錢力　魯健　尚子嫣

摘要：基于2013—2020年我國30個省份的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析數(shù)字普惠金融對共同富裕的影響及傳導(dǎo)機(jī)制，并進(jìn)一步對其影響效應(yīng)的異質(zhì)性進(jìn)行研究，最后運(yùn)用門檻模型檢驗(yàn)了二者之間的非線性關(guān)系。結(jié)果表明：數(shù)字普惠金融對我國共同富裕水平具有正向促進(jìn)作用，且經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后結(jié)論依然顯著；機(jī)制檢驗(yàn)則表明融資約束在數(shù)字普惠金融與共同富裕的關(guān)系中發(fā)揮中介作用；異質(zhì)性檢驗(yàn)說明，共同富裕水平受數(shù)字普惠金融覆蓋廣度和使用深度兩個維度的影響更為明顯，中部和西部地區(qū)數(shù)字普惠金融的影響效應(yīng)大于東部地區(qū)；數(shù)字普惠金融對共同富裕水平的促進(jìn)作用存在雙重門檻效應(yīng)，其作用大小表現(xiàn)為先下降后上升。據(jù)此，提出加大數(shù)字普惠金融支持力度、加大數(shù)字化建設(shè)投入力度、創(chuàng)新金融產(chǎn)品和服務(wù)、提升居民基本金融素養(yǎng)等建議。

關(guān)鍵詞：數(shù)字普惠金融；共同富裕；系統(tǒng)GMM；門檻效應(yīng)

中圖分類號：F063

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1673-5595（2023）03-0063-08

一、引言與文獻(xiàn)綜述

共同富裕就是“消除兩極分化和貧窮基礎(chǔ)上的普遍富?！保?］。自改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展并取得了舉世矚目的成就。脫貧攻堅(jiān)政策的實(shí)施消除了我國的絕對貧困，但我國發(fā)展不平衡不充分的問題仍然比較突出，區(qū)域之間、城鄉(xiāng)之間以及行業(yè)之間的收入分配差距較大，相對貧困問題將在我國長期存在。現(xiàn)階段我國離共同富裕的目標(biāo)仍有較大差距。實(shí)現(xiàn)共同富裕不僅是社會意識形態(tài)的基本要求，也是新時代我國跨越中等收入陷阱、實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的必然要求。目前，我國正處在全面小康向共同富裕過渡的起步階段，而推進(jìn)共同富裕又是一個長期復(fù)雜的過程，沒有先例可循，也沒有經(jīng)驗(yàn)可借鑒。因此，有必要對我國共同富裕進(jìn)行深入研究，探索促進(jìn)農(nóng)民農(nóng)村共同富裕的路徑。根據(jù)《推進(jìn)普惠金融發(fā)展規(guī)劃（2016—2020）》中的定義，普惠金融是一種“立足機(jī)會平等要求和商業(yè)可持續(xù)原則，以可負(fù)擔(dān)的成本為有金融服務(wù)需求的社會各階層和群體提供適當(dāng)、有效的金融服務(wù)”。經(jīng)過多年的實(shí)踐，我國的普惠金融已經(jīng)取得了一定的成就。［2］近年來，隨著金融科技的迅猛發(fā)展，以數(shù)字經(jīng)濟(jì)為支撐的數(shù)字普惠金融，在提高普惠金融可得性、緩解金融排斥、降低金融成本等方面發(fā)揮了越來越大的作用。數(shù)字普惠金融不僅與共同富裕的內(nèi)涵相契合，而且也是推進(jìn)共同富裕的重要抓手；但是數(shù)字普惠金融也“對數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施、經(jīng)濟(jì)金融環(huán)境和客體認(rèn)知稟賦等提出更高要求”［3］，如果無法滿足這些要求，可能會產(chǎn)生“鴻溝”問題。那么數(shù)字普惠金融究竟能否促進(jìn)共同富裕呢？

有關(guān)共同富裕的研究大多停留在共同富裕內(nèi)涵的解釋和實(shí)現(xiàn)路徑層面，且大部分文獻(xiàn)基于定性分析，鮮有學(xué)者對共同富裕水平進(jìn)行量化。隨著研究的深入，近年來也有不少學(xué)者提出了各種測度共同富裕水平的方法，例如，鄒克等［4］利用耦合協(xié)調(diào)度模型測度共同富裕程度，劉培林等［5］從總體富裕程度和發(fā)展成果共享程度兩個維度構(gòu)建共同富裕的指標(biāo)體系，鈔小靜等［6］則從收入與財(cái)產(chǎn)、發(fā)展能力、民生福祉3個維度來構(gòu)建評價指標(biāo)體系。測度方法的日趨成熟和完善為進(jìn)一步研究共同富裕水平及其影響因素奠定了基礎(chǔ)?，F(xiàn)階段對于數(shù)字普惠金融的研究大多把重心放在數(shù)字普惠金融減少貧困和縮小收入差距上，例如，張子豪等［7］、周利等［8］分別從省級和微觀層面分析數(shù)字普惠金融對我國城鄉(xiāng)收入差距的影響，張志元等［9］則基于我國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)分析了數(shù)字普惠金融的發(fā)展對緩解家庭貧困狀況的影響。隨著共同富裕研究的深入，部分學(xué)者已經(jīng)開始關(guān)注數(shù)字普惠金融對共同富裕的影響，例如，張金林等［10］基于CHFS微觀調(diào)查數(shù)據(jù)構(gòu)建共同富裕指數(shù)，探究了數(shù)字普惠金融對共同富裕的影響；王平等［11］基于省域靜態(tài)面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用固定效應(yīng)和中介效應(yīng)模型探究數(shù)字普惠金融和共同富裕二者之間的關(guān)系。

綜上所述，雖然有關(guān)數(shù)字普惠金融和共同富裕的研究已取得了豐碩成果，但仍有可以繼續(xù)拓展的空間。一是有關(guān)共同富裕水平的測度不夠全面科學(xué)；二是現(xiàn)階段將視角同時聚焦于數(shù)字普惠金融和共同富裕的文獻(xiàn)還比較少；三是在考察數(shù)字普惠金融對共同富裕的影響時，大多采用靜態(tài)面板進(jìn)行分析，且基于二者存在線性關(guān)系的假設(shè)；四是部分文獻(xiàn)僅將研究停留在定性分析層面，所提出的政策建議缺乏針對性。與既有文獻(xiàn)相比，本文的邊際貢獻(xiàn)在于：首先，將前一期的共同富裕水平納入模型，基于動態(tài)面板進(jìn)行分析，并運(yùn)用系統(tǒng)GMM方法考察數(shù)字普惠金融對共同富裕的影響；其次，通過面板門檻模型檢驗(yàn)二者之間的非線性關(guān)系；最后，基于科學(xué)定量分析，針對性地提出數(shù)字普惠金融促進(jìn)共同富裕的政策建議，為扎實(shí)推進(jìn)共同富裕提供有益的理論依據(jù)和文獻(xiàn)參考。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）模型構(gòu)建

1.基準(zhǔn)回歸模型

（二）變量說明

1.被解釋變量

本文以共同富裕水平（Com）為被解釋變量，從共同富裕的內(nèi)涵出發(fā)，借鑒陳麗君等［15］和韓亮亮等［16］的相關(guān)研究，從發(fā)展性、共享性、可持續(xù)性3個維度出發(fā)，利用熵值法對共同富裕水平進(jìn)行客觀測度。對應(yīng)的指標(biāo)評價體系如表1所示。

2.核心解釋變量

本文以數(shù)字普惠金融發(fā)展水平（DIFI）為核心解釋變量，用北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心編制的數(shù)字普惠金融指數(shù)表示，該指數(shù)包含覆蓋廣度（RAG）、使用深度（DEP）、數(shù)字化程度（DIG）3個方面，能夠客觀全面反映各省份數(shù)字普惠金融發(fā)展水平。

3.中介變量

本文以融資約束緩解程度（FIN）為中介變量，以金融機(jī)構(gòu)存貸余額比作為融資約束緩解程度的代理變量，其值越大，表明資金使用效率越高，融資約束緩解程度就越大。

4.控制變量

為了控制其他變量對共同富裕的影響，借鑒金正連［17］、劉海巍等［18］、劉心怡等［19］的研究成果，本文選取經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（ECO）、政府干預(yù)水平（GOV）、對外開放程度（OPE）和教育發(fā)展水平（EDU）作為控制變量。其中，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平用以2013年為基期進(jìn)行平減處理后的人均GDP表示；政府干預(yù)水平用財(cái)政支出占GDP的比重來表示；對外開放程度用進(jìn)出口總額與GDP的比值來表示；教育發(fā)展水平以人均受教育年限表示。

（三）數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

由于普惠金融發(fā)展歷史還比較短，考慮到西藏和港澳臺地區(qū)的各項(xiàng)指標(biāo)數(shù)據(jù)缺失較為嚴(yán)重，故本文不將其納入研究范疇，僅采用2013—2020年我國30個省份的面板數(shù)據(jù)作為研究樣本。數(shù)字普惠金融的相關(guān)數(shù)據(jù)來源于北京大學(xué)數(shù)字金融研究中心發(fā)布的《北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)》，其余數(shù)據(jù)分別來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、地方統(tǒng)計(jì)年鑒和國家統(tǒng)計(jì)局公布的權(quán)威數(shù)據(jù)。為減小樣本波動，本文對部分指標(biāo)取對數(shù)處理。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示。

由表2可知，共同富裕水平的平均值為0.2328，最小值為0.0992，最大值為0.7551，表明現(xiàn)階段我國共同富裕水平總體上仍然比較低，且個別地區(qū)間差距較大。雖然數(shù)字普惠金融及其分維度指數(shù)已進(jìn)行對數(shù)化處理，但不難看出，我國的數(shù)字普惠金融發(fā)展水平也存在不平衡問題。

三、實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)回歸

本文利用Stata對2013—2020年我國30個省份的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果如表3所示。表中的列（1）～列（3）分別是運(yùn)用混合最小二乘法、固定效應(yīng)和系統(tǒng)GMM方法對式（2）進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果。雖然運(yùn)用混合最小二乘法和固定效應(yīng)對動態(tài)面板進(jìn)行回歸得到的估計(jì)結(jié)果都是有偏的，但二者決定了因變量滯后項(xiàng)真實(shí)估計(jì)值的區(qū)間［20］，即系統(tǒng)GMM方法估計(jì)出的因變量滯后項(xiàng)的回歸系數(shù)位于其他兩種方法的估計(jì)結(jié)果之間，則可以認(rèn)為估計(jì)結(jié)果是真實(shí)可靠的。此外，在對動態(tài)面板進(jìn)行系統(tǒng)GMM估計(jì)時，需要進(jìn)行過度識別檢驗(yàn)以確定工具變量的有效性，同時需要確保二階序列不存在自相關(guān)問題。由表3可以看出，由系統(tǒng)GMM方法估計(jì)出的因變量滯后項(xiàng)系數(shù)為0.4000，介于0.3920和0.9536之間，說明估計(jì)結(jié)果較為可靠。Hansen檢驗(yàn)的p值大于0.1，即在10%的顯著性水平下不能拒絕模型變量設(shè)定存在過度識別的原假設(shè)，說明工具變量有效；AR（2）檢驗(yàn)p值大于0.1，說明擾動項(xiàng)差分二階不相關(guān)。綜上，該模型設(shè)定合理且有效。

由表3可知，數(shù)字普惠金融對共同富裕水平的影響系數(shù)為正且在10%的置信水平下顯著，其值為0.0449，即數(shù)字普惠金融水平（lnDIFI）平均提高1個單位，共同富裕水平就提高0.0449%，說明數(shù)字普惠金融對全國范圍內(nèi)的共同富裕有較為明顯的促進(jìn)作用。數(shù)字普惠金融旨在全方位地為社會所有階層和群體提供金融服務(wù)，尤其是中小微企業(yè)以及弱勢群體，為其提供低成本、可持續(xù)的金融服務(wù)，對促進(jìn)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和減貧增收具有重要意義［21］;在提高收入水平的同時降低了收入不平等程度，有助于實(shí)現(xiàn)社會公平和提高共同富裕水平［22］。

從控制變量來看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、政府干預(yù)水平、對外開放程度和教育發(fā)展水平對共同富裕都具有顯著的促進(jìn)作用。共同富裕離不開經(jīng)濟(jì)富裕，經(jīng)濟(jì)發(fā)展可以增加居民收入、提升富裕程度，從而將社會財(cái)富這塊蛋糕不斷做大。［23］政府干預(yù)可以通過稅收、社保、轉(zhuǎn)移支付等手段支持弱勢群體的發(fā)展，減小地區(qū)、城鄉(xiāng)和行業(yè)等層面的差異，尤其是脫貧攻堅(jiān)政策實(shí)施以來，我國已徹底消除絕對貧困，共同富裕水平更上一層臺階。不斷擴(kuò)大對外開放不僅是深化改革開放的要求，也是新時代突破我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展瓶頸的重要抓手，有利于倒逼我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級，實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展離不開人力資源的作用，而教育的發(fā)展不僅可以提高人力資源水平，同時教育還具有促進(jìn)代際收入分配公平、阻斷貧困代際傳遞的作用，可以從根本上解決相對貧困問題。［24］

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步保證模型估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采取以下方法對基準(zhǔn)模型進(jìn)行再估計(jì)：第一，被解釋變量的再度量，運(yùn)用主成分分析法重新測度共同富裕水平后再進(jìn)行回歸；第二，縮短時間窗口，業(yè)界一般把2013年視作數(shù)字普惠金融元年，因此將樣本期間調(diào)整為2013—2017年，然后采用系統(tǒng)GMM對基準(zhǔn)回歸進(jìn)行再估計(jì)；第三，縮尾處理，為剔除極端值的影響，本文對主要解釋變量進(jìn)行前后1%的縮尾處理后重新回歸；第四，考慮到直轄市的特殊地位和政策偏向性，本文剔除北京、上海、天津和重慶4個直轄市的數(shù)據(jù)后重新進(jìn)行檢驗(yàn)。采用4種不同方法重新回歸的結(jié)果如表4所示。

由表4可以看出，利用以上4種方法進(jìn)行再估計(jì)后，核心解釋變量的參數(shù)估計(jì)值和顯著性水平均沒有發(fā)生太大變化，基本與前文估計(jì)結(jié)果保持一致，這也說明了本文得出的結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。

（三）機(jī)制分析

上文的基準(zhǔn)回歸和穩(wěn)健性檢驗(yàn)表明，數(shù)字普惠金融能夠促進(jìn)共同富裕水平的提高。接下來，本文將進(jìn)一步探究數(shù)字普惠金融影響共同富裕的傳導(dǎo)機(jī)制。根據(jù)王亞平等［25］和吳慶田等［26］的研究成果，數(shù)字普惠金融能夠降低金融服務(wù)的獲取成本，為“長尾群體”提供優(yōu)惠貸款，解決發(fā)展中融資難融資貴的問題。因此，本文對數(shù)字普惠金融是否通過緩解融資約束來促進(jìn)共同富裕這一傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果如表5所示。

表5第（1）列展示了數(shù)字普惠金融與融資約束緩解之間的關(guān)系，數(shù)字普惠金融的回歸系數(shù)顯著為正，說明數(shù)字普惠金融提高了資金使用效率、緩解了融資約束。第（2）和第（3）列分別是引入中介變量前、后數(shù)字普惠金融對共同富裕的回歸結(jié)果，從中可以看出，數(shù)字普惠金融對共同富裕表現(xiàn)出顯著的促進(jìn)作用，并且在引入中介變量后，數(shù)字普惠金融的回歸系數(shù)絕對值有所降低，因此，融資約束這一中介渠道存在。在假設(shè)其他條件不變的情況下，數(shù)字普惠金融水平每提高1個單位，共同富裕會直接提升0.0114個單位，同時融資約束緩解程度提高1.0355個單位，又會導(dǎo)致共同富裕間接提升0.0422個單位。由此，總效應(yīng)達(dá)到0.0536個單位，其中融資約束緩解帶來的間接效應(yīng)在總效應(yīng)中占比約為78%。

（四）異質(zhì)性分析

1.分維度異質(zhì)性

數(shù)字普惠金融指數(shù)由覆蓋廣度、使用深度和數(shù)字化程度3個維度構(gòu)成，為探究各個維度對共同富裕水平的影響是否具有異質(zhì)性，本文分別以各維度為核心解釋變量對式（2）進(jìn)行修正，繼續(xù)采用系統(tǒng)GMM方法對其進(jìn)行回歸，結(jié)果如表6所示。

由表6可以看出，在10%的顯著性水平下，數(shù)字普惠金融覆蓋廣度和使用深度對共同富裕水平的回歸系數(shù)均顯著為正，說明覆蓋廣度和使用深度均能顯著提升共同富裕水平;而數(shù)字化程度對提高共同富裕水平的作用卻不明顯。原因可能是：隨著國家政策的扶持、移動互聯(lián)網(wǎng)的普及以及數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施的完善，數(shù)字普惠金融惠及的人群越來越廣，使用頻率也越來越高，其紅利被進(jìn)一步釋放，由此提高了共同富裕水平；數(shù)字化程度包含移動化、實(shí)惠化、信用化和便利化，而受教育程度較低或金融素養(yǎng)缺乏導(dǎo)致的“工具排斥”以及由于相關(guān)金融法規(guī)的缺位而產(chǎn)生的不信任感，極大地影響了數(shù)字化程度提升共同富裕水平的作用的發(fā)揮。

2.區(qū)域異質(zhì)性

我國幅員遼闊，不同地區(qū)的數(shù)字普惠金融發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展?fàn)顩r等各不相同，決定共同富裕水平的影響因素也具有差異性。本文根據(jù)各省份的地理位置和經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展情況，將我國30個省份劃分為東部、中部和西部三大地理區(qū)域①，并對其進(jìn)行分組回歸，以檢驗(yàn)數(shù)字普惠金融對共同富裕水平的影響是否存在區(qū)域異質(zhì)性，回歸結(jié)果如表7所示。

由表7可以看出，數(shù)字普惠金融對共同富裕的影響存在明顯的區(qū)域差異。中部和西部地區(qū)數(shù)字普惠金融的回歸系數(shù)均顯著為正，其中，中部地區(qū)的回歸系數(shù)為0.0553并在10%的水平下顯著，西部地區(qū)的回歸系數(shù)為0.0736且通過了5%水平下的顯著性檢驗(yàn)，說明數(shù)字普惠金融促進(jìn)了中部和西部地區(qū)共同富裕水平的提高，且對西部地區(qū)的促進(jìn)作用更明顯。東部地區(qū)數(shù)字普惠金融的回歸系數(shù)為正，卻沒有通過顯著性檢驗(yàn)，即東部地區(qū)數(shù)字普惠金融的發(fā)展對提高共同富裕水平的影響不顯著。雖然中部和西部地區(qū)數(shù)字普惠金融發(fā)展程度較低，但數(shù)字普惠金融的內(nèi)涵也注定了其對貧困人口和小微企業(yè)的經(jīng)濟(jì)行為產(chǎn)生更大的影響。因此，中部和西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展對數(shù)字普惠金融的敏感度更高，數(shù)字普惠金融在中部和西部地區(qū)發(fā)揮的作用也更大。

（五）門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

上述分析充分證明了數(shù)字普惠金融對共同富裕具有正向影響，為驗(yàn)證該影響是否存在門檻效應(yīng)，探究數(shù)字普惠金融對共同富裕的非線性影響，本文對其展開進(jìn)一步分析。以數(shù)字普惠金融發(fā)展水平為門檻變量，采用bootstrap方法，依次在存在單一門檻、雙重門檻和三重門檻的原假設(shè)下，對式（5）進(jìn)行估計(jì)，得到F統(tǒng)計(jì)量和p值如表8所示?？梢钥闯?，單一門檻和雙重門檻效應(yīng)均在1%水平下顯著，三重門檻則未通過10%水平下的顯著性檢驗(yàn)。因此可以認(rèn)為，數(shù)字普惠金融對共同富裕水平存在雙重門檻的非線性影響。

經(jīng)過門檻效應(yīng)檢驗(yàn)后，本文進(jìn)一步對門檻值進(jìn)行估計(jì)，表9報(bào)告了雙重門檻的門檻估計(jì)值及其對應(yīng)的95%的置信區(qū)間。

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)門檻估計(jì)值是否等于其真實(shí)值，本文采用似然比統(tǒng)計(jì)量（LR）來檢驗(yàn)門檻估計(jì)值的真實(shí)性。由圖1的似然比函數(shù)圖也可以看出：LR統(tǒng)計(jì)量在95%漸進(jìn)有效置信區(qū)間內(nèi)接近于零，檢驗(yàn)結(jié)果無法拒絕門檻估計(jì)值為其真實(shí)值一致估計(jì)量的原假設(shè)，由此可斷定門檻估計(jì)值真實(shí)有效。

對數(shù)字普惠金融作用于共同富裕水平的非線性雙重門檻模型進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表10所示。

門檻模型回歸結(jié)果表明，數(shù)字普惠金融對共同富裕存在著非線性影響。具體來說，當(dāng)數(shù)字普惠金融水平低于第一門檻值5.2192時，其影響系數(shù)為0.0790且在1%的置信水平下顯著；當(dāng)數(shù)字普惠金融水平位于第一和第二門檻值之間時，影響系數(shù)估計(jì)值仍然顯著，但其值卻降低為0.0747，說明此時數(shù)字普惠金融的拉動作用減弱；隨著數(shù)字普惠金融的進(jìn)一步發(fā)展，當(dāng)其超過第二門檻值5.8049時，對共同富裕的促進(jìn)作用有所增大，影響系數(shù)為0.0782?？偟膩碚f，數(shù)字普惠金融在任何發(fā)展水平下對共同富裕的影響都是正向的，但影響程度有所差異。

四、結(jié)論與建議

本文基于2013—2020年我國30個省份的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過建立系統(tǒng)GMM模型，探討了數(shù)字普惠金融對我國共同富裕水平的影響，并得出四點(diǎn)結(jié)論。一是數(shù)字普惠金融能夠促進(jìn)我國共同富裕水平的提升，且這一結(jié)論具有穩(wěn)健性。二是數(shù)字普惠金融通過緩解融資約束提高了共同富裕水平。三是數(shù)字普惠金融對共同富裕水平的拉動作用存在異質(zhì)性，一方面，數(shù)字普惠金融覆蓋廣度和使用深度對共同富裕水平的促進(jìn)作用明顯，而數(shù)字化程度對其影響卻不顯著；另一方面，西部地區(qū)的共同富裕水平受數(shù)字普惠金融的影響較其他地區(qū)更大，其次是中部地區(qū)，最后是東部地區(qū)。四是數(shù)字普惠金融對共同富裕水平的影響存在雙重門檻效應(yīng)，其在數(shù)字普惠金融發(fā)展的不同階段對共同富裕水平都具有顯著積極影響，但影響程度表現(xiàn)為先下降再上升。

基于上述研究結(jié)論，本文提出以下幾點(diǎn)政策建議。

（1）加大數(shù)字普惠金融支持力度，提高數(shù)字普惠金融覆蓋率。數(shù)字普惠金融為“長尾群體”提供金融支持，有利于化解家庭風(fēng)險(xiǎn)、緩解農(nóng)戶的金融約束、縮小城鄉(xiāng)地區(qū)差距，從而鞏固脫貧攻堅(jiān)成果，推動共同富裕。因此，各地政府要為數(shù)字普惠金融發(fā)展提供政策和資金支持，擴(kuò)大數(shù)字普惠金融覆蓋廣度，增進(jìn)數(shù)字普惠金融使用深度，將數(shù)字普惠金融“普惠于民”的作用落到實(shí)處。

（2）加大數(shù)字化建設(shè)投入力度，改善農(nóng)村普惠金融環(huán)境。數(shù)字普惠金融的發(fā)展有賴于信息基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)和完善，而西部和一些農(nóng)村地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)等數(shù)字技術(shù)條件較差，限制了數(shù)字普惠金融的進(jìn)一步發(fā)展。因此，各地區(qū)要完善數(shù)字金融平臺基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，加大對偏遠(yuǎn)落后地區(qū)信息化建設(shè)的投入力度，縮小居民的數(shù)字資源稟賦差異，拓寬數(shù)字金融的服務(wù)邊界，促進(jìn)數(shù)字普惠金融惠及更多群體。

（3）創(chuàng)新金融產(chǎn)品和服務(wù)，提升供需適配性。目前，農(nóng)村普惠金融產(chǎn)品創(chuàng)新能力不足，行業(yè)內(nèi)產(chǎn)品同質(zhì)化嚴(yán)重；同時，不同群體對金融產(chǎn)品和服務(wù)的需求差異較大。數(shù)字普惠金融對共同富裕的影響受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、政府干預(yù)程度等多種因素的束縛。因此，各地區(qū)應(yīng)該根據(jù)自身發(fā)展情況來設(shè)計(jì)相應(yīng)的數(shù)字普惠金融發(fā)展模式；針對不同群體的多元化需求，設(shè)計(jì)更多個性化普惠金融產(chǎn)品，豐富金融產(chǎn)品種類，擴(kuò)大用戶范圍，提高服務(wù)質(zhì)量。

（4）加強(qiáng)教育宣傳，提升居民基本金融素養(yǎng)?，F(xiàn)階段，農(nóng)村地區(qū)居民人均受教育水平還比較低且缺乏基本金融素養(yǎng)，這嚴(yán)重阻滯了數(shù)字普惠金融的推廣和深化。因此，有必要通過多種渠道和手段普及金融知識，全面提升居民金融素養(yǎng)，破解教育水平低下和金融法律知識缺乏導(dǎo)致的障礙和壁壘，增進(jìn)農(nóng)村人口對普惠金融的了解和應(yīng)用，增強(qiáng)居民使用數(shù)字普惠金融的意愿和能力，提升數(shù)字普惠金融服務(wù)與產(chǎn)品的可及性，進(jìn)一步釋放數(shù)字普惠金融“紅利”。

注釋：

①東部地區(qū)包括：北京，天津，河北，遼寧，上海，江蘇，浙江，福建，山東，廣東，海南；中部地區(qū)包括：山西，吉林，黑龍江，河南，湖北，湖南，安徽，江西；西部地區(qū)包括：內(nèi)蒙古，重慶，四川，廣西，貴州，云南，陜西，甘肅，青海，寧夏，新疆。

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責(zé)任編輯：曲紅