趙立業(yè) 吳衛(wèi)星

[摘 要：數(shù)字普惠金融的快速發(fā)展已經(jīng)成為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和推動共同富裕的新契機(jī)。本文采用2014年、2016年和2018年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）三輪調(diào)查數(shù)據(jù)，以及2012年北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)相關(guān)數(shù)據(jù)，運(yùn)用門檻模型實(shí)證分析了數(shù)字普惠金融對代際收入流動影響的門檻效應(yīng)，并運(yùn)用OLS模型實(shí)證檢驗(yàn)了數(shù)字普惠金融對代際收入流動的影響及作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融對代際收入流動的影響具有門檻效應(yīng)。在未達(dá)到門檻值時，數(shù)字普惠金融的發(fā)展不利于代際收入流動；在超過門檻值后，數(shù)字普惠金融對代際收入流動具有促進(jìn)作用。機(jī)制分析表明，初期階段數(shù)字普惠金融受限于數(shù)字鴻溝，增大了代際收入關(guān)聯(lián)性，不利于代際收入流動。異質(zhì)性分析表明，數(shù)字普惠金融對低收入家庭、農(nóng)業(yè)家庭、低受教育水平家庭和西部地區(qū)的代際收入流動產(chǎn)生不利影響。本文的研究為數(shù)字普惠金融發(fā)展政策的制定提供了決策參考，為促進(jìn)代際收入流動和推動共同富裕提供了微觀證據(jù)。

關(guān)鍵詞：數(shù)字普惠金融；代際收入流動；數(shù)字鴻溝；共同富裕

中圖分類號：F830.3文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1000?176X（2023）05?0064?12 ]

一、問題的提出

黨的二十大報告指出，中國式現(xiàn)代化是全體人民共同富裕的現(xiàn)代化，實(shí)現(xiàn)全體人民共同富裕是中國式現(xiàn)代化的本質(zhì)要求之一。中央財經(jīng)委員會第十次會議也明確了共同富裕是全體人民的富裕，要暢通向上流動通道。暢通向上流動通道需要解決好代際收入流動問題［1］。改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展，但收入差距在持續(xù)擴(kuò)大［2］。同時財務(wù)杠桿使富裕家庭的財富增長更快，財富差距也在增大［3］，對社會和經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生不利影響［4］。代際收入流動反映了父代收入與子代收入的關(guān)聯(lián)性，代際收入關(guān)聯(lián)性越小，代際收入流動性越高，低收入群體的子代越有可能向上跨越階層。促進(jìn)代際收入流動，對緩解收入差距、促進(jìn)共同富裕具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

代際收入流動的測度和影響因素一直是學(xué)術(shù)界的研究重點(diǎn)。由于數(shù)據(jù)、測度方法和研究角度不同，國內(nèi)外關(guān)于代際收入流動的測度結(jié)果存在一定差異。Aaronson和Mazumder［5］認(rèn)為，1950—1980年，美國的代際收入流動性處于上升趨勢，之后代際收入流動性便大幅下降。Chetty等［6］認(rèn)為，20世紀(jì)下半葉美國的代際收入流動性一直較為穩(wěn)定，這與Lee和Solon［7］的研究結(jié)論一致。在國內(nèi)，陳琳和袁志剛［8］認(rèn)為，1988—2005年，中國代際收入彈性大幅下降并逐步穩(wěn)定。Fan等［9］對比1980年前后的兩個出生群體，認(rèn)為改革開放后，中國代際收入流動性持續(xù)上升。代際收入流動的影響因素可以分為遺傳因素、家庭因素和環(huán)境因素?，F(xiàn)有文獻(xiàn)大多使用雙胞胎［10］和領(lǐng)養(yǎng)孩子［11］的數(shù)據(jù)分析遺傳因素的影響。家庭因素包括人力資本［8，12］、財富資本［8，12］和社會資本［8，12，13］。環(huán)境因素包括公共教育支出［14］和社區(qū)環(huán)境等［15］。借助于數(shù)字技術(shù)，數(shù)字普惠金融覆蓋了支付、保險、基金和信貸等眾多領(lǐng)域，在改變傳統(tǒng)金融服務(wù)模式的同時，滲透到居民家庭中的諸多方面，包括收入、消費(fèi)、創(chuàng)業(yè)和投資等，其作為一種環(huán)境因素，對居民生活產(chǎn)生了深遠(yuǎn)影響，已經(jīng)成為引領(lǐng)全球的一面旗幟［16］。

從代際收入流動的角度而言，數(shù)字普惠金融會產(chǎn)生何種作用？對這一問題的解決不僅可以為推行數(shù)字普惠金融相關(guān)政策提供借鑒，也可以為探討共同富裕的實(shí)現(xiàn)路徑提供微觀證據(jù)。相較于以往文獻(xiàn)，本文的邊際貢獻(xiàn)如下：一是采用CFPS數(shù)據(jù)探討了數(shù)字普惠金融促進(jìn)代際收入流動的門檻效應(yīng)，并側(cè)重于分析初期階段數(shù)字普惠金融對不同群體的異質(zhì)性作用，為全面認(rèn)識數(shù)字普惠金融的發(fā)展提供了多元化的視角。二是從數(shù)字鴻溝的視角探討了數(shù)字普惠金融促進(jìn)代際收入流動的影響機(jī)制，彌補(bǔ)了現(xiàn)有文獻(xiàn)的不足，具有重要的參考價值。

二、理論分析與研究假設(shè)

關(guān)于數(shù)字普惠金融發(fā)展的作用，學(xué)術(shù)界展開了諸多討論，但得到的結(jié)論存在一定分歧。一部分學(xué)者認(rèn)為，數(shù)字普惠金融具有正向作用。如張勛等［17-18］認(rèn)為，數(shù)字普惠金融能改善農(nóng)村居民的創(chuàng)業(yè)行為，特別是有助于促進(jìn)低物質(zhì)資本或低社會資本家庭的創(chuàng)業(yè)行為，進(jìn)而對農(nóng)村低收入群體的增收效應(yīng)更明顯，體現(xiàn)了數(shù)字普惠金融的包容性。李建軍和韓珣［19］研究發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融能夠消除金融排斥和金融抑制，實(shí)現(xiàn)對弱勢群體的包容，提高農(nóng)村居民人均可支配收入，從而降低貧困發(fā)生率。張金林等［20］認(rèn)為，數(shù)字普惠金融通過促進(jìn)家庭創(chuàng)業(yè)，進(jìn)而激發(fā)民營經(jīng)濟(jì)活力，推進(jìn)共同富裕。另一部分學(xué)者認(rèn)為，數(shù)字普惠金融具有負(fù)向作用。如王修華和趙亞雄［21］發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融發(fā)展具有明顯的“馬太效應(yīng)”，貧困戶金融素養(yǎng)水平普遍偏低，并且所處環(huán)境較為惡劣，難以通過數(shù)字普惠金融實(shí)現(xiàn)發(fā)展；而非貧困戶所接觸到的經(jīng)濟(jì)機(jī)會較多，能從數(shù)字普惠金融的發(fā)展中獲得更多收益，從而拉開與貧困戶的差距。胡聯(lián)等［22］指出，低收入家庭難以通過理財產(chǎn)品購買的便捷性提高收入水平，使得現(xiàn)階段數(shù)字普惠金融的發(fā)展會加劇城鎮(zhèn)和農(nóng)村的相對貧困。上述兩類研究成果體現(xiàn)出數(shù)字普惠金融作用的復(fù)雜性，表明其產(chǎn)生的影響并非是線性的，而是存在門檻效應(yīng)，在跨越門檻后，數(shù)字普惠金融的作用會發(fā)生明顯的改變。這在現(xiàn)有文獻(xiàn)中也得到了證實(shí)。如唐文進(jìn)等［23］發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間存在非線性關(guān)系，并且這種非線性關(guān)系在不同地區(qū)之間存在異質(zhì)性。周利等［24］認(rèn)為，數(shù)字普惠金融的減貧效應(yīng)具有門檻效應(yīng)，在數(shù)字普惠金融發(fā)展的初期階段，其并不能降低貧困率，只有當(dāng)數(shù)字普惠金融指數(shù)超過一定數(shù)值時，才能顯著降低貧困率。由于居民貧困與代際收入流動密切相關(guān)，貧困率的降低有助于低收入家庭緩解信貸約束，增加對子代的人力資本投資，使其實(shí)現(xiàn)向上流動，從而提高代際收入流動性。數(shù)字普惠金融的門檻效應(yīng)同樣會反映到代際收入流動層面。在未達(dá)到門檻值時，數(shù)字普惠金融會加劇相對貧困，對代際收入流動產(chǎn)生不利影響，但超過門檻值后，數(shù)字普惠金融能顯著減少居民貧困的發(fā)生，有利于代際收入流動?；谏鲜龇治?，筆者提出如下假設(shè)：

H1：數(shù)字普惠金融對代際收入流動的影響具有門檻效應(yīng)。在未達(dá)到門檻值時，數(shù)字普惠金融的發(fā)展不利于代際收入流動；在超過門檻值后，數(shù)字普惠金融對代際收入流動具有促進(jìn)作用。

根據(jù)經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織（OECD）的定義，“數(shù)字鴻溝”是個人、家庭、企業(yè)和區(qū)域間運(yùn)用信息通信技術(shù)（ICT）和使用互聯(lián)網(wǎng)各種功能的差距。隨著互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展，數(shù)字技術(shù)的影響愈加廣泛。但由于各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同，不同群體擁有的資源不盡相同，接入和使用機(jī)會的不均等會引起數(shù)字技術(shù)的不均衡分布，進(jìn)而形成數(shù)字鴻溝。由于數(shù)字普惠金融更多是依托數(shù)字技術(shù)來實(shí)現(xiàn)金融服務(wù)［25］，因而會受到數(shù)字鴻溝的影響。數(shù)字普惠金融對農(nóng)戶相對貧困脆弱性的影響會同時存在數(shù)字紅利和數(shù)字鴻溝［26］。在數(shù)字普惠金融發(fā)展初期，數(shù)字鴻溝程度嚴(yán)重，并呈現(xiàn)先加深后縮小的趨勢［27］。發(fā)達(dá)地區(qū)、高收入水平的群體更有機(jī)會率先獲得技術(shù)帶來的數(shù)字紅利［28］，與之對應(yīng)的弱勢群體則受到技術(shù)門檻的限制而無法被惠及［29］，特別是隨著貧困程度的上升，數(shù)字技術(shù)的減貧效應(yīng)會由強(qiáng)轉(zhuǎn)弱，甚至對深度貧困的農(nóng)戶產(chǎn)生反向增貧作用［30］，可能引起收入差距擴(kuò)大，不利于代際收入流動。信息基礎(chǔ)設(shè)施的差距是造成城鄉(xiāng)之間數(shù)字鴻溝的一個基本原因［31］。第47次《中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計報告》顯示，2020年末我國城鎮(zhèn)互聯(lián)網(wǎng)普及率達(dá)79.8%，而農(nóng)村僅為55.9%，城鄉(xiāng)之間信息基礎(chǔ)設(shè)施的差距仍十分明顯?；ヂ?lián)網(wǎng)基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)展可以縮小接入鴻溝，并增強(qiáng)應(yīng)用覆蓋性［32］，進(jìn)而為數(shù)字普惠金融發(fā)揮作用創(chuàng)造前提。通過擴(kuò)大互聯(lián)網(wǎng)覆蓋率，數(shù)字普惠金融可以提升互聯(lián)網(wǎng)的使用機(jī)會，間接降低農(nóng)戶相對貧困脆弱性［26］，并且隨著互聯(lián)網(wǎng)科技水平的不斷發(fā)展，數(shù)字普惠金融能更有效地改善農(nóng)村地區(qū)金融產(chǎn)品和金融服務(wù)，使農(nóng)村居民獲得更多資金支持，有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距［33］，進(jìn)而促進(jìn)代際收入流動。推進(jìn)數(shù)字普惠金融要做好互聯(lián)網(wǎng)的普及工作，提升基礎(chǔ)設(shè)施，彌合數(shù)字鴻溝［34］，使居民享受到數(shù)字金融帶來的便利和機(jī)會［35］。由于互聯(lián)網(wǎng)最初是通過固定電話撥號的方式接入的，因而較高的固定電話普及率也有利于互聯(lián)網(wǎng)的普及，而早期的郵局是鋪設(shè)固定電話的執(zhí)行部門，郵局的分布會影響固定電話的分布進(jìn)而影響互聯(lián)網(wǎng)的先期接入［36］，因此，通郵變革有利于為互聯(lián)網(wǎng)接入奠定基礎(chǔ)，并且通郵變革經(jīng)過的年限越長，互聯(lián)網(wǎng)接入需要的基礎(chǔ)設(shè)施也可能越完善，有利于緩解數(shù)字鴻溝。與此同時，郵政業(yè)務(wù)提供的設(shè)施也可以直接幫助無法接觸互聯(lián)網(wǎng)的家庭克服數(shù)字鴻溝［17］，有利于數(shù)字普惠金融促進(jìn)代際收入流動。基于上述分析，筆者提出如下假設(shè)：

H2：數(shù)字普惠金融通過緩解數(shù)字鴻溝促進(jìn)代際收入流動。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用的樣本數(shù)據(jù)主要來自中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）數(shù)據(jù)，CFPS為北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心實(shí)施的一項(xiàng)全國性調(diào)查，2010年進(jìn)行首輪基線調(diào)查，以后每兩年進(jìn)行一輪回訪，調(diào)查內(nèi)容涉及個體、家庭和社區(qū)三個層面，涵蓋了年齡、戶口、教育年限、收入、工作類型和認(rèn)知能力等信息。本文主要使用CFPS2014、CFPS2016和CFPS2018三輪調(diào)查數(shù)據(jù)，同時限定子代夫妻雙方的平均年齡在16歲及以上，并剔除在學(xué)人口。父代夫妻雙方的平均年齡在65歲及以下，并剔除退休人口。數(shù)字普惠金融數(shù)據(jù)使用北京大學(xué)編制的數(shù)字普惠金融指數(shù)，該指數(shù)由支付寶的海量數(shù)據(jù)合成，按照綜合性、可比性和可行性等原則，采用對數(shù)功效函數(shù)進(jìn)行無量綱化處理，并基于層次分析的變異系數(shù)賦權(quán)法確定權(quán)重后最終合成。該指數(shù)在學(xué)術(shù)界已經(jīng)得到了廣泛應(yīng)用，具有一定的影響力和代表性。

（二）變量說明

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為子代收入排序（Rankc），用子代收入在子代群體中的百分位排序衡量。CFPS2014、CFPS2016中的收入數(shù)據(jù)均經(jīng)消費(fèi)者物價指數(shù)調(diào)整到2018年。在每輪調(diào)查中，若子代已婚，子代收入為夫妻雙方收入之和［7］，否則為子代個人收入。對于有兩輪及以上調(diào)查收入的樣本，用多輪調(diào)查收入的平均值衡量子代收入水平。收入涵蓋工資性收入和經(jīng)營性收入兩大類。

2.解釋變量

本文的解釋變量為父代收入排序（Rankf）和數(shù)字普惠金融發(fā)展程度（DIF），父代收入排序用父代收入在父代群體中的百分位排序衡量。父代收入為父母雙方收入之和。數(shù)字普惠金融發(fā)展程度用數(shù)字普惠金融指數(shù)衡量。由于CFPS是被調(diào)查者過去一年的情況，因此，CFPS2014的數(shù)據(jù)實(shí)際上包含了2013年的信息。為減少內(nèi)生性，本文使用2012年的數(shù)字普惠金融指數(shù)，該指數(shù)包含覆蓋廣度（Cover）、使用深度（Use）和數(shù)字化程度（Digital），同時使用深度又分為支付（Pay）、保險（Insur）和信貸（Credit）。在實(shí)證過程中，將數(shù)字普惠金融指數(shù)除以100再進(jìn)行回歸，同時將除以100后得到的數(shù)字普惠金融指數(shù)與自身相乘，得到其平方項(xiàng)，以驗(yàn)證門檻效應(yīng)。

3.機(jī)制變量

本文的機(jī)制變量為數(shù)字鴻溝（div）。張勛等［17］以能否接觸互聯(lián)網(wǎng)作為數(shù)字鴻溝的代理變量，同時，他們認(rèn)為，無法接觸互聯(lián)網(wǎng)的家庭仍然可能通過郵政業(yè)務(wù)提供的設(shè)施克服數(shù)字鴻溝?；诖?，本文從兩個層面衡量數(shù)字鴻溝：一是微觀層面，以家庭能否上網(wǎng)（Internet）作為數(shù)字鴻溝的代理變量，只要三輪調(diào)查中，有一輪調(diào)查的結(jié)果為能上網(wǎng)，即視為沒有受到數(shù)字鴻溝的約束，虛擬變量Internet取值為1，否則取值為0。二是宏觀層面，以家庭所在的村居是否經(jīng)歷過通郵變革（Post）和通郵變革年限（Post_y）分別作為代理變量。如果該村居有過通郵變革，虛擬變量Post取值為1，否則取值為0，同時變革時間越早，Post_y越大。如果家庭所在村居經(jīng)歷過通郵變革，且變革的時間越早，則數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施可能越完善，當(dāng)?shù)鼐用裨诮佑|、使用數(shù)字技術(shù)方面更有優(yōu)勢，受數(shù)字鴻溝的影響越小。

4.控制變量

為減少相關(guān)變量對回歸結(jié)果產(chǎn)生的影響，本文選取如下控制變量：父代年齡（age_f），用父母雙方年齡的均值衡量；父代年齡平方（age_f2），用父代年齡與自身相乘的結(jié)果衡量；子代年齡（age_c），如子代已婚，用子代夫妻雙方年齡的均值衡量，否則用子代個人的年齡衡量；子代年齡平方（age_c2），用子代年齡與自身相乘的結(jié)果衡量；子代戶口（hk_c），如子代已婚，用子代夫妻雙方中丈夫的戶口類型衡量，否則用子代個人的戶口類型衡量；子代受教育年限（eduy_c），如子代已婚，用子代夫妻雙方受教育年限的均值衡量；子代黨員身份（party_c），如子代已婚，用子代夫妻雙方中丈夫的黨員身份衡量，否則用子代個人的黨員身份衡量，黨員為1，否則為0；子代健康狀況（health_c），如子代已婚，用子代夫妻雙方中丈夫的健康狀況衡量，否則用子代個人的健康狀況衡量，健康為1，否則為0；子代婚姻狀態(tài)（marr_c），用在婚和其他兩種婚姻狀態(tài)衡量，在婚狀態(tài)時取值為1，否則為0；子代主要工作類型（job_c），如子代已婚，用子代夫妻雙方中丈夫的主要工作類型衡量，否則用子代個人的主要工作類型衡量。子代主要工作類型分為自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營、私營企業(yè)/個體工商戶/其他自雇、農(nóng)業(yè)打工、受雇、非農(nóng)散工五種，分別取值為1—5。為減輕內(nèi)生性，本文將子代年齡相同的樣本劃分為同一出生群體，構(gòu)建出生群體虛擬變量，并與所在的縣構(gòu)建交互項(xiàng)固定效應(yīng)，以控制特定出生背景下不可觀測因素的影響。

（三）模型構(gòu)建

本文參考楊沫和王巖［12］的研究，構(gòu)建模型如下：

[Rankci= β0+β1Rankfi +? β2DIF+? β3DIF ×Rankfi+j=110αjControlji+Cohorti×Countyi+ εi ] （1）

其中，[Rankci ]表示第i個家庭中子代收入在子代群體中的百分位排序（子代收入排序）。[ Rankfi]表示第i個家庭中父代收入在父代群體中的百分位排序（父代收入排序）。DIF表示數(shù)字普惠金融指數(shù)。[Controlji]表示一系列控制變量，上文已述。Cohorti×Countyi表示第i個家庭中子代所在的出生群體和縣相乘構(gòu)成的交互項(xiàng)的固定效應(yīng)。[εi]表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。[β3DIF+β1 ]表示代際收入關(guān)聯(lián)性，數(shù)值越大，表示父代收入排序與子代收入排序的關(guān)聯(lián)性越強(qiáng)，代際收入流動性越小。[β3 ]顯著為負(fù)時，表明數(shù)字普惠金融能降低代際收入關(guān)聯(lián)性，有利于代際收入流動，反之，會產(chǎn)生一定的不利影響。

為驗(yàn)證門檻效應(yīng)，參考周利等［24］的做法，模型（1）拓展為如下形式：

[Rankci=β0+β1Rankfi+β2DIF+β3DIF×Rankfi+β4DIF2+β5DIF2×Rankfi+j=110αjControlji+Cohorti×Countyi+εi] （2）

其中，DIF2表示數(shù)字普惠金融指數(shù)的平方項(xiàng)，其余變量含義同上。當(dāng)[ β5 ]顯著為負(fù)時，表明代際收入關(guān)聯(lián)性隨數(shù)字普惠金融的發(fā)展先增大后減小，呈倒U型趨勢；相應(yīng)地，代際收入流動則先降低后升高，即存在門檻效應(yīng)。

為驗(yàn)證數(shù)字鴻溝對數(shù)字普惠金融影響代際收入流動的作用，構(gòu)建如下實(shí)證模型：

[ Rankci=β0+β1Rankfi+β2DIF+β3div+β4DIF×Rankfi+β5DIF×div+β6Rankfi×div+β7DIF×Rankfi×div+]

[j=110αjControlji+Cohorti×Countyi+εi] （3）

其中，[div]為衡量數(shù)字鴻溝的一系列代理變量，即上網(wǎng)（Internet）、通郵（Post）和通郵年限（Post_y），上文已述。[Controlji ]表示一系列控制變量，上文已述。當(dāng)[ β7 ]顯著為負(fù)時，表明在緩解數(shù)字鴻溝的情況下，數(shù)字普惠金融能降低代際收入關(guān)聯(lián)性，有利于代際收入流動。

（四）描述性統(tǒng)計

表1為主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

從表1可以看出，子代收入排序的均值為0.500。數(shù)字普惠金融指數(shù)的均值是98.185，其中，覆蓋廣度、使用深度和數(shù)字化程度的均值分別為77.989、114.319和135.560，支付、保險和信貸的均值分別為66.982、157.156和101.746。這表明，一級指標(biāo)中數(shù)字化程度的發(fā)展程度最高。上網(wǎng)的均值為0.934，通郵變革的均值為0.728，通郵變革年限的均值為29.814。在網(wǎng)絡(luò)覆蓋已較為充分的情況下，更需要關(guān)注尚未接觸過網(wǎng)絡(luò)的弱勢群體。父代平均年齡約為51.220歲。子代平均年齡約為25.990歲，子代戶口的均值為0.880。子代教育年限的均值為10.791年。子代黨員身份的均值為0.099。子代健康狀況的均值為0.956。子代主要工作類型的均值為3.790。子代婚姻狀況均值為0.420。從中可以看出，大部分子代樣本為農(nóng)業(yè)戶口、非黨員身份、處于健康狀態(tài)，且在婚狀態(tài)的樣本比例小于其他狀態(tài)，從事于受雇工作的居多。

四、實(shí)證分析

（一）門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

為驗(yàn)證數(shù)字普惠金融促進(jìn)代際收入流動的門檻效應(yīng)，首先，計算每個省份父代與子代收入排序的相關(guān)系數(shù)（相關(guān)系數(shù)與代際收入關(guān)聯(lián)性正相關(guān)）。其次，將相關(guān)系數(shù)對數(shù)字普惠金融指數(shù)進(jìn)行門檻回歸，回歸結(jié)果如表2所示。從表2列（1）可以看出，門檻值為100.130，即數(shù)字普惠金融指數(shù)達(dá)到100.130后，其作用效果可能會發(fā)生改變。為進(jìn)一步說明，以門檻值為界將樣本分為未達(dá)到門檻值和達(dá)到門檻值兩部分，分別用相關(guān)系數(shù)對數(shù)字普惠金融指數(shù)進(jìn)行回歸，結(jié)果如表2列（2）和列（3）所示。其中，列（2）為未達(dá)到門檻值的樣本回歸結(jié)果，數(shù)字普惠金融指數(shù)的估計系數(shù)顯著為正，這表明，數(shù)字普惠金融指數(shù)與相關(guān)系數(shù)整體上同向變動。列（3）為達(dá)到門檻值的樣本回歸結(jié)果，數(shù)字普惠金融指數(shù)的估計系數(shù)顯著為負(fù)，這表明，數(shù)字普惠金融指數(shù)與相關(guān)系數(shù)整體上反向變動?？傮w來看，相關(guān)系數(shù)隨著數(shù)字普惠金融的發(fā)展先增大后減小，存在門檻效應(yīng)。由此可以推斷，代際收入關(guān)聯(lián)性與數(shù)字普惠金融之間可能存在倒U型關(guān)系。

（二）OLS回歸分析

為進(jìn)一步說明，根據(jù)模型（2）進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表3列（1）所示。DIF×Rankf的估計系數(shù)為1.529，在1%水平上顯著，而DIF2×Rankf的估計系數(shù)為-0.686，在1%水平上顯著，這表明，代際收入關(guān)聯(lián)性隨著數(shù)字普惠金融的發(fā)展先增大后減小，呈現(xiàn)倒U型關(guān)系。這同時也表明，數(shù)字普惠金融發(fā)展存在門檻值，只有超過門檻值之后，數(shù)字普惠金融才能顯著降低代際收入關(guān)聯(lián)性，從而促進(jìn)代際收入流動。根據(jù)上文倒U型關(guān)系計算得到的轉(zhuǎn)折點(diǎn)為100.130，而本文使用的2012年數(shù)字普惠金融指數(shù)在75.870—150.770之間，包含了轉(zhuǎn)折點(diǎn)，但只有北京、天津、上海、江蘇、浙江、福建和廣東7個省份的數(shù)字普惠金融發(fā)展程度超過了該門檻值，為重點(diǎn)分析未超過門檻值時數(shù)字普惠金融的作用，后續(xù)的回歸中剔除了該7個省份的樣本，并將其定義為初期階段數(shù)字普惠金融，只對未超過門檻值省份（4 998個樣本）的回歸結(jié)果進(jìn)行了展示。1根據(jù)模型（1）對未超過門檻值的樣本進(jìn)行OLS回歸的結(jié)果如表3列（2）所示，從中可以看出，DIF×Rankf的估計系數(shù)為0.380，在1%水平上顯著，這表明，初期階段數(shù)字普惠金融增大了代際收入關(guān)聯(lián)性，父代收入與子代收入的關(guān)聯(lián)性有所增強(qiáng)，這意味著代際收入流動性并沒有得到提高。因此，對于未超過門檻值的樣本而言，初期階段數(shù)字普惠金融確實(shí)沒有表現(xiàn)出促進(jìn)代際收入流動的效果。表3列（3）—列（8）依次將DIF替換為各個子指標(biāo)，即ZZHB，分別表示覆蓋廣度、使用深度和數(shù)字化程度（三個一級指標(biāo)），以及支付、保險和信貸（三個二級指標(biāo)）。從列（3）—列（8）回歸結(jié)果可以看出，除數(shù)字化程度外，其余子指標(biāo)與父代收入排序交互項(xiàng)的估計系數(shù)都顯著為正。數(shù)字化程度與父代收入排序交互項(xiàng)的估計系數(shù)雖然為負(fù)，但不顯著。因此，使用子指標(biāo)回歸的結(jié)果也表明，初期階段數(shù)字普惠金融沒有促進(jìn)代際收入流動。H1成立。

（三）內(nèi)生性處理和穩(wěn)健性檢驗(yàn)1

1.內(nèi)生性處理

為減輕遺漏變量的影響，本文使用工具變量法進(jìn)行內(nèi)生性處理。具體而言，郵局的分布會在一定程度上影響固定電話的布局進(jìn)而影響互聯(lián)網(wǎng)的先期接入［36］，同時鄉(xiāng)村中開通郵政業(yè)務(wù)的比重更能體現(xiàn)出普惠性，因此，本文使用《中國統(tǒng)計年鑒》中通郵的建制村比重作為工具變量，重新進(jìn)行回歸，最終回歸結(jié)果與上文相同。

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文進(jìn)行如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：一是更換樣本。將樣本上下縮尾1%、2%后按模型（1）回歸，剔除極端值的影響。二是增加控制變量。在模型（1）中進(jìn)一步控制各省份的人均GDP、人均工資水平以及財政性教育支出三種因素。三是替換變量。將父代收入排序和子代收入排序分別替換為父代收入自然對數(shù)和子代收入自然對數(shù)，構(gòu)建數(shù)字普惠金融指數(shù)與父代收入自然對數(shù)的交互項(xiàng)。上述三種方式交互項(xiàng)的估計系數(shù)都顯著為正，表明結(jié)論仍成立。

五、機(jī)制分析

數(shù)字鴻溝在數(shù)字金融影響代際收入流動中產(chǎn)生作用的回歸結(jié)果如表4所示。從表4列（1）回歸結(jié)果可以看出，DIF×Rankf×Internet的估計系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，這表明，在接入互聯(lián)網(wǎng)的情況下，數(shù)字普惠金融能顯著降低代際收入關(guān)聯(lián)性，有利于代際收入流動。由于互聯(lián)網(wǎng)是使用數(shù)字普惠金融服務(wù)的前提，在接入互聯(lián)網(wǎng)后，居民受數(shù)字鴻溝的影響降低，進(jìn)而能享有數(shù)字普惠金融帶來的紅利，有利于代際收入流動。從表4列（2）回歸結(jié)果可以看出，DIF×Rankf×Post的估計系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，這表明，村居中發(fā)生過通郵變革的情況下，數(shù)字普惠金融能降低代際收入關(guān)聯(lián)性，有利于代際收入流動。從表4列（3）回歸結(jié)果可以看出，DIF×Rankf×Post_y的估計系數(shù)在5%水平上顯著為負(fù)，這表明，通郵變革經(jīng)過的時間越長，數(shù)字普惠金融指數(shù)越能有效降低代際收入關(guān)聯(lián)性，有利于代際收入流動。由于先期的郵政業(yè)務(wù)為互聯(lián)網(wǎng)等數(shù)字技術(shù)提供了基礎(chǔ)設(shè)施，且通郵變革經(jīng)歷的時間越長，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)得越完善，越有利于數(shù)字技術(shù)的接入，因而居民受數(shù)字鴻溝的影響也越小，越能充分地使用數(shù)字普惠金融服務(wù)，最終提高代際收入流動性。H2成立。

六、異質(zhì)性分析

（一）不同家庭的異質(zhì)性

參考徐建煒等［37］的研究方法，將父代收入位于90%分位數(shù)以上的家庭定義為高收入家庭，父代收入位于40%—90%分位數(shù)之間的家庭定義為中等收入家庭，其余定義為低收入家庭，分別按模型（1）進(jìn)行回歸，結(jié)果如表5中列（1）—列（3）所示，從中可以看出，列（1）和列（3）中，DIF×Rankf的估計系數(shù)顯著為正，這表明，初期階段數(shù)字普惠金融主要提高了高收入家庭和低收入家庭的代際收入關(guān)聯(lián)性。根據(jù)父代戶口類型，分別將樣本分為農(nóng)業(yè)家庭和非農(nóng)業(yè)家庭，回歸結(jié)果如表5中列（4）和列（5）所示，從中可以看出，列（4）中，DIF×Rankf的估計系數(shù)顯著為正，列（5）中，DIF×Rankf的估計系數(shù)不顯著，這表明，初期階段數(shù)字普惠金融能顯著提高農(nóng)業(yè)家庭的代際收入關(guān)聯(lián)性，不利于其代際收入流動。根據(jù)父代受教育水平，將位于樣本均值以上的樣本劃分為高受教育水平家庭，否則為低受教育水平家庭進(jìn)行回歸，結(jié)果如表5列（6）和列（7）所示，從中可以看出，列（6）中，DIF×Rankf的估計系數(shù)不顯著，列（7）中，DIF×Rankf的估計系數(shù)顯著為正，這表明，數(shù)字普惠金融提高了低受教育水平家庭的代際收入關(guān)聯(lián)性，不利于其代際收入流動。

（二）不同地區(qū)的異質(zhì)性

中國的數(shù)字普惠金融發(fā)展程度在地區(qū)間仍然存在一定差異［38］，東部地區(qū)數(shù)字普惠金融年均發(fā)展水平始終領(lǐng)先于全國、中部地區(qū)和西部地區(qū)，其中西部地區(qū)最低［39］，同時東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的居民收入水平也顯著不同。因此，按地區(qū)將樣本分為東部、中部、西部進(jìn)行異質(zhì)性分析，結(jié)果如表6所示。表6的列（1）和列（2）中，DIF×Rankf的估計系數(shù)不顯著，表6的列（3）中，DIF×Rankf的估計系數(shù)顯著為正，這表明，數(shù)字普惠金融指數(shù)顯著提高了西部地區(qū)居民的代際收入關(guān)聯(lián)性，不利于其代際收入流動。

七、結(jié)論與政策建議

中國已經(jīng)全面建成小康社會，開啟了共同富裕的新征程。共同富裕意味著社會各個群體的生活水平都要隨著發(fā)展階段的提升而相應(yīng)提升［40］。在百年未有之大變局的背景下，提高代際收入流動性，特別是促進(jìn)低收入家庭的子代向上流動，對擴(kuò)大中等收入群體，助力共同富裕，尤為迫切。在數(shù)字普惠金融的發(fā)展過程中，探討其對代際收入流動的影響具有重要現(xiàn)實(shí)意義。本文基于CFPS數(shù)據(jù)和數(shù)字普惠金融發(fā)展指數(shù)，運(yùn)用門檻模型探討了數(shù)字普惠金融對代際收入流動影響的門檻效應(yīng)，并運(yùn)用OLS模型實(shí)證檢驗(yàn)了數(shù)字普惠金融對代際收入流動的影響。主要結(jié)論如下：首先，數(shù)字普惠金融對代際收入流動的影響具有門檻效應(yīng)，代際收入關(guān)聯(lián)性與數(shù)字普惠金融的發(fā)展呈倒U型關(guān)系。在未達(dá)到門檻值時，數(shù)字普惠金融的發(fā)展沒有表現(xiàn)出促進(jìn)代際收入流動的效果；在超過門檻值后，數(shù)字普惠金融對代際收入流動具有促進(jìn)作用。其次，機(jī)制分析表明，初期階段的數(shù)字普惠金融受限于數(shù)字鴻溝，增大了代際收入關(guān)聯(lián)性，不利于代際收入流動。最后，異質(zhì)性分析表明，對于低收入家庭、低受教育水平家庭、農(nóng)業(yè)家庭以及西部地區(qū)的弱勢群體，初期階段數(shù)字普惠金融增大了代際收入關(guān)聯(lián)性，不利于其子代脫離弱勢地位；同時也增大了高收入家庭的代際收入關(guān)聯(lián)性，使其子代更有可能留在該群體。

基于上述研究結(jié)論，筆者提出如下政策建議：

第一，推行有力的政策促進(jìn)數(shù)字普惠金融超過門檻值。各級政府要統(tǒng)籌全局，作好頂層設(shè)計，在明確數(shù)字普惠金融發(fā)展戰(zhàn)略的前提下，根據(jù)中國實(shí)際情況制定詳細(xì)實(shí)施細(xì)則，并鼓勵傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)積極擁抱數(shù)字技術(shù)，改進(jìn)金融服務(wù)方式，提高金融服務(wù)效率，拓寬數(shù)字普惠金融的受眾群體，達(dá)到促進(jìn)代際收入流動的效果。

第二，加大西部、農(nóng)村等相對落后地區(qū)的數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施投入。在數(shù)字技術(shù)覆蓋愈加廣泛的形勢下，更要關(guān)注落后地區(qū)在數(shù)字技術(shù)層面的使用差距。針對落后地區(qū)的具體情況，可以設(shè)立專項(xiàng)資金進(jìn)行重點(diǎn)扶持，降低信息網(wǎng)絡(luò)的使用成本，擴(kuò)大偏遠(yuǎn)地區(qū)的光纖接入和網(wǎng)絡(luò)覆蓋率，確保覆蓋廣泛而且具有較高質(zhì)量的網(wǎng)絡(luò)信息服務(wù)；同時設(shè)立稅收優(yōu)惠政策，鼓勵大型企業(yè)和社會資本對落后地區(qū)的數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施進(jìn)行投資，推動數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施向落后地區(qū)的薄弱環(huán)節(jié)延伸，加大優(yōu)質(zhì)數(shù)字資源供給，依托大數(shù)據(jù)、物聯(lián)網(wǎng)和云計算等先進(jìn)技術(shù)，助力落后地區(qū)的數(shù)字化升級。

第三，關(guān)注弱勢群體受到的異質(zhì)性影響。在推行數(shù)字普惠金融政策的過程中，要特別針對弱勢群體設(shè)立相應(yīng)的配套措施，建立完善的后續(xù)服務(wù)機(jī)制，有相應(yīng)的服務(wù)培訓(xùn)以及消費(fèi)者保護(hù)機(jī)制，提高弱勢群體使用數(shù)字技術(shù)的能力，合理享受數(shù)字普惠金融服務(wù)。加大對數(shù)字技術(shù)的宣傳，提高對數(shù)字技術(shù)的認(rèn)識，普及數(shù)字普惠金融產(chǎn)品的認(rèn)可度，加強(qiáng)人才培養(yǎng)。同時倡導(dǎo)數(shù)字領(lǐng)域?qū)I(yè)人士對弱勢群體進(jìn)行重點(diǎn)幫扶，結(jié)合線上和線下形式，對數(shù)字普惠金融產(chǎn)品進(jìn)行專業(yè)講解，提高弱勢群體的數(shù)字素養(yǎng)，促進(jìn)共同富裕。

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［40］ 劉培林，錢滔，黃先海，等.共同富裕的內(nèi)涵、實(shí)現(xiàn)路徑與測度方法［J］．管理世界，2021，37（8）：117-129.Does Digital Financial Inclusion Promote Intergenerational

Income Mobility？

ZHAO Li?ye， WU Wei?xing

（School of Banking & Finance， University of International Business and Economics， Beijing 100029， China）

Summary：During the rapid economic development， intergenerational income mobility has increasingly become the focus of the whole society. At the same time， digital financial inclusion has become a new driving force for high?quality economic development. The positive role of digital financial inclusion has been proved from multiple levels. With the help of digital technology， digital financial inclusion can promote the upgrading of industrial structure， which is conducive to economic growth. Digital financial inclusion breaks through the bottleneck of traditional finance relying on credit data and simplifies the borrowing process with the borrowing threshold lowered. It broadens the channels for households obtaining credit. However， the threshold effect of digital financial inclusion is seldom analyzed from the perspective of digital divide.

This paper uses the threshold regression model and the OLS regression model to empirically study the impact of digital financial inclusion on intergenerational income mobility with the China Family Panel Studies （CFPS） data. The threshold effect of digital financial inclusion is found when it comes to intergenerational income mobility. In the early stage， digital financial inclusion is limited by the digital divide and increases intergenerational income correlation. This conclusion still holds in robustness tests with endogeneity alleviated. This paper analyzes the heterogeneity according to income level， registered permanent residence type， education level and region. From the perspective of income level， digital financial inclusion in the early stage mainly improves the intergenerational income correlation of high?income and low?income families. From the perspective of registered permanent residence type， digital financial inclusion in the early stage significantly enhances the intergenerational income correlation of agricultural families. From the perspective of education level， digital financial inclusion in the early stage enhances the intergenerational income correlation of less?educated families. From the perspective of region， digital financial inclusion in the early stage significantly improves the intergenerational income correlation in the western region. In general， vulnerable groups are adversely affected in the early stage. The digital divide is used as the mechanism variable. It is found that digital financial inclusion can significantly reduce the intergenerational income correlation， which is conducive to intergenerational income mobility.

This paper can provide a valuable reference for the implementation of digital financial inclusion. The policy implications are as follows. It is necessary to implement strong policies to advance digital financial inclusion to cross the turning point， achieving the effect of promoting intergenerational income mobility. It is necessary to establish corresponding training mechanisms and consumer protection mechanisms for vulnerable groups during the implementation， which improves the ability of vulnerable groups to use digital technology. At the same time， it is necessary to increase the investment in digital infrastructure in the western region and rural areas and expand fiber access and network coverage， ensuring extensive and high?quality network information services.

Key words：digital financial inclusion; intergenerational income mobility; digital divide; common prosperity

（責(zé)任編輯：巴紅靜）

［DOI］10.19654/j.cnki.cjwtyj.2023.05.006

［引用格式］趙立業(yè)，吳衛(wèi)星.數(shù)字普惠金融發(fā)展能促進(jìn)代際收入流動嗎？［J］．財經(jīng)問題研究，2023（5）：64-75.

收稿日期：2023?03?10

基金項(xiàng)目：國家社會科學(xué)基金重大項(xiàng)目“中國消費(fèi)金融的發(fā)展、風(fēng)險與監(jiān)管研究”（16ZDA033）

作者簡介：趙立業(yè)（1990-），男，河北石家莊人，博士研究生，主要從事家庭金融研究。E?mail：dirk190@163.com

吳衛(wèi)星（通訊作者）（1974-），男，湖北荊門人，教授，博士，博士生導(dǎo)師，主要從事家庭金融和消費(fèi)金融等方面的研究。E?mail：wxwu@uibe.edu.cn

1 需要說明的是，本文同樣使用了未剔除7個省份的全部樣本進(jìn)行了回歸分析，結(jié)論一致，留存?zhèn)渌鳌?/p>

1 檢驗(yàn)結(jié)果未在正文中列出，留存?zhèn)渌鳌?/p>