数字普惠金融助推共同富裕的机制及效果研究

于凤芹,杨文仙

(山东工商学院 金融学院，山东 烟台 264005)

“不患寡而患不均，不患贫而患不安”。共同富裕是中华民族千百年来共同的价值追求，是社会主义的本质特征和奋斗目标。目前我国仍处于社会主义初级阶段，城乡收入差距大、区域发展不平衡等现实问题仍然突出[1]，如何在新形势下逐步实现共同富裕是当前亟需解决的关键问题。数字普惠金融作为普惠金融发展的新型业态，将传统的金融服务与以互联网为主要载体的数字技术相融合，具有低门槛、低成本、高效率、广覆盖等优点，是助推共同富裕的有效途径[2]。具体来看，一是数字普惠金融拓宽了低收入人群的融资渠道，进一步缩小了城乡间、区域间的金融服务差距[3]。二是数字普惠金融的发展有利于提高居民的可支配收入，改善收入分配结构，降低总体贫困水平，发挥了减贫增收效应[4]。三是数字普惠金融大大降低了大众创业的门槛，提高了企业创业的活跃度[5]。四是数字普惠金融极大地缓解了中小企业的融资困境，促进企业技术创新和产业结构升级，从而刺激经济包容性增长[6]。从这些方面看，数字普惠金融和共同富裕在目标和内涵上具有一致性，为实现共同富裕的路径探索提供了新的研究思路。

基于以上分析，本文将重点探析数字普惠金融影响共同富裕的机制和效果，可能的边际贡献在于：一是以数字普惠金融为研究视角，实证揭示了数字普惠金融助推共同富裕的方式和效果，并且从数字普惠金融指数及其三个子指数等多维度进行实证研究，拓展了共同富裕的影响因素研究。二是丰富了数字普惠金融影响共同富裕的机制和效果研究，验证了数字普惠金融对共同富裕的影响渠道，揭示了影响效果在东中西部地区存在“马太效应”。三是基于已有理论研究和我国省际面板数据，从宏观视角构建了一套共同富裕水平指标评价体系，对日后我国省际共同富裕水平的衡量与研究有一定的参考价值。

一、文献综述与假设提出

(一)数字普惠金融对共同富裕直接影响

国务院在建设我国首个共同富裕示范区的有关文件中强调，共同富裕是全体人民共同参与经济社会的高质量建设，共享改革发展成果，人民生活更加幸福美满，从具体内涵中可以提炼出发展性、共享性、可持续性三大关键要素[7]。数字普惠金融是互联网时代下数字技术在普惠金融领域的最新应用成果，其核心要素在于“普”和“惠”，“普”代表数字金融受众广泛，“惠”寓意数字金融惠泽于民[8]，这与共同富裕的核心要素高度契合。具体来看，首先，发展性是实现共同富裕的基础[9]，只有经济保持高质量发展，经济总量增长至一定程度，才可以谈富裕。微观层面，消费是拉动我国经济增长的三大马车之一，数字普惠金融提高了支付的便利程度，从而刺激家庭消费[10]，拉动了国民经济增长。在宏观层面，数字普惠金融利用互联网信息技术，拓宽了金融服务的覆盖广度，提高了经济增长的包容度[11]。其次，共享性是共同富裕的核心要素，要坚持以人为本，让全体人民共享数字普惠金融的发展成果。数字普惠金融以线上模式触达更多用户，使得各类人群尤其是面临“数字鸿沟”的农民、低收入者和老年人都能体验到金融服务[12]，是促进社会公平和谐发展的作用机制[13]。数字普惠金融的发展还丰富了数字技术的应用场景，助力了社会财富的第三次分配，如区块链技术以其可溯源、去中心化、信息共享等特性有效解决公益信任的问题，有利于发挥公益慈善赋能共同富裕的作用[14]。再次，可持续性是共同富裕动态概念的要求，要始终保持社会公共利益最大化治理。数字普惠金融提高了整个社会的绿色全要素生产率[15]，推动社会的绿色低碳经济高质量可持续发展。综上，数字普惠金融能正向影响共同富裕的三个维度，促进经济的包容性增长，提升共同富裕水平。据此提出假设1：数字普惠金融发展直接助推了共同富裕水平的提高。

(二)数字普惠金融对共同富裕间接影响

1.创业效应。创业提高了初次分配中劳动生产要素的效率，有效发挥了再分配和第三次分配的调节功能，优化社会财富分配，缩小贫富差距，是推动共同富裕的重要保障。

影响创业的关键因素是能否得到及时有效的资金支持，而信贷约束一直都是居民创业面临的最主要障碍[16]。数字普惠金融借助数字技术扩大了金融服务的覆盖面，优化了传统金融的服务模式，提高了居民创业活跃度。具体有三：一是数字普惠金融将金融服务以较低的边际成本精准触达低社会资本或低物质资本的家庭、偏远地区的基层群众、农民以及老年人等弱势群体，畅通金融服务的“最后一公里”，促进居民创业机会的均等化；二是不同于传统金融“抵质押”和“担保”的贷款模式，数字普惠金融能借助大数据挖掘融资客户的以往记录进行信用评估，对信用良好的居民无需抵押物就可以提供创业资金，解决了信用系统不完善以及融资信息不对称造成的逆向选择和道德风险问题；三是数字普惠金融促进了信息的交流共享，不仅有助于创业者在创业初始阶段识别市场中的潜在机会，更有助于其在创业过程中把握商机，及时进行信息沟通，做出正确的战略决策[17]。因此，数字普惠金融充分发挥互联网时代数字技术的优势，降低了金融服务的准入成本和融资门槛，解决了创业者面临的资金约束难题，提高了居民创业活跃度。据此提出假设2：数字普惠金融通过促进创业，推动了共同富裕。

2.产业结构升级效应。在迈向全体人民共同富裕的历史征程中，产业的发展决定了持续做大“蛋糕”的能力，产业结构升级是驱动经济健康发展的强大支撑，是扎实推进共同富裕的前提条件。

金融发展对产业结构优化升级起到至关重要的引领作用。首先，促进共同富裕最艰巨最繁重的任务在农村，数字普惠金融借助现代数字化技术，为农民群体“量身打造”金融普惠产品，满足农产品结构调整、拓宽农产品销售渠道等农业现代化转型的各类融资需求[18]，有利于农村地区第一产业的转型升级和第一二三产业的融合发展，推动城乡区域协调发展。其次，开展数字普惠金融业务的金融机构通过吸收各类存款完成资本的原始积累，随后利用大数据等信息技术对资金需求端的中小微企业进行信用及最佳资本要素投入量的评估，实现了资金在产业之间的最优化配置，从而加快产业从低级形态向高级形态的转型升级[19]。再次，数字普惠金融是传统金融与信息技术融合的产物，根本目的是为了金融资本更好地服务实体经济发展，间接促进了金融资本流向实体经济发展依托的产业链条，带动了产业链条的高级化转型，实现实体经济的高质量发展[20]。最后，数字普惠金融缓解了居民的流动性约束，提高了居民的消费能力，在不同程度上刺激了居民的消费欲望[21]，而消费端个性化、多样化的需求会培育出更具活力的新兴产业，成为产业端优化升级的直接动力。据此提出假设3：数字普惠金融通过促进产业结构升级，推动了共同富裕。

3.技术创新效应。经济发展是促进国民收入增长，推动共同富裕的基础，而创新又决定了经济发展的速度、质量、可持续性，是引领发展的第一动力，是促进共同富裕的关键支撑。

数字普惠金融作为深度融合现代信息技术的新型金融服务模式，打破了传统金融服务的诸多限制，利用高效的信息搜集能力，及时识别和处理风险，赋能城市和企业的技术创新。从宏观层面来看，数字普惠金融借助信息技术可以有效地突破时间和空间的限制，实现金融要素在地区间的无障碍流动[22]，从而将金融资源有针对性地向落后地区倾斜，极大地缓释了发达城市对金融资源的“虹吸效应”，使更多中小落后城市拥有资金投入到创新活动中去，推动城市的高质量可持续发展[23]。从微观层面来看，中小微企业是最具活力和潜力的创新主体，但由于传统金融服务的信贷资源分配不均、融资成本高和道德风险突出等诸多问题，中小微企业一直面临着严重的外部融资约束，再加上创新活动具有长周期、高风险的特征，使得中小微企业面临的融资约束“雪上加霜”，无法得到有效的资金支持。数字普惠金融提供的小额信贷、众筹融资、第三方支付等创新型金融服务，高度契合了小微企业创新活动长期、高频、小额的资金需求[24]，缓解了外部融资约束，激发了中小企业技术创新的动力。据此提出假4：数字普惠金融通过技术创新效应，推动了共同富裕。

(三)异质性分析

梳理已有文献发现，数字普惠金融的发展对共同富裕水平有显著的助推作用，但是由于“数字鸿沟”和“马太效应”的存在，其助推效果具有显著的异质性。分地区来看，我国31个省(自治区、直辖市)的数字普惠金融发展并不平衡。总体上，我国数字普惠金融水平呈现出“东高西低”的发展格局[25]。虽然数字普惠金融可以利用信息技术打破传统金融服务的时间和地域限制，提升数字金融的渗透率，但数字化运作也对当地的数字基础设施、数字工具等数字资源提出了更高要求[8]。当前，各地区的数字资源和发展基础存在显著差异，导致数字普惠金融的发展存在着地区“马太效应”，即数字资源相对丰富地区的数字普惠金融发展优于数字基础设施薄弱的地区，这意味着数字普惠金融对共同富裕的助推效果在不同地区有差异性。从数字普惠金融的细分维度来看，北京大学的研究团队测算的各省份覆盖广度、使用深度和数字化程度分指数存在显著差异。已经有学者研究发现，三个子维度发展阶段不同，对居民收入的影响效果并不一致，覆盖广度能显著缩小城乡收入差距，使用深度也有助于提高城乡居民收入，而数字化程度对居民收入的影响效果不显著[12]。可见，数字普惠金融各维度的发展水平并不同步，由此对共同富裕产生的助推效果也存在差异性。据此提出假设5：数字普惠金融助推共同富裕的效果会因地区差异和数字普惠金融各维度的不同存在异质性。

图1 数字普惠金融对共同富裕的作用机制

二、研究设计

(一)样本选取与数据来源

本文选取2011—2020年全国31个省际区域为研究样本。使用的数字普惠金融数据来自《北京大学数字普惠金融指数(2011—2020)》[26]，构建共同富裕指标的原始数据和控制变量的数据均来自《中国统计年鉴》以及各省份的年度统计公报和统计年鉴。其中，2020年的私营企业和个体户总数以及就业人数的相关数据缺失，使用线性插值法补齐。

(二)变量及其测度

1.被解释变量：共同富裕指数(Cowi)。本文从共同富裕的深刻内涵出发，借鉴陈丽君等[7]、刘培林等[27]和李军鹏[28]学者的相关研究，考虑省际层面数据可得性和指标的综合代表性，构建了一套省际共同富裕水平测度指标体系，包含3个一级指标、10个二级指标和25个三级指标，表1描绘了具体的指标名称和衡量方法。为避免主观赋权带来的人为偏差，本文采用熵权法测算了各省份的共同富裕总指数(Cowi)以及发展性(Exp)、共享性(Share)、可持续性(Dur)三个分类指数。

表1 共同富裕水平测度指标体系

图2绘制了2011—2020年中国各省级地区共同富裕水平的发展趋势。总体来看，全体人民的共同富裕水平稳步提高，共同富裕指数呈现逐年增长的趋势，从2011年的0.186 3上升至2020年的0.321 4，增速为72.52%。分具体指数来看，发展性指数、共享性指数以及可持续性指数表现和共同富裕指数保持一致，总体呈现上升趋势。可能的原因在于：党的十八大以来，我国全面坚持新发展理念，有序开展新型城镇化建设，统筹推进乡村振兴战略，国家的社会治理水平得到显著提高，绝对贫困人口摆脱贫困，区域发展更加协调，城乡收入差距逐步缩小，劳动人民感受到了更为充分的获得感、幸福感和安全感，稳步推动了共同富裕水平。

2.解释变量：数字普惠金融指数(Difi)。选取北京大学数字金融研究中心最新发布的《北京大学数字普惠金融指数(2011—2020)》。该指数在借鉴国内外传统普惠金融指标构建的基础上，结合我国数字金融的发展特点，利用蚂蚁集团研究院提供的大数据样本，从数字普惠金融发展的覆盖广度(Cb)、使用深度(Ud)和数字化程度(Dl)三个维度构建指标体系，系统且直观地展示了我国各地区普惠金融发展的现状和历史演变趋势，是目前学术界引用次数最多、权威性较强的数字普惠金融指数。在实证分析中，为使得回归系数便于比较，对原始指数均除以1 000。

3.中介变量：创业活跃度(Enp)。创业活跃度是指区域内人群参加创业活动的积极程度，标志着一个地区未来的竞争能力，本文借鉴李小平和李小克[29]的相关研究，计算方法为：创业活跃度=数量效应*就业效应=(私营企业和个体户总数/总人口数)*(私营企业和个体户就业总人数/就业总人数)。产业结构高级化(Indh)，指一个地区的产业结构向高层次发展，即产业结构重心由第一、二产业逐步转向第三产业的程度，借鉴邹克和倪青山[30]的研究思路，方法为：产业结构高级化=第二产业/第一产业*0.2+第三产业/第二产业*0.8。创新能力(Ino)，借鉴张林和温涛[31]的衡量思路，用各省份发明专利申请受理量作为创新能力的代理变量。

4.控制变量(为更全面地探究数字普惠金融助推共同富裕的效果和影响机制，考虑到其他因素会对共同富裕水平的发展产生影响，本文参考向云等[32]、覃成林和杨霞[33]等文献，设定控制变量)：政府干预(Gov)，用地方财政一般预算支出与GDP的比值衡量；对外开放程度(Open)，用进出口贸易总额与GDP的比值表示，其中贸易总额按当年汇率转换为人民币计价；外商直接投资(Fdi)，用实际利用外商直接投资总额与GDP的比值表示，其中外商投资总额按当年汇率转换为人民币计价；金融发展水平(Fin)，用年末金融机构各类贷款余额与GDP的比值衡量；人力资本水平(Hum)，用6岁及以上人口的加权平均受教育年限衡量，其中小学、初中、高中、大专、本科、研究生学历分别赋予6、9、12、15、16、19的权重；参加失业保险人数(Job)，为避免数据波动带来的不利影响，对其进行取对数处理。

图2 2011—2020年共同富裕指数平均值

(三)模型构建

1.基准模型。为了检验数字普惠金融对共同富裕水平的影响效果，借鉴刘心怡等[34]的研究，基准回归的模型设计如式(1)：

Cowii,t=∂0+∂1Difii,t+∂2Zi,t+μi+θt+εi,t.

(1)

式(1)中，被解释变量Cowi表示共同富裕指数，解释变量Difi表示数字普惠金融指数，Z为控制变量，μi为个体固定效应，θt表示时间固定效应，εi,t为随机扰动项。

2.机制检验模型。由理论分析可知，数字普惠金融可能通过创业中介效应、产业结构升级中介效应和技术创新中介效应进一步对共同富裕产生影响。因此，借鉴温忠麟和叶宝娟[35]的研究，在基准回归模型的基础上进行逐步中介效应分析，检验上述三种传导路径是否成立。

Cowi,t=∂0+∂1Difii,t+∂2Zi,t+μi+θt+ε1i,t,

(2)

Medi,t=β0+β1Difii,t+β2Zi,t+μi+θt+ε2i,t,

(3)

Cowi,t=γ0+γ1Difii,t+γ2Medi,t+γ3Zi,t+μi+θt+ε3i,t。

(4)

式中，Med为中介变量，分别代表创业效应、产业结构升级效应和技术创新效应。数字普惠金融影响共同富裕的总效应为∂1，直接效应为γ1，若存在中介效应，则中介变量的间接效应为β1与γ2的乘积。

三、实证分析

(一)描述性统计

表2为主要变量的描述性统计结果。其中，共同富裕指数Cowi的最大值为0.648 9，最小值为0.112 9，证明我国不同省份的共同富裕水平有着明显的差异性，且发展性、共享性和可持续性三个分类指数也存在不同程度的发展差异。此外，数字普惠金融指数Difi及其三个分类指数的标准差也都相对较大，说明各省份数字普惠金融的发展总体不平衡。

(二)基准回归

本文在回归之前确定最优估计模型为固定效应模型，并在所有回归中控制了时间和个体效应，表3汇报了基准回归结果。表中，列(1)至列(4)是数字普惠金融指数对共同富裕指数及其三个分类指数的直接影响效应，列(5)至列(8)中相应地加入了控制变量。列(1)至列(4)显示，数字普惠金融指数的回归系数均在1%水平下显著为正，说明数字普惠金融对共同富裕有显著促进作用，假设1得证。从列(5)至列(8)可以看出，加入控制变量之后，回归结果保持一致，且R2与之前相比均有所提高，表明在考虑政府干预、外商直接投资、金融市场、人力资本等因素的差异影响下，数字普惠金融依然显著推动共同富裕。数字普惠金融水平每提升1%，会促进发展性、共享性和可持续性三个子维度分别提升0.35%、0.35%、0.59%，共同富裕水平总体提高1.29%，假设1得证。

表2 变量描述性统计结果

(三)内生性分析及稳健性检验

1.内生性分析。借鉴钟凯等[36]、李建军等[37]的做法，本文尝试更换回归模型，采用工具变量法和双重差分法重新进行估计。首先，工具变量法选择两阶段最小二乘法，本文手动整理了31个省份的接壤省份，将其所有接壤省份的数字普惠金融指数加总之后求平均值，作为该省份的工具变量，表4列(1)的回归结果符合预期，结论稳健。其次，双重差分法可用来评估政策效应，缓解模型的遗漏变量问题。2015年，国务院发布了《推动数字普惠金融发展规划(2016—2020)》，这一政策对数字普惠金融影响共同富裕发展具有外生性冲击，而金融业欠发达地区与金融业发达地区相比受到政策影响的强度存在显著差异，从而为本文创造了实验组和控制组。回归结果如表4列(2)所示。结果表明，2016年及之后，数字普惠金融发展对共同富裕水平的助推作用在金融业发达地区更加明显，说明前文的研究结果具有一定的稳健性。

表3 数字普惠金融影响共同富裕的基准回归结果

2.稳健性检验。替换被解释变量。使用主成分分析法对共同富裕的25个三维指标进行降维处理，组合成5个新的综合指标，将重新计算出的共同富裕指数代入模型进行回归，表4列(3)的结果显示与预期一致，回归系数显著为正，本文的主要结论依然成立。

缩尾处理。为剔除极端值产生的不利影响，对数字普惠金融指数在前后1%水平上进行缩尾处理，结果如表4列(4)所示。可以看出，核心解释变量数字普惠金融的回归系数在1%水平下仍然显著为正，实证结论稳健。

删除直辖市。由于特殊定位和区位优势，北京、上海、深圳和重庆四个直辖市的数字普惠金融发展水平远高于我国其他省份，这可能会放大数字普惠金融对共同富裕水平的助推作用，因此去除四个直辖市样本后重新估计。表4列(5)结果显示，数字普惠金融推动共同富裕的正向效应依然显著。

表4 数字普惠金融助推共同富裕的稳健性检验

四、机制分析

基准回归和稳健性检验验证了数字普惠金融对共同富裕存在显著的助推作用，为验证假设2、假设3和假设4，本文将在基准回归基础上运用中介效应模型检验两者之间的传导机制，回归结果如表5所示。

(一)创业效应

表5列(1)中创业活跃度的回归系数显著为正，表明数字普惠金融的发展刺激了大众创业的积极性。列(2)显示数字普惠金融和创业活跃度的系数均显著为正，说明创业中介效应存在，且创业活跃度为部分中介变量，数字普惠金融通过创业中介效应间接推动了共同富裕水平，证实假设2。

(二)产业结构升级效应

表5列(3)中，数字普惠金融的回归系数为正数，说明数字普惠金融的发展正向促进了产业结构的高级化转型，且在1%的水平下显著，表明数字普惠金融的水平越高，产业结构的高级化特征越明显。列(4)显示，检验方程中数字普惠金融和产业结构高级化的回归系数均显著为正，证明产业结构高级化具有部分中介效应，与理论预期一致，即数字普惠金融推动了产业结构的升级优化，进而促进了共同富裕，证实了假设3。

(三)技术创新效应

根据列(5)可知，数字普惠金融的发展对企业的技术创新能力有显著的正向促进效果。列(6)显示，创新能力和数字普惠金融与共同富裕水平呈正相关关系，且至少在5%水平下显著，进一步证实了创新能力为部分中介变量，即数字普惠金融通过企业的技术创新效应，提升了区域的共同富裕水平，证实了假设4。

表5 创业效应、产业结构升级效应和技术创新效应的机制检验

五、异质性分析

基于理论分析可知，数字普惠金融对共同富裕的助推效果可能因不同地区以及数字普惠金融各个维度的发展不一致产生差异。为验证假设5，本文从区域异质性和数字普惠金融子维度进行了分组检验。

(一)区域异质性

由于我国各区域的经济社会发展水平存在差异，导致数字普惠金融水平呈现出明显的“东高西低”区域发展格局[38]。因此，根据我国对东、中、西部各地区的划分，本文对不同地区数字普惠金融发展助推共同富裕的影响效果进行了异质性检验。检验结果显示，东部和中部地区数字普惠金融指数的回归系数都为正数且在1%水平下显著，这说明在东中部地区，数字普惠金融发展对共同富裕水平有显著的正向效应，而这种正向效应在西部地区并不明显。从数字普惠金融指数的回归系数大小来看，东部、中部、西部地区的回归系数分别为1.771、0.767、0.389，可知东部地区数字普惠金融的助推效应强于中部和西部地区。其中，东部地区发展性、共享性和可持续性三个子指数的回归系数分别为0.617、0.450、0.704，中部地区相应的回归系数分别为0.323、0.109、0.335，反映出数字普惠金融对可持续性维度的助推效果最为明显，发展性维度次之，共享性维度最弱。造成上述差异性的原因可能有：其一，数字普惠金融的应用依靠强大的信息网络，东中部地区经济发达，有着较为完备和先进的数字化基础设施，能够率先享受到推广发展数字普惠金融带来的红利，而受限于较低的金融发展水平、相对落后的数字基础设施以及稀缺的人力资源等因素，数字普惠金融的发展优势没有在西部地区充分体现出来，其赋能共同富裕的效果自然也不明显；其二，科技是引领发展的首要动力，数字普惠金融的应用基础是以大数据、人工智能、区块链等新技术为代表的金融科技，通过科技创新、技术升级有效地驱动经济社会的可持续、高质量发展，因此数字普惠金融对可持续性和发展性维度的助推效果更为明显。

(二)数字普惠金融子维度异质性

考虑到数字普惠金融不同维度的发展存在差异影响，借鉴刘心怡等[34]的研究思路，从覆盖广度、使用深度和数字化程度维度分别探究其对共同富裕的助推效果是否存在显著差异。检验结果显示，使用深度和数字化程度的回归系数分均在1%的显著性水平下为正数，进一步对比发现，使用深度的回归系数大于数字化程度，说明使用深度和数字化程度子维度都推动了共同富裕水平，且使用深度的推动效果更加明显。覆盖广度对共同富裕总体指数的作用效果在5%水平下显著为正，对发展性、共享性和可持续性三个分指数的作用效果并不显著。产生差异性的原因可能有：一方面，数字普惠金融经历了初期的迅猛发展后，近些年增速逐步放缓，现已进入了深度拓展的新阶段，而覆盖广度和数字化程度通过前期的发展已经达到一定的程度，未来进一步拓展的空间相对有限，使用深度逐渐成为数字普惠金融发展新的内驱动力[26]，因而使用深度子维度赋能共同富裕的效果更为明显；另一方面，数字普惠金融覆盖广度实质上衡量的是一种机会平等，侧重于“量”，而使用深度和数字化程度则更关注人们参与数字普惠金融的体验感，是否能真正享受到数字普惠金融带来的便利性和智能化，体现出了结果上的均衡，侧重于“质”，因而覆盖广度对共同富裕发展性、共享性和可持续性3个分指数的助推效果不如使用深度和数字化程度。

六、结论与政策建议

本文利用我国2011—2020年的省际面板数据，着重研究了数字普惠金融助推共同富裕的影响机制和作用效果。研究结论为：第一，数字普惠金融的发展助推了省际层面的共同富裕水平，且该助推效果在经过替换被解释变量、缩尾处理和删除直辖市等稳健性检验后依然显著。第二，机制分析表明，数字普惠金融通过创业效应、产业结构升级效应和技术创新效应间接对共同富裕发挥了促进作用，即推动居民创业、产业结构的优化升级和企业的技术创新是数字普惠金融助推共同富裕的三大影响路径。第三，异质性分析发现，数字普惠金融助推共同富裕的效果存在区域差异和维度差异。在经济越发达、基础设施建设越完善的地区，助推效果越明显，整体呈现“东高中西低”的区域格局，且数字普惠金融使用深度和数字化程度两个子维度的推动效果大于覆盖广度子维度。

为更好地发挥数字普惠金融助推共同富裕的效果，体现数字普惠金融的应有之义，根据以上研究结论，本文提出的政策建议如下：

第一，作为共同富裕的强大助推器，要重视数字普惠金融的发展。一是要加快完善以数字经济为特征的新型数字基础设施建设，如5G网络、工业互联网、大数据中心等，为数字普惠金融的繁荣发展提供坚实的基础支撑。二是要积极探索数字技术和普惠金融深度融合的新路径，如供应链金融将普惠金融与供应链技术相结合，不仅帮助核心企业及上下游中小企业获得信贷资金支持，而且帮助商业银行将潜在风险控制在最低范围内，实现银企双方的互利共赢。三是要坚定推进金融供给侧结构性改革，让市场在资源配置中充分发挥主体的决定性作用，构建有序的良性竞争格局，使金融服务进一步下沉到中小微企业以及落后偏远地区，让数字金融的发展成果惠及更多群体。

第二，积极鼓励大众创业和企业技术创新，利用创新创业带来的经济效益和社会效益更好地发挥数字普惠金融对共同富裕的助推效果。同时加快我国产业结构转型升级的步伐，尤其是农业现代化转型对推进全体人民共同富裕至关重要。具体而言，新发展阶段要审时度势地推进乡村振兴战略，加大对农业农村的帮扶力度；加快现代服务业与先进制造业、新型农业的有机融合，创新产业链的发展模式，优化资源要素配置，培育新的经济增长点；严格防范实体企业“脱实向虚”，发挥实体企业推进产业转型升级的积极作用。

第三，各地区要因地制宜，制定与当地发展现状相匹配的数字普惠金融支持政策。东部地区要利用好自身的经济发展优势，在巩固数字普惠金融发展的同时，加快对数字核心技术的研发和突破，并提高数字信息技术在普惠金融层面的应用程度。中部地区要积极探索数字普惠金融新的发力点，例如在县域建立普惠金融改革试验区，鼓励金融机构开发数字信贷、数字授信等基础金融服务，以此激发各类金融机构的创新活力，为数字普惠金融的发展提质增效。西部地区要补齐数字基础设施建设的短板，注意避免低水平、重复性的数字建设，夯实数字普惠金融发展的数字基础，缩小与东中部经济发达地区的差距。同时，政府要运用税收减免、财政补贴等宏观政策有针对性地将资源向中西部地区倾斜，整合各地区的数字资源、人力资源和物质资源，打破数字普惠金融发展在我国东中西部的“马太效应”，使各地区都有机会及时享受到数字普惠金融的发展红利。