原文刊载于《社科纵横》2024年第3期

内容摘要：共同富裕是全体人民的共同富裕，因此，对不同群体如何实现共同富裕进行针对性分析是一个值得重视的问题。为了探索新市民实现共同富裕的路径，基于中国家庭金融调查与数字普惠金融指数，分析数字普惠金融对新市民共同富裕水平的影响路径。研究结果表明：数字普惠金融覆盖广度、使用深度与数字化程度三个维度均可以显著促进新市民实现共同富裕；同时，采用工具变量法和更换模型等方法进行内生性检验和稳健性检验后，结果仍显著；此外，经过中介效应分析发现数字普惠金融总指数及其覆盖广度和数字化程度指数均可以通过提升就业稳定性来促进新市民实现共同富裕；最后，通过异质性分析发现，1980年以后出生的新市民、受过初中及以上教育的新市民会更容易通过数字普惠金融的发展而提升其共同富裕水平。基于此，可以通过推进新型基础设施建设、完善就业保障制度、大力普及基础教育等策略推进新市民实现共同富裕。
关 键 词：数字普惠金融；新市民；共同富裕；就业稳定性
 
　　一、引言
　　实现共同富裕是社会主义的本质要求，党的二十大强调要“扎实推进共同富裕”。习近平总书记对共同富裕的基本内涵作出说明：“我们说的共同富裕是全体人民富裕，是人民群众物质生活和精神生活都富裕，不是少数人的富裕，也不是整齐划一的平均主义。”共同富裕强调了发展与共享，发展意味着全体人民需要共创发达的生产力，共享意味着需要缩小不同群体、不同区域间的差异，最终全体人民一起共享美好的生活。在当前阶段我们需要扩大中等收入群体，鼓励先富帮带后富，最终实现全体人民的共同富裕。
　　银保监会和中国人民银行在2022年3月联合印发的《关于加强新市民金融服务工作的通知》指出新市民主要是指因本人创业就业、投靠子女等原因来到城镇常住，未获得当地户籍或获得当地户籍不满3年的各类群体，包括但不限于进城务工人员、新就业大中专毕业生等，目前约有3亿人。新市民主要是由农民工演变而来，新市民的“新”既包含了他们称谓的改变，也包含了作为城市新住户这个身份的转变。新市民在新型城镇化建设中担任重要角色。随着乡村振兴战略的实施，近年来有许多农业转移人口返乡创业，带动农村经济发展。由此可见，新市民既是我国新型城镇化建设的冲锋者，也是乡村振兴战略的践行者，还是先富带后富的实践者。因此，推进新市民实现共同富裕是我国实现全体人民共同富裕的重要一环。
　　新市民是我国经济和社会发展的重要力量，也是金融需求旺盛的重要客群，但受户籍影响，该群体亦是被传统金融所限制的弱势群体。数字普惠金融将传统金融与数字技术相结合，是提供更为普惠性金融服务的新型金融模式，可以为新市民提供金融服务、降低金融排斥。宏观上而言，数字普惠金融的发展可以促进经济增长、缩小城乡差距、促进高质量发展，这既响应了共同富裕的“发展”内涵，还有利于“共享”的实现。微观上而言，其主要作用在于为难以获取传统金融服务、受传统金融体系所限制的各类群体带来金融服务，从而解决金融服务“最后一公里”问题。基于此，数字普惠金融对新市民共同富裕水平的影响值得深入探索和充分实践，分析特殊群体实现共同富裕的现实路径，从而促使全体人民共同富裕。
　　综上所述，本文为了探索全体人民实现共同富裕的现实路径，以我国二元经济体制下形成的新市民为对象，分析数字普惠金融对微观个体共同富裕水平的影响。本文的边际贡献可能在于：第一，共同富裕的研究对象进一步细化，落到新市民这一群体，构建独特的微观指标体系，对新市民的可持续生计问题研究有一定的参考价值；第二，通过对独特微观群体共同富裕水平的影响机制的研究，分析数字普惠金融对提升新市民的就业稳定性，进而实现共同富裕的作用机制，为新市民实现共同富裕提供经验证据与实践参考。
　　二、理论分析与研究假设
　　（一）数字普惠金融与新市民共同富裕
　　共同富裕是全体人民的富裕，是人民群众物质生活和精神生活都富裕。由于我国经济建设的需要以及自身的生计诉求，大量农村劳动力进入城市寻求工作，形成了我国二元经济体制下的农民工，随着经济的发展与时代的变迁，一方面为了肯定他们在城市建设中付出的努力，另一方面为了促进城乡融合，他们的称呼与身份发生一定的改变，成了城市中的新市民。在广大人民群众中，新市民作为一个独特的群体，不断活跃在经济建设与社会发展的各类活动中。一方面，新市民一直是新型城镇化建设的主要参与者，他们在我国经济高质量发展中发挥着重要作用；另一方面，新市民在乡村振兴战略中，积极返乡创业，带动农村经济发展，以此缩小城乡差距、促进城乡融合。
　　数字普惠金融借助数字技术充分释放金融普惠性，为广大人民群众提供便利的金融服务。作为包容性金融体系的重要一环，数字普惠金融在推动共同富裕中有着重要作用。具体而言，数字普惠金融对新市民共同富裕水平的直接影响体现在两方面：第一，数字普惠金融可以促进新市民的多维发展，宏观上，数字普惠金融可以促进经济发展与产业结构升级实现增收效应，而且增收效应对中低收入群体更为显著。微观上，数字普惠金融基于数字技术可以缓解信息不对称，扩宽金融服务边界，使其覆盖范围更广。进一步而言，其惠民性体现在通过“涓滴效应”为中低收入群体提升收入，还可以通过数字理财业务为新市民提供额外投资增收渠道，类似地，数字普惠金融可以显著缓解农民工的多维贫困；其惠民性还体现在推动惠民服务的发展，不仅为中低收入家庭提供了融资便利、满足他们消费需求，还可以提高居民受教育机会、促进保险参与等。第二，数字普惠金融可以促使新市民实现成果共享，由于金融发展能起到配置资源的作用，而数字普惠金融可以依靠数字技术更科学合理地引领稀缺资源合理流动，实现资源科学合理配置，那么作为不被传统金融所重视的群体就可以通过数字普惠金融的资源分配能力获取更多的获益机会。例如，数字普惠金融可以通过为金融服务欠缺的农村提供金融服务，从而缩小城乡差距，亦可以促使创收机会均等化，进而缓解家庭和群体收入不平等。总的来看，数字普惠金融可以从物质富裕和精神富裕等多维度影响新市民的共同富裕水平。因此，提出假设1：
　　H1：数字普惠金融发展可以促进新市民实现共同富裕。
　　（二）就业稳定性在数字普惠金融对新市民共同富裕水平影响中的作用
　　微观上，对新市民而言，在城市中有一个好的工作是实现共同富裕的必经之路。宏观上，充分就业是实现全体人民共同富裕的一个重要保障，充分就业一方面可以极大程度上刺激市场活力，促进经济发展，另一方面可以为微观个体带来物质层面的富裕。为了实现共同富裕，我们不应当仅考虑是否就业，还要考虑就业质量的问题。根据马斯洛需求层次理论，生理需求是人生存的基本需求，而工作的目的是为了满足基本的生理需求，在实现共同富裕的目标下，应当实现各群体第二层次的安全需求，对于就业者来说，工作职位保障问题是重要标准。不同于城市原住民就业者，新市民受到户籍问题的影响，对工作保障的安全需求更为明显，因此稳定的就业是提升他们安全需求的重要保障。稳定的就业意味着新市民可以在岗位上通过“干中学”不断提升个人技能，提高人力资本，还更容易获得职位晋升，进而保证新市民获取稳定收入。相应地，稳定的收入保障还会促进新市民的消费。此外，长时间处于一个环境可以提升他们的归属感，进而促进城市融入，他们的幸福感增强，进而多维度地推进共同富裕。
　　数字普惠金融可以在宏微观两方面影响新市民的就业稳定性。从宏观方面来说，数字普惠金融凭借数字技术可以缓解信息不对称，为企业创新提供更好的融资服务，还可以改善融资环境、缓解融资约束等，为小微企业发展提供资金支持，释放市场活力，从而保障广大人民群众的就业。对微观个体而言，数字普惠金融可以有效缓解居民的信贷约束，从而促进居民创业，对于工作的居民而言，数字普惠金融可以提升他们的就业质量与工作满意度。具体而言，第一，数字普惠金融可以显著影响社会就业，对小微企业、部分第二产业和第三产业产生积极作用，释放大量就业岗位；第二，数字普惠金融依托大数据和互联网催生了新就业形态，就业形式和就业机会再进一步增加，减小了劳动力被挤出工作岗位的可能性，促进进城农民工实现标准就业，客观上达到稳定就业的目的；第三，数字普惠金融缓解了企业的信贷约束，从而使得企业增加长期雇佣比例，进而提升了就业稳定性；第四，数字普惠金融的发展为各类群体提供了多元融资渠道，从而促进了居民创业以及农民工返乡就业，而创业型自雇由于可以形成一定的雇佣规模，形成了一定的企业经营模式，可以承受一定的风险冲击，故具有一定的就业稳定性。
　　基于上述分析，数字普惠金融一方面可以缓解信贷约束、扩宽融资渠道，刺激企业创新与发展，改善经济环境与经济活力，增加就业机会与企业长雇规模；另一方面可以促进自主创业，从而提升新市民就业稳定性。稳定的就业有助于新市民提升收入、消费和幸福感等，从而实现共同富裕。基于此，提出假设2：
　　H2：数字普惠金融的发展可以提升新市民的就业稳定性，进而推动新市民实现共同富裕。
　　三、数据来源与变量说明
　　（一）数据来源
　　本文采用的数据主要来源于西南财经大学开展的中国家庭金融调查（CHFS）和北京大学数字金融研究中心所编制的数字普惠金融指数，其他宏观指标的数据来源于中国统计年鉴、中经网数据库等。其中，中国家庭金融调查（CHFS）涵盖了详尽的家庭和个人情况，包括人口特征、家庭收支、个人工作等内容，较为全面地体现了不同群体的经济状况与综合发展情况。为探究新市民的共同富裕水平及其影响因素，本文选取CHFS（2019）中处于16岁—65岁的仍在城市工作的新市民个体样本，在剔除缺失值和异常值等无效数据后，最终获得3727个观测值。
　　数字普惠金融指数是根据支付宝的账户数、居民使用数字金融服务的情况以及移动支付笔数等指标构建的多维指数，同时该指数经过了无量纲化处理，可以很好地反映我国的数字普惠金融发展状况。此外，数字普惠金融的覆盖广度反映了我国数字普惠金融的覆盖范围，使用深度可以反映我国各区域数字普惠金融的使用情况，数字化程度则可以反映我国各区域数字金融服务的便利性。数字普惠金融及其3个子指数，可以多层次、多维度地体现我国数字普惠金融的发展历程与趋势。
　　（二）变量选取与说明
　　1. 研究对象
　　新市民。当前研究对新市民的概念界定并不统一，但是其由进城农民工演变而来的本质内涵基本一致。本文参考了李伟军和吴义东的研究，将新市民界定为在城市生活但户籍不在当地的外来非农人口以及所有的农业人口。基于此，本文从CHFS数据库中根据户口性质与居住地，并以家庭分组为原则筛选出新市民。
　　2. 被解释变量
　　共同富裕水平（CP）。共同富裕是社会主义的本质要求，当前已有诸多学者对共同富裕的内涵进行了分析与探讨，“共同”强调的是公平性、平等性，这在于不仅要缩小区域间的差异，同时要重视个体间的差异；“富裕”强调的是效率性，不仅要包含物质富裕，还应当囊括精神富裕。考虑到我国二元经济体制，不同群体间存在一定差异，进行针对性的分析有一定的必要。
　　本文在已有研究的基础上，厘清共同富裕的内涵并与新市民的基本特征相结合，在微观层面上构建新市民共同富裕的指标。主要参考了张金林等所构建微观层面的共同富裕指标体系，将共同富裕分为物质富裕、精神富裕和社会共享三个维度。
　　（1）物质富裕反映了新市民的基本物质生活状况。本文将物质富裕分为收入、消费和资产3个维度，考虑到新市民主要是进城务工人员，包括农民工和跨区域的流动人口等，他们的主要生计诉求可以得到与城市原住民平等的待遇，包括基本就业、社会保障、公共服务等问题，这意味着在实现全体人民的共同富裕时，新市民的物质富裕水平应当与同区域原住民相当。对此，参考世界银行的相对贫困线的划定方式，本文将家庭人均相对收入、家庭人均相对消费和家庭人均相对财富的临界值设定为同省原住民家庭的人均收入、消费和财富的中位数，达到临界值的个体的相应指标赋值为1，未达到则赋值为0。
　　（2）精神富裕反映了新市民精神文化层面的诉求。本文将精神富裕分为健康、教育、社会保障和幸福四个维度。随着国家教育均等化等政策的推进，新市民的受教育程度应当逐渐达到城市原住民的平均水平，故本文将教育的临界值设定为同省城市原住民的受教育年限的平均值，达到该值赋值为1，否则赋值为0。健康状况和幸福感是受访者的主观评价，故参考张金林等的做法，将身体健康状况自评为“好”和“非常好”的赋值为1，否则赋值为0，而对幸福感则是将“幸福”或“非常幸福”赋值为1，否则赋值为0。对于社会保障水平，考虑到本文所分析的新市民多为进城务工人员，根据社会养老保险、社会医疗保险、失业保险和住房公积金的缴纳情况进行赋值，由于当前多数新市民还是从事社会保障覆盖不全面的体力劳动，故本文将至少缴纳两类的个体赋值为1，否则赋值为0。
　　（3）社会共享反映了新市民在区域层面的公平性。其中，贫困程度以低保率来衡量，将低保率的中位数作为临界值，低于该值的个体赋值为1，否则赋值为0。地理位置是根据樊纲市场化指数进行划分，高于样本中位数的个体赋值为1，否则赋值为0。
　　基于上述指标体系的特点，结合已有研究，本文采用等权法对指标体系进行赋权，进而得到新市民的共同富裕指数。
　　3. 核心解释变量
　　数字普惠金融（IF）。由于微观数据的区域信息仅公布到省份，为了等维度匹配数据，本文选取北京大学的数字普惠金融指数2019年的省级数据作为解释变量。同时，为了更为详尽地分析数字普惠金融对新市民共同富裕水平的影响，本文还选取数字普惠金融的覆盖广度、使用深度和数字化程度等3个子指数进行分析。
　　4. 中介变量
　　就业稳定性（ES）。由于本文所探究的是新市民这一群体的共同富裕问题，而他们作为所在地区的外来劳动者，他们的工作状况与其生计问题息息相关，而稳定的就业可以显著提升他们的物质富裕和精神富足。因此，本文基于就业稳定性的内涵，参考何文炯和王中汉的研究，以新市民的就业性质衡量其就业稳定性。在非农就业者中，签订固定劳动合同的雇员以及有一定规模的雇主视为具有稳定的就业，而未签订劳动合同的雇员、自营劳动者和自由职业者则视为非稳定的就业。故而，将工作性质为签订劳动合同的雇员以及雇主的就业稳定性赋值为1，其他赋值为0。
　　5. 控制变量
　　除了核心解释变量外，还有其他的因素会对新市民的共同富裕水平产生影响，主要包括个体层面、家庭层面以及省级层面的因素。个体层面包含了受访者的性别、年龄、政治面貌、婚姻状况和户口性质。在家庭层面包括了少儿占比、老人占比和家庭规模。省级层面则涵盖了受访者所在地区区位和当地省份人均GDP的对数。
　　（三）模型设定
　　1.基准回归模型
　　为探究数字普惠金融对促进新市民共同富裕的影响，基准模型构建如下： 　　其中，CPi代表的是被解释变量受访者的共同富裕水平，IFi为核心解释变量数字普惠金融指数，controli代表的是本文所选取的一系列控制变量，εi为随机扰动项。
　　2.中介效应模型
　　在上述基准回归的基础上，参考温忠麟和叶宝娟[35]的因果推断法，将就业稳定性作为中介变量，检验数字普惠金融对新市民共同富裕水平的影响路径。首先，将数字普惠金融与新市民共同富裕水平进行回归检验，如式（2）所示；其次，将数字普惠金融与新市民就业稳定性进行回归检验，如式（3）所示；最后，将数字普惠金融、就业稳定性与新市民共同富裕水平同时置于回归模型中，检验数字普惠金融对新市民共同富裕水平的影响路径，如式（4）所示。 　　其中，CPi代表的是被解释变量受访者的共同富裕水平，ESi代表的是新市民就业稳定性，IFi为核心解释变量数字普惠金融指数，controli代表的是本文所选取的一系列控制变量，εi为随机扰动项，用于衡量未考虑到的误差。
　　（四）描述性统计分析
　　本文所选取的指标说明和变量描述性统计如表1。其中，考虑到本文所构建的新市民共同富裕指标是经过等权赋值得到微观指标，为了减少研究的误差，增加可信度，将区域的经济水平、数字普惠金融指数及其子指数进行对数化处理。
　　由表1可以看出我国的新市民中多数仍存在就业不稳定的问题，具体而言，仅有39.2%的新市民属于就业稳定者，其余60.8%的新市民工作仍不稳定。在城市中务工的新市民仍以农业户口为主，即俗称的农民工，占比89.6%，而跨区域流动的城镇人口占比为10.4%。总体而言，在我国新型城镇化建设中以农民工为代表的新市民仍是一支重要力量，但是他们的就业等生计问题亟须解决。
　　四、实证结果
　　（一）基准回归
　　为了探究数字普惠金融对新市民共同富裕水平的影响，本文先对数字普惠金融指数及其子指数进行OLS基准回归，从结果回归可以看出数字普惠金融的回归系数为正，且在1%水平下显著，说明数字普惠金融总指数的提升会显著促进新市民共同富裕水平的提高。原因在于数字普惠金融的发展促进了整个社会的经济增长，也为进城的劳动者提供了更多的就业机会，给他们带来了更好的经济收入，此外，社会的良好发展也可以为新市民提供更好的基本保障，提升他们的幸福感；数字普惠金融发展也为微观个体带来了多元化的创收机会，如新就业形态和多元理财渠道等，帮助新市民更好地实现财富增值，假设1成立。
　　为了详细分析数字普惠金融对新市民共同富裕水平的影响，进一步分析数字普惠金融的覆盖广度、使用深度和数字化程度对新市民共同富裕水平的影响情况。从回归结果来看，覆盖广度在5%水平下显著促进新市民共同富裕，而使用深度和数字化程度都在1%的显著水平下对新市民共同富裕水平产生促进作用，而三者的影响程度也有所差异，数字化程度的影响程度最为显著，而覆盖广度影响最弱。原因可能在于新市民由于户籍限制，并未享有等同于原住民的各类社会保障，使得他们在获取传统金融服务时，存在一定阻碍，而数字化程度体现了数字普惠金融便利性，降低了新市民获取金融服务的门槛，可以使他们更容易受到数字普惠金融的增收效应的影响，进而提升共同富裕水平。使用深度反映了数字普惠金融所提供的互联网金融服务的程度，通过使新市民更为便捷地获取保险等服务来提升安全感，也可以使新市民拓宽投资渠道，实现财富增长，进而提升共同富裕水平。覆盖广度更多的是反映数字普惠金融的普惠性，其作用在于打破地域限制，使新市民享受到更为均等化的金融服务，进而提高共同富裕水平。
　　对于其他控制变量而言，个体层面上，年龄在1%显著水平上抑制新市民实现共同富裕，这是因为年龄增加会使新市民的身体状况、经济状况等出现一定程度的下降，进而降低其共同富裕水平；男性相较于女性而言共同富裕水平会更高，原因在于多数男性有着收入更好的工作，这会促进他们共同富裕水平的提高；城市户口的群体会有更高的共同富裕水平，原因在于他们可能接受过更好的基础教育，同时有着更多诸如房子之类的资产。家庭层面上，少儿占比、老人占比以及家庭规模都是在1%显著水平下抑制新市民共同富裕，其中原因在于过高的儿童占比、老人占比以及家庭规模会对家庭中的劳动力带来更高的负担，他们需要更多地将收入用于抚养孩子、照顾老人，从而影响了他们的共同富裕水平。在区域层面上，东部地区由于经济状况往往更好而更易实现共同富裕；各省经济水平也是在1%显著水平下促进共同富裕，这是由于区域经济发达会更容易带动当地居住的人的收入增加。
　　（二）内生性检验
　　由于本文所研究的是数字普惠金融对新市民共同富裕水平的影响，而新市民作为实现全体人民共同富裕的重要一环，其共同富裕水平可能会对我国的数字普惠金融发展产生一定的反向影响，此外，对共同富裕的影响因素有很多，本文可能存在遗漏变量的问题，因此本文采用工具变量法来进行内生性检验。本文拟选取受访者所在省的省会与杭州市的球面距离作为工具变量，由于数字普惠金融的发展核心城市是在杭州市，而且各省市与杭州市的距离和数字普惠金融之间存在一定的相关性，通常体现为距离越远，数字普惠金融水平越低，而距离变量是外生的且与共同富裕水平无关，同时也可以在一定程度上弥补未考虑的遗漏变量问题。结果显示，数字普惠金融以及覆盖广度、使用深度和数字化程度都是在1%水平下显著，和上文所得到的结论一致，表明数字普惠金融及子指数可以促进新市民共同富裕水平的结论是可靠的。根据2SLS的一阶段F值均大于10，可以看出，本文所选取的工具变量通过了弱工具变量检验，此外，其他控制变量结论基本一致，说明结果基本是稳健的。
　　（三）稳健性检验
　　为了保证文章结论的稳健性，本文除了通过采用工具变量法对基准回归进行内生性检验外，还采取了其他一系列的稳健性检验。首先，考虑到本文的被解释变量共同富裕水平具有一定的离散型，故将共同富裕水平大于均值的个体赋值为1，小于均值的个体赋值0，再采用probit模型对其进行回归；其次，由于直辖市的经济水平以及针对新市民的各类政策和其他省份相比具有一定差异性，故将其剔除，再进行回归分析；最后，由于样本的共同富裕水平差异较大，存在一定的离散性，故进行上下10%的缩尾处理，再进行回归分析。结果均表明数字普惠金融在1%显著水平上正向影响共同富裕水平。因而，本文的数字普惠金融对新市民共同富裕水平有促进作用的结论是稳健的。
　　五、进一步分析
　　（一）基于就业稳定性的中介效应检验
　　1. Sobel检验
　　在前文的理论分析中，数字普惠金融的发展可以显著促进新市民共同富裕水平，而其中的作用路径可能是通过提升其就业稳定性进而提升共同富裕水平。前述实证已经验证了数字普惠金融与新市民共同富裕水平的总体影响，现将通过Sobel中介效应法和对其机制进行检验，检验结果表明，数字普惠金融分别在1%和5%水平下显著正向影响新市民共同富裕水平和新市民就业稳定性，而将数字普惠金融和就业稳定性一起加入回归模型。结果显示，就业稳定性和数字普惠金融都在1%水平下对新市民共同富裕水平产生显著积极影响，而且数字普惠金融的系数由0.3350下降到0.2895，说明就业稳定性在数字普惠金融对新市民共同富裕水平的影响中起到中介效应。具体而言，数字普惠金融对新市民共同富裕水平的影响有13.597%的比例来自新市民的就业稳定性，假设2成立。原因在于数字普惠金融的发展可以激发企业活力，为劳动力市场提供更多岗位，降低失业率，进而给新市民提供更加稳定的就业环境，从而稳定新市民的收入水平并提升其幸福感，最终实现共同富裕。
　　为了更加详细地探究数字普惠金融对新市民共同富裕的影响机制，将数字普惠金融的子指数与新市民共同富裕水平的影响机制进行分析。首先，对覆盖广度、就业稳定性与新市民共同富裕水平进行分析。结果表明，覆盖广度对就业稳定性和新市民共同富裕水平都有着显著影响。此外，在加入就业稳定性后覆盖广度仍显著，但影响程度有所降低，说明就业稳定性也在覆盖广度与新市民共同富裕水平之间起到部分中介效应。具体而言，其中介效应的比例是30.041%。其次，对使用深度、就业稳定性与新市民共同富裕水平进行分析。结果表明，使用深度对新市民共同富裕水平的影响显著，但是对就业稳定性的影响并不显著，而将3个变量置于同一模型中，使用深度与就业稳定性都显著，但是Sobel Z值为0.854，小于0.97，故中介效应不显著，说明就业稳定性在使用深度与新市民共同富裕水平的影响中不存在显著的中介效应。最后，对数字化程度、就业稳定性与新市民共同富裕水平进行分析。结果表明，数字化程度对就业稳定性和新市民共同富裕水平都有着显著影响。此外，在加入就业稳定性后数字化程度仍显著，但影响程度有所降低，说明就业稳定性也在数字化程度与新市民共同富裕水平之间起到部分中介效应。具体而言，其中介效应的比例是12.567%。
　　综上，数字普惠金融对新市民共同富裕水平有促进作用，而就业稳定性起到中介效应是基于数字普惠金融对整个社会的经济环境有着正向影响，并且刺激了企业和市场的活力，改善了就业环境，进而影响了新市民的共同富裕水平。
　　2. Bootstrap检验
　　为了保证中介效应检验结果的稳健性，再通过Bootstrap法进行中介效应分析。数字普惠金融对新市民共同富裕水平的总效应和直接效应都在1%水平下显著，基于就业稳定性的间接效应在5%水平下显著，且间接效应的95%置信区间不包括0，表明就业稳定性在数字普惠金融与新市民共同富裕水平之间存在部分中介效应。此外，就业稳定性在覆盖广度、数字化程度与新市民共同富裕水平之间都有着部分中介效应，与前述结论一致。使用深度基于就业稳定性的间接效应的95%置信区间包括了0，说明就业稳定性在使用深度与新市民共同富裕水平之间不存在中介效应，与前述结论一致。总而言之，前述就业稳定性的中介作用的结论是稳健的。
　　（二）异质性分析
　　为了更好地探究数字普惠金融与新市民共同富裕水平的内在关系，基于新市民群体间的不同特征，本文进行了异质性分析。
　　1. 考虑到新市民是由农民工的称呼演变而来，而当前学术界对农民工的研究又分为了新生代农民工和老一代农民工，而对两者的区分多以1980年为界，在此之前出生的为老一代农民工，之后的为新生代农民工，故本文以1980年为界对新市民进行分样本回归。对于1980年以前出生的新市民，数字普惠金融的系数为0.1872，且在10%水平下显著；对于1980年以后出生的新市民的回归结果，数字普惠金融的系数为0.4944，且在1%水平下显著。经过SUR检验，两组之间的回归系数存在显著差异，说明数字普惠金融对不同年龄的新市民共同富裕水平的影响存在异质性，即对1980后出生的新市民的促进作用大于对1980年前出生的新市民的促进作用。这意味着1980年之后出生的新市民更容易受数字普惠金融的影响进而实现共同富裕，原因在于数字普惠金融服务需要一定的学习能力才可以获取，老一代农民工因为使用门槛的影响不容易获取其中的服务。
　　2. 受教育程度是微观个体的重要人力资本，往往受教育程度越高的人会有更好的收入，故本文将受教育程度分为小学及以下、初中及以上两组进行分组回归。在对受教育程度在小学及以下的群体的回归中，数字普惠金融对其共同富裕水平影响不显著，而对受教育程度在初中及以上的新市民，数字普惠金融对其共同富裕水平影响在1%的水平下显著。说明接受初中及以上教育的群体更容易受到数字普惠金融的影响，进而提升共同富裕水平。原因在于：一方面，仅接受小学教育的群体往往可选择的就业类型有限，数字普惠金融的间接作用机制对其的影响较小；另一方面，受到数字普惠金融的影响也需要一定的知识储备。因此，有着较高学历的群体更容易在数字普惠金融的影响下实现共同富裕。
　　六、研究结论与政策建议
　　本文基于2019年中国家庭金融调查以及数字普惠金融指数，实证分析了数字普惠金融对新市民共同富裕水平的影响及作用机制。研究结果表明，数字普惠金融的发展可以促进新市民共同富裕水平，同时其三个子指数覆盖广度、使用深度和数字化程度都会给新市民共同富裕水平带来积极影响。通过对研究机制的分析发现数字普惠金融可以通过提高新市民的就业稳定性来提升其共同富裕水平，而对其三个子指数的分析发现，覆盖广度和数字化程度亦会通过提升新市民就业稳定性从而促进其实现共同富裕，而使用深度则直接影响新市民共同富裕水平。在对新市民个体特征进行异质性分析时，发现在1980年以后出生的新市民相较于在此之前出生的新市民更容易受数字普惠金融的影响提高共同富裕水平；接受过初中及以上教育的新市民更易被数字普惠金融显著影响共同富裕水平，而受教育程度低的新市民则不存在显著影响。
　　为了促进新市民实现更好的生计水平，提升他们的共同富裕水平，最终使全体人民实现共同富裕。基于本文分析结果，并结合已有研究成果，提出以下政策建议：第一，推进新型基础设施建设，扩大网络覆盖面。数字普惠金融的发展需要以网络技术为依托，通过更为广泛地设置网络基站，以提高数字普惠金融的覆盖率，将数字红利覆盖至金融服务薄弱的偏远城市，进而惠及更多人。第二，完善就业保障制度，提升就业稳定性，通过优化全行业的基本保障，提高新市民的基本工资与社会保障，降低其职业流动，从而推进其共同富裕。第三，大力推行教育普及化，兼顾教育针对性，通过将教育资源覆盖至农村和偏远城市，提升新市民等弱势群体的个人人力资本，助力全体人民实现共同富裕。

　　(作者：朱明东，重庆工商大学长江上游经济研究中心硕士研究生，研究方向为数字金融与家庭发展；吴华安，博士，重庆工商大学长江上游经济研究中心教授，重庆财经学院校长，研究方向为人口可持续发展；金玉华，重庆工商大学长江上游经济研究中心硕士研究生，研究方向为家庭可持续发展。)
 

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