數(shù)字普惠金融促進共同富裕的效應(yīng)與機制
——基于地級市面板數(shù)據(jù)的實證分析

楊 慧，李 波，2

（1.中南民族大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，湖北 武漢 430074；2.中南民族大學(xué) 共同現(xiàn)代化研究院，湖北 武漢 430074）

共同富裕是實現(xiàn)中國式現(xiàn)代化的本質(zhì)要求，共同富裕的關(guān)鍵是消除城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)。黨的二十大報告提出：“全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化國家，最艱巨最繁重的任務(wù)仍然在農(nóng)村。堅持農(nóng)業(yè)農(nóng)村優(yōu)先發(fā)展，堅持城鄉(xiāng)融合發(fā)展，暢通城鄉(xiāng)要素流動”，“發(fā)展鄉(xiāng)村特色產(chǎn)業(yè)，拓寬農(nóng)民增收致富渠道”，“鞏固拓展脫貧攻堅成果”，“完善農(nóng)業(yè)支持保護制度，健全農(nóng)村金融服務(wù)體系”[1]。《中華人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)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(fā)展、全體人民共同富裕取得更為明顯的實質(zhì)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(xiàn)共同富裕的基礎(chǔ)。金融支持是減貧增收的重要方式，金融發(fā)展能夠促進經(jīng)濟增長，但是傳統(tǒng)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(tǒng)的物理網(wǎng)點金融發(fā)展模式難以滿足農(nóng)村金融服務(wù)的需求，阻礙了農(nóng)戶的投融資行為，縮小了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性固定資產(chǎn)的投資規(guī)模，從而降低了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率[3]，數(shù)字普惠金融憑借低成本、廣覆蓋的特點，將金融服務(wù)惠及包括農(nóng)村居民在內(nèi)的“長尾”群體。探討數(shù)字普惠金融與共同富裕之間的作用機制，對于貫徹新發(fā)展理念、構(gòu)建新發(fā)展格局、實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

梳理相關(guān)文獻發(fā)現(xiàn)，從20世紀70年代中期開始，學(xué)界圍繞共同富裕展開討論，在不同歷史階段共同富裕的內(nèi)涵并不一樣，隨著“十四五”規(guī)劃再次提出共同富裕目標，學(xué)界圍繞政策內(nèi)涵、指數(shù)測算和實現(xiàn)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(xué)者對共同富裕的政策內(nèi)涵及實現(xiàn)路徑進行了探討[4]；以劉培林等為代表的學(xué)者圍繞總體富裕程度和社會發(fā)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(xué)者在已有研究基礎(chǔ)上，探討了數(shù)字普惠金融與共同富裕之間的作用機制，構(gòu)建指數(shù)并進行測算[6]；以陳東平、張勛等為代表的學(xué)者對數(shù)字普惠金融與共同富裕的減貧成效及經(jīng)濟增長效應(yīng)進行了評價[7][8]。

關(guān)于數(shù)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(jié)。宏觀層面通過影響經(jīng)濟增長模式和金融發(fā)展，改善城鄉(xiāng)收入分配差距；中觀層面通過優(yōu)化資源配置，進行技術(shù)創(chuàng)新，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和升級，推動一二三產(chǎn)業(yè)融合；微觀層面通過促進創(chuàng)業(yè)就業(yè)、降低金融門檻、改善公共服務(wù)、擴大消費和減貧等實現(xiàn)共同富裕。數(shù)字普惠金融的出現(xiàn)緩解了經(jīng)濟社會發(fā)展的不平衡不充分，調(diào)整了收入分配結(jié)構(gòu)，促進了發(fā)展成果的分享和社會財富的合理化。

數(shù)字普惠金融以其普惠性的特性，覆蓋面廣、使用程度深和數(shù)字化，著力于縮小城鄉(xiāng)收入差距。農(nóng)業(yè)發(fā)展是經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)和前提，實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興，關(guān)鍵在于鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興。陳錫文依據(jù)黨的十九大報告的要求提出，通過優(yōu)化農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和提升農(nóng)業(yè)資源利用效率建立產(chǎn)業(yè)體系[9]。以數(shù)字普惠金融為抓手，為鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)展鋪路，實現(xiàn)農(nóng)村發(fā)展、農(nóng)民富裕的目標。但是目前數(shù)字普惠金融在打通農(nóng)村金融服務(wù)之路方面還剩“最后一公里”，能否為鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)發(fā)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(shù)據(jù)，將數(shù)字普惠金融、鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)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(jié)合數(shù)字普惠金融的功能，創(chuàng)新性構(gòu)建鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興指數(shù)，從鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的角度出發(fā)，探索數(shù)字普惠金融與共同富裕的影響效應(yīng)及作用機制。

一、研究假設(shè)

（一）數(shù)字普惠金融對共同富裕的直接效應(yīng)

數(shù)字普惠金融借助數(shù)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(fā)展[10]。金融機構(gòu)通過降低金融服務(wù)的門檻效應(yīng)、緩解信貸約束、提升金融服務(wù)可得性等惠農(nóng)服務(wù)，將資本運用于農(nóng)業(yè)農(nóng)村建設(shè)中。引導(dǎo)資本流向小微企業(yè)，引導(dǎo)資金流向?qū)嶓w經(jīng)濟，激發(fā)農(nóng)村創(chuàng)業(yè)活力，使農(nóng)村創(chuàng)業(yè)者能夠獲得更多資金資源稟賦，從而增加農(nóng)村地區(qū)收入，縮小收入差距，發(fā)揮對貧困人群的溢出效應(yīng)。基于此，提出假設(shè)1。

假設(shè)1：數(shù)字普惠金融對共同富裕有直接促進作用。

（二）數(shù)字普惠金融對共同富裕的間接效應(yīng)

鄉(xiāng)村要振興，產(chǎn)業(yè)須興旺，現(xiàn)代農(nóng)業(yè)要求有一定規(guī)模經(jīng)營的價值鏈、供應(yīng)鏈和產(chǎn)業(yè)鏈，這必然需要大量的資金投入，離不開金融服務(wù)的支持[9]，而逐漸完善的農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化系統(tǒng)拓寬了農(nóng)民增收致富的渠道[11]。根據(jù)索洛的經(jīng)濟增長理論，經(jīng)濟增長能夠推動技術(shù)進步，從而促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和優(yōu)化，再次推動經(jīng)濟效率的提高，以此形成一個收入增長雙向循環(huán)模式。

數(shù)字普惠金融通過發(fā)揮數(shù)字化和普惠金融功能，優(yōu)化資源配置，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[12]，推動農(nóng)村產(chǎn)業(yè)融合[13]，以信息化帶動農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化，以大數(shù)據(jù)為支撐發(fā)展鄉(xiāng)村電子商務(wù)，促進創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)，促進城鄉(xiāng)要素融合，解決就業(yè)問題，增加農(nóng)戶收入，變“輸血”為“造血”，縮小城鄉(xiāng)收入差距[14]。基于此，提出假設(shè)2。

假設(shè)2：數(shù)字普惠金融通過鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興能促進共同富裕。

（三）數(shù)字普惠金融對共同富裕的門檻效應(yīng)

鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興是解決“三農(nóng)”問題、確保農(nóng)戶切實增收的關(guān)鍵，是有效鞏固脫貧攻堅成果同鄉(xiāng)村振興有效銜接的重要內(nèi)容[15]，對共同富裕水平有顯著影響。各地區(qū)資源稟賦不同，這將對各地農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)投入、農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)融合及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級等方面產(chǎn)生影響。另外，由于各地鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興程度存在一定差異，相較中西部地區(qū)，東部地區(qū)可能更有優(yōu)勢。因此，在各地級市鄉(xiāng)村發(fā)展程度存在差異的客觀背景下，普惠金融對地區(qū)共同富裕的影響可能存在異質(zhì)性特征。在將鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興引入普惠金融對共同富裕影響范疇后，進一步驗證區(qū)域發(fā)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(shè)3。

假設(shè)3：鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興對數(shù)字普惠金融與共同富裕具有門檻效應(yīng)。

二、研究設(shè)計

（一）研究方法

文章的變量是通過構(gòu)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(quán)。參考張挺等人[16]的辦法，通過對數(shù)據(jù)逆向化和標準化處理后進行熵權(quán)法降維處理，得到對應(yīng)的指數(shù)，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(shù)值，k=lnm，m為評價年數(shù)，n為指標個數(shù)。

（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(xiāng)收入差距、共享發(fā)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(nóng)村居民收入水平，縮小城鄉(xiāng)收入差距，選取了人均GDP、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均可支配收入、城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均工資、城鄉(xiāng)居民年末人均儲蓄余額、城鄉(xiāng)居民收入倍差等指標。共同度綜合體現(xiàn)了科教文衛(wèi)及社會保障發(fā)展水平，人居環(huán)境顯著提升，病有所醫(yī)，老有所依，教有所學(xué)，社會服務(wù)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(xué)生人數(shù)、職業(yè)醫(yī)生數(shù)、每千人床位數(shù)、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(yè)保險參保人數(shù)、人口城鎮(zhèn)化率等。具體指標選取與賦權(quán)結(jié)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(shù)字普惠金融（lnFin）。文章使用北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心和螞蟻金服集團共同編制的中國數(shù)字普惠金融作為衡量地區(qū)數(shù)字普惠金融發(fā)展的指標。

3.解釋變量：鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興（Indu）。依據(jù)對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的界定及鐘甫寧等學(xué)者的研究，文章從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入水平、產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級水平三個方面進行解釋[17]，具體如下。（1）農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入水平（Induinput）代表農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力，選取農(nóng)村用電量、單位播種面積機械動力作為衡量指標。（2）產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展水平（Inducon）代表二、三產(chǎn)業(yè)投入的勞動力情況和二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值情況，將農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)從第一產(chǎn)業(yè)擴展到二、三產(chǎn)業(yè)，延長產(chǎn)業(yè)鏈，激發(fā)附加價值，同時將農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移到二、三產(chǎn)業(yè)，制造更多勞動產(chǎn)值。選取二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員比重和二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重作為衡量指標。（3）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級水平（Industruc）代表改造傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，發(fā)展新興產(chǎn)業(yè)，參考袁航、付凌暉、劉偉等人的做法，將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化作為衡量指標[18][19][20]。具體指標選取與賦權(quán)結(jié)果如表2所示。

表2：鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興評價指標體系

4.控制變量：為了更好地觀察數(shù)字普惠金融發(fā)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(fā)展技術(shù)水平（lnGrepat），使用綠色專利授權(quán)數(shù)取對數(shù)進行衡量；互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平（lnINT），使用國際互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)取對數(shù)來衡量；金融發(fā)展水平（lnLoan），使用年末金融機構(gòu)各項貸款余額取對數(shù)來衡量；教育師資投入水平（Tearatio），使用普通中學(xué)師資比來衡量。

（三）模型設(shè)定

1.為研究數(shù)字普惠金融發(fā)展對共同富裕的影響，驗證“數(shù)字普惠金融發(fā)展水平—鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興—共同富裕”這一傳導(dǎo)路徑是否存在，根據(jù)理論分析，參考江艇[21]的研究，構(gòu)建產(chǎn)業(yè)振興中介效應(yīng)估計模型。首先，建立模型（1），考察數(shù)字普惠金融發(fā)展水平對共同富裕的直接影響。

其次，以鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興作為被解釋變量，建立模型（2），考察數(shù)字普惠金融發(fā)展水平對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的影響。

最后，將數(shù)字普惠金融發(fā)展水平和鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平納入模型（3），探究鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平在數(shù)字普惠金融與共同富裕的關(guān)系中是否存在中介效應(yīng)。

2.探索鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興對數(shù)字普惠金融與共同富裕的門檻效應(yīng)，設(shè)定模型：

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

（四）數(shù)據(jù)來源及說明

文章選取273 個地級市2011—2019年的數(shù)據(jù)為樣本，數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》官方網(wǎng)站公布數(shù)據(jù)、國家統(tǒng)計局、地方統(tǒng)計年鑒等，變量的描述性統(tǒng)計如表3所示。

表3：變量描述性統(tǒng)計

三、實證結(jié)果與分析

（一）基準回歸分析

表4 顯示運用雙固定效應(yīng)模型分析數(shù)字普惠金融發(fā)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(chǔ)上對樣本數(shù)據(jù)進行1%截尾處理的結(jié)果。計量結(jié)果顯示，進行截尾處理后的回歸系數(shù)明顯增加，因此下文的數(shù)據(jù)均采用截尾處理數(shù)據(jù)。列（3）表示數(shù)字普惠金融水平與共同富裕之間的直接效應(yīng)系數(shù)為2.459，而在添加控制變量后，系數(shù)為1.757，結(jié)果通過了1%顯著性檢驗且為正，說明數(shù)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(jié)果

（二）中介機制分析

為探究數(shù)字普惠金融對共同富裕的影響機制，驗證假設(shè)2，文章采用中介效應(yīng)檢驗方法，實證檢驗了鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興在數(shù)字普惠金融與共同富裕之間的中介效應(yīng)，檢驗結(jié)果如表5所示。

通過列（1）—列（3）的回歸結(jié)果可以看出，“數(shù)字普惠金融—鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興—共同富裕”這一傳導(dǎo)機制成立。數(shù)字普惠金融發(fā)展水平對共同富裕發(fā)展水平的直接效應(yīng)α1=1.749，數(shù)字普惠金融發(fā)展水平對鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興發(fā)展水平的直接效應(yīng)β1=2.469，加入鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興這一中介因素后，數(shù)字普惠金融發(fā)展水平對共同富裕發(fā)展水平的效應(yīng)為γ1=1.511，鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興對共同富裕的效應(yīng)為γ2=0.096，α1和γ1的值不同，說明中介效應(yīng)為不完全效應(yīng)，對比總效應(yīng)，鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的中介效應(yīng)占13.55%，假設(shè)2得到驗證。

（三）穩(wěn)健性檢驗與內(nèi)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(wěn)健性檢驗，如表6所示。

1.更換被解釋變量。將地區(qū)生產(chǎn)總值取對數(shù)代替共同富裕，實現(xiàn)共同富裕，離不開經(jīng)濟發(fā)展，共同富裕程度高的城市，其經(jīng)濟發(fā)展程度相應(yīng)也高，因此，用地區(qū)生產(chǎn)總值進行替代。回歸檢驗結(jié)果系數(shù)為正，在1%水平下顯著，如列（1）所示，與基準回歸的結(jié)果基本一致，證明結(jié)論穩(wěn)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(shù)字普惠金融、鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興和共同富裕三者之間進行模型估計，回歸結(jié)果系數(shù)為正，在10%水平下顯著，回歸結(jié)果如列（2）所示，證明結(jié)論穩(wěn)健。

3.剔除部分變量，進一步驗證數(shù)字普惠金融對共同富裕的影響效應(yīng)，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(jié)果如列（3）所示，系數(shù)為正，在1%水平下顯著，與基準回歸的結(jié)果基本一致，證明結(jié)論穩(wěn)健。

4.為緩解變量之間的內(nèi)生性問題對結(jié)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(shù)顯著且為正，證明結(jié)論穩(wěn)健。

（四）門檻回歸檢驗

將數(shù)字普惠金融水平和鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興水平設(shè)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(yīng)檢驗。經(jīng)過“自助法”（boor-strap）反復(fù)抽樣500次后，結(jié)果表明，數(shù)字普惠金融和鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興對共同富裕分別通過了單門檻效應(yīng)檢驗和雙門檻效應(yīng)檢驗，結(jié)果如表7的列（1）和列（2）所示，說明數(shù)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(fā)展成果和改善收入差距兩個指標納入研究進行門檻效應(yīng)檢驗，數(shù)字普惠金融和鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興對共享發(fā)展成果均通過了雙門檻效應(yīng)檢驗，對改善收入差距發(fā)展水平分別通過了單門檻效應(yīng)檢驗和雙門檻效應(yīng)檢驗，如表7的列（3）—列（6）所示。

表7：門檻檢驗結(jié)果

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

以鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興作為門檻變量。將數(shù)字普惠金融對共同富裕的影響劃分為三個區(qū)間，當鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興分別介于門檻值2.966 和5.319 三個區(qū)間時，數(shù)字普惠金融對共同富裕的估計系數(shù)分別為0.115、0.121、0.137。當鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興分別介于門檻值2.167 和2.48 三個區(qū)間時，數(shù)字普惠金融對共享發(fā)展成果的估計系數(shù)分別為0.263、0.274、0.286。當鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興分別介于門檻值3.764 和5.391兩個區(qū)間時，數(shù)字普惠金融對共享發(fā)展成果的估計系數(shù)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(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的提升，數(shù)字普惠金融對共同富裕的效應(yīng)持續(xù)顯著增強。

綜上可得，數(shù)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(shù)字普惠金融對共同富裕的促進效應(yīng)也隨之增加。假設(shè)3成立。

（五）進一步檢驗

按照大數(shù)據(jù)平臺試驗區(qū)、糧食生產(chǎn)功能區(qū)及城市分類等三個方法進行分組，利用中介效應(yīng)模型進行檢驗，結(jié)果如表8所示。大數(shù)據(jù)平臺試驗區(qū)的效應(yīng)（1.598）＞非試驗區(qū)的效應(yīng)（1.460），說明大數(shù)據(jù)平臺試驗區(qū)的推廣建設(shè)能輻射帶動更多的農(nóng)戶。而在糧食主銷產(chǎn)平衡區(qū)，平衡區(qū)的帶動效應(yīng)（2.237）＞主產(chǎn)區(qū)（1.816）的帶動效應(yīng)＞主銷區(qū)的帶動效應(yīng)（0.963），主銷區(qū)的數(shù)字化程度要比主產(chǎn)區(qū)強，但是最終作用強度卻不及主產(chǎn)區(qū)，說明共同富裕的實現(xiàn)，數(shù)字化建設(shè)并不占絕對的主導(dǎo)，需要依托農(nóng)村地區(qū)的資源稟賦。再從城市分類來看，二線城市的效應(yīng)（2.195）＞一線城市的效應(yīng)（1.581）＞其他城市的效應(yīng)（0.979），其他城市在資源稟賦上更占優(yōu)勢，但是效應(yīng)并非最強，這說明實現(xiàn)共同富裕也不僅僅是看資源稟賦。綜合這三組的結(jié)果，說明共同富裕的實現(xiàn)既要有資源稟賦優(yōu)勢，又要有較高的數(shù)字化金融科技水平，脫離了以農(nóng)業(yè)農(nóng)村為重心的經(jīng)濟社會發(fā)展，難以實現(xiàn)共同富裕；脫離了技術(shù)進步、金融支持的農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展，也難以實現(xiàn)共同富裕，以鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興為傳導(dǎo)機制，數(shù)字普惠金融能夠更好地促進共同富裕。

表8：分組檢驗結(jié)果

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

表9：分位數(shù)檢驗結(jié)果

四、結(jié)論及啟示

通過選取2011—2019年273個地級以上城市面板數(shù)據(jù)為研究樣本，從鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興角度切入，綜合運用中介效應(yīng)模型、面板門檻模型，分析了數(shù)字普惠金融對共同富裕的影響效應(yīng)及作用機制。研究表明：（1）數(shù)字普惠金融能夠顯著促進共同富裕；（2）鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興在數(shù)字普惠金融對共同富裕的影響過程中發(fā)揮著中介效應(yīng)，即存在“數(shù)字普惠金融—鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興—共同富裕”的傳導(dǎo)機制；（3）數(shù)字普惠金融、鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)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(yīng)，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(shù)字普惠金融對共同富裕的作用機制存在區(qū)域異質(zhì)性，在大數(shù)據(jù)綜合試驗區(qū)的作用效應(yīng)要強于非試驗區(qū)，在糧食產(chǎn)銷平衡區(qū)的作用效應(yīng)依次強于主產(chǎn)區(qū)、主銷區(qū)，在二線城市的作用效應(yīng)依次強于一線城市、其他城市，說明實現(xiàn)共同富裕，既要有資源稟賦優(yōu)勢，又要有較高的數(shù)字化金融科技水平。在樣本的分位數(shù)層面，隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，地方主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)完善，數(shù)字普惠金融對共同富裕的作用效應(yīng)強度呈先弱后強的U 型趨勢，鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興的傳導(dǎo)效應(yīng)強度呈先強后弱的趨勢。

本研究結(jié)果對于解決“三農(nóng)”問題、實現(xiàn)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(chǎn)業(yè)發(fā)展為媒介實現(xiàn)惠民惠農(nóng)，發(fā)揮金融資本效應(yīng)，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(wù)誠信體系建設(shè)，建立良好有序的金融借貸服務(wù)環(huán)境，讓金融力量切實推動農(nóng)村的發(fā)展建設(shè)。其次，在要素市場方面，打通要素流通渠道。實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級離不開人才、技術(shù)和資本，而農(nóng)業(yè)技術(shù)的創(chuàng)新升級需要投入，優(yōu)質(zhì)優(yōu)產(chǎn)的農(nóng)產(chǎn)品才能在大量同質(zhì)化的市場中脫穎而出，形成競爭力。再次，在產(chǎn)業(yè)發(fā)展方面，依托數(shù)字經(jīng)濟浪潮，運用互聯(lián)網(wǎng)、物聯(lián)網(wǎng)打造農(nóng)產(chǎn)品全產(chǎn)業(yè)鏈，形成有地方特色的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)。最后，在政策方面，根據(jù)中西部地區(qū)資源稟賦差異及比較優(yōu)勢，實施差異化鄉(xiāng)村發(fā)展戰(zhàn)略。