葉琴 袁歌騁 張呈磊

摘要：機(jī)會公平對實(shí)現(xiàn)共同富裕尤為重要，而弱勢群體的金融可及性與其經(jīng)濟(jì)機(jī)會密切相關(guān)。利用2011—2017年中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)和北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)，結(jié)合省級經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，實(shí)證研究數(shù)字普惠金融對收入機(jī)會不平等的影響及作用機(jī)制。研究表明，數(shù)字普惠金融發(fā)展顯著降低了機(jī)會不平等程度，且機(jī)會不平等程度越高數(shù)字普惠金融的作用越大。機(jī)制分析發(fā)現(xiàn)，數(shù)字普惠金融通過提高就業(yè)收入匹配而降低機(jī)會不平等程度。進(jìn)一步的證據(jù)表明，數(shù)字普惠金融通過個體就業(yè)收入匹配影響收入的作用在收入的0.25分位點(diǎn)以下不顯著，在0.25～0.85分位點(diǎn)之間顯著為正且系數(shù)絕對值逐漸變小，即數(shù)字普惠金融的“數(shù)字鴻溝”和“數(shù)字紅利”同時存在。因此，在發(fā)展數(shù)字普惠金融過程中需不斷完善勞動力市場就業(yè)機(jī)制，尤其要關(guān)注收入過低以至于難以獲取數(shù)字普惠金融支持的群體。

關(guān)鍵詞：收入差距；機(jī)會不平等；數(shù)字普惠金融；共同富裕；就業(yè)收入匹配；信貸約束

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：100228482023（03）011413

一、問題提出

2020年，中國消除了絕對貧困，共同富裕在全面建設(shè)社會主義現(xiàn)代化新征程中的地位更加重要。實(shí)現(xiàn)共同富裕要自覺主動解決地區(qū)差距、城鄉(xiāng)差距、收入差距等問題，促進(jìn)社會公平正義，讓發(fā)展成果更多更公平地惠及全體人民。在此背景下，研究普惠金融與機(jī)會不平等問題有著極大的現(xiàn)實(shí)意義。不平等的關(guān)鍵并不是富人和窮人存在的收入差距，而在于缺乏公平。研究表明，人們?nèi)菀捉邮苡蓚€體努力不同帶來的收入差距［1］，但是由性別、種族等不受個體控制的因素帶來的收入不平等是不公平的［2］，它反映了環(huán)境劣勢群體經(jīng)濟(jì)機(jī)會的缺乏。

經(jīng)濟(jì)機(jī)會與信貸約束密切相關(guān)。由于缺乏抵押品，不具備必要的社會關(guān)系或金融市場中的“財富門檻”使窮人面臨較強(qiáng)的信貸約束［3］，生產(chǎn)資本投資和個體受教育機(jī)會受限［4］。過去20年，中國金融發(fā)展取得長足進(jìn)步，重大成果之一便是數(shù)字普惠金融。數(shù)字普惠金融重點(diǎn)服務(wù)農(nóng)民、城鎮(zhèn)低收入人群、貧困人群等群體，立足機(jī)會平等和商業(yè)可持續(xù)要求，能增加弱勢群體經(jīng)濟(jì)機(jī)會，降低機(jī)會不平等。在大力發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟(jì)和國家共同富裕發(fā)展目標(biāo)下，深入探究數(shù)字普惠金融對機(jī)會不平等的影響尤為重要。進(jìn)一步地，探究這其中的影響機(jī)制以及其異質(zhì)性也能指導(dǎo)人們更好地利用數(shù)字普惠金融，有利于實(shí)現(xiàn)共同富裕。但是鮮有研究關(guān)注數(shù)字普惠金融與機(jī)會不平等的關(guān)系。

本文采用中國綜合社會調(diào)查（CGSS）2011—2017年數(shù)據(jù)構(gòu)造省級機(jī)會不平等指數(shù)，結(jié)合北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)，搜集省級宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，研究普惠金融對機(jī)會不平等的作用，并驗證數(shù)字普惠金融影響機(jī)會不平等的內(nèi)在機(jī)制。本文可能的創(chuàng)新體現(xiàn)在以下三個方面：第一，首次關(guān)注數(shù)字普惠金融對收入機(jī)會不平等的影響；第二，從數(shù)字普惠金融對個體就業(yè)收入與能力和努力程度的匹配度影響的角度進(jìn)行機(jī)制分析；第三，進(jìn)一步探究數(shù)字普惠金融的“數(shù)字紅利”和“數(shù)字鴻溝”效應(yīng)。

二、文獻(xiàn)綜述與理論分析

（一）文獻(xiàn)綜述

20世紀(jì)70年代，西方經(jīng)濟(jì)學(xué)家開始關(guān)注付出相同的努力，因家庭背景差異所導(dǎo)致的經(jīng)濟(jì)結(jié)果不平等問題。此后，大量研究開始關(guān)注由個體不可控因素導(dǎo)致的不平等。Roemer［5］總結(jié)和發(fā)展了這些研究，界定了機(jī)會不平等的概念，并將其引入經(jīng)濟(jì)學(xué)的分析，構(gòu)造了“環(huán)境”和“努力”因素的分析框架。在Roemer分析框架內(nèi)，影響收入分配的因素按照是否受個人控制進(jìn)行了劃分。環(huán)境因素指的是不受個體控制的因素的集合，包括家庭背景、種族、性別等；努力因素指的是受個體自我控制的因素集合，包括受教育程度和工作努力程度等。僅由環(huán)境因素引致的收入不平等稱為機(jī)會不平等。

當(dāng)前，學(xué)界對于機(jī)會不平等的影響因素方面已有豐富的研究。馬艷等［6］將這些影響因素分為三類：性別、種族、出生地等差異，被稱為自然因素［7］；父母受教育程度、父母收入等因素，被稱為家庭背景因素［8］；戶籍、教育政策等因素，即制度因素［9］?？紤]如何緩解機(jī)會不平等，不僅需要考慮如何降低環(huán)境造成的收入差異，還需要考慮如何增加努力帶來的收入差異。當(dāng)前，少有研究從增強(qiáng)努力回報角度考慮降低機(jī)會不平等的因素。而數(shù)字普惠金融能夠緩解弱勢群體信貸約束，促進(jìn)公平，有效增加窮人的經(jīng)濟(jì)機(jī)會，增加個體努力回報，降低機(jī)會不平等程度。

（二）理論分析與研究假設(shè)

1.數(shù)字普惠金融與機(jī)會公平

數(shù)字普惠金融與傳統(tǒng)金融呈替代關(guān)系，其削弱了傳統(tǒng)金融對居民金融服務(wù)需求的約束。信息化普惠金融可以有效緩解金融排斥和金融抑制，包容弱勢群體［10］，以便利的觸達(dá)性和低成本滿足傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)沒有覆蓋的偏遠(yuǎn)貧困地區(qū)的金融需求［1112］。數(shù)字普惠金融能夠增加弱勢群體的金融服務(wù)可及性和使用深度，將原有被排斥在金融體系之外的低收入偏遠(yuǎn)地區(qū)人群納入正規(guī)金融服務(wù)對象之中［10］，改善金融資源配置，促進(jìn)收入公平［13］。銀行和保險普惠性水平提高能夠緩解農(nóng)戶流動性約束［14］，降低貧困家庭的高中輟學(xué)率，增加低收入家庭的人力資本積累率［15］，增加其通過個人努力獲取收入的機(jī)會，降低機(jī)會不平等程度。因此，本文提出以下假設(shè)：

H1：數(shù)字普惠金融有助于降低機(jī)會不平等程度。

對收入越低、社會資本越匱乏、健康狀況越差的家庭，數(shù)字普惠金融的減貧效應(yīng)越顯著［11］。故本文推斷，機(jī)會不平等程度越高的社會，環(huán)境劣勢群體獲取信貸的難度越高，此時數(shù)字普惠金融降低環(huán)境劣勢群體信貸門檻、降低機(jī)會不平等的作用可能會更強(qiáng)。因此，本文提出以下假設(shè)：

H2：機(jī)會不平等程度越高，數(shù)字普惠金融發(fā)揮的緩解機(jī)會不平等的作用越大。

2.數(shù)字普惠金融、就業(yè)收入匹配與機(jī)會不平等

就業(yè)是機(jī)會不平等分析框架中典型的受個體控制的努力變量［7，16］。若數(shù)字普惠金融顯著增加就業(yè)機(jī)會和就業(yè)收入匹配度，則努力因素在個體收入中發(fā)揮的作用增大，由此不受個體控制的環(huán)境因素發(fā)揮的作用相對減小。研究表明，數(shù)字普惠金融能夠降低小微企業(yè)融資成本，促進(jìn)創(chuàng)業(yè)活動，進(jìn)而提供更多的就業(yè)機(jī)會［1718］；數(shù)字普惠金融發(fā)展通過對教育、職業(yè)培訓(xùn)投資等方面的支持，提升了勞動者的勞動技能和適應(yīng)就業(yè)結(jié)構(gòu)性調(diào)整的能力，能夠緩解結(jié)構(gòu)性失業(yè)問題［19］。數(shù)字普惠金融為新進(jìn)入勞動力市場或者期望轉(zhuǎn)換工作環(huán)境的勞動者提供一定的資金支持，能在一定程度上幫助其緩解摩擦性失業(yè)帶來的生活壓力，幫助其找到更匹配的工作。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H3：數(shù)字普惠金融能夠促進(jìn)個體能力和努力與個體工資收入的匹配，降低機(jī)會不平等程度。

數(shù)字普惠金融的獲取能拓展個體經(jīng)濟(jì)機(jī)會，且對窮人的減貧效應(yīng)更顯著［12］，但其對互聯(lián)網(wǎng)等設(shè)備使用的依賴使得收入極低的個體很可能依舊被排斥在數(shù)字普惠金融之外。個體獲取數(shù)字普惠金融服務(wù)存在一定的收入門檻，對跨過該門檻的個體，數(shù)字普惠金融將增加個體經(jīng)濟(jì)機(jī)會，且這種作用對獲取數(shù)字普惠金融的個體來說，收入越低效應(yīng)越顯著。從這一角度看，數(shù)字普惠金融存在“數(shù)字紅利”。然而，數(shù)字普惠金融發(fā)展對門檻之下的個體沒有顯著影響，而是拉大了收入門檻上下個體之間的收入差異，即存在“數(shù)字鴻溝”。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H4：數(shù)字普惠金融降低機(jī)會不平等程度的過程中“數(shù)字鴻溝”和“數(shù)字紅利”同時存在。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)與指標(biāo)測算

現(xiàn)有文獻(xiàn)大多使用CGSS數(shù)據(jù)研究中國收入的機(jī)會不平等［7，16］，它是中國最早的全國性、綜合性、連續(xù)性學(xué)術(shù)調(diào)查項目，其系統(tǒng)、全面地收集了社會、社區(qū)、家庭、個人多個層次的數(shù)據(jù)，總結(jié)社會變遷的趨勢。CGSS數(shù)據(jù)提供的指標(biāo)可以用來計算各省份機(jī)會不平等情況。因此，本文采用2011—2017年（其中2014、2016年無數(shù)據(jù)）CGSS數(shù)據(jù)測度中國收入不平等情況

其中，2011年缺少香港、澳門、臺灣、福建、海南、西藏、甘肅、寧夏和新疆的數(shù)據(jù)，2012—2017年缺少香港、澳門、臺灣、海南、西藏和新疆的數(shù)據(jù)。。

1.機(jī)會不平等指數(shù)構(gòu)建與測度

本文的被解釋變量是收入的機(jī)會不平等，測度機(jī)會不平等需要在收入模型中加入環(huán)境變量和努力變量。參考現(xiàn)有文獻(xiàn)［2，20］，綜合CGSS數(shù)據(jù)可得性，本文用“您個人去年全年的總收入”代理收入變量，估計中對其取對數(shù)。環(huán)境變量為年齡、年齡的平方、性別、出生時的戶口所在地、是否本地人、14歲時家庭社會地位、父親和母親受教育程度、父親和母親的職業(yè)（分為是否全職、是否農(nóng)業(yè)、是否失業(yè)和是否非正式就業(yè)），以及父親的政治身份。努力變量選取的是個體的受教育程度和個體的就業(yè)狀況。在微觀數(shù)據(jù)層面，由于本文機(jī)會不平等測度涉及個體的收入和就業(yè)信息，故本文考察的是進(jìn)入勞動力市場且已經(jīng)獲取收入的個體。鑒于此，本文保留年齡處于18～60歲之間的樣本，刪除了收入小于0或者為缺失值的樣本。變量描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。

本文參考Bourguignon等［8，21］的研究，基于事前參數(shù)法，構(gòu)造反事實(shí)收入來測度省份層面機(jī)會不平等指數(shù)，詳見表2。使用對數(shù)偏差均值（MLD）指數(shù)的估計結(jié)果顯示，2011—2017年中國省份層面絕對機(jī)會不平等均值在0.16～0.18之間。相對機(jī)會不平等均值在0.35左右，即中國居民收入差距之中約35%的部分是由機(jī)會不平等造成的，這一測度結(jié)果與萬廣華等［2］的估計結(jié)果接近。本文還采用泰爾指數(shù)測度了機(jī)會不平等，測度結(jié)果略大于MLD相對機(jī)會不平等值的均值，二者趨勢一致。本文實(shí)證中采用相對機(jī)會不平等指數(shù)進(jìn)行估計。

為觀察數(shù)字普惠金融與機(jī)會不平等之間的關(guān)系，本文列出了數(shù)字普惠金融與本文測度的相對機(jī)會不平等的散點(diǎn)圖，如圖1所示。相對機(jī)會不平等和數(shù)字普惠金融總指數(shù)、數(shù)字普惠金融廣度和數(shù)字普惠金融深度呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。

3.個體就業(yè)收入與能力和努力程度的匹配度

CGSS?2011和2015年提供了“工資收入與工作努力程度和技能匹配程度”

“個體工資收入與個體能力和努力程度的匹配度”這一問題本質(zhì)上是機(jī)會不平等的微觀體現(xiàn)。個體的能力和努力程度與工資收入的匹配度越高，意味著個體收入中由其個人努力帶來的部分越多，相應(yīng)的由不受個體控制的環(huán)境因素造成的不平等占比下降，即努力不平等提升，機(jī)會不平等下降。本文將該指標(biāo)命名為“就業(yè)收入匹配度”指標(biāo)。的調(diào)查，本文采用該變量代理個體就業(yè)收入匹配狀況結(jié)合數(shù)字普惠金融指數(shù)展開機(jī)制分析。2011年個體就業(yè)收入匹配狀況調(diào)查取值為1～5，值越大匹配度越高，2015年該代理變量取值1～4，值越大匹配度越低。為了使得兩個年份的代理變量值可比，本文用5減去2015年該代理變量的值，并將該值乘5，2011年的就業(yè)收入匹配變量乘4，由此構(gòu)造就業(yè)收入匹配代理變量，取值4～20，值越大就業(yè)收入匹配度越高。

4.控制變量

本文從國家統(tǒng)計局和歷年《中國統(tǒng)計年鑒》中獲取省份層面的宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)構(gòu)造控制變量：人均GDP對數(shù)、外商直接投資（外商直接投資額取對數(shù)）、老年人口撫養(yǎng)比、金融市場規(guī)模（金融業(yè)增加值對數(shù)）、對外開放度（進(jìn)出口總額占GDP比重）、資本投資（固定資產(chǎn)投資額占GDP比重）、政府支出（地方財政支出占GDP比重）和總?cè)丝趯?shù)?？刂谱兞棵枋鲂越y(tǒng)計結(jié)果見表4。

（二）模型設(shè)定

實(shí)證分析部分本文采用最小二乘法進(jìn)行估計，并將標(biāo)準(zhǔn)誤聚類到省級層面，以克服地區(qū)內(nèi)部的相關(guān)性對標(biāo)準(zhǔn)誤的低估

感謝審稿人的建議，當(dāng)然文責(zé)自負(fù)。。基準(zhǔn)模型設(shè)定如下：

Iopi=β0+β1difi+γXi+εi（1）

其中，下標(biāo)i代表省份，被解釋變量Iopi為不同省份的機(jī)會不平等指數(shù)，基準(zhǔn)估計中采用MLD機(jī)會不平等指數(shù)，核心變量difi為普惠金融指數(shù)，Xi為控制變量組?？紤]到數(shù)字普惠金融潛在的內(nèi)生性問題，本文進(jìn)一步采用兩階段最小二乘法進(jìn)行估計，即為內(nèi)生變量數(shù)字普惠金融尋找工具變量，具體模型設(shè)置如下：

difi=α1+ξisti+β1Xi+ε1i（2）

Iopi=α2+λdifi︿+β2Xi+ε2i（3）

其中，isti是本文為數(shù)字普惠金融選取的工具變量。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸估計結(jié)果

本文的基準(zhǔn)估計結(jié)果見表5。第（1）列結(jié)果顯示，數(shù)字普惠金融總指數(shù)與機(jī)會不平等呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。第（2）～（4）列的穩(wěn)健性檢驗表明，數(shù)字普惠金融總指數(shù)與相對機(jī)會不平等之間呈穩(wěn)健負(fù)相關(guān)?；鶞?zhǔn)估計結(jié)果表明，數(shù)字普惠金融發(fā)展能夠顯著降低收入的機(jī)會不平等，驗證了本文的理論假說H1。

（二）穩(wěn)健性檢驗

數(shù)字普惠金融是一個多維度的概念，涉及不同維度多個指標(biāo)。因此，本文進(jìn)一步分析數(shù)字普惠金融分維度指標(biāo)與機(jī)會不平等的關(guān)系，估計結(jié)果見表6。結(jié)果顯示，數(shù)字普惠金融廣度和數(shù)字化程度對MLD機(jī)會不平等和以泰爾指數(shù)衡量的機(jī)會不平等均具有顯著的負(fù)向影響，數(shù)字普惠金融深度對MLD?機(jī)會不平等的影響不顯著。整體來看，數(shù)字普惠金融三個維度的指標(biāo)都對機(jī)會不平等具有顯著的改善作用，表明本文的結(jié)果是穩(wěn)健的。

考慮到數(shù)字普惠金融影響的存在滯后性，參考鄭萬騰等［23］的做法，本文進(jìn)一步采用滯后1期的數(shù)字普惠金融分維度指數(shù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，估計結(jié)果見表7。滯后1期的數(shù)字普惠金融分維度指數(shù)顯著降低了收入的機(jī)會不平等程度，但系數(shù)絕對值較表6中的估計值略小。這一定程度上揭示了數(shù)字普惠金融發(fā)展對機(jī)會不平等持續(xù)性的緩解作用。

（三）內(nèi)生性討論

數(shù)字普惠金融與機(jī)會不平等之間可能存在互為因果關(guān)系，本文進(jìn)一步尋找工具變量進(jìn)行兩階段最小二乘估計，以期提供更可靠的估計結(jié)果。參考現(xiàn)有文獻(xiàn)［17，24］，本文主要使用中國互聯(lián)網(wǎng)信息中心公布的省級層面的互聯(lián)網(wǎng)普及率數(shù)據(jù)作為工具變量進(jìn)行分析。一方面，數(shù)字普惠金融的發(fā)展和互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的發(fā)

展高度相關(guān)，滿足相關(guān)性假定；另一方面，在控制了地區(qū)經(jīng)濟(jì)特征等影響因素后，互聯(lián)網(wǎng)普及率并不直接影響地區(qū)機(jī)會不平等。因此，互聯(lián)網(wǎng)普及率可以作為一個比較有效的工具變量。為進(jìn)一步保證工具變量外生性，本文將各省份滯后1期的互聯(lián)網(wǎng)普及率數(shù)據(jù)作為工具變量，估計結(jié)果見表8。數(shù)字普惠金融指數(shù)的提升顯著降低了機(jī)會不平等程度，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果保持一致。

本文采用工具變量法對表7繼續(xù)做穩(wěn)健性檢驗，估計結(jié)果見表9。結(jié)果表明，工具變量通過識別不足和弱工具變量檢驗，即工具變量選取合理。不論從數(shù)字普惠金融哪個維度來看，數(shù)字普惠金融發(fā)展都會顯著降低機(jī)會不平等程度，再次了驗證本文基準(zhǔn)回歸的可靠性。

（四）異質(zhì)性分析：分位數(shù)回歸結(jié)果

本文在基準(zhǔn)估計之后采用分位數(shù)回歸，關(guān)注不同機(jī)會不平等分位點(diǎn)數(shù)字普惠金融的系數(shù)。

QIopiτ=α0τ+α1τdifi+∑Nn=1βnτXi+μi（τ）?（4）

其中，QIopi（τ）為響應(yīng)變量Iopi的τ分位數(shù)，Iopi為各省份機(jī)會不平等指數(shù)，difi為數(shù)字普惠金融指數(shù)，τ0<τ<1為分位點(diǎn)。在給定控制變量的情況下，式（4）揭示了數(shù)字普惠金融對機(jī)會不平等的非線性影響模式。分位數(shù)回歸結(jié)果如圖2所示，圖中陰影部分為系數(shù)的置信區(qū)間。由圖2（a）結(jié)果可知，數(shù)字普惠金融總指數(shù)的系數(shù)為負(fù)，具體來看，在0.25分位點(diǎn)之后數(shù)字普惠金融總指數(shù)系數(shù)小于0，且系數(shù)絕對值越來越大。這意味著，在機(jī)會不平等0.25分位點(diǎn)之后，機(jī)會不平等程度越高，數(shù)字普惠金融發(fā)揮的作用越大。圖2（b）顯示，數(shù)字普惠金融指數(shù)的系數(shù)絕對值隨著分位點(diǎn)的提升逐漸增加。以滯后1期的數(shù)字普惠金融指數(shù)做核心解釋變量的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果顯示，在相對機(jī)會不平等0.25～0.80分位點(diǎn)之間，數(shù)字普惠金融總指數(shù)的系數(shù)值結(jié)果是穩(wěn)健的，即相對機(jī)會不平等程度越高，數(shù)字普惠金融發(fā)揮的降低機(jī)會不平等的作用越大，驗證了本文的理論假說H2。

同時，本文也采用分位數(shù)回歸法估計數(shù)字普惠金融分維度指標(biāo)對機(jī)會不平等的影響，結(jié)果如圖3所示?？梢钥闯觯?.20～0.80分位點(diǎn)之間，數(shù)字普惠金融指數(shù)顯著降低相對機(jī)會不平等，且系數(shù)絕對值隨著分位點(diǎn)提升而增加。

五、數(shù)字普惠金融、就業(yè)收入匹配與機(jī)會不平等

根據(jù)前文理論分析，數(shù)字普惠金融主要通過增加個體就業(yè)收入匹配度降低機(jī)會不平等程度。就業(yè)是機(jī)會不平等分析框架中典型的受個體控制的努力變量［7，16］。數(shù)字普惠金融顯著增加就業(yè)機(jī)會和就業(yè)收入匹配度，使得個體就業(yè)收入與能力和努力程度的匹配度提升，即努力因素在個體收入中發(fā)揮的作用增大，由此不受個體控制的環(huán)境因素發(fā)揮的作用相對減小。從這個角度看，數(shù)字普惠金融能夠通過增加個體就業(yè)收入與能力和努力程度的匹配度而降低機(jī)會不平等程度。故數(shù)字普惠金融通過影響就業(yè)收入匹配度而降低機(jī)會不平等的機(jī)制驗證，重點(diǎn)在于驗證數(shù)字普惠金融對就業(yè)收入匹配度的作用。

（一）微觀機(jī)制驗證

微觀機(jī)制驗證關(guān)注數(shù)字普惠金融是否通過影響個體就業(yè)收入匹配度而提升個體收入水平，這也是數(shù)字普惠金融降低機(jī)會不平等的一個微觀反映。本文新加入了數(shù)字普惠金融深度指標(biāo)下的信貸業(yè)務(wù)指標(biāo)，該指標(biāo)主要由個人用戶和小微經(jīng)營者信貸使用狀況構(gòu)成，包含支付寶成年用戶中有互聯(lián)網(wǎng)消費(fèi)的用戶數(shù)據(jù)、人均貸款數(shù)量和金額，互聯(lián)網(wǎng)小微經(jīng)營貸的用戶數(shù)、戶均貸款筆數(shù)和平均貸款金額，能直接體現(xiàn)個體使用數(shù)字普惠金融的情況以及小微經(jīng)營者通過數(shù)字普惠金融獲取的融資情況。該指標(biāo)能直接體現(xiàn)勞動者使用金融產(chǎn)品方式個體信貸約束和使用數(shù)字普惠金融的情況。本文首先對數(shù)字普惠金融與個體就業(yè)收入匹配度進(jìn)行估計，結(jié)果見表10。

由表10可知，數(shù)字普惠金融發(fā)展顯著提升了個體就業(yè)收入匹配度?？紤]到數(shù)字普惠金融指數(shù)的內(nèi)生性問題，本文進(jìn)行工具變量估計，結(jié)果表明，數(shù)字普惠金融指數(shù)顯著穩(wěn)健提升個體能力、努力與就業(yè)收入匹配度。故而，數(shù)字普惠金融發(fā)展能夠提升個體努力回報，降低機(jī)會不平等程度，從微觀層面驗證了本文的理論假說H3。

（二）宏觀機(jī)制驗證

由于機(jī)會不平等指數(shù)是一個宏觀層面的指標(biāo)，個體就業(yè)收入匹配度狀況變化對整體機(jī)會不平等狀況的反映可能有限。為提供有說服力的機(jī)制分析，本文利用微觀數(shù)據(jù)中個體就業(yè)收入匹配度狀況構(gòu)造宏觀層面的就業(yè)收入匹配不平等指數(shù)，然后利用宏觀層面數(shù)據(jù)驗證這一影響機(jī)制。地區(qū)個體就業(yè)收入匹配度不平等程度下降，意味著該地區(qū)個體的努力能夠得到合理回報的可能性更大，即機(jī)會不平等程度更低。因此，驗證數(shù)字普惠金融是否降低某地區(qū)個體就業(yè)收入匹配度的不平等程度，能反映地區(qū)數(shù)字普惠金融對個體努力回報的影響，即驗證了該地區(qū)數(shù)字普惠金融與機(jī)會不平等的關(guān)系。本文利用CGSS微觀調(diào)查數(shù)據(jù)中的個體就業(yè)收入匹配度變量，構(gòu)造了2011和2015年省級層面就業(yè)收入匹配度不平等指數(shù)。與機(jī)會不平等指數(shù)一樣，本文采用MLD指數(shù)和泰爾指數(shù)兩種就業(yè)收入匹配不平等指數(shù)?？紤]到數(shù)字普惠金融的內(nèi)生性問題，這里納入工具變量進(jìn)行估計，估計結(jié)果見表11。結(jié)果表明，數(shù)字普惠金融發(fā)展能夠有效提升地區(qū)個體就業(yè)收入匹配度，即增加地區(qū)個體的努力回報，降低機(jī)會不平等，從宏觀層面驗證了本文的理論假說H3。

（三）進(jìn)一步討論

本文理論分析表明，個體獲取數(shù)字普惠金融服務(wù)存在一定的收入門檻。數(shù)字普惠金融的使用對門檻之下的個體沒有顯著影響，即存在“數(shù)字鴻溝”，在跨過收入門檻后，數(shù)字普惠金融將增加個體經(jīng)濟(jì)機(jī)會，存在“數(shù)字紅利”。為驗證這一分析，本文采用分位數(shù)回歸，并構(gòu)造數(shù)字普惠金融指數(shù)和個體就業(yè)收入匹配度的交互項，探究數(shù)字普惠金融和就業(yè)收入匹配度對個體收入的交互影響效應(yīng)，以此判斷不同收入分位點(diǎn)上數(shù)字普惠金融對個體收入的影響是否因就業(yè)收入匹配度的不同而不同，主要估計結(jié)果見表12。

一方面，數(shù)字普惠金融與就業(yè)收入匹配度對個體收入影響的交互效應(yīng)在收入0.15分位點(diǎn)不顯著，表明數(shù)字普惠金融與就業(yè)收入匹配度的交互項對低收入分位點(diǎn)的個體收入沒有顯著影響，說明數(shù)字普惠金融通過就業(yè)收入匹配度對個體的收入改善存在一定門檻，低收入者難以直接獲得數(shù)字普惠金融的紅利，即存在“數(shù)字鴻溝”。另一方面，數(shù)字普惠金融與就業(yè)收入匹配度對個體收入影響的交互效應(yīng)在收入0.25分位點(diǎn)以后顯著為正但系數(shù)呈下降趨勢，說明就業(yè)收入匹配度在數(shù)字普惠金融影響個體收入上的調(diào)節(jié)效應(yīng)在中低收入群體中更明顯，一旦跨過收入門檻，中低收入者便能享受到數(shù)字普惠金融發(fā)展帶來的紅利，形成“數(shù)字紅利”。因此，數(shù)字普惠金融發(fā)展所形成的“數(shù)字鴻溝”和“數(shù)字紅利”同時存在，驗證了本文的研究假設(shè)H4。

六、結(jié)論與政策啟示

降低收入差距，促進(jìn)社會公平是實(shí)現(xiàn)共同富裕的必然選擇。本文實(shí)證研究了數(shù)字普惠金融對機(jī)會不平等的作用，并從數(shù)字普惠金融對勞動者就業(yè)收入匹配影響出發(fā)探究數(shù)字普惠金融作用于機(jī)會不平等的機(jī)制，以期為促進(jìn)社會公平提供一定的參考。本文主要研究結(jié)論如下：第一，數(shù)字普惠金融的發(fā)展能顯著降低機(jī)會不平等程度，且這一作用在機(jī)會不平等程度越高的時候越顯著；第二，數(shù)字普惠金融能顯著提高個體的就業(yè)收入匹配度，即降低機(jī)會不平等程度，數(shù)字普惠金融通過提高就業(yè)收入匹配度改善了收入機(jī)會不平等；第三，數(shù)字普惠金融通過影響個體就業(yè)收入匹配而影響收入的作用隨著個體收入的提升而下降，這一定程度上體現(xiàn)了數(shù)字普惠金融的益貧性，且對收入較低的個體增加收入作用較大，也意味著機(jī)會不平等程度的下降。但同時數(shù)字普惠金融通過影響個體就業(yè)收入匹配進(jìn)而影響收入的作用也存在收入門檻，在收入水平0.25分位點(diǎn)之下并不顯著，即數(shù)字普惠金融發(fā)揮的作用存在“數(shù)字鴻溝”。本文的政策啟示如下：

第一，數(shù)字普惠金融發(fā)展緩解弱勢群體的流動性約束，增加其經(jīng)濟(jì)機(jī)會，能有效降低機(jī)會不平等程度。本文測度的機(jī)會不平等表明，中國居民收入差距中超三成由機(jī)會不平等造成。因此，繼續(xù)大力發(fā)展數(shù)字普惠金融，不斷完善金融基礎(chǔ)設(shè)施提供金融服務(wù)的可及性，不僅能夠?qū)崿F(xiàn)較低成本向社會各界人士，尤其是向弱勢群體提供金融服務(wù)，而且能夠有效降低機(jī)會不平等程度，縮小收入差距，促進(jìn)社會公平，助力實(shí)現(xiàn)共同富裕。

第二，個體就業(yè)是機(jī)會不平等分析框架中重要的努力因素，數(shù)字普惠金融通過就業(yè)收入匹配狀況改善機(jī)會不平等的機(jī)制，還會受到就業(yè)市場的影響。融資約束之外影響就業(yè)收入匹配的因素造成的機(jī)會不平等難以通過數(shù)字普惠金融緩解。國家需要繼續(xù)完善市場制度，減少勞動力市場上的障礙，為勞動者提供更好的就業(yè)搜尋機(jī)制，使得弱勢群體獲取普惠金融信貸之后能夠?qū)ふ业礁ヅ涞墓ぷ鳌?/p>

第三，數(shù)字普惠金融發(fā)揮作用依賴互聯(lián)網(wǎng)，部分弱勢群體因經(jīng)濟(jì)水平或教育程度限制，依舊可能被排斥在數(shù)字普惠金融服務(wù)之外，難以改善自身經(jīng)濟(jì)機(jī)會。在不斷推進(jìn)數(shù)字普惠金融發(fā)展的過程中，尤其需要關(guān)注這類群體的數(shù)字普惠金融可及性。

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編輯：鄭雅妮，高原