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        數字金融發(fā)展對共同富裕影響的實證檢驗

        2023-12-15 14:36:58劉文文李克強付海洋
        統(tǒng)計與決策 2023年22期
        關鍵詞:門檻共同富裕助力

        劉文文,李克強,付海洋

        (中央民族大學經濟學院,北京 100081)

        0 引言

        黨的二十大報告指出,共同富裕是社會主義的本質要求,是中國式現(xiàn)代化的重要特征。生產和分配作為社會生產總過程的兩個重要環(huán)節(jié),在經濟活動中既緊密相連又相互影響。且生產和分配存在一定的邏輯順序,生產決定分配,分配是生產的產物,也可以反作用于生產[1]。數字金融發(fā)展是以移動互聯(lián)網、大數據、人工智能等信息技術為載體的新一輪金融發(fā)展進程。作為金融服務的創(chuàng)新領域,通過做細做活現(xiàn)代金融體系,助力社會生產總過程中生產和分配兩個環(huán)節(jié)的優(yōu)化,為共同富裕注入新鮮血液。但目前,數字金融發(fā)展仍面臨政策規(guī)劃缺位、法律不健全、數字發(fā)展鴻溝、互聯(lián)網金融安全問題頻發(fā)等多重挑戰(zhàn)[2]。那么,數字金融發(fā)展能否助力共同富裕,助力作用是否存在門檻效應,以及具體的中介機制是什么?這是本文將要研究的主要問題。

        已有關于數字金融發(fā)展對共同富裕的影響與機制研究較為豐富。從生產環(huán)節(jié)來看,學者們的研究主要集中于數字金融發(fā)展可以推動經濟發(fā)展。余江龍等(2022)[3]認為數字金融發(fā)展能夠通過提升地區(qū)資本配置效率和地區(qū)創(chuàng)業(yè)水平促進各地區(qū)的經濟增長。王瑛等(2023)[4]認為數字金融發(fā)展可通過助力居民消費增長和居民消費升級,大幅拉動國民經濟增長,進而促進共同富裕。從分配環(huán)節(jié)來看,學者們的研究主要集中于數字金融發(fā)展可以助力成果共享。田瑤等(2022)[5]研究發(fā)現(xiàn)數字金融發(fā)展可以通過提高中低收入群體信貸可得性進而縮小收入差距,助力全體人民共享富裕成果,促進社會公平。何理等(2022)[6]研究認為數字金融發(fā)展能夠顯著提升農村地區(qū)金融的可得性和便利性,有利于提高農村居民收入、縮小城鄉(xiāng)收入差距、優(yōu)化城鄉(xiāng)分配格局。

        綜上所述,目前學界對數字金融發(fā)展與共同富裕的關系進行了一些較為深刻的研究,但這些研究仍存在一些問題。第一,現(xiàn)有文獻對數字金融發(fā)展影響共同富裕的研究多從生產或分配一個環(huán)節(jié)分析,但這兩個環(huán)節(jié)是相互聯(lián)系、相互制約的,分開研究難免存在一定的片面性;第二,現(xiàn)有文獻對數字金融發(fā)展影響共同富裕的機制研究大多聚焦微觀主體的層面,存在的一定的局限性。鑒于此,本文基于生產和分配的視角理論分析數字金融發(fā)展對共同富裕的影響與作用機制,并利用實證模型加以檢驗。

        1 理論分析與研究假設

        1.1 數字金融發(fā)展對共同富裕的影響

        1.1.1 生產環(huán)節(jié)

        數字金融發(fā)展能夠促進經濟發(fā)展和財富創(chuàng)造。宏觀層面,相較于傳統(tǒng)金融,數字金融可以逐步降低信息不對稱程度,促進信息流通和價格發(fā)現(xiàn),進而減少交易成本并提高市場運作效率,有利于經濟增長[7]。數字金融發(fā)展兼具普惠性、政策性和靶向性,其通過信息技術拓寬了金融服務的廣度,將每個終端用戶納入金融體系,并且通過政策引導金融資金向基礎設施、中小微企業(yè)、“三農”等經濟發(fā)展的重點領域和薄弱環(huán)節(jié)流動,增強經濟發(fā)展的內生動力,促進經濟高質量發(fā)展。微觀層面,數字金融發(fā)展巧用互聯(lián)網和大數據,降低了普通居民的融資成本,為其經營小微企業(yè)和勞動密集型產業(yè)提供了融資便利,提高了生產個體的創(chuàng)業(yè)積極性和可行性,有助于促進家庭財富創(chuàng)造和經濟增長。數字金融發(fā)展通過更新支付方式免除了居民消費的空間和時間限制,居民消費潛力的釋放將產生一系列的乘數效應,帶動國民經濟增長,進而促進共同富裕。

        1.1.2 分配環(huán)節(jié)

        數字金融發(fā)展能夠促進發(fā)展成果共享和社會公平。宏觀層面,隨著數字基礎設施建設的不斷完善,源于區(qū)域與群體間發(fā)展不平衡的“數字鴻溝”有望逐漸消失,中西部地區(qū)缺位的金融服務得以補齊,小微企業(yè)的融資需求被激活和滿足,有助于中西部地區(qū)共享發(fā)展成果。微觀層面,數字金融發(fā)展增加了農村居民獲得信貸的方式和途徑,降低了其獲取金融服務的鞋底成本,能夠刺激農村居民的信貸需求,增加農村居民擴大農業(yè)生產以及購買農業(yè)機械的積極性和信心,有利于提高農村居民的農業(yè)收入,助力共同富裕[8]。數字金融發(fā)展的優(yōu)勢在于吸納了大量被傳統(tǒng)金融體系排斥的低收入和低信用群體,他們通過移動智能終端及無線互聯(lián)網技術擁有了同等參與金融活動的機會,有助于提升其儲蓄和投資的意愿,增強個人資金的流動性和收益率,提高其財產性所得。

        依據以上理論分析,本文提出假設1:數字金融發(fā)展能夠助力共同富裕。

        1.2 科技創(chuàng)新的中介效應

        數字金融發(fā)展作為金融服務創(chuàng)新的高級階段,能夠助力科技創(chuàng)新水平的提升,促進金融、科技、產業(yè)的良性循環(huán)發(fā)展。從宏觀層面看,數字金融發(fā)展能夠刺激資本市場更好地發(fā)揮市場價值發(fā)現(xiàn)功能,進而推動數據、資金等生產要素轉向具有較高技術含量和創(chuàng)新性的產業(yè),提高全社會的科技創(chuàng)新能力。從微觀層面看,企業(yè)科技創(chuàng)新活動需要大量前期資金投入,且創(chuàng)新成果閉環(huán)為經濟效益的過程存在較多未知因素,風險系數較高,與風險規(guī)避型的傳統(tǒng)金融機構的投資偏好不相符。數字金融發(fā)展可以助力資本市場準確地甄別生產力較高的專業(yè)化技術,為實體企業(yè)的基礎研究、科技研發(fā)等活動提供相匹配的融資支持,有利于企業(yè)進行高水平的科技創(chuàng)新。

        科技創(chuàng)新是一個國家和地區(qū)經濟高質量發(fā)展的重要驅動因素,能夠為共同富裕提供不竭的動力。在生產環(huán)節(jié),內生增長理論表明科技創(chuàng)新是推動經濟增長的根本動力,創(chuàng)新可以打破區(qū)域經濟發(fā)展和企業(yè)生產的天花板??萍紕?chuàng)新是一個不斷推陳出新的過程,是改變生產方式的最優(yōu)途徑,對生產力的發(fā)展有較大的推動作用??萍紕?chuàng)新引致的核心競爭力可以充分地轉化為經濟效益,為經濟發(fā)展助力。在分配環(huán)節(jié),科技創(chuàng)新衍生了線上信用平臺、眾籌平臺等新型業(yè)務形態(tài),在一定程度上拓寬了低收入群體參與金融活動的渠道與機會。大數據技術可以使受到傳統(tǒng)金融機構信用評估閾值限制的低收入群體與中小型企業(yè)獲得金融服務,幫助他們順利實現(xiàn)信貸、投資與融資等金融活動,有助于推動共同富裕的成果共享。

        依據以上理論分析,本文提出假設2:科技創(chuàng)新在數字金融發(fā)展促進共同富裕的過程中發(fā)揮中介效應。

        1.3 資金配置的中介效應

        數字金融發(fā)展可以通過提高資金配置規(guī)模和資金配置效率來促進區(qū)域間、群體間的資金配置[9]。第一,線上化、場景化的信貸模式降低了金融機構服務的準入門檻,這有助于增加互聯(lián)網金融用戶,擴大資本市場的資金規(guī)模,加速資金流動。第二,數字金融發(fā)展依托大數據、云計算等數字技術加速金融業(yè)數字化轉型進程,有利于金融機構快速整合企業(yè)近幾年的資產負債表、現(xiàn)金流、法律訴訟信息等信貸特征,進行定量的信貸風險分析,優(yōu)化業(yè)務流程并提高業(yè)務效率,進而提高資金配置效率。第三,數字金融發(fā)展能夠增強信息的溢出效應,有利于融資企業(yè)降低信息搜尋成本、人力成本、運營成本和機會成本,提高融資效率。

        資金配置的優(yōu)化是經濟協(xié)調發(fā)展的有力保障,有利于促進全社會的經濟運行效率和經濟發(fā)展質量,助力共同富裕。在生產環(huán)節(jié),金融資金配置規(guī)模和效率的提高能夠滿足各行業(yè)各群體的融資需求和效率,在節(jié)省成本的同時能夠加速經濟運行,助力共同富裕。在分配環(huán)節(jié),資金配置規(guī)模和效率的提高顯著優(yōu)化了資金配置結構,使得金融機構將東部地區(qū)充足的市場資本配置到中西部地區(qū)經濟發(fā)展水平較低省份發(fā)展?jié)摿^大的項目中去,能夠改善我國區(qū)域經濟發(fā)展不協(xié)調不充分的問題,助力共同富裕。

        依據以上理論分析,本文提出假設3:資金配置在數字金融發(fā)展促進共同富裕的過程中發(fā)揮中介效應。

        2 研究設計

        2.1 模型構建

        2.1.1 基準回歸模型構建

        為了驗證理論分析,建立實證模型檢驗數字金融發(fā)展對共同富裕的影響,并對東、中、西部地區(qū)分別回歸檢驗其影響是否存在異質性。由于上一期的共同富裕水平會對本期的共同富裕水平產生影響,本文構建動態(tài)面板模型進行研究,將被解釋變量的滯后一期代入解釋變量:

        其中,Yit為被解釋變量,代表共同富裕;difi為核心解釋變量,表示數字金融發(fā)展;CVijt表示一組控制變量構成的向量;α0、α1、α2均為待估參數;ui表示各省份不受時間影響的因素;?it為隨機擾動項;下標i表示省份,j表示控制變量;t表示年份。

        被解釋變量滯后項的加入導致模型無法滿足完全外生性假定,故本文采用系統(tǒng)GMM進行模型參數估計[10]。

        2.1.2 中介效應模型構建

        依據前文的理論分析,數字金融發(fā)展可以通過科技創(chuàng)新和資金配置進而推動共同富裕。為了檢驗上述路徑的存在,參考溫忠麟和葉寶娟(2014)[11]的研究,構建中介效應檢驗模型:

        其中,ti、fs、afe分別表示科技創(chuàng)新、資金配置規(guī)模和資金配置效率。

        2.1.3 門檻效應模型構建

        為進一步深化對數字金融發(fā)展與共同富裕間關系的認知,論證兩者之間是否只存在線性關系,探究前者對后者的影響是否存在閾值,本文參考Wang(2015)[12]的做法構建門檻回歸模型進行研究。由于具體門檻數量未知,因此先假設為單一門檻模型,設置面板門檻模型如下:

        其中,qi、γ和εit分別表示門檻變量、未知門檻值和隨機誤差項。

        2.2 變量選取與說明

        表1 共同富裕的評價指標體系

        (2)解釋變量:數字金融發(fā)展(difi)。本文參考薛啟航等(2022)[13]的研究,選用“北京大學數字普惠金融指數”測度數字金融發(fā)展水平。

        (3)中介變量。①科技創(chuàng)新(ti)。對于技術創(chuàng)新的量化,學界暫未形成統(tǒng)一的標準,考慮數據的可得性后本文借鑒劉佳寧和歐陽勝銀(2022)[14]的研究,選用發(fā)明專利授權量(ti)來衡量科技創(chuàng)新。②資金配置。本文參考謝婷婷和郭艷芳(2016)[15]將資金配置分為資金配置規(guī)模(fs)與資金配置效率(afe)兩個方面進行度量。前者用各省份金融機構本外幣貸款余額與全國金融機構年末本外幣貸款余額的比值來衡量;后者則用信貸資本的邊際效率來衡量,具體地,采用地區(qū)生產總值增量?Y與金融機構貸款余額增量?K的比值?Y/?K來計算[16]。

        (4)控制變量。為了提高實證研究的可信度,本文引入4 個控制變量,分別是政府支出水平(pfe)、開放程度(open)、城鎮(zhèn)化率(ur)和金融發(fā)展水平(fir)。政府支出水平在一定程度上體現(xiàn)了地方政府對經濟的干預程度和對市場經濟造成的扭曲,選取各省份財政支出占地區(qū)生產總值的比重來衡量。開放程度采用進出口貿易額占地區(qū)生產總值的比重度量。城鎮(zhèn)化率選取城鎮(zhèn)人口占年末常住人口的比重來衡量。金融發(fā)展水平參考陶雄華和謝壽瓊(2017)[17]的研究,選取金融機構存貸款余額與地區(qū)生產總值的比值來衡量。

        2.3 數據來源

        本文選用2011—2020年中國31個省份(不含港澳臺)的相關數據作為樣本進行實證研究。數據主要來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、北京大學數字金融研究中心、國家統(tǒng)計局官網和Wind經濟數據庫。為了消除奇異樣本數據對實證結果造成的影響,本文對各變量進行歸一化處理,處理后的變量描述性統(tǒng)計如表2 所示。各變量的標準差顯示數據離散程度較低,符合面板平衡特征,保證了實證模型的可信度。

        表2 變量的描述性統(tǒng)計

        3 實證分析

        3.1 基準回歸結果分析

        本文基于式(1),利用2011—2020年中國31個省份的面板數據檢驗數字金融發(fā)展對共同富裕的影響,結果如下頁表3 所示。3 個模型的AR(1)的P 值均小于0.1,AR(2)的P 值均大于0.1,Hansen 識別檢驗的結果均大于0.1,保證了模型的合理性。由表3可知,數字金融發(fā)展對共同富裕及其兩個環(huán)節(jié)均有顯著的正向促進作用,系數分別是0.2827、0.4080 和0.3935,并在10%、10%和1%的水平上顯著,假設1得證。

        表3 基準回歸結果

        3.2 穩(wěn)健性檢驗

        (1)樣本重新選擇。我國部分省份基礎設施完善,勞動力素質較高,其推進共同富裕的條件更優(yōu)越,為了實證結果的可靠性,剔除原樣本中共同富裕指數均值排名前4的北京、上海、浙江、江蘇后再次回歸。

        (2)縮短樣本周期。考慮改變樣本期可能影響實證結果,本文將樣本周期由原來的2011—2020年縮短至2013—2020年。

        通過結構分析可知,飛行中該拉桿主要承受軸向拉壓載荷,要測得拉桿拉壓載荷,需要在拉桿上粘貼垂直組合應變計。常規(guī)等截面細長拉桿一般在拉桿中間對稱粘貼應變計,對側組橋即可。該機拉桿屬于非常規(guī)細長拉桿,結構如圖2。拉桿結構左右對稱,由螺紋桿、耳環(huán)套筒(內含螺紋)、連接螺栓等組成,其中螺紋桿直徑6 mm,套筒直徑14 mm,圖中標出了套筒內部螺紋區(qū)域。

        (3)利用主成分分析法計算共同富裕水平。前文采用熵權法測算共同富裕指數,為了確保基準回歸的可靠性,本文參考牛麗娟(2023)[18]的研究,利用主成分分析法重新計算共同富裕指數,并作為被解釋變量進行回歸。

        (4)修正離群值。為控制極端值對回歸結果的影響,對被解釋變量(copr)與核心解釋變量(difi)的上下1%的樣本進行縮尾處理后再估計。

        (5)替換估計方法。本文參考趙領娣等(2022)[19],利用2SLS替換系統(tǒng)GMM方法進行實證估計,選取共同富裕的滯后二階、三階、四階作為解釋變量的工具變量,解決可能存在的內生性問題,檢驗更換估計方法基準實證結果是否仍成立。

        前4 種穩(wěn)健性檢驗結果(略)顯示,回歸系數的正負號和顯著性均無明顯變化,2SLS 結果顯示工具變量通過嚴格外生的檢驗,且核心變量符號及顯著性與基準回歸結果基本吻合,說明了回歸結果的穩(wěn)健性、結論的可靠性。

        3.3 異質性檢驗

        為了檢驗數字金融發(fā)展對共同富裕的影響是否存在區(qū)域異質性,本文按照國家統(tǒng)計局統(tǒng)計資料,分東、中、西部地區(qū)實證檢驗數字金融發(fā)展影響共同富裕的異質性。回歸結果如表4所示,模型均通過了AR 檢驗和Hansen 檢驗,說明回歸模型可信度較高。

        表4 異質性檢驗結果

        數字金融發(fā)展對東、中、西部地區(qū)的共同富裕均有顯著的正向促進作用,其中對中部地區(qū)的影響系數最大,為0.3915(在10%的水平上顯著),對西部地區(qū)的影響系數次之,為0.1287(在1%的水平上顯著);對東部地區(qū)的影響系數最小,為0.0582(在5%的水平上顯著)。且差異檢驗P值表明系數差異通過了顯著性檢驗。究其原因,相較于中部和西部地區(qū),東部地區(qū)金融機構分布較廣,傳統(tǒng)金融服務的飽和度較高,數字金融發(fā)展對金融市場需求和供給的釋放程度有限,對共同富裕的推動作用較小。相較于中部地區(qū),西部地區(qū)數字金融基礎設施建設薄弱,數字金融服務體系不健全,居民的金融素養(yǎng)和金融技能不足,因此數字金融發(fā)展水平較低,對共同富裕的助力作用不及中部地區(qū)。

        4 進一步分析

        4.1 中介效應分析

        基于全國樣本回歸得到結果如表5所示,模型均通過了AR檢驗和Hansen檢驗,保證了實證結果的合理性。其中,列(1)、列(2)是檢驗科技創(chuàng)新的中介傳導機制,列(3)、列(4)是檢驗資金配置規(guī)模的中介傳導機制,列(5)、列(6)是檢驗資金配置效率的中介傳導機制。

        表5 中介效應模型的估計結果

        4.1.1 科技創(chuàng)新的中介效應分析

        由表5 列(1)可以看出,數字金融發(fā)展的系數為0.3261,在5%的水平上顯著,表明其可以助力共同富裕??萍紕?chuàng)新的系數為0.0739,在10%的水平上顯著,表明其可以推動共同富裕。列(2)的結果表明,數字金融發(fā)展對科技創(chuàng)新的回歸系數為0.2876,在10%的水平上顯著,表明數字金融發(fā)展推動了科技創(chuàng)新。據此可知存在部分中介效應,即數字金融發(fā)展通過促進科技創(chuàng)新進而推動了共同富裕水平的提升,假設2得到驗證。數字金融發(fā)展提高了企業(yè)的融資便捷性和成功率,有助于企業(yè)進行高投入的研發(fā)活動并提高科技創(chuàng)新水平,科技創(chuàng)新形成的技術壁壘能夠創(chuàng)造出巨大經濟價值助力生產和消費,進而推動共同富裕這一過程目標的實現(xiàn)。

        4.1.2 資金配置的中介效應分析

        由表5 列(3)可以看出,數字金融發(fā)展的系數為0.2429,在10%的水平上顯著,表明其可以助力共同富裕。資金配置規(guī)模的系數為0.0707,在10%的水平上顯著,表明其可以推動共同富裕。列(4)的結果表明,數字金融發(fā)展對資金配置規(guī)模的回歸系數為0.0949,在10%的水平上顯著,說明其可以擴大金融市場的資金配置規(guī)模。

        由列(5)可以看出,數字金融發(fā)展的系數為0.2584,在10%的水平上顯著,表明其可以助力共同富裕。資金配置效率的系數為0.1271,在5%的水平上顯著,表明其可以推動共同富裕。列(6)的結果表明,數字金融發(fā)展對資金配置效率的回歸系數為0.2796,在10%的水平上顯著,通過了中介檢驗。據此,部分中介效應成立,即數字金融發(fā)展通過優(yōu)化資金配置進而助力共同富裕,假設3得到驗證。數字金融發(fā)展結合了互聯(lián)網和大數據的優(yōu)勢,能夠更高效地將資金與需求進行匹配,從規(guī)模和效率兩個方面優(yōu)化了資金配置,有助于經濟發(fā)展和分配公平,進而推動共同富裕。

        4.2 門檻效應分析

        4.2.1 門檻數值檢驗

        利用Hansen 提出的Bootstrap 自舉法檢驗門檻值及其數量,使用Stata 16.0 檢驗得出F 統(tǒng)計量和P 值,如表6 所示。數字金融發(fā)展與共同富裕的單一門檻效應和雙重門檻效應均在1%的水平上顯著,但三重門檻效應不顯著。即數字金融發(fā)展與共同富裕之間并非單純的線性關系,存在顯著的雙門檻效應。

        表6 數字金融發(fā)展影響共同富裕的門檻估計檢驗

        在門檻效應檢驗的基礎上,對數字金融發(fā)展和共同富裕的雙重門檻值進行測算和檢驗,雙門檻值以及95%的置信區(qū)間如表7所示。

        表7 數字金融發(fā)展影響共同富裕的門檻估計結果

        4.2.2 門檻回歸結果分析

        依據式(4)面板門檻模型和上述估計結果,對數字金融發(fā)展與共同富裕的非線性關系進行回歸分析,結果見表8。數字金融發(fā)展低于第一門檻值0.1067 時,其系數估計值是0.7771,在1%的水平上顯著;當數字金融發(fā)展介于第一門檻值0.1067與第二門檻值0.5509之間時,其系數估計值為0.1670,在1%的水平上顯著,數字金融發(fā)展對共同富裕的推動作用呈現(xiàn)明顯的縮小趨勢;當數字金融發(fā)展高于第二門檻值0.5509 時,其系數估計值為0.2522,在1%的水平上顯著,數字金融發(fā)展對共同富裕的促進作用有所回升。

        表8 門檻面板回歸模型估計結果

        究其原因,數字金融的出現(xiàn)和興起填補了傳統(tǒng)金融難以覆蓋的部分市場空缺,增強了金融服務的深度和廣度,因此數字金融發(fā)展指數低于第一門檻值時對共同富裕的推動作用最強。但隨著數字金融的逐漸擴張,金融與科技的邊界變得模糊,金融安全問題頻發(fā),對社會經濟發(fā)展和安定團結造成負面影響,因此系數估計值處于第一門檻值和第二門檻值之間時變小,數字金融發(fā)展對共同富裕的促進作用有所減弱。待數字金融發(fā)展的水平進一步提高,政府的監(jiān)管體系逐漸完善后,互聯(lián)網金融安全風險得到有效遏制,因此數字金融發(fā)展跨越第二門檻值后,對共同富裕的推動作用又有所回升,但還是低于跨越第一門檻值之前的系數,說明數字金融安全問題亟待解決。

        5 結論與建議

        5.1 結論

        本文從理論分析和實證檢驗兩個方面研究數字金融發(fā)展對共同富裕的影響及作用機制,實證結論顯示:(1)數字金融發(fā)展對共同富裕有顯著的正向促進作用,科技創(chuàng)新和資金配置在數字金融發(fā)展助力共同富裕的過程中發(fā)揮了中介傳導作用。(2)數字金融發(fā)展對全國以及東、中、西部地區(qū)的共同富裕水平均有助力作用,但助力作用存在明顯的異質性,表現(xiàn)為對中部地區(qū)的影響最大,西部地區(qū)次之,東部地區(qū)最小。(3)數字金融發(fā)展與共同富裕之間并非簡單的線性關系,前者對后者的影響作用具有雙重門檻特征,當數字金融發(fā)展低于第一門檻值時,對共同富裕的推進作用最為顯著。

        5.2 建議

        (1)促進數字金融基礎設施建設和使用技能均等化。西部地區(qū)相關部門應加強金融數據匯聚設施、傳輸設施和應用設施的建設,并且面向居民舉辦一系列有關數字金融知識和使用技能的免費講座或宣傳活動,打破信息壁壘,構建良好的數字金融生態(tài)體系,擴大數字金融的輻射效應,使數字金融發(fā)展更好地服務于共同富裕。

        (2)規(guī)范數字金融風險的管理。一方面,需要完善互聯(lián)網金融立法,明確法律和政策的邊界,糾正司法和仲裁的誤區(qū),嚴格區(qū)分金融創(chuàng)新和金融犯罪;另一方面,要形成隱私保護機制,數據要素投入時應做到透明化、規(guī)范化、標準化和平等化,在不傳遞原始數據的基礎上實現(xiàn)數據的共享和運用。

        (3)推動科技創(chuàng)新和資金配置。各級地方政府應以數字金融發(fā)展為契機,出臺稅收優(yōu)惠等一攬子政策大力支持企業(yè)的科創(chuàng)活動,并為創(chuàng)新企業(yè)提供優(yōu)質的融資平臺,降低企業(yè)的外部融資難度和成本,推動資金向創(chuàng)新企業(yè)流動。同時鼓勵居民參與投資,擴大資本規(guī)模。

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