共同富裕下數字普惠金融如何促進健康代際流動

中圖分類號：F49；F832 文獻標識碼：A 文章編號：1008-4096（2025)02-0056-1

[DOI]10.19653/j. cnki. dbcjdxxb.2025.02.005

[引用格式]，.共同富裕下數字普惠金融如何促進健康代際流動[J].東北財經大學學報，2025(2)：56-71.

'，2（1.中國社會科學院財經戰略研究院，北京100006；2.中國人民大學勞動人事學院，北京100872)

一、問題的提出

代際流動研究關注的核心目標是實現社會公平。在一個代際持續程度高、流動性低的社會中，個體獲取的健康資源和發展機會相對有限，這會影響社會公平和正義的實現，進而影響人民對美好生活的向往。因此，促進健康代際流動就是要保持社會向上流動通道的暢通。促進健康代際流動是縮小健康差距、增進人民福祉的核心內容，是落實黨的二十大精神、貫徹實施健康中國戰略的必要條件，也是促進社會公平、實現共同富裕的應有之義。以數字技術為驅動的數字普惠金融具有包容性、觸達性和低成本的特點，不僅有助于金融機構降本增效，還顯著拓寬了金融服務的長尾市場，能夠滿足低收入群體對金融服務的需求，是減少機會不平等、縮小社會差距、促進社會公平和實現共同富裕的重要工具。

本文聚焦數字普惠金融促進健康代際流動的研究，涉及文獻包括數字普惠金融促進社會公平和健康代際流動兩個方面。

在數字普惠金融促進社會公平研究方面。數字普惠金融能否緩解相對貧困問題，取決于哪些群體在數字普惠金融中獲益更多，這實際上是社會公平的直觀體現。大部分研究認為，數字普惠金融有助于促進社會公平，且大多數是圍繞扶貧或緩解貧困視角展開的。張勛等[]認為，數字普惠金融能為面臨金融排斥的低收入群體提供數字信貸、移動支付、互聯網保險等多元化的金融服務。相較于傳統金融行業，數字普惠金融的數字屬性和金融屬性可以分別通過就業、創業路徑促進工資性收入、經營性收入增長，從而緩解收入不平等[2]。在數字經濟驅動下，低收入群體和貧困家庭所獲得的“金融賦能”大幅提高，從而緩解其融資約束和人力資本約束，有助于減輕相對貧困和收入不平等[3]。

在健康代際流動研究方面。國內外大量實證研究發現，健康具有明顯的代際流動性，特別是不良健康的代際流動性更強[4-5]。不良健康的代際流動呈現明顯的社會經濟梯度特征，即相對貧困家庭比富裕家庭擁有更持久的不良健康狀況。社會經濟地位的高低決定著對個體健康資源的獲取，家庭如果長期處于社會經濟地位上的劣勢，很可能會直接影響到子女生物指征和心理健康，甚至造成兒童成長期健康資源投入不足，從而導致代際間的健康劣勢流動。因此，促進個體向上的社會流動有助于避免接觸有害健康的因素，從而改善健康狀況[7]。邱士娟和陳衛民[8利用中國綜合社會調查數據分析發現，向上社會流動預期對自評健康具有顯著的正向作用，特別是對低收人群體、低學歷群體的影響更為顯著，它能夠減輕機會不均等對自評健康的負向作用。

綜上所述，數字普惠金融在縮小社會經濟差距、提高收入代際流動方面的促進作用已經得到了廣泛驗證。但是，數字普惠金融促進健康和健康代際流動方面的研究相對匱乏。在健康代際流動研究方面，既有研究主要集中在健康代際流動的社會經濟影響因素和行為機制方面，而對數字普惠金融外在政策或環境維度的影響研究相對較少。這并不利于理解社會整體的制度環境和技術進步在促進健康代際流動方面的作用。因此，本文采用2014—2020年北京大學數字普惠金融指數和中國家庭追蹤調查數據（CFPS)，實證檢驗了數字普惠金融對健康代際流動的影響及作用機制。

本文的邊際貢獻主要體現在四個方面。其一，在共同富裕的大背景下，基于數字普惠金融角度考察健康代際流動，豐富了健康代際流動的研究。其二，以較為客觀的生理健康、心理健康變量為基礎，測算個體健康效用值與預期壽命，得到健康綜合指標QALY值。QALY值綜合考量了個體的生命質量和生命長度，彌補了單一指標描述個體健康程度存在的缺陷，較為全面地反映了子代與父代的健康水平。其三，從相對健康代際流動和絕對健康代際流動兩個方面綜合刻畫了健康代際流動，既展現了代際間的健康流動程度，又能反映子代健康的改善情況。其四，從提高收人代際流動、提高教育代際流動和提高健康服務可及性三個方面，綜合考察了數字普惠金融對健康代際流動的影響機制。

二、理論分析與研究假設

（一）共同富裕下數字普惠金融、社會流動與健康代際流動

社會流動最早由Sorokin在《社會流動》一書中提出，其被定義為不同階層間個體或群體的社會經濟地位變動。Giddens[]根據流動方向和流動時間，分別將社會流動劃分為垂直流動與水平流動、代內流動與代際流動。在一定的社會結構或網絡中，擁有更多資源的個體、家庭或群體會實現社會經濟地位的上升，反之則會下降。事實上，社會經濟地位的升降屬于社會流動范疇。但是，在經濟學領域，人們通常習慣于把社會流動理解為社會經濟地位的改善，即“向上流動”，它反映的是職業、收入或教育等社會經濟變量的長期動態關系。文化適應理論認為，不同方向的社會流動存在明顯的融入程度差異，通過“隧道效應”“失寵效應”導致健康結果的差異8]。前者體現在向上流動時，人們會主動適應新社會階層生活，提高社會融入程度，從而實現健康的改善；后者體現在向下流動時，人們會產生失落感和挫敗感，降低社會融人程度，從而不利于健康的改善。健康作為一種資源，與金錢、權力、文化等其他資源一樣，在不同群體中的分布并不平等。處于社會分層中較高地位的人們普遍健康狀況較好，而處于較低地位的人們則更易被疾病等健康問題困擾。因此，縮小個體或群體間的社會經濟地位差距，有助于促進健康代際流動。

數字普惠金融能否縮小社會經濟地位差距、促進社會流動，這取決于數字普惠金融過程中哪一方能獲得更多的資源分配。如果低收入群體能夠從中獲益更多，則由環境差異導致的機會不平等現象會更少，人們依靠個體努力實現社會流動的可能性更大。傳統金融活動通過跨期調配社會資源，有效提高了資源的利用效率，但其逐利性會使有限資源向收益更多、風險更低的高收入群體傾斜，從而不利于社會公平。相比之下，普惠金融立足于機會平等的原則，讓社會各階層都有獲取低成本、高效率金融服務的機會。梁榜2認為，低收入群體、農村居民、小微企業等從數字普惠金融中獲得的收益更多。第三方支付平臺為居民提供了更加便捷的支付環境，使其足不出戶便能完成金融交易。同時，數字技術的應用促進了信息共享以及風險甄別能力的提高，不僅有助于實現精準放貸，滿足居民個性化的服務需求，也能消除金融排斥和金融抑制，增加農村居民的可支配收入。另外，數字普惠金融可以充分賦能個體發揮自致性因素作用。其中，創業就業是機會不平等分析框架中典型的受個體控制的努力變量。數字普惠金融有利于低收人群體獲得更多資金支持與創業就業機會，從而增加努力因素在個體收人中發揮的作用、降低先賦性因素的影響，實現社會經濟地位的向上流動[13]，進而促進健康代際流動?；谏鲜龇治?，本文提出如下假設：

H1：數字普惠金融有助于促進健康代際流動。

（二）數字普惠金融促進健康代際流動的機制分析

1.基于社會經濟地位變動視角

Link 和Phelan[14]提出健康的根本原因理論（Fundamental Cause of Health)，即社會經濟地位是健康狀況的根本原因。社會經濟地位與健康狀況的聯系取決于個體或群體掌握相關信息和資源的能力差距。高社會經濟地位群體往往擁有各種不同類型的資源（如金錢、知識、權力等），擁有資源越多的人獲益越多，他們能夠在不同的時間和環境中利用這些資源避免疾病和死亡，并創造出社會經濟地位影響健康的新機制。

社會經濟地位高低主要體現在收入和教育兩個方面，因而社會經濟地位的變動體現在收入流動和教育流動。健康的投入以收入為前提，收入水平越高，健康資本投入越多。收人提高在改善居民膳食營養、促進身心健康、縮小健康不平等方面均展現出了顯著的促進作用[15]。另外，良好的教育也是獲取更高社會經濟地位和豐富社會資源的基礎，對健康有著顯著促進作用[16]。教育代際流動性越高，意味著子代具備越好的健康素養和自我管理能力，從而通過健康的生活方式，如合理飲食、適度運動、定期體檢等，促進健康代際流動。

數字普惠金融為促進社會經濟地位的向上流動創造了有利條件。數字普惠金融作為一種普惠性的金融服務，可以讓人們通過便捷化的數字技術享受到成本較低、效率較高的融資支持，促使個體更多依靠自身而不是父代的支持實現創業和資本積累，從而提高代際收人。與此同時，數字普惠金融的包容性有助于打破信貸約束，讓更多家庭獲得信貸支持，促進子代人力資本的積累。緩解流動性約束、提高信貸可得性、提高貸款便利性和降低融資成本均是數字普惠金融影響收入差距的主要作用機制[17]。數字普惠金融通過提供合適的貸款，降低入學門檻對低收入群體的限制，提高了低收入群體在教育方面的投人水平。因此，數字普惠金融有利于促進代際間的社會經濟地位向上流動，特別是促進子代收入向上流動和教育向上流動?；谏鲜龇治觯疚奶岢鋈缦录僭O：

H2a ：數字普惠金融通過提高收入代際流動促進健康代際流動。

H2b：數字普惠金融通過提高教育代際流動促進健康代際流動。

2.基于健康服務可及性視角

提高健康服務可及性是縮小健康差距、促進健康公平的重要途徑。長期以來，中國城鄉區域發展不平衡、收人差距加大、醫療保障制度不完善以及社會結構分化，導致醫療資源在不同群體間分配不平等，使群體間健康差距擴大。有研究表明提高健康服務可及性有助于改善健康狀況、提高存活率[18]。健康服務可及性通過收入效應和替代效應降低醫療成本和負擔，促進健康投入和健康積累[19]。收入效應體現在健康服務可及性提高降低了家庭因疾病而陷入經濟困境的風險，特別是能有效促進經濟欠發達地區和低收入群體的健康公平。替代效應體現在醫療負擔下降會增加低收入群體對健康的投資意愿，可以將更多資源用于教育和營養投人，提高子代健康水平。

數字普惠金融依托數字服務與金融服務的雙重優勢，大大提高了整個醫療保健系統的運行效率，并切實增加了人們對醫療服務的利用頻次。數字普惠金融通過移動支付、電子錢包等工具，讓患者可以便捷地支付醫療費用，特別是緩解了農村和偏遠地區的現金支付和異地支付的困境。另外，數字普惠金融可以提供小額貸款或分期支付服務，或者通過數字身份驗證和大數據分析，識別低收入群體，為其提供醫療費用補貼或定向資助，切實降低低收人群體因問病就診而產生的經濟負擔，避免家庭陷人“健康貧困”陷阱[20]。醫療服務利用頻次的增加不僅能減少“有病不醫”的現象，也有利于人們及時對疾病采取預防和干預措施，從而改善健康狀況[21]。在數字普惠金融支持下，越來越多的低收入群體也能便捷地獲取醫療資源，增加了家庭在子代健康方面的有效投入，獲得了更好的健康福利。基于上述分析，本文提出如下假設：

H2c：數字普惠金融通過提高健康服務可及性促進健康代際流動。

三、研究設計

（一）變量定義

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為健康代際流動，包括子代健康QALY值和子代健康排名向上流動。健康是多維度的，它包含身體、精神、慢性疾病、環境接觸、營養等方面。一直以來，健康經濟學和健康社會學領域的學者在研究健康代際流動問題時，主要采用出生體重、身高體重指數（BMI）、自我評價健康、預期壽命等指標。然而，上述指標在短期內極易改變，通常需要匹配較長的縱向數據集才能更客觀地反映健康水平。近年來，眾多學者更青睞于利用可得的健康信息構建綜合性健康指標。例如，趙忠和侯振剛[22]與李長安等[5均采用良好狀態質量指標（QWB）衡量微觀個體的健康水平，該指標兼顧了行動指標、體力活動指標、社會活動指標客觀變量與自評健康主觀變量，以敏感捕捉個體的健康狀態變化。本文參考Halliday等[23]與朱銘來和何敏[24]的研究，采用質量調整生命年（QALY值）衡量健康水平。QALY值以生命質量作為權重調整預期壽命或剩余生存年數，考慮了非完全健康狀態導致的壽命損失，能綜合反映個體的生命質量和生命長度。本文采用子代健康QALY值（CQALY）衡量相對健康代際流動。子代健康QALY值通過生命質量權重與剩余生存年的乘積來反映，計算公式如下：

其中， 為個體在健康狀態i下的生命質量權重，通常取值為0—1， 為個體處于健康狀態時的剩余生存年。生命質量權重采用基于偏好的健康效用值衡量，具體測算方式為：一是借助歐洲五維三級健康量表（EQ-5D-3L）獲取個體健康狀態。本文參考朱銘來和何敏[24]的研究，將CFPS數據與EQ-5D-3L量表匹配，EQ-5D-3L量表包括行動能力、自我照顧、日?；顒?、疼痛/不舒服、焦慮/抑郁五個維度，每個維度劃分為“輕度”“中度”“重度”三個等級，并依次賦值為“1”“2”“3”。個體的健康狀態則可由數字1、2、3構成的五位數表示，如“21213”代表在行動和日常活動中存在中度問題，同時伴有重度負面情緒。二是將個體健康狀態轉換為健康效用值。Liu等[25]基于中國群體數據估計了所有EQ-5D-3L健康狀態的效用值。本文將個體健康狀態與Liu等[25]的研究成果匹配來獲得健康效用值。剩余生存年采用基于馬爾可夫過程的多狀態生命表法進行測算。多狀態生命表需要定義期初、期末狀態，構造狀態轉移概率矩陣。本文以自評健康為標準劃分健康狀態，①期初狀態為“健康”“不健康”，期末狀態為“健康”“不健康”“死亡”，期初到期末可能的狀態轉移共有六種。②本文采用中國家庭追蹤調查數據2014—2020年四期數據，滿足樣本至少追蹤一次的條件，參考高向陽和康曉平[26]的研究，計算狀態轉移概率，繼而得到分年齡分性別的剩余生存年數。

本文采用子代健康排名向上流動（upward）衡量絕對健康代際流動。絕對健康代際流動是指子代健康排名是否在絕對程度上超過父代健康排名，其能直觀反映子代健康等級向上流動情況。相較于直接使用健康綜合指數，健康排名在代際間更具可比性。子代健康排名為子代QALY值在其出生相近、性別相同的所有子代QALY值中的百分比，取值為0— 100% 。

2.解釋變量

本文的解釋變量數字普惠金融。參考2014—2020年北京大學數字普惠金融指數，采用數字普惠金融指數的自然對數（InDIF）衡量。

3.中介變量

本文的中介變量為收入代際流動、教育代際流動和健康服務可及性。其中，收人代際流動包括子代收入（ 和父代收入（ ，采用過去12個月所有工作的稅后工資性收入取自然對數衡量。教育代際流動包括子代受教育年限（ 和父代受教育年限（ ，由受教育程度換算得到，采用接受正規教育的累計年限取自然對數衡量。由于數字普惠金融帶來的健康服務可及性主要來自數字屬性的互聯網以及金融屬性的保險和信貸等，健康服務可及性包括互聯網使用程度（internews）和是否有醫保（insurance）?；ヂ摼W使用程度采用問卷中的回答結果衡量。是否有醫保，有醫保取值為1，否則取值為0。

4.控制變量

本文包括兩個層面控制變量。個體層面控制變量：父代健康排名，采用父代健康QALY值(PQALY）衡量。子代年齡（ 和父代年齡 ，采用追蹤數據年份減去樣本出生年份的結果衡量；子代性別（c_gende），男性取值為1，女性取值為0；子代婚姻狀況（c_marr）和父代婚姻狀況（ ，已婚取值為1，否則取值為0；子代戶口（c_hukou）和父代戶口（p_hukou），城鎮戶口取值為1，否則取值為0。家庭層面控制變量：家庭食物支出（Infood)，采用過去一年家庭外出就餐及自家購買食物的支出衡量；家庭居住支出（lnhouse），采用過去一年家庭的集中供暖取暖費、物業費、住房維修費、水、電、房租和房租費用的支出衡量；家庭醫療支出（lnmed），采用過去一年家庭由于傷病花費的醫藥費等的支出衡量；家庭金融資產（lnfinance），采用家庭目前擁有的現金、存款、各類金融產品及收益的總和衡量。上述家庭層面控制變量均取自然對數計算。

（二）模型設定

為更好地檢驗數字普惠金融對健康代際流動的影響，本文從相對和絕對兩個維度刻畫健康代際流動。相對健康代際流動描述了代際間的健康流動性，能夠清楚地展現子代健康有多大程度取決于父代健康。相對健康代際流動的OLS模型如下：

lnCQALYin =α + βlnPQALYin + β，InDIFj +βlnDIFx × lnPQALYi + β3X + U+uj +εit

其中， i ， j 和 t 分別為個體、城市和年份， C Q A L Y 為子代健康QALY值， P Q A L Y 為父代健康QALY值，指單親家庭中父母一方QALY值或雙親家庭中父母雙方QALY值的平均值，本文QALY值均取對數進行計算。 lnD I F 為數字普惠金融， 為父代健康水平與數字普惠金融的交互項，其含義為數字普惠金融通過影響父代一子代間的健康代際相關性而影響健康代際流動。X 為控制變量， 和 u 分別為城市與時間固定效應， 為隨機擾動項。 為父代健康對子代健康的影響，即健康彈性系數， 越大，意味著社會的健康流動性越低，反之則越高。 為數字普惠金融對健康代際流動的影響，當 為負時，說明數字普惠金融能夠降低父代對子代的健康代際相關性，促進健康代際流，反之則下降。絕對健康代際流動的 Probit 模型設定如式（3）所示：

其中，upward為子代健康排名向上流動，upward=1為子代健康在其出生隊列內分性別的等級排序高于父代健康在其出生隊列內分性別的等級排序，upuard=0為子代的健康排名等于或低于父代的健康排名。 為數字普惠金融對子代健康排名向上流動的影響，當 為正時為數字普惠金融能夠促進子代健康排名向上流動，反之則不能。其余變量定義與式（2）相同。

（三）數據說明

本文數據來自2014—2020年的北京大學數字普惠金融指數與中國家庭追蹤調查數據。調查范圍涉及全國25個省、自治區和直轄市（除香港、澳門、臺灣、新疆、西藏、青海、內蒙古、寧夏、海南外)，調查對象包含樣本家庭戶口中的全部家庭成員，調查內容涵蓋個體教育、健康和收入信息等。

本文對樣本作出以下處理：研究代際健康流動需要成功匹配父母與子女樣本，通過識別受訪者本人及其父母配對代際關系樣本；剔除主要健康指標缺失的個體樣本；剔除父母均不在世或數據缺失的個體樣本；限制子女年齡16歲以上，父代年齡31歲以上，父代子代相差15歲以上；將上述樣本數據匯總形成混合面板數據，利用CFPS成人庫中受訪者的父親與母親的個體編號與家庭關系庫中的父母特征信息進行匹配，最終成功匹配2237對父代與子代樣本。其中，有父母雙親健康信息的子代為1096個，只有父親健康信息的子代為296個，只有母親健康信息的子代為845個。鑒于其他變量可能存在缺失值，后續回歸中的樣本數量以實際納人計算為準。本文主要變量的描述性統計結果如表1所示。

四、實證結果與分析

（一）基準回歸結果與分析

表2是數字普惠金融影響健康代際流動的基準回歸結果。表2列（1）只控制了城市與年份固定效應，列（2）加入了子代年齡、父代年齡、子代性別、子代婚姻狀況、父代婚姻狀況、子代戶口、父代戶口個體層面控制變量，列（3）進一步加入了家庭層面控制變量。通過比較三列結果交互項的系數，發現數字普惠金融能顯著降低父代一子代健康的代際相關性，且引入個體層面與家庭層面控制變量后結果依然穩健。在加入各類控制變量后，父代健康與數字普惠金融交互項(lnP Q A L Y×lnD I F) ）的回歸系數為-0.3228，且在 1% 水平上顯著，表明數字普惠金融每提高 1% ，父代一子代健康代際流動將顯著提高約 0.32% 。表2列（4）至列（6）結果顯示，在加人控制變量后，數字普惠金融（lnDIF）的回歸系數為正，且均在 1% 水平上顯著，表明數字普惠金融顯著促進了絕對健康代際流動。其中，表2列（6）中，數字普惠金融指數（lnDIF）的回歸系數為0.8089，表明數字普惠金融指數每增加 1% ，絕對健康代際流動可能性增加約 0.81% 。綜上所述，從相對健康流動性的回歸結果看，數字普惠金融有助于降低父代一子代間的健康代際相關性而促進健康代際流動。從絕對健康流動性的回歸結果看，數字普惠金融有助于促進子代健康排名向上提高而促進健康代際流動，即數字普惠金融有助于促進健康代際流動。因此，本文H1得證。

（二）內生性處理

考慮到本文的模型設定可能會遺漏同時影響數字普惠金融與健康代際流動的因素，且健康代際流動程度更高的地區可能更有利于數字普惠金融，存在反向因果問題。另外，數字普惠金融指數無法詳盡測度數字普惠金融的真實發展情況，也可能產生估計結果偏誤。同一省份內城市間的數字普惠金融水平是緊密相關的，并且省內其他城市的數字普惠金融水平不會直接影響本市個體的健康代際流動，滿足工具變量的兩個條件。本文參考彭澎和周力[2的研究，選取 作為工具變量進行內生性檢驗。如表3所示，內生性檢驗結果與基準回歸結果保持一致。弱工具變量的Kleibergen-PaaprkWaldF統計量均大于10，不存在弱識別問題。

（三）穩健性檢驗

1.指標替換

本文選取2010年第六次全國人口普查公布的分地區分性別預期壽命值替代剩余生存年數，重新測算父代健康QALY值（InPQALY1）、子代健康QALY值（InCQALY1）和健康代際流動(upward1)?？紤]到數字普惠金融對健康的影響可能具有滯后性，本文采用滯后兩期的數字普惠金融指數（lnDIF2）重新進行回歸，結果如表4所示，在指標替換之后交互項的回歸系數仍為負，且均在 1% 水平上顯著，表明基準回歸結果穩健。

2.樣本篩選

由于子代與父代不同住時家庭成員獨立的資源分配會塑造不同的健康行為、生活方式以及健康結果，從而高估數字普惠金融對健康代際流動的促進作用。本文只保留子代與父代同住樣本進行回歸，將子代健康QALY值與父代健康QALY值進行 1% 縮尾處理，剔除樣本中的健康極端值后再進行回歸，結果如表5所示，數字普惠金融的回歸系數仍為正且顯著，表明基準回歸結果穩健。

（四）異質性分析

1.父代健康排名

健康稟賦不同的家庭受益于數字普惠金融的程度不同。本文將父代健康排名位于 70% 分位數以上的家庭定義為高健康水平家庭，父代健康排名低于 70% 分位數的家庭定義為中低健康水平家庭，分別基于父代健康排名的異質性進行回歸，結果如表6所示。由表6列（1）可知，從相對健康代際流動來看，交互項的回歸系數不顯著，由列（2）可知，交互項的回歸系數為負，且在 5% 水平上顯著，表明數字普惠金融降低健康代際相關性的作用主要體現在中低健康水平家庭，對高健康水平家庭的作用較為有限。從絕對健康代際流動來看，數字普惠金融的回歸系數同樣只在中低健康水平家庭中顯著，表明健康稟賦較低家庭更能借助數字普惠金融實現健康的代際改善?？赡艿脑蚴牵褐械徒】邓郊彝ジ淖兘】惮F狀的需求更加迫切，但由于這樣的家庭往往是收人較低群體，導致其無法承擔高昂的醫療費用。因此，數字普惠金融可以通過提供低成本的醫療保險和貸款服務，幫助中低健康水平家庭的子代獲得更多的醫療支持，從而有助于子代健康排名向上流動，降低父代健康對子代健康的不利影響。

2.子代性別

考慮到不同性別的個體在數字普惠金融資源的獲取和使用方面有所不同，可能會使數字普惠金融對健康代際流動的影響產生差異，因而本文將全部樣本按男性子代和女性子代分為兩組?；谧哟詣e的異質性回歸結果如表7所示。由表7可知，在相對健康代際流動中，只有女性子代的交互項回歸系數為負且顯著，表明數字普惠金融只能降低女性子代健康與其父代健康的相關性，而對男性子代家庭的相對健康代際流動沒有影響。從絕對健康代際流動來看，數字普惠金融均能促進子代健康排名向上流動，且對女性子代健康排名提高的作用效果較男性子代更大?？赡艿脑蚴牵菏紫?，由于受“重男輕女”“男主外女主內”等傳統觀念的影響，女性通常在經濟與教育資源獲取方面處于弱勢地位。數字普惠金融有助于幫助女性經濟獨立，從而通過增加健康投資、提高健康與金融素養改善健康水平，而男性面臨的金融排斥較小，從數字普惠金融中得到的效益小于女性。其次，女性在社會中承擔了更多的家庭照顧和社會責任。數字普惠金融能幫助女性更好地平衡家庭和工作，從而對健康產生更積極的影響。綜上，相較于男性，數字普惠金融更有利于幫助女性脫離弱勢地位，獲得更好的健康福利。

3.父代城鄉戶口

本文按照父代戶口性質，將樣本劃分為城鎮戶口和農村戶口兩類，考察數字普惠金融對城鄉家庭健康代際流動產生的影響，基于父代城鄉戶口的異質性分析結果如表8所示。由表8列（1）和列（2）可知，從相對健康代際流動來看，父代為農村戶口的交互項系數為負且顯著，父代為城鎮戶口的交互項系數不顯著。由表8列（3）和列（4）可知，從絕對健康代際流動來看，數字普惠金融對農村戶口子代健康向上流動的促進作用更強?？赡艿脑蚴牵鹤哟雀复苓m應數字化社會，更善于利用數字普惠金融獲取資金支持與健康資源，從而對任何戶口家庭，子代健康狀況都會比父代健康狀況更優，致使子代健康排名向上流動。同時，農村子代受益于數字普惠金融的“長尾”效應，其融資渠道進一步拓寬，從而能通過增加健康投資、提高健康資源可及性改善健康狀況。而農村父代受數字鴻溝與金融排斥的影響，與其子代的健康差距會進一步拉大。另外，城鎮家庭本身受到的金融排斥較小，數字普惠金融給城鎮子代提供的額外資金支持有限。同時，與農村父代相比，城鎮父代更會利用數字普惠金融改善健康狀況，因而城鎮代際間的健康差距較小，相對健康代際流動性較低。

五、機制分析

（一）收入代際流動

為檢驗數字普惠金融提高收入代際流動促進健康代際流動的影響機制，本文在分析相對收入代際流動時，將基準回歸中的lnCQALY和 替換為子代總收入（ ）和父代總收入 。在分析絕對收入代際流動時，將被解釋變量替換為子代收入代際流動（inc_upward）。表9是收入代際流動的機制分析結果。從相對收入代際流動來看，由表9列（1）可知，數字普惠金融與父代收入的交互項（ $\\overbrace{p\\mathrm{-}\\ln{i n c}}\\mathrm{\imesln}D I F.$ ）的回歸系數為負，且在 1% 水平上顯著，表明數字普惠金融能顯著降低子代與父代的代際收入相關性。從絕對收入代際流動來看，由表9列（2）可知，數字普惠金融（InDIF）的回歸系數為正，且在 1% 水平上顯著，表明數字普惠金融能通過提高收入代際流動促進健康代際流動。原因可能是：數字普惠金融的低成本、廣覆蓋性使得收入水平較低的個體更容易獲得借貸和投資的機會，從而直接增加了健康投資的資金支持。另外，金融可及性提高使得低收人群體在創業、就業和技能培訓等人力資本提高方面擁有更多物質基礎，有助于個體打破家庭出身因素限制實現更高的收入水平，提高收入代際流動，從而促進健康代際流動。因此，本文H2a得證。

（二）教育代際流動

數字普惠金融通過提高教育代際流動從而促進健康代際流動。表10是教育代際流動的機制分析結果。從相對教育代際流動來看，由表10列（1）可知，數字普惠金融與父代受教育年限的交互項（ 的回歸系數為負，且在 5% 水平上顯著，表明數字普惠金融有助于降低子代教育與父代教育之間的代際流動性。從絕對教育代際流動看，由表10列（2）可知，數字普惠金融(lnDIF）的回歸系數為正，且在 1% 水平上顯著，表明數字普惠金融能顯著促進子代教育水平向上流動，即數字普惠金融能通過提高教育代際流動促進健康代際流動。原因可能是：數字普惠金融能通過提高家庭收人增加對子代的教育投入，同時數字支付等數字普惠金融手段推動了線上教育的發展，促進了教育公平。因此，數字普惠金融能削弱家庭教育背景對于個體受教育程度的影響，最終實現子代教育資源、認知能力的超越，通過提高教育代際流動促進健康代際流動。因此，本文H2b得證。

（三）健康服務可及性

為分析提高健康服務可及性在數字普惠金融影響健康代際流動中的中介作用，本文選取CFPS調查問卷中的兩個問題“互聯使用程度”和“是否有醫?！弊鳛楹饬拷】捣湛杉靶缘闹笜?。數字普惠金融的數字屬性與金融屬性能夠幫助個體更多地獲得線上的醫療資訊、數字醫保、網上掛號、快遞買藥等醫療相關服務，使得個體的健康服務可及性得到提高。本文采用Probit模型估計數字普惠金融對健康服務可及性的影響。表11是健康服務可及性的機制分析結果。由表11列（1）可知，數字普惠金融（lnDIF）的回歸系數為正，且在 1% 水平上顯著，表明數字普惠金融提高了個體的互聯網使用程度。具體而言，數字普惠金融能推動數字基礎設施建設，尤其是網絡覆蓋和通信技術會隨著數字普惠金融的發展輻射到農村和偏遠地區，從而緩解地區間數字技術鴻溝。當數字技術鴻溝得到彌合，子代將更加公平和便捷地在網絡上獲取各類健康管理信息和醫療健康服務。通過提高數字健康素養、增加遠程醫療服務、精簡就醫流程、提供醫療保險和購買商業保險等途徑，家庭的健康服務可及性大幅提高。一方面，健康服務可及性提高意味著更多人能夠定期進行疾病管理和健康篩查，及時發現并治療疾病，從而改善自身的健康狀況?；诖?，健康的父母更有可能生育健康的子女，有利于避免因疾病導致的不良健康代際流動。另一方面，健康服務可及性的提高有助于營造更加包容和公平的社會環境，使得基本的健康服務能夠覆蓋更廣泛的社會群體，有助于中、低健康水平家庭的子代能夠充分和便捷地利用更平價、更廣泛的健康資源，實現健康水平的改善?；诖?，數字普惠金融通過提高健康服務可及性促進健康代際流動。因此，本文H2c得證。

六、研究結論與政策建議

（一）研究結論

本文采用2014—2020年北京大學數字普惠金融指數與中國家庭追蹤調查數據，從相對健康代際流動和絕對健康代際流動兩個視角，實證檢驗了數字普惠金融對健康代際流動的影響及其作用機制。研究結論如下：數字普惠金融不僅顯著降低了子代健康排名與父代健康排名的相關性，還推動了子代健康絕對代際流動。數字普惠金融削弱了家庭不良健康狀況對子代健康的不利影響，能為低收入群體子代提供家庭以外的收人支持和更廣泛的就醫便利，極大緩解了“看病貴”“看病難”等問題。異質性分析結果顯示，數字普惠金融降低不良健康代際相關性、對健康代際流動的促進作用在中低健康水平家庭、女性子代家庭和農村家庭中更為顯著，這充分體現了數字普惠金融的普惠與扶弱作用。機制分析結果顯示，數字普惠金融主要通過提高收入代際流動、提高教育代際流動和提高健康服務可及性促進健康代際流動。

（二）政策建議

第一，強化數字基礎設施建設。政府要加大對農村和偏遠地區的網絡通信基礎設施建設投入，進一步降低數字金融服務的使用門檻，確保更多低收入群體能夠享受到數字普惠金融服務。創新支付產品和服務，針對不同群體開發特色信貸產品，豐富保險產品體系，推出針對特定疾病、職業風險的定制化健康險和意外險等。例如，為農村居民提供基于農產品訂單、農業補貼等的供應鏈金融貸款。建立完善的金融信用信息數據庫，打破數據孤島，為金融機構提供全面準確的客戶信用信息，同時加強數據安全保護和監管，保障消費者數據權益。建立并完善基層金融機構與農業經營主體的信息聯動機制，動態更新農村居民信用檔案。在數據安全保護方面，建議引人區塊鏈技術實現信用信息的可追溯、不可篡改，同時建立數據分級分類管理制度。

第二，強化政策扶持與監管。加大相關政策激勵，拓寬數字普惠金融產品和服務的多樣性。通過稅收優惠、財政補貼等政策，鼓勵金融機構開發針對促進健康代際流動的數字普惠金融產品和服務。例如，設立專門的教育金融產品創新獎勵基金。構建適應數字普惠金融的監管體系，平衡創新與風險，對數字普惠金融產品和服務進行全流程監管，防范金融風險向低收入群體傳導，保護消費者合法權益。

第三，全面提高居民金融素養、數字素養和健康素養。提高居民的綜合素養是一項長期且系統的工程。一方面，要在整個教育體系中加強金融、數字和健康領域的知識積累和素質培養，通過舉辦文化節、知識大賽等活動，激發居民對金融、數字和健康領域的興趣和創新意識。另一方面，發揮政府、企業、社區、行業協會等多元主體力量，通過宣傳講座、技能培訓、線上科普等多種渠道，廣泛傳播金融、數字、健康領域的知識，增加低收入群體對這些領域的了解和認識，降低金融排斥，縮小數字鴻溝。

參考文獻：

[1]張勛，萬廣華，張佳佳，等.數字經濟、普惠金融與包容性增長[J].經濟研究，2019，54(8)：71-86.

[2］呂光明，周元任，劉文慧.數字普惠金融促進共同富裕的微觀證據——基于社區層面分項收入視角的研究[J].武漢大學學報（哲學社會科學版），2023，76(3）：122-135.

[3]吳本健，鄧蕾，袁偉倫，等.數字技術可得性對農村貧困地區主觀相對貧困的影響[J].農村金融研究，2021(6)：59-68.

[4]CURRIE J，MORETTIE.Mother’s educationand the intergenerational transmision ofhuman capital： evidence fromcollege openings[J]. Quarterly journal of economics，2003，118(4) ：1495-1532.

[5]李長安，楊智姣，薛暢.健康代際流動與機制分析[J].中國人口科學，2021(6)：68-80+127-128.

[6]JONSSONF，SEBASTIAN M S，HAMMARSTRO A，etal.Intragenerational social mobilityand functional somaticsymptoms in anorthern Swedish context：analyses of diagonal reference models[J]. International journalfor equity inhealth，2017，16(1) ：1-10.

[7] MARMOTM.Social determinants of health inequalities[J].Lancet，2005，365(9464)：1099-1104.

［8］邱士娟，陳衛民.向上社會流動預期提高自評健康嗎？一 一基于CGSS的實證分析[J].勞動經濟研究，2023，11(1)：103-121.

[9] SOROKINP.Social mobility[M].NewYork：HarperBrothers，1927：133.

[10] GIDDENS A.Theconstitutionof society：outlineof the theory of structuration[M].Berkeley：Universityof CaliforniaPress，1986：1-402.

[11］陽義南，連玉君.中國社會代際流動性的動態解析——CGSS與CLDS混合橫截面數據的經驗證據[J].管理世界，2015(4)：79-91.

[12]梁榜.普惠金融如何影響收入分配——兼論貧困減緩的中介效應[J].財貿研究，2022，33(8)：17-31.

[13]葉琴，袁歌騁，張呈磊.數字普惠金融與收入機會不平等[J].當代經濟科學，2023，45(3)：114-126.

[14]LINKBG，PHELANJ.Socialconditions as fundamentalcauses ofdisease[J].Journalof health and social behavior，1995，51(S)： 80-94.

[15］余志剛，孫子燁，崔釗達.收人及其不確定性對城鄉居民膳食健康的影響研究[J].農業經濟與管理，2023(2)：35-47.

[16]張順，李詩揚.教育代際流動與中老年父代心理健康差異[J].西安交通大學學報(社會科學版)，2022，42(6)：121-132.

[17]王義中，林溪，李振華，等.數字普惠金融助力共同富裕：基于流動性約束視角[J].經濟研究，2024，59(6)：49-68.

[18]RUTSTEINSO.Factors associated with trendsin infant andchild mortalityindeveloping countriesduring the 1990s[J].Bulletin of the world health organization，2000，78(10)：1256-1270.

[19］仇雨臨，冉曉醒.健康服務可及性對老年人健康的影響——基于CLHLS數據的分析［J].中國衛生政策研究，2019，12(7)： 1-10.

[20]遲欣欣，劉喜華，李聰.精準扶貧助力農民跨越\"健康貧困\"陷阱：理論分析與實證檢驗[J].人口與發展，2024，30(4) ：76-88.

[21］馬述忠，張道涵，潘鋼健.數字金融與老年人健康：基于優質醫療服務可及機制視角[J].求是學刊，2022，49(5)：56-70.

[22]趙忠，侯振剛.我國城鎮居民的健康需求與Grossman模型——來自截面數據的證據［J].經濟研究，2005，40(10)：79-90.

[23]HALLIDAY T，MAZUMDER B，WONG A. Intergenerational mobility in self-reported health status in the US[J].Health economics，2020，29(3)：367-381.

[24]朱銘來，何敏.中國家庭代際健康流動——指標測度、經驗證據與機理闡釋[J].南開經濟研究，2023(9)：159-178.

[25]LIUG G，WUHY，LIMH，et al.Chinese time trade-offvalues forEQ-5D health states[J].Value in health，2014，17(5) ：597-604.

[26]高向陽，康曉平.基于多狀態生命表對中國高齡老人健康期望壽命分析[J].中國衛生統計，2010，27(5)：455-458.

[27］彭澎，周力.中國農村數字金融發展對農戶的收入流動性影響研究[J].數量經濟技術經濟研究，2022，39(6)：23-41.