康書生 龐秀茹

一、引言

共同富裕的重點難點在農村，共同富裕可持續(xù)的基礎在人力資本。2021年《關于加快推進鄉(xiāng)村人才振興的意見》指出，要堅持農業(yè)農村優(yōu)先發(fā)展，堅持把鄉(xiāng)村人力資本開發(fā)放在首要位置。人力資本是跨越“中等收入陷阱”、縮小收入差距、支撐實體經濟高質量發(fā)展的核心力量[1—3]，也是從根源上助力居民增收致富的關鍵[4，5]。在人口結構快速轉變時期，推進農村地區(qū)“人口紅利”向“人才紅利”轉變，對補齊農村發(fā)展落后短板、促進產業(yè)結構轉型升級、激發(fā)內生增長動力尤為重要。

人力資本的形成與積累較大程度上取決于人力資本投資水平。家庭作為人力資本投資的基礎決策單元，其人力資本投資偏好與家庭成員人力資本供給質量直接相關。當前研究主要使用教育與健康支出來衡量家庭人力資本投資水平，廣義上也包含娛樂旅游、遷移支出等[6，7]。一般而言，家庭人力資本投資越高，其財富積累越多。但地域發(fā)展不平衡所衍生的收入差距、貧富不均衡等問題導致家庭間支出差距加大，造成人力資本投資差異較大。農村地區(qū)人力資本投資處于相對弱勢地位，易陷入“低收入—低人力資本投資—低收入”的惡性循環(huán)和代際傳遞[8]。如何促進農村家庭人力資本投資，是推進農村家庭發(fā)展機會公平、創(chuàng)造鄉(xiāng)村“人才紅利”、實現共同富裕亟待解決的問題。

數字普惠金融的便捷、低成本、廣覆蓋特性，使金融服務得以加速下沉并高效發(fā)揮其效能。金融市場格局發(fā)生巨大改變，為中低收入者提供了新的發(fā)展契機[9]。2023年10月，國務院發(fā)布《關于推進普惠金融高質量發(fā)展的實施意見》，提出未來五年要基本建成高質量的普惠金融體系。這意味著普惠金融邁向高質量發(fā)展新階段，對農村地區(qū)人力資本提升將發(fā)揮更大作用。

基于此，本文立足微觀視角，考察農村居民數字普惠金融參與對家庭人力資本投資水平的影響，并探討其異質性，以期為進一步推動共同富裕提供一定參考。

二、文獻回顧

關于數字普惠金融對人力資本投資的影響，已有少量研究發(fā)現數字普惠金融有利于豐盈家庭流動性，提升其獲得資本的信心，從而平滑家庭支出，增加人力資本投資[10，11]，并關注到人力資本在數字普惠金融效能發(fā)揮過程中的傳導或正向調節(jié)作用[12，13]。

人力資本投資的影響因素，包括內部和外部兩方面。內部因素主要包括：（1）家庭收入與財富水平。人力資本投資行為會受家庭總收入的約束[14]。（2）父代教育背景。人力資本存在代際流動性，父代受教育水平對子女教育有顯著正向影響[15]。（3）投資回報率。父代較低的教育回報率會引致其對下一代教育投資的弱偏好，這在農村地區(qū)尤為明顯[16]。（4）家庭人口結構。潘俊宇等[17]研究發(fā)現，養(yǎng)老壓力對子輩投資的擠出效應超出“養(yǎng)兒防老”理念下增加的子女教育支出，即老齡化加劇會降低家庭教育投資。外部因素主要包括：（1）金融服務。如信用卡消費信貸促進家庭人力資本投資[11]。（2）公共服務支出。公共教育支出與家庭教育支出是“互補”還是“替代”關系存在爭議[18]。（3）戶籍制度與家庭遷移。勞動力向發(fā)達地區(qū)的流動促進教育、醫(yī)療等資源的共享[19]。

在此基礎上，本文的邊際貢獻在于：第一，將數字普惠金融納入人力資本投資分析框架。已有研究主要關注了數字普惠金融對家庭消費的影響，而家庭消費中的健康與教育支出是人力資本投資的核心組成部分，數字普惠金融對其影響的探討十分有限。本文聚焦于農村地區(qū)，重點討論農村居民數字普惠金融市場參與如何作用于家庭人力資本投資，豐富了金融包容與人力資本相關研究，有利于推進農村發(fā)展機會公平。第二，在變量構建方面，利用移動支付、數字信貸、數字理財三項代表性業(yè)務，從參與行為和參與程度兩方面表征農村家庭數字普惠金融市場參與情況，在微觀層面衡量了農村數字普惠金融服務可得性與農村居民實際使用程度。此外，由于消費示范效應的存在，個體不僅關注自身消費，也關注與他人的消費差距，故本文將家庭人力資本投資情況細分為人均人力資本投資額（絕對水平）與人力資本投資差距（相對水平），可以更全面考察農村居民數字普惠金融參與對人力資本投資的影響。第三，從不同收入階層、人力資本投資類型方面討論了數字普惠金融對農村家庭人力資本投資影響的異質性，有助于政府精準施策推進農村地區(qū)人力資本開發(fā)。

三、理論分析

數字普惠金融參與有利于促進家庭人力資本投資。一是提供融資渠道。數字普惠金融為農村居民提供了獲取數字貸款的渠道，可以緩解家庭預算約束，使其有余力增加人力資本投資。二是降低交易成本。數字普惠金融作為線上支付和服務平臺，既能降低交易費用，又能作為在線社交工具增強農村居民社會互動，減少信息不對稱。三是提供多元數字金融產品和服務。個性化的教育與健康投資理財有利于提升家庭資金利用效率，分散投資風險，帶來投資收益；教育與健康保險還能通過直接發(fā)揮兜底作用，或通過促進家庭財務穩(wěn)健間接保障家庭人力資本投資，從而促使家庭合理規(guī)劃并增加人力資本投資。

數字普惠金融參與還有利于縮小農村地區(qū)人力資本投資差距。一是帶動弱勢群體人力資本投資。數字普惠金融服務能為擁有更高邊際消費傾向的中低收入農村家庭“雪中送炭”，帶動其人力資本投資，提高其人力資本投資相對水平。二是滿足相對弱勢家庭人力資本投資產品需求。數字普惠金融線上平臺能緩解教育與健康相關金融產品和服務分布不均問題，及時滿足或主動創(chuàng)造消費場景，引導偏遠農村地區(qū)居民金融服務需求，從而為愿意投資的農村弱勢家庭拓寬教育與健康投資渠道，縮小農村地區(qū)居民人力資本投資差距。

四、研究設計

（一）數據來源

本文研究數據來自西南財經大學中國家庭金融與研究中心開展的中國家庭金融調查（China Household Finance Survey，CHFS），樣本覆蓋全國29 個省市（西藏、新疆、港澳臺除外），數據具有較強代表性。該調查公開數據包括2011年、2013年、2015年、2017 年和2019 年五期。由于各期問卷內容存在調整且無法完全匹配，故本文根據研究需要，選擇2019 年最新一期數據并作以下處理：（1）保留戶主年齡在16～65 歲的農村地區(qū)家庭。同時，由于調查年份中的貧困戶、脫貧戶或低保戶享受國家教育幫扶、醫(yī)療救助等，易使數字普惠金融凈效應產生偏誤，故將這部分家庭剔除。（2）剔除變量存在缺失值或異常值的樣本。（3）對總收入、總資產等連續(xù)型變量進行前后1%的縮尾處理。最終得到7583戶農村家庭樣本數據。地區(qū)層面各省人均國內生產總值來自WIND數據庫。

（二）模型設定

在理論分析的基礎上，為檢驗農村家庭數字普惠金融參與對人力資本投資的影響，構建如下模型：

其中，HCi表示第i個家庭的人均人力資本投資水平；RDi表示第i 個家庭面臨的人力資本投資差距；DFIi代表農村家庭數字普惠金融參與情況，具體包含參與行為與參與程度兩個變量；CVi代表一系列控制變量，選自戶主、家庭與地區(qū)層面；εi為隨機擾動項。

（三）變量定義

1.被解釋變量：人力資本投資

參考李文秀等[20]的思路，本文使用農村家庭人力資本投資水平與投資差距來衡量其人力資本投資情況。

第一，人力資本投資水平。參考程名望等[21]的研究，家庭人力資本投資主要包括教育和健康支出兩部分。故計算家庭基礎與高等教育、職業(yè)技能培訓、教育保險等教育相關支出和醫(yī)療保健、社會醫(yī)療保險、商業(yè)健康保險等健康相關支出總額，除以家庭人口數得到人均人力資本投資額，并取對數，以此衡量家庭人力資本投資水平。

第二，人力資本投資差距。Kakwani[22]提出的“個體相對剝奪”指數通過確定某一個體相對于組群中更高水平個體的劣勢地位，捕捉該個體面臨的相對剝奪程度，反映與其他個體的相對差距。本文使用由家庭人均人力資本投資額測度的Kakwani指數來度量農村家庭面臨的人力資本投資相對剝奪程度，作為人力資本投資差距的代理變量。在保證各組群樣本量的基礎上，選取各省農村家庭作為參照群體，將各家庭與參照群體中其他家庭人力資本投資相比較，從而測得該家庭面臨的人力資本投資差距。

具體過程為：假設一個群體X 的樣本容量為n，對應的人均人力資本投資項量為X=（x1，x2，…，xn），按照支出水平升序排列，即x1≤x2≤…≤xn。記個體xk受到的人力資本投資差距為RD（x，xk），是群體X中投資水平高于xk的樣本投資均值，是群體X中投資水平高于xk的樣本所占的百分比，μx是總樣本X的投資均值。Kakwani指數的計算公式如下：

2.核心解釋變量：數字普惠金融參與

本文設定數字普惠金融參與行為、數字普惠金融參與程度兩個變量來衡量家庭數字普惠金融參與情況。CHFS 問卷中涉及家庭數字普惠金融參與情況的問題包括移動支付、數字貸款和數字理財三個方面，這也是數字普惠金融的三項突出功能[23]。

將農村家庭參與移動支付、數字貸款或數字理財中任何一項業(yè)務視為家庭使用了數字普惠金融服務，并記為1；否則為0。此外，為測度每個農村家庭的數字普惠金融參與程度，參考王小華等[24]的做法，將受訪家庭使用前述數字普惠金融業(yè)務情況的虛擬變量相加求和，得分越高表明數字普惠金融參與程度越深。

3.控制變量

本文參考相關研究，從戶主、家庭及地區(qū)特征三方面選取控制變量[25]。戶主特征包括年齡、性別、學歷、婚姻狀況、工作狀況、健康狀況、養(yǎng)老保險。家庭特征包括老年人占比、少兒占比、總收入、總資產、總負債、金融能力[26，27]①。地區(qū)層面選取家庭所在省份人均國內生產總值，并取對數。變量說明與描述性統(tǒng)計分別見表1和表2。

表1 變量說明

表2 描述性統(tǒng)計

五、實證結果與分析

（一）數字普惠金融參與對人力資本投資的影響

1.基準回歸

基于模型（1）和（2）檢驗數字普惠金融參與對農村家庭人力資本投資水平和人力資本投資差距的影響，回歸結果見表3和表4。表3、表4中（1）至（4）列分別為農村家庭人力資本投資水平對數字普惠金融參與行為及參與程度的回歸結果。逐步控制戶主特征、家庭特征和地區(qū)層面因素后，農村家庭人力資本投資水平對數字普惠金融參與行為及參與程度的回歸系數均在1%的水平上顯著為正，說明農村居民參與數字普惠金融能夠顯著提升其人力資本投資水平。表3、表4中（5）至（8）列分別為農村家庭人力資本投資差距對數字普惠金融參與行為及參與程度的回歸結果。逐步控制戶主特征、家庭特征和地區(qū)層面因素后，農村家庭人力資本投資差距對數字普惠金融參與行為及參與程度的回歸系數均在1%的水平上顯著為負，說明農村居民參與數字普惠金融能夠縮小其人力資本投資差距。

表3 數字普惠金融參與行為基準回歸結果

表4 數字普惠金融參與程度基準回歸結果

同時，為詳細考察各項業(yè)務作用效果，分別將農村居民人力資本投資水平和投資差距對移動支付、數字貸款和數字理財業(yè)務參與情況進行回歸。表5（1）至（3）列顯示，使用移動支付、數字貸款和數字理財業(yè)務均對農村家庭人力資本投資水平存在顯著正向影響，說明三種業(yè)務均促進了農村家庭人力資本投資，且數字貸款的促進作用更大。表5（4）至（6）列顯示，使用移動支付、數字貸款和數字理財業(yè)務均對農村家庭面臨的人力資本投資差距存在顯著負向影響，說明三種業(yè)務均縮小了農村居民人力資本投資差距，且數字貸款發(fā)揮的作用更強。

表5 各業(yè)務回歸結果

2.穩(wěn)健性檢驗

首先，考察數字普惠金融參與對農村居民廣義人力資本投資水平及投資差距的影響。計算包含家庭娛樂旅游支出與交通通信支出的廣義家庭人均人力資本投資水平（HC_broad）及投資差距（RD_broad）。這兩類支出與家庭成員精神富足、社會交往相關，廣義上屬于人力資本投資范疇。

表6（1）和（2）列數字普惠金融參與的系數均在1%的水平上顯著為正，（6）和（7）列數字普惠金融參與的系數均在1%的水平上顯著為負，說明數字普惠金融參與依舊顯著促進了農村家庭人力資本投資，縮小了人力資本投資差距。在各項業(yè)務作用效果方面，（3）至（5）列解釋變量系數均在1%的水平上顯著為正，（8）至（10）列解釋變量系數均在1%的水平上顯著為負，說明三種業(yè)務均提升了農村居民廣義人力資本投資水平，且均縮小了農村居民廣義人力資本投資差距。

表6 廣義人力資本投資回歸結果

其次，將家庭人力資本投資水平從低到高劃分為低、中低、中高和高四個等級（HC_lv），賦值1 至4。將家庭人力資本投資差距從小到大劃分為最小、較小、中等、較大和最大五個等級（RD_lv），賦值1至5。由于變量為多元有序離散變量，采用有序Probit模型進行回歸。人力資本投資水平等級和投資差距等級對數字普惠金融及其具體業(yè)務參與的有序Probit 模型回歸結果見表7，各回歸結果的邊際效應見表8和表9。

表7 有序Probit模型回歸結果

表8 數字普惠金融參與對家庭人力資本投資水平等級的邊際效應

表9 數字普惠金融參與對家庭人力資本投資差距等級的邊際效應

表8 結果顯示，數字普惠金融參與行為與參與程度均降低了家庭人力資本投資落在低水平和中低水平組的概率，提升了投資落在中高水平和高水平組的概率。從具體業(yè)務來看，居民使用移動支付、數字貸款和數字理財服務均存在良好效果，提升了家庭人力資本投資落在中高水平和高水平組的概率。表9 結果顯示，數字普惠金融參與行為與參與程度均降低了家庭人力資本投資落在較大和最大差距組的概率。從各系數大小來看，數字普惠金融參與能更大程度降低投資落在最大差距組的概率，體現了數字普惠金融在縮小人力資本投資差距方面的積極作用。同時，無論是提升人力資本投資水平的概率，還是降低投資差距的概率，三項業(yè)務中數字貸款均發(fā)揮了更大作用。穩(wěn)健性檢驗結果驗證了本文結論的可靠性。

3.內生性處理

前文驗證了數字普惠金融參與對農村家庭人力資本投資的促進效應和對人力資本投資差距的縮小效應。然而，一方面，家庭人力資本投資可能會進一步提升對數字普惠金融的服務需求，這一反向因果關系會造成內生性。另一方面，影響農村居民人力資本投資的因素眾多，已選控制變量難以覆蓋全貌，可能會由于遺漏變量導致隨機擾動項與數字普惠金融相關進而產生內生性問題。本文采用工具變量法處理潛在的內生性問題，參考李建軍等[28]和宗慶慶等[29]的做法，構建同一區(qū)縣內其他農村家庭使用數字普惠金融服務的比率（iv_1）和數字普惠金融服務參與程度的均值（iv_2）作為工具變量。由于同一區(qū)縣中的農村居民所處環(huán)境相似，家庭是否使用數字普惠金融服務及使用程度與其他家庭數字普惠金融參與情況具有一定相關性，而后者難以影響某一家庭具體人力資本投資水平，也與該家庭面臨的人力資本投資差距無關，所以兩變量滿足工具變量相關性與外生性要求。由表10可見，在各自的兩階段回歸中，第一階段F值均高于10，表明工具變量與核心解釋變量強相關，不存在弱工具變量問題。第二階段回歸表明，數字普惠金融參與能顯著促進農村家庭人力資本投資，并縮小家庭人力資本投資差距。驗證了本文結論。

表10 工具變量法估計結果

（二）數字普惠金融參與影響農村居民人力資本投資的異質性

1.收入水平異質性

為驗證在不同收入農村家庭中，居民數字普惠金融參與的人力資本投資促進效應和投資差距縮小效應是否存在異質性，參考周利[30]的研究，按照家庭人均收入高低將樣本家庭分為三組，包括低收入組（人均收入低于25%分位數）、中等收入組（人均收入介于25%分位數與75%分位數之間）和高收入組（人均收入高于75%分位數）?；貧w結果見表11。

表11 收入水平異質性估計結果

表11（1）至（3）列為家庭人力資本投資水平對數字普惠金融參與行為和參與程度的回歸結果。結果顯示，兩者回歸系數均在1%水平上顯著為正，且低收入組回歸系數最大，說明數字普惠金融參與能促進各收入階層農村家庭增加人力資本投資，且對低收入家庭的促進作用最明顯。從具體業(yè)務看：首先，移動支付能促進各收入階層農村家庭增加人力資本投資，且對低收入農村家庭人力資本投資發(fā)揮更大正向作用。其次，數字貸款對中高收入農村家庭人力資本投資的影響并不顯著，說明數字貸款與這部分居民人力資本投資水平沒有明顯關系。這可能是由于收入相對較高的農村居民擁有較好的財務彈性，能利用自有資金滿足人力資本投資需求，外部貸款發(fā)揮的效用不明顯。而數字貸款對低收入家庭的人力資本投資發(fā)揮了顯著促進作用，是因為這部分家庭更易受到流動性約束。最后，數字理財能促進中高收入農村家庭增加人力資本投資，且對高收入農村家庭人力資本投資的促進作用最大，對低收入家庭未發(fā)揮顯著作用。這可能是由于低收入家庭較少涉足風險金融市場，對理財產品、基金、股票等風險性金融資產投資不足，而中高收入家庭具備相對較高的金融素養(yǎng)和風險承受能力，能更好地利用教育、健康相關數字理財產品進行人力資本投資。

表11（4）至（6）列為家庭人力資本投資差距對數字普惠金融參與行為和參與程度的回歸結果。結果顯示，兩者回歸系數均在1%水平上顯著為負，且低收入組回歸系數絕對值最大，說明數字普惠金融參與能縮小各收入階層農村家庭面臨的人力資本投資差距，且對于縮小低收入農村家庭面臨的人力資本投資差距作用最大。從具體業(yè)務看：移動支付能縮小各收入階層農村家庭面臨的人力資本投資差距，數字貸款對縮小中低收入家庭人力資本投資差距作用顯著，但兩種業(yè)務均更大程度上縮小了低收入農村家庭與其他農村家庭間的人力資本投資差距。原因可能是，相對于中高收入家庭，移動支付和數字貸款對面臨預算約束的低收入家庭發(fā)揮了“雪中送炭”的關鍵作用，故對其與其他家庭人力資本投資差距的縮小作用尤為明顯。而數字理財雖然對各收入階層農村家庭存在的人力資本投資差距具有削弱作用，但僅對中等收入家庭存在顯著影響。這可能是由于高收入農村家庭人力資本投資處于農村地區(qū)居民中的較高水平，面臨的投資差距本身就??；而相對于流動性約束更強的低收入家庭，數字理財對財務狀況相對較好的中等收入家庭人力資本投資發(fā)揮了“錦上添花”的作用，讓這部分家庭利用數字理財業(yè)務提升了人力資本投資水平和效率，從而縮小了這部分家庭面臨的投資差距。

綜上，數字普惠金融參與能提升各收入階層農村家庭人力資本投資水平，并縮小其面臨的人力資本投資差距，尤其對低收入家庭作用更強。從各項業(yè)務看，使用移動支付和數字貸款業(yè)務對改善農村低收入家庭人力資本投資狀況效果更顯著，數字理財對改善農村中高收入家庭人力資本投資狀況的作用更顯著。

2.人力資本投資分項異質性

為進一步分析數字普惠金融參與作用于農村家庭人力資本投資的具體形式，將家庭人均人力資本投資細分為人均教育投資（HC_edu）與人均健康投資（HC_health），回歸時取對數。同時，選取各省農村家庭作為參照群體，使用Kakwani 指數來度量人均教育投資差距（RD_edu）和人均健康投資差距（RD_health）。

表12（1）、（2）、（6）、（7）列回歸結果表明，數字普惠金融參與顯著促進了農村家庭教育投資和健康投資，且對教育投資的激勵作用更大。從各項業(yè)務看：（3）至（5）列顯示，在家庭教育投資促進效應中，移動支付和數字理財能發(fā)揮顯著作用，數字貸款的作用有限。究其原因，移動支付的便捷高效能即時滿足網課、電子教材購買、線上職業(yè)培訓等在線教育支付需求。同時，移動支付為數字理財提供了良好支撐，金融數字平臺這一信息資源共享渠道使弱勢群體能夠接觸到分紅型教育保險、教育理財基金等金融產品與服務信息，有利于打破農村居民認知鴻溝，增加家庭教育投資。（8）至（10）列顯示，在健康投資促進效應中，三項業(yè)務均發(fā)揮顯著作用，尤其數字貸款影響突出。究其原因，移動支付不僅有利于健康消費需求的便捷支付，而且逐漸發(fā)揮了社交功能，可作為在線社交工具增強農村居民社會互動，使居民了解到更多醫(yī)療保健、健康養(yǎng)生知識和信息，潛移默化中影響農村居民健康觀念。數字理財為農村居民提供了健康管理計劃、醫(yī)療基金、醫(yī)療定期存款等金融產品，能提升家庭資金利用效率，促進健康投資。而健康支出會涉及醫(yī)療服務、保健器械、進口藥品等大額支出甚至非預期支出，數字貸款為內部資金緊缺的中低收入家庭提供了緩解流動性不足、平滑支出的紓困手段。

表12 教育與健康投資水平異質性估計結果

表13（1）、（2）、（6）、（7）列回歸結果表明，數字普惠金融參與顯著縮小了農村家庭與其他家庭之間的教育投資差距和健康投資差距，且對縮小教育投資差距的作用更強。從各項業(yè)務看：（3）至（5）列顯示，在教育投資差距縮小效應中，移動支付、數字貸款和數字理財均發(fā)揮顯著作用。究其原因，移動支付通過滿足農村家庭線上教育支付需求，緩解了教育培訓相關資源分布不均，數字貸款有助于緩解家庭流動性約束，而數字理財既促進了家庭多元教育投資，提升投資效率，也為家庭帶來財產性收入，從而縮小家庭間的教育投資差距。（8）至（10）列顯示，在健康投資差距縮小效應中，三項業(yè)務均產生顯著影響，尤其數字貸款發(fā)揮的作用更大。究其原因，移動支付通過滿足在線健康產品支付需求，能促進線上醫(yī)療服務與產品的共享，提升居民診療與保健意識。數字理財使居民享受到同質健康相關金融產品和服務，為居民健康投資提供了公平機會。而數字貸款能為家庭提供流動性，平滑健康支出，從而縮小家庭間的健康投資差距。

表13 教育與健康投資差距異質性估計結果

綜上，無論是健康投資還是教育投資，數字普惠金融參與均發(fā)揮了顯著的投資水平促進效應和投資差距縮小效應。相比健康投資，數字普惠金融參與能更大程度影響農村家庭教育投資。從各項業(yè)務來看，在教育投資促進效應與教育投資差距縮小效應中，移動支付和數字理財均發(fā)揮顯著作用；在健康投資促進效應與健康投資差距縮小效應中，三項業(yè)務均發(fā)揮顯著作用，尤其數字貸款發(fā)揮的作用更大。

六、結論與建議

本文利用2019年中國家庭金融調查數據，實證檢驗了農村家庭數字普惠金融參與對其人力資本投資狀況的影響。具體研究結論如下：

第一，數字普惠金融參與能顯著增加農村家庭人力資本投資，縮小農村家庭面臨的人力資本投資差距。從各項業(yè)務看，移動支付、數字貸款和數字理財均發(fā)揮了顯著作用。

第二，在收入水平異質性方面，數字普惠金融參與能提升各收入階層農村家庭人力資本投資水平，并縮小其面臨的人力資本投資差距，尤其對低收入家庭作用更強。從各項業(yè)務看，使用移動支付和數字貸款業(yè)務對改善農村低收入家庭人力資本投資狀況效果更顯著，數字理財對改善農村中高收入家庭人力資本投資狀況的作用更顯著。

第三，在人力資本投資分項異質性方面，無論是健康投資還是教育投資，數字普惠金融參與均發(fā)揮顯著的投資水平促進效應和投資差距縮小效應。相比健康投資，數字普惠金融參與能更大程度影響農村家庭教育投資。從各項業(yè)務看，在教育投資促進效應與教育投資差距縮小效應中，移動支付和數字理財均發(fā)揮顯著作用；在健康投資促進效應與健康投資差距縮小效應中，三項業(yè)務均發(fā)揮顯著作用，尤其數字貸款有更積極的作用。

針對研究結論，本文提出以下政策建議：

第一，加快金融機構數字化轉型，完善信用評價機制。金融機構應加大科技投入，運用金融科技精進風險管理；完善全國性、地方性征信平臺建設，與征信評級機構、擔保機構互聯互通、共享信息，在控制金融服務風險前提下，滿足農村居民信貸、保險等服務需求。

第二，開發(fā)農村人力資本投資潛力，推進公共服務均衡。政府應聯合基層單位對農村居民開展金融知識與數字技能培訓，提升其對數字普惠金融的認知與應用能力；舉辦健康與教育講座，改善農村居民教育理念與健康關注。同時，確保農村地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生支出、教育支出在財政支出中占有合理比重，增加財政資金投入規(guī)模，加快農村地區(qū)人力資本開發(fā)。

第三，滿足與引導農村居民需求，創(chuàng)新數字化金融服務場景。金融機構應主動轉變服務理念，對農村地區(qū)有效金融服務需求給予足夠關注，使個性化農村金融服務落地。此外，持續(xù)開發(fā)與創(chuàng)新數字化金融服務場景，使多元化醫(yī)療、教育金融產品滲透農村居民生活，提升農村人力資源自我發(fā)展能力。

注 釋

①參考羅煜等[26]衡量數字金融能力的方法，若“對經濟、金融方面的信息關注程度如何”回答“非常關注或很關注”，金融關注賦值為1，否則取0；問卷中存款利率、通貨膨脹率、股票風險判斷問題答對兩個以上，金融知識賦值為1，否則取0；“難償欠款的補救形式”問題不回答“逾期不還”且家庭成員持有社會保險時，金融態(tài)度賦值為1，否則取0；擁有一定數字技能（使用移動支付）、家庭收支平衡且具備償還住房貸款的能力、風險金融資產收益大于0 時，金融技能賦值為1，否則取0；家庭風險偏好程度較高并參與了風險性金融市場，即有增長性投資且匹配風險偏好時，金融行為賦值為1，否則取0。利用Sarma[27]合成金融包容指數的公理化方法，測得各家庭金融能力。