數(shù)字普惠金融助力農(nóng)村共同富裕實現(xiàn)了嗎？

摘要：共同富裕是中國式現(xiàn)代化的本質(zhì)要求，實現(xiàn)總體富裕和共享富裕是實現(xiàn)共同富裕的要求。文章基于2015年、2017年和2019年中國家庭金融調(diào)查（CHFS）農(nóng)村微觀數(shù)據(jù)和數(shù)字普惠金融指數(shù)，采用固定效應(yīng)模型和面板門檻回歸模型實證檢驗數(shù)字普惠金融對農(nóng)村共同富裕的影響。研究發(fā)現(xiàn)：（1）數(shù)字普惠金融對區(qū)域農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展具有促進作用，但僅有覆蓋廣度表現(xiàn)出對個體收入差距的縮小作用。數(shù)字普惠金融顯著提升了農(nóng)戶進入中高收入群體的概率和低收入農(nóng)戶家庭收入水平，有利于促進共同富裕。（2）數(shù)字金融能力和農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)會弱化調(diào)節(jié)數(shù)字普惠金融與共享富裕和總體富裕的正向關(guān)系。（3）數(shù)字普惠金融對農(nóng)村共同富裕的影響存在雙門檻效應(yīng)。異質(zhì)性結(jié)果表明，數(shù)字普惠金融對共享富裕的提升效果為東部gt;中部gt;西部；數(shù)字普惠金融對總體富裕的提升效果為中部gt;西部gt;東部。鑒于此，通過完善落后地區(qū)金融基礎(chǔ)設(shè)施、提高低收入群體數(shù)字金融能力以及因地制宜制定區(qū)域數(shù)字普惠金融發(fā)展戰(zhàn)略等措施助力共同富裕。

關(guān)鍵詞：數(shù)字普惠金融；共同富裕；數(shù)字金融能力；農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)

[基金項目]國家社會科學(xué)基金項目（項目編號：17CJY039）。

[作者簡介]李春霄（1985-），男，山東安丘人，博士，副教授，研究方向：農(nóng)村經(jīng)濟與農(nóng)村金融；張藝婷（1999-），女，陜西銅川人，碩士研究生，研究方向：農(nóng)村經(jīng)濟與農(nóng)村金融。

一、引言

黨的二十大報告強調(diào)，要“堅持把實現(xiàn)人民對美好生活的向往作為現(xiàn)代化建設(shè)的出發(fā)點和落腳點，著力維護和促進社會公平正義，著力促進全體人民共同富裕”。習(xí)近平總書記指出：“促進共同富裕，最艱巨最繁重的任務(wù)仍然在農(nóng)村”。目前，農(nóng)村地區(qū)依然面臨著財富和收入差距較大、低收入占比過大等問題，阻礙共同富裕的進程。立足于我國國情和發(fā)展階段，實現(xiàn)共同富裕首先在于通過全國人民共同奮斗把“蛋糕”做大做好，提高經(jīng)濟社會發(fā)展水平，為保障社會公平正義，奠定更加堅實的物質(zhì)基礎(chǔ)；其次解決相對貧困，從根本上提高低收入群體收入、擴大中等收入群體占比，實現(xiàn)共享富裕。由此可見，提高經(jīng)濟發(fā)展水平和縮小居民收入差距是實現(xiàn)共同富裕目標(biāo)的應(yīng)有之義。

早在1955年，KUZNCTS[1]的研究就指出了收入差距與經(jīng)濟增長之間的倒“U”型關(guān)系。解決貧困問題一直以來都是學(xué)術(shù)界關(guān)注的重點，而在金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系問題領(lǐng)域，金融發(fā)展與收入不平等關(guān)系一直是個“老話題”，金融發(fā)展作為推進共同富裕的關(guān)鍵要素，能夠提高資金配置效率，提升居民收入。然而，農(nóng)村地區(qū)長期以來都存在較為嚴(yán)重的金融排斥現(xiàn)象，農(nóng)村居民面臨著由于信息不對稱等導(dǎo)致的融資難題。2016年G20峰會上首次提出了數(shù)字普惠金融概念，數(shù)字普惠金融的發(fā)展為弱勢群體提供可持續(xù)的金融支持服務(wù)做出了重大貢獻，為社會生產(chǎn)生活帶來了深遠影響。一方面，數(shù)字普惠金融可以通過提升支付便利對居民消費和經(jīng)濟增長帶來提升作用[2]；另一方面，數(shù)字普惠金融可以增加信貸可得性，優(yōu)化家庭資源配置，抑制居民收入差距，促進創(chuàng)業(yè)，推動高質(zhì)量發(fā)展，加快共同富裕進程[3-5]。

近年來，在城鄉(xiāng)二元金融結(jié)構(gòu)下，農(nóng)村金融發(fā)展受到一定阻礙，群體收入差距進一步擴大。數(shù)字普惠金融依托移動互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)等信息技術(shù)優(yōu)勢增強了傳統(tǒng)金融服務(wù)能力，能夠有效縮小收入差距，促進共同富裕。關(guān)于數(shù)字普惠金融影響共同富裕的研究雖然不多，但觀點已存明顯分歧。支持的觀點認(rèn)為數(shù)字化對于緩解收入不平等實現(xiàn)共同富裕具有顯著作用[6]。持相反觀點的學(xué)者則發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融在促進成果共享方面存在階段效應(yīng)[7]，對共同富裕的影響存在邊際效應(yīng)遞減特征，并且創(chuàng)業(yè)活躍度會調(diào)節(jié)數(shù)字金融發(fā)展產(chǎn)生的非線性溢出效應(yīng)[8]。但關(guān)于數(shù)字普惠金融對共同富裕的非線性影響及其調(diào)節(jié)機制在學(xué)術(shù)界尚未進一步探討。與此同時，目前關(guān)于共同富裕的文獻大多以定性為主，主要從總體富裕和成果共享兩方面進行內(nèi)涵界定[9-10]。

已有研究表明，數(shù)字普惠金融對農(nóng)戶數(shù)字金融能力的提升和創(chuàng)業(yè)具有重要作用[5，11]，農(nóng)戶作為農(nóng)村地區(qū)的主體，其數(shù)字金融能力和創(chuàng)業(yè)意愿影響著農(nóng)村共同富裕的進程。而現(xiàn)有文獻對數(shù)字金融能力和農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的調(diào)節(jié)機制的研究較少。鑒于此，本文從宏觀層面考慮地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平，保證了總體富裕這一前提，從微觀層面考慮收入均等，又體現(xiàn)了共享富裕，同時將數(shù)字金融能力和農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)納入研究框架，以期從實證視角考察其在數(shù)字普惠金融促進農(nóng)村共同富裕過程中的調(diào)節(jié)作用。本文的主要貢獻在于：第一，基于共享富裕和總體富裕視角，采用農(nóng)村微觀數(shù)據(jù)探討數(shù)字普惠金融對農(nóng)村共同富裕的影響，豐富此類研究。第二，創(chuàng)新性引入數(shù)字金融能力和農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)兩個變量，采用因子分析法合成數(shù)字金融能力評分和農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)微觀數(shù)據(jù)對其調(diào)節(jié)機制進行識別，彌補數(shù)字普惠金融實現(xiàn)共同富裕的調(diào)節(jié)機制相關(guān)研究的空缺。第三，在此基礎(chǔ)上，進一步檢驗數(shù)字普惠金融對縮小收入差距、數(shù)字普惠金融對共同富裕影響的非線性特征以及地區(qū)異質(zhì)性的影響，為豐富和拓展數(shù)字普惠金融的相關(guān)理論和推進我國共同富裕進程提供一定的參考。

二、理論分析與研究假說

（一）數(shù)字普惠金融對農(nóng)村共同富裕的直接影響

共同富裕包括總體富裕和共享富裕兩個方面，它要求在推動經(jīng)濟增長和高質(zhì)量發(fā)展的基礎(chǔ)上，達到總體富裕，還要改善收入均等化程度，加快實現(xiàn)共享富裕。而數(shù)字普惠金融的核心在于“普”和“惠”。“普”體現(xiàn)在數(shù)字金融相較于傳統(tǒng)金融更能惠及各個階層的群體，與“共同”相一致；“惠”則體現(xiàn)在“惠及民生”，能夠帶動更多低收入人群分享增長紅利[12]，與“富裕”照應(yīng)。因此，數(shù)字普惠金融與共同富裕的內(nèi)涵相輔相成，數(shù)字普惠金融能夠助力共同富裕的實現(xiàn)。

科技創(chuàng)新是經(jīng)濟增長的主要動力源泉，金融創(chuàng)新則是科技創(chuàng)新和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的核心要素。因此，數(shù)字普惠金融作為金融行業(yè)的重要創(chuàng)新形式對促進經(jīng)濟增長實現(xiàn)總體富裕具有積極促進作用。首先，數(shù)字普惠金融能夠促進金融深化、緩解金融排斥，促進經(jīng)濟包容性增長[13-14]。其次，數(shù)字普惠金融可以通過支付技術(shù)的創(chuàng)新對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生顯著影響[15]。易行健和周利[16]的研究指出，數(shù)字普惠金融能夠通過促進創(chuàng)業(yè)、促進家庭資源配置和提高居民消費水平來實現(xiàn)經(jīng)濟增長和高質(zhì)量發(fā)展。沈紅麗[17]也認(rèn)為數(shù)字普惠金融能夠擴寬金融服務(wù)邊界，合理配置金融資源，便于低收入群體獲得金融資源并緩解其金融約束，推動經(jīng)濟發(fā)展。

據(jù)此，本文提出研究假設(shè)H1：數(shù)字普惠金融的發(fā)展有助于實現(xiàn)總體富裕，具體表現(xiàn)在數(shù)字普惠金融對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的促進作用。

在傳統(tǒng)金融中，由于農(nóng)村地區(qū)存在嚴(yán)重的金融排斥現(xiàn)象，因此，金融發(fā)展可能會擴大城鄉(xiāng)收入差距[7]。數(shù)字普惠金融依托于其互聯(lián)網(wǎng)等信息技術(shù)優(yōu)勢在一定程度上緩解了群體間的收入差距。在數(shù)字化浪潮的驅(qū)動下，數(shù)字普惠金融一方面可以通過數(shù)字金融服務(wù)的廣覆蓋，在供給方面降低金融服務(wù)的門檻，拓寬融資渠道，提高收入水平，尤其是中低收入人群的收入情況[18]。另一方面數(shù)字普惠金融能夠促進非農(nóng)就業(yè)，提高家庭的增收效應(yīng)[19]，同時還可以為中小企業(yè)融資提供支持，因而可以創(chuàng)造更多的創(chuàng)業(yè)就業(yè)機會[20]，促進個體收入增加，實現(xiàn)收入均等化。

據(jù)此，本文提出研究假設(shè)H2：數(shù)字普惠金融的發(fā)展有助于實現(xiàn)共享富裕，具體表現(xiàn)在數(shù)字普惠金融對收入均等的促進作用。

（二）基于數(shù)字金融能力和農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

數(shù)字金融能力是個人或家庭使用數(shù)字金融產(chǎn)品和服務(wù)滿足自身經(jīng)濟利益的能力，具備數(shù)字金融能力就具備了一些包括財富管理方面的選擇權(quán)，減少金融排斥的選擇權(quán)，還具備了應(yīng)對金融風(fēng)險的能力等，農(nóng)村居民可以通過提高數(shù)字金融能力來增加收入、緩解流動性約束、促進財富積累，進而推動共同富裕的實現(xiàn)[21]。從數(shù)字金融能力中的數(shù)字交易能力方面來看，一方面，數(shù)字交易能力有助于農(nóng)村居民拓寬收入渠道，通過提供勞動、電子商務(wù)等技能服務(wù)獲得收入；另一方面，依靠數(shù)字交易的低交易成本提升實際收入[21]。從家庭財富管理來看，農(nóng)村居民能夠充分利用互聯(lián)網(wǎng)理財和保險幫助家庭進行合理的資源配置，有利于增加家庭財產(chǎn)性收入、積累財富[11]。從數(shù)字信貸能力來看，數(shù)字信貸技術(shù)有利于緩解流動性約束[22]，提升家庭收入。然而，由于地區(qū)、個體間發(fā)展的不平衡，數(shù)字貧困群體往往缺乏數(shù)字金融能力，當(dāng)個別群體數(shù)字金融能力提高時會拉大數(shù)字貧困群體與其的差距，所以數(shù)字普惠金融對共同富裕的作用并非一直增大。當(dāng)農(nóng)戶數(shù)字金融能力較低時，數(shù)字普惠金融對縮小收入差距和促進經(jīng)濟發(fā)展的影響效果越強，而當(dāng)其數(shù)字金融能力達到一定水平時，數(shù)字普惠金融對縮小收入差距和促進經(jīng)濟發(fā)展的促進作用在減弱。

基于此，本文提出研究假設(shè)H3：數(shù)字金融能力負(fù)向調(diào)節(jié)數(shù)字普惠金融對共同富裕的正向影響。

相關(guān)研究表明，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)有利于實現(xiàn)家庭收入均等化，促進經(jīng)濟增長[19]。隨著數(shù)字普惠金融的發(fā)展，傳統(tǒng)市場參與主體的經(jīng)營和組織形式會發(fā)生改變[23]，農(nóng)村電商成為現(xiàn)階段農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)的主流形式，而電商的涌現(xiàn)打破了地域限制，增強了農(nóng)戶獲取信息資源的渠道和搜集成本[24]，激發(fā)創(chuàng)業(yè)活力[25]，改善家庭困境，提高家庭人均純收入，抑制收入差距促進共同富裕[26]。但是，數(shù)字普惠金融對不同地區(qū)、不同個體間的創(chuàng)業(yè)影響不同，李曉園和劉雨濛[27]研究認(rèn)為，由于地理區(qū)位、城市化進程等因素，數(shù)字普惠金融對東部地區(qū)農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的促進作用大于中西部地區(qū)。此外，相關(guān)研究認(rèn)為由于創(chuàng)業(yè)水平的不同，在創(chuàng)業(yè)水平高的地區(qū)農(nóng)戶可以獲得更加豐富的數(shù)字經(jīng)驗，促進其數(shù)字素養(yǎng)的提升[28]，農(nóng)戶更能從數(shù)字普惠金融的發(fā)展中獲利，拉大與非創(chuàng)業(yè)群體間的收入增速差距，從而會進一步擴大收入差距和地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平，抑制共同富裕的實現(xiàn)。

據(jù)此，本文提出假設(shè)H4：農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)水平負(fù)向調(diào)節(jié)數(shù)字普惠金融對共同富裕的正向影響。

（三）數(shù)字普惠金融子維度對共同富裕的門限效應(yīng)分析

北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心編制的數(shù)字普惠金融指數(shù)包涵覆蓋廣度、使用深度、數(shù)字化程度三個子維度，這三個維度都會對共同富裕產(chǎn)生影響。首先，隨著數(shù)字普惠金融覆蓋范圍的擴大，使得越來越多的長尾人群獲得金融資源，滿足其金融需求，較大程度上改善長尾人群的服務(wù)體驗[29]。當(dāng)數(shù)字普惠金融覆蓋廣度達到某一臨界值時，數(shù)字普惠金融對農(nóng)戶會產(chǎn)生一定的增收作用。此外，數(shù)字普惠金融覆蓋廣度的提高也會帶動地區(qū)經(jīng)濟水平的提高，但當(dāng)數(shù)字普惠金融發(fā)展到一定程度時，其對經(jīng)濟發(fā)展的影響將會達到拐點，然后逐漸變小。其次，數(shù)字普惠金融使用深度為農(nóng)戶提供數(shù)字理財、保險、投資等多元化金融服務(wù)，可以滿足農(nóng)戶的差異化融資需求。最后，數(shù)字化程度能夠便于金融機構(gòu)對客戶的信用識別，降低農(nóng)戶獲取金融資源的服務(wù)門檻，幫助農(nóng)戶進行財富管理，增加家庭財產(chǎn)性收入，優(yōu)化家庭收入結(jié)構(gòu)。因此，數(shù)字普惠金融的使用深度和數(shù)字化程度能夠一定程度上緩解收入差距，助推地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展。但由于數(shù)字使用鴻溝和能力鴻溝的存在，不同地區(qū)對于數(shù)字普惠金融的接受程度不同，當(dāng)數(shù)字普惠金融使用深度和數(shù)字化程度發(fā)展達到某一臨界值時，數(shù)字普惠金融對縮小收入差距和促進經(jīng)濟發(fā)展的影響開始變小。

據(jù)此，本文提出研究假設(shè)H5：數(shù)字普惠金融的三大子維度對共同富裕的影響存在門限效應(yīng)。

三、研究設(shè)計

（一）模型構(gòu)建

1.基準(zhǔn)模型

共同富裕的實現(xiàn)具體而言體現(xiàn)在發(fā)展的均衡性和充分性，包括微觀層面的居民生活現(xiàn)狀，還包括宏觀層面的經(jīng)濟社會發(fā)展。因此，共同富裕涵蓋共享富裕和總體富裕兩個方面，本文以收入均等化和經(jīng)濟發(fā)展水平來分別表征共享富裕和總體富裕。

本文借鑒田瑤等[10]的研究，從共享富裕和總體富裕兩個方面探討數(shù)字普惠金融對共同富裕的影響，構(gòu)建數(shù)字普惠金融影響收入均等和經(jīng)濟發(fā)展水平的模型如下：

[giniit=α0+α1DFIit+α2Xit+δt+εit] （1）

[lnginiit=β0+β1DFIit+β2Xit+δt+εit] （2）

公式（1）（2）中，[giniit]、[lnginiit]為被解釋變量，表示地區(qū)層面基尼系數(shù)和經(jīng)濟發(fā)展水平；[DFIit]表示該農(nóng)戶[t]期所在地區(qū)的數(shù)字普惠金融發(fā)展水平；[Xit]為控制變量，包括戶主個人和家庭特征變量，[δt]為時間固定效應(yīng)，[εit]為隨機誤差項。

2.調(diào)節(jié)效應(yīng)模型

在式（1）（2）的基礎(chǔ)上加入農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)和數(shù)字金融能力兩個調(diào)節(jié)變量，將數(shù)字普惠金融與以上各變量的交互項納入模型，構(gòu)建調(diào)節(jié)效應(yīng)模型如下：

[giniit=π0+π1DFIit+π2c_DFIit*c_modit]

[" " " " " " " "+π3Xit+δt+εit]" " " " " " " " " " " " " " " " "（3）

[lngdpit=?0+?1DFIit+?2c_DFIit*c_modit]

[" " " " " " " "+?3Xit+δt+εit] " " " " " " " " " （4）

其中，[modit]表示調(diào)節(jié)變量，[c_DFIit*c_modit]表示中心化后的數(shù)字普惠金融與調(diào)節(jié)變量的交乘項。

3.門檻效應(yīng)模型

本文運用HANSEN[30]的門限面板回歸模型，以數(shù)字普惠金融三個子維度為門檻變量探究數(shù)字普惠金融對共同富裕的非線性影響，模型設(shè)定如下：

[ giniit=θ0+θ1DFIitI（qit≤γ1）+θ2DFIitI（γ1≤qit≤γ2）]

[" " " " +θ3DFIitI（γ2lt;qit）Xit+θ4Xit+δt+εit]" （5）

[lngdpit=μ0+μ1DFIitI（qit≤γ1）+μ2DFIitI（γ1≤qit≤γ2）]

[" " " " +μ3DFIitI（γ2lt;qit）Xit+μ4Xit+δt+εit]" （6）

式（5）（6）中，[qit]表示門檻變量，I（·）為示性函數(shù)，[γ]為特定的門檻值。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來源于三個渠道：一是2015年、2017年、2019年北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)，該指數(shù)包含覆蓋廣度、使用深度、數(shù)字化程度3個一級維度，能夠系統(tǒng)地反映全國總體和各地區(qū)數(shù)字普惠金融水平和演變趨勢；二是2015年、2017年、2019年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，該調(diào)查數(shù)據(jù)具有全國及省級代表性，覆蓋了中國內(nèi)陸29個省市（不含西藏和新疆自治區(qū)、以及港澳臺地區(qū)）34 643戶家庭，包含個人、家庭以及master三個數(shù)據(jù)集；三是《中國統(tǒng)計年鑒》及各省統(tǒng)計年鑒。樣本處理中，將研究對象定位在農(nóng)村戶籍樣本，由于我國四個直轄市因其經(jīng)濟發(fā)展水平高，帶動地區(qū)創(chuàng)業(yè)機會多，可能會影響農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)動機，因此本文去掉了四大直轄市樣本、剔除異常缺失值、并對連續(xù)型變量進行了縮尾和取對數(shù)處理，最終得到農(nóng)戶樣本6 702份。最后按照個體所處地區(qū)和省級層面數(shù)字普惠金融指數(shù)進行匹配。

（三）變量定義及描述

1.被解釋變量：共同富裕

本文參考田瑤等[10]的研究，以共享富裕和總體富裕兩個視角衡量共同富裕水平，其中，以收入均等量化共享富裕，使用地區(qū)層面人均收入基尼系數(shù)表示；以地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平量化總體富裕，選取地區(qū)人均GDP的對數(shù)值表示。

2.解釋變量：數(shù)字普惠金融指數(shù)

本文核心關(guān)注的解釋變量為數(shù)字普惠金融總效應(yīng)，以中國各省級層面數(shù)字普惠金融指數(shù)作為衡量各地區(qū)數(shù)字普惠金融發(fā)展水平的指標(biāo)。同時，參考郭峰等[31]的研究，選取數(shù)字普惠金融覆蓋廣度指數(shù)、使用深度指數(shù)和數(shù)字化程度指數(shù)作為其他解釋變量進行研究分析，從而更加科學(xué)、客觀地描述數(shù)字普惠金融發(fā)展多維度對共同富裕產(chǎn)生影響。

3.調(diào)節(jié)變量：數(shù)字金融能力和農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)

借鑒羅煜和曾戀云[21]的做法，選取問卷中家庭 “是否網(wǎng)購”“是否進行互聯(lián)網(wǎng)理財”“是否使用信用卡”作為構(gòu)成變量，采用迭代主因子法對數(shù)字金融能力構(gòu)成變量進行因子分析，結(jié)果如表1所示，KMO值為0.5995，特征值大于1的因子1個，為“使用網(wǎng)購”（1.2173）。在此基礎(chǔ)上，將三個構(gòu)成變量相加，得到“數(shù)字金融能力水平評分”，分布范圍為0～3，取值越大，表明數(shù)字金融能力越強。

借鑒黃倩等[32]的研究，選取中國家庭金融調(diào)查問卷中“您是否從事工商生產(chǎn)經(jīng)營性項目？”的數(shù)據(jù)來表征農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)，若從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營項目則定義為創(chuàng)業(yè)，賦值1，否則為0。

4.控制變量

考慮到農(nóng)村共同富裕還會受到其他因素影響，本文選取的相關(guān)控制變量覆蓋個體、家庭兩個方面。參考田瑤等學(xué)者[10]的研究，戶主個人特征變量包括性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況、健康水平、政治面貌，金融素養(yǎng)等。其中，受教育程度用學(xué)歷衡量，初中以及下=0，高中、中專/職高=1，大專及高職=2，大學(xué)本科=3，碩士=4，博士=5；健康水平則由好到不好依次賦值5至1五個等級；金融素養(yǎng)用“根據(jù)對經(jīng)濟、金融方面的信息關(guān)注程度”來衡量。家庭特征變量包括風(fēng)險偏好、家庭總收入、家庭人口規(guī)模等變量。具體變量設(shè)定如表2所示。

四、實證檢驗與結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸

本文利用stata17.0軟件通過Hausman檢驗結(jié)果顯示P值為0，采用固定效應(yīng)模型對式（1）（2）進行參數(shù)估計，表3中列（1）至列（4）是對共享富裕的回歸結(jié)果，列（5）至列（8）是對總體富裕的回歸結(jié)果。由列（1）至列（4）可知，僅有覆蓋廣度在1%水平上會縮小收入差距，對共享富裕的實現(xiàn)具有促進作用。而數(shù)字普惠金融總效應(yīng)及其使用深度和數(shù)字化程度均在1%水平上對共享富裕產(chǎn)生正向顯著作用，阻礙共享富裕。可能的原因是，由于互聯(lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施的快速發(fā)展，數(shù)字化設(shè)施在各個地區(qū)基本普及，農(nóng)村及偏遠地區(qū)也基本普及，使得廣大農(nóng)民群體基本享受到了數(shù)字紅利，但許多金融產(chǎn)品可得性并沒有因此而大幅度提升，致使農(nóng)戶金融服務(wù)的獲得性不高，所以尚未看出數(shù)字普惠金融對于縮小收入差距的作用。列（5）至列（8）的回歸結(jié)果顯示，數(shù)字普惠金融的發(fā)展能夠在1%的水平上促進經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，即數(shù)字普惠金融的發(fā)展對于實現(xiàn)總體富裕具有促進作用。

（二）數(shù)字金融能力與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

為研究數(shù)字金融能力和農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文利用Stata17.0進行了模型（3）和（4）的實證分析，實證結(jié)果如表4所示。由表 4列（1）可知，數(shù)字普惠金融指數(shù)與數(shù)字金融能力的交互項系數(shù)顯著為正，表明隨著數(shù)字金融能力的提高，數(shù)字普惠金融的發(fā)展對擴大收入差距的影響逐漸增大，但數(shù)字普惠金融的系數(shù)為負(fù)，則說明數(shù)字金融能力越低，數(shù)字普惠金融的發(fā)展對縮小收入差距的緩解作用越強。其原因可能是，當(dāng)農(nóng)戶數(shù)字金融能力較低時，數(shù)字普惠金融的發(fā)展會顯著提高農(nóng)戶的數(shù)字金融能力，因此能夠更好地發(fā)揮數(shù)字普惠金融對縮小收入差距的正向影響。列（2）的回歸結(jié)果表明，隨著農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的提升，數(shù)字普惠金融對擴大農(nóng)村收入差距的影響逐漸增大。一般而言，對創(chuàng)業(yè)農(nóng)戶而言，其受到數(shù)字紅利影響的作用更大，其通過數(shù)字普惠金融增收的可能性也越大，因此群體間收入差距會拉大。列（3）中數(shù)字普惠金融指數(shù)和數(shù)字金融能力交互項為負(fù)，說明數(shù)字金融能力的提高會抑制數(shù)字普惠金融對總體富裕實現(xiàn)的促進作用，數(shù)字金融能力水平低的地區(qū)，數(shù)字普惠金融會促進該地區(qū)的經(jīng)濟增長，如果增加數(shù)字金融教育和知識普及，數(shù)字金融能力的提高會發(fā)揮數(shù)字普惠金融對該地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的正反饋機制。雖然列（4）中交互項并不顯著，但仍能看出農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)水平低的地區(qū)，數(shù)字普惠金融對促進經(jīng)濟增長的正向調(diào)節(jié)作用。

（三）數(shù)字普惠金融對縮小收入差距的影響效應(yīng)

縮小收入差距是實現(xiàn)共同富裕重點所在，本部分將檢驗普惠金融能否通過縮小收入差距推動共同富裕的實現(xiàn)。本文借鑒尹志超等[18]的研究，引入虛擬變量“家庭人均收入高于40分位數(shù)”，探究數(shù)字普惠金融提升農(nóng)戶進入中高收入群體的概率，同時引入數(shù)字普惠金融與 “家庭人均收入低于40分位數(shù)”的交乘項，探究數(shù)字普惠金融是否能提高低收入農(nóng)戶收入，回歸結(jié)果如表 5所示。列（1）結(jié)果表明，數(shù)字普惠金融對農(nóng)戶家庭進入高等收入群體具有顯著正向影響，數(shù)字普惠金融指數(shù)每提高10%，農(nóng)戶家庭進入中高收入群體的概率增加2.3%。列（2）結(jié)果交乘項1%水平上顯著為正，表明數(shù)字普惠金融指數(shù)每上升10%，人均收入40分位數(shù)以下的農(nóng)戶家庭收入提升6.9%。

（四）門檻特征分析

鑒于數(shù)字普惠金融對農(nóng)村共同富裕的影響會隨著數(shù)字普惠金融的發(fā)展水平的不同呈現(xiàn)差異性，因而本文運用面板門限模型，以數(shù)字普惠金融三大子維度為門限變量進行回歸分析。本文通過Bootstrap自舉法反復(fù)抽樣100次得到F值、P值對門限效應(yīng)顯著性、各門限變量的門限個數(shù)進行檢驗，結(jié)果如表 6所示。由表6可知，以數(shù)字普惠金融三大子維度為門限變量的門限模型均通過了雙門限檢驗，門限效應(yīng)顯著，因而選取雙重門檻模型進行回歸。

表 7為不同門檻變量的面板門檻模型回歸結(jié)果。列（1）表明當(dāng)數(shù)字普惠金融覆蓋廣度跨越第一個門限值223.4726時，回歸系數(shù)由0.0011降低到0.0008，跨越第二門限值301.1470時，回歸系數(shù)繼續(xù)下降到0.0007，可以看出數(shù)字普惠金融的系數(shù)依然顯著為正，表現(xiàn)為數(shù)字普惠金融阻礙共享富裕的實現(xiàn)，但回歸系數(shù)的逐漸下降說明隨著數(shù)字普惠金融覆蓋范圍的擴大，數(shù)字普惠金融的發(fā)展對農(nóng)村共享富裕水平的提升作用在增強。列（2）結(jié)果表明隨著數(shù)字普惠金融覆蓋范圍的增大，跨越第一門限時，回歸系數(shù)顯著上升達到0.0033，能夠顯著提升農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平。但當(dāng)跨越第二門限值時，對經(jīng)濟發(fā)展水平的提升作用有所下降，表明數(shù)字普惠金融發(fā)展到一定程度時，不同區(qū)域差距得到明顯改善，數(shù)字普惠金融覆蓋對共同富裕的作用在減弱。列（3）顯示，當(dāng)數(shù)字普惠金融使用深度跨越了第一門限值，回歸系數(shù)有所降低但不明顯，表明數(shù)字金融發(fā)展到一定水平，能夠促進各類新型金融產(chǎn)品的產(chǎn)生，提升收入均等機會，促進共同富裕。當(dāng)跨越第二門限值時，回歸系數(shù)顯著上升，說明在經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)，數(shù)字普惠金融使用深度對該地區(qū)影響較大，收入提升較快，而落后地區(qū)金融產(chǎn)品可得性不夠，因此地區(qū)間產(chǎn)生較大差距，致使共享富裕水平差距加大。列（4）顯示隨著數(shù)字普惠金融使用深度的增大，跨越第一門限時，回歸系數(shù)顯著上升達到0.0033，能夠顯著提升農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平。但當(dāng)跨越第二門限值時，對經(jīng)濟發(fā)展水平的提升作用有所下降，表明數(shù)字普惠金融發(fā)展到一定程度時，不同區(qū)域差距得到明顯改善，數(shù)字普惠金融使用深度對總體富裕的作用在減弱。列（5）和列（6）顯示，數(shù)字普惠金融數(shù)字化程度跨越了單一

門限值時，收入基尼系數(shù)回歸系數(shù)由0.0000降到

-0.0001，經(jīng)濟發(fā)展水平系數(shù)由0.0033上升到0.0034，提升效果明顯，表明隨著數(shù)字化程度的提升，農(nóng)村居民能夠更加便捷地使用在線服務(wù)，為落后地區(qū)帶來了“數(shù)字紅利”，有效改善了區(qū)域差距，為共享富裕和總體富裕奠定了基礎(chǔ)。然而，隨著數(shù)字普惠金融的發(fā)展，數(shù)字化程度發(fā)展到一定水平時，由于東部地區(qū)本身發(fā)展水平較高，受益于數(shù)字化紅利早、快和多，便會拉大與落后地區(qū)的差距，因此會阻礙共同富裕的實現(xiàn)。

（五）地區(qū)異質(zhì)性

表 8列（1）、列（3）和列（5）分別是我國東中西部地區(qū)數(shù)字普惠金融對農(nóng)村共享富裕的作用效果，結(jié)果表明數(shù)字普惠金融的系數(shù)均顯著為正，對促進共享富裕的效果顯著性依次為東部、中部、西部。造成這種異質(zhì)性的原因可能是：相較于中西部地區(qū)，東部地區(qū)數(shù)字普惠金融發(fā)展較早，人均受教育程度高，接受新事物能力較強，更容易在數(shù)字普惠金融發(fā)展浪潮中抓住機遇，因此數(shù)字普惠金融的發(fā)展更有助于縮小東部地區(qū)收入差距，實現(xiàn)收入均等機會。列（2）、列（4）和列（6）分別是我國東中西部地區(qū)數(shù)字普惠金融對農(nóng)村共同富裕的作用效果。結(jié)果表明數(shù)字普惠金融的系數(shù)均顯著為正，對促進總體富裕的效果顯著性依次為中部、西部、東部。造成這種異質(zhì)性的原因可能是，東部地區(qū)多為沿海經(jīng)濟發(fā)達城市，經(jīng)濟發(fā)展水平較高，同時數(shù)字普惠金融發(fā)展較早，相較于中西部地區(qū)來說發(fā)展較為成熟，因此數(shù)字普惠金融對總體富裕的影響程度較小，而中西部地區(qū)長期以來發(fā)展都較為緩慢，金融基礎(chǔ)設(shè)施相對不夠完善，相對于東部處于落后階段，經(jīng)濟發(fā)展水平低，因此數(shù)字普惠金融的發(fā)展能夠明顯地對中西部地區(qū)釋放紅利，所以對中西部尤其是西部地區(qū)總體富裕的提升作用較大。

（六）穩(wěn)健性檢驗

1.基于工具變量法的穩(wěn)健性檢驗

本文選取互聯(lián)網(wǎng)使用率作為工具變量進行穩(wěn)健性檢驗，一方面，數(shù)字普惠金融的發(fā)展依托于互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的提高，所以二者滿足內(nèi)生變量和工具變量相關(guān)性要求；另一方面，互聯(lián)網(wǎng)的使用和共同富裕沒有直接關(guān)系，滿足工具變量外生性要求。通過將共同富裕作為被解釋變量，工具變量和其他控制變量作為解釋變量進行回歸，結(jié)果看出互聯(lián)網(wǎng)使用率的系數(shù)為15.484，對應(yīng)的P值為0.000，表明互聯(lián)網(wǎng)使用率和數(shù)字普惠金融的相關(guān)性得到滿足。為驗證選取工具變量的合理性，采用含有內(nèi)生變量進行兩階段工具變量估計。從回歸結(jié)果來看，第一階段F值為2 664.744（遠大于10的臨界值），排除了弱工具變量的可能性。第二階段，Wald檢驗的P值為0.0028，拒絕原假設(shè)“內(nèi)生變量為外生”，故可以在5%水平上認(rèn)為數(shù)字普惠金融為內(nèi)生變量；數(shù)字普惠金融對共享富裕和總體富裕在1%水平上顯著為正，與前文回歸結(jié)果一致，具有穩(wěn)健性。最后弱工具識別檢驗得出AR、Wald的P值均為0.000，在1%水平上顯著，接受了備選假設(shè)“內(nèi)生變量和工具變量相關(guān)”，同時也再次驗證了本文所選的工具變量不是弱工具變量。回歸結(jié)果表明考慮穩(wěn)健性后，本文的研究結(jié)果依舊穩(wěn)健，詳見表 9列（1）至列（3）。

2.基于雙重差分法的穩(wěn)健性檢驗

本文參考李建軍和韓珣[33]構(gòu)建處理組和對照組的做法，將2016年中央銀行頒布《G20數(shù)字普惠金融高級準(zhǔn)則》作為準(zhǔn)自然事件，構(gòu)建模型如下：

[giniit=ρ0+ρ1treati*postt+ρ2Xit+δt+εit] （7）

[lngdpit=σ0+σ1treati*postt+σ2Xit+δt+εit]（8）

其中，被解釋變量為共享富裕和總體富裕指標(biāo)，[treat]表示地區(qū)虛擬變量，東部地區(qū)取值為0，中西部地區(qū)取值為1；[post]表示時間虛擬變量，2016年前賦值0，2016年后賦值1；[Xit]為控制變量，[δt]為時間固定效應(yīng)，[εit]為隨機誤差項。

從表9列（4）和列（5）回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融能夠提升共同富裕水平，表明前文回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

3.其他穩(wěn)健性檢驗

為使研究結(jié)果更加穩(wěn)健，本文采取以下三種方法進行穩(wěn)健性檢驗。一是滯后一期被解釋變量；二是替換解釋變量，借鑒郝國勝等[34]的方法將原本郭峰等[31]學(xué)者所編制的數(shù)字普惠金融中對覆蓋廣度、使用深度、數(shù)字化程度所賦權(quán)重54%、29.7%、16.3%均改為1/3，重新合成數(shù)字普惠金融指數(shù)作為新的解釋變量進行回歸；三是對解釋變量進行上下1%的縮尾處理以消除異常值對回歸結(jié)果的影響，重新進行回歸。最終得到表 10結(jié)果，回歸結(jié)果表明本文主要結(jié)論較為穩(wěn)健。

五、結(jié)論與對策建議

（一）結(jié)論

本文將2015年、2017年、2019年中國家庭金融調(diào)查的微觀農(nóng)戶數(shù)據(jù)和數(shù)字普惠金融指數(shù)合并，基于數(shù)字金融能力和農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)視角考察數(shù)字普惠金融對實現(xiàn)農(nóng)村共同富裕的影響，并對數(shù)字普惠金融作用于不同地區(qū)農(nóng)戶進行異質(zhì)性分析。得到結(jié)論如下：（1）數(shù)字普惠金融能夠顯著促進總體共同富裕的實現(xiàn)，但僅有覆蓋廣度對實現(xiàn)共享富裕有顯著促進作用。上述結(jié)果在使用工具變量、雙重差分法等穩(wěn)健性檢驗后研究結(jié)論依舊成立。此外，數(shù)字普惠金融顯著提升了收入40分位數(shù)以下農(nóng)戶收入水平，并顯著提高了農(nóng)戶家庭進入40分位數(shù)以上的概率，有利于促進共同富裕。（2）數(shù)字金融能力和農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)對數(shù)字普惠金融實現(xiàn)共同富裕有調(diào)節(jié)作用，在數(shù)字金融能力和創(chuàng)業(yè)水平低的地區(qū)，數(shù)字普惠金融對共同富裕的促進作用更顯著。（3）當(dāng)數(shù)字普惠金融覆蓋廣度、使用深度、數(shù)字化程度達到一定門檻時，其對共同富裕水平的提升有明顯的效果，而達到第二門檻時，其提升效果減弱。（4）區(qū)域異質(zhì)性結(jié)果表明，數(shù)字普惠金融對共享富裕的提升效果依次為：東部gt;中部gt;西部；數(shù)字普惠金融對總體富裕的提升效果依次為：中部gt;西部gt;東部。

（二）對策建議

第一，完善落后地區(qū)金融基礎(chǔ)設(shè)施，提高金融產(chǎn)品和服務(wù)可得性。一方面，充分發(fā)揮信息技術(shù)優(yōu)勢，通過設(shè)立互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)等專業(yè)試點或者建立網(wǎng)絡(luò)、遠程等在線宣傳數(shù)字普惠金融知識，擴大數(shù)字普惠金融服務(wù)覆蓋范圍。另一方面，提供差異化金融服務(wù)，拓寬金融產(chǎn)品的線上宣傳與銷售渠道，增強用戶依懶性，提高使用深度；發(fā)展新興數(shù)字化服務(wù)，降低信息不對稱并提升金融資源的有效配置，助力共同富裕。

第二，提高低收入群體數(shù)字金融能力，強化數(shù)字普惠金融對創(chuàng)業(yè)活力的積極作用。提高農(nóng)戶數(shù)字金融能力將有助于農(nóng)戶從數(shù)字普惠金融的發(fā)展中受益，進而激發(fā)其創(chuàng)業(yè)熱情，促進增收。因此，通過線上金融知識培訓(xùn)和線下金融知識普及和宣傳的方式促進農(nóng)戶參與金融市場，強化數(shù)字運用能力，從而降低自我排斥。與此同時，營造良好營商環(huán)境，激發(fā)新產(chǎn)業(yè)活力和創(chuàng)業(yè)熱情，可以推動地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，提高農(nóng)戶收入，打通一條邁向共同富裕之路。

第三，基于區(qū)域數(shù)字普惠金融發(fā)展差異，制定與之匹配的發(fā)展戰(zhàn)略。對于東部地區(qū)來說，由于其金融市場較為發(fā)達，農(nóng)戶對新事物接受能力較強，因此對縮小收入差距較為明顯，所以政府更應(yīng)關(guān)注數(shù)字普惠金融發(fā)展過快帶來的供給過剩和風(fēng)險等問題。對于中部地區(qū)來說，應(yīng)制定穩(wěn)中求進的發(fā)展戰(zhàn)略。對于西部地區(qū)來說，其經(jīng)濟發(fā)展水平相對較低，應(yīng)對該地區(qū)數(shù)字普惠金融給予相應(yīng)的政策支持，促進西部地區(qū)數(shù)字金融健康有序發(fā)展。縮小區(qū)域間差距，更好地發(fā)揮數(shù)字普惠金融對于共同富裕的積極作用。

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責(zé)任編輯：管仲

Has Digital Inclusive Finance Helped Achieve Common Prosperity in Rural Areas？

——From the Perspectives of Digital Financial Capabilities

and Farmers’ Entrepreneurial Synergy

Li Chunxiao" Zhang Yiting

（School of Economics and Management of Xi’an Shiyou University， Xi’an 710065， China）

Abstract： Common prosperity is the essential for Chinese modernization， and achieving overall prosperity and shared prosperity is the requirement for achieving common prosperity. Based on the rural micro data and digital financial inclusion index of the China Household Finance Survey （CHFS） in 2015， 2017 and 2019， this paper empirically examines the impact of digital financial inclusion on rural common prosperity by using a fixed-effect model and a panel threshold regression model. The results show that：（1）digital inclusive finance has a promoting effect on regional rural economic development， but only the breadth of coverage shows a narrowing effect on the individual income gap. Digital inclusive finance has significantly increased the probability of rural households entering the middle- and high-income groups and the household income level of low-income rural households， which is conducive to promoting common prosperity.（2）Digital financial capabilities and rural entrepreneurship will weaken and moderate the positive relationship between digital inclusive finance and shared wealth and overall prosperity. （3）There is a double-threshold effect on the impact of digital inclusive finance on rural common prosperity. The results of heterogeneity show that the effect of digital inclusive finance on shared prosperity shows a trend of the east gt; the middle gt; the west. The effect of digital inclusive finance on overall prosperity is the middle gt; the west gt; the east. In view of this， measures such as improving the financial infrastructure in backward areas， improving the digital financial capacity of low-income groups， and formulating regional digital inclusive finance development strategies according to local conditions can help to achieve common prosperity.

Key words： digital financial inclusion; common prosperity; digital financial capabilities; farmers start businesses