王中偉 焦方義 趙彤彤

［提要］基于2011-2020年除港澳臺的31個省市區(qū)面板數(shù)據(jù),利用系統(tǒng)GMM模型分析數(shù)字普惠金融及其與綠色技術(shù)創(chuàng)新融合發(fā)展對共同富裕水平的動態(tài)影響和區(qū)域差異。進一步,以綠色技術(shù)創(chuàng)新為門限變量,實證探究數(shù)字普惠金融與共同富裕之間的非線性關(guān)系。研究表明:數(shù)字普惠金融對物質(zhì)共同富裕與精神共同富裕均存在顯著正向促進作用;數(shù)字普惠金融發(fā)展可持續(xù)推動精神共同富裕水平提升,而與物質(zhì)共同富裕水平存在倒“U”形關(guān)系;數(shù)字普惠金融與綠色技術(shù)創(chuàng)新的交互可對共同富裕產(chǎn)生更強促進效應;數(shù)字普惠金融促進共同富裕存在基于綠色技術(shù)創(chuàng)新的門檻效應?；诖?提出精準滴灌數(shù)字普惠金融、深化綠色低碳科技創(chuàng)新、構(gòu)筑數(shù)字綠色金融協(xié)同新業(yè)態(tài),以此扎實推動共同富裕。

一、問題的提出

共同富裕作為社會主義的本質(zhì)要求,是推動中華民族偉大復興進程、實現(xiàn)中國式現(xiàn)代化的應有之義。2020年10月,十九屆中央委員會第五次會議強調(diào):“扎實推動共同富裕,到2035年共同富裕取得更為明顯的實質(zhì)性進展。”事實上,近年在脫貧攻堅各項政策及鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略縱深推進下,共同富裕已取得初步成效。依據(jù)國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù),2021年城鄉(xiāng)居民人均可支配收入之比為2.50,相比2012年下降0.38,相對差距持續(xù)縮小,顯示出共同富裕發(fā)展趨勢。2021年7月,為全面促動共同富裕取得扎實進步,中央財經(jīng)委員會第十次會議要求在高質(zhì)量發(fā)展中促進物質(zhì)、精神雙層面的共同富裕;習近平總書記在黨的二十大報告中強調(diào):“共同富裕是社會主義的本質(zhì)要求,是人民群眾的共同期盼?！庇纱藖砜?扎實推進共同富裕成為中國式現(xiàn)代化的重要任務。然而,受限于金融資源配置扭曲[1]、數(shù)據(jù)要素錯配矛盾凸顯[2]等諸多因素影響,共同富裕仍面臨農(nóng)村發(fā)展不充分、城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡等問題,阻滯其實現(xiàn)進程。

《“十四五”國家信息化規(guī)劃》指出,數(shù)字普惠金融作為完善農(nóng)村金融服務體系、服務區(qū)域戰(zhàn)略實施的重要舉措,為重點領域及農(nóng)村群體有效拓寬金融服務渠道,是糾正要素資源錯配的重要措施。所謂數(shù)字普惠金融,即指通過應用數(shù)字金融服務促進普惠金融實施的一類創(chuàng)新方式。簡單來說,數(shù)字普惠金融借助數(shù)字技術(shù)可觸達性、泛覆蓋性優(yōu)勢,有效降低金融服務門檻與成本、提高金融服務效率、改善金融服務體驗。[3]值此優(yōu)勢,數(shù)字普惠金融通過扶持企業(yè)、家庭經(jīng)濟增長,緩解貧困及不平等現(xiàn)象,賦能物質(zhì)層面的共同富裕實現(xiàn)。

扎實推動共同富裕,不僅要求實現(xiàn)物質(zhì)層面的共同富裕,更要促進包括精神層面在內(nèi)的全面共同富裕。[4]作為精神層面共同富裕的基礎支撐,綠色技術(shù)創(chuàng)新可有力支撐生產(chǎn)生活方式綠色轉(zhuǎn)型,實現(xiàn)人與自然和諧共生。[5]同時,綠色技術(shù)創(chuàng)新可以更加先進的技術(shù)手段為著力點,打造全面可持續(xù)發(fā)展的價值公益形態(tài),進而推動共同富裕進程。由此可見,綠色技術(shù)創(chuàng)新成為驅(qū)動全方位共同富裕的重要抓手。然而,綠色技術(shù)創(chuàng)新卻存在回報率低、周期偏長和不確定性等特點,難以取得傳統(tǒng)金融機構(gòu)的融資支持。此背景下,數(shù)字普惠金融以其廣泛性、可達性、便利性優(yōu)勢,通過帶動更多社會資本、促進市場機制銜接,為綠色技術(shù)創(chuàng)新注入金融活水、為共同富裕注入技術(shù)動能。綜合來看,深入研究數(shù)字普惠金融、綠色技術(shù)創(chuàng)新與共同富裕的關(guān)系,對在高質(zhì)量發(fā)展中促進共同富裕具有重要意義。

二、文獻綜述

進入高質(zhì)量發(fā)展階段,已有諸多學者圍繞數(shù)字普惠金融、綠色技術(shù)創(chuàng)新及共同富裕展開學術(shù)研究,形成豐富結(jié)論。

第一,數(shù)字普惠金融對共同富裕的影響機制。數(shù)字普惠金融以其數(shù)字便利性、普惠服務性、金融便利性優(yōu)勢,有效緩解居民所面臨的機會不均與收入差距困境,為共同富裕提供助力;[6]石玲玲等(2022)[7]的實證研究也證明數(shù)字普惠金融對農(nóng)村地區(qū)居民及低收入群體產(chǎn)生增收效應,利于實現(xiàn)共同富裕。同時,數(shù)字普惠金融也可通過“收入結(jié)構(gòu)優(yōu)化效應”和“信貸配置優(yōu)化效應”[8],發(fā)揮其對縮小城鄉(xiāng)收入差距的積極作用,為共同富裕有效賦能;深入來看,數(shù)字普惠金融有效校正傳統(tǒng)金融發(fā)展模式中的屬性錯配、領域錯配和階段錯配問題,為縮小城鄉(xiāng)收入差距、促進社會共同富裕提供路徑;[9]此外,數(shù)字普惠金融亦可通過提升創(chuàng)業(yè)活躍度[10]、提高家庭財富積累[11]、拓展金融覆蓋廣度,[12]為共同富裕提供創(chuàng)新動能。

第二,數(shù)字普惠金融與綠色技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)聯(lián)分析。綠色技術(shù)創(chuàng)新屬于多因素相互作用的復雜過程,尤以資金短板較為突出。具體來講,綠色技術(shù)創(chuàng)新投資周期偏長且需要資產(chǎn)抵押。而多數(shù)企業(yè)由于信貸期限錯配及可抵押資產(chǎn)缺乏等多重原因,難以通過傳統(tǒng)金融市場獲取融資,限制綠色技術(shù)創(chuàng)新進程;[12]數(shù)字普惠金融具有的覆蓋范圍廣泛、信貸門檻偏低優(yōu)勢,可充分緩解企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新融資約束;[13]蔣建勛等(2022)[14]以能源企業(yè)融資約束為出發(fā)點,實證得知數(shù)字金融覆蓋廣度和使用深度均可緩解企業(yè)融資約束,進一步促進綠色技術(shù)創(chuàng)新;與此同時,數(shù)字普惠金融可憑借數(shù)據(jù)處理和信息分析方面的優(yōu)勢,降低綠色技術(shù)創(chuàng)新主體融資成本,激發(fā)綠色創(chuàng)新活力。[15]這一觀點也在張杰飛(2022)[16]的研究中得到證實。另外,趙軍等(2021)[17]、于波等(2022)[18]在研究中指出數(shù)字普惠金融與綠色技術(shù)創(chuàng)新的協(xié)同效應可緩解社會主要矛盾,促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

既有研究結(jié)論為本文研究提供邏輯起點,并在一定程度上夯實理論基礎。然而,現(xiàn)有研究多為雙元主體之間的關(guān)系探討,鮮少有學者對數(shù)字普惠金融、綠色技術(shù)創(chuàng)新及共同富裕三者之間的邏輯關(guān)系進行細致性、全面化的深入研究。同時,鮮有文獻將數(shù)字普惠金融、綠色技術(shù)創(chuàng)新與共同富裕歸攏于同一框架進行研究,忽略三者的內(nèi)在邏輯聯(lián)系?；诂F(xiàn)有研究成果,本文的邊際貢獻可能在于如下幾個方面:第一,考慮到共同富裕的顯現(xiàn)可能存在滯后性,嘗試以動態(tài)視角為切入點,探討普惠金融與共同富裕間的因應關(guān)系。第二,以可持續(xù)發(fā)展為研究導向,深入探討數(shù)字普惠金融與綠色技術(shù)創(chuàng)新融合對共同富裕的影響效應,為推動共同富裕實現(xiàn)提供決策參考依據(jù)。第三,以綠色技術(shù)創(chuàng)新作為門限變量,運用面板門限效應模型檢驗數(shù)字普惠金融和共同富裕間的關(guān)系。

三、模型設定及變量選取

(一)模型設定

1.靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型

為實證考察數(shù)字普惠金融對共同富裕的影響,先行設定如下靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型:

CPit=α1dpwfit+α2ginit+αControlit+μi+εit

(1)

式中,i為地區(qū);t為時期;CP為共同富裕水平;dpwf為數(shù)字普惠金融發(fā)展水平;gin為綠色技術(shù)創(chuàng)新水平;Control為一系列控制變量;μ為個體效應;ε為隨機擾動項。

2.動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型

共同富裕本質(zhì)上屬于動態(tài)漸進過程,因而僅考慮當期數(shù)字普惠金融發(fā)展、綠色技術(shù)創(chuàng)新等因素的影響機制并不符合共同富裕發(fā)展實際情況。公式(1)雖可測算數(shù)字普惠金融對共同富裕的影響,但缺乏數(shù)字普惠金融對共同富裕的動態(tài)影響效應考察,即并未考慮上期數(shù)字普惠金融發(fā)展對當期共同富裕水平可能存在的影響。因此,借鑒左鵬飛等(2020)[20]的研究,在模型(1)基礎上補充共同富裕滯后一期作為解釋變量,得到動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型:

CPit=βCPi,t-1+α1dpwfit+α2ginit+αControlit+μi+εit

(2)

模型(2)中,CPi,t-1表示第i個地區(qū)在t-1時期的共同富裕水平。其他變量解釋同式(1),不再贅述。為進一步檢驗數(shù)字普惠金融對共同富裕的非線性影響,在模型(2)的基礎上加入數(shù)字普惠金融的平方項(dpwf2)作為解釋變量,得到式(3):

CPit=βCPi,t-1+α1dpwfit+α2ginit+α3dpwfit2+αControlit+μi+εit

(3)

模型(3)中,若α1顯著大于0,α3顯著小于0,則說明數(shù)字普惠金融與共同富裕間呈現(xiàn)倒“U”形關(guān)系;反之則表明數(shù)字普惠金融與共同富裕間存在錯配現(xiàn)象和時滯效應。此外,為考量數(shù)字普惠金融與綠色技術(shù)創(chuàng)新協(xié)同發(fā)展對共同富裕的影響機制,在模型(2)基礎上設定融合效應面板模型:

CPit=βCPi,t-1+α1dpwfit+α2ginit+α3dpwfit×ginit+αControlit+μi+εit

(4)

其中,dpwf×gin為數(shù)字普惠金融與綠色技術(shù)創(chuàng)新的交乘項,若其系數(shù)α3顯著小于0,表明數(shù)字普惠金融與綠色技術(shù)創(chuàng)新存在替代效應,二者融合發(fā)展不利于共同富裕實現(xiàn);若交乘項系數(shù)顯著大于0,則證明數(shù)字普惠金融與綠色技術(shù)創(chuàng)新間存在互補效應,二者融合發(fā)展有利于共同富裕實現(xiàn)。其他變量說明同式(1)。

3.面板門限模型設定

為避免主觀區(qū)間劃分引致估計結(jié)果產(chǎn)生偏誤,采用Hansen(1999)[19]提出的面板門限模型,研究不同綠色技術(shù)創(chuàng)新水平區(qū)間內(nèi)數(shù)字普惠金融發(fā)展對共同富裕的異質(zhì)性影響,詳見式(5):

CPit=α1dpwfit×I(ginit≤φ)+α2dpwfit×I(ginit≥φ)+αControlit+μi+εit

(5)

式中,gin為綠色技術(shù)創(chuàng)新水平;gin為待估計的門限值;I(·)為示性函數(shù),當相應條件成立時取值為1,反之為0。其他變量解釋同式(1)。

為消除個體效應μ求取合理參數(shù)估計值,按照如下步驟進行處理:

第一,針對第i位個體,求取式(5)的等式兩邊時間平均值,得到式(6):

(6)

第二,將方程(5)、(6)聯(lián)立相減,得到方程(7):

(7)

(8)

(9)

(10)

假定數(shù)字普惠金融對共同富裕的綠色技術(shù)創(chuàng)新門限效應并不存在,即原假設為H0:α1=α2;備擇假設是H1:α1≠α2。對此,依據(jù)似然比原理構(gòu)建統(tǒng)計量,如式(11):

(11)

若原假設成立,即α1=α2,則式(5)變?yōu)閱我痪€性方程,不存在門限效應。這一情況下,檢驗統(tǒng)計量F的漸進分布不是標準的χ2分布,原假設成立情況下無法估計門限參數(shù)φ。為此,本研究通過應用Bootstrap構(gòu)造漸進有效的p值,并基于此得到φ的臨界值,解決無法估計門限參數(shù)的問題。

(二)變量選取及數(shù)據(jù)來源

1.被解釋變量

共同富裕水平(CP)。2021年8月,中央財經(jīng)委員會第十次會議指出共同富裕是全體人民的富裕,是人民群眾物質(zhì)生活和精神生活都富?！?。為此,本文結(jié)合徐菁(2022)[21]、史依銘和黎思琦(2022)[22]的研究,從物質(zhì)共同富裕、精神共同富裕為出發(fā)點構(gòu)建共同富裕水平評價指標體系,共涵括5個二級指標及24個三級指標,詳見表1。為避免人為主觀因素帶來的估計誤差,選用熵值法實現(xiàn)共同富裕水平客觀賦權(quán)的綜合評價。

表1 共同富裕水平指標體系

2.解釋變量

數(shù)字普惠金融水平(dpwf)。目前,學界文獻多以北京大學數(shù)字普惠金融指數(shù)衡量數(shù)字普惠金融發(fā)展水平[23,24]。2022年8月,北京大學數(shù)字普惠金融指數(shù)課題組發(fā)布更新了《北京大學數(shù)字普惠金融指數(shù)(2011-2021年)》第四期。該指數(shù)涵括數(shù)字金融覆蓋廣度、數(shù)字金融使用深度和普惠金融數(shù)字化程度三個大類33個指標,覆蓋中國內(nèi)地31個省份、337個地級以上城市和2800個縣域,具有一定全面性?？紤]到北京大學數(shù)字普惠金融指數(shù)屬于非官方數(shù)據(jù),可能存在些許偏差。因此,在衡量數(shù)字普惠金融水平時,加入2021年12月中國社會科學院農(nóng)村發(fā)展研究所發(fā)布的《中國縣域數(shù)字普惠金融發(fā)展指數(shù)報告2021》的數(shù)據(jù),系統(tǒng)針對中國縣域的數(shù)字金融發(fā)展現(xiàn)狀進行反映。故本文將二者所得指數(shù)進行加權(quán)平均處理,作為數(shù)字普惠金融水平的代表指數(shù)。

3.門限變量

綠色技術(shù)創(chuàng)新水平(gin)。在以往關(guān)于綠色技術(shù)創(chuàng)新的表示方法中,一方面是以投入產(chǎn)出表為主,另一方面則以某個行業(yè)綠色技術(shù)申請專利數(shù)量進行衡量。本研究認為,綠色技術(shù)創(chuàng)新很難完全從整體創(chuàng)新投入與產(chǎn)出角度剖解出來,無法綜合體現(xiàn)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。并且,行業(yè)綠色技術(shù)申請專利并未產(chǎn)生實際效用,也不具有適用性。為此,結(jié)合吳朝霞等(2022)[25]的研究,以世界知識產(chǎn)權(quán)組織(WIPO)所提供的國際專利分類綠色清單為基準,梳理國家知識產(chǎn)權(quán)局的授權(quán)綠色技術(shù)專利信息,以其數(shù)量作為綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的衡量標準。

4.控制變量

為規(guī)避其他潛藏變量對研究結(jié)果產(chǎn)生影響,借鑒已有文獻并選取如下控制變量:(余江龍等,2022;[26]王英姿,2020[27])政府干預程度(Gov),選用地方財政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量;數(shù)字工具普及程度(Pd),選用互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入戶數(shù)的對數(shù)衡量;人力資本水平(Hc),以每萬人中普通高等學校在校人數(shù)為代理變量,最終結(jié)果采取對數(shù);產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(Is),以數(shù)字產(chǎn)業(yè)增加值與GDP比值衡量;對外開放程度(open),以貨物進出口總額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值表征;經(jīng)濟發(fā)展(Ed),以地區(qū)人均GDP來衡量。

5.數(shù)據(jù)來源

考慮到《北京大學數(shù)字普惠金融指數(shù)(2011-2021年)》《中國縣域數(shù)字普惠金融發(fā)展指數(shù)報告2021》面板數(shù)據(jù)均截至2020年,結(jié)合數(shù)據(jù)可得性原則,選取2011-2020年中國31個省份(除港澳臺)的面板數(shù)據(jù)進行研究。原始數(shù)據(jù)主要來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國醫(yī)療保障統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國文化和旅游統(tǒng)計年鑒》《交通中國統(tǒng)計年鑒》《城鄉(xiāng)建設統(tǒng)計年鑒》及各省份統(tǒng)計年鑒;部分數(shù)據(jù)來源于中國環(huán)境統(tǒng)計年報、浙江省人民政府門戶網(wǎng)站。為消除價格影響,對涉及貨幣計量的變量用GDP平減指數(shù)折算為2011年實際價格。具體變量說明及描述性統(tǒng)計見表2。

表2 變量說明及描述性統(tǒng)計

四、估計結(jié)果及分析

(一)基本估計結(jié)果

通過面板數(shù)據(jù)模型估計所得結(jié)果如表3所示,其中,列(2)與(6)將綠色技術(shù)創(chuàng)新作為中介變量進行實證。依據(jù)表中列(1)與(2)可知,數(shù)字普惠金融對物質(zhì)共同富裕具有顯著正向影響;據(jù)列(5)和(6)可知,數(shù)字普惠金融對精神共同富裕具有顯著正向影響。究其根本,數(shù)字普惠金融通過創(chuàng)新信貸服務、支付服務和儲蓄方式,提高相對弱勢群體對金融資源獲取的可能性,持續(xù)提升弱勢群體的可持續(xù)發(fā)展能力,有力推動了共同富裕實現(xiàn)進程。與此同時,使用固定效應模型對式(1)進行估計,所得結(jié)果與OLS回歸結(jié)果基本一致。結(jié)合動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的OLS估計和FE估計,可以知悉數(shù)字普惠金融可有效促進共同富裕水平提升。

表3 基準回歸結(jié)果

由靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計結(jié)果可以知悉,控制變量中對物質(zhì)共同富裕影響顯著的包括政府干預程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、數(shù)字工具普及程度及經(jīng)濟發(fā)展;人力資本水平和對外開放程度對物質(zhì)共同富裕的影響并不顯著。其中,政府干預程度系數(shù)顯著為正,對精神共同富裕、物質(zhì)共同富裕均呈現(xiàn)顯著促進作用?？赡艿脑蛟谟诮暾掷m(xù)加大城鄉(xiāng)文化建設投資、實施城鄉(xiāng)一體化發(fā)展戰(zhàn)略,有力推動物質(zhì)與精神共同富裕。值得一提的是,人力資本水平對物質(zhì)共同富裕和精神共同富裕的影響并不顯著,可能原因在于人力資本傾向于經(jīng)濟發(fā)達區(qū)域集聚,對于薄弱地區(qū)的物質(zhì)共同富裕和精神共同富裕促進效用并不明顯。

進一步地,立足動態(tài)視角探究數(shù)字普惠金融對共同富裕水平的影響,即對式(2)進行估計,結(jié)果如表4所示。表中模型(9)與(13)應用一階差分矩估計(DIF-GMM)測算得到;模型(10)與(14)使用系統(tǒng)廣義矩估計(SYS-GMM)測算得到?？紤]到模型中納入被解釋變量的滯后一期(CPi,t-1),可能使式(2)面臨反向因果所導致的內(nèi)生性問題。需要注意,直接應用面版數(shù)據(jù)模型進行回歸可能導致參數(shù)估計結(jié)果產(chǎn)生偏誤,故有必要使用SYS-GMM或DIF-GMM消除內(nèi)生性問題?？紤]搭配樣本容量有限,結(jié)合Yi Che et al(2013)[28]提出的方式,使用SYS-GMM進行估計。另外,通過Sargan檢驗同樣證明SYS-GMM進行估計更有效率。除此之外,AR(2)檢驗的P值均大于10%,表征模型并不存在二階自相關(guān)問題,所選SYS-GMM模型有效。根據(jù)動態(tài)面板模型估計結(jié)果可知,數(shù)字普惠金融對物質(zhì)共同富裕、精神共同富裕均存在顯著正向作用,即數(shù)字普惠金融對共同富裕水平提升有持續(xù)性正向推動作用。

表4 動態(tài)與非線性回歸結(jié)果

應用式(3)檢驗數(shù)字普惠金融對共同富裕水平提升的非線性影響,相應估計結(jié)果見表4列(11)、(12)、(15)與(16)。依據(jù)列(12)結(jié)果可知悉,數(shù)字普惠金融對物質(zhì)共同富裕的彈性系數(shù)在1%水平上顯著,為0.1826;數(shù)字普惠金融平方項對物質(zhì)共同富裕的彈性系數(shù)為-0.0371,且在5%置信區(qū)間內(nèi)顯著,表明數(shù)字普惠金融與物質(zhì)共同富裕間存在顯著倒“U”形關(guān)系。分析原因,當全體居民的物質(zhì)生活達到一定水平之后,數(shù)字普惠金融對物質(zhì)共同富裕的推動作用即會有所降低,直至實現(xiàn)全體居民物質(zhì)共同富裕后,數(shù)字普惠金融的推動作用降至低點。觀察列(16)可知,數(shù)字普惠金融對精神共同富裕的彈性系數(shù)在1%置信水平上顯著,為-0.3526,但數(shù)字普惠金融的平方項系數(shù)并不顯著,表明數(shù)字普惠金融與精神共同富裕之間并不存在倒“U”形關(guān)系。

應用式(4)檢驗地區(qū)數(shù)字普惠金融與綠色技術(shù)創(chuàng)新融合發(fā)展對共同富裕的影響,得到表5。依據(jù)列(18)可知,數(shù)字普惠金融與綠色技術(shù)創(chuàng)新交叉項系數(shù)為0.1107,且在1%置信水平上顯著,表明數(shù)字普惠金融與綠色技術(shù)創(chuàng)新融合發(fā)展可顯著推動物質(zhì)共同富裕提升。觀察模型(20)可知,數(shù)字普惠金融與綠色技術(shù)創(chuàng)新交叉項為0.6261,且在1%置信水平上顯著,表明二者融合發(fā)展可顯著推動精神共同富裕提升。由此而言,數(shù)字普惠金融縱深發(fā)展的同時,需遵循生態(tài)經(jīng)濟規(guī)律,通過綠色技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動可持續(xù)發(fā)展,進而促進共同富裕實現(xiàn)。

表5 數(shù)字普惠金融與綠色技術(shù)創(chuàng)新融合發(fā)展對共同富裕的影響

(二)區(qū)域差異性分析

考慮到各區(qū)域間數(shù)字普惠金融發(fā)展程度等諸多條件存在差異化特征,故而對共同富裕水平的影響也可能存在較大區(qū)域差異。為厘清不同區(qū)域數(shù)字普惠金融對共同富裕的差異化影響,依據(jù)國家統(tǒng)計局劃分標準將全國劃分為東部、中部及西部三大區(qū)域,基于區(qū)域面板數(shù)據(jù)運用SYS-GMM對式(2)到式(4)進行重新估計,具體結(jié)果如表6、表7所示。

表6 物質(zhì)共同富裕區(qū)域差異性回歸結(jié)構(gòu)

表7 精神共同富裕區(qū)域差異性回歸結(jié)果

表6為三大區(qū)域物質(zhì)共同富裕的回歸結(jié)果。由式(2)回歸結(jié)果來看,數(shù)字普惠金融在三大區(qū)域均對物質(zhì)共同富裕有顯著正向促進作用。其中,東部地區(qū)數(shù)字普惠金融對物質(zhì)共同富裕的促進作用明顯強于中部、西部地區(qū)。依據(jù)式(3)估計結(jié)果看來,數(shù)字普惠金融與物質(zhì)共同富裕的倒“U”形關(guān)系呈現(xiàn)在東中部地區(qū),在西部地區(qū)并不顯著?？赡茉蛟谟?東部地區(qū)、中部地區(qū)的發(fā)展水平相比西部地區(qū)更高,因而極有可能出現(xiàn)“U”形關(guān)系的觸底。依據(jù)式(4)估計結(jié)果看來,數(shù)字普惠金融與綠色技術(shù)創(chuàng)新的交互項系數(shù)顯著為正,表明數(shù)字普惠金融與綠色技術(shù)創(chuàng)新融合發(fā)展可推動各區(qū)域物質(zhì)共同富裕水平提升。另外,交互項系數(shù)表現(xiàn)為東部最大、中部次之、西部最小。相比中部、西部地區(qū)而言,東部地區(qū)數(shù)字普惠金融水平、綠色技術(shù)創(chuàng)新水平均處于領先狀態(tài),因而該地區(qū)二者融合發(fā)展對物質(zhì)共同富裕的提升效應更加顯著。

表7為三大區(qū)域精神共同富裕的回歸結(jié)果。從式(2)估計結(jié)果看來,數(shù)字普惠金融在各區(qū)域均對精神共同富裕有顯著正向促進作用,但同樣存在差異,即東部地區(qū)數(shù)字普惠金融促進作用顯著強于中西部地區(qū)。從式(3)估計結(jié)果看來,數(shù)字普惠金融與精神共同富裕的倒“U”形關(guān)系在各區(qū)域均不成立。依據(jù)式(4)估計結(jié)果來看,交互項系數(shù)值同樣表現(xiàn)為“東-中-西”遞減態(tài)勢,表明在數(shù)字普惠金融水平和綠色技術(shù)創(chuàng)新水平較高的地區(qū),二者融合發(fā)展更能促進該地區(qū)精神共同富裕提升。

(三)基于LOWESS方法的曲線擬合

為進一步驗證數(shù)字普惠金融與共同富裕間的非線性關(guān)系,運用局部加權(quán)回歸散點圖(LOWESS)修勻法,對數(shù)字普惠金融與物質(zhì)共同富裕、精神共同富裕進行曲線擬合。LOWESS為非參數(shù)統(tǒng)計方法,通過對散點數(shù)據(jù)用權(quán)函數(shù)做加權(quán)多項式回歸或加權(quán)線性回歸,擬合出一條符合整體趨勢的平滑曲線,具體擬合結(jié)果見圖1。一方面,從數(shù)字普惠金融和物質(zhì)共同富裕擬合的LOWESS曲線可知,數(shù)字普惠金融對物質(zhì)共同富裕在三個區(qū)間內(nèi)產(chǎn)生影響,總體上呈現(xiàn)倒U形特征。另一方面,從數(shù)字普惠金融與精神共同富裕擬合的LOWESS曲線可知悉,數(shù)字普惠金融對精神共同富裕分兩個區(qū)間的影響,超過一定門限值后,數(shù)字普惠金融將持續(xù)推動精神共同富裕提升。綜合上述分析推斷,數(shù)字普惠金融發(fā)展對物質(zhì)共同富裕及精神共同富裕存在門限效應,而這一效應具體界限仍待深入驗證。

圖1 數(shù)字普惠金融和共同富裕水平LOWESS曲線擬合

(四)面板門限模型的回歸結(jié)果及分析

據(jù)前述分析可知,數(shù)字普惠金融對物質(zhì)共同富裕及精神共同富裕均存在門限效應。為進一步對門限效應進行檢驗,將綠色技術(shù)創(chuàng)新設定為門限變量,對式(5)進行估計。對變量關(guān)系進行門限效應的分析涵括兩個關(guān)鍵步驟:第一,確定合理門限估計值;第二,對確定門限估計值進行顯著性檢驗。選取自舉法(boot-strap)迭代500次以計算F統(tǒng)計量的值及綠色技術(shù)創(chuàng)新門限臨界值,具體檢驗結(jié)果見表8。當被解釋變量為物質(zhì)共同富裕時,F檢驗值在1%水平下拒絕“零門限”和“單門限”的原假設,門限值為0.5637和0.8462,表明數(shù)字普惠金融對物質(zhì)共同富裕的促進效應存在雙重綠色技術(shù)創(chuàng)新門限。當被解釋變量為精神共同富裕時,數(shù)字普惠金融對精神共同富裕的促進效應存在單一綠色技術(shù)創(chuàng)新水平門限,門限值為0.3988。這一檢驗結(jié)果與LOWESS曲線擬合結(jié)果基本一致。

表8 數(shù)字普惠金融對共同富裕的綠色技術(shù)創(chuàng)新門限效應檢驗

進一步以式(7)進行測算,得到門限效應估計結(jié)果見表9。觀察(21)可知,數(shù)字普惠金融對物質(zhì)共同富裕的影響系數(shù)存在三個區(qū)間的變化,總體呈現(xiàn)倒“U”形。具體而言,當綠色技術(shù)創(chuàng)新水平在門限值0.5637以下時,數(shù)字普惠金融對物質(zhì)共同富裕的促進作用不顯著;當綠色技術(shù)創(chuàng)新水平在門限值0.5637和0.8462之間時,數(shù)字普惠金融對物質(zhì)共同富裕的促進作用最明顯,系數(shù)為1.1526;當綠色技術(shù)創(chuàng)新水平在門限值0.8462以上時,數(shù)字普惠金融對物質(zhì)共同富裕的促進作用逐漸減弱,系數(shù)為0.7192,且顯著為正。這一結(jié)果表明綠色技術(shù)創(chuàng)新水平低于一定門限值時,數(shù)字普惠金融可能無法在生態(tài)領域發(fā)揮促進作用,影響共同富裕實現(xiàn)。而隨著綠色技術(shù)創(chuàng)新水平提升,數(shù)字普惠金融可助力開發(fā)綠色金融產(chǎn)品、提供綠色金融服務,為綠色發(fā)展提供支撐。當綠色技術(shù)創(chuàng)新水平超過0.8462時,數(shù)字普惠金融雖仍可促進物質(zhì)共同富裕提升,但作用強度有所減弱。究其根本,綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的不斷提升將吸引更多資本投入,而本質(zhì)屬于提供小額支持的數(shù)字普惠金融作用有所降低。這一結(jié)論充分證實數(shù)字普惠金融對物質(zhì)共同富裕的倒“U”形關(guān)系。觀察模型(22)可知,數(shù)字普惠金融對精神共同富裕影響系數(shù)存在兩個區(qū)間的變化,即當綠色技術(shù)創(chuàng)新水平門限值在0.3988及以下時,數(shù)字普惠金融對精神共同富裕的促進作用不顯著;當綠色技術(shù)創(chuàng)新水平在門限值0.3988以上時,數(shù)字普惠金融對精神共同富裕的作用顯著為正,影響系數(shù)為1.4623,表明數(shù)字普惠金融可推動綠色技術(shù)創(chuàng)新水平提升,進而推動精神共同富裕水平提升。

表9 數(shù)字普惠金融對共同富裕影響的面板門限效應回歸結(jié)果

(五)穩(wěn)健性檢驗

為驗證結(jié)果的穩(wěn)健性,運用面板工具變量法進行兩階段最小二乘法進行回歸。工具變量應對共同富裕具有完全外生性,即僅通過影響內(nèi)生變量作用于共同富裕。為此,借鑒徐銘等(2021)[29]的研究,選用數(shù)字金融滯后一期(IV1)、滯后二期(IV2)作為工具變量,數(shù)字金融滯后一期、滯后二期對共同富裕具有影響,但卻對于當期數(shù)字普惠金融無影響。為進一步檢驗工具變量有效性,選用如下檢驗方法。第一,運用Kleibergen-Paap rk LM進行工具變量的識別不足檢驗。這一檢驗方法下原假設為所選工具變量存在弱工具變量問題,而表10顯示該檢驗值在1%水平上拒絕了原假設。第二,通過Kleibergen-Paap Wald rk F進行弱工具檢驗。這一檢驗方法原假設為所選工具變量是弱工具變量,而表10顯示檢驗值為68.384,大于Stock-Yogo檢驗10%水平上的臨界值20.04,即拒絕原假設。第三,運用Sargan-Hansen進行工具變量外生性檢驗。此種檢驗方法的原假設為所選工具變量均為外生變量,而表10檢驗p值均大于0.1,通過原假設,表明所選工具變量為外生變量。上述三類檢驗方法均表明所選工具變量合理有效。

表10 兩階段最小二乘法估計結(jié)果

分析表10可知悉,第一階段回歸結(jié)果顯示,兩個工具變量對共同富裕均存在正向影響。同時,第二階段回歸結(jié)果顯示,數(shù)字普惠金融、綠色技術(shù)創(chuàng)新對共同富裕中物質(zhì)共同富裕和精神共同富裕均有顯著推動作用。因此,工具變量回歸結(jié)果與前文結(jié)果基本一致,表明實證結(jié)果較為穩(wěn)健。

五、研究結(jié)論及建議

數(shù)字普惠金融可提升群體金融可得性,從整體上促進金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革,對共同富裕的支撐作用日漸顯現(xiàn)。而綠色技術(shù)創(chuàng)新可在促進經(jīng)濟效益的同時,兼顧環(huán)境效益與社會效益,成為數(shù)字普惠金融促進共同富裕的關(guān)鍵動力?；?011-2020年間我國31個省份的面板數(shù)據(jù),運用系統(tǒng)GMM模型分析數(shù)字普惠金融對共同富裕水平的動態(tài)效應與區(qū)域差異,選取綠色技術(shù)創(chuàng)新水平作為門限變量進行門限效應檢驗。實證結(jié)果表明:第一,數(shù)字普惠金融對物質(zhì)共同富裕和精神共同富裕均有顯著正向促進作用;第二,數(shù)字普惠金融與共同富裕間呈現(xiàn)非線性關(guān)系,體現(xiàn)為數(shù)字普惠金融與物質(zhì)共同富裕間呈現(xiàn)倒“U”形關(guān)系,與精神共同富裕則不存在倒“U”關(guān)系。第三,數(shù)字普惠金融與綠色技術(shù)創(chuàng)新的交互對共同富裕的促進效應更加顯著。第四,數(shù)字普惠金融對共同富裕的促進效應存在區(qū)域差異性。其中,數(shù)字普惠金融對物質(zhì)共同富裕和精神共同富裕的促進作用體現(xiàn)為“東-中-西”依次遞減態(tài)勢;數(shù)字普惠金融與物質(zhì)共同富裕的倒“U”關(guān)系在東中部地區(qū)成立,與精神共同富裕在三大區(qū)域均不存在倒“U”形關(guān)系;數(shù)字普惠金融與綠色技術(shù)創(chuàng)新融合發(fā)展對三大區(qū)域物質(zhì)共同富裕及精神共同富裕均有顯著促進作用,同樣呈現(xiàn)“東-中-西”遞減趨勢。第五,數(shù)字普惠金融促進共同富裕存在顯著綠色技術(shù)創(chuàng)新門限效應。數(shù)字普惠金融對物質(zhì)共同富裕的促進效應存在雙重綠色技術(shù)創(chuàng)新水平門限,門限值分別為0.5637和0.8462。綠色技術(shù)創(chuàng)新在兩個門限值區(qū)間內(nèi)時,數(shù)字普惠金融對物質(zhì)共同富裕的促進作用最強,大于0.8462時,促進作用減弱,而當綠色技術(shù)創(chuàng)新水平小于第一門限值0.5637時,數(shù)字普惠金融對物質(zhì)共同富裕的促進作用不顯著;數(shù)字普惠金融對精神共同富裕的促進效應存在單一綠色技術(shù)創(chuàng)新水平門限,超過0.3988門限值時,數(shù)字普惠金融可更好促進精神共同富裕發(fā)展。

基于前述實證結(jié)果,充分考慮我國數(shù)字普惠金融與綠色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展現(xiàn)狀,從以下幾方面提出共同富裕推動路徑:

第一,精準滴灌數(shù)字普惠金融,扎實推進共同富裕。前文述及,數(shù)字普惠金融可顯著促進共同富裕水平提升,對應促進效應卻存在“東-中-西”遞減的區(qū)域差異。為此,有必要精準滴灌數(shù)字普惠金融發(fā)展“洼地”,為共同富裕發(fā)展“保駕護航”。一方面,因地施策,“精準滴灌”數(shù)字普惠金融。當下東部區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展速度較快,應加強進出口小額貿(mào)易及商業(yè)流通類數(shù)字普惠金融產(chǎn)品的研發(fā)與推廣;中、西部以農(nóng)業(yè)省份居多,應重點研發(fā)與農(nóng)業(yè)相關(guān)的數(shù)字普惠金融產(chǎn)品,強化其在種植、農(nóng)具及農(nóng)業(yè)保險等多個方面的金融支持。另一方面,“精準滴灌”數(shù)字普惠金融。金融監(jiān)管部門應適當放寬數(shù)字普惠金融業(yè)務的準入門檻和經(jīng)營條件,擴大非銀行金融機構(gòu)數(shù)字普惠金融的規(guī)模,使小微企業(yè)、廣大居民能從更廣泛的渠道獲得融資貸款,滿足多方主體的各類金融需求,扎實發(fā)揮數(shù)字普惠金融對共同富裕的推動作用。

第二,深化綠色低碳科技創(chuàng)新,夯實共同富裕基礎。研究發(fā)現(xiàn):綠色技術(shù)創(chuàng)新與數(shù)字普惠金融的交互可擴大數(shù)字普惠金融對共同富裕的促進效應。因此,有必要錨定綠色低碳科技創(chuàng)新,驅(qū)動共同富裕“穩(wěn)”與“進”良性互動。第一,政府部門可引導構(gòu)建市場導向的綠色技術(shù)創(chuàng)新體系,形成引領性綠色技術(shù)標準。進一步地,圍繞節(jié)能環(huán)保、清潔生產(chǎn)、清潔能源、城鄉(xiāng)綠色基礎設施等領域,開展產(chǎn)品設計、生產(chǎn)、消費、回收利用等環(huán)節(jié)的綠色關(guān)鍵技術(shù)研發(fā)、推廣、轉(zhuǎn)化與應用,搶占綠色低碳科技創(chuàng)新制高點。第二,發(fā)展壯大綠色現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系,助力生產(chǎn)方式綠色低碳轉(zhuǎn)型,實施工業(yè)低碳行動和綠色制造工程,構(gòu)建覆蓋全產(chǎn)業(yè)鏈和產(chǎn)品全生命周期的綠色產(chǎn)業(yè)體系,筑牢生態(tài)環(huán)境發(fā)展底座,形成共同富裕支撐。

第三,構(gòu)筑數(shù)字綠色金融協(xié)同新業(yè)態(tài),深度推動共同富裕。研究表明,數(shù)字普惠金融對物質(zhì)共同富裕和精神共同富裕的促進作用體現(xiàn)為“東-中-西”依次遞減態(tài)勢。為此,可通過構(gòu)筑區(qū)域間的數(shù)字綠色金融協(xié)同新業(yè)態(tài),深度推動共同富裕。東部地區(qū)政府部門、金融機構(gòu)可充分推動大數(shù)據(jù)、互聯(lián)網(wǎng)等技術(shù)在綠色金融領域的運用,利用數(shù)字技術(shù)盤活綠色資產(chǎn),規(guī)范發(fā)展第三方認證評估機構(gòu)和市場,為共同富裕夯實數(shù)字綠色金融服務基礎,以此形成東部地區(qū)數(shù)字普惠金融賦能共同富裕的操作經(jīng)驗。進一步地,東部地區(qū)可與中部、西部地區(qū)形成政府聯(lián)動機制,助力綠色金融服務有效觸達西部地區(qū)“長尾”客群以及綠色產(chǎn)業(yè)鏈供應鏈客群,形成“綠色金融+數(shù)字金融”“綠色金融+普惠金融”“綠色金融+供應鏈金融”等創(chuàng)新模式,全面服務共同富裕。