数字金融发展对共同富裕的影响：基于县级数据的实证分析

何 理，赵一宁，冯 科

(1.中国社会科学院大学 应用经济学院，北京 102488；
2.北京大学 a.教育学院；
b.经济学院，北京 100871)

“十四五”规划纲要指出，要“优化收入分配结构，更加积极有为地促进共同富裕”；
习近平总书记在中央财经委员会第十次会议上强调，“共同富裕是社会主义的本质要求，是中国式现代化的重要特征”；
2022年《政府工作报告》也指出，要扎实推进共同富裕。实现共同富裕的目标，是要将居民收入和实际消费水平差距缩小到合理区间。城乡收入差距是全国收入差距的重要方面[1]，尽管中央对“三农”的投入加大之后，城乡收入差距扩大得到有效遏制，但中国的城乡收入差距依然较高。因此，使城乡收入差距进一步缩小，逐步实现均衡的城乡居民收入和均等的城乡居民生活水平，将成为促进共同富裕目标实现的必经之路和重心所在。

理论上，金融发展可以通过实现资金的更好配置，对居民收入产生提升作用。然而在农村地区的实践中，资本逐利的本性使金融服务具有明显的排斥性[2]，广大农村居民无法获取正规金融服务。特别是在中国的城乡二元金融结构下，金融资本过多流向城市，进一步拉大了城乡收入差距。为缓解金融排斥现象，联合国于2005年正式提出“普惠金融”概念，然而，传统普惠金融的效率依然较低，成本仍较为高昂，难以实现既“普”又“惠”的双重目标。

随着信息技术的发展，数字金融为解决农村居民的金融排斥问题带来了潜在契机。中国互联网络信息中心数据显示，截至2021年12月，农村地区的互联网普及率为57.6%。农村通信基础设施的完善为数字金融在农村地区的推广提供了条件，2021年中央“一号文件”也首次指出，要“发展农村数字普惠金融”。

从金融服务的成本来看，数字金融依托互联网技术，能够低成本地为农村居民提供投融资服务；
从金融服务的效率来看，数字金融依托大数据等信息技术，有效缓解了信息不对称问题和信用风险，提高了金融服务效率。因此可以预见，数字金融能够缓解农村居民的融资约束，进而有助于城乡收入差距的减小和共同富裕目标的实现。特别是在中国金融排斥问题集中在县级层面的背景下[3]，对于县域经济中的城乡收入差距，数字金融发展的缩小作用将更为显著。那么，数字金融的发展，究竟能否缩小县级单位的城乡收入差距？如果答案是肯定的，那么这一作用是否存在异质性？这一作用的机制是什么？准确评价县级层面数字金融发展缩小城乡收入差距的作用，对促进数字金融助力共同富裕具有重要的理论和现实意义。

基于此，本文使用手动搜集的县级面板数据对数字金融发展与共同富裕的关系进行了实证研究。基准回归结果表明，对于城乡收入差距，数字金融发展具有显著的缩小作用，且产业结构越高级、城镇化程度越高，这一作用越明显。进一步分析表明，这一作用在中部地区、南方、非县级市和数字金融发展程度中等的地区更为明显，且随着时间推进不断增强。

(一)金融发展与收入差距

金融发展对收入差距的影响最早包含于对金融发展与经济增长关系的讨论中。Kuznets(1955)首先对这一问题进行了研究和检验，他指出收入差距会随经济增长过程呈现出“倒U型”变化趋势[4]。Greenwood和Jovanovic(1990)在此模型基础上得出收入不平等的程度同样会伴随金融的发展呈现出“倒U型”关系[5]。

此后，大量研究对传统金融的发展能否缩小收入差距展开讨论。一类观点认为，金融发展缩小了收入差距，更大程度上改善了穷人的金融服务可得性，使之有机会参与投资和创业活动，由此实现了收入差距的收敛。另一类观点认为，金融发展会加大收入差距，富人拥有更好的提供担保和偿还贷款的能力，因此金融发展拓宽了富人获得信贷支持的路径，拉大了不同技能水平的劳动力工资收入差距。金融发展会加大收入差距的观点在中国存在大量的经验证据，原因在于农村地区存在严重的金融排斥[6]，特别是在城乡二元金融结构下，政策对农村地区的金融发展扶持力度较弱，进一步恶化了城乡收入差距。

为缓解金融资源分配不均衡的现象，“普惠金融”概念被提出并推广实践。大量研究表明普惠金融对经济发展具有正向影响，普惠金融改善了被排斥群体的金融可接触性，同时能够促进家庭储蓄、消费和生产性投资，支持经济增长。在收入分配方面，普惠金融既能够降低金融服务成本，通过支持农村发展直接缩小城乡收入差距[7]，又基于经济增长的“涓滴效应”，缓解了农村家庭的脆弱性，从而有利于城乡收入差距的收敛[8]。

尽管如此，亦有文献指出普惠金融与收入差距的关系为“倒U型”，普惠金融具有信息获取困难和服务成本较高的问题，因而具有恶化城乡收入差距的可能[9]。过分依赖政策扶持的普惠金融存在社会性与盈利性的矛盾，甚至会因资金拨付过程中的寻租成本加大收入差距[10]。

(二)数字金融发展与共同富裕

伴随互联网技术的发展，数字金融应运而生。依托移动互联网、大数据和云计算等信息技术的数字金融能够增强传统金融服务的信息处理能力，缓解信息不对称问题，同时能够实现跨时空的金融服务，降低金融服务的成本，缓解广大欠发达地区和低收入人群的金融约束[11]。数字金融正因其覆盖区域大、服务成本低和可持续性强的特点成为普惠金融的重要模式[12]。

已有大量文献评估了数字金融的经济效应，无论是对宏观层面的经济增长、金融稳定，还是对微观层面的家庭储蓄、创新创业、居民消费等，数字金融发展均产生了正向效应。缩小城乡收入差距的关键在于实现农村居民收入的更快幅度增长，因此对于数字金融对收入的影响，现有研究更多关注其对农村居民收入的影响。金融服务机会均等化激发出农村居民更多的创业行为[13]，因而数字金融发展显著提升了农村居民收入，数字金融市场参与特别是数字信贷能够显著提高农户收入水平。

关于数字金融发展与共同富裕，大量研究表明，数字金融发展缩小了城乡收入差距，促进了共同富裕。宋晓玲(2017)首次采用实证分析，基于数字普惠金融指数，检验了省级层面的数字金融改善收入分配作用[14]。尹振涛等(2021)指出，以数字普惠金融指数衡量的金融科技发展显著缩小了城乡收入差距，这一效应成为农村家庭幸福感提升的来源[15]。与此同时，数字金融具有改善收入分配格局的“数字红利”，且这一效应在收入的低分位点处更大，体现出数字金融的普惠特质[16]。

(三)研究假说

如前文分析，农村居民因自身资本储备、金融知识和信用水平不足，难以满足传统金融服务的高门槛，加之城乡二元结构农村居民，面临更强的金融排斥，从而恶化城乡收入差距，不利于共同富裕目标的实现。因此，要想促进共同富裕，实现农民收入的持续稳定增长将成为关键所在。数字金融依托数字技术优势，从“普”来看，增加了低收入人群的金融可得性，从“惠”来看，有效降低了金融服务的成本，能够有效缓解农村居民的融资约束，实现收入的更大幅度增长，进而缩小城乡收入差距。

从收入来源看，我国城乡居民人均可支配收入包括工资性收入、经营性收入、财产性收入和转移性收入。数字金融依托其技术优势，增加了农村居民参与投资活动的便利性，为获取金融资讯拓宽了渠道，提升了家庭风险承担水平，有效增加了农村居民的理财意愿，从而激发出因投资渠道少、信息获取难而未曾有的增量金融需求，更大幅度地提升了农村居民的财产性收入。在财产性收入对总收入差距贡献不断扩大的背景下[17]，提高农村居民的财产性收入能够更高效地实现城乡收入差距的收敛。与此同时，农村居民面对生产经营中的创业和投资机会时，存在更严重的资金约束，而数字金融发展可以改善农村居民的存量金融需求，实现农村居民工资性和经营性收入的提升。可见，数字金融的发展既能直接促进农村居民财产性收入的增加，又能间接促进农村居民工资性收入和经营性收入的增加。在边际收益递减规律下，面临更强金融排斥的农村居民，实现了收入的相对更大幅度提升，遏制了城乡收入差距的扩大趋势。综上所述，本文提出假设1：

H1：对于城乡收入差距，数字金融发展能够起到缩小作用。

数字金融发展能否扭转城乡收入差距恶化的趋势，高度依赖于该地区的经济环境。从产业结构来看，产业结构升级会带来城市资本流入农村和农村劳动力流入城市的双向转移。一方面，伴随产业结构的高级化，城市的二三产业会加速向农村地区延伸，促进农村地区的三产融合，吸引城市居民到农村消费与投资，由此增加了农村居民的投资机会，更加显著地提升了农村居民收入，尤其是经营性收入；
另一方面，产业结构升级会创造出更多二三产业的就业岗位，带动更多农村居民劳动力的非农就业[18]，促进农村居民工资性收入的增加，在这种情况下，数字金融发展更为显著地发挥了对城乡收入差距的缩小作用。基于此，本文提出假设2：

H2-1：随着产业结构升级，数字金融发展缩小城乡收入差距的作用逐渐加强。

城镇化率也会对数字金融遏制城乡收入差距扩大趋势的效果产生影响。城镇化率水平越高，农村居民越有机会享受到与城市居民等同的投资、就业和消费机会，数字金融发展也越能促进农村居民增收。从劳动力市场来看，城镇化率越高，意味着城镇劳动力市场竞争加剧、工资降低，相对地农村市场中劳动力数量减少、工资增加，其收入也会更大幅度增加，在绝对收入方面，城市产业兴起需要从农村吸收大量劳动力，由此增加了农村居民收入，特别是工资性收入。在这一情形下，数字金融对于农村居民收入提升的作用将更加显著，更能促进城乡居民收入的收敛。基于此，本文提出如下假设：

H2-2：随着城镇化率提高，数字金融发展缩小城乡收入差距的作用逐渐加强。

(一)模型设定

为了检验数字金融能否发挥缩小城乡收入差距的作用，本文设定如下基准回归方程：

(1)

(二)变量定义

本文的被解释变量为县级城乡收入差距(gap)。实现共同富裕的目标是要扭转收入差距的扩大趋势，因此使用城乡收入差距作为共同富裕的衡量指标。较多的指标能够测度城乡收入差距程度，例如基尼系数、泰尔指数等，考虑到数据的可得性，本文用县级城镇居民可支配收入与县级农村居民可支配收入的比值来测度县级城乡收入差距。

本文的核心解释变量为县级数字金融发展(index)，使用北京大学数字金融研究中心编制的县级数字普惠金融指数予以衡量。为进一步探究数字金融发展不同维度的作用，本文还选用了县级数字普惠金融指数的细分指标进行分析，总指数与分指数均取自然对数处理。

参考已有文献，本文选取以下控制变量：

县级经济发展水平(lnrjgdp)及其平方项(lnrjgdp2)，用人均地区生产总值衡量，并取自然对数；
县级城镇化率(urban)，用城镇年末人口占地区总人口比重衡量；
县级产业结构(indstr)，用第二三产业增加值之和占地区生产总值的比重衡量；
县级地方财政支出(expen)，用一般公共预算支出占当期地区生产总值的比重衡量；
县级传统金融发展水平(fin)，用(居民储蓄存款余额+年末金融机构各项贷款余额) / 地区生产总值衡量；
县级人口密度(density)，用户籍人口与行政区域面积之比衡量。

(三)数据说明与变量描述

由于县级数字普惠金融指数的起始年份为2014年，故本文的样本时间跨度为2014—2019年。由于市辖区农村人口一般占比较低，故将市辖区剔除，在剔除市辖区和数据缺失严重的县级单位，并对所有连续型变量在1%和99%的水平上进行缩尾处理后，本文的总样本量为9701个。除数字普惠金融指数外，本文其余指标的数据来源为CSMAR数据库、《中国县域统计年鉴(县市卷)》、所在省市统计年鉴以及在中国经济社会大数据研究平台、各县级单位政府门户网站手动搜集的县级统计公报。表1为变量的定义及描述性统计结果。

表1 变量定义与描述性统计

(一)基准回归

本文首先检验了数字金融发展对城乡收入差距的总体作用，表2报告了全样本基准回归结果。

表2的结果显示，数字金融发展能够显著缩小城乡收入差距，促进共同富裕，从而验证了H1。第(1)列表明，数字金融发展的估计系数在1%的水平上显著为负，第(2)列在控制了县域和年度固定效应后，回归系数的符号仍与第(1)列保持一致。第(3)列和第(4)列同时加入控制变量、县域固定效应和年份固定效应，第(4)列结果显示在控制其他因素的情况下，当数字金融发展增长1%时，县级城乡收入差距将缩小0.2630%，对于城乡收入差距，数字金融发展具有显著的缩小和改善作用。

表2 全样本基准回归结果

(二)稳健性检验

第一，替换被解释变量的衡量指标。使用泰尔指数作为城乡收入差距的替代指标，结果见表3。第(1)列为普通最小二乘法(OLS)的回归结果，第(2)列加入了县域固定效应和年份固定效应，第(3)列在此基础上加入了控制变量。回归结果表明，核心解释变量均具有负向影响，因此结论具有稳健性。

第二，替换核心解释变量的衡量指标。参考对传统金融发展的研究，从金融发展的分维度角度进行稳健性检验。将核心解释变量分别替换为数字金融覆盖广度指数(coverage_breadth)和数字金融使用深度指数(usage_dept)，从金融广度和金融深度考察数字金融发展的影响，结果见表4第(1)列和第(2)列。通过比较回归结果发现，覆盖广度和使用深度对城乡收入差距均具有负向影响，并且数字金融使用深度相较于数字金融覆盖广度，缩小城乡收入差距的作用更加显著。

表3 替换被解释变量衡量指标回归结果

表4 替换核心解释变量衡量指标回归结果

数字金融覆盖广度是数字金融发展的前提条件与使用基础，衡量的是一种机会上的公平，通过账户覆盖率来表示。数字金融使用深度衡量的是各类数字金融业务的实际使用情况，体现的是结果上的均衡。二者回归系数的差异表明，随着数字金融支持程度和数字金融的覆盖广度达到一定程度，受限于地理空间和人口总量，进一步对覆盖广度进行提升和拓展的空间有限，数字金融使用深度成为数字金融发展的主要力量和重要方面，因此数字金融已经跨越粗放式的圈地时代，进入拓展深度的精细化发展新阶段。

(三)内生性分析

本文内生性的可能来源为遗漏相关解释变量和反向因果：一方面尽管本研究已使用双向固定效应模型进行估计，并尽可能全面地控制了相关变量，但遗漏相关解释变量问题仍可能存在；
另一方面，城乡收入差距的缩小意味着城乡经济一体化程度的提升，农村居民对金融服务的需求和可得性增强，故可能存在一定的反向因果性。

因此，本文使用县级单位地形起伏度(rdls)作为工具变量缓解潜在的内生性问题，地形起伏度是综合表征一个区域内海拔高度和地表切割程度的指标。从相关性来看，地形越崎岖的区域，互联网信号的接入成本越高，即使接入后信号的覆盖范围也越小，信号质量越差；
而数字金融使用的前提正是互联网的接入，因此地形起伏度会直接影响数字金融的覆盖范围和深度发展。从外生性来看，地形起伏度作为地理信息变量，不随经济行为变化而发生变化，也不与城乡收入差距直接相关。

使用两阶段最小二乘法(2SLS)的估计结果如表5所示。一阶段的估计结果见第(1)列，结果表明地形起伏度与数字金融发展之间显著负相关。一阶段估计的F值为14.54，根据经验法则，F值大于10即可排除弱工具变量问题，同时Anderson-Rubin Wald检验的F值为42.20，P值均为0.000，说明工具变量与内生变量强相关。第二阶段估计结果见第(2)列，在缓解内生性问题后，对于城乡收入差距，数字金融发展依然起到了减小作用，且这一作用的大小有所增加。本研究亦使用有限信息最大似然法(LIML)进行估计，估计结果如表5第(3)列和第(4)列所示，与使用两阶段最小二乘法得到的回归系数相差不大，因此本文结论较为稳健。

表5 工具变量估计结果

为了检验数字金融发展如何缩小城乡收入差距，本文从不同区域、行政区划、年份、数字金融发展程度等角度展开分析。

(一)产业结构与城镇化率的调节效应

数字金融发展改善城乡收入差距的作用离不开基础设施和制度环境的相应配套，良好的经济环境有助于这一效应的更好发挥。

正如前文所述，产业结构升级能够带来城市资源流入农村和农村劳动力流入城市的双向转移。从城市资源流入来看，伴随产业结构的高级化，城市的第二三产业会加速向农村地区延伸，增加了农村居民的投资机会，更为显著地促进农村居民增收；
从农村劳动力流出来看，产业结构升级会创造出更多第二三产业的就业岗位，对农民进城就业产生“拉力”，产业升级赋能农业生产，导致农村产生大量剩余劳动力，对农村居民非农就业产生“推力”，“拉力”与“推力”的共同作用带动了更多农村居民劳动力在非农部门的就业，此时数字金融发展也能够通过促进农村居民的非农就业与创业，更为显著地缩小城乡收入差距。因此，随着产业结构升级，数字金融发展缩小城乡收入差距的作用越显著，则证明产业结构越能够对这一效应起到正向调节作用。

表6 产业结构的调节效应

由表6可知，数字金融发展以及数字金融发展与产业结构的交互项均具有显著负向影响，也就是说，伴随着产业结构的升级，对于城乡收入差距的缩小，数字金融发展的促进作用逐渐增强，从而支持了H2-1，验证了产业结构对这一效应的调节作用。

表7 城镇化率的调节效应

城镇化进程亦通过减弱城乡二元结构为农村居民创造更好的经济环境。城镇化率的提高使农村居民更有机会享受到与城市居民等同的投资、就业和消费机会，也意味着更多的劳动力从农村转移到城镇，因而更大比例地提升了农村居民的收入。因此，随着城镇化率的提升，对于城乡收入差距的收敛，数字金融发展的作用越强，则证明城镇化率提高越能够起到正向调节作用。从表7第(2)列的回归结果来看，数字金融发展以及数字金融发展与城镇化率的交互项均显著为负，从而支持了H2-2，说明在城镇化程度越高的县级单位，对于城乡收入差距的收敛，数字金融发展的促进作用是越强的。综上所述，数字金融的发展对产业结构更高级和城镇化率更高地区的城乡收入收敛有更大的促进作用。

(二)不同区域下数字金融发展对城乡收入差距的影响

“区域协调发展是共同富裕的重要方面，因此有必要考察不同区域下数字金融发展对城乡收入差距的影响”。

首先，按照县级单位所在区域，分东部、中部和西部进行回归分析。结果显示，数字金融发展回归系数在东部、中部和西部地区均显著为负，说明数字金融发展均有效缩小了城乡收入差距。对于城乡收入差距的收敛，数字金融发展的作用在中部地区最强，而在东部地区最弱。中部地区尚处于快速发展阶段，农村居民收入起点低，有较大的收入增长空间，西部地区虽然也在快速发展，但受限于自然环境、人力资本等因素，数字金融很难满足农民的金融需求。而东部地区虽然在资源禀赋、经济聚集程度、制度环境、基础设施等方面具有较大优势，但因其居民收入相对较高、增长空间较为缺乏，因此数字金融发展的减小作用小于中西部地区。分东部、中部和西部的回归结果表明，数字金融具备普惠性特征，有助于落后地区打破“数字鸿沟”，实现区域协调发展，促进共同富裕。

其次，分南方地区和北方地区进行分析。回归结果显示，在南方地区和北方地区，对于城乡收入差距的收敛，数字金融发展均发挥了促进作用，但这一作用在南方更加明显，我国南北方在资本存量增长和体制机制改革等方面的差异造成了“南快北慢”的经济发展态势。南北差距问题的本质是经济增长方式转型的差异，南方地区通过主动转型，产业结构不断升级，而北方地区在产能严重过剩后才开始被动转方式，这也造成了数字金融发展影响城乡收入差距的作用差异。因此，数字金融的发展离不开其他硬件基础设施和金融环境的相应配套。

表8 不同区域下数字金融发展对城乡收入差距的影响

共同富裕是社会主义的本质要求，进一步遏制城乡收入差距的扩大趋势是实现共同富裕目标的必经之路和重心所在。依托信息技术的数字金融能够提高农村地区的金融可得性和便利性，从而为缩小城乡收入差距提供了条件，研究数字金融发展能否对县级层面的城乡收入差距起到缩小作用，进而促进共同富裕具有重要的理论和政策意义。基于手动收集的2014—2019年县级面板数据，本文研究了数字金融发展对共同富裕是否具有影响，以及如何产生影响。主要结论和政策启示如下。

第一，对于城乡收入差距，数字金融发展具有显著的缩小作用，进而促进了共同富裕。针对这一结论，要继续推进数字金融发展，特别是县域和农村地区的数字金融发展，在扩大数字金融覆盖广度基础之上，着力提升县域和农村地区的数字金融使用深度。同时，要充分发挥数字金融发展的普惠性，助力共同富裕目标的实现。

第二，对于数字金融发展缩小城乡收入差距的影响，产业结构和城镇化率具有正向调节作用，随着产业结构升级和城镇化率提高，数字金融发展缩小城乡收入差距的作用更加明显。这一研究结论的启示在于，要加快产业结构转型升级，加大就业和产业扶持力度，继续推进新型城镇化建设，拓宽农村居民的增收渠道，为更好发挥数字金融的普惠作用提供优良的经济环境。

第三，进一步分析发现，对于城乡收入差距，数字金融发展的缩小作用在中部地区、南方更为明显。应结合当地所在区域的经济发展水平、产业结构、传统金融发展基础、人口密度等外部宏观环境，使数字金融与当地经济发展有机融合。与此同时，应加大对西部和北方地区数字金融发展的扶持力度，进一步促进区域协调发展，助力实现共同富裕目标。

总体而言，中国的数字金融仍处于快速发展阶段，将会极大促进共同富裕目标的实现，研究数字金融发展对共同富裕的影响具有重要的理论意义和政策含义。当然，数字金融作为新生事物，其未来的发展方向与可能产生的问题仍是今后需要关注和研究的重点，数字金融发展对共同富裕的长期作用也仍待检验。

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