數(shù)字金融、技術(shù)創(chuàng)新與共同富裕

牛麗娟

（蘭州財經(jīng)大學 金融學院，蘭州 730020）

0 引言

近年來，在數(shù)字金融以令人驚嘆的速度蓬勃發(fā)展的同時，數(shù)字金融如何推動經(jīng)濟發(fā)展也成為學術(shù)界關(guān)注的熱點問題。學者們基于促進經(jīng)濟增長、縮小城鄉(xiāng)收入差距等不同視角探討了數(shù)字金融的經(jīng)濟效應。一方面，與傳統(tǒng)金融相比，數(shù)字金融依托于大數(shù)據(jù)等新型技術(shù)，能夠優(yōu)化信貸業(yè)務流程，降低金融交易成本，提升資金配置效率，優(yōu)化金融供給結(jié)構(gòu)，為實體經(jīng)濟發(fā)展提供更多的資金，促進經(jīng)濟增長[1]。另一方面，數(shù)字金融具有鮮明的普惠性特征，突破了傳統(tǒng)金融的制約因素，降低了弱勢群體獲得金融產(chǎn)品和服務的門檻，有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距，緩解社會經(jīng)濟發(fā)展的不平衡[2,3]。

數(shù)字金融作為數(shù)字技術(shù)和金融發(fā)展深度融合的產(chǎn)物，對區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平產(chǎn)生了重要影響[4]，而技術(shù)創(chuàng)新是實現(xiàn)共同富裕的動力源泉和關(guān)鍵支撐力量。鑒于此，本文擬從技術(shù)創(chuàng)新的視角系統(tǒng)分析數(shù)字金融促進共同富裕的理論邏輯，并利用我國省級面板數(shù)據(jù)進行實證檢驗。本文的邊際貢獻主要在于：一是從“富裕程度”和“共享水平”兩個維度構(gòu)建了共同富裕評價指標體系，該指標體系更貼近共同富裕的深刻內(nèi)涵。在此基礎(chǔ)上，采用熵值法測算了2011—2020 年我國30 個省份的共同富裕水平，為準確探討不同地區(qū)共同富裕的實現(xiàn)程度提供了可能。二是從技術(shù)創(chuàng)新的視角考察了數(shù)字金融賦能共同富裕的內(nèi)在機制，分析了數(shù)字金融是否可以通過技術(shù)創(chuàng)新渠道來促進共同富裕，彌補了已有文獻對相關(guān)理論機制分析的不足。三是利用我國省級面板數(shù)據(jù)實證檢驗了數(shù)字金融對共同富裕的影響效應，探討了數(shù)字金融對共同富裕的區(qū)域異質(zhì)性作用，并從非線性視角分析了數(shù)字金融和共同富裕之間的關(guān)系，為深入研究數(shù)字金融推動共同富裕的實際情況提供了經(jīng)驗證據(jù)。

1 研究假設(shè)

1.1 數(shù)字金融對共同富裕的影響

共同富裕的核心內(nèi)涵應該包括“富?！焙汀肮蚕怼眱蓚€方面，要實現(xiàn)共同富裕就必須在高質(zhì)量發(fā)展中不斷縮小城鄉(xiāng)、地區(qū)和人群之間的收入差距[5,6]。共同富裕的實現(xiàn)離不開金融的有效支持，而數(shù)字金融具有覆蓋廣、成本低、便捷等優(yōu)勢，能夠在推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的過程中有效解決資金要素供給的不充分、不均衡等問題，兼顧效率與公平。

數(shù)字金融的發(fā)展可以提升富裕程度。大量研究表明，金融業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在著密切的聯(lián)系，金融活則經(jīng)濟活，健康運行的金融體系是經(jīng)濟長期穩(wěn)定發(fā)展的重要條件。在新一輪科技革命助推下，金融服務向數(shù)字化和智能化不斷發(fā)展，誕生了數(shù)字金融新業(yè)態(tài)，在促進經(jīng)濟增長中發(fā)揮著越來越重要的作用。

數(shù)字金融的發(fā)展有助于提高共享水平。長期以來，我國一直致力于解決好發(fā)展不平衡的問題，這也是能否實現(xiàn)共同富裕的關(guān)鍵之所在。當前，我國農(nóng)村地區(qū)金融發(fā)展遠遠落后于城市，數(shù)字金融作為農(nóng)村金融體系的有益補充，可以有效解決農(nóng)村地區(qū)面臨的金融排斥問題，增加農(nóng)村金融服務的可得性，有助于進一步縮小城鄉(xiāng)收入差距[7]。數(shù)字金融的發(fā)展是深化金融業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重要驅(qū)動力量，有助于收斂城鄉(xiāng)、區(qū)域以及不同群體居民之間的收入差距，化解發(fā)展不平衡的問題。據(jù)此，本文提出：

假設(shè)1：數(shù)字金融的發(fā)展能夠兼顧“富?！焙汀肮蚕怼眱蓚€方面的目標，最終促進共同富裕水平的提升。

1.2 數(shù)字金融通過技術(shù)創(chuàng)新促進共同富裕的作用機制

數(shù)字金融可以通過增加企業(yè)的創(chuàng)新資金供給、賦能產(chǎn)業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型、發(fā)揮技術(shù)溢出效應等途徑促進區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新水平的提升。首先，技術(shù)創(chuàng)新充滿不確定性，持續(xù)的創(chuàng)新活動往往需要充足的資金作為保障，而數(shù)字金融的發(fā)展可以彌補傳統(tǒng)金融的不足，為企業(yè)的研發(fā)活動提供更多的資金支持，增強企業(yè)的創(chuàng)新意愿和能力，推動企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動順利開展[8]。其次，數(shù)字金融在數(shù)據(jù)和技術(shù)的雙輪驅(qū)動下，能夠甄選出具有更大發(fā)展?jié)摿Φ募夹g(shù)創(chuàng)新項目，引導資金流向新興技術(shù)產(chǎn)業(yè)，賦能產(chǎn)業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型，尤其是對于技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有重要支撐作用，有助于實現(xiàn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化和合理化[9]。最后，數(shù)字金融是技術(shù)驅(qū)動型的金融創(chuàng)新，作為金融創(chuàng)新和科技創(chuàng)新相結(jié)合的新金融模式，數(shù)字金融本身就是技術(shù)進步的結(jié)果，依托于數(shù)字化的知識和信息組織金融活動，通過技術(shù)創(chuàng)新為客戶拓展金融服務的范圍，通過定向信貸等途徑對其他行業(yè)發(fā)揮技術(shù)溢出效應，帶動相關(guān)企業(yè)模仿創(chuàng)新。

與此同時，技術(shù)創(chuàng)新水平的提升有助于實現(xiàn)共同富裕。技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟社會具有引領(lǐng)性和滲透性作用，創(chuàng)新的成果可以惠及不同區(qū)域和不同人群，改善欠發(fā)達地區(qū)人民的生活水平，縮小區(qū)域間和城鄉(xiāng)間的差距。技術(shù)創(chuàng)新也可提供更多優(yōu)質(zhì)的產(chǎn)品和服務，提升人們的生活品質(zhì)，滿足人民日益增長的美好生活需要。據(jù)此，本文提出：

假設(shè)2：數(shù)字金融可以通過提升技術(shù)創(chuàng)新水平來推動共同富裕。

1.3 數(shù)字金融對共同富裕的非線性溢出效應

數(shù)字金融作為數(shù)字技術(shù)和金融創(chuàng)新深度融合的產(chǎn)物，具有覆蓋范圍廣、成本低、效率高等特征，突破了傳統(tǒng)金融在地域和時間上的限制，但數(shù)字金融對共同富裕的影響可能存在非線性特征。原因在于：一是數(shù)字金融的發(fā)展對于現(xiàn)代信息技術(shù)的依賴程度較高，由于各地區(qū)的信息化程度存在較大差異，因此數(shù)字金融的發(fā)展水平不同。在數(shù)字金融發(fā)展過程中，只有當數(shù)字金融發(fā)展水平超過某個閾值時，才能對共同富裕起到積極的作用。二是數(shù)字金融與傳統(tǒng)金融之間也存在著密切的關(guān)聯(lián)性，始終無法完全脫離傳統(tǒng)金融而獨立存在。當數(shù)字金融的發(fā)展與傳統(tǒng)金融形成良性互動時，其對共同富裕的促進作用也會增強。由此可見，數(shù)字金融和共同富裕之間并非簡單的線性關(guān)系。據(jù)此，本文提出：

假設(shè)3：數(shù)字金融對共同富裕的影響具有邊際效應遞增的非線性特征。

2 研究設(shè)計

2.1 模型構(gòu)建

為檢驗上述研究假設(shè)，首先構(gòu)建數(shù)字金融影響共同富裕的基準回歸模型：

其中，cpit表示在省份i在t年的共同富裕水平；dfiit表示數(shù)字金融發(fā)展水平；controlit表示控制變量；δi表示個體固定效應；εit表示隨機誤差項。

其次，除了式（1）中所體現(xiàn)的直接效應外，為探究技術(shù)創(chuàng)新是否為數(shù)字金融促進共同富裕的機制渠道，本文運用中介效應模型進行機制檢驗。

式（2）是數(shù)字金融發(fā)展水平（dfiit）對中介變量技術(shù)創(chuàng)新水平（tiit）的線性回歸方程；式（3）是在式（1）的基礎(chǔ)上加入中介變量技術(shù)創(chuàng)新水平（tiit）之后對被解釋變量共同富裕水平（cpit）的回歸方程。

最后，除了實證檢驗數(shù)字金融對共同富裕的間接傳導機制的中介效應外，還應考慮數(shù)字金融和共同富裕之間可能存在的非線性關(guān)系。因此設(shè)定面板門檻模型如下：

其中，thit為門檻變量；dfiit為關(guān)鍵解釋變量數(shù)字金融發(fā)展水平；I(·)為示性函數(shù)，括號內(nèi)的表達式為真時取值為1，反之則取值為0；θ為待估計的門檻值；其他參數(shù)含義不變。

2.2 變量測度與說明

2.2.1 被解釋變量：共同富裕水平

共同富裕的核心內(nèi)涵在于“富?！焙汀肮蚕怼钡挠袡C統(tǒng)一。本文在借鑒已有研究成果的基礎(chǔ)上，設(shè)定了“富裕程度”和“共享水平”兩個一級子系統(tǒng)。其中，富裕程度的提高是實現(xiàn)共同富裕的重要基礎(chǔ)，涵蓋了物質(zhì)財富、文化財富、公共服務和基礎(chǔ)設(shè)施4 個二級指標；共享水平的提升是共同富裕的本質(zhì)體現(xiàn)，涵蓋了城鄉(xiāng)差距、區(qū)域差距和人群差距3 個二級指標。在考慮數(shù)據(jù)可得性和可操作性的基礎(chǔ)上，最終構(gòu)建了包含22 個三級指標的綜合評價指標體系（見下頁表1）。

表1 共同富裕水平評價指標體系

在多指標綜合評價過程中，指標權(quán)重的確定是關(guān)鍵，常見的計算權(quán)重的方法主要有主觀賦權(quán)法和客觀賦權(quán)法。由于主觀賦權(quán)法在權(quán)重賦值過程中容易受到人為主觀判斷的影響，導致計算結(jié)果存在偏差，因此本文采用客觀賦權(quán)法中的熵值法來計算共同富裕水平。

2.2.2 核心解釋變量：數(shù)字金融發(fā)展水平

本文選取北京大學數(shù)字金融研究中心公布的數(shù)字普惠金融指數(shù)來表征各省份的數(shù)字金融發(fā)展水平。該指數(shù)產(chǎn)生于螞蟻金融交易賬戶的大數(shù)據(jù)，具有較強的科學性和代表性。數(shù)字金融指數(shù)具體包括覆蓋廣度（width）、使用深度（depth）和數(shù)字化程度（digital）三個細分指標。

2.2.3 中介變量：技術(shù)創(chuàng)新水平

根據(jù)前文理論分析的結(jié)果，技術(shù)創(chuàng)新是數(shù)字金融促進共同富裕的重要渠道。在已有數(shù)據(jù)中，專利申請數(shù)量可以較好地反映一個地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新水平，故本文用人均國內(nèi)專利申請受理數(shù)代表各地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新水平，該值越大，說明地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平越高。

2.2.4 主要控制變量

由于共同富裕水平受多種因素影響，因此為了更全面地分析數(shù)字金融對共同富裕的作用，減少遺漏變量帶來的估計偏差問題，本文參考已有研究，選取了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等多個控制變量。（1）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（ind）。共同富裕的實現(xiàn)離不開產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化是做大“蛋糕”的持續(xù)動能，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整又關(guān)系到收入和財富的重新分配，影響城鄉(xiāng)、區(qū)域等的協(xié)調(diào)發(fā)展，關(guān)系到分好“蛋糕”，本文用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)（=）來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。（2）對外開放水平（fdi）。改革開放以來，外商投資企業(yè)在推動我國財富積累、技術(shù)進步等方面發(fā)揮了重要作用，要實現(xiàn)共同富裕，必須堅持對外開放，本文用外商投資總額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來衡量對外開放水平。（3）教育水平（edu）。人力資本水平的提升主要靠教育，通常受教育程度越高的人群獲得的勞動報酬也會越高，只有不斷提高人均受教育程度，特別是低收入群體的受教育程度，才能夠縮小收入差距，實現(xiàn)共同富裕，本文用人均受教育年限來衡量教育水平。（4）城鎮(zhèn)化水平（ur）。城鎮(zhèn)化過程也是勞動力等資源要素不斷流動的過程，影響到經(jīng)濟、環(huán)境、產(chǎn)業(yè)等多個方面的發(fā)展，城鎮(zhèn)化的質(zhì)量對實現(xiàn)共同富裕具有重要影響，本文用城鎮(zhèn)化率來衡量城鎮(zhèn)化水平。（5）政府干預程度（fis）。政府干預對于調(diào)節(jié)地區(qū)收入分配、保障和改善民生、促進社會公平等起到關(guān)鍵作用，本文用地方財政一般支出與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來衡量政府干預程度。

2.3 數(shù)據(jù)來源和描述性統(tǒng)計

本文實證分析選取2011—2020 年我國30 個省份（不含西藏和港澳臺）的年度平衡面板數(shù)據(jù)。其中，核心解釋變量數(shù)字金融發(fā)展水平的數(shù)據(jù)來自《北京大學數(shù)字普惠金融指數(shù)（2011—2021年）》，文中所涉及的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局官網(wǎng)、國研網(wǎng)數(shù)據(jù)庫、各省份的統(tǒng)計年鑒和相關(guān)統(tǒng)計公報。變量描述性統(tǒng)計如表2所示。從表2可以發(fā)現(xiàn)，共同富裕水平的均值為0.2787，最大值為0.7710，最小值為0.1285，最大值和最小值之間存在較大差距，表明現(xiàn)階段我國共同富裕水平仍然較低，不同省份間存在較嚴重的不均衡現(xiàn)象。此外，富裕程度和共享水平同樣存在著明顯差距，說明我國實現(xiàn)共同富裕還有很長的路要走。

表2 變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

3 實證結(jié)果與分析

3.1 共同富裕水平的時序變化

從圖1可以看出，2011—2020年我國各省份共同富裕水平的均值普遍較低，但總體呈上升趨勢，由2011 年的0.2075 增加到2020 年的0.3426。從富裕程度和共享水平兩個一級指標的變化情況來看，共享水平上升趨勢更為明顯，由2011年的0.3198增加到2020年0.5679，這說明近些年我國在推動社會協(xié)調(diào)發(fā)展和促進社會公平方面取得了顯著成效，城鄉(xiāng)差距、區(qū)域差距和人群差距逐漸縮小。值得注意的是，從2019 年開始，富裕程度的均值出現(xiàn)下滑，主要原因可能是新冠肺炎疫情對經(jīng)濟運行造成了較大沖擊，經(jīng)濟增長速度下降，導致居民收入等方面受到影響。

圖1 2011—2020年我國各省份共同富裕水平的均值的變化趨勢

3.2 基準回歸結(jié)果

3.2.1 數(shù)字金融總指數(shù)對共同富裕的影響

表3 報告了數(shù)字金融總指數(shù)（數(shù)字金融發(fā)展水平）對共同富裕水平及兩個一級指標影響的線性回歸結(jié)果。在模型估計方面，根據(jù)Hausman 檢驗結(jié)果選擇固定效應，并使用穩(wěn)健標準誤進行修正。表3 中，列（1）在未加入控制變量的情況下考察了數(shù)字金融對共同富裕的影響，結(jié)果顯示回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正；列（2）加入了一系列控制變量后，數(shù)字金融的回歸系數(shù)仍然顯著為正，說明數(shù)字金融的發(fā)展促進了共同富裕水平的提升。列（3）和列（4）報告了數(shù)字金融對富裕程度的回歸結(jié)果，列（5）和列（6）報告了數(shù)字金融對共享水平的回歸結(jié)果，無論是否考慮控制變量，數(shù)字金融的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說明數(shù)字金融的發(fā)展不僅有助于提高富裕程度，而且對共享水平的提升也具有積極作用。從系數(shù)的大小來看，數(shù)字金融對共享水平的回歸系數(shù)更大，這說明數(shù)字金融在促進社會公平發(fā)展方面的作用更突出。上述結(jié)論表明，數(shù)字金融的發(fā)展的確能夠賦能共同富裕，兼顧效率與公平，數(shù)字金融發(fā)展水平越高，地區(qū)共同富裕水平也越高，假設(shè)1得到了驗證。

表3 數(shù)字金融與共同富裕：基準回歸結(jié)果

此外，從控制變量的回歸結(jié)果來看，各控制變量系數(shù)的顯著性與實際情況基本相符。在加入了控制變量的列（2）中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（ind）與共同富裕之間具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級能夠推動共同富裕水平的提高；對外開放水平（fdi）的系數(shù)也顯著為正，說明外商投資有助于促進共同富裕，主要原因是外商投資不僅可以增加地區(qū)資本供給，而且在推動技術(shù)進步、產(chǎn)業(yè)升級等方面都具有積極作用；教育水平（edu）與共同富裕之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，教育能夠提供人力資本，在推動共同富裕中發(fā)揮著基礎(chǔ)性作用；城鎮(zhèn)化水平（ur）和政府干預程度（fis）并未通過顯著性檢驗，同時前者系數(shù)為負說明各地區(qū)城市規(guī)模的擴大并未促進共同富裕水平的提升，可能的原因是，以往城鎮(zhèn)化建設(shè)方式過于粗放，給生態(tài)環(huán)境、公共服務等方面帶來了較大壓力，而后者的系數(shù)不顯著則意味著政府干預在調(diào)控地區(qū)共同富裕方面的作用還不夠明顯。

3.2.2 數(shù)字金融不同維度對共同富裕的影響

數(shù)字金融總指數(shù)是一個多維度指標，由覆蓋廣度（width）、使用深度（depth）和數(shù)字化程度（digital）三個細分維度構(gòu)成，本文進一步考察數(shù)字金融不同維度對共同富裕的影響，回歸結(jié)果見下頁表4。列（1）至列（9）的結(jié)果顯示，數(shù)字金融三個細分維度的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，表明數(shù)字金融不同維度的發(fā)展除了有助于做大“蛋糕”外，對于分好“蛋糕”也有顯著的積極作用。對比不同維度系數(shù)的大小可以發(fā)現(xiàn)，覆蓋廣度的系數(shù)最大，使用深度次之，數(shù)字化程度最小。主要原因可能是，數(shù)字金融發(fā)展時間相對較短，目前仍然主要側(cè)重于擴大覆蓋范圍，導致數(shù)字金融的使用深度和數(shù)字化程度對于共同富裕的貢獻相對較小。

表4 數(shù)字金融不同維度對共同富裕影響的回歸結(jié)果

3.3 穩(wěn)健性檢驗

本文主要考察數(shù)字金融對共同富裕的影響，但需要注意的是，共同富裕水平較高的地區(qū)，數(shù)字金融發(fā)展所依賴的基礎(chǔ)設(shè)施往往也比較發(fā)達，進而在數(shù)字金融發(fā)展上也有著一定的先發(fā)優(yōu)勢。因此，兩者之間可能存在反向因果關(guān)系。此外，雖然本文在構(gòu)建數(shù)字金融影響共同富裕的基準模型時，盡量控制了那些可能會影響共同富裕的因素，并采用固定效應模型進行估計，但仍然可能會遺漏掉一些不可觀測的影響因素，即存在遺漏變量問題。為了緩解由反向因果等原因?qū)е碌膬?nèi)生性問題，本文采用多種方法進行穩(wěn)健性檢驗。

3.3.1 工具變量法

本文借鑒謝絢麗等（2018）[2]的研究思路，選用固定電話普及率作為工具變量。一方面，固定電話作為傳統(tǒng)通信工具，對當?shù)睾罄m(xù)移動互聯(lián)網(wǎng)等數(shù)字技術(shù)的發(fā)展會產(chǎn)生深刻影響，因此，數(shù)字金融發(fā)展水平與固定電話普及率具有高度相關(guān)性；另一方面，隨著我國移動通信技術(shù)的發(fā)展，固定電話等傳統(tǒng)通信工具隨著使用頻率的下降對經(jīng)濟發(fā)展和共同富裕的影響日漸式微，滿足排他性要求。在此基礎(chǔ)上，本文運用兩階段最小二乘法進行工具變量估計，下頁表5列（1）的回歸結(jié)果表明，在考慮了內(nèi)生性問題之后，數(shù)字金融對共同富裕的影響效應依然在1%的水平上高度顯著，且相關(guān)檢驗結(jié)果表明不存在工具變量識別不足和弱工具變量問題，與前文基準回歸結(jié)果一致，這說明基準回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

表5 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

3.3.2 更換解釋變量

由于數(shù)字金融的發(fā)展對于共同富裕的作用有一定的滯后性，因此本文對解釋變量數(shù)字金融發(fā)展水平進行滯后一期處理，這能夠在一定程度上緩解反向因果問題。從表5 列（2）的回歸結(jié)果可以看出，數(shù)字金融的回歸系數(shù)仍然顯著為正。

3.3.3 剔除直轄市樣本

由于直轄市有一定的特殊性，與其他省份在經(jīng)濟發(fā)展、基礎(chǔ)設(shè)施等方面存在著較大差異，直轄市的數(shù)字金融發(fā)展速度較快，共同富裕水平往往也較高，反向因果問題可能較嚴重。本文在原有樣本的基礎(chǔ)上剔除直轄市樣本，并利用式（1）再次進行估計，從表5列（3）的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，數(shù)字金融的系數(shù)依然高度顯著。

3.3.4 縮尾處理

為控制極端值對回歸結(jié)果的影響，本文對解釋變量進行上下1%的縮尾處理，再次對式（1）進行估計，從表5 列（4）的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，數(shù)字金融的系數(shù)依然顯著為正。

3.3.5 利用主成分分析法計算共同富裕水平

前文采用客觀賦權(quán)法中的熵值法對共同富裕水平進行測算，為了確保研究結(jié)論的可靠性，換用主成分分析法計算共同富裕水平，回歸結(jié)果如表5列（5）所示。列（5）的回歸結(jié)果表明，數(shù)字金融的系數(shù)符號和顯著性水平均沒有發(fā)生變化，再次證明本文基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

3.4 機制分析

前文基于技術(shù)創(chuàng)新的視角，從理論上分析了數(shù)字金融對共同富裕的傳導機制。為驗證該作用機制，本文采用溫忠麟和葉寶娟（2014）[10]提出的中介效應模型進行檢驗，回歸結(jié)果見表6。列（1）證實了數(shù)字金融對共同富裕具有積極影響，列（2）的回歸結(jié)果說明數(shù)字金融能夠顯著提升地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平。將技術(shù)創(chuàng)新水平這一中介變量加入數(shù)字金融對共同富裕的回歸方程中，列（3）的結(jié)果顯示，數(shù)字金融的系數(shù)依然顯著為正，且小于列（1）對應的數(shù)值，說明技術(shù)創(chuàng)新在數(shù)字金融促進共同富裕的過程中發(fā)揮了中介效應，該結(jié)果驗證了假設(shè)2。

表6 數(shù)字金融影響共同富裕作用機制的檢驗結(jié)果

3.5 區(qū)域異質(zhì)性分析

由于資源稟賦和經(jīng)濟基礎(chǔ)條件不同，不同區(qū)域的數(shù)字金融發(fā)展水平也存在明顯差異，而這種差異也可能會使數(shù)字金融對共同富裕的作用存在異質(zhì)性。本文參考國家統(tǒng)計局對我國不同區(qū)域的劃分方法，進一步檢驗數(shù)字金融對東部、中部和西部地區(qū)共同富裕水平的影響，回歸結(jié)果見表7。從表7可以看出，數(shù)字金融對東部、中部和西部地區(qū)的共同富裕水平均具有顯著的正向作用。從區(qū)域異質(zhì)性來看，數(shù)字金融對于中西部地區(qū)共同富裕的促進作用更明顯，這一結(jié)果的可能原因在于，經(jīng)濟發(fā)展越落后的地區(qū)，數(shù)字金融和傳統(tǒng)金融的互補作用越大，對于促進共同富裕的效應也就越明顯，這說明數(shù)字金融在縮小我國區(qū)域差距和解決發(fā)展不平衡方面具有重要意義。

表7 數(shù)字金融對共同富裕影響的區(qū)域異質(zhì)性分析結(jié)果

3.6 非線性效應

數(shù)字金融的發(fā)展對共同富裕的影響可能存在非線性特征。為驗證研究假設(shè)3，本文采用面板門檻模型進行實證分析。在對門檻模型進行估計之前，先要對門檻效應是否存在進行檢驗，經(jīng)過Bootstrap 自助法反復抽樣后，結(jié)果表明數(shù)字金融發(fā)展水平及其三個維度的水平指數(shù)作為門檻變量均通過了單一門檻檢驗，未通過雙重門檻和三重門檻檢驗。在此基礎(chǔ)上進行估計，得到表8 的回歸結(jié)果。從表8中的結(jié)果不難發(fā)現(xiàn)，隨著數(shù)字金融發(fā)展水平及各維度水平的提高，對共同富裕的影響表現(xiàn)出顯著的邊際效應遞增的非線性特征。當數(shù)字金融發(fā)展水平較低時，惠及的經(jīng)濟主體范圍較小，對共同富裕的促進作用也比較有限；隨著數(shù)字金融發(fā)展水平的提升，對共同富裕的影響會增大。該結(jié)果驗證了假設(shè)3。

表8 門檻模型的回歸結(jié)果

4 結(jié)論

本文立足于我國數(shù)字金融快速發(fā)展的事實，基于2011—2020 年的省級面板數(shù)據(jù)，在構(gòu)建共同富裕水平評價指標體系的基礎(chǔ)上，運用多種計量模型從不同維度實證檢驗了數(shù)字金融對共同富裕的影響效應及作用機制。主要結(jié)論如下：第一，我國各省份共同富裕水平普遍較低，但總體呈上升趨勢，在樣本期內(nèi)共享水平上升趨勢最為明顯。第二，數(shù)字金融顯著促進了我國共同富裕水平的提升，已成為新發(fā)展格局下推動全體人民共同富裕的重要力量，這一結(jié)論在經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗之后依然成立。第三，技術(shù)創(chuàng)新是實現(xiàn)共同富裕的重要動力源，數(shù)字金融能夠通過技術(shù)創(chuàng)新這一中介因素帶動高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，進而促進共同富裕。第四，異質(zhì)性分析結(jié)果表明，數(shù)字金融對于中西部地區(qū)共同富裕水平的促進作用比東部地區(qū)更明顯，這對于我國實現(xiàn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要意義。此外，數(shù)字金融對共同富裕的促進作用具有邊際效應遞增的非線性特征。