■陳海波 姜熠潔

一、引言

共同富裕是指全體人民的共同富裕，是人民群眾物質(zhì)生活和精神生活都富裕，不是少數(shù)人的富裕，也不是整齊劃一的平均主義。共同富裕是社會主義發(fā)展的必然產(chǎn)物，與實現(xiàn)中華民族偉大復(fù)興的目標(biāo)具有一致性。

但目前，中國發(fā)展不平衡不充分的問題依舊存在。中央財經(jīng)委員會第十次會議將提高發(fā)展的平衡性、協(xié)調(diào)性、包容性作為促進共同富裕的重要途徑。2019年11月，中國信息通信研究院發(fā)布《數(shù)字普惠金融發(fā)展白皮書（2019年）》，指出數(shù)字普惠金融在促進經(jīng)濟發(fā)展、縮小城鄉(xiāng)差距、減少貧困等問題上具有重要意義。隨著我國經(jīng)濟活力的增強與互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的廣泛應(yīng)用，數(shù)字普惠金融的發(fā)展質(zhì)效得到不斷提升，數(shù)字普惠金融已成為破解中國發(fā)展不平衡不充分、促進共同富裕的重要手段。

農(nóng)民群體和女性群體是扎實推進共同富裕過程中需要重點關(guān)注的人群，也是數(shù)字普惠金融服務(wù)的重點對象?！叭r(nóng)”問題是共同富裕進程中最艱巨最繁重的任務(wù)，而女性群體則是共建共享共同富裕美好生活的重要主體。黨的十八大以來，農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口加快融入城市，1 億農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口和其他常住人口在城鎮(zhèn)落戶，農(nóng)村居民非農(nóng)就業(yè)對新型城鎮(zhèn)化的推進和鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施具有重要意義。

基于此，本文將重點關(guān)注數(shù)字普惠金融對共同富裕的影響，并考慮非農(nóng)就業(yè)在傳導(dǎo)機制中的作用?？赡艿呢暙I在于：一方面，構(gòu)建多維度共同富裕發(fā)展水平指標(biāo)評價體系，更加準(zhǔn)確地測度中國共同富裕的發(fā)展水平和演化格局。另一方面，從微觀視角對數(shù)字普惠金融對共同富裕的影響進行實證檢驗，并發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融能夠促進農(nóng)村居民和女性居民參與非農(nóng)就業(yè)。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）數(shù)字普惠金融與共同富裕

在測度共同富裕發(fā)展水平時，學(xué)者們通常采用兩種方法。第一，運用極值法構(gòu)建多維指標(biāo)體系。其中，基本指標(biāo)的選擇又可分為以下兩種：其一，從共同度和富裕度視角出發(fā)，選取物質(zhì)生活富裕、精神生活富裕、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和社會共享角度構(gòu)建多維指標(biāo)體系[1—4]。其二，從共同度、富裕度和可持續(xù)度視角出發(fā)，選取經(jīng)濟發(fā)展水平、發(fā)展協(xié)調(diào)水平、精神文化建設(shè)、生態(tài)文明建設(shè)與基礎(chǔ)公共服務(wù)角度構(gòu)建多維指標(biāo)體系[5—7]。第二，運用極值法或乘數(shù)法測算共同富裕指數(shù)。例如，在國際研究中常被使用的美國皮尤中心“中產(chǎn)階層”定義、基尼系數(shù)、共享繁榮溢價、人類發(fā)展指數(shù)、財政發(fā)展指數(shù)和PPP指數(shù)等。學(xué)者們也會根據(jù)研究需要構(gòu)建共同富裕測度公式。Bomhoff等[8]在研究時考慮了收入水平和宗教信仰因素。席恒等[9]基于總體收入水平和收入極化程度構(gòu)建共同富裕指數(shù)。

數(shù)字普惠金融具有增收減貧、促進金融高質(zhì)量發(fā)展等功能。Kapoor[10]研究發(fā)現(xiàn)普惠金融是使所有公民都能為經(jīng)濟增長作出貢獻并從中受益的“均衡器”，能夠減少收入差距，緩解社會資源分配不均衡的現(xiàn)象。劉心怡等[11]驗證了數(shù)字普惠金融對緩解融資約束、促進經(jīng)濟增長的作用。Shen 等[12]發(fā)現(xiàn)金融市場總是新信息技術(shù)最積極的采用者，數(shù)字普惠金融可以降低交易成本、增強金融市場信息傳播效果，進而促進金融高質(zhì)量發(fā)展。李優(yōu)樹等[13]發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融能夠提升金融體系內(nèi)部的抗風(fēng)險能力，促進資本轉(zhuǎn)移。因此，數(shù)字普惠金融有助于緩解發(fā)展不平衡不充分的問題，推動廣大市場主體和人民群眾共享發(fā)展成果，是促進共同富裕的重要手段。由此，本文提出假說1：

H1：數(shù)字普惠金融是邁向共同富裕的助推器，數(shù)字普惠金融發(fā)展能夠促進共同富裕。

（二）數(shù)字普惠金融與非農(nóng)就業(yè)

在第三次科技革命的背景下，數(shù)字普惠金融以數(shù)字技術(shù)為依托，擺脫了傳統(tǒng)金融機構(gòu)的局限性，使得以農(nóng)民和女性為代表的“長尾群體”受益，將金融服務(wù)延伸至最后一公里。Beck等[14]提出數(shù)字普惠金融能夠克服市場失靈使低收入者受益。謝絢麗等[15]研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融能夠為企業(yè)經(jīng)營規(guī)模的擴大和居民創(chuàng)業(yè)提供有利條件，從而為農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)提供崗位。劉丹等[16]實證檢驗了數(shù)字普惠金融對農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)具有促進作用和空間溢出效應(yīng)。張兵等[17]研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融能夠促進農(nóng)戶非農(nóng)就業(yè)。因此，數(shù)字普惠金融能夠為企業(yè)提供金融服務(wù)，促進企業(yè)的設(shè)立和發(fā)展，緩解勞動力面臨的融資約束，有利于提升農(nóng)民群體和女性群體的非農(nóng)就業(yè)水平。由此，本文提出假說2：

H2：數(shù)字普惠金融發(fā)展能夠促進農(nóng)村居民和女性居民實現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)。

（三）數(shù)字普惠金融與低稟賦群體的非農(nóng)就業(yè)

農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)不僅關(guān)系到農(nóng)民增收，更關(guān)系到新型城鎮(zhèn)化和鄉(xiāng)村振興的實現(xiàn)，高質(zhì)量非農(nóng)就業(yè)有助于保障“三化同步”的重大戰(zhàn)略和歷史任務(wù)的完成。Mishra等[18]對美國北卡羅來納州和堪薩斯州農(nóng)戶的研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶能夠通過非農(nóng)就業(yè)提高應(yīng)對農(nóng)業(yè)風(fēng)險的水平并提高家庭收入。白蘭等[19]研究發(fā)現(xiàn)子女非農(nóng)就業(yè)能夠提高老年人健康水平。嚴(yán)中成等[20]基于中國農(nóng)戶層面的微觀數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，非農(nóng)就業(yè)能夠提高農(nóng)戶對土地的價值預(yù)期，為農(nóng)戶農(nóng)轉(zhuǎn)非增加原始資本積累。胡祎等[21]研究發(fā)現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)會改變農(nóng)戶的生產(chǎn)要素配置行為從而提高其家庭收入。

受到傳統(tǒng)家庭分工觀念和職場性別偏見的影響，女性就業(yè)人員在勞動力市場中長期處于弱勢地位。周東洋等[22]使用中國各區(qū)縣的數(shù)據(jù)進行研究發(fā)現(xiàn)，非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷能夠使農(nóng)村女性獲得更為現(xiàn)代的觀念，有助于實現(xiàn)性別平等。陳梅等[23]通過對規(guī)模以上制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進行研究發(fā)現(xiàn)，女性就業(yè)份額的增加能夠降低勞動成本，提高生產(chǎn)率，從而提升企業(yè)出口規(guī)模。李磊等[24]研究發(fā)現(xiàn)適當(dāng)增加女性員工比例能夠提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。肖澤平等[25]對脫貧戶女性勞動力進行研究，發(fā)現(xiàn)脫貧戶女性非農(nóng)就業(yè)能夠提升其家庭的人均純收入。楊震宇等[26]研究發(fā)現(xiàn)女性非農(nóng)就業(yè)能夠促進農(nóng)業(yè)服務(wù)外包，緩解農(nóng)村勞動力短缺的現(xiàn)狀。因此，女性參與非農(nóng)就業(yè)能夠緩解勞動力短缺、提高勞動生產(chǎn)率，而女性就業(yè)人員比例的提升有助于性別平等觀念的普及。為了檢驗數(shù)字普惠金融對低稟賦居民參與非農(nóng)就業(yè)的影響，本文提出假說3和假說4：

H3：數(shù)字普惠金融發(fā)展能夠促進農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)低稟賦居民實現(xiàn)共同富裕。

H4：數(shù)字普惠金融發(fā)展能夠促進農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)低稟賦女性居民實現(xiàn)共同富裕。

三、模型設(shè)定與變量說明

（一）模型設(shè)定

1.數(shù)字普惠金融與共同富裕

首先構(gòu)建數(shù)字普惠金融與共同富裕之間的模型，實證模型如下：

其中，COPjt表示j 地區(qū)t年份的共同富裕發(fā)展水平，DIFjt表示j地區(qū)t年份的數(shù)字普惠金融發(fā)展水平，α1衡量數(shù)字普惠金融發(fā)展對共同富裕發(fā)展的影響效應(yīng)，Controlsijt表示個人和所在地區(qū)的控制變量，λi表示個體固定效應(yīng)，φt表示年份固定效應(yīng)，εijt為隨機擾動項。由于本文分析的是地區(qū)層面的數(shù)字普惠金融發(fā)展與共同富裕發(fā)展之間的關(guān)系，為了避免地區(qū)內(nèi)部居民個體之間的相關(guān)性對估計結(jié)果造成影響，將標(biāo)準(zhǔn)誤聚類到地區(qū)層面。

模型（1）的控制變量分為居民個體控制變量和地區(qū)發(fā)展控制變量。居民個體控制變量包括居民的性別、民族、年齡、受教育水平、戶口、子女?dāng)?shù)量和婚姻狀況。由于居民年齡可以表示為個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)的線性組合，而其系數(shù)無法估計，同時為了緩解遺漏變量帶來的誤差，參考Zhang等[27]的研究，本文控制了年齡的平方項。數(shù)字普惠金融驅(qū)動共同富裕發(fā)展的過程不僅受到居民個體特征的影響，也受到當(dāng)?shù)亟?jīng)濟和數(shù)字化發(fā)展水平的影響，因此本文的地區(qū)發(fā)展控制變量包括市場化水平、對外開放程度和互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入數(shù)。

2.數(shù)字普惠金融、非農(nóng)就業(yè)與共同富裕

數(shù)字普惠金融能夠為農(nóng)村人口、低收入人群以及小微企業(yè)等提供金融產(chǎn)品和服務(wù)，能夠促進非農(nóng)就業(yè)，實現(xiàn)包容性增長，有助于實現(xiàn)共同富裕。以農(nóng)村居民和女性居民為代表的“長尾群體”作為數(shù)字普惠金融的重點服務(wù)對象，由于受到家庭、教育和社會等帶來的低稟賦條件限制，在全體人民共同富裕發(fā)展水平中處于劣勢地位，因此本文選取農(nóng)村居民和女性居民兩個群體，分析數(shù)字普惠金融能否促進居民非農(nóng)就業(yè)。當(dāng)非農(nóng)就業(yè)帶來的凈福利為正時，居民會選擇非農(nóng)就業(yè)；否則，居民選擇不就業(yè)或務(wù)農(nóng)。非農(nóng)就業(yè)為居民帶來的凈福利是傳導(dǎo)機制背后的潛在變量，而是否非農(nóng)就業(yè)是這個潛在變量的可觀測值，本文構(gòu)建潛在變量和二元選擇模型如下：

其中，OFE*ijt和OFEijt分別表示i 居民j 地區(qū)t年份的非農(nóng)就業(yè)凈福利和是否選擇非農(nóng)就業(yè)，β1衡量數(shù)字普惠金融發(fā)展對非農(nóng)就業(yè)的影響效應(yīng)，Controlsijt表示個人和所在地區(qū)的控制變量，ψi表示個體虛擬變量，φt表示年份虛擬變量，υijt為隨機擾動項。為了避免地區(qū)內(nèi)部居民個體之間的相關(guān)性對估計結(jié)果的影響，同樣將標(biāo)準(zhǔn)誤聚類到地區(qū)層面。

模型（2）中的居民個體控制變量與模型（1）相同。地區(qū)發(fā)展控制變量稍做調(diào)整，包括互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入數(shù)和綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。綠色技術(shù)創(chuàng)新尤其是綠色農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能夠提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率，解放農(nóng)村勞動力，同時有助于企業(yè)轉(zhuǎn)型升級，提升競爭力，創(chuàng)造更多就業(yè)機會。因此，本文選擇綠色技術(shù)創(chuàng)新水平作為控制變量。

為了分析數(shù)字普惠金融發(fā)展能否促進農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)居民和女性非農(nóng)就業(yè)居民實現(xiàn)共同富裕，本文使用模型（1）。依據(jù)個人收入、受教育水平、年齡和主觀社會公平程度對農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)居民進行異質(zhì)性分析；依據(jù)家庭收入、婚姻狀況、子女?dāng)?shù)量和主觀女性就業(yè)偏見程度對女性非農(nóng)就業(yè)居民進行異質(zhì)性分析?？刂谱兞康倪x擇也與模型（1）相同。

（二）變量選取與數(shù)據(jù)說明

1.共同富裕發(fā)展水平

評估共同富裕發(fā)展水平需要建立多維度、多主體、多視角的指標(biāo)評價體系，本文從共同度、富裕度和可持續(xù)度三個維度，選取13 個二級指標(biāo)、28 個三級指標(biāo)構(gòu)建了共同富裕發(fā)展水平指標(biāo)評價體系，使用主成分分析法計算各省份共同富裕發(fā)展水平。數(shù)據(jù)來源為《中國統(tǒng)計年鑒》《中國勞動統(tǒng)計年鑒》《中國第三產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》。由于中國綜合社會調(diào)查（CGSS）中涉及的個體變量數(shù)據(jù)有限，海南、新疆和西藏的數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，所以選取2012年、2013年、2015年和2017年中國28個省份的面板數(shù)據(jù)進行分析。共同富裕發(fā)展水平指標(biāo)評價體系的構(gòu)建如表1所示。

表1 共同富裕發(fā)展水平指標(biāo)評價體系

2012年、2013年、2015年和2017年中國28個省份共同富裕發(fā)展水平排名如表2所示。由表2可知，共同富裕發(fā)展水平排名前六位的省市始終為北京市、江蘇省、廣東省、上海市、浙江省和山東省?？紤]到北京市和上海市作為直轄市的特殊性，江蘇省、廣東省、浙江省和山東省在中國非直轄市省份中排名前四位。從地區(qū)①角度看，東部省份共同富裕發(fā)展水平普遍較高，沿海省份共同富裕發(fā)展水平也普遍較高，西部省份共同富裕發(fā)展水平普遍較低，東北省份共同富裕發(fā)展水平排名呈下降趨勢。共同富裕發(fā)展中依舊存在區(qū)域發(fā)展不平衡的問題。

表2 中國各省份共同富裕發(fā)展水平排名

2.數(shù)字普惠金融發(fā)展水平

本文使用北京大學(xué)數(shù)字普惠金融指數(shù)來衡量數(shù)字普惠金融發(fā)展水平[28]。數(shù)字普惠金融指數(shù)包括數(shù)字金融覆蓋廣度、數(shù)字金融使用深度和普惠金融數(shù)字化程度這三個維度，共包含33個具體指標(biāo)。

3.其他變量

本文使用的地區(qū)發(fā)展控制變量數(shù)據(jù)來源于Wind 數(shù)據(jù)庫、中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺（CNRDS）和《中國統(tǒng)計年鑒》，地區(qū)發(fā)展控制變量說明如表3所示。個體變量來源于中國綜合社會調(diào)查（CGSS），居民個體控制變量說明如表4所示。主要變量的描述性統(tǒng)計如表5所示。

表3 地區(qū)發(fā)展控制變量說明

表4 居民個體控制變量說明

表5 主要變量描述性統(tǒng)計

四、實證分析

（一）數(shù)字普惠金融與共同富裕

根據(jù)模型（1）進行線性最小二乘法（OLS）回歸，加入個體和時間雙重固定效應(yīng)，并依次控制居民個體控制變量和地區(qū)發(fā)展控制變量，同時將標(biāo)準(zhǔn)誤聚類到地區(qū)層面以避免地區(qū)內(nèi)部居民個體之間的相關(guān)性對估計結(jié)果的影響，回歸結(jié)果如表6所示。所有回歸中，數(shù)字普惠金融發(fā)展水平的系數(shù)均顯著為正，說明整體而言，數(shù)字普惠金融發(fā)展能夠促進共同富裕發(fā)展水平，從而驗證了假說1。從控制變量看，居民個體控制變量系數(shù)基本不顯著，可能是由于這些變量在短期內(nèi)并不隨時間變化或變化很小，因此基本上被個體固定效應(yīng)吸收[29]。地區(qū)發(fā)展控制變量的系數(shù)均為正，對外開放程度和互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入數(shù)在統(tǒng)計意義上顯著，說明地區(qū)經(jīng)濟活躍度和數(shù)字化發(fā)展水平的提升有助于提升共同富裕發(fā)展水平。

表6 數(shù)字普惠金融與共同富裕：基準(zhǔn)模型

（二）地區(qū)異質(zhì)性分析

根據(jù)模型（1），對中國東部、中部、西部和東北地區(qū)的數(shù)字普惠金融與共同富裕之間的關(guān)系進行異質(zhì)性分析，加入個體和時間雙重固定效應(yīng)，并控制居民個體控制變量和地區(qū)發(fā)展控制變量。其中，地區(qū)發(fā)展控制變量相較模型（1）稍做調(diào)整，包括對外開放程度、對外貿(mào)易依存度和互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入數(shù)。同樣將標(biāo)準(zhǔn)誤聚類到地區(qū)層面，回歸結(jié)果如表7所示。從總體看，數(shù)字普惠金融發(fā)展水平的系數(shù)均顯著為正，進一步驗證了假說1。分地區(qū)看，東北地區(qū)的數(shù)字普惠金融發(fā)展對共同富裕的影響效應(yīng)最大，其次為中部地區(qū)和東部地區(qū)，西部地區(qū)的數(shù)字普惠金融發(fā)展對共同富裕的影響效應(yīng)最小。這可能是因為東北地區(qū)雖然面臨著產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的壓力，但擁有地理區(qū)位和工業(yè)化基礎(chǔ)優(yōu)勢，數(shù)字普惠金融能夠為轉(zhuǎn)型期企業(yè)緩解資金約束，因此能夠發(fā)揮顯著作用；東部地區(qū)和中部地區(qū)內(nèi)部居民間共同富裕差異較大，數(shù)字普惠金融的邊際效應(yīng)較低；西部地區(qū)囿于地理區(qū)位和經(jīng)濟基礎(chǔ)，不能發(fā)揮數(shù)字普惠金融的全部效應(yīng)。

表7 數(shù)字普惠金融與共同富裕：異質(zhì)性分析

（三）數(shù)字普惠金融、非農(nóng)就業(yè)與共同富裕

1.數(shù)字普惠金融與非農(nóng)就業(yè)

為探究數(shù)字普惠金融與非農(nóng)就業(yè)間的關(guān)系，本文對農(nóng)民群體和女性群體兩組樣本，使用模型（2）的Probit 模型進行分析，并加入個體和時間雙重固定效應(yīng)，依次控制居民個體控制變量和地區(qū)發(fā)展控制變量，同時將標(biāo)準(zhǔn)誤聚類到地區(qū)層面，回歸結(jié)果如表8所示。由表8可知，在農(nóng)民群體和女性群體的兩組回歸結(jié)果中，數(shù)字普惠金融發(fā)展水平的系數(shù)均顯著為正，說明數(shù)字普惠金融發(fā)展能夠促進農(nóng)村居民和女性居民實現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)，驗證了假說2。

表8 數(shù)字普惠金融與非農(nóng)就業(yè)

從控制變量看，居民個體控制變量和地區(qū)發(fā)展控制變量的系數(shù)基本不顯著，說明地區(qū)整體經(jīng)濟活躍度和數(shù)字化發(fā)展水平的提升對農(nóng)民群體和女性群體的影響并不明顯，可能是由于這兩個群體并沒有享受到地區(qū)發(fā)展所帶來的經(jīng)濟和社會福利。這與農(nóng)民和女性作為“長尾群體”的社會定位相吻合，而數(shù)字普惠金融也確實發(fā)揮了“補位”作用。接下來，本文將樣本分為農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)居民和女性非農(nóng)就業(yè)居民兩個群體，對“數(shù)字普惠金融→非農(nóng)就業(yè)→共同富?！钡膫鲗?dǎo)機制進行檢驗。

2.數(shù)字普惠金融與共同富裕：農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)居民

為探究數(shù)字普惠金融對農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)居民共同富裕的影響，本文使用模型（1）進行回歸，并加入個體和時間雙重固定效應(yīng)，控制居民個體控制變量和地區(qū)發(fā)展控制變量，同時將標(biāo)準(zhǔn)誤聚類到地區(qū)層面，回歸結(jié)果如表9和表10所示。

表9的（1）、（2）列中，低于或等于當(dāng)年全國平均個人收入水平的居民為低水平個人收入居民，高于當(dāng)年全國平均個人收入水平的居民為高水平個人收入居民。表9的（3）、（4）列中，44歲及以下的居民為青壯年勞動力，44歲以上的居民為大齡勞動力。由表9可知，數(shù)字普惠金融的發(fā)展僅能提升低水平個人收入居民的共同富裕發(fā)展水平，對高水平個人收入居民的影響不顯著，可能是因為后者的經(jīng)濟基礎(chǔ)較好，共同富裕基礎(chǔ)水平較高，所以對數(shù)字普惠金融的發(fā)展不敏感。同理，數(shù)字普惠金融的發(fā)展僅能提升大齡勞動力的共同富裕發(fā)展水平，對青壯年勞動力的影響不顯著，這可能是因為前者受到年齡和健康水平的限制，在參與非農(nóng)就業(yè)時面臨的阻力更大，卻往往比后者承擔(dān)著更大的家庭負擔(dān)和經(jīng)濟壓力，所以對數(shù)字普惠金融的服務(wù)更敏感。

表9 數(shù)字普惠金融與共同富裕：農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)居民（一）

表10的（1）、（2）列中，未接受高中教育的居民為低受教育水平居民，接受了高中及以上教育的居民為高受教育水平居民②。表10的（3）、（4）列中，主觀社會公平程度低于3的居民為主觀社會不公平居民，主觀社會公平程度高于3 的居民為主觀社會公平居民。由于主觀社會公平程度為3對應(yīng)了認為當(dāng)今社會“說不上公平但也不能說不公平”，無法準(zhǔn)確分類，故不作為樣本進行回歸。由表10可知，數(shù)字普惠金融的發(fā)展僅能提升低受教育水平居民的共同富裕發(fā)展水平，對高受教育水平居民的影響并不顯著，可能是因為后者在經(jīng)歷較高水平的教育后，非農(nóng)就業(yè)水平較高而獲得更高收入，也因經(jīng)濟壓力相對較低而擁有更高的生活質(zhì)量，因此其共同富裕水平較高，對數(shù)字普惠金融的發(fā)展并不敏感。同理，數(shù)字普惠金融的發(fā)展僅能提升主觀社會不公平居民的共同富裕發(fā)展水平，對主觀社會公平居民的影響不顯著，這可能是因為后者的生活幸福感較高，而生活幸福感來自較低的經(jīng)濟壓力或較高的生活質(zhì)量，所以對數(shù)字普惠金融的發(fā)展并不敏感。

表10 數(shù)字普惠金融與共同富裕：農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)居民（二）

綜合表9和表10可知，對于具備低個人收入水平、高勞動年齡、低受教育水平或主觀社會不公平等低稟賦特征的農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)居民，數(shù)字普惠金融發(fā)展能夠顯著提升共同富裕發(fā)展水平，說明數(shù)字普惠金融發(fā)展能夠促進低稟賦農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)居民實現(xiàn)共同富裕。由此驗證了假說3。

3.數(shù)字普惠金融與共同富裕：女性非農(nóng)就業(yè)居民

為探究數(shù)字普惠金融對女性非農(nóng)就業(yè)居民共同富裕的影響，本文使用模型（1）進行回歸，并加入個體和時間的雙重固定效應(yīng)，控制居民個體控制變量和地區(qū)發(fā)展控制變量，同時將標(biāo)準(zhǔn)誤聚類到地區(qū)層面，回歸結(jié)果如表11和表12所示。

由于受到中國傳統(tǒng)觀念的影響，男性在家庭中往往承擔(dān)更大的經(jīng)濟壓力，而女性則承擔(dān)更多的家庭責(zé)任?；诩彝シ止げ町?，以個人收入高低來區(qū)分樣本并不合理，因此本文采用家庭收入高低來區(qū)分女性非農(nóng)就業(yè)居民樣本。表11的（1）、（2）列中，低于或等于當(dāng)年全國平均家庭收入水平的居民為低水平家庭收入居民，高于當(dāng)年全國平均家庭收入水平的居民為高水平家庭收入居民。表11的（3）、（4）列中，婚姻狀態(tài)為初婚有配偶、再婚有配偶或分居未離婚的居民為已婚居民，婚姻狀態(tài)為未婚、同居、離婚或喪偶的居民為其他婚姻狀態(tài)的居民。由表11可知，數(shù)字普惠金融的發(fā)展僅能提升低水平家庭收入居民的共同富裕發(fā)展水平，對高水平家庭收入居民的影響并不顯著，可能是因為前者的家庭經(jīng)濟壓力更大，所以更需要女性參與非農(nóng)就業(yè)，但女性參與非農(nóng)就業(yè)可能依舊無法完全解決家庭面臨的經(jīng)濟問題，而數(shù)字普惠金融的發(fā)展則可以為這類居民提供服務(wù)，提升共同富裕發(fā)展水平。同理，數(shù)字普惠金融的發(fā)展僅能提升已婚居民的共同富裕發(fā)展水平，對其他婚姻狀態(tài)的居民影響不顯著，這可能是因為前者在組建家庭后面臨更大的“育兒養(yǎng)老”壓力，所以對數(shù)字普惠金融的服務(wù)更敏感。

表11 數(shù)字普惠金融與共同富裕：女性非農(nóng)就業(yè)居民（一）

表12的（1）、（2）列中，沒有或者有一個子女（包括繼子繼女、養(yǎng)子養(yǎng)女）的居民為子女?dāng)?shù)量較少的居民，子女（包括繼子繼女、養(yǎng)子養(yǎng)女）數(shù)量在兩個及以上的居民為子女?dāng)?shù)量較多的居民。表12的（3）、（4）列中，由于主觀女性就業(yè)偏見程度為賦值5至25的分類數(shù)據(jù)，所以主觀女性就業(yè)偏見程度低于15的居民為主觀女性就業(yè)偏見小的居民，主觀女性就業(yè)偏見程度高于15 的居民為主觀女性就業(yè)偏見大的居民。由于主觀女性就業(yè)偏見程度15為臨界值，無法準(zhǔn)確分類，故不作為樣本進行回歸。由表12可知，數(shù)字普惠金融的發(fā)展僅能提升子女?dāng)?shù)量較少居民的共同富裕發(fā)展水平，對子女?dāng)?shù)量較多居民的影響并不顯著，可能是因為數(shù)字普惠金融發(fā)展提供的幫助不足以提升后者的共同富裕發(fā)展水平，也可能是因為部分子女?dāng)?shù)量較多的居民已經(jīng)擁有較高的生活水平，所以對數(shù)字普惠金融的發(fā)展并不敏感。同理，數(shù)字普惠金融的發(fā)展僅能提升主觀女性就業(yè)偏見小的居民的共同富裕發(fā)展水平，對主觀女性就業(yè)偏見大的居民的影響不顯著。這與預(yù)期并不相符，可能是因為前者對職業(yè)發(fā)展抱有積極預(yù)期，會積極尋求數(shù)字普惠金融支持，以改變資金不足等問題導(dǎo)致的職業(yè)發(fā)展受限，而后者受到主觀偏見的影響，更偏向于承擔(dān)家庭責(zé)任，而對自身職業(yè)發(fā)展并沒有過高要求，也因此后者對數(shù)字普惠金融的發(fā)展并不敏感。

表12 數(shù)字普惠金融與共同富裕：女性非農(nóng)就業(yè)居民（二）

綜合表11和表12可知，對于具備低家庭收入水平或已婚的低稟賦特征農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)居民，數(shù)字普惠金融發(fā)展能夠顯著提升共同富裕發(fā)展水平，說明數(shù)字普惠金融發(fā)展能夠促進低稟賦女性非農(nóng)就業(yè)居民實現(xiàn)共同富裕，由此驗證了假說4。假說2、假說3和假說4得到驗證，因此證實了“數(shù)字普惠金融→非農(nóng)就業(yè)→共同富?！钡膫鲗?dǎo)機制。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性檢驗

在進行數(shù)字普惠金融、非農(nóng)就業(yè)與共同富裕的分析時，內(nèi)生性問題是難以避免的[30]，本文對反向因果問題和遺漏變量問題進行內(nèi)生性檢驗。

第一，反向因果問題。由于本文每個模型中涉及的變量數(shù)據(jù)來自不同數(shù)據(jù)庫，每個模型都包含宏觀數(shù)據(jù)和微觀數(shù)據(jù)，所以可以認為反向因果性被大大降低。

第二，遺漏變量問題。本文使用工具變量法檢驗遺漏變量問題，將居民所在地區(qū)距杭州的球面距離（DIS）作為工具變量，進行兩階段最小二乘回歸，回歸結(jié)果如表13所示。由于杭州市是支付寶（中國）網(wǎng)絡(luò)技術(shù)有限公司總部及其母公司阿里巴巴集團中國總部的所在地，其數(shù)字金融發(fā)展水平在中國和全球處于領(lǐng)先地位，能夠為周邊地區(qū)帶來發(fā)展理念和金融科技的溢出效應(yīng)，因此在地理上距離杭州市越近，就越有可能提高本地區(qū)數(shù)字普惠金融的發(fā)展水平[29]。由表13可知，在使用工具變量控制內(nèi)生性問題后，數(shù)字普惠金融發(fā)展水平的系數(shù)依舊顯著為正，說明數(shù)字普惠金融的發(fā)展對共同富裕的促進作用是顯著且穩(wěn)健的。

表13 工具變量檢驗

2.其他穩(wěn)健性檢驗

為了對模型（1）進行穩(wěn)健性檢驗，本文將主成分分析法計算的共同富裕發(fā)展水平更換為熵值法計算的共同富裕發(fā)展水平，回歸結(jié)果如表14的（1）列所示。由于2013年支付寶的興起被普遍認為是中國數(shù)字金融發(fā)展的開端[31]，故剔除2012年的樣本，僅對2013年、2015年和2017年的樣本進行模型估計，回歸結(jié)果如表14的（2）列所示。直轄市由中央直接管轄，在政治、經(jīng)濟、科技和文化等方面均具有舉足輕重的地位，因此本文剔除北京市、上海市、天津市和重慶市的樣本，對樣本進行重新估計，回歸結(jié)果如表14的（3）列所示。由表14的（1）至（3）列可知，數(shù)字普惠金融發(fā)展水平的系數(shù)全部顯著為正，再次說明數(shù)字普惠金融的發(fā)展對共同富裕的促進作用是顯著且穩(wěn)健的，假說1得到進一步驗證。

表14 其他穩(wěn)健性檢驗

為了對模型（2）進行穩(wěn)健性檢驗，本文改變估計方法，使用Logistic 回歸模型對樣本進行重新估計，回歸結(jié)果如表14的（4）和（5）列所示。結(jié)果顯示，數(shù)字普惠金融發(fā)展水平的系數(shù)均顯著為正，說明數(shù)字普惠金融發(fā)展對農(nóng)村居民和女性居民實現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)的促進作用是顯著且穩(wěn)健的。假說2至4得到進一步驗證。

五、結(jié)論與建議

本文基于2012年、2013年、2015年與2017年數(shù)據(jù)，探究了數(shù)字普惠金融對共同富裕的影響效應(yīng)與傳導(dǎo)機制。研究結(jié)果表明：一是數(shù)字普惠金融發(fā)展能夠促進共同富裕；二是數(shù)字普惠金融發(fā)展能夠促進農(nóng)村居民和女性居民實現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)；三是相較于高稟賦的農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)居民和女性非農(nóng)就業(yè)居民，數(shù)字普惠金融發(fā)展能夠顯著促進低稟賦居民實現(xiàn)共同富裕，體現(xiàn)了數(shù)字普惠金融的包容性理念。基于本文的研究結(jié)果，提出以下政策建議：

第一，加強數(shù)字化基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提高數(shù)字普惠金融發(fā)展水平，堅持對外開放，并持續(xù)吸引外資流入，構(gòu)建國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局，同時要關(guān)注中國區(qū)域發(fā)展差異，針對區(qū)域資源稟賦和經(jīng)濟格局制定差別化政策，以先富帶動后富，逐步實現(xiàn)共同富裕。

第二，拓展數(shù)字普惠金融發(fā)展的廣度和深度，幫助以農(nóng)民和女性為代表的“長尾群體”跨越數(shù)字鴻溝，切實享受數(shù)字普惠金融發(fā)展紅利，同時鼓勵農(nóng)民和女性參與非農(nóng)業(yè)就業(yè)創(chuàng)業(yè)。

第三，樹立勞動力市場性別平等觀念，建立完善的員工晉升機制，推動女性實現(xiàn)高質(zhì)量非農(nóng)就業(yè)，同時減輕家庭養(yǎng)育負擔(dān)，充分保障女性的平等就業(yè)權(quán)?！?/p>

注 釋

①東部地區(qū)：河北省、北京市、天津市、山東省、江蘇省、上海市、浙江省、福建省、廣東??；中部地區(qū)：山西省、河南省、安徽省、湖北省、江西省、湖南省；西部地區(qū)：重慶市、四川省、陜西省、云南省、貴州省、廣西壯族自治區(qū)、甘肅省、青海省、寧夏回族自治區(qū)、內(nèi)蒙古自治區(qū)；東北地區(qū)：遼寧省、吉林省、黑龍江省。

②使用“高中”作為分界點的原因在于農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)居民的受教育水平并不高，接受了高中及以上教育的居民樣本僅占全部農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)居民樣本的三分之一，所以若使用更高教育水平作為分界點，高受教育水平組別的樣本量將偏低。