數字普惠金融對農戶共同富裕的影響效應研究

摘要：扎實推進農戶共同富裕是實現全體人民共同富裕最艱巨最繁重的環節，發展數字普惠金融對推進農戶共同富裕具有重要意義。基于中國家庭追蹤調查數據，從物質富裕、精神富裕、共享富裕3個維度測算了農戶共同富裕水平，并運用OLS模型、Oprobit模型、分位數回歸等模型檢驗了數字普惠金融對農戶共同富裕的影響效應。結果表明，數字普惠金融能顯著促進農戶共同富裕，經過內生性檢驗后，結果依舊穩健。進一步異質性檢驗結果表明，數字普惠金融對低富裕水平農戶和西部地區農戶的促進效果最明顯。研究結論可為推進數字普惠金融發展，助力農戶共同富裕提供量化依據與政策參考。

關鍵詞：農戶共同富裕 數字普惠金融 分位數回歸 異質性

*基金項目：河北省社會科學基金項目“農業補貼政策對農戶共同富裕水平的影響效應研究”（HB22YJ073）。

一、引言

隨著絕對貧困問題的歷史性解決與小康社會的全面建成，扎實推進共同富裕成為當前以及今后較長一段時間內經濟社會發展的重要目標。黨的十九屆五中全會擘畫了共同富裕取得實質性進展的宏偉藍圖，為推進共同富裕提供了根本遵循。黨的二十大報告更是將“實現全體人民共同富裕”作為中國式現代化的本質要求之一，并就“扎實推進共同富裕”作出重大決策部署。共同富裕是人民群眾物質生活與精神生活的普遍富裕，實現農戶共同富裕既是新時代共同富裕以人民為中心理念的充分彰顯，又是解決共同富裕最艱巨最繁重問題的著力點與關鍵點。

近年來，以大數據、云計算、人工智能等數字科技為基礎的數字普惠金融發展迅速，受到了各界的廣泛關注。數字普惠金融打破了傳統的時間空間限制，憑借低成本、高效率、廣覆蓋的優勢，增強了金融服務的便捷性與普惠性。在農戶發展方面，數字普惠金融可依托數字技術降低金融服務供給成本與使用成本，從多維度緩解農村地區的金融排斥與融資約束，促進農戶收入增長、改善農戶收入分配、減緩農戶相對貧困（薛凱蕓等，2022；田紅宇等，2022）。此外，張兵等（2022）的研究表明數字普惠金融呈現出較強的包容性與普惠性，對財富較少農戶的促進作用更為明顯。那么，數字普惠金融能否促進農戶共同富裕？基于此，本文從物質富裕、精神富裕、共享富裕3個維度構建農戶共同富裕指標體系，借助2018年中國家庭追蹤調查數據庫，測度農戶共同富裕水平，并通過OLS回歸、Oprobit回歸、分位數回歸等檢驗數字普惠金融對農戶共同富裕的影響效應。

二、理論分析與研究假設

受農村地理環境、發展水平以及金融機構過多注重客戶資質等因素影響，傳統金融存在著嚴重的金融排斥現象，難以充分惠及農村地區，農戶獲取金融資源的難度普遍高于城鎮家庭（薛凱蕓等，2022）。數字普惠金融則憑借數字技術精準描繪客戶畫像，有效識別客戶金融需求并降低金融交易門檻，增強了農村地區金融服務的可得性，同時又通過消除傳統金融機構網點分布的地理限制，擴大了金融服務范圍，降低了金融交易成本，更好地滿足了農戶的金融需求，繼而可通過優化資產配置、緩解信貸約束、化解生活生產風險、便捷消費支付等方式改善農戶經濟狀況，助力農戶物質富裕（田瑤等，2022）。數字普惠金融還可通過支持中小微企業融資發展，為農戶成員提供更多就業崗位，促進非農就業，提高農戶收入，推進物質富裕（張兵等，2022）。農戶金融需求的滿足以及物質層面的富足在一定程度上提高了農戶滿足感與幸福感，進而有助于推動農戶精神富裕。此外，數字普惠金融能有效提高農戶的金融市場參與度，有助于增強農戶數字化理念、金融素養、投資理財與風險防護意識，助力農戶精神富裕。數字普惠金融的出發點和落腳點是消除金融排斥，本質上是一種金融公平，尤其是對于初始金融排斥較為嚴重的弱勢農戶群體，數字普惠金融可能會產生更強的邊際效應（田瑤等，2022），故數字普惠金融有助于改善收入分配不平等狀況，推進共享富裕。鑒于此，本文提出如下假設。

H1：數字普惠金融能有效促進農戶共同富裕。

數字普惠金融對農戶共同富裕的影響效應可能存在異質性。一方面，數字普惠金融對不同富裕水平農戶共同富裕的作用效果可能存在差異。一般而言，富裕水平較低的農戶所面臨的傳統金融排斥現象更為嚴峻，數字普惠金融對其富裕程度的作用空間更為廣闊，能有效發揮“雪中送炭”的積極作用。富裕水平較高的農戶易于從傳統金融中獲得金融服務，數字普惠金融的作用空間相對偏小，僅能發揮“錦上添花”的積極效果。另一方面，數字普惠金融對不同地區農戶共同富裕的作用效果存在差異。由于不同地區的地理區位、經濟發展水平、數字基礎設施完備程度不同，其數字普惠金融發展水平、農戶富裕水平存在一定差異，進而影響到數字普惠金融對農戶共同富裕的作用效果（宋寶琳等，2022）。鑒于此，本文提出如下假設。

H2a：數字普惠金融對不同富裕水平農戶共同富裕的作用效果存在差異。

H2b：數字普惠金融對不同地區農戶共同富裕的作用效果存在差異。

三、研究設計

（一）數據來源

本文使用的數據主要來源于北京大學中國社會科學調查中心2018年開展的中國家庭追蹤調查和北京大學數字金融研究中心編制的數字普惠金融指數。本文以農戶為研究對象，選取“財務回答人”作為戶主，按照省份編碼實現宏觀數據與微觀數據的匹配，最后經過數據清洗、樣本篩選，最終選取了5429個農戶樣本。此外，本文還控制了傳統金融水平，相關數據來源于EPS數據庫。

（二）變量選取

被解釋變量：農戶共同富裕。共同富裕是人民群眾物質生活與精神生活的普遍富裕，既囊括著物質與精神層面的極大富足，又包含著保持合理差距的共享富裕。目前，相關研究多從宏觀視角出發，通過總體富裕程度、發展成果共享程度等維度對共同富裕展開測度（薛啟航等，2022），微觀視角的共同富裕度量相對匱乏。鑒于此，本文基于共同富裕理論內涵，從物質富裕、精神富裕、共享富裕3個維度構建農戶共同富裕指標體系，其中物質富裕包括收入水平、財富水平、消費水平、生活滿意度4個指標，參照譚昶等（2022）的研究將人均收入中位數40%與家庭總資產中位數40%分別設定為收入水平與財富水平的臨界值，將50%設定為消費水平的臨界值。當農戶成員對生活滿意度評分均不低于3分時，生活滿意度賦值為1。精神富裕包括健康狀況、文教支出、居民幸福感、信心狀況4個指標，當健康自評狀況為“非常健康”“很健康”“一般健康”時，健康狀況賦值為1。借鑒張金林等（2022）的研究，當文娛教育支出占比不低于11%，文教支出賦值為1。當農戶成員對自己有多幸福評分均不低于6分時，居民幸福感賦值為1。當農戶成員對自己未來信心程度評分均不低于3分時，信心狀況賦值為1。共享富裕包括收入差距、貧富差距、地理位置3個指標，參照張金林等（2022）的做法，將當地城鄉人均收入之比的2.6設定為收入差距的臨界值。當農戶成員對我國貧富差距問題嚴重性評分均不高于4分時，貧富差距賦值為1。農戶所在地區為東部地區，地理位置賦值為1。此外，本文運用等權重法測算農戶共同富裕水平，該變量取值范圍為0～11。具體指標設定及含義如表1所示。

核心解釋變量：數字普惠金融。該變量使用北京大學數字普惠金融指數中的省級總指數表示。為控制變量數據之間的量綱差異以及異方差性的影響，作取對數處理。

控制變量。本文從戶主特征、家庭特征、地區特征3個層面選取控制變量，其中戶主特征包括年齡、教育年限、婚姻狀況、人際關系4個變量，家庭特征選取家庭規模、老人撫養比、少兒撫養比、家庭資產配置4個變量，地區特征層面考慮了各省份傳統金融水平。各變量定義及描述性統計結果如表2所示。

（三）模型設定

鑒于被解釋變量農戶共同富裕既可視為連續型變量，又可看作有序離散型變量，本文借鑒羅明忠等（2022）的做法，構建OLS模型和Oprobit模型檢驗數字普惠金融對農戶共同富裕的影響。首先，設定如下OLS模型進行分析。

其中，Yi為被解釋變量，表示農戶i的共同富裕水平；Xi為核心解釋變量數字普惠金融；Controlk，i為控制變量集合，包括戶主特征、家庭特征、地區特征3個層面變量；εi為隨機擾動項。

進一步，設定Oprobit模型進行分析。

四、實證檢驗結果與分析

（一）基準回歸結果與分析

數字普惠金融對農戶共同富裕影響的檢驗結果如表3所示，其中列（1）（2）為OLS模型檢驗結果，結果表明無論是否考慮控制變量，數字普惠金融均在1%的顯著性水平上促進農戶共同富裕。列（4）（5）為Oprobit模型檢驗結果，將農戶共同富裕視為有序離散型變量后，數字普惠金融仍可顯著促進農戶共同富裕。研究假設1得到初步驗證。

考慮到可能存在因反向因果和遺漏變量而導致的內生性問題，進一步進行內生性檢驗。一方面，在將農戶共同富裕視為連續型變量的前提下，選取移動電話普及率（部/百人）作為工具變量，通過2SLS模型進行檢驗。移動電話普及率與數字普惠金融直接相關，且不會直接影響到農戶共同富裕，滿足工具變量相關性與外生性的條件。此外，移動電話普及率通過了弱工具變量F檢驗，說明不存在弱工具變量問題。另一方面，在將農戶共同富裕看作有序離散型變量的基礎上，通過CMP模型進行內生性檢驗，且依舊選擇移動電話普及率作為工具變量。檢驗結果如列（3）、列（6）所示，在考慮了內生性問題后，數字普惠金融的回歸系數仍在1%的顯著性水平上為正，說明數字普惠金融對農戶共同富裕的促進作用是穩健的，研究假設1得到進一步驗證。

（二）分位數回歸結果與分析

為了聚焦數字普惠金融對處于條件分布不同分位點上農戶共同富裕的影響，即準確探討數字普惠金融對不同富裕水平農戶共同富裕作用效果，進一步進行分位數回歸。表4為數字普惠金融對農戶共同富裕在10分位點（低富裕水平）、25分位點（中低富裕水平）、50分位點（中等富裕水平）、75分位點（中高富裕水平）和90分位點（高富裕水平）上的分位數回歸結果。結果表明，數字普惠金融對農戶共同富裕均具有顯著的促進作用，對低富裕水平農戶的促進效果最明顯，且隨著分位點的上升，回歸系數逐漸減小，這說明數字普惠金融對不同富裕水平農戶共同富裕的作用效果存在差異。究其原因，可能在于低富裕水平農戶面臨的傳統金融排斥現象更為嚴重，而數字普惠金融具有較強的普惠性，對其作用空間更大。綜上所述，研究假設2a得到驗證。

（三）區域異質性檢驗結果與分析

進一步檢驗數字普惠金融影響農戶共同富裕的區域異質性。結果如表5所示，數字普惠金融對東部地區、中部地區、西部地區農戶共同富裕的影響均顯著為正，促進效果呈現出西部地區強于東部地區強于中部地區的異質性特征。產生這種現象的原因可能在于，西部地區農戶富裕水平相對偏低，面臨著較為嚴重的傳統金融排斥現象，故數字普惠金融在西部地區的作用空間更大，作用效果更明顯。東部地區農戶富裕水平較高，但其數字普惠金融發展水平普遍較高，故作用效果次之。綜上所述，研究假設2b得到驗證。

五、研究結論與政策建議

（一）研究結論

本文基于2018年中國家庭追蹤調查數據庫，從物質富裕、精神富裕、共享富裕3個維度測算了農戶共同富裕水平，并借助OLS模型、Oprobit模型、分位數回歸實證檢驗了數字普惠金融對農村共同富裕的影響效應。主要結論如下：（1）數字普惠金融顯著促進了農戶共同富裕，在考慮了內生性問題后，結果依舊穩健。（2）數字普惠金融對不同富裕水平農戶的促進作用存在差異，對低富裕水平農戶的促進效果最明顯，且隨著農戶富裕水平的增強，促進作用逐漸減弱。（3）數字普惠金融對不同地區農戶共同富裕的促進作用存在差異，對西部地區的促進作用強于東部地區與中部地區。

（二）政策建議

加強設施建設，推進數字普惠金融發展。為充分發揮數字普惠金融對農戶共同富裕的促進作用，應進一步擴大農村地區的信息通訊、5G網絡、人工智能等信息技術覆蓋面，提高智能手機普及率與互聯網覆蓋率，推進數字化建設，健全農村地區數字普惠金融基礎設施建設。與此同時，深化數字技術在支付、理財、信貸、保險等金融領域的運用，提高數字普惠金融的深度與廣度，推進數字普惠金融蓬勃發展。

定位目標農戶，精準數字普惠金融宣傳教育。結果表明，數字普惠金融具有較強的普惠特征，對低富裕水平農戶的促進作用最明顯。故需要精準定位富裕水平偏低的農戶成員，將其作為數字普惠金融政策知識、應用操作的重點宣傳對象，同時使其了解數字普惠金融對農戶生活生產的積極效應，提高農戶使用數字普惠金融的積極性，切實發揮數字普惠金融“雪中送炭”的作用效果。

立足區域優勢，實行數字普惠金融區域差別化發展。針對不同地區的稟賦特點，制定與之相匹配的支持政策。重點推進西部地區的數字普惠金融發展，并加強針對西部地區農戶共同富裕信貸、保險等金融產品的設計，在減緩地區間數字鴻溝的同時，發揮西部地區數字普惠金融助力農戶共同富裕的“后發優勢”。東部地區與中部地區應立足于良好的發展基礎，進一步拓寬數字普惠金融服務范圍并提高服務便捷性，滿足多樣化的金融服務需求。

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（作者單位：河北大學管理學院河北大學共同富裕研究中心）

責任編輯：李政