數字金融素養能否助推家庭共同富裕？

李靖遠 于文成

摘? ?要：本文基于2015—2019年中國家庭金融調查（CHFS）的微觀數據，采用面板固定效應模型，實證分析數字金融素養對家庭富裕程度以及富裕程度差異的影響，可視化共同富裕目標，并深入挖掘其內在影響機理。研究結果表明：數字金融素養對于家庭富裕程度呈現顯著的正向影響，對于家庭間的富裕程度差異呈現先減少后增加的U形影響；從眾投資與理性投資在數字金融素養對家庭富裕程度的影響中具有顯著的部分中介作用；金融監管在數字金融素養對家庭間富裕程度差異的影響中發揮減緩其非線性關系的調節作用。研究結論對應對數字化發展浪潮，推動實現全體人民共同富裕具有重要的啟示與借鑒意義。

關鍵詞：數字金融素養；共同富裕；從眾投資；理性投資；金融監管

中圖分類號：F832? 文獻標識碼：A 文章編號：1674-2265（2023）06-0025-11

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2023.06.003

一、引言

改革開放以來，我國經濟社會發展狀況良好，城鎮和農村居民人均可支配收入穩步增長，居民財富持續累積，實現了消除絕對貧困、全面建成小康社會的階段性跨越。但與此同時，發展不平衡的問題凸顯，居民收入分配差距常年在高位徘徊（見圖1）。由于國際上通常將0.4作為基尼系數的警戒線，高于此則被認定為會對經濟增長與社會穩定產生負面影響。因此，改善居民收入分配格局，逐步縮小收入分配差距，推動實現全體人民共同富裕，關乎著我國經濟社會的長遠穩定發展。我國“十四五”規劃明確2035年遠景目標包括“全體人民共同富裕取得更為明顯的實質性進展”。對此，習近平總書記2021年就實現共同富裕的核心要義提出“新一輪科技革命和產業變革有力推動了經濟發展，也對就業和收入分配帶來深刻影響，包括一些負面影響，需要有效應對和解決”，這其中，“發展數字經濟是把握新一輪科技革命和產業變革新機遇的戰略選擇”。伴隨著以數字技術為核心驅動力的新的生產方式的蓬勃發展，如何在數字化的新浪潮中合理應對，把握發展時機，應對負面影響，實現共同富裕顯得尤為重要。

數字金融素養是金融素養在數字化時代的新維度、新領域，是合理應對當今數字金融快速發展狀況的必備技能，也是居民通過參與數字金融市場來滿足自身經濟利益的一種能力體現，提升居民的數字金融能力尤為重要。一方面，根據知識基礎理論，對知識素養的掌握決定了個體的經濟收益狀況。數字金融素養是消費者適應數字經濟時代發展、進行穩健金融決策、最終實現個人財富累積所必需的知識、技能和行為等要素的集合。隨著金融服務數字化程度的不斷提高，消費者數字金融素養的相應提高將有助于縮窄數字鴻溝，降低金融排斥，使人民群眾能夠更加充分地享受數字金融紅利。另一方面，根據動態能力理論，決策者需要具有一種理解并整合內外部資源的能力，來適應快速變化的環境。現如今，移動支付、網絡信貸、互聯網理財等數字金融產品與服務滲透到人們生活的方方面面，新的風險考驗也隨之而來，校園貸、虛假理財等網絡金融詐騙案件層出不窮，缺乏數字金融素養使得居民整合資源、辨別與應對風險的能力不足。只有努力提升數字金融素養，才能更好地應對金融市場上的諸多挑戰，防范金融風險，科學合理投資，提高資產收益，享受數字金融所帶來的發展紅利。

因此，本文以共同富裕為背景，通過衡量家庭的富裕程度以及不同家庭間的富裕程度差異實現共同富裕目標可視化，探究數字金融素養能否助推家庭視角下共同富裕的實現。本文的主要創新性工作如下：其一，將共同富裕進行了目標分解與測度，以此研究數字金融素養對于家庭富裕程度及家庭間富裕程度差異的影響，從“富裕”和“共享”兩個角度探究數字金融素養對共同富裕的助推作用，為以數字金融素養為抓手應對數字化發展浪潮、實現共同富裕提供了理論依據。其二，從決策雙系統理論視角解釋并挖掘數字金融素養助推家庭富裕的內在機制，為精準施策提高居民資產配置能力、實現財富積累提供了理論支撐。其三，針對數字金融素養帶來的財富失衡問題，從合理規制數字金融發展入手，引入金融監管變量，探究其能否緩解數字金融素養高于一定水平后所帶來的家庭富裕程度差異的擴大，為解決數字金融發展不平衡的問題提供了思路。

二、文獻綜述

（一）家庭富裕程度的相關研究

共同富裕是社會主義的本質要求，其內涵包括“富裕”與“共享”兩個方面，既是富裕的共享，也是共享的富裕（李實，2021）[1]。共同富裕以“以人為本”為出發點，落實到家庭層面即意味著家庭整體富裕程度的提高以及不同家庭間富裕程度差異的縮小。共同富裕中所指的“富裕”建立在富足物質生活的基礎上，還包括精神的滿足、環境的宜居、社會的和諧等多個方面，是體現居民全面發展的富裕水平（劉培林等，2021）[2]。而長期以來，家庭的富裕程度都被理解為一個一維的概念，即指家庭的經濟狀況時往往用人均儲蓄余額（黃薇，2017）[3]、人均純收入（徐美銀等，2012）[4]等進行衡量，并進一步對其財富增長路徑進行探討。考慮到共同富裕是我國四十多年來脫貧攻堅與精準扶貧工作的延續與拓展，實現共同富裕與解決多維貧困就像是一個硬幣的正反兩面，因此，對于家庭多維貧困的研究會對從多維角度探究家庭富裕程度的影響因素有所啟發。個人特征因素中個人的字詞能力、數字能力與記憶能力等認知水平以及家庭的受教育程度均可以顯著影響居民的多維貧困狀態，越是貧困的群體，其發揮的減貧效應越大（賈瑋等，2021）[5]；家庭的金融行為，例如家庭的勞動參與和移動互聯網的參與等也能夠有效緩解家庭的多維貧困狀況，但超時勞動也會帶來負向影響（裴勁松和矯 萌，2021；Yang等，2021）[6，7]；社會環境因素，例如政府加大基本公共服務投入與民生性財政支出等亦能夠顯著降低家庭發生多維貧困的概率，改善家庭的多維貧困質量（喬俊峰和郭明悅，2021）[8]。但由于數字鴻溝的存在，數字金融的發展可能加深家庭多維貧困的程度，并且其影響將隨著時間的推移逐漸擴大（何宗樾等，2020）[9]。因此，從理論上來看，個體特征因素、家庭行為因素和宏觀社會環境因素等均能夠影響家庭富裕程度，進而影響到我國現階段共同富裕目標的落實。

（二）數字金融素養與共同富裕

目前學界對于數字金融素養尚沒有一個明確的定義和統一的衡量標準，但與其相關的研究與學術觀點已經逐步萌芽。數字金融素養這一概念最早被提及是在Prasad等（2018）[10]的研究中，他們將數字金融素養定義為對各種數字平臺的認識及使用頻率，并進一步研究了個人特征對數字金融素養的影響。Tony和Desai（2020）[11]將數字金融素養拓展為金融素養和數字平臺的結合，將數字金融素養定義為數字金融技術中的金融素養，并且證明了數字金融素養可以增加金融包容性。Setiawan等（2020）[12]對于數字金融素養給出了更加確切全面的衡量標準，其將數字金融素養分為四個維度，包括數字金融產品和服務的知識、使用數字金融產品和服務的經驗、數字金融風險意識、數字金融活動的控制和管理技能，并進一步研究了其對當期的儲蓄與支出行為的影響。

盡管目前針對數字金融素養的直接研究較少，但對與其相關的金融素養、移動支付等的間接研究亦可以對數字金融素養影響家庭富裕程度的研究起到指導性作用。金融素養在一定程度上反映了家庭對于數字金融產品和服務的了解程度，金融素養高的家庭對于財經新聞的關注度較高，對于金融信息的獲取和處理能力也較強，并且此種家庭更傾向于向投資顧問尋求建議，改善自己的理財規劃，從而提高資產配置的合理水平（Lu等，2021）[13]，通過積累投資經驗不斷提高家庭的投資理財收益，使得家庭實現財富積累，提高物質富裕水平。金融素養還可以促進家庭的貸款獲取，通過改善家庭的借貸狀況，降低家庭的主觀、客觀債務負擔（賈立等，2020）[14]，進一步減少家庭的財務脆弱性，避免家庭陷入財務困境，提高家庭的精神滿意度。而移動支付則體現了家庭使用數字金融產品和服務的經驗，移動支付的使用可以影響家庭的創業行為，通過節約創業成本，提高家庭主動創業的概率與創業績效（尹志超等，2019）[15]，提高家庭的物質富裕程度，并且移動支付能夠通過釋放居民的消費潛力，優化其消費結構，顯著提升居民的主觀幸福感。但移動支付對家庭流動性約束的緩解作用和對家庭消費的促進作用，也會導致家庭財務杠桿的進一步提高，使家庭面臨的債務風險不斷擴大（陳戰波等，2021）[16]，拉低了家庭的富裕程度。由此可見，擁有數字金融產品知識，參與數字金融服務，培養居民的數字金融素養能夠從物質、精神等多方面對家庭富裕程度產生影響。

（三）現有研究不足

現有研究的不足體現在：第一，隨著社會的不斷進步和經濟的高質量發展，經濟因素在家庭整體狀況中所占的重要性日益下降，居民越來越關注環境、人際交往等多維度的感受，而當前關于家庭富裕程度的研究主要集中于收入、資產等經濟方面，不能夠全面地反映家庭的實際情況。第二，現有關于數字金融素養的研究主要集中在對數字金融知識與服務的理解與運用方面，關注金融素養、移動支付等對于家庭的影響，忽視了數字金融風險意識與管理技能，未能形成統一完整的數字金融素養研究。對于數字金融素養的界定存在的爭議使其缺乏系統完整的實證分析，這導致對數字金融素養及其作用機制缺乏深入而細致的理解。因此，本文從微觀家庭角度出發，以數字驅動經濟高質量發展為背景，結合新時代發展特點，構建數字金融素養與家庭富裕程度多維指標，探討數字金融素養對家庭富裕程度與富裕程度差異的影響機理，使得共同富裕目標可視化，為政府拓寬家庭增收渠道，穩中求進推動共同富裕提供了新思路。

三、理論分析與研究假設

（一）數字金融素養與家庭富裕程度

當今時代互聯網、大數據等數字技術加速創新，數字經濟成為經濟增長的新動能。數字金融素養作為適應當今數字經濟社會發展的一種必備的能力，不僅能夠借助金融科技的發展實現財富增長的創富效應，還能夠實現防范金融欺詐、應對金融風險的抗風險效應。因此，只有著力培育數字金融素養，提升人力資本，為高質量發展夯實動力基礎，才能使得家庭共享數字經濟發展成果，助推共同富裕。

基于創富效應視角，數字金融素養的增加能夠滿足家庭多元化的財富管理需求，實現家庭的財富增長。在金融市場上，高數字金融素養的家庭能夠減少融資過程中的交易和借貸成本，產生較少的利息與費用，并且數字金融素養的提高有助于拓寬融資渠道，緩解家庭面臨的信貸約束，改善信貸可得性，優化家庭的融資狀況（賈立等，2020）[14]，使得家庭可以利用更多的金融資本參與金融市場，以此實現財富的保值增值。面對多元化的數字金融產品和日趨復雜的數字金融市場，高數字金融素養的家庭更愿意參與新型的金融市場（尹志超和仇化，2019）[17]，能夠更好地運用現代的數字金融設備，增加家庭的金融可得性，從而在進行資產配置時擁有更多的選擇。得益于高數字金融素養帶來的強信息獲取和處理能力，家庭能夠制定合理的理財規劃，采取恰當的投資策略，以實現家庭財富最大化（張兵和生晗，2020）[18]。基于抗風險效應視角，數字金融素養能夠顯著提高居民應對外部風險的能力。作為數字金融市場的參與主體，具備良好的數字金融素養的家庭能夠有效地防范金融風險，規避不必要的損失。高數字金融素養提高了家庭對于數字金融產品與服務的認知判斷的準確性，使家庭不易落入網絡金融詐騙的陷阱，并且數字金融素養的抗風險效應能夠提高家庭應對金融風險和處理危機的能力，即使遭遇詐騙，產生經濟損失的可能性也相對較小（劉陽和張雨涵，2020）[19]。因此，數字金融素養能夠利用其在金融市場上的創富效應和抗風險效應，實現家庭的財富增長，抵御防范風險，避免家庭遭受損失，進一步為實現共同富裕貢獻力量。基于以上理論，提出本文假設：

H1：數字金融素養對家庭的富裕程度具有顯著的正向影響。

（二）數字金融素養與家庭富裕程度差異

正如上文所述，數字金融素養的創富效應和抗風險效應能夠顯著推動家庭進行財富積累，但是由于不同家庭間資源稟賦存在差異，數字金融素養效用的發揮可能不同，數字金融素養存在的減貧效應和資源錯配差異導致的馬太效應可能會對富裕的共享產生不同的影響。基于減貧效應視角，數字金融素養能夠在一定程度上彌補低收入家庭在使用數字金融方面的“數字鴻溝”，降低金融參與門檻，為低收入家庭提供更加便捷的致富道路（尹志超和仇化，2019）[17]。數字金融素養通過促進家庭對于各種數字金融產品的了解，幫助家庭樹立科學的財富管理觀念，正確運用數字金融工具，使其不僅可以把握住投資機遇，獲取投資回報，更好地實現資產的增值，還可以利用保險機制等工具提高家庭抵御風險的能力，降低低收入家庭資產波動的不確定性，實現資產的保值（張夢林等，2022）[20]。對于低收入家庭而言，數字金融素養的減貧效應可以使其突破“貧困陷阱”，不斷地縮小與富裕家庭之間的差距，有利于推動社會財富“共享”的實現。但隨著數字金融市場的不斷發展，家庭接觸到的數字金融產品與服務更加復雜多樣，對于數字金融市場的參與愈發全面且深入，此時，低收入家庭受限于資源稟賦和基礎設施的差異，面臨著新型的金融排斥，這種資源錯配導致的馬太效應，使得高收入家庭的優勢凸顯。與低收入家庭相比，高收入家庭往往擁有更多的金融資源（臧微和盧志義，2016）[21]，面臨更小的信貸約束，更易獲得成本低、費用少的正規機構的貸款，擁有更為豐富的資產配置渠道和多樣化的理財方式，從而具有更大的投資空間和收益機會，進而產生“富者愈富”的馬太效應。甚至，數字金融素養的增加使得偏好風險的高收入家庭在金融市場上的行為更加大膽，采取投機性的投資方式獲取更大的超額收益（張琳琬和吳衛星，2016）[22]，使其資產收入實現更大幅度的提高。另外，數字金融素養的運用以互聯網、大數據等信息技術為媒介，數字基礎設施是其發揮效用的重要依托。高收入家庭利用其完善的數字金融設施和充足的數字信息優勢，在金融市場中通過信息不對稱獲利，并且由于信息要素規模報酬遞增的特點，處于資源優勢地位的家庭能夠不斷地提高自己的財富水平。而處于劣勢位置的家庭由于缺乏相應的金融和信息資本積累，其擁有的數字金融素養也就難以得到充分發揮，馬太效應的存在使得不同家庭間的收入分配差異逐漸擴大。

基于以上分析，在數字金融素養低水平時期，資源錯配導致的馬太效應發揮作用較小，主要是數字金融素養對低收入家庭產生的減貧效應能夠逐步縮小家庭間的富裕程度差距，促進富裕共享。然而，隨著數字金融素養的不斷提高，家庭之間的資源配置差異導致的馬太效應越來越大，而減貧效應發揮的邊際作用遞減，使得家庭間的收入分配差距擴大。總體而言，數字金融素養水平與家庭間的富裕程度差異并不是一個簡單的線性關系，而是一個先減少后增加的U形關系，因此，基于以上理論，提出本文假設：

H2：隨著數字金融素養的增加，家庭間的富裕差異會先減少后增加。

（三）從眾投資與理性投資的中介效應

根據決策雙系統理論，人們在面對決策問題時有兩種不同的思考模式，分別是啟發式系統和分析式系統。本文從投資角度出發分析數字金融素養對家庭富裕程度的影響機制，先考慮基于直覺的啟發式系統，在本文中即家庭的從眾投資行為，家庭在面臨投資選擇時能夠根據熟悉的情形做出經驗判斷，這主要是受到周邊人們行為的影響（黃敏學和王薇，2019）[23]。從眾投資作為一種基于直覺的決策行為，受到家庭數字金融素養水平的影響，數字金融素養水平較低的家庭投資能力較弱，投資理念和理財技能都不成熟，更容易產生從眾的心理，缺乏獨立的思考判斷，容易出現從眾投資的決策偏差，而這種有偏差的從眾投資對家庭的投資收益有負向影響（劉家誠和趙文珍，2021）[24]。這種不考慮自身情況、沒有進行理性分析的盲目從眾行為不僅容易使得家庭面臨投資損失，而且會使得投資過程中的過度投資等非理性行為進一步傳染，加劇家庭面臨的過度負債現象（岑維和童娜瓊，2018）[25]。正如非理性的從眾投資會導致企業的投資效率降低，企業價值減少（張碧洲等，2021）[26]，從長期看，從眾投資對于家庭的富裕程度亦會產生一定的負面影響。基于以上理論，本文提出如下假設：

H3：從眾投資在數字金融素養與家庭富裕程度的關系中具有中介作用。

根據決策雙系統理論，還要考慮基于理性的分析式系統，在本文中即家庭的理性投資行為，家庭在面臨投資選擇時能夠進行認真的了解、判斷和分析，最終做出合理的決策（黃敏學和王薇，2019）[23]。理性投資作為家庭合理配置資產、實現財富保值增值的基礎，受到數字金融素養水平的影響（路曉蒙等，2019）[27]。數字金融素養水平的高低決定了一個家庭在決策過程中搜尋、篩選和分析有效信息的能力，影響了家庭對于多元化的金融產品以及復雜金融市場的認知，這不可避免地影響到家庭的投資選擇。高數字金融素養的家庭在理性投資的基礎上，能夠選擇更加精準適配的金融產品，采取更加合理多樣的資產配置，最大化地利用其資產來獲得最高的收益。理性投資提高了家庭抵御風險的能力，降低了因為風險造成的損失，從投資收益角度對于家庭的富裕程度產生積極的正向影響。基于以上理論，本文做出如下假設：

H4：理性投資在數字金融素養與家庭富裕程度的關系中具有中介作用。

（四）金融監管的調節效應

加強數字金融監管有利于推動數字經濟更好地融入新發展格局，使得全體人民共享數字經濟紅利。只有在良好的金融市場環境中，數字金融素養才能發揮出更好的效能，因而金融監管的作用就是規范金融市場，構建良好的金融環境。一方面，加強金融監管可以減少金融市場的資源錯配，避免出現銀行更多地向富裕家庭貸款的現象（Greenwood和Jovanovic，1990）[28]，并可以為低收入家庭提供更多的融資渠道，緩解其面臨的信貸排斥，提高金融市場效率，實現資源的優化分配和經濟發展的良性循環，緩解由于資源錯配產生的對數字金融素養作用發揮的抑制作用，減少馬太效應的影響，助推收入分配合理化。另一方面，嚴格的金融監管還可以規范個人金融行為，使得數字金融素養的作用得到合理有效的發揮，既可以防止部分家庭通過過度負債進行過度投資而獲利（Greenwood和Jovanovic，1990）[28]，又可以抑制家庭通過非理性的投機性行為進行獲利的現象，在一定程度限制非法套利行為，讓所有參與者共享有效金融監管的成果。因此，加強金融監管能夠提高金融市場有效性，緩解馬太效應帶來的財富失衡，縮小其對于家庭富裕程度差異的擴大作用，即金融監管可以弱化數字金融素養對家庭富裕程度差異的U形影響。基于以上理論，本文做出如下假設：

H5：金融監管使得數字金融素養與家庭富裕差異的U形關系更加緩和。

四、研究設計與樣本數據

（一）數據來源

本文數據來源于西南財經大學2015—2019年在全國范圍內開展的中國家庭金融調查（CHFS），剔除存在信息缺失的樣本、數據值異常的樣本，最終得到全國29個省（自治區、直轄市）、351個縣（市、區）、1396個村（居）委會的102448個家庭的微觀數據，以此構建非平衡短面板進行實證分析。

（二）變量設計

1. 家庭富裕程度Y1、家庭富裕程度差異Y2。中共中央、國務院發布的《關于支持浙江高質量發展建設共同富裕示范區的意見》中指出，“共同富裕具有鮮明的時代特征和中國特色，是全體人民通過辛勤勞動和相互幫助，普遍達到生活富裕富足、精神自信自強、環境宜居宜業、社會和諧和睦、公共服務普及普惠，實現人的全面發展和社會全面進步，共享改革發展成果和幸福美好生活”。因此，本文從“生活富裕富足、精神自信自強、環境宜居宜業、社會和諧和睦、公共服務普及普惠”這五個方面構建指標衡量家庭的富裕程度Y1。其中，“生活富裕富足”指家庭的經濟情況，主要通過家庭的收入狀況來衡量，即家庭總收入取對數；“精神自信自強”指家庭的精神生活狀況，主要通過家庭的生活滿意度（即自評幸福感程度）來衡量；“環境宜居宜業”即家庭的生活環境狀況，主要通過家庭所在地的環境污染程度來衡量，污染程度越低則環境狀況越好，由于2019年的問卷調查中并無直接詢問環境污染狀況的問題，因此，本文選擇防塵防霧霾支出作為代理變量，衡量2019年的環境污染程度；“社會和諧和睦”即家庭的社交生活狀況，主要通過家庭的社會支出狀況（即向親友的轉移性支出）來衡量；“公共服務普及普惠”即家庭享受的公共服務狀況，主要通過家庭對基本公共服務的滿意程度來衡量，由于2019年的問卷調查中未詢問對于公共服務的滿意程度，因此，本文選取基本公共服務體系的重要組成部分——社會保障狀況作為代理變量，用家庭養老保險和醫療保險的參保比例來衡量其享受的公共服務狀況（何文炯和王中漢，2022）[29]。為便于分析和消除量綱的影響，本文將上述五個指標均轉化為正向指標，并進行標準化處理后，參照多維貧困指標的構建，從這五個方面各按照1/5的比例構建家庭富裕程度（喬俊峰和郭明悅，2021）[8]，實現對于共同富裕中“富裕”的衡量。對于“共享”的衡量，則是用同一城市家庭富裕程度對數的90分位數與10分位數之差來衡量這一區域家庭間的富裕程度差異Y2 （尹志超和張號棟，2017）[30]。

2. 數字金融素養X。本文將數字金融素養的定義劃分為四個維度，包括數字金融產品和服務的知識、使用數字金融產品和服務的經驗、數字金融風險意識、數字金融活動的控制和管理技能四個方面（Setiawan等，2020）[12]。由于2015—2019年的中國家庭金融調查（CHFS）問卷內容有所不同，根據對于利率、通貨膨脹、投資風險、股票風險、基金風險、債券風險等問題的回答，以及對于家庭工商業網絡經營、網購經歷、支付形式、互聯網理財、手機銀行使用等問題的回答結果，構建啞變量，最后類比金融素養指標的構建，本文亦采用因子分析法計算數字金融素養變量（尹志超和張號棟，2017）[30]，因子分析結果中單個及整體的KMO檢驗結果均超過0.6，表明該樣本適合進行因子分析。根據特征值大于1的原則，分別進行計算，得到最終的每個家庭的數字金融素養指標，用符號X表示，而每個城市的平均數字金融素養水平則用OX表示。

3. 其他控制變量。參考相關文獻（周天蕓和陳銘翔，2021；高康等，2022）[31，32]，引入以下控制變量：（1）戶主的婚姻狀況Z1，已婚與同居記為1，未婚、分居、離婚、喪偶則記為0；（2）戶主的性別Z2，男性記為1，女性則為0；（3）戶主的年齡Z3，考慮到年齡的影響可能是非線性的，再加入Z4=年齡的平方/100作為控制變量；（4）戶主的政治面貌Z5，將中共黨員或預備黨員記為1，否則為0；（5）戶主的文化程度Z6，按照受教育年限賦值，沒上過學、小學、初中、高中、中專、大專、大學本科、碩士研究生和博士研究生，分別賦值0、6、9、12、13、15、16、19和22；（6）家庭的風險態度Z7，根據受訪者對風險投資問題的回答度量其風險態度，風險偏好記為1，風險中性記為2，風險厭惡記為3。在進行家庭富裕程度差異的實證回歸中涉及的控制變量則是上述控制變量在每個城市的平均值，分別為已婚比例ZX1、男性比例ZX2、平均年齡ZX3、年齡平方ZX4、黨員比例ZX5、平均文化程度ZX6以及平均風險態度ZX7。這些因素都會對家庭富裕程度產生一定的影響，將其納入回歸分析之中，可以提高回歸結果的準確性。

（三）模型設定

參考喬俊峰和郭明悅（2021）[8]的研究，本文首先將控制變量引入，構建固定效應模型：

[Y1it=α0+α1Z1it+α2Z2it+α3Z3it+α4Z4it+α5Z5it+α6Z6it+α7Z7it+γi+μit]? ? ? （1）

其中，[γi]表示個體固定效應，[μit]為隨機誤差項。為考察數字金融素養對家庭富裕程度的影響，在式（1）的基礎上引入數字金融素養，構建模型（2）；為考察數字金融素養對家庭富裕程度差異的影響，分別在式（1）的基礎上引入數字金融素養和數字金融素養的平方的變量，構建模型（3）：

[Y1it=α0+α1Xit+α2Z1it+α3Z2it+α4Z3it+α5Z4it+α6Z5it+α7Z6it+α8Z7it+γi+μit] （2）

[Y2jt=α0+α1OXjt+α2OX2jt+α3ZX1jt+α4ZX2jt+α5ZX3jt+α6ZX4jt+α7ZX5jt+α8ZX6jt+α9ZX7jt+δj+μjt]? ? （3）

其中，[Y1it]表示[i]家庭的富裕程度，[Xit]表示[i]家庭在因子分析法下的數字金融素養水平， [Y2jt]表示[j]地區的家庭富裕程度差異，[OXjt]表示[j]地區的平均數字金融素養水平。

五、研究結果

（一）描述性統計分析

所有變量的描述性統計如表1所示。由表1可知，家庭富裕程度的平均水平為3.1398，標準差為0.6044，家庭富裕程度差異的均值為1.3032，表明不同家庭之間的富裕程度存在一定的差距，收入分配狀況亟待改善，要實現共同富裕的目標仍需進一步努力。家庭數字金融素養水平的標準差為0.5794，表明雖然數字經濟發展迅速，但不同家庭之間的數字金融素養仍存在一定的差異。

（二）直接效應檢驗

本文對數字金融素養與家庭富裕程度及富裕程度差異進行回歸，表2報告了詳細的結果。模型（2）的結果表明數字金融素養水平與家庭富裕程度之間顯著正相關，假設H1得到驗證，數字金融素養對提升居民生活質量的重要意義不言而喻。模型（3）的結果表明，數字金融素養水平與家庭富裕程度差異之間存在著U形的非線性相關關系，并且通過了Utest檢驗，U形關系的極值點在解釋變量的取值范圍內，且P值為通過了10%水平上的顯著性檢驗，這表明數字金融素養水平較低時可以顯著縮小家庭間的富裕程度差異，但隨著數字金融素養水平的不斷提高，資源錯配導致的馬太效應逐漸顯現，基礎設施與資源配置不當等原因使得家庭間的差距逐步擴大，假設H2得到驗證。綜合上述結果，數字金融素養是打造全體人民共同富裕的強勁引擎，但在大力推動數字經濟持續健康發展的同時，需要警惕數字金融素養帶來的財富失衡問題。

（三）穩健性檢驗

1. 工具變量法。前文所采用的控制個體固定效應的面板數據模型能夠在一定程度上消除遺漏變量所帶來的內生性問題，但由于家庭的富裕程度能夠影響家庭接觸數字金融服務的概率，進一步影響家庭在數字金融市場的行為，從而影響家庭的數字金融素養，因而逆向因果可能導致的內生性問題尚未得到妥善解決。為此，本文采用二階段最小二乘法，選取同一地區除自身以外其余家庭的平均數字金融素養水平作為工具變量進行內生性檢驗。回歸結果如表3所示，根據Cragg-Donald Wald F統計量和LM統計量的結果，該工具變量的選取通過了弱工具變量檢驗以及不可識別檢驗，證明工具變量選取合理。同時工具變量與家庭富裕程度呈現顯著的正相關關系，與家庭富裕程度呈現顯著的U形相關關系且通過了Utest檢驗，因此，在排除內生性后，本文的結論仍然穩健可靠。

2. 傾向得分匹配法。為了解決由于樣本自選擇而導致的內生性問題，進一步驗證獲得的研究結果，在此選擇傾向得分匹配法對樣本進行篩選，而后觀察回歸結果的穩健性。先根據數字金融素養的三分位數設置啞變量，將大于三分位數的樣本定義為處理組，小于三分位數的樣本定義為控制組，采用近鄰匹配的方法對樣本進行篩選，在此基礎上對新樣本進行檢驗，回歸結果如表4所示。

3. 變量替代法。由于不同的數字金融素養的衡量方式可能導致回歸結果差異，為了對本文的結果進行進一步的驗證，本文通過累加法再次構建了數字金融素養水平的指標，對結論進行穩健性檢驗。累加法是指通過受訪者對上述相關問題回答的正確個數來衡量家庭的數字金融素養水平，回答正確一題即加一分。實證結果見表5。

4. 模型替換法。為確保本文回歸結果的可信度，采取更換模型的方法進行穩健性檢驗，借鑒曹和平等（2020）[33]的做法，本文在個體固定效應模型的基礎上加入時間效應，采用雙向固定效應模型進行回歸，結果如表6所示

六、進一步研究

（一）探討“富裕”機制

上述研究表明，提高數字金融素養是探索實現共同富裕實踐路徑的一個方向，其能夠實現居民創富，促進“富裕”的實現，但在這一過程中，數字金融素養對于家庭創富效應的影響機制如何？本文對此進行了詳細的探討。為檢驗從眾投資與理性投資在數字金融素養與家庭富裕程度之間的中介作用，本文構建了下述模型進行分析：

[K1it=α0+α1Xit+α2Z1it+α3Z2it+α4Z3it+α5Z4it+α6Z5it+α7Z6it+α8Z7it+γi+μit] （4）

[K2it=α0+α1Xit+α2Z1it+α3Z2it+α4Z3it+α5Z4it+α6Z5it+α7Z6it+α8Z7it+γi+μit] （5）

[Y1it=α0+α1Xit+α2K1it+α3Z1it+α4Z2it+α5Z3it+α6Z4it+α7Z5it+α8Z6it+α9Z7it+γi+μit]? （6）

[Y1it=α0+α1Xit+α2K2it+α3Z1it+α4Z2it+α5Z3it+α6Z4it+α7Z5it+α8Z6it+α9Z7it+γi+μit]? （7）

其中，[K1]是指從眾投資。本文計算從眾投資水平的過程如下：先將居住于同一地區的居民劃分為一個群體，用該群體中除了其本家庭之外的其他家庭的平均理性投資狀況，與其本家庭理性投資程度的偏離程度來衡量其從眾投資程度（為便于理解，此處對偏離程度取絕對值并添加負號）（岑維和童娜瓊，2018）[25]，從眾投資的值越小，則表明偏離程度越大，表明家庭在進行投資時受到周圍人的影響越小，從眾投資程度則越低，反之則越高。[K2]指理性投資，根據馬科維茨的投資組合理論，合理多樣化的資產配置是家庭理性投資的重要體現，提高投資者理性投資水平的一種有效途徑就是配置多樣化的資產，從而降低投資組合的風險，提高投資效率，因而家庭的理性投資程度是從投資組合多樣化的視角出發進行衡量的（岑維和童娜瓊，2018） [25]。公式如下：

[K2=1-i=1NW2i]

式中[N]表示家庭資產種類數量，主要包括活期、定期、股票、基金、理財產品、債券、金融衍生品、非人民幣資產、貴金屬、現金、其他金融資產，[Wi]表示每種資產在家庭持有的總資產中所占的比重。[K2]值越大，家庭的投資組合多樣化程度越高，家庭的理性投資程度亦越高，反之則越低。

本文對從眾投資的中介效應進行回歸，表7報告了詳細的結果。模型（4）的結果表明，數字金融素養水平對家庭從眾投資存在顯著負向影響，說明數字金融素養水平的提高可以抑制家庭盲目的從眾投資行為；模型（6）的結果表明，從眾投資對家庭富裕程度呈現顯著的負向影響，說明家庭減少從眾投資能夠降低投資損失，提高家庭的投資收益。綜上，中介效應顯著，即從眾投資在數字金融素養與家庭富裕程度之間發揮顯著的部分中介效應，假設H3得以驗證。

本文對理性投資的中介效應進行回歸，模型（5）的結果表明，數字金融素養水平對家庭理性投資存在顯著正向影響，說明數字金融素養水平的提高能夠促使家庭采取理性投資行為；模型（7）的結果表明，理性投資對家庭富裕程度呈現顯著的正向影響，說明家庭增加理性投資行為能夠提高其資產配置收益，有利于家庭的財富積累。綜上表明，中介效應顯著，即理性投資在家庭數字金融素養與家庭富裕程度之間發揮顯著的部分中介效應，假設H4也得以驗證。

中介效應的回歸結果表明，全樣本下，數字金融素養可以減少家庭的從眾投資行為，提高家庭的理性投資程度，從而實現資產的保值增值。因此，樹立科學合理的資產配置理念，優化健全居民金融資產配置是實現居民財富發展、最終推動共同富裕的重要手段。在決策雙系統理論下，提高數字金融素養水平可以增強投資者的信息搜集、分析和甄別能力，提高居民對于金融市場上的復雜產品和金融風險的理性認知，使得居民在進行投資決策時減少直覺性的從眾投資行為，注重理性思考后做出判斷。這提升了居民的理性投資意識與投資效率，優化了家庭的資產配置結構，抑制了家庭過度負債、過度投資的風險，降低了家庭的非理性損失，從而使得家庭獲得長期穩定的投資收益，有利于促進家庭財富增長與金融穩定。

（二）應對“共享”失衡

前述研究表明數字金融素養對于家庭富裕程度差異存在非線性影響，數字金融素養超出一定水平后會帶來收入分配差距的擴大，不利于推動富裕“共享”。面對數字金融素養帶來的財富“共享”失衡問題，政府應當如何采取措施，減輕數字金融素養對不同家庭間的富裕程度差異擴大的影響有待深入探究。因此，本文引入金融監管作為調節變量，從合理規制數字金融發展的角度，為助推實現共同富裕提供了更加清晰的新思路。為分析金融監管在數字金融素養與家庭富裕差異關系中的調節效應，本文在式（3）的基礎上增加了金融監管、數字金融素養與金融監管的交互項和數字金融素養的平方與金融監管的交互項，構建了模型（8）：

[Y2jt=α0+α1OXjt+α2OX2jt+α3ZX1jt+α4ZX2jt+α5ZX3jt+α6ZX4jt+α7ZX5jt+α8ZX6jt+α9ZX7jt+α9OXjt×K3j+α10OX2jt×K3j+α11K3j+δj+μjt]? （8）

金融監管是指各個地區對于個人、家庭以及金融機構等金融行為的一種約束，由于中國家庭金融調查的可得數據只限于省級，因此，本文采用各省（自治區、直轄市）的金融監管財政支出衡量金融監管強度（K）（陳文和陳小輝，2021）[34]，并且為消除量綱的影響，對數據進行了標準化處理，數據來自國家統計局。

本文對金融監管的調節效應進行回歸，結果見表8。模型（8）的結果表明，金融監管與數字金融素養平方的交互項的系數為-0.7124，p<0.05，而金融監管與數字金融素養交互項的系數不顯著，表明金融監管對數字金融素養的二次項存在負向調節，即可以使數字金融素養與家庭間富裕程度差異的U形關系更加平緩，而對于對稱軸的影響并不顯著，假設H5得以驗證。金融監管在數字金融素養對家庭富裕程度差異影響中的調節作用如圖2所示。說明在數字經濟時代，政府加大金融監管的力度，規范數字金融高質量發展，能夠優化金融資源配置，減小家庭間的富裕程度差異，更好地滿足人民對于美好生活的需要，助推共同富裕目標的實現。嚴格的金融監管營造了一個更加合理有效的金融環境，在高強度的金融監管下，金融市場上的資源配置更加合理，金融效率得以提升，減少了高收入家庭利用信息與資源配置不對稱所獲得的投資收益。同時，嚴格的金融監管規范不同家庭的金融行為，減少其通過非理性投機性行為獲利的可能。

（一）研究結論

本文利用中國家庭金融調查（CHFS）2015—2019的數據，基于固定效應模型，在家庭層面上驗證了數字金融素養在實現共同富裕的過程中發揮的作用，分析了數字金融素養對于家庭富裕程度以及富裕程度差異的影響機制。研究發現：首先，數字金融素養的增加會帶來家庭富裕程度的提高。數字金融素養越高，家庭的理財規劃能力越強，能夠通過數字化渠道獲得更高的投資收益，實現居民財富的保值增值，推動共同富裕中“富裕”的實現。其次，數字金融素養能夠影響家庭間的財富分配，隨著數字金融素養的增加，家庭間的富裕程度差異先減少后增大，這源于金融市場上存在的資源錯配問題導致的馬太效應，敲響了合理規制數字金融市場發展的警鐘。再次，從眾投資與理性投資在數字金融素養對家庭富裕程度的促進作用中發揮部分中介作用。數字金融素養減少家庭對從眾投資的依賴，培養家庭的理性投資意識，提升家庭的財富管理能力，從而實現數字金融素養的創富效應。最后，在數字金融素養助推家庭共享發展紅利的過程中，金融監管起到了合理的調節作用。嚴格的金融監管解決了金融市場的資源錯配問題，規范了金融行為，提高了資金配置效率，緩解了家庭間的財富失衡，進一步提高了民生福祉。

（二）政策建議

本文得到的理論啟示與政策建議如下：（1）政府應當重視數字金融素養教育，構建多元化的數字金融教育格局，以便更好地適應迅速發展的數字經濟時代。除此之外，政府要為居民數字金融素養的發揮提供多樣化的途徑與產品，鼓勵居民參與數字金融市場，提高居民的富裕程度，并在一定程度上逐步縮小家庭間的差異，推動實現共同富裕。（2）提高個人投資能力，減少從眾投資行為，提高理性投資程度，滿足國家普惠金融發展戰略對金融消費者提出的理性投資要求。家庭應當始終保持在投資市場上的理性，減少盲目的從眾投資等非理性行為，從而減少在投資方面的非理性損失。在金融市場上增加對金融產品的了解，進行更加合理的資產配置，提高家庭的投資理財收益。（3）堅持數字金融發展與金融監管并行發展。政府要強化對于銀行等金融機構的數字金融監管，合理配置金融市場上的各種資源，嚴格規范市場參與主體的金融行為，防止投機性投資行為等非正規獲利行為的出現，營造良好的金融環境。

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