數(shù)字普惠金融、融資約束與共同富裕

王平 徐肇儀

【摘 要】 共同富裕既是中國共產(chǎn)黨人的初心，也是終極目標。數(shù)字普惠金融是現(xiàn)階段幫扶弱勢群體解決融資約束問題的有效工具，如何運用這一工具書寫好共同富裕的中國命題是亟需探討的重要議題?；诖?，以共同富裕的內(nèi)涵及“四維”特征為依托構(gòu)建中國省際共同富裕指數(shù)，利用2013—2020年30個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的面板數(shù)據(jù)，實證研究數(shù)字普惠金融對共同富裕的影響，并探求其作用機制和區(qū)域異質(zhì)性。研究發(fā)現(xiàn)：數(shù)字普惠金融確實是共同富裕的“助推劑”；從作用機制看，數(shù)字普惠金融通過緩解融資約束推進共同富裕目標的實現(xiàn)；從區(qū)域差異看，數(shù)字普惠金融在西部和東北部地區(qū)對共同富裕存在明顯的推動作用，但在中部和東部地區(qū)的作用并不顯著。

【關(guān)鍵詞】 數(shù)字普惠金融； 共同富裕； 融資約束

【中圖分類號】 F832；F126? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2023）10-0033-08

一、引言

習近平總書記在黨的二十大報告中擘畫了我國堅定不移沿著中國式現(xiàn)代化道路走向全體人民共同富裕的宏偉藍圖，為第二個百年奮斗目標的實現(xiàn)注入了中國特色社會主義的強大生機與活力。自新中國成立以來，全黨和全國各族人民在探索共同富裕的征程上高舉馬克思主義旗幟，在2020年向歷史、人民和世界交出全面建成小康社會、消除絕對貧困的靚麗答卷，繼而踏上治理相對貧困、實現(xiàn)全體人民共同富裕的全新征程。目前，我國共同富裕的實現(xiàn)道路上依舊面臨著發(fā)展不平衡不充分[ 1 ]、基數(shù)最大的相對貧困群體整體達到富裕難度較高[ 2 ]、扎實推進城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的科學方法不足[ 3 ]等重點問題，使共同富裕的實現(xiàn)任重而道遠。

近年來，我國各省的融資約束狀況整體呈現(xiàn)從東至西逐漸加強的經(jīng)濟地理格局[ 4 ]。央行及銀保監(jiān)會公布的社會融資數(shù)據(jù)顯示，截至2022年底，企業(yè)端融資結(jié)構(gòu)有所改善，新增人民幣貸款17.1萬億元，占新增貸款總額比重超80%，而居民端貸款增長乏力，新增人民幣貸款3.83萬億元，同比減少4.09萬億元。我國不僅存在地區(qū)間融資約束不均衡的問題，而且存在較為嚴重的群體差異，對小微企業(yè)和缺乏抵押物的低收入群體來說，融資難一直是阻礙發(fā)展的重要問題，亟需一個幫助弱勢地區(qū)與群體融資增收的有力抓手。數(shù)字經(jīng)濟蓬勃發(fā)展下催生的數(shù)字普惠金融為解決這一問題提供了難得的機遇。研究表明：數(shù)字普惠金融具有“低門檻”、可廣泛獲得性等顯著優(yōu)勢[ 5 ]，尤其是數(shù)字普惠金融包容和益貧的特性可以使貧困群體獲得更多益處[ 6 ]，能夠有效改善發(fā)展不平衡不充分問題[ 7 ]，明顯減緩相對貧困[ 8 ]，收斂城鄉(xiāng)貧困差距[ 9 ]。這些研究結(jié)論說明數(shù)字普惠金融作為傳統(tǒng)金融的新模式，能進一步釋放金融的普惠性，為弱勢地區(qū)及群體提供金融支持，從而實現(xiàn)跨越式發(fā)展。由此引發(fā)筆者深入思考：數(shù)字經(jīng)濟快速發(fā)展的今天，數(shù)字普惠金融可否作為“助推劑”在共同富裕實現(xiàn)的過程中助一臂之力？其中可能存在什么作用機制？是否存在區(qū)域異質(zhì)性？本文將針對這些問題展開研究。

本文可能的貢獻在于：首先，凝煉共同富裕的“四維”特征，依此構(gòu)建4個維度、12個測量指標的指標體系，復合測量中國共同富裕的省域?qū)崿F(xiàn)程度；其次，實證檢驗數(shù)字普惠金融對共同富裕及其“四維”特征的影響效應，多層次觀察數(shù)字普惠金融對共同富裕的“助推劑”作用；再次，揭示數(shù)字普惠金融影響共同富裕的作用機制，探索“數(shù)字普惠金融—融資約束—共同富裕”的渠道路徑；最后，驗證數(shù)字普惠金融促進共同富裕存在四大經(jīng)濟區(qū)域的差異性，為因地制宜探索數(shù)字普惠金融發(fā)展道路提供實證和理論支持，為構(gòu)建優(yōu)勢互補的區(qū)域經(jīng)濟布局提供新思路。

二、理論分析與研究假說

（一）數(shù)字普惠金融對共同富裕的直接影響

在我國社會制度的保障下，全體人民共創(chuàng)世界先進生產(chǎn)力水平、共享日益富足而美好的生活是共同富裕的基本內(nèi)涵[ 10 ]。基于馬克思主義思想和共同富裕的本質(zhì)，應厘清共同富裕的“四維”特征，即普惠性、漸近性、發(fā)展性、全面性。從普惠性維度來看，共同富裕的核心主體是人民群眾，提升全體人民的“獲得感”是社會主義公平觀下共同富裕的價值追求；從漸近性維度來看，共同富裕是一項階段性、持續(xù)性的艱巨任務，需要在把握好財富“差別化”尺度的同時，逐漸增強共同富裕的可及性；從發(fā)展性維度來看，經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展、社會生產(chǎn)力跨越式發(fā)展是共同富裕的根本驅(qū)動力[ 11 ]，破解發(fā)展不平衡不充分問題是新時代共同富裕面臨的主要挑戰(zhàn)；從全面性維度來看，共同富裕要完成物質(zhì)富裕與精神富裕的協(xié)同實現(xiàn)，兼顧人的全面發(fā)展和人與自然的和諧共生，最終實現(xiàn)多維度全方位的共同富裕。

傳統(tǒng)金融服務具有準入門檻較高、供給不足和資源錯配等諸多弊端，數(shù)字普惠金融的出現(xiàn)為解決金融老大難問題帶來曙光，讓數(shù)字時代的金融更具普惠性。數(shù)字普惠金融的核心是“普”和“惠”，二者所展現(xiàn)的整體愿景與共同富裕的“四維”特征不謀而合。首先，“普”“惠”和共同富裕的普惠性特征相吻合，數(shù)字普惠金融通過前沿數(shù)字科技為金融領(lǐng)域賦能，改善傳統(tǒng)金融服務“嫌貧愛富”的弊端，避免農(nóng)民、城鎮(zhèn)低收入者及小微企業(yè)被邊緣化，真正意義上落實“人人可貸”；其次，“普”與共同富裕的漸近性特征相關(guān)聯(lián)，數(shù)字普惠金融的下沉可以有效縮小城鄉(xiāng)收支差[ 12 ]，充分發(fā)揮減貧效用，提升創(chuàng)業(yè)活躍度[ 13 ]，通過全民富裕、共建富裕，進而實現(xiàn)逐步富裕、全面富裕；再次，“惠”與共同富裕的發(fā)展性特征高度契合，數(shù)字普惠金融助力共同富裕既要做好“蛋糕”也要切好“蛋糕”，通過提升金融服務供給效率賦能經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展[ 14 ]；最后，“惠”與共同富裕的全面性特征不謀而合，只有“惠”得到落實，才能讓金融服務真正惠及弱小，直擊傳統(tǒng)金融“最后一公里”難以打通的行業(yè)痛點，保證目標客群的全面覆蓋，并通過構(gòu)建綠色金融發(fā)展新格局[ 15 ]，厚植共同富裕的鮮亮底色。綜上，數(shù)字普惠金融的全面發(fā)展能夠為共同富裕的實現(xiàn)注入生機與活力，并對共同富裕的“四維”特征起到促進作用，基于此，本文提出假說1：

假說1：數(shù)字普惠金融是共同富裕的“助推劑”，即數(shù)字普惠金融對共同富裕目標的實現(xiàn)具有正向促進作用。

（二）數(shù)字普惠金融通過改善融資約束對共同富裕產(chǎn)生間接影響

隨著金融科技將數(shù)字元素在金融服務領(lǐng)域的不斷注入，數(shù)字普惠金融擺脫了傳統(tǒng)金融的“嫌貧愛富”之名，將目標客群的重點放在長尾群體上，可通過以下途徑來破解金融弱勢群體的融資困境。首先，數(shù)字普惠金融從源頭破解了長尾群體的融資約束問題，使農(nóng)民更易取得農(nóng)業(yè)發(fā)展資金，解除城鎮(zhèn)低收入群體的金融排斥，提升小微企業(yè)的信貸可得性，增進長尾群體的金融福祉；其次，數(shù)字普惠金融降低了融資成本，其利用數(shù)字技術(shù)構(gòu)建較為完善的信息處理與分析平臺和智能風險控制系統(tǒng)，緩解信息不對稱造成的融資約束，有效消弭門檻效應、排斥效應等負面影響[ 16 ]，進而降低長尾群體取得信貸服務的信息成本、監(jiān)督成本和交易成本；最后，數(shù)字普惠金融提高了長尾群體的融資效率，通過及時挖掘和捕捉碎片化的征信信息，使長尾群體的征信“臉譜”逐漸清晰，信貸資質(zhì)審核更加便利高效，最終達到提高融資效率和金融服務質(zhì)量的目的。

在實現(xiàn)共同富裕的進程中，需要全社會創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的賦能，堅定鄉(xiāng)村振興是實現(xiàn)共同富裕的必由之路，為達到收斂居民收入差距這一目標應不懈努力，而數(shù)字普惠金融對融資約束的緩解效應可以在此路徑中產(chǎn)生關(guān)鍵的驅(qū)動作用。首先，從創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)角度來看，數(shù)字普惠金融的“普惠性”可以通過消除金融排斥對創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生提振作用[ 17 ]，通過融資增收充分調(diào)動創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)主體實現(xiàn)共同富裕的積極性；其次，從鄉(xiāng)村振興角度來看，數(shù)字普惠金融通過在鄉(xiāng)村的持續(xù)下沉，提高農(nóng)業(yè)部門資本要素的可得性，降低農(nóng)戶脆弱性[ 18 ]，并對鄉(xiāng)村振興產(chǎn)生空間溢出效應[ 19 ]，進而為縮小城鄉(xiāng)差距、實現(xiàn)城鄉(xiāng)共同富裕夯實基礎(chǔ)；最后，從居民收入角度來看，數(shù)字普惠金融可以填補低收入群體金融資源的供需缺口，幫助完善財富積累機制，收斂收入差距，促進收入增長[ 20 ]，在靜態(tài)和動態(tài)兩方面減貧，進而推動共同富裕的實現(xiàn)。綜上，本文提出假說2：

假說2：數(shù)字普惠金融通過緩解融資約束推進共同富裕目標的實現(xiàn)。

三、研究設(shè)計

（一）模型構(gòu)建

為驗證假說1，構(gòu)建雙向固定效應模型，并對數(shù)字普惠金融指數(shù)進行對數(shù)化處理。

為驗證假說2，在模型（1）的基礎(chǔ)上，借鑒溫忠麟和葉寶娟[ 21 ]的研究進一步構(gòu)建中介效應模型，如模型（2）和模型（3）所示。在此基礎(chǔ)上，為確保中介效應的可靠性和穩(wěn)健性，采用Sobel法和偏差矯正非參數(shù)百分位Bootstrap法重復抽樣1 000次對中介效應進行進一步檢驗。

在模型（1）—（3）中，CPi，t為i省（自治區(qū)、直轄市）在t年度的共同富裕指數(shù)，DFIi，t為i?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）在t年度的數(shù)字普惠金融發(fā)展指數(shù)，F(xiàn)INi，t表示融資約束這一中介變量，Xi，t為本文選取的5個控制變量，？滋i為地區(qū)固定效應，？啄t為時間固定效應，？著ni，t（n=1，2，3）為誤差項。

（二）變量選取與說明

1.被解釋變量及其測度

共同富裕（CP）。共同富裕在中國現(xiàn)實背景下具有中國特色，且內(nèi)涵豐富。本文基于共同富裕的內(nèi)涵及歸納的“四維”特征結(jié)合中國現(xiàn)實背景構(gòu)建4個維度、12個測量指標的指標體系（表1）用以復合測量共同富裕的實現(xiàn)程度。該指標體系依據(jù)共同富裕的普惠性（INC）、漸近性（PRO）、發(fā)展性（DEV）和全面性（COM）“四維”特征構(gòu)建指標體系，并運用熵值法確定各指標權(quán)重后合成共同富裕指數(shù)，對不同度量單位的指標，在合成指數(shù)前運用極值法進行標準化處理。限于數(shù)據(jù)的可得性，最終得到除西藏和港澳臺外我國30個省（自治區(qū)、直轄市）的共同富裕指數(shù)（Common Prosperity），記為CP，結(jié)果見表2。

從表2的數(shù)據(jù)來看，北京、上海、浙江的共同富裕指數(shù)排名一直穩(wěn)居前三。從全國來看，各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）共同富裕指數(shù)的提升得益于我國為實現(xiàn)共同富裕所傾注的大量政策力量。從發(fā)展歷史軌跡看，2013—2020年我國各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）共同富裕指數(shù)整體向好，但并非持續(xù)呈上升趨勢，多數(shù)省份共同富裕指數(shù)在2013—2016年不斷上升，到2016年左右達到峰值后開始緩慢下降。這表明共同富裕實現(xiàn)的可持續(xù)性受到了挑戰(zhàn)，亟需外界因素的助力讓其重回持續(xù)改善的軌道，否則將導致現(xiàn)有基礎(chǔ)上的貧富差距逐漸拉大，也從側(cè)面說明需要數(shù)字普惠金融等外在力量作為共同富?！爸苿钡目赡苄约氨匾?。

2.解釋變量及其測度

數(shù)字普惠金融（DFI）。本文選取北京大學數(shù)字金融研究中心編制的中國省級數(shù)字普惠金融指數(shù)衡量數(shù)字普惠金融水平。數(shù)字普惠金融指數(shù)在編制過程中運用螞蟻金服的海量相關(guān)數(shù)據(jù)，從覆蓋廣度、使用深度和數(shù)字化程度三個維度考量，多層次、多元化刻畫了數(shù)字普惠金融的總體發(fā)展程度。在本文的運用中，為緩解異方差和極端值，并使回歸系數(shù)便于觀察，對該指數(shù)做對數(shù)化處理。

3.中介變量及其測度

融資約束（FIN）。本文參考劉心怡等[ 20 ]的做法，將金融結(jié)構(gòu)作為衡量各省融資約束狀況的代理變量，具體指標為年末金融機構(gòu)人民幣存貸款余額比，該指標越大表示該省金融機構(gòu)盈利水平較高，進而反映該省總體資金使用情況較好，融資面臨的限制較少。

4.控制變量及其測度

參考鄒克和倪青山[ 12 ]、韓亮亮等[ 13 ]的研究，本文選取以下五個指標作為控制變量。（1）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指數(shù)（INDHIT），用第二產(chǎn)業(yè)/第一產(chǎn)業(yè)×0.2+第三產(chǎn)業(yè)/第二產(chǎn)業(yè)×0.8的計算公式來衡量；（2）教育狀況（EDU），用普通高中生師比（教師人數(shù)=1）來衡量；（3）對外開放水平（OPEN），用進出口貿(mào)易總額占地區(qū)生產(chǎn)總值比重來衡量；（4）財政能力（FC），用地方財政一般預算收入占GDP比重來衡量；（5）城鎮(zhèn)化率（URB），用城鎮(zhèn)常住人口占總?cè)丝诒戎貋砗饬俊?/p>

（三）數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

學界和業(yè)界普遍認為，余額寶的上線標志著2013年為中國數(shù)字金融高速發(fā)展的起始年[ 20 ]。因此，在考慮數(shù)據(jù)可得性的基礎(chǔ)上，本文選取2013—2020年我國30個省（自治區(qū)、直轄市）的面板數(shù)據(jù)作為研究樣本。數(shù)字普惠金融指數(shù)來源于北京大學數(shù)字金融研究中心，其余數(shù)據(jù)來源于WIND數(shù)據(jù)庫、國泰安數(shù)據(jù)庫、國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站及歷年中國及各省區(qū)統(tǒng)計年鑒，并對個別缺失的數(shù)據(jù)利用插值法進行補齊。

表3報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從表3可以看出，共同富裕指數(shù)的均值為0.296，標準差為0.188，中位數(shù)為0.228，最小值為0.095，最大值為0.904，最大值為最小值的9.5倍，說明我國30個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的共同富裕發(fā)展水平差異較大，在區(qū)域和期間上均存在較大差異；從共同富裕的4個維度看，普惠性、漸近性、發(fā)展性、全面性的均值分別為0.078、0.031、0.121、0.066，標準差分別為0.055、0.012、0.105、0.033，表明各維度對共同富裕指數(shù)的貢獻不一，與預期相符；數(shù)字普惠金融指數(shù)的均值為5.498，標準差為0.285，中位數(shù)為5.545，最小值為4.771，最大值為6.068，說明我國數(shù)字普惠金融近年來發(fā)展迅速，但各地區(qū)之間仍存在較大差異；融資約束的均值為0.794，標準差為0.151，中位數(shù)為0.776，最小值為0.409，最大值為1.144，說明我國各地區(qū)之間融資約束狀況存在顯著差異。

四、實證結(jié)果分析

（一）基準回歸分析

表4為數(shù)字普惠金融與共同富裕及其“四維”特征的回歸結(jié)果。列（1）中，數(shù)字普惠金融的回歸系數(shù)為0.143，在1%的水平上顯著，說明數(shù)字普惠金融是共同富裕的“助推劑”，假說1得到驗證。列（3）—（5）中，數(shù)字普惠金融的回歸系數(shù)均顯著為正，表明數(shù)字普惠金融有助于促進共同富裕的漸近性、發(fā)展性和全面性，且對發(fā)展性維度的促進效果最大。但由列（2）可知，數(shù)字普惠金融對縮小城鄉(xiāng)差異呈負向關(guān)系，說明它對實現(xiàn)城鄉(xiāng)共同富裕尚未發(fā)揮出應有的推動作用?？赡艿脑蚴菙?shù)字普惠金融在我國發(fā)展時間較短，大部分地區(qū)僅僅做到其覆蓋廣度的提升，而服務深度不足，結(jié)合鄉(xiāng)村數(shù)字信息基礎(chǔ)設(shè)施薄弱的現(xiàn)狀，易形成城鄉(xiāng)間“數(shù)字鴻溝”。相信隨著數(shù)字普惠金融在我國的深度拓展，鄉(xiāng)村居民數(shù)字素養(yǎng)的逐漸提高和政府政策的正向引導，“數(shù)字鴻溝”可能會趨向彌合，從而逐漸釋放“數(shù)字紅利”。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性分析

從理論層面，本文采用雙向固定效應模型進行基準回歸以解決隨年份和省份變化的遺漏變量問題，但仍可能存在反向因果這一內(nèi)生性問題，即共同富裕會逆向推動數(shù)字普惠金融的發(fā)展。因此，本文借鑒梁雙陸和劉培培[ 22 ]的做法，將互聯(lián)網(wǎng)普及率作為數(shù)字普惠金融的工具變量來克服內(nèi)生性問題。

2.剔除直轄市

由于北京、上海、天津、重慶作為直轄市，與其余省份在政策傾斜程度、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、城市定位和經(jīng)濟發(fā)展狀況上都相差甚遠，所以本文剔除4個直轄市的數(shù)據(jù)后重新進行回歸。

3.縮尾處理

為克服離群值的影響，本文對全部數(shù)據(jù)進行1%的雙邊縮尾處理后重新進行回歸。

表5是穩(wěn)健性檢驗的最終回歸結(jié)果，數(shù)字普惠金融回歸系數(shù)的符號方向和顯著性水平均與前文一致，說明數(shù)字普惠金融對共同富裕目標實現(xiàn)具有正向促進作用的結(jié)果是穩(wěn)健可靠的。

（三）作用機制檢驗

為進一步檢驗數(shù)字普惠金融與共同富裕間的作用機制，運用模型（1）—（3）進行中介效應檢驗，表6是融資約束作用機制檢驗的回歸結(jié)果。列（2）、列（3）中，數(shù)字普惠金融對融資約束、融資約束對共同富裕以及數(shù)字普惠金融通過緩解融資約束影響共同富裕的回歸系數(shù)均為正，且通過至少10%水平的顯著性檢驗，說明融資約束的有效緩解確實是數(shù)字普惠金融促進共同富裕的作用渠道，且數(shù)字普惠金融發(fā)展水平每提高1單位，能使共同富裕程度提高0.087單位，也使融資約束緩解0.568單位，從而使共同富裕程度間接提高0.056單位（0.568×0.098≈0.056），總效應提高0.143單位。綜上，數(shù)字普惠金融通過緩解各地區(qū)的融資約束推動共同富裕目標的實現(xiàn)，且融資約束帶來的中介效應占總效應的比例為38.88%，假說2得到驗證。

為確保研究結(jié)論的可靠性和穩(wěn)健性，本文采用Sobel法和偏差矯正非參數(shù)百分位Bootstrap法重復抽樣1 000次對中介效應進行進一步檢驗。從表6的Sobel檢驗結(jié)果可以看出，三種顯著性檢驗（即Sobel檢驗、Goodman檢驗1、Goodman檢驗2）均在1%的水平上顯著為正；從表7的Bootstrap中介效應檢驗的估計結(jié)果可以看出，偏差矯正后的95%置信區(qū)間不包含0。以上兩種方法均使假說2得到進一步驗證。

五、進一步分析

（一）區(qū)域異質(zhì)性回歸結(jié)果分析

我國東、中、西、東北四大區(qū)域的數(shù)字普惠金融發(fā)展狀況、政策傾斜力度及經(jīng)濟增速均存在明顯的地理差異，因此，為檢驗數(shù)字普惠金融對共同富裕的影響是否存在區(qū)域異質(zhì)性，參照國家統(tǒng)計局對我國四大經(jīng)濟區(qū)域的劃分標準，將樣本數(shù)據(jù)分為東部、中部、西部、東北部四個地區(qū)，重新進行回歸檢驗，回歸結(jié)果如表8所示。列（1）、列（2）中，數(shù)字普惠金融的回歸系數(shù)均未通過顯著性檢驗，說明在東部、中部地區(qū)數(shù)字普惠金融對共同富裕的推進作用并不顯著，而在列（3）、列（4）中，數(shù)字普惠金融的回歸系數(shù)分別為0.301和0.457，在1%和10%的水平上顯著，說明在西部和東北部地區(qū)，數(shù)字普惠金融對共同富裕發(fā)揮了“助推劑”作用，且對東北部地區(qū)的推進效果更為明顯。

（二）產(chǎn)生差異的原因分析

為何會產(chǎn)生上述差異呢？可能的原因：（1）東部地區(qū)經(jīng)濟實力雄厚，金融產(chǎn)業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型程度高，數(shù)字普惠金融呈現(xiàn)出從橫向覆蓋到縱向深入的區(qū)域發(fā)展態(tài)勢；中部地區(qū)近年經(jīng)濟增速位列四大經(jīng)濟區(qū)域之首，且據(jù)《中國縣域數(shù)字普惠金融發(fā)展指數(shù)報告2021》內(nèi)容，中部地區(qū)數(shù)字普惠金融發(fā)展勢頭強勁，與東部地區(qū)的差距不斷縮小。因此，中部、東部地區(qū)金融資源配置更加完善，數(shù)字普惠金融的發(fā)展起步較早，且共同富裕實現(xiàn)程度相較于西部和東北部水平更高，“數(shù)字紅利”已經(jīng)提前釋放。（2）西部和東北部地區(qū)經(jīng)濟相對東部、中部來說欠發(fā)達，金融資源相對稀缺，數(shù)字普惠金融發(fā)展起步較晚，對其依賴度更高，與地區(qū)發(fā)展差異較大的共同富裕現(xiàn)實對照，立即就產(chǎn)生了金融資源優(yōu)化配置的紅利效應。說明國家要給予西部和東北部地區(qū)在數(shù)字普惠金融政策、數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)方面的傾斜和扶持，填補金融資源相對匱乏、數(shù)字技術(shù)應用不足的缺口，是大力促進西部和東北部地區(qū)數(shù)字普惠金融發(fā)展、充分發(fā)揮數(shù)字普惠金融對共同富?！爸苿弊饔玫挠行窂?。

六、結(jié)論與啟示

（一）研究結(jié)論

圍繞共同富裕的內(nèi)涵和“四維”特征，本文基于2013—2020年我國30個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的面板數(shù)據(jù)，實證檢驗數(shù)字普惠金融對共同富裕的影響效應和作用機制。結(jié)果表明：第一，數(shù)字普惠金融是推進共同富裕目標實現(xiàn)的有效工具，經(jīng)過穩(wěn)健性檢驗后該結(jié)論依然成立，說明這一結(jié)果的可靠性；第二，數(shù)字普惠金融對共同富裕的促進效應主要通過緩解融資約束這一路徑實現(xiàn)；第三，數(shù)字普惠金融對共同富裕的推動效應存在四大經(jīng)濟區(qū)域的差異性，對東北部及西部地區(qū)的作用效果更明顯，“紅利效應”更顯著。

（二）政策建議

基于以上研究結(jié)論，本文提出以下政策建議：

一是深度拓展數(shù)字普惠金融，為共同富裕的實現(xiàn)持續(xù)賦能。一方面，國家應加強數(shù)字普惠金融發(fā)展頂層設(shè)計，建立健全數(shù)字普惠金融風險控制體系，加強鄉(xiāng)村數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，在深耕金融科技的同時，有效遏制“數(shù)字鴻溝”帶來的金融風險；另一方面，地方政府應重視數(shù)字普惠金融的宣傳教育，有效利用線上線下各類宣傳媒介，通過提高居民的數(shù)字素養(yǎng)和金融素養(yǎng)來激發(fā)他們對新型金融服務的需求，同時鼓勵金融機構(gòu)聯(lián)合地方高校、研究所進行相關(guān)科研項目的設(shè)立，激發(fā)數(shù)字普惠金融的創(chuàng)新潛力。

二是高度重視弱勢群體的融資約束問題，合理發(fā)揮金融的資源配置功能。金融服務本就不該是“富人的游戲”，而應成為“弱勢群體的工具”，金融行業(yè)應借助數(shù)字普惠金融對弱勢群體融資約束的減緩效應，打造更加多元且著眼于長尾群體訴求的產(chǎn)品和服務，利用數(shù)字技術(shù)優(yōu)化金融資源配置，加快建立健全弱勢群體融資增收機制，使共同富裕實現(xiàn)真正意義上的“共創(chuàng)共享”。

三是加快對西部與東北部地區(qū)數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施及人才體系的建設(shè)，助力區(qū)域共同富裕。在維持東、中部地區(qū)數(shù)字普惠金融原有成果的基礎(chǔ)上，國家應加大對西部和東北部地區(qū)相關(guān)政策的傾斜力度，鼓勵數(shù)字普惠金融在西部與東北部地區(qū)的不斷下沉，加快數(shù)字基礎(chǔ)建設(shè)的鞏固和升級，并讓先富的東、中部地區(qū)在技術(shù)和人才上帶動后富的西部、東北部地區(qū)，使地區(qū)間的發(fā)展差距不斷收斂，幫助西部與東北部地區(qū)實現(xiàn)后發(fā)優(yōu)勢，為實現(xiàn)共同富裕充分釋放行業(yè)和地區(qū)的潛能。

（三）研究不足與展望

考慮到研究數(shù)據(jù)可得性，本研究構(gòu)建的共同富裕指數(shù)以省域為單位，而我國省級區(qū)域內(nèi)部差異較大，省級共同富裕指數(shù)可能掩蓋了省域內(nèi)地區(qū)共同富裕實現(xiàn)程度的異質(zhì)性，未來可考慮進一步從地市甚至縣級層面衡量共同富裕的實現(xiàn)程度，將會使研究結(jié)論更加精準。另外，由于目前數(shù)字普惠金融發(fā)展時間較短且服務深度不足，對實現(xiàn)城鄉(xiāng)共同富裕會產(chǎn)生怎樣的“數(shù)字紅利”或“數(shù)字鴻溝”效應，其間存在何種作用機制，仍需隨著時間的推移進一步深入研究和觀察。

【參考文獻】

［1］ 蔣永穆，豆小磊.共同富裕思想：演進歷程、現(xiàn)實意蘊及路徑選擇［J］.新疆師范大學學報（哲學社會科學版），2021，42（6）：16-29.

［2］ 江亞洲，郁建興.第三次分配推動共同富裕的作用與機制［J］.浙江社會科學，2021（9）：76-83.

［3］ 郝凱，趙康杰，景普秋.共同富裕理念下人力資本與城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展研究［J］.會計之友，2022（23）：76-83.

［4］ 宿偉健，趙婧.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化與合理化：銀行競爭的“力量”［J］.財經(jīng)科學，2019（11）：25-38.

［5］ 陳玲玲.數(shù)字普惠金融、公司治理與企業(yè)并購［J］.會計之友，2022（16）：91-98.

［6］ LUO Y，ZENG L Y.Digital financial capabilities and household entrepreneurship［J］.Economic and Political Studies，2020，8（2）：165-202.

［7］ 肖威.數(shù)字普惠金融能否改善不平衡不充分的發(fā)展局面？［J］.經(jīng)濟評論，2021（5）：50-64.

［8］ 孫繼國，韓開顏，胡金焱.數(shù)字金融是否減緩了相對貧困：基于CHFS數(shù)據(jù)的實證研究［J］.財經(jīng)論叢，2020（12）：50-60.

［9］ ALLEN F，DEMIRGUC-KUNT A，KLAPPER L，et al.The foundations of financial inclusion：understanding ownership and use of formal accounts［J］.Journal of Fina-ncial Intermediation，2016（27）：1-30.

［10］ 劉培林，錢滔，黃先海，等.共同富裕的內(nèi)涵、實現(xiàn)路徑與測度方法［J］.管理世界，2021，37（8）：117-129.

［11］ 陳晨，熊友華.中國共產(chǎn)黨追求共同富裕的理論變遷、實踐探索與經(jīng)驗啟示［J］.中州學刊，2022（12）：17-25.

［12］ 鄒克，倪青山.普惠金融促進共同富裕：理論、測度與實證［J］.金融經(jīng)濟學研究，2021，36（5）：48-62.

［13］ 韓亮亮，彭伊，孟慶娜.數(shù)字普惠金融、創(chuàng)業(yè)活躍度與共同富裕：基于我國省際面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗研究［J］.軟科學，2022（4）：1-18.

［14］ 姜松，周鑫悅.數(shù)字普惠金融對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響研究［J］.金融論壇，2021，26（8）：39-49.

［15］ 王康仕，孫旭然，張林曦，等.金融數(shù)字化是否促進了綠色金融發(fā)展：基于中國工業(yè)上市企業(yè)的實證研究［J］.財經(jīng)論叢，2020（9）：44-53.

［16］ 張正平，黃帆帆.數(shù)字普惠金融對農(nóng)村勞動力自我雇傭的影響［J］.金融論壇，2021，26（4）：58-68.

［17］ 蔣長流，江成濤.數(shù)字普惠金融能否促進地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展：基于258個城市的經(jīng)驗證據(jù)［J］.湖南科技大學學報（社會科學版），2020，23（3）：75-84.

［18］ 彭澎，徐志剛.數(shù)字普惠金融能降低農(nóng)戶的脆弱性嗎？［J］.經(jīng)濟評論，2021（1）：82-95.

［19］ 葛和平，錢宇.數(shù)字普惠金融服務鄉(xiāng)村振興的影響機理及實證檢驗［J］.現(xiàn)代經(jīng)濟探討，2021（5）：118-126.

［20］ 劉心怡，黃穎，黃思睿，等.數(shù)字普惠金融與共同富裕：理論機制與經(jīng)驗事實［J］.金融經(jīng)濟學研究，2022，37（1）：135-149.

［21］ 溫忠麟，葉寶娟.中介效應分析：方法和模型發(fā)展［J］.心理科學進展，2014（5）：731-745.

［22］ 梁雙陸，劉培培.數(shù)字普惠金融與城鄉(xiāng)收入差距［J］.首都經(jīng)濟貿(mào)易大學學報，2019，21（1）：33-41.