內生性，本文將子代年齡相同的樣本劃分為同一出生群體，構建出生群體虛擬變量，并與所在的縣構建交互項固定效應，以控制特定出生背景下不可觀測因素的影響。

（三）模型構建

本文參考楊沫和王巖［12］的研究，構建模型如下：

[Rankci= β0+β1Rankfi +? β2DIF+? β3DIF ×Rankfi+j=110αjControlji+Cohorti×Countyi+ εi ] （1）

其中，[Rankci ]表示第i個家庭中子代收入在子代群體中的百分位排序（子代收入排序）。[ Rankfi]表示第i個家庭中父代收入在父代群體中的百分位排序（父代收入排序）。DIF表示數字普惠金融指數。[Controlji]表示一系列控制變量，上文已述。Cohorti×Countyi表示第i個家庭中子代所在的出生群體和縣相乘構成的交互項的固定效應。[εi]表示隨機誤差項。[β3DIF+β1 ]表示代際收入關聯性，數值越大，表示父代收入排序與子代收入排序的關聯性越強，代際收入流動性越小。[β3 ]顯著為負時，表明數字普惠金融能降低代際收入關聯性，有利于代際收入流動，反之，會產生一定的不利影響。

為驗證門檻效應，參考周利等［24］的做法，模型（1）拓展為如下形式：

[Rankci=β0+β1Rankfi+β2DIF+β3DIF×Rankfi+β4DIF2+β5DIF2×Rankfi+j=110αjControlji+Cohorti×Countyi+εi] （2）

其中，DIF2表示數字普惠金融指數的平方項，其余變量含義同上。當[ β5 ]顯著為負時，表明代際收入關聯性隨數字普惠金融的發展先增大后減小，呈倒U型趨勢；相應地，代際收入流動則先降低后升高，即存在門檻效應。

為驗證數字鴻溝對數字普惠金融影響代際收入流動的作用，構建如下實證模型：

[ Rankci=β0+β1Rankfi+β2DIF+β3div+β4DIF×Rankfi+β5DIF×div+β6Rankfi×div+β7DIF×Rankfi×div+]

[j=110αjControlji+Cohorti×Countyi+εi] （3）

其中，[div]為衡量數字鴻溝的一系列代理變量，即上網（Internet）、通郵（Post）和通郵年限（Post_y），上文已述。[Controlji ]表示一系列控制變量，上文已述。當[ β7 ]顯著為負時，表明在緩解數字鴻溝的情況下，數字普惠金融能降低代際收入關聯性，有利于代際收入流動。

（四）描述性統計

表1為主要變量的描述性統計結果。

從表1可以看出，子代收入排序的均值為0.500。數字普惠金融指數的均值是98.185，其中，覆蓋廣度、使用深度和數字化程度的均值分別為77.989、114.319和135.560，支付、保險和信貸的均值分別為66.982、157.156和101.746。這表明，一級指標中數字化程度的發展程度最高。上網的均值為0.934，通郵變革的均值為0.728，通郵變革年限的均值為29.814。在網絡覆蓋已較為充分的情況下，更需要關注尚未接觸過網絡的弱勢群體。父代平均年齡約為51.220歲。子代平均年齡約為25.990歲，子代戶口的均值為0.880。子代教育年限的均值為10.791年。子代黨員身份的均值為0.099。子代健康狀況的均值為0.956。子代主要工作類型的均值為3.790。子代婚姻狀況均值為0.420。從中可以看出，大部分子代樣本為農業戶口、非黨員身份、處于健康狀態，且在婚狀態的樣本比例小于其他狀態，從事于受雇工作的居多。

四、實證分析

（一）門檻效應檢驗

為驗證數字普惠金融促進代際收入流動的門檻效應，首先，計算每個省份父代與子代收入排序的相關系數（相關系數與代際收入關聯性正相關）。其次，將相關系數對數字普惠金融指數進行門檻回歸，回歸結果如表2所示。從表2列（1）可以看出，門檻值為100.130，即數字普惠金融指數達到100.130后，其作用效果可能會發生改變。為進一步說明，以門檻值為界將樣本分為未達到門檻值和達到門檻值兩部分，分別用相關系數對數字普惠金融指數進行回歸，結果如表2列（2）和列（3）所示。其中，列（2）為未達到門檻值的樣本回歸結果，數字普惠金融指數的估計系數顯著為正，這表明，數字普惠金融指數與相關系數整體上同向變動。列（3）為達到門檻值的樣本回歸結果，數字普惠金融指數的估計系數顯著為負，這表明，數字普惠金融指數與相關系數整體上反向變動。總體來看，相關系數隨著數字普惠金融的發展先增大后減小，存在門檻效應。由此可以推斷，代際收入關聯性與數字普惠金融之間可能存在倒U型關系。

（二）OLS回歸分析

為進一步說明，根據模型（2）進行回歸，回歸結果如表3列（1）所示。DIF×Rankf的估計系數為1.529，在1%水平上顯著，而DIF2×Rankf的估計系數為-0.686，在1%水平上顯著，這表明，代際收入關聯性隨著數字普惠金融的發展先增大后減小，呈現倒U型關系。這同時也表明，數字普惠金融發展存在門檻值，只有超過門檻值之后，數字普惠金融才能顯著降低代際收入關聯性，從而促進代際收入流動。根據上文倒U型關系計算得到的轉折點為100.130，而本文使用的2012年數字普惠金融指數在75.870—150.770之間，包含了轉折點，但只有北京、天津、上海、江蘇、浙江、福建和廣東7個省份的數字普惠金融發展程度超過了該門檻值，為重點分析未超過門檻值時數字普惠金融的作用，后續的回歸中剔除了該7個省份的樣本，并將其定義為初期階段數字普惠金融，只對未超過門檻值省份（4 998個樣本）的回歸結果進行了展示。1根據模型（1）對未超過門檻值的樣本進行OLS回歸的結果如表3列（2）所示，從中可以看出，DIF×Rankf的估計系數為0.380，在1%水平上顯著，這表明，初期階段數字普惠金融增大了代際收入關聯性，父代收入與子代收入的關聯性有所增強，這意味著代際收入流動性并沒有得到提高。因此，對于未超過門檻值的樣本而言，初期階段數字普惠金融確實沒有表現出促進代際收入流動的效果。表3列（3）—列（8）依次將DIF替換為各個子指標，即ZZHB，分別表示覆蓋廣度、使用深度和數字化程度（三個一級指標），以及支付、保險和信貸（三個二級指標）。從列（3）—列（8）回歸結果可以看出，除數字化程度外，其余子指標與父代收入排序交互項的估計系數都顯著為正。數字化程度與父代收入排序交互項的估計系數雖然為負，但不顯著。因此，使用子指標回歸的結果也表明，初期階段數字普惠金融沒有促進代際收入流動。H1成立。

（三）內生性處理和穩健性檢驗1

1.內生性處理

為減輕遺漏變量的影響，本文使用工具變量法進行內生性處理。具體而言，郵局的分布會在一定程度上影響固定電話的布局進而影響互聯網的先期接入［36］，同時鄉村中開通郵政業務的比重更能體現出普惠性，因此，本文使用《中國統計年鑒》中通郵的建制村比重作為工具變量，重新進行回歸，最終回歸結果與上文相同。

2.穩健性檢驗

本文進行如下穩健性檢驗：一是更換樣本。將樣本上下縮尾1%、2%后按模型（1）回歸，剔除極端值的影響。二是增加控制變量。在模型（1）中進一步控制各省份的人均GDP、人均工資水平以及財政性教育支出三種因素。三是替換變量。將父代收入排序和子代收入排序分別替換為父代收入自然對數和子代收入自然對數，構建數字普惠金融指數與父代收入自然對數的交互項。上述三種方式交互項的估計系數都顯著為正，表明結論仍成立。

五、機制分析

數字鴻溝在數字金融影響代際收入流動中產生作用的回歸結果如表4所示。從表4列（1）回歸結果可以看出，DIF×Rankf×Internet的估計系數在1%水平上顯著為負，這表明，在接入互聯網的情況下，數字普惠金融能顯著降低代際收入關聯性，有利于代際收入流動。由于互聯網是使用數字普惠金融服務的前提，在接入互聯網后，居民受數字鴻溝的影響降低，進而能享有數字普惠金融帶來的紅利，有利于代際收入流動。從表4列（2）回歸結果可以看出，DIF×Rankf×Post的估計系數在1%水平上顯著為負，這表明，村居中發生過通郵變革的情況下，數字普惠金融能降低代際收入關聯性，有利于代際收入流動。從表4列（3）回歸結果可以看出，DIF×Rankf×Post_y的估計系數在5%水平上顯著為負，這表明，通郵變革經過的時間越長，數字普惠金融指數越能有效降低代際收入關聯性，有利于代際收入流動。由于先期的郵政業務為互聯網等數字技術提供了基礎設施，且通郵變革經歷的時間越長，基礎設施建設得越完善，越有利于數字技術的接入，因而居民受數字鴻溝的影響也越小，越能充分地使用數字普惠金融服務，最終提高代際收入流動性。H2成立。

六、異質性分析

（一）不同家庭的異質性

參考徐建煒等［37］的研究方法，將父代收入位于90%分位數以上的家庭定義為高收入家庭，父代收入位于40%—90%分位數之間的家庭定義為中等收入家庭，其余定義為低收入家庭，分別按模型（1）進行回歸，結果如表5中列（1）—列（3）所示，從中可以看出，列（1）和列（3）中，DIF×Rankf的估計系數顯著為正，這表明，初期階段數字普惠金融主要提高了高收入家庭和低收入家庭的代際收入關聯性。根據父代戶口類型，分別將樣本分為農業家庭和非農業家庭，回歸結果如表5中列（4）和列（5）所示，從中可以看出，列（4）中，DIF×Rankf的估計系數顯著為正，列（5）中，DIF×Rankf的估計系數不顯著，這表明，初期階段數字普惠金融能顯著提高農業家庭的代際收入關聯性，不利于其代際收入流動。根據父代受教育水平，將位于樣本均值以上的樣本劃分為高受教育水平家庭，否則為低受教育水平家庭進行回歸，結果如表5列（6）和列（7）所示，從中可以看出，列（6）中，DIF×Rankf的估計系數不顯著，列（7）中，DIF×Rankf的估計系數顯著為正，這表明，數字普惠金融提高了低受教育水平家庭的代際收入關聯性，不利于其代際收入流動。

（二）不同地區的異質性

中國的數字普惠金融發展程度在地區間仍然存在一定差異［38］，東部地區數字普惠金融年均發展水平始終領先于全國、中部地區和西部地區，其中西部地區最低［39］，同時東部地區、中部地區和西部地區的居民收入水平也顯著不同。因此，按地區將樣本分為東部、中部、西部進行異質性分析，結果如表6所示。表6的列（1）和列（2）中，DIF×Rankf的估計系數不顯著，表6的列（3）中，DIF×Rankf的估計系數顯著為正，這表明，數字普惠金融指數顯著提高了西部地區居民的代際收入關聯性，不利于其代際收入流動。

七、結論與政策建議

中國已經全面建成小康社會，開啟了共同富裕的新征程。共同富裕意味著社會各個群體的生活水平都要隨著發展階段的提升而相應提升［40］。在百年未有之大變局的背景下，提高代際收入流動性，特別是促進低收入家庭的子代向上流動，對擴大中等收入群體，助力共同富裕，尤為迫切。在數字普惠金融的發展過程中，探討其對代際收入流動的影響具有重要現實意義。本文基于CFPS數據和數字普惠金融發展指數，運用門檻模型探討了數字普惠金融對代際收入流動影響的門檻效應，并運用OLS模型實證檢驗了數字普惠金融對代際收入流動的影響。主要結論如下：首先，數字普惠金融對代際收入流動的影響具有門檻效應，代際收入關聯性與數字普惠金融的發展呈倒U型關系。在未達到門檻值時，數字普惠金融的發展沒有表現出促進代際收入流動的效果；在超過門檻值后，數字普惠金融對代際收入流動具有促進作用。其次，機制分析表明，初期階段的數字普惠金融受限于數字鴻溝，增大了代際收入關聯性，不利于代際收入流動。最后，異質性分析表明，對于低收入家庭、低受教育水平家庭、農業家庭以及西部地區的弱勢群體，初期階段數字普惠金融增大了代際收入關聯性，不利于其子代脫離弱勢地位；同時也增大了高收入家庭的代際收入關聯性，使其子代更有可能留在該群體。

基于上述研究結論，筆者提出如下政策建議：

第一，推行有力的政策促進數字普惠金融超過門檻值。各級政府要統籌全局，作好頂層設計，在明確數字普惠金融發展戰略的前提下，根據中國實際情況制定詳細實施細則，并鼓勵傳統金融機構積極擁抱數字技術，改進金融服務方式，提高金融服務效率，拓寬數字普惠金融的受眾群體，達到促進代際收入流動的效果。

第二，加大西部、農村等相對落后地區的數字基礎設施投入。在數字技術覆蓋愈加廣泛的形勢下，更要關注落后地區在數字技術層面的使用差距。針對落后地區的具體情況，可以設立專項資金進行重點扶持，降低信息網絡的使用成本，擴大偏遠地區的光纖接入和網絡覆蓋率，確保覆蓋廣泛而且具有較高質量的網絡信息服務；同時設立稅收優惠政策，鼓勵大型企業和社會資本對落后地區的數字基礎設施進行投資，推動數字基礎設施向落后地區的薄弱環節延伸，加大優質數字資源供給，依托大數據、物聯網和云計算等先進技術，助力落后地區的數字化升級。

第三，關注弱勢群體受到的異質性影響。在推行數字普惠金融政策的過程中，要特別針對弱勢群體設立相應的配套措施，建立完善的后續服務機制，有相應的服務培訓以及消費者保護機制，提高弱勢群體使用數字技術的能力，合理享受數字普惠金融服務。加大對數字技術的宣傳，提高對數字技術的認識，普及數字普惠金融產品的認可度，加強人才培養。同時倡導數字領域專業人士對弱勢群體進行重點幫扶，結合線上和線下形式，對數字普惠金融產品進行專業講解，提高弱勢群體的數字素養，促進共同富裕。

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ZHAO Li?ye， WU Wei?xing

（School of Banking & Finance， University of International Business and Economics， Beijing 100029， China）

Summary：During the rapid economic development， intergenerational income mobility has increasingly become the focus of the whole society. At the same time， digital financial inclusion has become a new driving force for high?quality economic development. The positive role of digital financial inclusion has been proved from multiple levels. With the help of digital technology， digital financial inclusion can promote the upgrading of industrial structure， which is conducive to economic growth. Digital financial inclusion breaks through the bottleneck of traditional finance relying on credit data and simplifies the borrowing process with the borrowing threshold lowered. It broadens the channels for households obtaining credit. However， the threshold effect of digital financial inclusion is seldom analyzed from the perspective of digital divide.

This paper uses the threshold regression model and the OLS regression model to empirically study the impact of digital financial inclusion on intergenerational income mobility with the China Family Panel Studies （CFPS） data. The threshold effect of digital financial inclusion is found when it comes to intergenerational income mobility. In the early stage， digital financial inclusion is limited by the digital divide and increases intergenerational income correlation. This conclusion still holds in robustness tests with endogeneity alleviated. This paper analyzes the heterogeneity according to income level， registered permanent residence type， education level and region. From the perspective of income level， digital financial inclusion in the early stage mainly improves the intergenerational income correlation of high?income and low?income families. From the perspective of registered permanent residence type， digital financial inclusion in the early stage significantly enhances the intergenerational income correlation of agricultural families. From the perspective of education level， digital financial inclusion in the early stage enhances the intergenerational income correlation of less?educated families. From the perspective of region， digital financial inclusion in the early stage significantly improves the intergenerational income correlation in the western region. In general， vulnerable groups are adversely affected in the early stage. The digital divide is used as the mechanism variable. It is found that digital financial inclusion can significantly reduce the intergenerational income correlation， which is conducive to intergenerational income mobility.

This paper can provide a valuable reference for the implementation of digital financial inclusion. The policy implications are as follows. It is necessary to implement strong policies to advance digital financial inclusion to cross the turning point， achieving the effect of promoting intergenerational income mobility. It is necessary to establish corresponding training mechanisms and consumer protection mechanisms for vulnerable groups during the implementation， which improves the ability of vulnerable groups to use digital technology. At the same time， it is necessary to increase the investment in digital infrastructure in the western region and rural areas and expand fiber access and network coverage， ensuring extensive and high?quality network information services.

Key words：digital financial inclusion; intergenerational income mobility; digital divide; common prosperity

（責任編輯：巴紅靜）

［DOI］10.19654/j.cnki.cjwtyj.2023.05.006

［引用格式］趙立業，吳衛星.數字普惠金融發展能促進代際收入流動嗎？［J］．財經問題研究，2023（5）：64-75.

收稿日期：2023?03?10

基金項目：國家社會科學基金重大項目“中國消費金融的發展、風險與監管研究”（16ZDA033）

作者簡介：趙立業（1990-），男，河北石家莊人，博士研究生，主要從事家庭金融研究。E?mail：dirk190@163.com

吳衛星（通訊作者）（1974-），男，湖北荊門人，教授，博士，博士生導師，主要從事家庭金融和消費金融等方面的研究。E?mail：wxwu@uibe.edu.cn

1 需要說明的是，本文同樣使用了未剔除7個省份的全部樣本進行了回歸分析，結論一致，留存備索。

1 檢驗結果未在正文中列出，留存備索。