数字普惠金融对共同富裕的影响研究

Research on the Impact of Digital Financial Inclusion on Common Prosperity

摘要: 目前，我国依然面临发展不平衡、不充分的问题，亟需加快构建新发展格局。数字普惠金融作为金融与数字技术深度融合的产物，以其广覆盖、低成本、高效率的特征，为缓解金融排斥、促进资源优化配置、推动经济包容性增长提供了新路径。基于2011~2023年全国31个省级行政区的面板数据，熵权法构建共同富裕综合评价指标体系，运用双项固定效应模型、中介效应模型等方法，实证检验数字普惠金融对共同富裕的影响及其作用机制。

Abstract: At present, China still faces the issues of unbalanced and inadequate development, urgently necessitating the acceleration of building a new development pattern. As a product of the deep integration of finance and digital technology, digital financial inclusion, with its characteristics of wide coverage, low cost, and high efficiency, provides a new pathway for alleviating financial exclusion, optimizing resource allocation, and promoting inclusive economic growth. Based on panel data from 31 provincial-level administrative regions in China from 2011 to 2023, this study constructs a comprehensive evaluation index system for common prosperity using the entropy weight method. It empirically examines the impact of digital financial inclusion on common prosperity and its underlying mechanisms by employing methods such as the two-way fixed effects model and the mediating effect model.

1. 引言

当前，我国发展不平衡、不充分问题仍较为突出，城乡、区域、群体间的发展差距尚未完全弥合，扎实推进共同富裕成为新发展阶段的重要战略目标。共同富裕的实现既需要持续扩大社会财富总量，也要求优化发展成果分配，兼顾效率与公平的动态平衡。金融作为现代经济的核心枢纽，其资源配置效率与服务包容性直接影响共同富裕的推进进程。传统金融模式受限于地理壁垒、交易成本与信息不对称等因素，存在显著的金融排斥现象，难以充分覆盖低收入群体、小微企业及偏远地区的金融需求，成为制约共同富裕的重要瓶颈。

数字普惠金融依托大数据、云计算、移动互联网等数字技术，打破了传统金融的服务边界，具备广覆盖、低成本、高效率的突出特征，为破解金融排斥、促进资源均衡配置提供了创新性解决方案。余额宝、零钱通等线上理财产品的兴起，以及微粒贷、蚂蚁借呗等小额信贷服务的普及，不仅实现了零散资金的高效整合与增值，更让金融服务触达传统金融难以覆盖的群体，推动金融资源向弱势领域倾斜。基于此，本文以2011~2023年全国31个省级行政区的面板数据为基础(由于数据的可得性原因，本文不包含我国港澳台地区的样本数据)，通过熵权法构建多维度共同富裕综合评价指标体系，运用双项固定效应模型、中介效应模型等实证方法，系统检验数字普惠金融对共同富裕的直接影响，并深入剖析创业活跃度与创新水平在其中的传导机制，为通过金融创新赋能共同富裕提供经验证据与实践参考。

2. 数字普惠金融与共同富裕含义界定

2005年联合国首次提出“普惠金融”的概念，为各国解决金融服务弱势群体不足的问题提供了发展思路。2016年，我国正式提出数字普惠金融的概念，并推出《G20数字普惠金融高级原则》，该文件指出数字普惠金融是通过技术手段促进普惠金融的发展。大数据、云计算等技术催生了余额宝、零钱通等多种线上理财产品，通过即时申购赎回的形式高效收集用户零散资金，保障用户资金高度流动性的同时，使闲散资金产生一定收益。

学界对于共同富裕科学内涵的相关研究逐渐丰富，整体而言体现在：一、经济富足是实现共同富裕的物质基础。共同富裕首先要实现“富裕”，意味着社会整体要有富足的经济水平，否则共同富裕就无从谈起[1]。二、全体人民的共同富裕是共同富裕的核心要义。共同富裕指的是全体人民的共同富裕，而非少数人的富裕，做大“蛋糕”的同时必须分好“蛋糕”，让发展的成果惠及全体人民[2]。三、物质与精神并重是共同富裕的内在要求。共同富裕并非单纯意味着物质财富的增长，而是物质财富和精神财富都达到富裕状态的双重富裕，在发展过程中必须注重物质文明、精神文明、政治文明、生态文明等多方面共同发展[3]。四、具有合理差距是共同富裕的客观存在。共同富裕是一个动态发展的过程，实现共同富裕的征途上不可能一蹴而就，也不可能齐头并进，而是要在遵循经济社会发展规律的基础上分阶段有步骤地实现[4]。五、共建共享是实现共同富裕的必由之路。共同富裕需以全体人民的共同建设为前提，通过集体参与创造财富，再基于公平原则实现成果共享[5]。共同富裕的核心要义在于，在社会整体财富积累达到较高水平后，确保全体人民共同享有经济、社会、文化及生态文明等各领域的建设成果。其目标在于通过发展成果的公平惠及，有效缩小不同群体、地区与城乡之间的发展差距，最终达成全民共同参与、全民共享的全面富裕状态。

从经济学视角看，共同富裕不仅是一个理论概念，更是一个可观测、可度量的发展状态。其量化研究核心在于对“富裕”与“共同”两大维度的综合测度。“富裕”维度关注经济发展的效率和总量，常用人均GDP、居民可支配收入、劳动生产率等经济指标衡量；“共同”维度则关注发展成果分配的公平性与普惠性，常通过基尼系数、城乡收入比、区域差异系数等指标刻画。

3. 文献研究

金融推动共同富裕是近几年我国现代化建设的重点向实现共同富裕转变的背景下的热门话题。而普惠金融主要以社会各阶层和群众为服务对象，能够为广大人民提供更广泛的金融支持。尤其近年来数字普惠金融蓬勃发展，以其独特的优势惠及更多人群，在共同富裕的发展过程中做出了关键作为。共同富裕与数字普惠金融的相关研究已形成一定积累，为本文提供了重要理论基础，但现有研究仍存在进一步深化的空间，梳理出学者们研究普惠金融推动共同富裕的俩种机制。

(一) 通过提升地区创业水平。数字普惠金融的兴起有效克服了传统金融服务的地域局限，并显著降低了监管与交易成本，从而为低收入及偏远地区群体获得融资支持创造了条件[6]。此外，通过拓展线下经济融资渠道并优化资源配置[7]，数字普惠金融提升了金融资源利用效率，简化了创业企业贷款流程，对推动社会共同富裕具有积极意义。在完善金融生态的支撑下，创业企业面临的资金约束得到缓解，进而提高了其成长与成功概率，助力区域经济繁荣发展。传统金融服务不足会抑制地方创业活力。数字普惠金融则打破了服务覆盖有限与交易成本较高的双重限制。根据封思贤、郭仁静[8]的研究，其为贫困人群和小微企业提供了更便利的融资途径，有效改善了他们在金融基础设施薄弱和融资困难环境中的发展状况。这些群体因此能够摆脱资金限制，使创业活动不再受融资问题困扰。刘英杰发现数字普惠金融可以通过提升地区创业水平与促进经济发展的路径来促进共同富裕，且数字普惠金融发展对共同富裕的影响具有非线性特征[9]；毛晓蒙和王仁曾基于2011~2023年中国30个省份的数据，发现数字普惠金融能够通过促进大众创业和创新的渠道助力共同富裕的实现[10]。

(二) 通过提升创新水平。技术创新通过提升生产效率，有效驱动了经济增长并扩大了就业规模。随着各类新技术的广泛应用，企业生产流程持续优化，资源利用效率显著提升，为经济发展注入持续动力。同时，技术演进催生出新兴产业与就业领域，为劳动者创造更多岗位，从而缓解就业压力并带动居民收入增长。在推动整体发展的过程中，技术创新也有助于弥合城乡与区域间的发展差距。借助先进技术与创新模式的推广应用，农村及欠发达地区得以获得更多发展机遇，加速向城市和发达地区靠拢。此外，技术创新还促进了资源在城乡和区域间的合理流动与优化配置，有助于形成优势互补、协调联动的良性发展格局。

4. 理论基础与研究假设

英国金融地理学家莱申(Andrew Leyshon)和斯里福特(Nigel Thrift) [11]于1993年最早提出了金融排斥理论。该理论指出，低收入和弱势群体无法获得合适的金融服务，难以参与到金融体系和经济系统之中，由此出现了金融排斥现象。数字普惠金融的出现极大地缓解了传统金融机构与低收入以及弱势群体之间的壁垒，消除了因金融排斥问题导致的收入不平等和经济不发达的问题，成为助力共同富裕实现的重要动力。

亚洲开发银行在2007年提出了包容性增长理论。这一理论强调在经济发展过程中，各个阶层、地区和群体都应平等地参与和分享经济发展带来的红利。数字普惠金融作为一种金融发展模式，正是包容性增长理论在金融领域的具体体现，尤其是在发展理念、发展目标与发展对象。从发展理念来看，数字普惠金融强调公平、普及与可持续性，旨在通过运用现代信息技术，改善金融服务的可获取性，让金融资源更加普及和平等地分配给各个阶层和地区。这有助于缩小贫富差距，使更多人分享到经济发展的成果，符合包容性增长理论的核心理念。

理论梳理揭示了数字普惠金融作为连通“金融排斥”与“包容性增长”的关键桥梁。为进一步验证其在缓解排斥、促进包容方面的实际效果与内在路径，本研究提出如下假设：

(一) 数字普惠金融能够提升共同富裕水平。共同富裕是全体人民共享发展成果的富裕形态，其核心在于在持续扩大社会财富“蛋糕”的同时，更加注重公平合理地分配“蛋糕”。它强调发展成果由人民共建共享，但这种共享并非无差别的平均主义，而是在经济发展基础上实现的、具有合理差异的共享。数字普惠金融以数字技术为支撑，通过优化传统金融机构的储蓄、信贷等业务流程，更高效地为客户提供资金支持，从而满足其多元化的信贷与消费需求。数字普惠金融与共同富裕之间存在深刻的内在联系，集中体现于其“普”与“惠”的双重特质。“普”强调金融服务的覆盖广度与包容性，拓展了服务边界，这与共同富裕“共同”的核心要义相契合；“惠”则着眼于让金融发展成果惠及更广泛群体，数字普惠金融通过技术手段缓解金融市场中的信息不对称，借助“涓滴效应”使低收入群体也能享受到数字技术带来的红利，进而呼应了“富裕”的本质要求。据此推出H1：数字普惠金融能够提升共同富裕水平。

(二) 数字普惠金融能够通过激发创新力共同富裕的实现。人力资本质量的提升，为企业持续输送高素质技能人才，进一步推动技术创新与产业升级，强化了共同富裕的内生动力。此外，随着数字普惠金融服务的普及与数字化水平的不断深化，用户对金融产品与服务提出更加多元和个性化的需求，这一变化倒逼金融机构与科技企业加快技术迭代与业务模式创新，逐步形成“需求牵引供给、供给创造需求”的良性发展循环，持续赋能经济社会的高质量发展，有力支撑共同富裕目标的全面实现。据此推出H2：数字普惠金融能够通过激发创新力共同富裕的实现。

(三) 数字普惠金融通过提升创业活跃度以促进共同富裕。创业活跃度的提升对共同富裕具有多维度促进作用：创业直接创造就业岗位，增强居民收入能力，改善民生状况[12]；同时，创业推动产业升级与资源配置效率提升，助力经济实现高质量发展[13]，从而在效率与公平之间建立良性互动机制。数字普惠金融通过有效促进创业这一关键路径，成为推动共同富裕的重要金融制度创新。据此推出H3：数字普惠金融通过提升创业活跃度以促进共同富裕。

5. 数字普惠金融对共同富裕的实证研究

(一) 变量定义

被解释变量分为共同富裕指数(Cp)和数字普惠金融指数(Difin)。共同富裕发展水平作为本文研究的被解释变量，其本质反映了全体人民在物质生活、精神文化和社会福利等多维度需求的满足状态。现有研究表明，这一概念包含发展水平和分配公平两个相互关联的维度，其中发展维度主要体现社会生产力的进步程度，通过经济总量增长和公共服务完善来实现；而共享维度则强调生产关系的优化调整，表现为发展成果分配的公平性与可及性。

本文的被解释变量为共同富裕发展水平，从本质属性来看，共同富裕是全体人民在物质供给、精神满足、文化需求等多领域实现充分保障的发展状态，其核心逻辑在于在社会整体“富裕”的基础上推动发展成果的广泛共享[14]，具体可划分为总体富裕程度与发展成果共享程度两个核心维度[1]，其中“共同”体现生产关系层面的协同性、平等性、互助性与互惠性，“富裕”则反映生产力的整体发展高度，二者的有机统一构成共同富裕的核心要义；万海远和陈基平[15]曾专门阐述总体富裕与共享富裕的不完全替代关系，并基于这两个维度构建共同富裕量化函数，且明确指出随着总体富裕水平的持续提升，共享富裕的重要性将逐步凸显；从富裕维度来看，其突出“效率”倾向，核心是衡量全体人民在衣食住行保障、精神文化供给、发展基础支撑等方面需求的满足程度，因此可从总体收入水平、物质财富积累、公共服务质量、基础设施完善度四个方面测算总体富裕水平，而从共享维度来看，其更侧重“公平”取向，重点体现不同主体间发展成果的均衡分配程度[14]，这与一般意义上的共享经济存在本质差异，此处的“共享性”主要表现为地区发展差距、城乡发展差异、个人收入分化的持续缩小[16]，因此需从人群差距缩小、区域差距收敛、城乡差距弥合三个方面衡量共享富裕发展水平。最终在指标体系构建上，综合借鉴万海远和陈基平[15]等学者的研究成果，建立了包含2个一级维度、7个二级维度和30个具体指标的多层次测度框架。在测算方法选择上，采用面板数据熵权法进行计算，该方法能够客观反映指标间的差异程度，并通过时序权重调整确保结果的纵向可比性，最终得到共同富裕发展指数(Cp)及其两个子维度指数(Cp1发展指数和Cp2共享指数)。这种测度方式既考虑了在推动社会财富总量增长的同时，又注重财富分配的合理性，符合共同富裕“效率与公平统一”的核心要义。详细的共同富裕发展测度指标见表1。

Table 1. Measurement index system of provincial common prosperity development

表1. 省域共同富裕发展测度指标体系

一级指标	二级指标	三级指标	功效
总体富裕	总体收入	人均国民收入水平	+
		全员劳动生产率	+
		基尼系数	−
	物质财富	人均财富水平	+
		人均社会消费品零售额	+
		住房压力	+
		人均私人汽车拥有量	+
	公共服务	普通高中师生比	+
		普通小学师生比	+
		人均财政教育支出	+
		每万人拥有卫生技术人员数	+
		医疗卫生机构床位数	+
	基础设施	互联网宽带接入用户	+
		每万人艺术表演场馆数	+
		人均快递量	+
		每万人拥有公共交通车辆	+
共享富裕	人群差距	初次分配中劳动者报酬占比	+
		分行业平均工资差距	−
		再分配调节	+
		农村居民文教娱乐及服务消费支出比	+
		医疗保障差距	+
共享富裕	区域差距	地区间人均可支配收入差距	−
		地区间人均财富差距	−
		恩格尔系数差距	−
		地区间人均基本公共服务支出差距	−
		城镇登记失业率	−
	城乡差距	城乡人均可支配收入比	−
		城乡居民支出消费比	−
		城乡居民恩格尔系数比	−
		城镇化率	+

注：第5列功效表示指标性质，“+”表示正向指标，“−”表示逆向指标。

数字普惠金融发展水平借鉴郭峰等[17]编制的北京大学数字普惠金融指数，该指数基于支付宝用户实际交易数据构建，系统性地描绘了我国数字普惠金融的整体发展轨迹与演进趋势。鉴于其在学术研究中被广泛采纳且具备良好的信效度，本文选用其2011~2023年省级面板数据进行实证分析。为增强数据的可比性并便于系数解释，本文对所有年份的原始指数进行了标准化处理，即统一除以100，使其取值范围调整为相对基准。

中介变量分为创业活跃度(chuangye)和创新水平(rd、path)。创业活跃度是衡量区域创业活动强度的核心指标，在宏观层面的相关研究中被广泛采用[18] [19]。本文整理了考察期内企业微观数据，并根据企业成立年限、地址、行业类型等信息，将企业数据匹配到相应省份，分类整理得到各省份不同年度所有类型新创企业数的“全量”面板数据。进一步地，为克服省份规模的影响，本文参考周小虎等，在基准回归中主要采用人口法，即将省级人口作为标准化基数，以省级每百人中新创企业数作为创业活跃度的测度指标[20]。相较于以企业数量作为标准化基数的方法，人口法一定程度上避免了由于区域内企业规模差异性而产生的度量偏误问题。

创新水平(rd、path)，创新投入使用研究与试验发展经费投入强度(rd)指标衡量，创新产出采用地区的专利申请授权数量(pat)指标衡量。

为保证回归结果的稳健性并减少模型的遗漏变量，在参考相关理论和既有研究的基础上，本文选取的控制变量包含政府干预(gov)、产业结构(thr)、技术创新(tech)、金融结构(fin)四项。

(二) 模型构建

根据现有的研究结论，数字普惠金融会影响共同富裕，因此构建数字普惠金融与共同富裕的基准模型(式(5-1))来检验数字普惠金融共同富裕的直接影响：

$C{p}_{i,t}={\alpha }_0+{\alpha }_{1}Pekinginde{x}_{i,t}+{\alpha }_2{Z}_{i,t}+{\mu }_i+{\lambda }_i+{\epsilon }_{i,t}$ (5-1)

其中，$C{p}_{i,t}$ 为i省份在t年份的共同富裕指数，${\alpha }_0$ 为常数项，${\alpha }_{1}Pekinginde{x}_{i,t}$ 为省份i在t年份的数字普惠金融指数，$Z_{i,t}$ 为一系列可能对共同富裕产生影响的控制变量，${\mu }_i$ 表示省份固定效应，${\lambda }_i$ 表示时间固定效应，${\epsilon }_{i,t}$ 表示随机扰动项。${\alpha }_1$ 是估计系数，根据上文理论分析，预期系数${\alpha }_1$ 显著为正。

为了对本文的假设1、假设2和假设3进行验证，本文借鉴温忠麟和叶宝娟(2014)的相关研究，构建中介效应进行检验，具体需要如下步骤：

$C{p}_{i,t}={\alpha }_0+{\alpha }_{1}Pekinginde{x}_{i,t}+{\alpha }_2{Z}_{i,t}+{\mu }_i+{\lambda }_i+{\epsilon }_{i,t}$ (5-2)

$Me{d}_{i,t}={\beta }_0+{\beta }_{1}Pekinginde{x}_{i,t}+{\beta }_2{Z}_{i,t}+{\mu }_i+{\lambda }_i+{\epsilon }_{i,t}$ (5-3)

$C{p}_{i,t}={\gamma }_0+{\gamma }_{1}Pekinginde{x}_{i,t}+{\gamma }_{2}Me{d}_{i,t}+{\gamma }_3{Z}_{i,t}+{\mu }_i+{\lambda }_i+{\epsilon }_{i,t}$ (5-4)

其中，$Me{d}_{i,t}$ 表示中介变量，本文设定为创新水平。具体检验步骤包括：第一，数字普惠金融$Pekingindex$ 对共同富裕$Cp$ 进行回归，如式(5-3)；第二，数字普惠金融$Pekingindex$ 对三个中介变量$Med$ 分别进行回归，如式(5-3)；第三，数字普惠金融$Pekingindex$ 及三个中介变量对共同富裕$Cp$ 分别进行回归，如式(5-1)。

(三) 基准回归

表2呈现了数字普惠金融发展助推共同富裕的基准回归结果。其中，列(1)至(3)展示了未纳入控制变量与固定效应时，数字普惠金融发展对共同富裕、总体富裕及共享富裕的直接影响。结果显示，各项回归系数均显著为正(在1%水平上显著)，表明数字普惠金融对共同富裕具有积极的推动作用。列(1)的结果显示，数字普惠金融(Pekingindex)的估计系数为0.244，在1%的水平上显著为正，表明数字普惠金融的发展对共同富裕具有显著的推动作用，假设H1得到验证。列(4)至(6)进一步引入了相关控制变量及时间与地区固定效应，回归模型的拟合优度(R²)较前均有提高，且数字普惠金融变量的系数均在1%水平上显著为正。这说明在控制了各省份在政府干预、金融结构、产业结构、人力资本水平等方面的差异后，数字普惠金融仍对共同富裕表现出显著的正向影响。从系数估值来看，数字普惠金融对总体富裕的促进效应更为突出：数字普惠金融发展水平每提高1%，总体富裕与共享富裕水平将分别上升0.235%和0.140%，共同推动共同富裕水平整体提升0.225%。基准回归结果支持了研究假设1，证实数字普惠金融发展不仅有助于“做大蛋糕”——提升总体富裕，同时也能够促进“分好蛋糕”——推动共享富裕，从而有效赋能共同富裕的实现。

Table 2. Benchmark regression and sub-dimensional regression of common prosperity

表2. 基准回归和共同富裕分维度回归

变量	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)	(6)
	Cp	Cp1	Cp2	Cp	Cp1	Cp2
Pekingindex	0.2441^***	0.2703^***	0.1444^***	0.225^***	0.235^***	0.140^***
	(0.0274)	(0.0304)	(0.0267)	(0.026)	(0.030)	(0.026)
Tech				−0.012	0.030^**	−0.033^**
				(0.013)	(0.012)	(0.014)
stu				0.022	−0.038^**	0.052^***
				(0.016)	(0.018)	(0.014)
Gov				0.387^***	0.375^***	0.270^***
				(0.049)	(0.055)	(0.040)
Fin				0.020	0.061^**	−0.013
				(0.018)	(0.027)	(0.010)
Constant	−0.3155^***	−0.4110^***	−0.0479	−0.544^***	−0.569^***	−0.240^***
	(0.0698)	(0.0773)	(0.0677)	(0.074)	(0.092)	(0.071)
地区效应	是	是	是	是	是	是
时间效应	是	是	是	是	是	是
N	403	403	403	403	403	403
r2	0.9686	0.9558	0.9636	0.976	0.964	0.969

四种方法皆在1%水平上显著，与基准回归结果基本一致，进一步支持结论的稳健性。

(四) 中介回归

从创业活跃度视角，实证结果见表3列(1)列(2)。列(1)呈现了数字普惠金融对创业活跃度的影响结果，显示变量估计系数为正，说明数字普惠金融可显著提升区域技术创新能力。列(2)中将创业活跃度放到数字普惠金融对共同富裕影响的回归方程中，结果显示回归系数仍然显著为正，说明创业活跃度是数字普惠金融促进共同富裕的作用机制。

Table 3. Mediating regression

表3. 中介回归

	(1)	(2)	(3)	(4)	(5)
	Chuangye	Cp	rd	pat	Cp
Pekingindex	1.146^**	0.226^***	1.065^***	2.853^***	0.138^***
	(0.478)	(0.026)	(0.121)	(0.417)	(0.029)
chuangye		−0.001
		(0.002)
rd					0.041^***
					(0.010)
pat					0.015^***
					(0.004)
Tech	−1.314^**	−0.014	0.044	2.351^***	−0.049^***
	(0.540)	(0.013)	(0.095)	(0.230)	(0.014)
stu	1.666^*	0.024	0.031	−0.197	0.023
	(0.966)	(0.017)	(0.076)	(0.193)	(0.015)
Gov	−1.455	0.386^***	0.640^***	0.925^*	0.347^***
	(1.247)	(0.049)	(0.238)	(0.513)	(0.050)
Fin	−0.213	0.020	0.062	0.725^***	0.007
	(0.189)	(0.018)	(0.048)	(0.163)	(0.017)
Constant	−2.489^**	−0.547^***	−1.440^***	−6.600^***	−0.386^***
	(1.162)	(0.075)	(0.321)	(1.145)	(0.075)
地区效应	是	是	是	是	是
时间效应	是	是	是	是	是
N	403	403	403	403	403
r2	0.434	0.976	0.971	0.959	0.980

创业活动作为关键的社会创新机制，在缓解就业压力、开辟就业途径方面作用突出，同时也有力促进了机会公平、民生改善与社会流动，构成社会进步的重要动力，并为共同富裕的实现创造了条件。然而，创业行为通常面临明显的资金约束：一方面，创业者难以充分向投资方传递其项目的商业价值、成长潜力与还款能力；另一方面，传统金融机构在评估初创企业时，因信息不充分而难以准确衡量项目风险与可行性，往往采取审慎信贷策略，从而加剧了创业主体的融资困难。数字普惠金融通过建立高效的信息共享与风险评估机制，显著缓解借贷双方的信息不对称，帮助金融机构更精准识别借款人信用状况，降低交易成本与信贷风险。借此，创业者得以突破传统金融服务的门槛限制，便捷地获取如微粒贷、蚂蚁借呗等适应性小额信贷产品，有效缓解创业初期的资金压力[21]。此外，互联网平台极大拓展了信息传播渠道，使创业者能够及时识别消费趋势与市场变化，快速响应商业机会，从而提升创业成功率。

从创新投入和创新产出视角出发，表3中列(3)汇报了数字普惠金融对创新投入的影响，变量系数为正，表明数字普惠金融能够有效带动社会研发投入的增加。列(4)展示了数字普惠金融对创新产出的影响，其系数同样显著为正，说明数字普惠金融也有力促进了科技成果的市场转化与产业化。列(5)在模型中同时引入创新投入与创新产出变量后，数字普惠金融的回归系数依然显著为正，且创新的两个变量的系数也显著，表明创新投入与创新产出在数字普惠金融推动共同富裕的过程中发挥着链式中介作用，假设H2由此得以验证。

创新作为经济高质量发展的重要依托，不仅有助于推动产业结构优化与新动能培育，也在提升全要素生产率、增强资源整合能力、促进社会生产水平全面提高等方面扮演关键角色。创新活动通常涵盖创新投入与创新产出两个关键阶段：前者包括研发资金、人才与技术积累等要素的投入，后者则体现为专利成果、新产品及新工艺的市场转化。两者共同构成经济可持续增长的强劲动力，为实现共同富裕奠定重要基础。然而，从投入到产出，创新全过程常面临明显的资金约束与高风险属性。一方面，创新个体及中小微企业往往难以向投资方清晰传递其项目的技术可行性与市场收益；另一方面，传统金融机构受专业能力限制和风险规避动机影响，对创新全周期的融资申请持审慎态度，尤其对创新产出阶段的不确定性更为敏感，加剧了各类主体的融资困难。

数字普惠金融通过建立开放、高效的信息对接与信用评估体系，缓解资金供需双方的信息不对称，降低融资门槛与交易成本，使得社会各类创新主体能够更便捷地在研发阶段获取风险投资、政府资助与研发贷款，在成果转化阶段获得科技保险、股权众筹、知识产权质押等多元化金融服务，为创新全流程提供必要的资金支持。此外，数字平台的兴起也为大众创新提供了跨领域协作与知识共享的全新渠道，其高效的信息传播与资源匹配机制，有助于创新者整合研发资源、洞察市场需求，加速技术迭代与产品落地，推动创新投入高效转化为创新产出，进而提升整体创新效率与价值链收益。

(五) 稳健性回归

为确保研究结论的可靠性，本文参考既有文献，采用以下四种方法进行稳健性检验：第一，替换被解释变量，将基准回归中使用熵值法构建的共同富裕指数改为主成分分析法重新测算，构建新的共同富裕指数(CP0)，以替代原有基于熵值法测算的指数(CP)，并在保持其余变量不变的条件下，将其重新代入基准模型进行回归分析；第二，剔除部分样本，首先考虑到2020年初新冠疫情暴发后，我国采取的居家隔离和动态清零等防控措施对经济社会运行产生显著影响，因此剔除2020~2022年数据，仅保留2011~2019年以及2023年样本进行回归。其次，由于直辖市在经济规模和政策支持方面具有特殊性，可能对数字普惠金融与共同富裕的关系产生异质性影响，本研究进一步将上述城市予以剔除后重新估计；第三，将数字普惠金融指数滞后一期，以缓解可能存在的反向因果问题，并捕捉其影响的滞后效应；第四，对核心解释变量进行前后1%的缩尾处理消除非随机性和异常值造成的不利影响。四种检验均在1%水平上显著，验证其对共同富裕具有稳定的促进作用。

6. 研究结论与对策建议

(一) 研究结论

本文基于2011~2023年中国31个省级行政区的面板数据，系统考察了数字普惠金融对共同富裕的影响及其作用机制，得出以下主要研究结论：

第一，数字普惠金融对共同富裕具有显著的促进作用。基准回归结果表明，数字普惠金融的发展能够有效提升共同富裕水平，该结论在经过一系列稳健性检验后依然成立。进一步分析显示，数字普惠金融不仅有助于提升总体富裕水平，也对共享富裕具有积极推动作用。数字普惠金融通过激发创新水平和提升创业活跃度两条路径间接促进共同富裕。中介效应检验表明，数字普惠金融能够缓解创新主体和创业者的融资约束，增强其发展能力，进而推动经济高质量发展和收入分配优化，为共同富裕提供持续内生动力。

(二) 对策建议

基于前述研究结论，为更好地发挥数字普惠金融在推动共同富裕中的作用，本文从政策制定与实施角度提出如下建议：

第一，强化数字金融基础设施建设，提升普惠金融服务的覆盖质量。政府应重点加大对中西部和农村地区数字基础设施的投入，包括宽带网络、移动通信、数字支付终端等，切实降低使用门槛。同时，开展面向农民、小微企业和老年群体的数字金融素养教育，提高金融服务可得性和使用效率。

第二，着力缓解创业与创新主体的融资约束。通过建立和完善政府性融资担保体系、推广“随借随还”类小额信贷产品、发展知识产权质押融资等方式，拓宽中小企业和初创主体的融资渠道。鼓励金融机构运用大数据风控模型，减少对抵押物的依赖，提高信用贷款比例。

第三，推动数字金融与创业、创新政策协同发力。加强政府部门、金融机构与产业园区、孵化器等载体之间的合作，构建“金融 + 孵化 + 培训”一体化服务体系，为创业者提供全周期金融支持。特别是在西部和欠发达地区，应通过创业补贴、贷款贴息、税收优惠等组合政策，帮助其跨越数字金融发展的门槛。

第四，建立健全数字金融监管与风险防控机制。在推动数字普惠金融发展的同时，需加强对数据安全、隐私保护、算法公平性等方面的监管，防止“数字鸿沟”进一步扩大。应推动建设开放共享的金融信用信息平台，提升整个金融体系的透明度和稳定性。

综上所述，数字普惠金融作为数字经济时代的重要金融创新，在促进共同富裕过程中展现出多层次、多路径的积极作用。未来应继续深化其与实体经济、区域战略和社会政策的融合，构建一个更加包容、高效和可持续的金融生态系统，为实现共同富裕提供坚实支撑。

NOTES

^*通讯作者。