數字普惠金融的共同富裕效應研究

呂婷 劉偉 左敬瑜

收稿日期：2023-10-26

基金項目：青島科技大學社科基金項目“我國省際共同富裕水平評價及對策研究”（22XB06）

作者簡介：呂婷，女，安徽滁州人，研究方向為數字金融；劉偉，男，山東萊州人，博士，副教授，碩士生導師，研究方向為企業成長和金融理論與實踐；左敬瑜，河北石家莊人，金融碩士，FRM持證人，研究方向為產業經濟。

摘? ?要：數字普惠金融對助力共同富裕發揮著重要的作用，社會保障水平不同對數字普惠金融的共同富裕效應也存在差異。本文利用2011—2020年31個省份的統計年鑒數據，構建指標體系測度了各省份的共同富裕水平， 實證分析了數字普惠金融對共同富裕的影響以及社會保障的門檻效應。結果表明：數字普惠金融促進了中國各省份的共同富裕水平提升，且其覆蓋廣度和數字化程度維度均顯著促進了共同富裕；數字普惠金融對共同富裕水平越低的省份促進作用越明顯；數字普惠金融影響共同富裕存在異質性社會保障門檻效應；對于收入水平較低或者消費水平較高的省份，數字普惠金融的共同富裕效應更明顯。因此，提出政策建議：全面推進金融基礎設施均等化；以共同富裕的發展水平為依據，采取差異化的數字普惠金融發展政策；推動數字普惠金融與保險行業的深度融合；對重點人群和地區的保險業務采取精準化幫扶；發揮普惠金融對低收入領域的活水作用，優化消費觀念。

關? 鍵? 詞：數字普惠金融；共同富裕；社會保障；收入差距

中圖分類號：F832? ? ? 文獻標識碼：Ａ? ? ? ?文章編號：2096-2517（２０24）０1－0０60－12

DOI：10.16620/j.cnki.jrjy.2024.01.006

一、引言

黨的二十大報告闡述了全體人民共同富裕是中國式現代化的重要特征?！叭w人民共同富?！钡奶岢霾⒉皇峭话l奇想， 而是時代發展醞釀的成果。共同富裕是新時代下解決中國社會主要矛盾的重要抓手[1]，習近平總書記指出，“適應我國社會主要矛盾的變化， 更好滿足人民日益增長的美好生活需要，必須把促進全體人民共同富裕作為為人民謀幸福的著力點”[2]。

目前中國已經取得全面建成小康社會和打贏脫貧攻堅戰等階段性成果，但與實現全體人民共同富裕的偉大目標仍然存在較大差距。其中城鄉區域層面的問題尤為顯著，還存在城鄉收支差距較大且農業現代化程度較低，東、中、西和東北地區人均GDP和產業增長速度分化，教育、醫療等公共服務不均等現象[3]。

社會保障是影響共同富裕的關鍵要素。社會保障與民生福祉直接相關，良好的社會保障體系是共同富裕的應有之義[4]。但目前中國的社會保障體系正面臨著新的風險挑戰，包括如何滿足人口老齡化壓力下的社會保障需求，如何解決靈活就業者的參保問題等。上述問題都成為中國共同富裕重大工程實現的阻力，尋求各個領域的支持協助成為破除上述困境的關鍵， 而金融業作為各個領域的發展動力，特別是數字普惠金融領域，憑借其普惠性、數字化和惠民性等優勢，對助力共同富裕將發揮極其關鍵的作用。數字普惠金融以普惠性的金融服務和數字技術為媒介， 能夠不斷加深金融服務的使用深度，虛化金融進入門檻，緩解流動性約束[5]，縮小相對貧困[6]，拉動經濟增長[7]，助力共同富裕。

一方面，數字普惠金融是學術界的研究重點，一些學者已經將其經濟效應從縮小收入差距[8]、促進經濟增長[9]、減緩農村貧困[10]和促進收入和就業[11]等多個領域，逐漸擴展至共同富裕領域[12]。另一方面，完善的社會保障體系是實現全體人民共同富裕的重要基礎[13]，也有學者從理論層面研究了社會保障助力共同富裕的作用[14]。盡管學者們發現了數字普惠金融、社會保障對共同富裕的重要作用，但是從實證角度出發，將數字普惠金融與社會保障結合起來研究對共同富裕影響的文章少之又少。 因此，本文將社會保障納入數字普惠金融影響共同富裕的研究體系，進一步探究數字普惠金融在共同富裕領域的經濟效應。

本文可能的邊際貢獻有：第一，基于現有研究構建共同富裕指標體系， 并運用熵值法進行賦權，計算得出各個省份的共同富裕具體數值，實現從理論到實踐的升華。第二，研究數字普惠金融對共同富裕的直接影響， 將其經濟效應成果從縮小差距、緩解融資約束等層面擴展至共同富裕層面。 第三，從研究視角來看，一方面，將社會保障納入數字普惠金融影響共同富裕的研究體系，分析不同社會保障完善程度下數字普惠金融的共同富裕效應是否存在差異；另一方面，分別以社會保障的結構化維度為門檻變量，研究數字普惠金融對共同富裕的影響是否存在結構性的社會保障門檻效應。 第四，從人們生活水平視角出發，研究收入水平和消費水平的高低是否會導致數字普惠金融的共同富裕效應異質性。

二、理論分析與研究假設

（一）數字普惠金融對共同富裕的影響

共同富裕的實質是全體人民共建日益發達、領先世界生產力水平，共享日益幸福而美好的生活[1]。數字普惠金融將數字技術最大化地應用于各項業務中， 以低成本為社會大眾提供優質的金融服務，將金融弱勢群體和欠發達地區納入服務范圍，充分體現出“普”和“惠”的特點[15]。數字普惠金融的內涵和實踐內容與共同富裕交相輝映。 在內涵層面，一方面，數字普惠金融致力于將全體居民納入服務群體，借助數字技術幫助金融機構突破了物理網點的地理局限性，以較低成本處理海量用戶數據，提升了弱勢群體的金融服務可得性，擴大了金融服務體系的覆蓋范圍[16]，映照了共同富裕的“共同”。另一方面，數字普惠金融下鄉提升了居民整體收入水平的同時，低收入人群受益于“涓滴效應”帶來的增長利好[17]，呼應了共同富裕的“富?！?。在實踐內容層面，共同富裕重要工程的推進，與完善社會公共服務內容[18]、減小群體間的收入差距[1]、提升貧困人口收入水平、推進社會保障實現進程密不可分，而數字普惠金融基于金融資源效用最大化的原則，消除了在城鄉、 行業和企業規模中存在的資源配置隔閡，將更多的資金向中小微企業和家庭輸送，家庭的資金流動性和主動參與社會保障的意愿得以加強[11]，最終減小區域和城鄉間的收入水平差距[8]。綜上所述，數字普惠金融在各個領域都發揮著不可替代的作用，與共同富裕的內涵和實踐內容相互呼應，為高質量地實現共同富裕發揮著不可替代的作用。

此外，在不同的共同富裕水平下，數字普惠金融的促進作用可能存在異質性。對于共同富裕水平較高的省份，經濟發展水平和人們的生活質量已經達到了一定的標準，數字普惠金融通過緩解流動性約束、縮小收入差距等手段推動共同富裕的作用效果較??；對于共同富裕水平較低的省份，經濟發展落后、相對貧困和收入差距較大等問題是限制共同富裕實現的枷鎖，而數字普惠金融憑借金融服務的普惠性和收入的“涓滴效應”，有效緩解了上述問題，對共同富裕的實現產生了更大的推動力。例如，李建軍等（2019）基于雙重差分法，同時兼顧縣域和省域兩個維度，研究證實數字普惠金融對城鄉收入差距的縮小效應在連片特困區尤為顯著[19]。李建軍等（2020）以省域為研究對象，發現相較于通信基礎較好的省份，數字普惠金融對通信基礎較差省份的經濟增長作用和城鄉居民收入差距的縮小作用更加顯著[20]。石玲玲等（2022）以中國284個城市為研究對象， 研究發現相較于城鎮地區和高收入群體，數字普惠金融對農村地區的居民和中低收入群體增收效應更為明顯[21]。

由此，提出假設1和假設2。

假設1：數字普惠金融的發展能夠促進中國共同富裕水平的提高。

假設2：數字普惠金融對共同富裕的促進效果存在異質性。

（二）數字普惠金融的共同富裕效應異質性：基于社會保障的門檻分析

社會保障水平也會影響數字普惠金融的共同富裕效應。在中國社會保障受益群體和保障范圍較小時，人民的基本保障需求難以滿足，共同富裕中關于社會保障層面的內容難以實現，所以數字普惠金融的共同富裕效應也相對較小[11]。當中國的社會保障達到高質量水平時，一方面，社會保障體系的公平普惠性與數字普惠金融實現良性融合[22]，兩者相互促進；另一方面，高質量的社會保障體系是共同富裕的實質性體現[14]。因此，數字普惠金融的共同富裕效應也相對較大。

根據上述分析提出假設3。

假設3：數字普惠金融對共同富裕的影響存在社會保障的門檻效應。

（三）數字普惠金融的共同富裕效應異質性：基于結構化社會保障的門檻分析

目前我國的社會保障體系已經基本完善，養老保險、醫療保險和失業保險在社會保障體系中發揮著關鍵性的基礎作用。養老保險是應對人口老齡化的主要措施， 也是實現共同富裕的關鍵所在，主要包括基本養老保險、企業年金、職業年金、個人養老金及其他商業養老金融等內容[23]。養老保險發揮著“心理保險”和“經濟保險”的雙重作用，能夠使參保者的精神健康，在發揮收入再分配作用為特困群體提供經濟支持的基礎上，通過完善養老機構運行機制優化老年人的生活質量。醫療保險包括城鎮職工基本醫療保險和城鄉居民醫療保險。醫療保險促進居民將用于醫療的預防性儲蓄轉化為即期消費，促進經濟增長，通過保費專項補貼的方式實現東中西部地區醫療負擔的再分配，優化醫療資源配置效率和切實維護公民醫療權利。失業保險為失業者提供了基本的經濟收入，降低了失業者盲目就業的可能性，促進了人力資源的最優配置，提高居民的收入水平。另外，失業保險降低了在職者對于失業的恐懼，加強了心理層面的幸福感[24]。

綜上所述， 從社會保障的結構化角度出發，社會保障的養老保險、醫療保險和失業保險將從物質條件、精神健康和經濟發展水平等多個層次對參保群體及其所在地區產生積極的影響，是實現共同富裕的重要基礎。當養老保險、醫療保險和失業保險的參保率處于較高水平時，共同富裕的實現基礎更加堅固，數字普惠金融的共同富裕效應與之形成良性循環，其作用效果自然得到加強。因此，提出假設4。

假設4：數字普惠金融對共同富裕的影響存在養老保障、醫療保障和失業保障的門檻效應。

三、研究設計

（一）數據說明

本文以我國31個省市（自治區）2011—2020年的平衡面板數據作為研究樣本。解釋變量數字普惠金融的數據來源于北京大學發布的數字普惠金融指數，被解釋變量的相關數據來源于《中國統計年鑒》、國家統計局和各省份統計年鑒，控制變量的數據來自于國家統計局。

（二）變量選取

1．被解釋變量

被解釋變量為共同富裕（CP）。本文結合共同富裕發展性、 共享性和可持續性的原則性要求[25]，并參考韓亮亮等（2023）的研究[26]，選取相關具有代表性的指標來構建共同富裕指數，具體指標體系如表1所示。此外，本文采用熵值法對各級指標的權重進行測度，相較于主觀賦權法而言，增強了指標結果的客觀性。

2．解釋變量

核心解釋變量為數字普惠金融（Finance），本文采用郭峰等（2020）制定的2011—2020年的“北京大學普惠金融指數”[27]。選擇這一指標的原因有如下兩點：第一，數字普惠金融指數自2010年編制以來，一直被眾多學者所采用， 反映出數據質量可靠，具有一定的代表性。第二，該指數體系還包含覆蓋廣度（Coverage）、使用深度（Depth）和數字化程度（Digitization）三個二級維度的具體數值，充實了后續實證研究的數據可得性。另外，本文選用互聯網普及程度（Nctrate）進行穩健性檢驗。

3．門檻變量

（1）社會保障整體水平（Security）。本文借鑒汪亞楠等（2020）研究[11]，以養老、醫療和失業保險的參保人數之和與總人口的比值作為社會保障整體水平的代理變量。社會保障整體水平的提升是推動共同富裕重大工程的基礎力量。

（2）從社會保障的結構化角度出發，檢驗不同類型的社會保障是否存在閾值特征，分別以養老保障（Pension）、醫療保障（Health）和失業保障（Unemployment）作為門檻變量。養老保障、醫療保障和失業保障分別以其各自保險的參保人數之和與總人口的比值衡量。

4．控制變量

為了避免可能出現的共線性，控制變量的選取如下：政府服務水平（Gov），用一般公共服務支出占地區生產總值的比值衡量； 對外開放水平（Open），以當年進出口貿易總額與地區生產總值的比值衡量；金融結構（Str_ fin），采用年末金融機構人民幣存貸款余額比表示；產業結構（Str_ind），采用第三產業增加值與第二產業增加值的比例衡量。

（三）模型構建

1．基準模型

為了驗證數字普惠金融對共同富裕的影響假設，參照譚燕芝等（2023）[28]構建如下模型：

CPi，t=？琢0+？琢1Financei，t+？琢Control+？滋i+？姿t+？著i，t （1）

其中，CPi，t為各省i在t年的共同富裕發展指數，Financei，t為各省i在t年的數字普惠金融發展指數，Control代表一系列對共同富裕產生影響的控制變量。ui代表省份固定效應，？姿t代表時間固定效應，？著i，t為隨機誤差項。

2．門檻檢驗模型

參考Hansen（1999）提出的面板門檻模型[29]對數字普惠金融與共同富裕進行非線性擬合，以分析數字普惠金融對共同富裕的門檻效應。

單門檻模型：

CPi，t=？茁0+？茁１Financeit×I（thr≤？姿1）+

？茁２Financeit×I（？姿1

雙門檻模型：

CPi，t=？茁0+？茁１Financeit×I（thr≤？姿1）+

？茁２Financeit×I（？姿1

？茁3Financeit×I（thr>？姿2）+？茁Controlit+？著i，t （3）

其中，門檻值分別為社會保障整體水平（Security）、養老保障（Pension）、失業保障（Unemployment）和醫療保障（Health）；Controlit代表一系列控制變量；？著i，t代表隨機誤差項。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

變量描述統計分析如表2所示。本文的數字普惠金融指數是進行對數化處理后的數值，使其與控制變量的數量級處于大致相同的水平。被解釋變量共同富裕（CP）均值為0.423，最大值為0.597，最小值為0.146；核心解釋變量數字普惠金融（Finance）均值為5.212，最小值為2.786，最大值為6.068。這說明中國的共同富裕和數字普惠金融發展整體狀態呈現出良好趨勢，但不同省份之間的差距明顯，在縮小省份差距之間存在較大的發展空間。其他變量均呈現出不同幅度的波動，與實際情況相符。

（二）基準回歸

基于整理后的平衡面板數據和基準模型進行實證檢驗，回歸結果如表3所示。其中，列（2）在列（1）的基礎上加入了控制變量?？梢园l現，無論是否加入控制變量，Finance的回歸系數均為正，且通過了顯著性檢驗。在列（2）中，Finance的系數為0.0441，說明數字普惠金融每提升1單位，共同富裕平均能提升0.0441個單位，證實了模型構建的合理性，驗證了假設1。

在列（3）和列（5）中，變量Coverage和Digitization的系數均在1%的顯著性水平下為正， 說明二者同樣促進了共同富裕水平?？赡艿脑蚴牵焊采w廣度以數字普惠金融的覆蓋面為核心，以增加電子賬戶開通數量為渠道，將偏遠地區納入金融體系的服務范圍，削弱物理金融服務網點的不可替代性，讓更多居民享受到數字普惠金融的福利；數字化程度體現了數字普惠金融的數字化特征，線上操作開始融入日常生活，移動支付和信用經濟逐漸成為主流，讓更多居民享受到金融服務的便捷性， 為社會經濟運行節省了大量資源， 加速了信用社會的構建進程[30]。

在列（4）中，使用深度的系數也為正數，但并不顯著，可能的原因是：第一，使用深度指的是實際使用互聯網參與信貸、 投資和保險等業務的情況，其發揮作用必須以數字工具為橋梁，但目前農村地區的數字工具普及率還有待提高，難以支撐使用深度維度發揮出顯著的作用；第二，金融素養也是影響使用深度維度發揮作用的關鍵，金融素養良好的居民了解如何在金融市場中解決信貸需求和參與增值類投資， 但目前農村居民的金融素養普遍較弱，造成了一定的“金融排斥”[31]。

（三）分位數回歸

本文基于目前各個省份之間共同富裕發展水平的差異性，借助分位數回歸模型，進一步研究數字普惠金融對不同水平下共同富裕的異質性影響。在表4中，列（2）至列（6）分別為0.10、0.25、0.50、0.75、0.90分位數回歸，Finance的系數分別是0.0915、0.0598、0.0378、0.0288和0.0207，均通過了1%水平的顯著性檢驗，但是系數逐漸減小?；谝陨辖Y果可知：首先，數字普惠金融的提升能夠有效促進共同富裕，尤其是分位點0.10，其對應的數字普惠金融系數高達0.0915，說明在共同富裕水平處于該分位點的省份，每提高1單位的數字普惠金融發展程度， 其共同富裕發展水平將會平均提升9.15%；其次，數字普惠金融回歸系數隨著分位數點的提升而減小，說明與共同富裕水平較高的省份相比，數字普惠金融對共同富裕水平較低省份的利好作用更加顯著，驗證了本文假設2。

（四）內生性分析

反向因果關系和控制變量遺漏是內生性問題的主要成因。本文主要研究數字普惠金融對共同富裕的促進作用，但共同富裕的實現又會反向作用于數字普惠金融，產生反向因果問題。隨著共同富裕水平的提高，我國的經濟文化水平和基礎設施建設等方面均將實現高質量的發展，為數字普惠金融的發展提供了必要的基礎。此外，雖然本文已經從可能影響共同富裕的其他角度出發選取了對應的控制變量，但控制變量遺漏問題仍然難以避免。因此本文采用工具變量法消除可能存在的內生性問題，參考李春濤等（2020）的做法[32]，手工整理了我國31個省市（自治區）的接壤省份，將其接壤省份在同年數字普惠金融指數的均值取對數，作為數字普惠金融的工具變量（IV），回歸結果如表5所示。

Kleibergen-Paap rk LM統計量的P值為0，拒絕了無法識別的原假設，滿足工具變量與數字普惠金融的相關性要求；Cragg-Donald Wald F統計量大于Stock-Yogo檢驗10%臨界值， 排除了弱工具變量的可能性。綜上所述，該工具變量是有效的。由表5中第一階段回歸結果可知，工具變量對數字普惠金融具有很好的解釋力，變量IV的系數在1%的水平下顯著。由第二階段回歸結果可知，在借助工具變量試圖緩解基準模型潛在的內生性問題后，數字普惠金融的共同富裕效應仍然顯著，與本文的基本結論相符。

（五）穩健性檢驗

為了檢驗數字普惠金融對共同富裕影響效果的穩健性， 本文采用替換解釋變量的衡量指標、替換被解釋變量的衡量指標和剔除直轄市的樣本三種方法加以驗證，回歸結果如表6所示。

1．替換解釋變量的衡量指標。參考謝絢麗等（2018）[33]， 將解釋變量的數值替換為2011—2020年省級層面的互聯網普及率（Netrate），其數據來源于中國互聯網信息中心（CNNIC）。原因是數字普惠金融的關鍵要點是數字化，而數字化服務的萌芽和發展必須與互聯網相關設施緊密相連，兩者呈現出相互促進的狀態。由表6列（1）可知，Netrate的估計系數在1%的水平下顯著， 與本文基本結論相一致。

2．替換被解釋變量的測度方法。本文的共同富裕測度方法為運用信息量大小確定權重的熵值法，但共同富裕涵蓋的內容非常廣泛，所以進一步基于數據的信息濃縮原理采用主成分分析法測度共同富裕，檢驗基準回歸結果的穩健性。由表6列（2）可知，數字普惠金融的共同富裕效應顯著。

3．剔除異常值。在樣本數據收集過程中存在不確定因素，變量數據可能會出現極大值和極小值等異常情況，導致回歸結果的偏差。本文為了剔除異常值來加強實證結果的可信度，對樣本中的連續變量進行1%的縮尾處理。由表6列（3）可知，剔除異常值后，核心系數仍然顯著，數值大小從基準回歸中0.0441下降至0.0408， 再次加強了本文基本結論的穩健性。

五、門檻效應分析

（一）門限個數及門限值檢驗

表7報告了數字普惠金融的共同富裕效應分別以社會保障整體水平、養老保障、失業保障和醫療保障為門檻變量的檢驗結果。在以社會整體保障水平為門檻變量時， 通過了在1%的顯著性水平下的雙門檻檢驗；在以養老保障和失業保障為門檻變量時，分別在10%和1%的顯著性水平下通過了單一門檻檢驗。 醫療保障在10%的顯著性水平下通過了雙門檻效應。因此，本文分別從單門檻和雙門檻的角度探討數字普惠金融在不同社會保障水平下對共同富裕的非線性關系。

（二）回歸結果分析

數字普惠金融對共同富裕的門檻效應回歸結果如表8所示，由列（1）可知，數字普惠金融對共同富裕的影響系數均在1%的水平下顯著為正，當社會保障在門檻值0.7487以下時，數字普惠金融的系數為0.0195；當社會保障在門檻值（0.7487，1.6518］時，系數上升至0.0331；當社會保障在門檻值1.6518以上時，數字普惠金融的系數提高至0.0395，達到最優促進效果。

從社會保障的分維度來看，當養老保障在跨越門檻值0.6325后，數字普惠金融的系數仍在1%的水平下顯著為正，數值從0.0368上升至0.0415，說明數字普惠金融助力共同富裕的效果有所增強；當失業保障跨越門檻值0.0537以后，數字普惠金融的系數值由0.0196上升至0.0353，即數字普惠金融促進共同富裕效果最好；當醫療保障先后跨越門檻值0.1905和0.8512之后，核心變量的系數0.0207上升至0.0342和0.0405，即隨著醫療保險覆蓋人群的增加，數字普惠金融促進共同富裕的效果逐漸增強。

綜上所述， 隨著社會保障整體覆蓋范圍的增加， 數字普惠金融對共同富裕的促進效果越來越明顯。從細化維度來看，當養老保險、失業保險和醫療保險分別覆蓋超過全社會60%、10%和80%的人群時，數字普惠金融的共同富裕效應產生跨越性提升，驗證了假設4。

六、異質性分析

人們生活水平的高低會對共同富裕產生不容忽視的影響。本文從收入水平和消費水平兩方面研究其對數字普惠金融助力共同富裕的異質性影響。

（一）收入水平視角

本文根據“居民人均可支配收入的均值”將總體樣本劃分為“高收入水平”和“低收入水平”兩個樣本組，回歸結果如表9列（1）和列（2）所示。數字普惠金融系數在列（1）中不顯著，但在列（2）中通過了5%水平的顯著性檢驗，且系數符號為正，說明數字普惠金融能夠有效助力低收入水平的省份實現共同富裕?？赡艿脑蚴?，數字普惠金融憑借非實體化和低成本的服務方式， 虛化金融服務門檻，將更多弱勢群體納入金融服務范圍，緩解了日常的流動性約束和創業過程中的融資需求[34-35]，優化了居民的物質生活條件和自我創造的精神需求，助力共同富裕。

（二）消費水平視角

本文根據“居民人均消費支出的均值”將總體樣本劃分為“高消費水平”和“低消費水平”兩個樣本組，回歸結果如表9列（3）和列（4）所示。在列（3）中，數字普惠金融的系數顯著，且系數值為正，說明數字普惠金融對高消費水平省份的共同富裕具有正向的促進效果。列（4）中數字普惠金融的系數并不顯著，可能的原因是：一方面，數字普惠金融為居民提供了便利化的消費方式，比如申請小額消費信貸和數字化的消費支付手段等，但難以對低消費水平的保守型居民發揮作用； 另一方面，對于高消費需求群體，數字普惠金融為其提供便利化的支付手段并緩解可能存在的資金約束問題，提升非生存性消費占比和享受型消費支出[36-37]，促進人們的生活實現全方位進步，助力共同富裕。

七、結論與政策建議

（一）研究結論

推動實現共同富裕仍是今后一個時期我國經濟社會發展的中心工作。本文立足于共同富裕的內涵， 利用2011—2020年統計年鑒數據構建指標體系，測度了31個省份的共同富裕水平，實證分析了數字普惠金融對共同富裕的影響以及社會保障的門檻效應。研究結論如下：

一是數字普惠金融及其二級維度覆蓋廣度和數字化程度均對共同富裕產生正向的推動作用。此外，數字普惠金融對共同富裕的影響具有“反馬太效應”，即與共同富裕水平較高的省份相比，數字普惠金融對共同富裕水平較低省份的利好作用更加顯著，為政府借助數字普惠金融的發展政策縮小省份差距增強了信心。二是數字普惠金融的共同富裕效應具有社會保障的門檻效應。當社會保障水平突破一定的門檻時，數字普惠金融對共同富裕的作用效果將出現跳躍式的增長。從社會保障的分維度而言，當養老保險、失業保險和醫療保險覆蓋人群分別超過全社會60%、10%和80%的人群時， 數字普惠金融促進共同富裕的效果將出現階梯式上升。三是數字普惠金融對共同富裕的促進作用在收入水平和消費水平方面存在異質性，即對于收入水平較低和消費水平較高的省份，數字普惠金融具有更強的共同富裕效應。

（二）政策建議

第一，全面推進數字基礎設施建設，為數字普惠金融賦能共同富裕提供堅實的基礎。重點加強偏遠鄉村地區的數字基礎設施建設，推動有限資源的價值最大化，消除各地區數字基礎設施建設程度的差異性。加強金融科技創新，開發普惠型數字化金融產品，緩解日常流動性需求和實現資金借貸的最優配置。強化數字普惠金融領域的相關法律法規和不法金融活動的監管力度，避免不法分子利用法律缺口從事違法犯罪活動，違法推銷高利率高風險的數字金融產品，損害民生福祉。

第二，依據共同富裕的發展水平采取差異化的數字普惠金融發展政策，從而實現全體人民共同富裕。本文研究發現，對于共同富裕水平越低的省份，數字普惠金融的促進作用愈發明顯?；谀壳案鱾€省份之間共同富裕水平差異性和資源有限性的現狀，對共同富裕水平較低的省份，政府應重點加強數字基礎設施資源的投入，并合理放松相應的數字金融監管活動，為其營造良好的數字普惠金融發展環境， 從而使其加速進入高水平共同富裕省份行列，最終實現全體人民共同富裕。

第三，推動數字普惠金融與保險行業的深度融合，強化社會保障在數字普惠金融助力共同富裕過程中發揮的關鍵性作用。政府應頒布優惠政策推動保險行業的數字化轉型，鼓勵支付寶、微信等互聯網平臺和保險公司合作，為居民提供低保費、高保額的優質保險產品，提升民生福祉。此外，有關部門應該定期進行保險知識教育活動，增強全社會的保險參與意識，將被動投保轉化為主動投保，提升社會保障整體水平，助力共同富裕。

第四，深化社會保障體系改革，對重點人群、重點地區的養老保險、失業保險和醫療保險采取精準化幫扶，實行差異化管理。對于養老保險，應該重點關注農業工作者、個體工商戶等，補充恰當的養老保險類型，實現養老保險的全民化。對于失業保險，應該將重點放在中年人，適當放松其失業保險金的領取條件，因為該部分群體作為家庭的主要經濟來源， 一旦失業會對自身和家庭造成一定的負面影響。對于醫療保險，應該加強保險種類的研發，以滿足各個行業工作者可能產生的醫療需求。 此外，保險機構借助數字技術了解各類投保人的投保信息，為其推薦個性化的保險產品，擴大各類保險的覆蓋范圍，助力共同富裕。

第五，強化數字普惠金融對低收入水平省份共同富裕的促進作用，轉變部分保守型群體的消費觀念，為數字普惠金融提供發揮作用的空間。收入是物質生活的保證， 也是實現共同富裕的經濟基礎，政府應該放松低收入水平省份的數字普惠金融監管政策，促進其發揮收入“活水”的作用。此外，開展線上和線下的健康消費觀念宣傳活動，使其改變過于保守的消費思維， 糾正過度消費的錯誤方式，推動消費升級和綠色消費的協調發展，為數字普惠金融開拓發展的空間，促進共同富裕。

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Research on the Common Prosperity Effect of Digital Financial Inclusion

—Also on the Threshold Effect of Social Security

Lyu Ting1， Liu Wei1， Zuo Jingyu2

（1. College of Economics and Management， Qingdao University of Science and Technology，

Qingdao 266061， China; 2. Industrial Customer Department， China Agricultural Development Bank Headquarters， Beijing 100045， China）

Abstract： Digital inclusive finance plays an important role in promoting common prosperity， and different levels of social security have different effects on the common prosperity of digital inclusive finance. Based on the statistical yearbook data of 31 provinces from 2011 to 2020， this paper constructs an index system to measure the common prosperity level of each province， and empirically analyzes the influence of digital inclusive finance on common prosperity and the threshold effect of social security. The results show that digital financial inclusion promotes the level of common prosperity in all the provinces of China， and its coverage and digital degree also significantly promote common prosperity. The lower common prosperity level is， the more obvious digital financial inclusions role in promoting common prosperity is. The influence of digital inclusive finance on common prosperity has a heterogeneous social security threshold effect. For provinces with low income levels or high consumption levels， the role of digital financial inclusion in promoting common prosperity is more significant. Based on the research conclusions， we put forward policy recommendations：comprehensively promoting the equalization of financial infrastructure; adopting differentiated digital inclusive financial development policies according to the development level of common prosperity; promoting the in-depth integration of digital financial inclusion and insurance industry; adopting precise assistance for insurance business in key groups and regions; strengthening the role of digital financial inclusion in low-income areas and optimizing consumption mindset.

Key words： digital financial inclusion; common prosperity; social security; income gap

（責任編輯：龍會芳；校對：李丹）