周任远 张祥建
内容提要：在新发展阶段，让人民共享发展成果已成为高质量发展的内在要求。在移动互联网时代，数字普惠金融平台所提供的新型普惠金融服务对经济社会发展有着深刻影响。文章基于2011—2019年间省级面板数据，实证检验了数字普惠金融对共享发展的影响及其传导机制。研究发现，数字普惠金融的发展能够显著提升共享发展水平。进一步研究发现，数字普惠金融能够通过促进产业结构合理化、提升消费水平和优化消费结构来促进共享发展。在市场化水平较高的区域，这一促进作用更为明显。当采用空间面板模型检验时，数字普惠金融对共享发展的促进作用依然显著。本文的研究为进一步贯彻新发展理念，引导数字普惠金融平台健康发展，促进产业和消费双升级，实现高质量发展提供了经验证据和政策启示。
推动高质量发展，需要高质量的金融服务支持。在当前中国市场上，除了传统金融业务模式之外，还存在着另一种以数字普惠金融平台为主体，涵盖第三方支付、网络借贷、网络众筹、数字保险等多种新型金融业务的数字金融模式。由于传统金融部门在产品服务供给上相对不足，以及政府监管部门对新生普惠金融业态的包容和支持，以支付宝、微信支付、京东金融等为代表的数字普惠金融平台得以凭借大数据、云计算等金融科技手段开展获客和风险评估等业务，进而促进了普惠金融的发展。因而可以说，数字金融所展示的最大优势就是对普惠金融发展的支持。(1)黄益平、黄卓：《中国的数字金融发展：现状与未来》，《经济学(季刊)》2018年第4期。
在新发展理念中，共享发展直接体现了共同富裕的本质要求。在贯彻新发展理念的过程中，数字普惠金融能否凭借其核心业务优势，对实现共享发展目标起到积极的促进作用，是值得关注和探讨的问题。有鉴于此，本文以区域数字普惠金融发展指数为核心解释变量，探讨其对区域共享发展的影响效应，并在产业和消费双升级视角下检验其作用机制。
本文期待在以下方面作出边际贡献：首先，本文在已有文献的基础上，验证数字普惠金融的发展是否能提升区域共享发展水平，并检验在空间效应下二者的作用关系，有助于深化对数字普惠金融在高质量发展中所起作用的认识。第二，本文考察了产业和消费双升级在“数字普惠金融—共享发展水平”之间的中介效应，为在新发展格局下如何引导产业和消费升级提供了新的视角。第三，本文考察了在不同市场化水平下，数字普惠金融对共享发展的异质性影响，从而为如何设计更加科学的金融监管制度，推进更深层次的市场化改革提供了经验支持。
(一)数字普惠金融对共享发展的促进作用
金融普惠是数字普惠金融的核心属性。在移动互联网时代，通过为社会广大群体提供普惠型的金融产品和服务，数字普惠金融有助于推动各阶层共享的包容性增长。特别地，对那些通常被传统金融机构排斥在外的群体，如低收入者、未参加工作的年轻人、农村居民等，数字普惠金融平台可以通过大数据征信技术等金融科技手段，有针对性地提供信用消费、网络借贷和众筹等数字化金融服务。(2)腾磊、马德功：《数字金融能够促进高质量发展吗？》，《统计研究》2020年第11期。现有研究还表明，数字普惠金融的发展，提升了金融服务的可得性，有助于提升经济不发达地区的家庭收入，缩小区域和城乡差距。例如，数字普惠金融能够通过促进借贷便利化来降低创新创业者的借贷约束，从而对广大农村地区的家庭创业有显著促进作用，而家庭创业活跃度的提升则为提高农村居民收入水平提供了条件。(3)张勋、万广华、张佳佳、何宗樾：《数字经济、普惠金融与包容性增长》，《经济研究》2019年第8期。通过以上分析，可以发现数字普惠金融的发展契合了新发展理念中共享发展的要求，因而本文提出研究假设1：
研究假设1：数字普惠金融能够促进共享发展。
(二)产业升级的中介效应
数字普惠金融的发展能够有效引导和推动社会金融资源的合理高效配置，推动培育产业发展新动能，促进产业结构优化升级。一方面，数字普惠金融能够利用大数据、云计算等金融科技平台的优势，提升金融服务的覆盖广度。以数字普惠金融平台为代表的新型金融服务机构降低了金融部门的服务门槛和服务成本，能够有效缓解企业的资本约束，提升企业的资本积累水平。随着数字普惠金融的不断发展，众多企业的资本需求能够得到精准匹配和满足，使得产业的融资效率不断提升，并进而为整体产业的升级提供了保障。(4)Aghion，P.，Howitt，P. and Mayer-Foulkes，D.，The Effect of Financial Development on Convergence: Theory and Evidence，The Quarterly Journal of Economics，2005，120(1)，pp.173-222；
杜金岷、韦施威、吴文洋：《数字普惠金融促进了产业结构优化吗？》，《经济社会体制比较》2020年第11期。另一方面，中国产业升级的关键在于企业形成创新能力，加快实现技术创新。(5)徐康宁、冯伟：《基于本土市场规模的内生化产业升级：技术创新的第三条道路》，《中国工业经济》2010年第11期。企业的技术创新离不开金融系统的支持。在过去依靠要素投入型的粗放式增长阶段，传统金融系统尚能够维持对实体经济的支撑作用。然而在进入新发展阶段后，传统金融系统则变得越来越不适合支持创新和产业升级。(6)黄益平：《理解金融供给侧结构性改革》，《政治经济学评论》2020年第1期。由于传统金融部门偏好根据资产规模和盈利能力来选择企业客户，使得具有创新潜力的成长期企业很难获得金融授信，从而抑制了这些企业技术创新的潜力。(7)唐松、伍旭川、祝佳：《数字金融与企业技术创新——结构特征、机制识别与金融监管下的效应差异》，《管理世界》2020年第5期。而数字普惠金融平台能够凭借金融科技手段，在信息获取和风险识别上获得传统金融机构无法企及的优势，(8)张勋、万广华、张佳佳、何宗樾：《数字经济、普惠金融与包容性增长》，《经济研究》2019年第8期。能够有效降低资金供求双方的信息不对称，缓解企业融资约束，从而精准地对企业(特别是处于成长期的中小企业)创新活动提供资金支持，(9)万佳彧、周勤、肖义：《数字金融、融资约束与企业创新》，《经济评论》2020年第1期。不断提升企业在产业链中的位置，进而实现产业转型和升级。
参考已有文献的界定，(10)干春晖、郑若谷、余典范：《中国产业结构变迁对经济增长和波动的影响》，《经济研究》2011年第5期；
林春艳、孔凡超：《技术创新、模仿创新及技术引进与产业结构转型升级——基于动态空间Durbin模型的研究》，《宏观经济研究》2016年第5期；
杜金岷、韦施威、吴文洋：《数字普惠金融促进了产业结构优化吗？》；
周国富、陈菡彬：《产业结构升级对城乡收入差距的门槛效应分析》，《统计研究》2021年第3期。本文分别从产业结构合理化和产业结构高级化两个维度来探讨产业升级的中介效应。产业结构合理化指的是产业间要素投入结构和产出结构耦合程度，既反映了产业间的协调程度，也反映了经济资源在各产业的有效利用程度。由于数字普惠金融能够提升金融资源配置效率，可以精准支持产业内的高效优质企业，避免金融资源流向经营效率低下、缺乏发展潜力的企业，从而有助于使产业间各要素的流动处在合理水平，对各产业的协调发展存在助推作用。因而本文认为，数字普惠金融的发展能够提升产业结构合理化水平。产业结构高级化指的是产业结构的演进程度，同时也反映了经济结构的服务化倾向，文献中常用第三产业增加值与第二产业增加值之比来衡量。谢绚丽等研究发现，数字普惠金融的发展能够显著提高区域的创业活跃度。(11)谢绚丽、沈艳、张皓星、郭峰：《数字金融能促进创业吗？——来自中国的证据》，《经济学(季刊)》2018年第7期。相对于大中型企业，小微企业创业更能够显著地获得数字普惠金融的支持作用。而广大小微企业正是促进第三产业发展的重要力量。此外，数字普惠金融平台作为数字经济时代的新型金融服务机构，其自身发展就能促进金融服务产业和信息科技产业的融合，并能倒逼传统金融部门提升经营效率和业务水平，进而促进金融产业自身要素禀赋结构的升级，也能带动信息技术、金融基础设施等相关产业的升级。(12)侯层、李北伟：《金融科技是否提高了全要素生产率——来自北京大学数字普惠金融指数的经验证据》，《财经科学》2020年第12期。因而本文认为，数字普惠金融的发展能够提升产业结构高级化水平。
产业结构合理化与产业结构高级化都有可能促进共享发展。首先，产业结构越趋向于合理化，表明劳动力在各产业间的流动越自由，从而促使各产业劳动力市场的供需关系趋于平衡，各产业部门的收入分配差距会趋于缩小，即产业结构合理化会有利于缩小社会收入分配不平等，(13)吴万宗、刘玉博、徐琳：《产业结构变迁与收入不平等——来自中国的微观证据》，《管理世界》2018年第2期。进而提升共享发展水平。第二，产业结构越趋向于高级化，表明经济的服务化比重不断提升，能够吸纳的就业岗位也不断增加，从而有助于缓解结构性失业问题。此外，在产业结构趋向于高级化的过程中，产品结构也会逐渐由以初级产品占优势向中间产品和最终产品占优势的方向演进，(14)高远东、张卫国、阳琴：《中国产业结构高级化的影响因素研究》，《经济地理》2015年第6期。这既有利于提升产业的整体利润率，也有利于满足市场对高质量产品的需求，并最终有助于促进共享发展。
根据以上分析，本文提出研究假设2：
研究假设2a：数字普惠金融可以通过促进产业结构合理化发展对共享发展产生正向影响作用。
研究假设2b:数字普惠金融可以通过促进产业结构高级化发展对共享发展产生正向影响作用。
(三)消费升级的中介作用
数字普惠金融可以通过提供支付便利性提升居民消费水平。目前，以支付宝和微信支付等为代表的移动支付手段，已经被广泛地应用于各种线上线下支付场景，其普及程度不断提升。据中国支付清算协会2020年的统计，在移动支付用户中，每天都使用手机进行支付的用户占比达到74%，超过95%的移动支付用户经常使用二维码支付。相比于现金和银行卡等传统支付手段，移动支付具有缩短购物时间、降低购物成本等优势，因而使得支付变得更加方便。可以想见，在移动互联网时代，数字普惠金融的发展提升了支付的便利性，进而能够促进居民消费水平的提升。张勋等通过理论分析和实证检验，也证明了数字普惠金融能够通过缩短居民购物时间来促进居民的总体消费。(15)张勋、杨桐、汪晨、万广华：《数字金融发展与居民消费增长：理论与中国实践》，《管理世界》2020年第11期。
数字普惠金融平台提供的在线消费信贷产品(如支付宝的花呗、借呗，微信的微粒贷等)，利用大数据金融和云计算等金融科技技术，基本实现了无抵押、无担保和快速到账等产品特性。这些平台还可以根据消费者的行为特征和购物习惯提供有针对性的产品服务，从而能够有效激发消费需求。相对于传统金融信贷产品，这类数字金融信贷产品缩短了信贷审批的业务流程，降低了居民信贷消费的准入门槛，缓解了居民消费的流动性约束，进而可能促进居民消费水平的提高。(16)易行健、周利：《数字普惠金融发展是否显著影响了居民消费——来自中国家庭的微观证据》，《金融研究》2018年第11期。
数字普惠金融平台还会为居民带来财富和收入效应。(17)邢天才、张夕：《互联网消费金融对城镇居民消费升级与消费倾向变动的影响》，《当代经济研究》2019年第5期。首先，数字普惠金融的发展使得金融服务的覆盖广度不断增加，使得第三方支付随之成为居民重要的融资理财通道。(18)郭峰、王靖一、王芳、孔涛、张勋、程志云：《测度中国数字普惠金融发展:指数编制与空间特征》，《经济学(季刊)》2020年第4期。其次，随着数字普惠金融使用深度的发展，其提供的服务类型已经从最初的第三方支付拓展到货币基金、保险、投资和信用服务等内容。这些数字金融服务有助于提升居民的财产性收入水平和经济安全水平。(19)杨伟明、粟麟、孙瑞立、袁伟鹏：《数字金融是否促进了消费升级？——基于面板数据的证据》，《国际金融研究》2021年第4期。财富和收入效应的增加使得广大居民有条件提升总体消费水平。
数字普惠金融还能起到优化消费内容、促进消费结构升级的作用。一方面，消费者通过数字普惠金融缓解了流动性约束，因而可以实现消费的跨期平滑。这有助于消费者特别是中低收入的消费者，在满足了基本的生活必需品(食品、衣着等)消费需求后，还有条件进行更多的高层次享受型商品的消费。(20)易行健、周利：《数字普惠金融发展是否显著影响了居民消费——来自中国家庭的微观证据》，《金融研究》2018年第11期。另一方面，数字普惠金融与移动互联网相结合，使消费者能够接触到丰富的商品种类，促进了众多服务领域的消费升级。(21)杜丹清：《互联网助推消费升级的动力机制研究》，《经济学家》2017年第3期；
黄凯南、郝祥如：《数字金融是否促进了居民消费升级？》，《山东社会科学》2021年第1期。例如，消费者可以使用移动支付和手机APP，享受到便利的“网约车”、“专车”出行服务，可以通过充值视频和音频分享平台会员，享受到更多的文教娱乐服务，等等。
消费升级也有助于促进共享发展。2020年中央经济工作会议提出：“坚持扩大内需这个战略基点。形成强大国内市场是构建新发展格局的重要支撑。”无论是总体消费水平的提升，还是消费内容的优化，都有助于持续释放我国居民巨大的消费需求，推动形成强大国内市场。随着消费水平的不断增长和消费结构的持续优化，我国具有的超大规模市场优势也将逐渐彰显，这会有助于畅通国内大循环，增加市场就业机会，缩小收入分配差距。此外，在消费升级的过程中，市场产生了对众多新产品、新服务的需求，这也为供给侧结构性改革的持续深入创造了条件，在统一有序的市场体系下，生产结构会逐渐与消费结构相契合，消费品的质量会得到持续提升，从而使广大消费者更多地享受到发展带来的获得感，生活水平也将随之相应提升。特别地，消费升级还有助于推动市场下沉，使得众多电商平台企业争相布局二、三线城市市场和乡村市场，这不仅促进了这些地区网购和物流基础设施的改善，也缩小了城乡之间的消费差距，体现了让全体人民共享发展成果的理念。
根据以上分析，本文提出研究假设3：
研究假设3a：数字普惠金融可以通过促进消费水平升级对共享发展产生正向影响作用。
研究假设3b:数字普惠金融可以通过促进消费结构升级对共享发展产生正向影响作用。
(一)模型构建
基于以上研究假设，为考察数字普惠金融是否对共享发展有促进作用，本文首先建立如式(1)所示的基准回归模型：
Sdii,t=α0+α1Difi,t-1+αcCvi,t-1+μi+λt+εi,t
(1)
在式(1)中，Sdi表示被解释变量，即区域共享发展水平；
Dif表示核心解释变量，即衡量数字普惠金融发展状况的区域数字普惠金融发展指数；
Cv代表一系列控制变量。下标i和t分别表示省份和年度，考虑到影响作用的滞后性，本文对核心解释变量和控制变量均做了滞后一期处理。μ和λ分别表示省份个体固定效应和时间效应，ε为随机误差项。
在式(1)的基础上，为进一步讨论数字普惠金融对区域共享发展水平的作用机制，本文分别考察产业升级和消费升级是否能作为二者之间的中介变量，设计中介效应检验模型如式(2)和式(3)所示：
Mi,t-1=β0+β1Difi,t-1+β2Cvi,t-1+μi+λt+εi,t
(2)
Sdii,t=γ0+γ1Difi,t-1+γ2Mi,t-1+γ3Cvi,t-1+μi+λt+εi,t
(3)
式(2)和式(3)中的M为拟检验的中介变量，本文选取产业结构合理化、产业结构高级化作为代表产业结构升级的变量，选取消费水平升级、消费结构升级作为代表消费升级的变量。参考已有文献中的方法，(22)Baron，R.M.，Kenny，D.A.，The Moderator-mediator Variable Distinction in Social Psychological Research: Conceptual,Strategic,and Statistical Considerations,Journal of Personality and Social Psychology,1986，51(6)，pp.1173-1182；
温忠麟、叶宝娟：《中介效应分析：方法和模型发展》，《心理科学进展》2014年第5期。中介效应的检验遵循如下步骤：在式(1)中，如果数字普惠金融指数对区域共享发展水平存在促进效应，即如果回归系数α1的显著性能够通过检验，则依次检验式(2)和式(3)中的回归系数β1和γ2，如果二者都显著，则表明存在间接效应。接下来观察式(3)中的回归系数γ1是否显著，如其不显著，表明存在完全中介效应；
如其显著，则存在部分中介效应，同时也表明数字普惠金融对共享发展存在显著的直接效应。
(二)变量说明与数据来源
1.被解释变量
本文以区域共享发展水平为被解释变量。作为高质量发展的重要组成部分，共享发展也必然包含多重特征属性，需要构建多维度评价体系进行测算。中共中央党校(国家行政学院)高质量发展研究课题组根据习近平对共享发展理念的理论阐述，以共享发展的四个基本内涵即全民共享、全面共享、共建共享和渐进共享作为二级指标，并在二级指标下有针对性地构建了26个三级指标，且通过标准化方法和主客观赋权法最终计算合成了包含31个省、自治区和直辖市的共享发展指数，时间跨度为2000—2019年。具体指标构建方法和数据发布在《中国经济高质量发展报告(2020)》中，(23)韩保江：《中国经济高质量发展报告(2020)》，北京：社会科学文献出版社，2020年，第2—8页。本文选用的区域共享发展水平数据即来源于该报告，时间跨度为2012—2019年。
2.核心解释变量
本文的核心解释变量，即省级数字普惠金融发展指数的数据来源于北京大学数字金融研究中心编制的《北京大学数字普惠金融指数(第3期，2011—2020)》，(24)资料来源：https://idf.pku.edu.cn/zsbz/index.htm。该套指数从数字金融覆盖广度、使用深度和普惠金融数字化程度3个维度，采用层次分析法构建了包含33个具体指标的数字普惠金融指标体系，能够较为准确地刻画各地区数字普惠金融的发展水平，因而具有较高的权威性和认可度。
3.产业升级
如前所述，本文以产业结构合理化和产业结构高级化两个指标来度量产业升级水平。在产业结构合理化指标的计算上，林春燕等对以往文献中采用结构偏离度测算和对数化处理的方法做了改进，将各产业比重作为重要程度纳入到计算公式中，从而避免了对数正负相抵的情形。(25)林春艳、孔凡超：《技术创新、模仿创新及技术引进与产业结构转型升级——基于动态空间Durbin模型的研究》。本文参照其计算方法，对产业结构合理化的计算公式如式(4)所示。在第五部分的稳健性检验中，本文还将采取文献中常用的经对数化处理的泰尔指数形式来计算产业结构合理化指标。
(4)
式(4)中，Li和Yi分别表示三次产业中第i产业的从业人数和地区生产总值，则Yi/Li、Yi/Y和Li/L反映的是第i产业的部门生产率水平、产出结构和就业结构。当IR逐渐减小时，表明从业人员在三次产业间的配置与产出结构趋向耦合，产业结构趋向合理化，这时区域经济发展也趋向均衡化。
在产业结构高级化的测算上，本文依据干春晖等的界定，(26)干春晖、郑若谷、余典范：《中国产业结构变迁对经济增长和波动的影响》。通过计算区域第三产业增加值与第二产业增加值之比获得其数值。当该指标趋于上升时，表明区域经济在朝服务化方向发展，产业结构处于不断升级的趋势中。
4.消费升级
本文分别从消费水平升级和消费结构升级两个维度考察消费升级在数字普惠金融与共享发展之间的中介效应，其中消费水平升级反映的是居民消费总体水平的提升，其指标以各省每年的居民人均消费支出表示，消费结构升级反映的是消费内容的优化，(27)杨伟明、粟麟、孙瑞立、袁伟鹏：《数字金融是否促进了消费升级？——基于面板数据的证据》。反映的是食品、服装等生活必需品在消费支出中的比重不断下降，其他高层次商品的消费比重不断上升的过程。黄凯南和郝祥如通过对2011—2018年间省级面板数据的测算，将支出弹性小于1的食品、衣着、家庭设备与日用品以及医疗保健四大类商品作为生活必需品。(28)黄凯南、郝祥如：《数字金融是否促进了居民消费升级？》。本文借鉴这一划分思路，以生活必需品支出与总消费支出的比重来衡量消费结构升级水平，当该指标趋向于下降时，表明消费结构正朝向高级化方向升级。
5.控制变量
为控制其他可能对区域共享发展产生影响的因素，参照现有文献中对数字金融与高质量发展的相关研究，(29)赵涛、张智、梁上坤：《数字经济、创业活跃度与高质量发展》，《管理世界》 2020年第10期；
腾磊、马德功：《数字金融能够促进高质量发展吗？》。本文设定如下控制变量：金融发展水平，用以控制传统金融发展对共享发展的影响，采用金融机构存贷款与地区生产总值之比表示。固定资产投资，用以控制地区对资本的吸引能力和实体经济发展潜力。城镇化水平，用各地区城镇总人口数与常住人口数之比表示。经济发展水平，以地区人均国内生产总值来表示，用以控制区域经济发展水平对共享发展可能存在的影响。区域人力资本水平，用以控制区域经济社会发展的创新潜力，中央财经大学中国人力资本与劳动经济研究中心将微观调查数据、省级层面数据和Mincer方程相结合，改进了Jorgenson-Fraumeni收入计算法，动态估算出了1985—2018年间中国省级层面的人力资本指数。与传统的基于教育程度的度量获得的数据相比，这套人力资本指数更能全面综合反映中国人力资本的状况，故本文选择其作为数据来源。(30)资料来源：http://humancapital.cufe.edu.cn/rlzbzsxm.htm。区域创新能力，用以控制区域科技创新对共享发展的影响，本文采用中国科技发展战略小组和中国科学院大学中国创新创业管理研究中心测算的中国省级区域创新能力指数作为该变量的数据来源。该指数构建了5个一级指标、20个二级指标、40个三级指标组成了区域创新能力评价体系，能够综合反映各省级行政区的创新能力。
(三)数据来源与描述性统计
本文测算产业升级、消费升级、城镇化水平和经济发展水平所使用的数据来源于2012—2020年的《中国统计年鉴》、各省份的统计年鉴以及《中国住户调查年鉴》，部分缺失数据采用插值法补足。其中，2011和2012年的居民消费结构数值根据相应年份的《中国住户调查年鉴》中城镇、农村各类商品消费支出并以《中国统计年鉴》中相应年份的农村、城镇居民最终消费支出的比重为权重估算得出。测算金融发展水平的数据来源于EPS(Easy Professional Superior)数据平台。固定资产投资数据来源于两个部分，2011—2017年的数据来源于《中国固定资产投资统计年鉴》，2018年的数据根据《中国投资领域统计年鉴-2019》中的“各地区按领域分固定资产投资(不含农户)比上年增长”中的数值估算得出。区域人力资本水平的数据来源于中央财经大学中国人力资本与劳动经济研究中心发布的《中国人力资本指数报告(2020)》。区域创新能力的数据来源于中国科技发展战略小组和中国科学院大学中国创新创业管理研究中心发布的2014—2020年的《中国区域创新能力评价报告》，(31)中国科技发展战略研究小组、中国科学院大学中国创新创业管理研究中心：《中国区域创新能力评价报告(2020)》，北京：科学技术文献出版社，2020年，第51—154页。由于数据滞后因素，该报告对应的区域创新能力指数样本期为2011—2018年。
在实际回归中，本文对共享发展水平、数字普惠金融发展指数、居民消费支出水平、经济发展水平和人力资本水平的数值做了取对数处理，各变量的描述性统计结果如表1所示。
表1 变量描述性统计
(一)基准回归结果
根据式(1)—(3)的模型设定，核心解释变量、中介变量和控制变量的数据均作了滞后一期处理，故最终进入模型回归的观测数据为248个。表2报告了数字普惠金融对区域共享发展水平影响关系的基准回归结果。在(1)列中，仅控制了省份和年份，报告的是双向固定效应估计结果。结果显示，数字普惠金融对区域共享发展水平的回归系数为正，且在1%的置信水平下通过了显著性检验，表明数字普惠金融的发展能够正向影响区域共享发展水平。在纳入系列控制变量后，上述结论依然不变，这说明，在数字普惠金融不断发展的过程中，区域共享发展水平也在不断得到提升，本文的研究假设1得到验证。
表2中(2)列还报告了各控制变量的回归结果，其中金融发展水平能够促进区域共享发展水平的提升，说明促进共享发展离不开传统金融机构和资本市场的支持。城镇化水平对区域共享发展水平也存在显著的促进作用，表明随着城镇化进程的推进和城镇化率的提高，各地区的共享发展水平也得到相应提升。各地区经济发展水平对共享发展也有显著促进作用，表明践行以人民为中心的发展理念，需以经济发展为前提。此外，固定资产投资、区域人力资本和创新水平的回归系数均不显著，表明目前这三者与区域共享发展水平之间还缺乏直接的影响机制。
表2 数字普惠金融对区域共享发展水平的影响：基准回归结果
(二)中介效应的检验结果
表3的Panel A报告了对应式(2)所示模型的检验结果。从中可以看到，核心解释变量数字普惠金融指数对产业结构合理化、消费结构升级的系数显著为负，对消费水平升级的系数显著为正，对产业结构高级化的回归系数则不显著。Panel B报告了对应式(3)所示模型的检验结果，其中产业结构合理化、消费水平升级和消费结构升级对区域共享发展均有显著的促进作用，同时数字普惠金融指数的系数也均显著。综合来看，产业升级和消费升级在数字普惠金融发展与区域共享发展之间起到了中介传导作用，其中产业升级的中介传导机制是通过产业结构合理化实现的，即研究假设2a得到了验证；
消费升级的中介传导机制则是通过消费水平和消费结构的升级实现的，即研究假设3a和3b得到了验证。需要说明的是，在本文的实证检验中，没有发现数字普惠金融能够促进产业结构高级化发展的证据，这可能是因为，相对于服务业，数字普惠金融平台可能更加能促进制造业的发展。唐松等研究发现，尽管数字普惠金融对非制造业企业和制造业企业都存在创新驱动效应，但其对制造业企业的创新促进作用更大，(32)唐松、伍旭川、祝佳：《数字金融与企业技术创新——结构特征、机制识别与金融监管下的效应差异》。这一结论也与本文的检验结果相互印证。
表3 中介效应机制回归结果
本文采用《北京大学数字普惠金融指数(第3期，2011—2020)》(33)资料来源：https://idf.pku.edu.cn/zsbz/index.htm。中的相关数据探讨数字普惠金融对我国区域共享发展水平的影响，在实证分析中，可能会遇到由于遗漏变量、度量误差和双向因果关系等因素导致的内生性问题，从而使得系数估计值出现有偏、不一致的情况。因此，本文分别作了如下处理。
首先，在控制变量选取上，本文参考已有文献并结合实际研究主题，尽可能控制了影响区域共享发展水平的相关因素，以减轻遗漏变量的影响。第二，本文模型设定中的被解释变量和核心解释变量，分别选取的是中共中央党校(国家行政学院)高质量发展课题组编制的区域共享发展指数和北京大学数字金融研究中心编制的数字普惠金融指数，这两组指数都对相关变量进行了无量纲标准化处理，并在采用德尔菲法和熵值法等主客观赋权相结合的方法后进行了指标合成，因而使得本文的被解释变量与核心解释变量具有一定的权威性，此外，模型中的控制变量数据也来源于国家统计局网站和各省的统计年鉴等公开权威渠道，从而使得本文的计量模型回归能够较好地减轻测量误差的影响。第三，在实际回归中，本文对核心解释变量数字普惠金融指数及控制变量都作了滞后一期处理，以期减轻双向因果关系对回归结果产生的影响。
(一)更换中介变量计算方法
为检验中介效应模型的稳健性，本文更换了产业和消费结构升级变量的计算方法。笔者根据周国富等使用的方法，(34)周国富、陈菡彬：《产业结构升级对城乡收入差距的门槛效应分析》。采用ERit代替IRit作为产业结构合理化的指标，计算方法如式(5)所示。
(5)
式(5)中的下标含义与式(4)相同，yijt表示i省份第t年j产业的增加值，Yit表示i省份第t年三个产业的总增加值，nijt表示i省份第t年j产业的从业人员数，Nit为i省份第t年三个产业总的从业人员数，ERit越低，表明从业人员在三次产业间的配置越合理，其与三次产业的产出比例耦合度越高，进而说明产业结构越趋向合理。
在消费结构升级指标的替换上，本文将食品和衣着两项支出作为生活必需品支出，计算得到变量(Constructureit)。Constructureit表示i省份第t年食品、衣着两项支出占该省人均可支配收入的比例，其值越低，表明消费结构越趋向高级化。
更换产业和消费结构升级变量后的回归结果报告在表4中，从表4中(1)、(3)列可以看出，数字普惠金融指数对产业结构合理化以及消费结构高级化依然存在显著的正向影响作用，表4中(2)、(4)列也表明数字普惠金融能够通过促进产业结构合理化和消费结构高级化提升区域共享发展水平，从而支持了本文之前中介效应模型回归的结论。
表4 中介效应机制回归结果：替换中介变量指标后
(二)工具变量法
为进一步减轻内生性问题造成的影响，本文参照已有文献的处理方法，(35)谢绚丽、沈艳、张皓星、郭峰：《数字金融能促进创业吗？——来自中国的证据》；
黄凯南、郝祥如：《数字金融是否促进了居民消费升级？》。选择各个区域的互联网普及率作为数字普惠金融指数的工具变量进行两阶段最小二乘法(2SLS)估计。具体而言，本文选择的是2009—2016年间的省级互联网普及率历史数据，数据来源为EPS(Easy Professional Superior)数据平台。首先，互联网是数字金融发展所依托的基础设施，两者之间存在着相关性；
其次，相对于2011—2018年的数字普惠金融指数，本文选取的是滞后两期的互联网普及率数据，在选择了相应的控制变量后，滞后期的互联网普及率并不能直接影响区域共享水平。
本文首先运用工具变量法对数字普惠金融与共享发展水平之间的关系进行检验，结果如表5所示。表5中第(1)列报告了在不考虑控制变量的情形下第一阶段的回归结果，可以看到工具变量互联网普及率对数字普惠金融存在显著的正向影响作用，第(3)列显示在加入控制变量后，这一影响作用依然显著，符合本文选取工具变量的理论预期。在第(3)列的报告中，Kleibergen-Paap rk Wald F 统计量大于10，根据Stock-Yogo弱识别检验判定值，可以在接受真实显著性水平低于15%的情形下，拒绝弱工具变量的原假设。表5中第(2)列和第(4)列分别报告了不考虑控制变量和加入控制变量情形下第二阶段的回归结果，可以发现数字普惠金融指数对共享发展水平有显著促进作用。此外，为进一步检验工具变量估计结果的稳健性，本文依据Andrews等提出的方法，(36)Andrews，I.，Armstrong，T.B.，Unbiased Instrumental Variables Estimation under Known First-stage sign,Quantitative Economics，2017，8(2)，pp.479-503.采用aaniv方法通过构建有限样本下的无偏估计量进行估计，结果如表5中第(5)列所示，可以发现在考虑了有限样本的条件下，数字普惠金融指数的估计系数与第(4)列中的系数一致，且其对共享发展水平的正向影响作用依然是显著的。
在缓解了基准回归模型中的内生性问题后，考虑到数字普惠金融指数对产业和消费升级的影响作用，模型中也可能存在内生性问题，因而本文还使用工具变量法对上述关系进行了检验，结果如表6所示。表6中(1)、(2)和(3)列分别报告了2SLS中第二阶段中，数字普惠金融指数对产业结构合理化、消费水平升级和消费结构升级的影响系数，可以看到系数的符号和显著性水平是符合预期的。表6中(4)、(5)和(6)列分别报告了采用aaniv法得到的有限样本下无偏估计量的估计结果，可以看到其得到的系数估计值与使用2SLS法的结果非常接近。从而表明了在中介效应模型中，数字普惠金融指数对产业结构合理化、消费水平升级和消费结构升级的影响作用是稳健的。
表5 工具变量法：数字普惠金融与共享发展水平
表6 工具变量法：数字普惠金融指数与产业/消费升级
在基准回归模型和中介效应模型中，本文讨论的都是数字普惠金融与区域共享发展水平之间的线性效应机制。而在现实中，数字普惠金融作用的发挥可能与所处区域的市场经济环境密切相关。在好的市场经济环境下，数字普惠金融能在适当容错和有效监管相结合的土壤中健康成长，从而能够为实体经济的高质量发展提供可持续的资金支持，进而能够促进区域共享发展水平的提升。而在较差的市场经济环境下，数字普惠金融的发展可能受到诚信缺失、监管缺位、制度僵化、容错机制难以有效落实等因素的影响，导致其无法为经济和社会发展高效配置资金，进而影响所处区域共享发展水平的提升。(37)聂秀华、江萍、郑晓佳、吴青：《数字金融与区域技术创新水平研究》，《金融研究》2021年第3期。以上分析表明，数字普惠金融对区域共享发展水平的影响作用可能是非线性的，即在好的市场经济环境下，数字普惠金融的发展对区域共享发展水平的促进作用更强。因此，本文以数字普惠金融指数为制度依赖变量，选取市场化水平为门槛变量，构建如式(6)、式(7)和式(8)所示的面板门槛效应模型，对数字普惠金融与区域共享发展之间可能存在的非线性效应进行检验。
Sdii,t=δ0+δ1Difi,t-1×I(Marketi,t-1≤θ0)+δ2Difi,t-1×I(Marketi,t-1>θ0)+δcCvi,t-1+μi+λt+εi,t
(6)
Mi,t-1=φ0+φ1Difi,t-1×I(Marketi,t-1≤θ1)+φ2Difi,t-1×I(Marketi,t-1>θ1)+φcCvi,t-1+μi+λt+εi,t
(7)
Sdii,t=κ0+κ1Difi,t-1×I(Marketi,t-1≤θ2)+κ2Difi,t-1×I(Marketi,t-1>θ2+κmMi,t-1+κcCvi,t-1+μi+λt+εi,t
(8)
式(6)中，市场化水平Market代表门槛变量，I(·)为指示函数，θ为未知门槛，其余变量设定同式(1)。模型中δ1和δ2分别表示MarketIi,t-1≤θ和MarketIi,t-1>θ时数字普惠金融对共享发展水平的影响系数。需要说明的是，式(6)表示的是单一门槛效应模型，在实际检验中，本文还考察了多重门槛效应模型。式(7)和式(8)是针对式(2)和式(3)构建的面板门槛模型，M表示进入模型的中介变量，即产业结构合理化、消费水平升级和消费结构升级，其余变量和系数设定同式(1)。
参照余文涛等的做法，(38)余文涛、吴士炜：《互联网平台经济与正在缓解的市场扭曲》，《财贸经济》2020年第5期。本文以王小鲁等编制的《中国分省份市场化指数报告(2018)》中的市场化指数数据来衡量各省份的市场化水平Market，(39)王小鲁、樊纲、胡李鹏：《中国分省份市场化指数报告(2018)》，北京：社会科学文献出版社，2019年，第216页。并采用已有文献的处理方法，以各省市场化指数历年平均增长率为预测依据，将数据补全至2018年。(40)俞红海、徐龙炳、陈百助：《终极控股股东控制权与自由现金流过度投资》，《经济研究》2010年第8期；
马连福、王丽丽、张琦：《混合所有制的优序选择：市场的逻辑》，《中国工业经济》2015年第7期。
面板门槛模型的运行结果报告在表7中，表7的Panel A部分报告了单一门槛自助抽样检验结果，在反复自助抽样1000次的情形下，式(6)、式(7)(以消费结构为被解释变量 ) 和式(8)(在式(8)的基础上，解释变量中分别加入产业结构合理化、消费水平和消费结构)中，单一门槛效应均显著。而在以产业结构合理化和消费水平升级为被解释变量的式(7)自助抽样检验中，单一门槛效应则不显著。此外，本文还进行了双重门槛自助抽样检验，但以上模型均未能通过双重门槛检验。故以下本文只对单一门槛效应回归结果进行分析。
表7中Panel B部分报告了门槛效应的回归结果，(1)列显示，当市场化水平低于门槛值4.52时，数字普惠金融指数对区域共享发展水平的影响系数为0.085，且影响作用在1%的水平上显著，而当市场化水平大于门槛值4.52时，其影响系数增大至0.091，且影响作用依然在1%的水平上显著。这一结果表明，数字普惠金融指数对区域共享发展水平的作用依赖于市场化水平，表现出非线性效应。当市场化水平大于特定门槛值时，数字普惠金融指数能够对区域共享水平发挥更强的促进作用。表7中(2)列显示，在数字普惠金融指数对消费结构升级的影响作用中也存在门槛效应，当市场化水平大于门槛值5.46时，数字普惠金融指数更加能够促进消费结构的升级。表7中(3)列、(4)列是针对前文中介效应检验的第3步进行的面板门限模型的检验，可以发现数字普惠金融指数对区域共享发展水平依然存在显著的门槛效应，同时，产业结构合理化、消费结构升级和消费水平升级对区域共享发展水平也存在着显著的促进作用。以上结果表明，在以产业结构合理化和消费水平升级为中介变量的模型中，数字普惠金融指数对区域共享水平存在直接的门槛效应作用机制。而在以消费结构升级为中介变量的模型中，数字普惠金融指数的门槛影响效应则可以分为间接效应和直接效应两部分，间接效应是指数字普惠金融指数对消费结构的提升存在着门槛影响效应，直接效应则是指依存于市场化水平的大小，数字普惠金融指数对区域共享发展水平存在着直接的门槛影响效应。
表7 面板门槛模型检验结果
与传统金融服务机构相比，数字普惠金融平台对经济社会的影响可能会突破区域上的局限，产生空间效应。一方面，在数字经济时代，各区域间的联系更加紧密，经济活动关联的广度和深度不断增强，而数字普惠金融平台能够依托于移动互联网，较好发挥触达性和地理穿透性的优势，从而促进资金的跨时空优化配置，在提升本地区经济增长和社会发展水平的同时，也会对周边地区的投资、消费和产业发展产生积极影响。另一方面，数字普惠金融发展所推动的经济活动，对地理空间依然表现出较强的依赖性，郭峰等通过计算Moran指数发现，中国的数字普惠金融发展呈现出很强的空间集聚性特征，在东部沿海数字普惠金融发展水平较高的区域，其周边区域的数字普惠金融发展水平也较高，而在中西部地区，则观察到相反的情形，即所观察的区域与周边区域的数字普惠金融发展水平都较低。(41)郭峰、王靖一、王芳、孔涛、张勋、程志云：《测度中国数字普惠金融发展:指数编制与空间特征》。基于以上分析，本文进一步构建如式(9)所示空间面板回归模型，以讨论在引入空间效应的情形下数字普惠金融对区域共享发展水平的影响作用机制：
Sdii,t=α0+ρWSdii,t+φ1WDifi,t-1+α1Difi,t-1+φcWCvi,t-1+αcCvi,t-1+μi+λt+εi,t
(9)
式(9)中，ρWSdii,t代表空间滞后项，ρ为空间自回归系数，W表示各区域空间依赖关系的空间权重矩阵，其余变量设定同式(1)。φ1和φc分别是数字普惠金融、系列控制变量空间交互项的回归系数。式(9)被称为空间杜宾模型(Spatial Durbin Model，SDM)，由于该模型既考察了被解释变量本身的空间相关性，也考察了解释变量和误差项之间的空间相关性，具有一般性，因而在文献中常被用来作为空间计量模型的标准起点。(42)Elhorst J.P.,Matlab Software for Spatial Panels,International Regional Science Review,2014，37(3)，pp.389-405；
田相辉、张秀生：《空间外部性的识别问题》，《统计研究》2013年第9期。在实际估计时，本文还将进行空间模型设定检验，考察式(9)是否可以在相应的系数条件下转化为空间滞后模型(Spatial Lag Model，SLM)或空间误差模型(Spatial Error Model，SEM)。考虑到各区域数字普惠金融的发展既可能存在地理空间上的相互依赖关系，又可能具有经济距离上的空间相关性，单纯采用地理距离或经济距离构造空间权重矩阵会存在一定的局限性。因而本文借鉴邵帅等的方法，(43)邵帅、李欣、曹建华、杨莉莉：《中国雾霾污染治理的经济政策选择——基于空间溢出效应的视角》，《经济研究》2016年第9期。构造地理经济距离空间权重矩阵以求综合反映数字普惠金融发展中的空间关联效应，其中元素为i省与j省省会城市公路里程的倒数乘以省人均生产总值占所有省份人均生产总值的比重。
在进行空间面板计量回归之前，本文首先检验了数字普惠金融指数和区域共享发展水平的空间自相关效应，发现数字普惠金融指数和区域共享发展指数在样本期的Moran指数均在1%的水平下显著，表明数字普惠金融指数和区域共享发展水平在地理经济距离空间上具有显著的空间自相关性，呈现出较强的空间集聚效应。此外，在空间模型设定检验中，经过比较LM检验和Wald检验的结果，并参照Elhorst的模型选择思路，本文最终确定选择时空双向固定效应的空间杜宾模型进行空间面板回归。为了比较回归结果的稳健性，本文还选取了经济距离矩阵进行双项固定效应的空间杜宾模型回归(模型回归结果报告在表8中)。
表8中(1)列报告了在地理经济距离空间权重矩阵下式(9)的回归结果，可以看到，共享发展水平的空间自回归系数在5%的显著性水平上显著为正，数字普惠金融指数对共享发展水平的影响在1%的水平上显著为正，空间权重矩阵与数字普惠金融指数相互项的系数则不显著。表8中(1)列还同时报告了数字普惠金融指数对区域共享发展的直接效应、间接效应和总效应。其中，直接效应反映了数字普惠金融发展对本地区共享发展水平的总体影响作用，这当中包含了空间反馈效应，即本地区数字普惠金融发展影响空间相邻地区的共享发展，空间相邻地区的共享发展又影响本地区共享发展的反馈过程。间接效应反映了数字普惠金融发展对邻近地区共享发展的影响作用，间接效应在实践中也通常被称为空间溢出效应。总效应则反映的是数字普惠金融对该地区共享发展水平的平均影响程度。在(1)列中可以看到，数字普惠金融对共享发展水平的直接效应和总效应都显著为正，而间接效应则不显著。表8中(2)列报告了经济距离矩阵下的回归结果，可以发现(1)列中的主要结论没有变化。
表8 数字普惠金融指数与区域共享发展：双项固定SDM模型
以上检验结果表明，在考虑空间效应的情形下，数字普惠金融的发展依然能够显著促进提升区域共享发展水平，但尚不能有效发挥其对相邻地区共享发展的空间溢出作用。
在数字经济时代，数字普惠金融平台的出现和发展大大降低了普惠金融的门槛，这种数字技术与普惠金融相结合的新型金融业态契合了让全民共享发展成果的新发展理念。本文选取2011—2019年间省级面板数据，实证检验了数字普惠金融与区域共享发展水平之间的关系，得到如下结论：第一，数字普惠金融对区域共享发展水平具有显著的促进作用，在采用工具变量进行两阶段最小二乘法回归，以及考虑空间关联效应的空间面板回归检验下，这一基本结论依然稳健。第二，数字普惠金融能够通过促进产业和消费升级来推动提升区域共享发展水平。其中，产业升级的中介效应表现为随着数字普惠金融水平的提高，区域产业结构合理化程度也不断增强，进而能够促进提升区域共享发展水平。消费升级的中介效应表现为数字普惠金融能够促进消费结构高级化和消费水平提升，从而推动提升区域共享发展。第三，数字普惠金融对区域共享发展存在非线性影响作用，在市场化水平较高的区域，数字普惠金融对共享发展的促进提升效应更强。
在为数字普惠金融促进提升共享发展水平提供经验证据的同时，本文还具有以下政策含义：首先，应大力支持并推动数字技术与普惠金融的进一步融合，利用大数据、区块链、机器学习和人工智能等数字技术，推动提升金融服务的普惠程度，促使数字普惠金融平台在新发展阶段发挥更大的正向影响作用。第二，“十四五”规划把产业基础高级化水平明显提高作为经济社会发展的主要目标之一。本文研究表明，数字普惠金融能够促进提升产业结构合理化程度，但对产业结构高级化作用不显著。因而今后应该注重发挥数字普惠金融对产业发展的支持作用，一方面通过推进以5G、大数据中心、工业互联网等领域的新型基础设施建设，为产业升级提供保障和支撑；
另一方面注重引导数字惠普金融赋能传统产业的数字化转型，为产业转型升级提供新动能。第三，鉴于数字普惠金融平台可以通过改善消费结构和提升消费水平促进区域共享发展，因而应该在做好防范与控制消费金融风险工作的同时，注重发挥数字普惠金融平台在需求侧管理中的积极作用，支持其在经济不发达地区的业务发展，通过提升支付便利性、缓解流动性约束等途径进一步推进消费升级和市场下沉，以满足城乡居民不断提升的消费需求。第四，应进一步大力推动要素配置的市场化改革，保障各市场参与主体的公平竞争，通过推进市场化进程，提升市场化水平，充分发挥市场优化资源配置的作用来促进数字普惠金融的有效供给。第五，应积极发挥超大规模市场优势，打破各区域的行政壁垒，通过推动要素的自由流动和自由交易提升区域一体化发展水平，进而激发数字普惠金融对共享发展的正向空间溢出效应。