「摘要」论文首先从理论上分析了县域数字普惠金融发展与农民农村共同富裕二者的内在一致性，以及县域数字普惠金融促进农民农村共同富裕的作用机制，然后将2015-2019年中国家庭金融调查（CHFS）的微观数据与北京大学县域数字普惠金融指数相匹配，实证检验县域数字普惠金融对农民农村共同富裕的影响效应及异质性。研究结果表明，县域数字普惠金融发展对农村富裕、农业发展、农村生活与社会发展共享均有正向促进作用，进而推动农民农村共同富裕。机制分析发现，县域数字普惠金融通过金融市场参与和县域产业升级两个渠道促进农民农村共同富裕，两者的中介效应比例分别为10.4%和77.2%；异质性分析发现，在中西部地区、二线城市和数字普惠金融高水平发展地区，县域数字普惠金融发展对农民农村共同富裕的作用更大。论文为发展县域数字普惠金融和促进农民农村共同富裕提供了新证据。
「关键词」县域数字普惠金融；农民农村共同富裕；县域产业升级；金融市场参与；异质性
一、引言
虽然中国已经全面消除绝对贫困，新时代新征程促进农民农村共同富裕具备了较好的经济、政治、文化、社会、生态等基础条件，但农村地区发展不平衡不充分问题依然突出、农村内生发展条件不充分、农民收入增长乏力，基尼系数始终高于“警戒线”，城乡收入差距绝对值与日俱增，农村相对贫困问题仍待解决。而且，广大脱贫户家庭经济脆弱，存在较大的返贫风险，促进农民农村共同富裕还面临着家庭持续增收乏力、生活服务供给滞后、农村生产条件落后、农民内生发展动力不足、农户家庭财富积累慢、社会保障体系不完善（李实，2021）等诸多障碍，以及城乡收入差距、区域收入差距和农村内部收入差距三大挑战（叶兴庆，2022）。因此，要把促进农民农村共同富裕作为逐步实现全体人民共同富裕目标的重中之重。
2015年，国务院出台了《推进普惠金融发展规划（2016—2020年）》，强调建立与共同富裕目标相适应的普惠金融体系的重要性。普惠金融的发展有利于缩小收入差距、改善收入分配状况，缓解经济发展不平衡、不充分的问题，这意味着普惠金融与共同富裕具有内在的一致性。新世纪以来，数字普惠金融快速发展并为普惠金融重要阵地带来了巨大的市场增量。数字普惠金融不仅具有传统普惠金融的基本功能，还可以发挥“覆盖广、成本低、速度快”等优势，调低金融服务门槛和扩大农村金融供给（战明华等，2018），弥补现有金融体系中农村居民融资短板（肖宇等，2022），从而有效缓解相对贫困农户、新型农业经营主体、中小微企业等的“融资难、融资贵、融资慢”问题。同时，数字普惠金融还可以充分利用数字技术降低地理距离和经济距离在金融供给中的重要性，削弱金融服务的路径依赖，有效克服传统普惠金融的空间地理排斥（张林、温涛，2022），增强“长尾客户”的金融服务可得性。可见，数字普惠金融能够以资金、技术和信息的综合优势，发挥“经济效应”“赋能效应”和“分配效应”等作用（吴本健等，2023），从而为促进农民农村共同富裕提供新契机和新方向。但是，数字普惠金融发展及其经济社会效应发挥均受到众多因素的共同影响，县域数字普惠金融能否成为促进农民农村共同富裕的有效手段还有待检验。
县域是联结城市和农村的重要中心环节，是“三农”问题的集中区域，是中国解决相对贫困问题的主战场。同时，县域地区也是我国实践共同富裕道路上的重点与难点，促进共同富裕需要将治理重心下沉至县域单元（王博、王亚华，2022），应以县域空间为基本载体、以县际协作为关键纽带。那么，县域数字普惠金融发展能否促进农民农村共同富裕？如果能，县域数字普惠金融又是通过何种途径影响农民农村共同富裕？县域数字普惠金融的农民农村共同富裕效应是否存在异质性？弄清楚这些问题，对促进城乡协调发展、推动农民农村共同富裕无疑具有重要的理论价值和现实意义。为了回答上述问题，本文将2015—2019年中国家庭金融调查（CHFS）的微观数据与北京大学数字普惠金融指数，以及《中国县域统计年鉴》《中国区域统计年鉴》中的县域数据相匹配，实证研究县域数字普惠金融对农民农村共同富裕的总体成效、作用机制和异质性问题，以期从总体上初步认识和理解县域数字普惠金融的农民农村共同富裕效应，从而为促进农民农村共同富裕和进一步推进全体人民共同富裕提供经验证据。
关于数字普惠金融的共同富裕效应引起了学界广泛关注，这些相关研究无疑为本文提供了很好的理论参考和思路借鉴，但现有文献也存在以下不足之处：一是关于数字普惠金融与农民农村共同富裕的关系，部分学者从理论上讨论了机制和路径，但实证研究还比较少见，而且关于数字普惠金融通过何种途径影响农村农民共同富裕尚未形成一致观点。二是关于数字普惠金融与农民农村共同富裕的相关研究更多从省级或城市级层面展开，鲜有从县域层面展开实证研究。与现有文献相比，本文可能的边际贡献在于：一是本文从县域层面出发，在阐述县域数字普惠金融与农民农村共同富裕作用机理的基础上，将2015—2019年中国家庭金融调查（CHFS）数据和北京大学县域数字普惠金融指数相匹配，从而实证检验县域数字普惠金融对农民农村共同富裕的影响效应，丰富了相关研究范畴。二是本文从金融市场参与和县域产业升级两个维度检验了县域数字普惠金融影响农民农村共同富裕的传导机制，并进一步检验了县域数字普惠金融对农民农村共同富裕的影响效应在不同地区、不同规模城市以及不同数字普惠金融发展水平之间的异质性，这有助于为因地制宜制定差异化的普惠金融政策和共同富裕政策提供科学依据和决策参考。
二、文献综述与理论分析
（一）相关文献综述
一是关于共同富裕基本内涵及测度指标的相关研究。农民农村共同富裕是实现全体人民共同富裕的基本前提和重要组成部分，是建设社会主义现代化强国的历史性任务（黄承伟，2021）。关于宏观省级层面共同富裕的测度，陈丽君等（2021）从发展性、共享性、可持续性三方面构建了共同富裕综合评价指标体系，Kakwani et al.（2022）使用最低的40%人口的平均收入作为共同富裕代替变量，万海远、陈基平（2021）参考人类发展指数的构建，利用人均国民收入对数与人均可支配收入基尼系数进行标准化处理后再取二者几何平均值作为共同富裕指数。关于微观层面的测度，张金林等（2022）从物质富裕、精神富裕、社会共享三大层面构建了微观家庭共同富裕评价指标体系，尹应凯、陈乃青（2022）构建了以物质富裕和精神富裕为一级指标，以收入、财产、公共服务、共享、幸福感、安全感和获得感为二级指标的共同富裕指标体系。
二是关于普惠金融和数字普惠金融减贫效应的研究。总体来看，数字普惠金融可以提高贫困人群的金融可得性，具有显著的减贫效果（Lee et al.，2023）。一方面，数字普惠金融具有与传统普惠金融相同的功能，通过提高资本配置效率（Hou et al.，2023）、技术创新水平和消费水平增强经济发展活力和韧性，而且能够通过鲶鱼效应增强农村金融供给、降低金融服务门槛，有效缓解农户金融排斥，降低农户融资成本，进而促进农民可支配收入增长和缩小城乡收入差距。另一方面，数字普惠金融发展可以缓解家庭信贷约束、增强农户信息可得性、提升农户社会信任感，进而通过促进农户创业、增加个体就业和私营企业就业从而带动居民收入增长（何婧、李庆海，2019）、缩小城乡收入差距和实现城乡收入均等化（周利等，2020），实现经济包容性增长，进而间接缓解农村贫困问题（张勋等，2019）。
三是关于数字普惠金融的共同富裕效应研究。相关研究主要分为两类：第一类是利用省级面板数据或地级市面板数据展开研究，大多数学者研究认为数字普惠金融及其分指数均能够显著促进共同富裕，金融普惠属性比信息技术属性对共同富裕的影响作用更大（张新月等，2022），但数字普惠金融对共同富裕的影响作用存在基于数字普惠金融发展水平和交通通信基础设施的门槛效应（张斯琪等，2023）和“边际效应”非线性递增特征（史依铭、黎思琦，2022）；促进农户创业和提升创业活力、扩大非农就业规模、缩小城乡收入差距（孙继国、曹薇，2023）、促进创新创业、家庭财富积累（郝云平、张兵，2023）、推进经济增长和缓解融资约束（刘心怡等，2022）是数字普惠金融促进共同富裕的重要机制。第二类是采用中国家庭金融调查数据（CHFS）或中国家庭动态追踪调查数据（CFPS）开展研究。研究发现，数字普惠金融可以显著促进家庭共同富裕水平，同时促进物质富裕和精神富裕（尹应凯、陈乃青，2022），缓解家庭资金约束、促进家庭创业和提升创业活跃度（张金林等，2022）、增加居民受雇机会、促进家庭非农创业（吕光明等，2023）、减少农村家庭陷入多维贫困（李成明等，2023）、缓解居民所面临的机会不均等和收入差距是数字普惠金融促进微观家庭实现共同富裕的重要机制，但是严重的数字鸿沟将削弱数字普惠金融的共同富裕效应（尹应凯、陈乃青，2022）。同时，数字普惠金融在促进城市共同富裕方面发挥着重要作用，东部地区相对于中西部地区作用效果更明显。
（二）理论分析与研究假说
县域数字普惠金融与农民农村共同富裕之间具有内在一致性。推进共同富裕首先要解决好发展不平衡不充分、农民收入增长乏力和收入差距过大等诸多问题。县域数字普惠金融能充分发挥其覆盖范围广、效率高、成本低等比较优势，弥补传统金融服务短板，为长尾群体提供金融产品与服务，缓解弱势群体所面临的金融排斥问题，进而推动欠发达地区经济发展，提升低收入与相对贫困人群的收入水平，促进农民农村共同富裕。具体来看，县域数字普惠金融发展推动农民农村共同富裕主要体现在以下几个方面：
第一，县域数字普惠金融有助于提升农民收入水平，实现经济包容性增长。县域数字普惠金融发展能缓解居民所面临的信贷约束，促进居民开展创业活动和充分就业（冉光和、唐滔，2021），进而实现经济包容性增长，增加城乡居民财富水平（张勋等，2019）。县域数字普惠金融能有效缓解县域地区的金融排斥、降低金融服务成本、提高金融服务效率、推动金融产品与服务的创新，有助于促进广大居民特别是农村弱势群体收入增长。第二，县域数字普惠金融具有收入分配改善效应，有助于缩小城乡收入差距。传统金融服务难以满足农民多元化的金融服务需求，农村企业发展受到诸多限制，农村居民收入与城镇居民收入差距逐步拉大。同时，资本天生具有逐利性，而农村生产项目通常收益低、风险大，难以获得生产发展所需的金融资源，农民收入增长乏力。县域数字普惠金融发展能够降低门槛效应、提高弱势群体的金融可得性、缓解家庭流动性约束（周利等，2020），使得农村居民能及时获得合适的金融产品与服务，提高农村经济发展水平和农民收入水平，进而显著缩小城乡收入差距。县域数字普惠金融发展也推动了数字公益、网络众筹等新型互联网慈善方式发挥第三次分配作用，调整资源与财产分配，推动财富共享（江亚洲、郁建兴，2021）。据此。本文提出研究假说1。
H1：县域数字普惠金融发展对农民农村共同富裕有正向促进作用。
金融市场参与是县域数字普惠金融促进农民农村共同富裕的重要传导机制。家庭参与金融市场有助于拓宽家庭收入来源（杨舒然、雷晓康，2024），是农户利用家庭闲置资金创造财富的重要手段，而数字普惠金融发展为农户参与金融市场创造了条件。一方面，数字普惠金融覆盖范围广、效率高、成本低等优势降低了农户参与金融市场的门槛，打破了传统金融服务在时间和空间上的限制，使大部分农村居民能便捷高效地享受优质金融服务和金融产品，增强了农户的投资意愿。另一方面，数字普惠金融发展推动了数字化普惠金融新业态、新模式、新产业的普及，为农户提供了手机银行、微信和支付宝等多方式参与投资的渠道。同时，数字普惠金融不仅能通过提高农村居民金融市场参与度扩大家庭经济收入来源，还能在一定程度上提高家庭幸福感（尹志超等，2019），进而提升共同富裕水平。据此，本文提出研究假说2。
H2：县域数字普惠金融可以通过提高家庭金融市场参与实现农民农村共同富裕。
县域产业升级是县域数字普惠金融促进农民农村共同富裕的另一重要传导机制。首先，县域数字普惠金融发展是县域地区产业结构升级的重要推动力量。县域数字普惠金融改善了中小微企业的融资环境和营商环境，同时通过要素配置改善和技术创新等多种途径推动产业结构升级。县域数字普惠金融发展拓宽了传统金融的服务范围，降低了服务门槛与融资成本，进而推动县域产业结构升级（张林，2021）。同时，县域数字普惠金融还可以通过刺激消费需求扩张、资本积累等途径促进产业结构升级（杜金岷等，2020）。其次，县域产业结构升级能促进农民农村共同富裕。县域产业升级可以带动农村经济增长，推动农户创业和促进农民非农就业，最终拓宽农民增收渠道，促进农民收入持续增长，缩小城乡收入差距，进而带动农民农村共同富裕。据此，本文提出研究假说3。
H3：县域数字普惠金融可以通过促进县域产业升级实现农民农村共同富裕。
不同地区的经济发展水平和数字普惠金融发展状况各不相同，决定农村农民共同富裕的影响因素存在差异性。分地区来看，相比中西部地区，东部地区的经济发展水平和数字普惠金融发展水平都明显更高，农村数字普惠金融基础设施更完善，农村金融服务覆盖广度和使用深度也更高，县域数字普惠金融发展对农民农村共同富裕的影响作用更大。分城市等级来看，与三线及以下等级城市相比，一二线城市拥有更高的经济金融发展水平，居民所拥有的政治、经济、社会资源也可能更加丰富，居民数字素养和金融素养等也更高，县域数字普惠金融对农民农村共同富裕的影响作用更大。可见，在不同地区，数字普惠金融发展对农民农村共同富裕的影响可能存在差异性。据此，本文提出研究假说4。
H4：县域数字普惠金融对农民农村共同富裕的影响存在区域异质性。
三、实证研究设计
（一）指标选择与数据说明
鉴于数据的可得性和一致性，本文根据2015—2019年中国家庭金融调查数据（CHFS）的问卷信息筛选出被连续追访的农户家庭，共计15990个有效样本，涵盖中国28个省份、143个城市、198个县域。然后将微观农户家庭数据与北京大学县域数字普惠金融指数和县域层面的宏观数据相匹配，进而展开实证检验。
1.被解释变量：农民农村共同富裕（CP）。本文参考张斯琪等（2023）的做法，基于农民农村共同富裕内涵，从农民富裕水平（CP1）、农业发展水平（CP2）、农村生活水平（CP3）以及发展共享水平（CP4）四个维度构建评价指标体系（见表1）。对于农民富裕水平，借鉴申云、李金蓉（2020）的做法，用家庭的人均收入水平与家庭人均消费水平来衡量。对于农业发展水平，通过该县域农业机械总动力、农业增加值、农作物总播种面积、常用耕地面积、机收面积以及设施农业占地面积来综合反映。对于农村生活水平，通过家庭的教育文娱支出、教育水平以及生活幸福程度来衡量。对于发展共享水平，本文从农村居民的物质共享、社保以及服务覆盖程度来衡量。基于表1所示的农民农村共同富裕评价指标体系，本文将所有指标进行无量纲化处理后，采用熵值法测算农民农村共同富裕综合指数。
2.核心解释变量：县域数字普惠金融指数。采用北京大学数字金融研究院发布的县域数字普惠金融指数（lnDif）及其覆盖广度（lnCov）、使用深度（lnUse）、数字化程度（lnDig）三个分指数予以衡量，实证研究过程中均取对数处理。
3.机制变量：本文的机制变量包括金融市场参与（Market）和县域产业升级（Ind）。其中，金融市场参与通过家庭是否购买股票、基金、金融理财产品与其他理财产品来衡量。家庭购买其中n类产品，则Market=n，Market取值越高，说明家庭参与金融市场的程度越高。县域产业升级利用该县域第三产业增加值占第二产业增加值的比例来衡量，该指标数值越大，表示产业发展水平越高。
4.控制变量：除了核心解释变量之外，共同富裕进程还会受到其他因素影响。在宏观层面，不同地区的经济基础、金融发展和投资水平也是影响农民创造财富能力的重要因素。因此，本文主要选择县域财政支出水平（Fis）、金融发展水平（Fin）和投资水平（Inv）作为反映宏观经济因素的控制变量。在微观层面，户主年龄、性别、婚姻状况、受教育程度，以及家庭人口规模、家庭中老人幼儿抚养负担等都是影响农户家庭实现共同富裕的重要因素，因此，本文主要选择年龄（Age）、性别（Gender）、婚姻状况（Marriage）、受教育程度（Edu）等能够反映户主特征的变量，和家庭人口规模（Famsize）、家庭中65岁以上人口占比（P65）以及家庭中14岁以下人口占比（P14）等能够反映家庭特征的变量作为控制变量。所有变量如表2所示。
（二）模型设定与估计方法（完整版详见知网）
（三）描述性统计分析
变量的描述性统计结果如表3所示。农民农村共同富裕指数的最小值为0.0256，最大值为0.6036，均值仅为0.1730，这表明当前我国发展不平衡不充分的问题相对突出，在促进共同富裕过程中还存在许多新的挑战。金融市场参与的平均值为0.0148，说明农村地区居民普遍很少接触金融市场产品。户主特征方面，平均年龄为57岁，87.31%为男性，96.38%为已婚，平均学历为初中和高中水平。家庭特征方面，家庭人口规模均值为3.6642，老年抚养比和家庭少儿抚养比的均值分别为0.2315和0.0973，说明大部分农村家庭存在一定的养育压力。地区特征方面，各区县财政支出水平、传统金融发展和投资水平差异较大。
四、县域数字普惠金融影响农民农村共同富裕的实证检验
（一）基准回归结果
根据前文设定的计量经济模型和估计方法，本文首先对15990个有效样本进行基准回归分析，估计结果如表4所示。其中，列（1）报告了以农民农村共同富裕总指数为被解释变量的回归结果，从结果可知，县域数字普惠金融的回归系数为0.0224，在1%水平上显著，说明县域数字普惠金融发展能有效促进农民农村共同富裕，研究假设1初步得到验证。列（2）—列（5）分别报告了县域数字普惠金融影响农民富裕水平、农业发展水平、农民生活水平和农村发展共享水平的回归结果，县域数字普惠金融的回归系数分别为0.0085、0.0103、0.0455和0.0537，均在1%水平上显著，说明县域数字普惠金融发展能够对农民富裕水平、农业发展水平、农民生活水平和发展共享水平产生促进作用，进而促进农民农村共同富裕。同时，横向比较看，列（4）和列（5）中县域数字普惠金融指数的回归系数明显大于前三列中的结果，说明县域数字普惠金融对农民生活水平和发展成果共享水平的促进作用更强。
本文以数字普惠金融的三个分指数作为解释变量分别进行回归，探索县域数字普惠金融促进农民农村共同富裕的关键来源，回归结果如表5所示，县域数字普惠金融覆盖广度、使用深度和数字化程度的回归系数分别为0.0159、0.0193、0.0122，均在1%的显著性水平下通过检验。说明数字普惠金融覆盖广度、使用深度和数字化程度的增加都有助于促进农民农村共同富裕。近年来，随着互联网普及、数字科技进步以及移动通讯的广泛运用，第三方支付成为主流支付方式，数字普惠金融也从传统的普通银行网点逐步扩展为线上新型数字金融业务，并通过数字化优势打破地理限制，覆盖范围大幅度拓宽，居民得到便利可靠金融服务的可能性大幅度提高，金融服务效率不断提升，社会资金融通更加顺畅，促进社会要素流通进而为实现农民农村共同富裕奠定基础。
（二）内生性讨论与稳健性检验
基准回归分析中可能存在内生性问题，原因有二：一是微观家庭的共同富裕受到多种因素共同影响，虽然本文加入了一系列控制变量，但仍可能遗漏部分变量；二是共同富裕进程加快也会反过来为数字普惠金融提供更多应用场景和更广阔的发展空间，即两者可能存在相互因果关系。为了克服内生性问题，本文拟采用工具变量回归法进行讨论，主要选择“本省除本县域外其他县域的数字普惠金融指数平均值”和“互联网宽带接入户数”两个变量作为工具变量。本省除本县域外其他县域的数字普惠金融指数平均值与农民共同富裕之间没有直接联系，与该区县数字普惠金融发展水平有关。互联网普及是数字普惠金融发展的基础，是数字普惠金融水平的重要因素，但是互联网普及与农户家庭的共同富裕之间并无直接关系，即本文的两个工具变量均能够满足相关性和外生性的要求。采用2SLS估计方法进行回归，结果如表6所示。从表6中的结果可知，两个工具变量的不可识别检验LM统计量分别为1848.091、749.592，均在1%的水平上通过显著性检验；弱工具变量Wald F统计量分别为28461.81、1502.855，也均拒绝原假设，说明工具变量选择是有效的。在第一阶段回归模型中，两个工具变量的系数均显著为正，在第二阶段回归模型中，县域数字普惠金融的回归系数也均为正，且在1%的水平下显著，说明在考虑内生性问题以后，县域数字普惠金融对农民农村共同富裕的正向促进作用仍是稳健可信的。
为了提高本文结果的科学性和可信度，本文进行了以下三种稳健性检验：第一，为了避免赋权方式带来的结果偏差，本文采用CRITIC权重分析法重新为农民农村共同富裕评价指标体系中各具体指标赋权，然后测算农民农村共同富裕指数，回归结果见表7列（1）。可以看出，县域数字普惠金融的回归系数为0.0513，在1%的水平下通过检验。第二，本文对样本进行上下1%缩尾处理，以剔除异常值的影响，回归结果见表7列（2）。可以看出，县域数字普惠金融的回归系数为0.0230，在1%的水平下通过检验。第三，本文将县域数字普惠金融指数除以100作为新的解释变量重新回归，回归结果见表7列（3）。可以看出，县域数字普惠金融的回归系数为0.0290，在1%的水平下通过检验。以上检验说明，本文的核心结论是稳健可靠的。
（三）机制分析
表8显示了基于金融市场参与和县域产业升级的传导机制检验结果。列（1）和列（3）中，数字普惠金融的回归系数均显著为正，说明县域数字普惠金融发展有助于提高农户金融市场参与程度和促进县域产业升级。列（2）和列（4）中结果显示，县域数字普惠金融、金融市场参与和县域产业升级的回归系数都显著为正，说明县域数字普惠金融发展、农户金融市场参与和县域产业升级都有助于促进农民农村共同富裕，说明金融市场参与和县域产业升级是县域数字普惠金融发展促进农民农村共同富裕的两个重要传导机制。
另外，本文在Sgmediation命令检验结果下给出Sobel、Goodman1检验和Goodman2检验等三种显著性检验结果。结果显示，在两个机制检验模型中，三种检验均通过显著性检验，说明金融市场参与和县域产业升级在县域数字普惠金融发展促进农民农村共同富裕的过程中发挥部分中介效应。金融市场参与在县域数字普惠金融促进农民农村共同富裕中的中介效应比例为10.4%，县域产业升级在县域数字普惠金融促进农民农村共同富裕中的中介效应比例为77.2%。这一结果告诉我们，要促进农民农村共同富裕，关键在于大力发展县域富民产业。
五、异质性分析
（一）基于不同区域的异质性分析
为检验县域数字普惠金融对农民农村共同富裕影响的区域异质性，本文将总样本分为东部、中部与西部三个子样本进行分组回归，结果见表9。从列（1）-（3）的结果可知，县域数字普惠金融的回归系数均显著为正，说明在东部、中部与西部地区，数字普惠金融发展均有助于促进农民农村共同富裕。横向比较不同地区数字普惠金融的回归系数可以发现，东部地区县域数字普惠金融回归系数显著小于中部与西部地区，说明在经济金融发展水平相对更高的东部地区，县域数字普惠金融发展对农民农村共同富裕的促进作用反而较小。可能的原因在于，东部地区的传统金融发展水平较高，数字金融发展更多体现出“锦上添花”的作用，而中部与西部地区作为经济欠发达、信息不通畅、融资难度更大的地区，数字普惠金融发展更多体现的是“雪中送炭”的作用，对农民农村共同富裕水平的边际效应更明显。
（二）基于城市规模的异质性分析
为检验县域数字普惠金融影响农民农村共同富裕的城市规模异质性，本文进一步将总样本分为一线及新一线城市、二线城市与三线及以下城市三个子样本进行分组回归，结果见表10。结果显示，一线及新一线城市、二线城市、三线及以下城市县域数字普惠金融的回归系数分别为0.0265、0.0350和0.0191，均在1%的水平上通过显著性检验，这说明县域数字普惠金融对各地区农民农村共同富裕均有显著促进作用，其中二线城市数字普惠金融对农民农村共同富裕的促进作用最强，三线及以下城市最弱。二线城市与三线及以下城市相比，其经济发展水平更高，基础设施更加完善，数字普惠金融发展水平也更高，数字普惠金融对农民农村共同富裕的促进作用更加明显。同时，一线及新一线城市经济与数字普惠金融发展水平更高，但对农民农村共同富裕的促进效应要弱于二线城市，可能的原因是一线及新一线城市经济发展核心集中在城镇区域，数字普惠金融发展对城镇区域的作用更加明显，这会拉大城乡之间的差距，一定程度上影响了农民农村共同富裕水平。
（三）基于数字普惠金融发展水平的异质性分析
为了更好地了解不同数字普惠金融发展水平对农民农村共同富裕的影响，本文将样本以县域数字普惠金融的中位数为界，将全样本分为数字普惠金融高水平地区和低水平地区。分组回归结果如表11所示。从表11的结果可知，在数字普惠金融发展水平更高的地区，其对农民农村共同富裕的促进作用更强。这说明，数字普惠金融发展水平更高的地区拥有更多金融资源，惠及到农民农村的资源也更多。对于数字普惠金融低水平地区而言，应加快数字普惠金融发展进程，进一步提升数字普惠金融对农民农村共同富裕的促进效果。
六、研究结论与政策建议
本文首先从理论上分析了县域数字普惠金融发展与农民农村共同富裕二者内在的一致性，以及县域数字普惠金融促进农民农村共同富裕的作用机制，然后将2015—2019年中国家庭金融调查（CHFS）中的农户微观数据与北京大学县域数字普惠金融指数、县域宏观数据相匹配，构建农民农村共同富裕的综合评价指标体系，并运用熵值法测算各微观家庭的共同富裕指数，然后建立计量模型实证检验县域数字普惠金融发展对农民农村共同富裕的影响效应、传导机制和异质性。研究结果表明：县域数字普惠金融能够显著促进农村富裕、农业发展、农村生活与发展共享，进而推动农民农村共同富裕，县域数字普惠金融的覆盖广度、使用深度与数字化程度对农民农村共同富裕均有正向促进作用；机制分析发现，县域数字普惠金融通过农户金融市场参与和县域产业升级两个渠道促进农民农村共同富裕；异质性分析发现，在中部和西部地区、二线城市和数字普惠金融发展高水平地区，县域数字普惠金融发展对农民农村共同富裕的作用更大。
基于以上研究结论，本文认为，利用县域数字普惠金融发展来促进农民农村共同富裕，不仅需要因地制宜采取更合理、更高效的举措不断提升县域数字普惠金融发展水平以释放其对农民农村共同富裕的直接效应，还需要多方协同充分发挥农户金融市场参与和县域产业升级的间接效应，尤其是县域产业升级的高比例中介作用。具体可以从以下几个方面入手：
一是大力发展农村数字普惠金融，加快推进县域地区数字普惠金融体系建设，推动县域产业升级。县域地区应加快构建大数据、云计算等数字技术平台，强化数字普惠金融基础设施建设，支持和引导传统金融机构加快数字化转型步伐，创新发展数字普惠金融产品与业务，进一步扩大普惠金融服务范围，降低农户金融服务门槛与融资成本，为农户使用数字普惠金融创造条件。同时，结合县域特色资源和优势产业，利用数字普惠金融支持农业现代化、农村产业升级和乡村特色产业发展，通过金融资本与产业资源的深度融合，促进农业增效、农民增收和农村繁荣。
二是推广数字普惠金融产品和服务，鼓励农户参与金融市场。加快农村地区数字普惠金融产品和服务的普及工作，一方面鼓励金融机构创新适用于农户的数字金融产品，让农村居民能及时、合理得到普惠金融支持；另一方面加强对农户金融知识的普及教育，提高对数字普惠金融的认知和使用能力。在鼓励农户通过数字渠道参与金融市场的同时，建立健全风险防控机制，保障农民投资安全，增强其对金融市场的信任感和参与意愿。
三是因地制宜制定数字普惠金融发展策略，加强地区间数字普惠金融交流合作。各地区应合理分配资源实现数字普惠金融精准化发展，中部和西部地区应主动借鉴东部地区发展数字普惠金融的先进经验，东部地区要学习中部和西部地区数字普惠金融发展带动农民农村共同富裕的方法，提高数字普惠金融的作用效率。同时，建立起合作交流机制，实现跨区域的数据共享与业务联动模式，有助于加快数字普惠金融的推广进程，探索出适用范围更广、作用力度更强的数字普惠金融发展模式，从而逐步缩小各地区之间的差异，加强经济要素在地区间的互通和自由流动，助力实现农民农村共同富裕。
（作者张林系西南大学经济管理学院教授、西南大学普惠金融与农业农村发展研究中心常务副主任；何深茂系西南大学经济管理学院硕士研究生）