課題組

（中國人民銀行秦皇島市中心支行 河北 秦皇島市 066000）

一、引言

共同富裕是社會主義的本質(zhì)要求，是中國式現(xiàn)代化的重要特征，也是黨的十九大確立的本世紀中葉實現(xiàn)的第二個百年奮斗目標。2020 年我國脫貧攻堅取得全面勝利，整體進入小康社會，現(xiàn)代化建設(shè)的重點向共同富裕轉(zhuǎn)移。金融是現(xiàn)代經(jīng)濟的核心，在資源配置中發(fā)揮著關(guān)鍵性作用，是實現(xiàn)共同富裕的重要途徑。《推進普惠金融發(fā)展規(guī)劃（2016-2020 年）》指出，大力發(fā)展普惠金融是中國全面建成小康社會的必然要求，也是增進社會公平和社會和諧的重要途徑之一。一方面，普惠金融在增加就業(yè)、減貧增收等方面發(fā)揮重要作用，能夠顯著降低貧困發(fā)生率，達到防止返貧的效果，促進實現(xiàn)社會公平（易綱，2016；陳名銀，2017；何燕和李靜，2021）。另一方面，普惠金融可以通過緩解中小企業(yè)融資約束和促進低收入家庭創(chuàng)業(yè)實現(xiàn)經(jīng)濟的包容性增長，實現(xiàn)普惠金融與經(jīng)濟增長之間的正向動態(tài)互動（封艷紅和許滌龍，2021；任太增和殷志高，2022）?；诖?，普惠金融在助力共同富裕中，引起理論和實踐的高度關(guān)注，目前較多集中于共同富裕的概念辨析、指標評價、理論機制，以及兩者間的關(guān)系等方面，而對于普惠金融和共同富裕的數(shù)理測量、二者之間的理論機制實證檢驗等方面的研究不多，對彼此間影響的空間溢出效應(yīng)考慮的更少。本文正是鑒于這樣的背景，針對各地區(qū)間經(jīng)濟、金融資源存在一定流動性，普惠金融及共同富?？赡艽嬖诳臻g相關(guān)關(guān)系的經(jīng)濟社會現(xiàn)實，著重從空間經(jīng)濟學(xué)的視角對普惠金融與共同富裕存在怎樣的數(shù)量關(guān)系，以及普惠金融通過何種機制促進共同富裕等問題進行深入探討和實證檢驗。

基于此，本文擬構(gòu)建普惠金融及共同富裕指數(shù)評價體系，并借助空間計量模型探討普惠金融對共同富裕的空間溢出效應(yīng)及路徑機制，為普惠金融促進共同富裕提供新的理論解釋與經(jīng)驗參考。本文邊際貢獻可能在于：從“共享富?！焙汀翱傮w富?！眱蓚€維度出發(fā)，選取城鄉(xiāng)共享程度、區(qū)域共享程度、總體富裕程度指標構(gòu)建共同富裕評價體系，豐富了共同富裕測度方法；同時，考慮到普惠金融對共同富裕的空間溢出效應(yīng)，借助空間計量進行實證研究，深入探討普惠金融對共同富裕的影響機制，對現(xiàn)有研究起到一定的補充作用。

二、文獻綜述及理論假說

（一）普惠金融與縮小收入差距

普惠金融具有顯著的減貧效應(yīng)，有助于縮小收入差距。Abate 等（2016）提出農(nóng)村金融機構(gòu)服務(wù)水平提高，有助于促進農(nóng)業(yè)技術(shù)升級，幫助該地區(qū)居民實現(xiàn)減貧增收；Naceur和Zhang（2016）證實了金融發(fā)展有助于降低貧困發(fā)生率。胡振華和金旗（2021）發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融發(fā)展對鄰近地區(qū)有帶動作用，有助于縮小鄰近地區(qū)城鄉(xiāng)收入差距；周立和陳彥羽（2022）指出數(shù)字普惠金融發(fā)展有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距，但效用程度具有地區(qū)異質(zhì)性；張晴和龔亮（2020）發(fā)現(xiàn)普惠金融政策對增加農(nóng)村人均可支配收入具有正向作用，但對非貧困縣域，省級、國家級貧困縣域減貧效應(yīng)呈現(xiàn)遞減現(xiàn)象。

（二）普惠金融與收入水平提升

從宏觀角度看，普惠金融推動經(jīng)濟發(fā)展，有利于提升金融包容性，有效支持實體經(jīng)濟發(fā)展、促進技術(shù)創(chuàng)新、提升整體收入水平。夏仕龍（2020）提出普惠金融在促進居民收入增加的同時，也能促進居民消費的增加。從微觀角度看，普惠金融的減貧增收效應(yīng)有利于緩解欠發(fā)達地區(qū)貧困程度，提升中低收入群體的收入水平?？禃蜅钅饶龋?022）認為數(shù)字普惠金融有利于惠及弱勢地區(qū)與人群、促進鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興，提升收入水平；張勛等（2019）提出普惠金融促進收入水平提高的路徑還包括促進低物質(zhì)資本或低社會資本家庭的創(chuàng)業(yè)行為；梁榜和李曉琳（2021）發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融的發(fā)展有助于提升農(nóng)村低收入群體的收入水平。

（三）普惠金融與共同富裕

共同富裕建立在效率和公平互促的基礎(chǔ)之上，稅收和公共產(chǎn)品的供給是政府主導(dǎo)推進共同富裕的基本路徑，通過適當?shù)氖杖朐俜峙鋪硖嵘鐣?，進而實現(xiàn)公平和效率之間的互補和共進（洪銀興，2022）。劉世錦（2022）認為金融打通了人員、土地、資金、技術(shù)等生產(chǎn)要素在城鄉(xiāng)之間雙向流動的渠道，將擴大中等收入群體；鄒克和倪青山（2021）指出普惠金融有利于降低收入不平等、提升收入水平，進而促進共同富裕的實現(xiàn)；張全興（2021）提出普惠金融促進共同富裕的路徑還包括拓展首貸戶、建設(shè)數(shù)字化信用平臺、發(fā)揮保險功能等；劉心怡等（2022）發(fā)現(xiàn)普惠金融的覆蓋廣度和使用深度均有效促進了共同富裕。

綜上所述，現(xiàn)有文獻研究普惠金融與收入分配關(guān)系的較多，直接研究普惠金融對共同富裕的文獻較少，且鮮有文獻考慮到空間溢出性。同時，目前對共同富裕的定量評價和測度方法尚未形成共識。因此，本文嘗試從“共享富裕”和“總體富?！眱蓚€維度量化共同富裕，并基于空間計量模型探討普惠金融對共同富裕的影響效果。

（四）普惠金融促進共同富裕的理論機制

在金融功能發(fā)揮過程中，普惠金融具有六大效應(yīng)以促進共同富裕的實現(xiàn)。具體概括為：經(jīng)濟增長包容效應(yīng)、區(qū)域非均衡效應(yīng)、勞動分工轉(zhuǎn)型效應(yīng)、技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)、創(chuàng)業(yè)效應(yīng)和消費升級效應(yīng)。

第一，普惠金融具有經(jīng)濟增長包容效應(yīng)，有助于改善內(nèi)部收入分配和實現(xiàn)社會公平。何平平和羅若闌（2021）發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融可以減緩居民主觀貧困，對農(nóng)村地區(qū)、低物質(zhì)資本和低人力資本弱勢群體主觀貧困的減緩作用更明顯。

第二，普惠金融具有區(qū)域非均衡效應(yīng)，有利于形成區(qū)域協(xié)調(diào)創(chuàng)新金融新格局。鄒輝文和黃友（2021）認為數(shù)字普惠金融對區(qū)域創(chuàng)新效率的影響效應(yīng)具有明顯的區(qū)域異質(zhì)性，但隨著數(shù)字金融普惠性增強，區(qū)域間差距明顯縮小。

第三，普惠金融具有勞動分工轉(zhuǎn)型效應(yīng)，促進欠發(fā)達地區(qū)產(chǎn)業(yè)興旺。彭建剛和胡月（2018）指出開發(fā)性普惠金融的比較優(yōu)勢在于：促進欠發(fā)達地區(qū)產(chǎn)業(yè)興旺，從根本上改善城鄉(xiāng)收入不平等狀況。

第四，普惠金融具有技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)，有助于激發(fā)社會底層動力和內(nèi)在活力。鄒克和倪青山（2021）指出通過普惠金融支持，可以為農(nóng)民使用新技術(shù)與新產(chǎn)品賦能，并提升勞動生產(chǎn)效率。

第五，普惠金融具有創(chuàng)業(yè)效應(yīng)，對大眾創(chuàng)業(yè)、中小企業(yè)賦能具有顯著的增進效應(yīng)。李建軍和李俊成（2020）發(fā)現(xiàn)相比于傳統(tǒng)的金融發(fā)展，普惠金融發(fā)展對創(chuàng)業(yè)的促進作用更強。

第六，普惠金融具有消費升級效應(yīng)，有利于促進農(nóng)村消費升級。唐勇等（2021）發(fā)現(xiàn)農(nóng)村居民收入增長是數(shù)字普惠金融影響農(nóng)村居民消費升級的重要中介路徑之一。綜上分析，普惠金融促進共同富裕的理論框架可表示如圖1。

圖1 普惠金融促進共同富裕的理論框架

基于此，本文擬對以下四個假說進行檢驗：

假說1：普惠金融有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

假說2：普惠金融有利于改善區(qū)域收入水平非均衡現(xiàn)象。

假說3：普惠金融有利于提高收入水平。

假說4：普惠金融有利于促進共同富裕。

三、普惠金融與共同富裕指數(shù)測度

（一）普惠金融指數(shù)測度

1.指標選取。本文從“金融服務(wù)的滲透性”、“金融服務(wù)的可得性”、“金融服務(wù)的效用性”三個維度入手，選取了10個指標構(gòu)建普惠金融指數(shù)評價體系，具體指標解釋詳見表1。

表1 普惠金融指數(shù)評價體系

2.普惠金融指評價體系的建立?？紤]到各指標的量綱和數(shù)量級不同，首先對數(shù)據(jù)進行標準化處理，見式（1）。

其中，X表示第i 個維度下第j 個指標的取值，MIN表示第i 個維度下第j 個指標的最小值，MAX表示第i 個維度下第j 個指標的最大值。

然后采用變異系數(shù)法，對每一維度下各指標進行賦權(quán)，見式（2）。

最后對各個維度進行維權(quán)，得到普惠金融指數(shù)，見式（3）。

3.指數(shù)測算及結(jié)果分析。本文選取了全國31 個省級地區(qū)2010-2020 年的數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建評價體系得到普惠金融指數(shù)（見表2），數(shù)據(jù)主要來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》、WIND 數(shù)據(jù)庫等。研究發(fā)現(xiàn)，2010-2020 年全國及東部、中部和西部地區(qū)普惠金融指數(shù)穩(wěn)步上升（見圖2），2020 年各地區(qū)普惠金融指數(shù)達到最高值，由此可見普惠金融政策實施以來效果顯著。2010-2020 年全國普惠金融指數(shù)均值為0.17，東部地區(qū)均值為0.26，中部地區(qū)均值為0.11，西部地區(qū)均值為0.13。從指數(shù)來看全國普惠金融的發(fā)展仍有很大空間，各地區(qū)發(fā)展程度有較大差異，東部地區(qū)發(fā)展程度較高，遠超于中西部地區(qū)。2020年全國、東部、中部和西部地區(qū)普惠金融指數(shù)分別為0.20、0.31、0.15、0.15，相較于2015年全國、東部、中部和西部地區(qū)普惠金融指數(shù)0.12、0.22、0.07、0.08，增長率分別為63.70%、42.10%、110.19%、76.22%。由此可見各地區(qū)普惠金融發(fā)展迅速，尤其是中部地區(qū)。

圖2 全國及東部、中部和西部三大區(qū)域普惠金融指數(shù)

通過對比2010-2020 年全國各地區(qū)普惠金融指數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，金融服務(wù)的效用性、可得性明顯上升，金融服務(wù)的滲透性增長緩慢（見圖3）。各地區(qū)間普惠金融指數(shù)差異較大，北京、上海、天津、浙江普惠金融指數(shù)較高，廣西、湖南、內(nèi)蒙古普惠金融指數(shù)較低，從離散程度來看，各地區(qū)間金融服務(wù)的效用性、可得性差異較小，金融服務(wù)的滲透性差異較大（見表2）。

表2 全國各省市普惠金融指數(shù)及排名

圖3 全國普惠金融指數(shù)

（二）共同富裕指數(shù)測度

1.指標選取。共同富裕可分為“共享富?！焙汀翱傮w富?！眱蓚€維度，本文基于結(jié)果導(dǎo)向且使用更少指標的角度出發(fā)，考慮指標的單調(diào)性、一致性、同質(zhì)性等公理化原則，選取城鄉(xiāng)共享程度和區(qū)域共享程度兩個指標來衡量“共享富?！?，選取居民收入指標來衡量“總體富?！薄?/p>

（1）城鄉(xiāng)共享程度。泰爾指數(shù)是衡量個人或者地區(qū)間收入差距（或者不平等程度）的指標，本文使用城鄉(xiāng)收入差距泰爾指數(shù)（TL）來反映城鄉(xiāng)共享程度，計算方法如公式（4）所示。泰爾指數(shù)越小，說明城鄉(xiāng)收入差距越小、共享程度越高；泰爾指數(shù)越大，說明城鄉(xiāng)收入差距越大、共享程度越低。

其中，i=1代表城鎮(zhèn)，i=2代表農(nóng)村，Y為城鎮(zhèn)或農(nóng)村第t 年的可支配收入，X為城鎮(zhèn)或農(nóng)村第t 年的人口數(shù)。

（2）區(qū)域共享程度。差異系數(shù)是測算數(shù)據(jù)離散程度的相對指標，本文使用人均GDP差異系數(shù)（CV）來反映區(qū)域共享程度，計算方法如公式（5）所示。差異系數(shù)越小，說明區(qū)域發(fā)展差距越小、共享程度越高；差異系數(shù)越大，說明區(qū)域發(fā)展差距越大、共享程度越低。

（3）總體富裕程度。本文使用全體居民人均可支配收入（PCDI）來衡量各地區(qū)的總

體富裕水平。

2.共同富裕量化函數(shù)的構(gòu)建。本文首先對城鄉(xiāng)收入差距泰爾指數(shù)和人均GDP 差異系數(shù)進行標準化處理，取算術(shù)平均數(shù)合成共享富裕指數(shù)（SP），如公式（6）所示。

其中，TL、TL為全部樣本泰爾指數(shù)的最大值和最小值，CV、CV為全部樣本差異系數(shù)的最大值和最小值。

其次，在參考劉培林等（2021）、萬海遠和陳基平（2021）等文獻的基礎(chǔ)上，借鑒2010 年新人類發(fā)展指數(shù)的構(gòu)建方式，通過兩個維度相乘的幾何平均形式，構(gòu)造等權(quán)重的共同富裕指數(shù)（CP）量化關(guān)系式，如公式（7）所示。

其中，TP為總體富裕指數(shù)，PCDI、PCDI為全部樣本人均可支配收入的最大值和最小值。

3.共同富裕指數(shù)的測算和分析。本文基于上述共同富裕指數(shù)量化關(guān)系式，計算2010-2020年我國31個省級地區(qū)的共同富裕指數(shù)，其中各地區(qū)可支配收入數(shù)據(jù)主要來自于國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站，各地市（直轄市為轄區(qū)、縣）的人均GDP數(shù)據(jù)主要來自于WIND數(shù)據(jù)庫，缺失數(shù)據(jù)采用線性插值法填補。

圖4 繪制了2010-2020 年全國及東部、中部和西部三大區(qū)域的平均共同富裕指數(shù)的變化趨勢?？傮w來看，共同富裕程度呈逐年上升趨勢，共同富裕指數(shù)由2010 年的0.368 上升至2020 年的0.697。其中，共享富裕指數(shù)由2010 年的0.613 上升到2020 年的0.768，上升幅度為25.29%；總體富裕指數(shù)由0.235 上升到0.637，上升了1.71 倍。說明2010-2020 年間，我國共同富裕程度的提升主要由收入增長拉動，共享程度提升的幅度較小，城鄉(xiāng)差距、區(qū)域差距仍然較大。分區(qū)域看，東、中、西部共同富裕程度均呈逐年上升趨勢，東部地區(qū)富裕程度最高，其次為中部以及西部地區(qū)。

圖4 全國及東部、中部和西部三大區(qū)域的平均共同富裕指數(shù)

具體到各省級地區(qū)來看，將各地區(qū)2020年共同富裕指數(shù)按照從高到低排列，并分為五個梯隊（表3），第一梯隊是上海、北京、浙江、天津、江蘇和福建，六個地區(qū)均具有較高的收入水平，同時城鄉(xiāng)收入差距、區(qū)域發(fā)展差距也相對較小。廣東、山東、內(nèi)蒙、重慶和湖南由于共享富裕程度較低，導(dǎo)致共同富裕指數(shù)排名下滑。其中，廣東省作為發(fā)達省份，省內(nèi)區(qū)域發(fā)展差距較大，部分地市發(fā)展較為落后，如轄內(nèi)梅州市、河源市、揭陽市2020年人均GDP 低于4 萬元，與甘肅省發(fā)展水平相當，僅為深圳市的1/5，不足全省平均水平的1/2。而海南、江西、黑龍江、山西則由于共享富裕程度較高，推動其共同富裕指數(shù)排名上升。第五梯隊中新疆、西藏、青海和甘肅共享富裕和總體富裕程度均較低，經(jīng)濟發(fā)展水平有待提升，城鄉(xiāng)、區(qū)域差距也亟待縮小。

表3 2020 年各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）共同富裕指數(shù)

四、普惠金融對共同富裕的空間溢出效應(yīng)研究

考慮到各地區(qū)間經(jīng)濟、金融資源存在一定的流動性，普惠金融及共同富?？赡艽嬖诳臻g相關(guān)關(guān)系。因此，本文擬構(gòu)建空間計量模型來研究普惠金融對共同富裕的空間溢出效應(yīng)。

（一）空間計量模型構(gòu)建

1.空間權(quán)重矩陣設(shè)計。本文設(shè)計了不同的空間權(quán)重矩陣來研究普惠金融對共同富裕的影響。

（1）地理權(quán)重矩陣（ω）。反映地理空間下普惠金融對共同富裕的空間效應(yīng)，取各省會城市之間球面距離平方的倒數(shù)，其計算公式為：

（2）經(jīng)濟權(quán)重矩陣（ω）。反映經(jīng)濟空間下普惠金融對共同富裕的空間效應(yīng)，取各省觀測期人均GDP 均值之差絕對值的倒數(shù)，其計算公式為：

（3）經(jīng)濟地理復(fù)合權(quán)重矩陣（ω）。綜合反映經(jīng)濟空間與地理空間下普惠金融對共同富裕的空間效應(yīng)，其計算公式為：

（4）空間鄰接矩陣（ω）。地理位置上相鄰地區(qū)取值為1，不相鄰地區(qū)取值為0。

2.空間相關(guān)性檢驗。在進行普惠金融對共同富裕的空間溢出效應(yīng)分析前，本文先通過莫蘭指數(shù)對二者的空間相關(guān)性進行了檢驗，其計算公式為：

3.空間計量模型的構(gòu)建。常用的空間計量模型有空間滯后模型（SLM）、空間誤差模型（SEM）和空間杜賓模型（SDM）。SLM 模型探討的是各變量在某個地區(qū)是否有溢出效應(yīng)，SEM 模型探討的是鄰近地區(qū)被解釋變量的誤差沖擊對本地區(qū)被解釋變量的作用程度，而SDM 模型考慮了空間滯后的解釋變量和被解釋變量對被解釋變量的共同影響，能夠更好的估計不同觀測個體產(chǎn)生的溢出效應(yīng)和基于面板數(shù)據(jù)測算的空間溢出效應(yīng)?？臻g計量模型表達形式見表4。

表4 空間計量模型表達式

其中，Y 為被解釋變量，X 為解釋變量，ρ、γ、δ為空間回歸系數(shù)，W為空間權(quán)重矩陣，ε為隨機誤差項，μ為正態(tài)分布的隨機誤差向量。

本文的被解釋變量為共同富裕指數(shù)，核心解釋變量為普惠金融指數(shù)，控制變量有七個：一是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（is），用（第二產(chǎn)業(yè)增加值+第三產(chǎn)業(yè)增加值）/GDP 衡量；二是城鎮(zhèn)化率（ur），用各地區(qū)城鎮(zhèn)人口比重衡量；三是財政支持力度（fe），用財政支出占GDP 的比重衡量；四是對外開放程度（open），用進出口總額占GDP 的比重衡量，并對進出口總額進行了匯率轉(zhuǎn)換；五是信息化水平（il），用互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入用戶數(shù)占常住人口的比重衡量；六是創(chuàng)新能力（ci），用專利申請受理數(shù)的對數(shù)衡量；七是受教育程度（edu），用普通高中教職工數(shù)占普通高中在校學(xué)生數(shù)的比重衡量。數(shù)據(jù)來源于WIND 數(shù)據(jù)庫及國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。各變量的描述性統(tǒng)計見表5。

表5 變量的描述性統(tǒng)計

（二）實證分析

1.全局空間相關(guān)性。在進行空間計量模型回歸之前，對共同富裕指數(shù)和普惠金融指數(shù)的全局莫蘭指數(shù)進行計算（見表6）。由表6 可知，三種空間權(quán)重下共同富裕指數(shù)和普惠金融指數(shù)在觀測期內(nèi)的全局莫蘭指數(shù)均為正值，且在1%的水平下均顯著。三種空間權(quán)重下，經(jīng)濟地理復(fù)合空間權(quán)重下的共同富裕指數(shù)和普惠金融指數(shù)的空間相關(guān)性更強。共同富裕指數(shù)在地理空間權(quán)重下的相關(guān)性高于經(jīng)濟空間權(quán)重下的相關(guān)性，而普惠金融指數(shù)在地理空間權(quán)重下的相關(guān)性低于經(jīng)濟空間權(quán)重下的相關(guān)性。從趨勢上看，地理空間權(quán)重下的莫蘭指數(shù)呈現(xiàn)先降后升的特點，經(jīng)濟空間權(quán)重下的莫蘭指數(shù)則呈現(xiàn)波動下降的特點。綜上所述，共同富裕程度和普惠金融發(fā)展水平均存在空間相關(guān)性，說明某一地區(qū)共同富裕程度和普惠金融發(fā)展水平的提高會對周邊地區(qū)產(chǎn)生促進作用。同時，對于共同富裕程度，地理空間下的促進作用更大，而對于普惠金融發(fā)展水平，經(jīng)濟空間下的促進作用更明顯。

表6 2010-2020 年共同富裕指數(shù)和普惠金融指數(shù)的全局莫蘭指數(shù)

2.局部空間相關(guān)性。為更好地了解各地區(qū)的空間相關(guān)程度，本文繪制了2010 年和2020 年共同富裕指數(shù)和普惠金融指數(shù)的局部莫蘭指數(shù)散點圖（見圖5、6）。整體來看，大部分地區(qū)落在第一、三象限，說明共同富裕指數(shù)和普惠金融指數(shù)均存在空間正相關(guān)關(guān)系。北京、天津、上海、江蘇、浙江等東部沿海地區(qū)落在第一象限，甘肅、青海、西藏、貴州、云南等西部地區(qū)落在第三象限，從空間上分別呈現(xiàn)“高-高”、“低-低”集聚的分布特點。

圖5 2010 年和2020 年共同富裕指數(shù)的莫蘭指數(shù)散點圖

3.空間計量模型的檢驗和識別。為選取更合適的空間計量模型，本文首先借助混合OLS 估計對樣本進行了回歸，并借助LM 檢驗判斷模型中是否存在空間滯后項及空間誤差項。檢驗結(jié)果表明，LM 檢驗對于空間滯后項和空間誤差項的檢驗在1%的水平下顯著，Robust-LM 檢驗對于空間滯后項的檢驗在1%的水平下顯著，Robust-LM 檢驗對于空間誤差項的檢驗在10%的水平下顯著。然后，本文分別基于SLM 模型、SEM 模型和SDM 模型進行回歸，并借助LR 檢驗和Wald檢驗判斷SDM 模型是否可簡化為SLM 模型或SEM 模型。結(jié)果表明，在5%的顯著水平下LR 檢驗值和Wald 檢驗值均通過了檢驗，表明借助SDM 模型進行回歸結(jié)果更優(yōu)。同時，由Hausman 檢驗結(jié)果可知，本文應(yīng)選取固定效應(yīng)模型，并借助LR 檢驗確定何種固定效應(yīng)模型更優(yōu)。最終，本文選取雙固定效應(yīng)的SDM 模型作為回歸模型。

圖6 2010 年和2020 年普惠金融指數(shù)的莫蘭指數(shù)散點圖

表7 LM、LR 和Wald 檢驗

4.空間計量模型回歸結(jié)果分析。在表8中，模型（1）、（2）為OLS 模型回歸結(jié)果，模型（3）、（4）、（5）為空間計量模型回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示，五種模型下普惠金融指數(shù)與共同富裕指數(shù)均呈正相關(guān)關(guān)系，且在10%的水平下均顯著，表明普惠金融的發(fā)展能促進共同富裕程度。SLM 模型和SDM 模型的Rho和SEM 的λ 系數(shù)均為正，且在5%的水平下顯著，說明普惠金融存在顯著的空間溢出效應(yīng)。普惠金融的發(fā)展，讓金融服務(wù)的覆蓋面更加廣泛，使得小微企業(yè)及貧困人群更容易獲得金融服務(wù)，有效改善金融服務(wù)的不均衡問題，從而促進共同富裕。

表8 模型回歸結(jié)果

5.不同空間權(quán)重下的空間杜賓模型回歸結(jié)果。在表9 中，模型（6）、（7）、（8）為不同空間權(quán)重矩陣下的回歸結(jié)果。三種權(quán)重下普惠金融指數(shù)與共同富裕指數(shù)均顯著正相關(guān)，分別通過了1%、1%和10%的顯著性檢驗，且地理空間權(quán)重矩陣（0.2117）下普惠金融對共同富裕的促進作用要高于經(jīng)濟空間權(quán)重矩陣（0.1923）和復(fù)合空間權(quán)重矩陣（0.1364），表明普惠金融對共同富裕在地理空間下的空間溢出效應(yīng)更強?？臻g滯后系數(shù)Rho 均為正值，且分別通過了1%、5%和5%的顯著性檢驗，表明各地區(qū)共同富裕程度存在正向空間溢出效應(yīng)。某個地區(qū)共同富裕水平的提高，能對周邊地區(qū)起到“帶動作用”，這種“帶動作用”在地理相鄰的地區(qū)之間更大。

表9 不同空間權(quán)重下的空間杜賓模型回歸結(jié)果

在經(jīng)濟地理復(fù)合權(quán)重矩陣下，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及城鎮(zhèn)化率的回歸系統(tǒng)均為正值，且均通過了1%的顯著性檢驗，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化及城鎮(zhèn)化率的提升均能有效促進共同富裕程度的提高。新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展有助于激發(fā)市場活力，促進經(jīng)濟發(fā)展，提高收入水平。城鎮(zhèn)化率上升有助于提高中低收入群體的收入水平，縮小貧富差距，促進共同富裕。政府支持力度、對外開放程度、信息化水平和創(chuàng)業(yè)水平的回歸系數(shù)為正值，表明政府支持力度、對外開放程度、信息化水平和創(chuàng)業(yè)水平的提升也能在一定程度上促進共同富裕程度的提高。財政支出是促進社會公平的物質(zhì)保障，通過國民收入的再分配，縮小收入差距，促進共同富裕。在國內(nèi)國外雙循環(huán)相互促進的背景下，對外開放有助于促進經(jīng)濟內(nèi)外聯(lián)動，推動經(jīng)濟發(fā)展，從而提高居民收入水平。信息化有助于促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，而創(chuàng)業(yè)能夠帶動就業(yè)，兩者均是實現(xiàn)共同富裕的重要基礎(chǔ)。受教育程度的回歸結(jié)果為負值，表明受教育程度的提高對共同富裕起到了抑制作用，可能的原因在于，隨著受教育水平的提高，城鎮(zhèn)和農(nóng)村的受教育程度差異加大，且一般高等學(xué)歷人才畢業(yè)后會選擇在城市就業(yè)，從而拉大了農(nóng)村和城鎮(zhèn)的收入差距。

6.不同空間權(quán)重矩陣下的空間杜賓模型效應(yīng)分解?？紤]到空間交叉項的存在，本文對不同空間權(quán)重矩陣下的空間杜賓模型效應(yīng)進行了分解，直接效應(yīng)表示普惠金融對本地區(qū)共同富裕的影響，間接效應(yīng)為鄰近地區(qū)普惠金融對本地區(qū)共同富裕的影響，總效應(yīng)為總影響。由表10 可知，在不同的權(quán)重矩陣下，普惠金融的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)均為正，說明本地區(qū)及鄰近地區(qū)普惠金融的發(fā)展均能促進本地區(qū)共同富裕程度。地理空間下，本地區(qū)和鄰近地區(qū)普惠金融對本地區(qū)共同富裕的影響均顯著；經(jīng)濟空間下，本地區(qū)普惠金融對本地區(qū)共同富裕的影響更顯著；經(jīng)濟地理復(fù)合空間下鄰近地區(qū)普惠金融對本地區(qū)共同富裕的影響更顯著。

表10 不同空間權(quán)重矩陣下的空間杜賓模型效應(yīng)分解

從直接效應(yīng)來看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化率、信息化水平和創(chuàng)業(yè)水平的回歸系數(shù)均為正值，表明本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，城鎮(zhèn)化率、信息化水平及創(chuàng)業(yè)水平的提高均能促進本地區(qū)共同富裕程度。政府支持力度、受教育水平的回歸系數(shù)均為負值，表明本地區(qū)政府支持力度的加大和受教育水平的提高會反而抑制了本地區(qū)共同富裕程度，可能的原因在于，政府支出和教育資源對城鎮(zhèn)的支持力度更大，從而加大了城鄉(xiāng)收入差距。

從間接效應(yīng)來看，城鎮(zhèn)化率、對外開放水平、創(chuàng)業(yè)水平的回歸系數(shù)為正值，表明鄰近地區(qū)城鎮(zhèn)化水平、對外開放水平及創(chuàng)業(yè)水平的提高能促進本地區(qū)共同富裕程度。鄰近地區(qū)城鎮(zhèn)化水平、對外開放水平及創(chuàng)業(yè)水平的提高，一是會對本地區(qū)起到一定“帶動作用”，二是會增加就業(yè)機會，從而帶動本地區(qū)收入水平提高。財政支出和信息化水平的回歸系數(shù)為負值，表明鄰近地區(qū)財政支出的增加和信息化水平的提高在促進當?shù)毓餐辉５耐瑫r，會拉大與其他地區(qū)發(fā)展差距。

7.穩(wěn)健性檢驗。為檢驗實證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文以0-1 矩陣作為空間權(quán)重矩陣來考察普惠金融指數(shù)與共同富裕的正相關(guān)關(guān)系是否穩(wěn)定。根據(jù)模型（9）的回歸結(jié)果可知，在1%的顯著性水平下，普惠金融指數(shù)與共同富裕指數(shù)仍呈正相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)為0.25，同時，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化率、信息化水平、創(chuàng)業(yè)水平與共同富裕指數(shù)仍呈正相關(guān)關(guān)系，受教育程度與共同富裕指數(shù)仍呈負相關(guān)關(guān)系，估計結(jié)果穩(wěn)健。

（三）機制檢驗回歸結(jié)果

本文構(gòu)建的共同富裕指標體系由城鄉(xiāng)共享程度、區(qū)域共享程度、總體富裕程度組成。為驗證普惠金融對共同富裕的影響路徑，本文進一步探討了普惠金融對城鄉(xiāng)共享程度、區(qū)域共享程度、總體富裕程度的影響效果，使用的方法為空間杜賓模型。

從表11中模型（10）、（11）、（12）的回歸結(jié)果可知：普惠金融對城鄉(xiāng)共享程度、區(qū)域共享程度、總體富裕程度的回歸系數(shù)均為正值，這也驗證了本文提出的前3個假說；普惠金融對城鄉(xiāng)共享程度及總體富裕程度的促進作用分別通過了5%和1%的顯著性檢驗，表明普惠金融的發(fā)展能有效提高城鄉(xiāng)共享程度和總體富裕程度，進而促進共同富裕。

表11 機制檢驗回歸結(jié)果

五、結(jié)論與政策建議

（一）主要結(jié)論

本文在梳理相關(guān)文獻研究的基礎(chǔ)上，基于2010-2020 年省級面板數(shù)據(jù)，借助空間計量模型研究了普惠金融對共同富裕的空間溢出效應(yīng)。主要結(jié)論有：一是我國普惠金融發(fā)展及共同富裕水平整體呈不斷上升趨勢，但存在明顯的區(qū)域異質(zhì)性，東、西部共同富裕程度差距較大。二是普惠金融與共同富裕存在顯著的空間正相關(guān)關(guān)系，且這種關(guān)系在地理空間下的空間溢出效應(yīng)更強。三是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化及城鎮(zhèn)化率的提升均能有效促進共同富裕程度的提高，而政府支持力度、對外開放程度、信息化水平和創(chuàng)業(yè)水平的提升也能在一定程度上促進共同富裕程度的提高。四是普惠金融主要通過提升城鄉(xiāng)共享程度、區(qū)域共享程度和總體富裕程度來促進共同富裕的實現(xiàn)。

（二）政策啟示

1.強化政策引導(dǎo)，加大普惠金融支持力度。本文實證結(jié)果表明普惠金融對共同富裕有正向作用，發(fā)展普惠金融能有效促進共同富裕。當前普惠金融發(fā)展要適應(yīng)國內(nèi)國外雙循環(huán)背景下不斷擴大內(nèi)需的新格局，從需求端出發(fā)，加大對實體經(jīng)濟的有效供給。一方面，完善普惠金融評價標準，建立健全相關(guān)制度，強化政策引導(dǎo)，鼓勵金融機構(gòu)加大對普惠領(lǐng)域貸款的支持力度；另一方面，加快構(gòu)建普惠金融發(fā)展新格局，鼓勵金融產(chǎn)品創(chuàng)新，通過發(fā)展互聯(lián)網(wǎng)金融、數(shù)字普惠金融等金融科技，滿足多樣化金融需求，為普惠金融發(fā)展注入新鮮血液。

2.加強合作交流，推動區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。鑒于普惠金融及共同富裕均存在空間溢出效應(yīng)，各地區(qū)間要相互交流，加強合作。一是各地區(qū)要結(jié)合自身發(fā)展特點，加大對薄弱環(huán)節(jié)的關(guān)注，補齊發(fā)展短板。二是各地區(qū)間加強交流合作，中心城市要發(fā)揮輻射作用，帶動鄰近地區(qū)共同發(fā)展，縮小區(qū)域差距，推動區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。

3.優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，推進城鎮(zhèn)化，縮小城鄉(xiāng)收入差距。一是加大對創(chuàng)業(yè)、創(chuàng)新的支持力度，推動新興產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化、高級化。二是創(chuàng)新推進新型城鎮(zhèn)化建設(shè)，提升縣城對鄉(xiāng)村的輻射帶動作用，加快形成以工促農(nóng)、以城帶鄉(xiāng)、城鄉(xiāng)協(xié)同發(fā)展的新格局。

4.優(yōu)化財政支出結(jié)構(gòu)，重點向“三農(nóng)”傾斜。一是加大對農(nóng)村特別是偏遠貧困地區(qū)的教育經(jīng)費統(tǒng)籌力度，優(yōu)化教育支出結(jié)構(gòu)，縮小城鄉(xiāng)教育水平差距，引導(dǎo)更多高學(xué)歷、高素質(zhì)人才向鄉(xiāng)村回流。二是大力支持鄉(xiāng)村振興，加強財政支持鄉(xiāng)村振興體制建設(shè)，財政投入重點向“三農(nóng)”傾斜，優(yōu)先保障農(nóng)村農(nóng)業(yè)發(fā)展。三是拓展涉農(nóng)信貸產(chǎn)品，提供滿足新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體和農(nóng)村產(chǎn)業(yè)新業(yè)態(tài)需求的金融服務(wù)。