摘要：全球新一轮技术革命对生产关系的重大影响之一，是由此产生的数字鸿沟普遍拉大了社会贫富差距，但数字鸿沟问题在中国的影响及其填补和克服,具有社会主义制度下的特殊性。利用中国家庭追踪调查（CFPS）数据的实证分析发现，由于农村脱贫攻坚的全面胜利，数字金融的发展带来了中国居民收入和消费的显著增加，特别是对于那些无法接触到互联网的家庭。因为数字金融主要通过促进农业向非农业的就业结构转型，提升工资性收入和农业经营性收入，促进消费，进而抑制数字鸿沟扩大。数字金融发展必须同时防范化解系统性金融风险。

　　关键词：数字鸿沟  数字金融  发展不平衡  社会主义制度  农村脱贫攻坚

　　作者张勋，北京师范大学统计学院副教授（北京100875）；万广华，复旦大学世界经济研究所教授（上海200433）；吴海涛，中南财经政法大学工商管理学院教授（武汉430073）。

　　引言

　　随着以5G、大数据、人工智能等为标志的第四次技术革命的推进，人类的社会生产方式正在进入以数字经济为标志的新时期。从供给侧来看，数字产业化和产业数字化正在变革生产方式。从需求侧来看，通过赋能消费，数字技术使人们的生产生活方式发生重大变化。在新冠肺炎疫情全球大流行下，中国疫情防控取得的阶段性重大胜利，与数字技术的作用紧密相关。基于数字技术的新产业、新业态、新商业模式，如在线会议、云办公、云教育、云培训等，显示了强大的韧性和活力，健康码、行程码的使用和线上购物的普及，使政府及时阻断疫情传播、维护风险地区居民生活的正常进行成为可能。

　　数字金融是数字经济最为重要的组成部分。一方面，数字金融发展降低了金融准入门槛，改善了金融服务的包容性、便捷性和性价比，特别是通过缓解融资约束等促进创新创业。另一方面，数字金融的发展有助于缓解信用约束，平滑跨期消费，同时支付宝和微信等移动支付平台的普及，大大提升了支付便利性，降低了购物成本，提高了流通速度和交换效率。这些都能够增加居民消费，甚至改变居民的消费习惯。总之，数字金融发展对于深化供给侧结构性改革，充分发挥我国超大规模市场优势和内需潜力，构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局，具有不可或缺的重要意义。

　　然而，随着数字经济和数字金融的发展，全球发生的数字鸿沟备受关注，迫切需要抑制数字鸿沟扩大及其带来的负面影响。1990年，未来学家托夫勒提出，“数字鸿沟”会带来新的“权力转移”。数字鸿沟系因信息技术发展的区间传播极大不平衡，造成或拉大国与国尤其是发达国家与欠发达国家之间的分化，并在国家内部群体之间造成“信息富人”和“信息穷人”。在市场经济条件下，没有政府的强干预，数字经济和数字金融的发展会自发地产生和扩大数字鸿沟，加剧社会贫富分化。数字鸿沟已成为当代全球新的贫富现象，经济水平包括城市化及人均GDP水平、信息基础设施、教育程度发展的不平衡，是形成数字鸿沟的重要因素。国内外对数字鸿沟的研究，至今主要以定量分析为主。数字鸿沟可以分为两种：一级数字鸿沟指信息的可接入性，通常以是否使用或接触互联网来度量；二级数字鸿沟指对互联网信息的利用、欣赏和鉴别能力。

　　作为全球最大的发展中国家，中国的互联网普及率低于发达经济体。截至2020年12月，我国尚有29.6%的人口无法接触到互联网，不能使用互联网的人口更多，农村尤其困难，尚有44.1%的农村家庭无法接触互联网，但互联网普及率增长很快，从2016年的53.2%上升到2020年的70.4%。在坚持社会主义制度的中国，数字鸿沟的影响及其填补和克服，有其不同于世界普遍情况的特殊性。一方面，中国通过大规模信息基础设施建设，使越来越多的低收入群体能够上网，有效控制了数字鸿沟的扩大。据我国工业和信息化部2021年5月14日公布的数据，中国已累计建成5G基站超81.9万个，占全球比例达70%；5G手机终端用户连接达2.8亿，占全球比例超过80%。这充分体现了中国以超常规模，迅速提高公共产品供给的社会主义制度优越性。

　　另一方面，中国通过推动数字金融的健康发展，充分发挥溢出效应，缩小了数字鸿沟。这在作为全面建成小康社会的底线任务，农村脱贫夺取全面胜利的攻坚战中，表现得尤为突出。中国农村的集体经济所有制使得无法接触互联网的农户，仍可通过邮政系统和合作社提供的设施，展开电子商务活动，抑制了数字鸿沟的扩大及其负面影响。特别地，随着精准扶贫政策的实施，农村的网络扶贫行动取得显著进展。至2020年末，电信部门开通了超过13万个行政村的光纤网络，打通了贫困地区通信的“最后一公里”，至2020年11月，贫困村通光纤比例和深度贫困地区贫困村通宽带比例均达到98%，电子商务实现了对832个贫困县的全覆盖。在中国土地国有和集体所有的基础上，政府通过国土规划，可从供需两侧同时推动数字金融发展，强化其抑制数字鸿沟及其负面影响的长期效应。

　　本文聚焦数字金融发展对收入和消费的作用，特别关注数字鸿沟缩小问题。通过分析中国家庭追踪调查（CFPS）数据发现，数字鸿沟的出现，确实在中国拉大了居民之间的收入和消费差距，但数字金融的发展又带来了居民收入和消费的显著增加，特别是对那些无法接触到互联网的家庭，从而证实数字金融发展有助于抑制数字鸿沟扩大及其负面影响。进一步的分析表明，对于无法接触到互联网的农村家庭而言，数字金融主要通过促进农业向非农业的就业结构转型，带来工资性收入和农业经营性收入的提升，进而促进消费，增加国内需求。因此，引导数字金融健康有序发展，是中国逐步克服发展不平衡不充分，振兴内需，畅通国内国际双循环，满足人民美好生活需要的重要举措。

　　本文余下的内容安排如下：第一部分对相关文献进行综述；第二部分讨论实证策略及数据；第三部分分析数字金融的收入和消费效应；第四部分探讨数字金融发展对缩小数字鸿沟的影响及其背后的机制；最后为结论。

　　一、文献综述

　　本文的研究首先与互联网发展下数字经济的经济效应研究相关。马克思的商品流通理论认为，流通产业的双重功能包括延续生产的价值生成过程和媒介交换的价值实现过程，前者为生产性劳动，后者为商品流通必要的媒介性劳动。数字平台依靠高效的数据搜集、传输和算法系统，通过结合流通社会化的生产性劳动和媒介性劳动职能来缩短流通时间，使得生产、分配、交换与消费活动能够实现跨时空集成，从而提升社会生产力。数字经济引发了具体的媒介机制变化，利用数字化驱动引导，形成高度适应需求动态变化的柔性生产，创建推动经济发展的新动能。

　　“互联网+”新业态的发展产生了数字鸿沟。大量文献基于跨国数据探讨了经济发展、国家知识发展能力、对外开放程度以及通信技术对数字鸿沟的影响。数字鸿沟带来了新的机会不平等，使得居民之间无法均等地享受互联网行业高速发展所带来的红利，可能进一步导致贫富差距的扩大和贫困发生率的上升。Dijk和Hacker提出，信息通信技术在所有权、技能以及应用方面的差异所产生的数字鸿沟，会恶化收入分配。这是因为信息通信技术具有技能偏向特征，使那些具有信息处理优势的阶层获得经济收益，扩大阶层间的收入差距。就中国而言，由于数字技术的地区差异，东南沿海等相对发达地区能够从数字红利中获益更多，导致区域收入不均等加剧。

　　而且，以商业为导向的数字化发展与普惠、包容、减贫的政策目标存在偏差，致使数字经济的减贫效应不显著。获得知识和信息能力的匮乏，使低收入群体无法分享数字经济发展带来的益处，形成被知识与信息社会“边缘化”的群体和地区，严重抑制贫困群体的有效需求。

　　具体到数字金融，国内有学者认为，数字金融可以降低传统金融依赖物理网点的特性，有助于改善金融服务的普惠性。还有学者提出，互联网普及率的提高通过扩大金融服务覆盖、降低金融服务成本，为实现普惠金融创造了条件。一些国外文献同样认为，相对于传统金融，数字金融更具有普惠性，已经深刻改变了人们的经济行为。数字金融发展产生的竞争效应，促进金融业的变革，提高运行效率，可为高质量经济增长提供更优质的金融保障。

　　近年来一些文献从家庭和企业的微观视角，讨论数字金融的经济效应。在收入层面，张勋等发现，数字金融的发展通过促进创业机会均等化，有助于实现居民收入的包容性增长。郭峰等认为，数字金融的发展有可能以低成本优势，辐射到原来传统金融服务无法惠及的地区，带动这些地区的经济发展。因此宋晓玲认为，数字金融有助于缩小城乡收入差距。在消费层面，有研究发现，通过提升支付便利性和缓解流动性约束，数字金融的发展可促进居民消费。在经济效应的背后机制层面，谢绚丽等发现数字金融可以推动居民创新创业。

　　尽管已经有研究注意到数字鸿沟（或互联网）对收入和消费的影响，也有学者研究数字金融发展的影响，但鲜有文献将数字鸿沟与数字金融结合起来，探讨对收入和消费的综合影响。特别是中国作为最大的发展中国家，还存在严重的数字鸿沟，可能因此拉大家庭间的收入和消费差距。这就面临一个重要且尚未充分研究的问题：给定严重的数字鸿沟，数字金融发展能否抑制数字鸿沟扩大及其负面影响？如果能缩小鸿沟，其背后存在何种传导机制，其间又存在怎样的风险？一方面，数字金融发展可以产生溢出效应，间接地改善无法接触互联网群体的金融服务可得性；另一方面，数字金融发展有助于促进区域经济增长，进而使无法接触互联网的家户或个体受益。另外，现有文献没有从数字鸿沟的视角考察数字金融的异质性影响，零星的异质性讨论主要集中在城乡、学历等方面，而非核心的数字鸿沟。考虑到数字金融是由互联网技术推动的，忽略数字鸿沟可能会带来模型设定和估算偏误，影响研究结果的可靠性和实用价值。本文的研究目标之一，是试图弥补文献在这些方面的不足或缺失。

　　二、实证策略和数据

　　（一）基准模型　　

　　（二）内生性问题　　

　　反向因果问题也可能存在。居民收入和消费的增加可能会增加数字金融服务的需求，促进数字金融的发展。为此利用地理信息系统（GIS）计算得到的距离信息，构建工具变量。“距离”即家庭所在地区与北京、杭州和深圳的球面距离，以及家庭所在地区与省会的球面距离。这两个变量与本地区的数字金融发展程度具备相关性。以支付宝为代表的数字金融发展起源于杭州，而北京和深圳是数字金融发展较好的城市，可预期数字金融发展的优劣状况，与至这些城市的距离远近负相关。省会通常既是地方经济中心，也是数字金融中心，距离省会城市越近，数字金融发展也应越好。我们控制了所在地区的经济发展水平和传统金融发展程度，尽可能减少遗漏变量，同时进一步控制了家庭固定效应，以期切断地理距离与居民收入和消费之间的联系，强化距离变量的外生性。

　　（三）数据

　　除了上述的距离数据和下述的地区层面数据，其他变量取自2010年、2012年、2014年、2016年和2018年中国家庭追踪调查数据库（CFPS）。表1为CFPS相关变量的统计描述。　　

　　居民收入、消费和是否接触互联网，为CFPS数据中最重要的三个变量。居民收入和消费变量来自家庭问卷。为反映数字鸿沟，本文使用成人问卷中能否接触互联网的回答作为代理变量。只要家庭有成员能上网，便定义该家庭能够接触到互联网。表1显示，样本期内互联网覆盖率为52.3%。我们也就二级数字鸿沟进行了初步探讨。CFPS问卷包含关于互联网作为信息获取渠道的“重要性”调查，当回答为“非常不重要”时，可以定义该家庭面临二级数字鸿沟。

　　在地区层面，为刻画数字金融发展对居民收入和消费的影响，采用中国数字普惠金融发展指数。它基于交易账户大数据而构建，具有相当的代表性和可靠性。基于该指数的分析表明，中国数字金融发展极为迅速，近几年中西部地区的发展明显加快，体现了数字金融发展的普惠性，意味着区域层面的数字鸿沟正在缩小。

　　三、数字金融发展的经济效应

　　下面聚焦数字金融发展能否抑制数字鸿沟扩大，及其对收入和消费的负面影响。首先估算数字金融发展的经济效应，接着处理内生性，最后探讨异质性影响。

　　（一）数字金融发展与居民收入

　　表2的第(1)列报告模型1的估算结果，其中因变量为人均收入。可以发现，数字金融发展的估计系数为正且显著，表明数字金融发展总体上有助于提升居民收入，这与文献的发现相一致。此外，家庭能否接触互联网的变量系数估算值也为正且显著，表明接触互联网有助于提升家庭人均收入。观察控制变量，显示健康状况与家庭人均收入正相关，但户主年龄和教育年限变量由于在短期内变化程度较低，估计系数不显著。家庭层面上，家庭规模、少儿抚养比和老年抚养比，均与家庭收入负相关。最后，地区层面的传统金融发展水平与居民收入的关系，也呈正相关关系。　　

　　（二）内生性问题

　　使用干预效应模型处理内生性问题，表2第(2)列的模型2估算结果显示，数字金融发展确实提升家庭人均收入，同时家庭接触互联网依然有助于收入的增加。下面使用工具变量模型进行估计。表2模型1中的内生变量，数字金融发展随年份变化，但距离工具变量是常数，将工具变量与除所在城市之外的全国层面的数字金融发展指数均值进行交互，获得新的随时间变化的工具变量。表2的第(3)和(4)列报告第一、二阶段的回归结果。前者显示，两个工具变量都与数字金融发展显著负相关，与预期相符。后者显示，工具变量是有效的。因为在所有回归中，第一阶段检验弱工具变量的F统计值均大于16，表明工具变量满足相关性要求；检验外生性的Hansen统计量，也无法拒绝工具变量满足外生性的零假设。从估计结果看，相对于基准回归结果，数字金融发展的系数仍然为正，但更为显著，估算值还有所增加。因为增加幅度尚不到1倍，解释变量的测量误差不很严重。从经济显著性上看，数字金融发展指数提升一个标准差时（2012年为15.58），家庭人均收入将提升10.75个百分点，提升效应相当可观。

　　（三）数字金融发展与居民消费

　　用人均消费替换收入变量，并重复进行模型估算，可从居民消费的角度，考察数字金融发展的经济效应。为减少遗漏变量偏误，额外控制与消费相关的家庭收入和家庭财富变量，工具变量模型结果见表2的第(5)列。结果显示，数字金融发展的系数为正且显著，表明数字金融的发展有助于提升居民消费，这与相关文献的发现一致。由于使用的便利性，移动支付有助于疏通实体经济中交换的流通环节，移动支付的比例越大，数字金融发展对消费的促进作用也越大。在控制变量中，收入与人均消费水平正相关。其他条件不变，家庭人口越多，人均消费水平越低，反映消费的规模经济程度。在地区层面，传统金融发达地区的家庭人均消费水平相应更高。

　　四、数字金融发展缩小数字鸿沟的中国特色

　　下面通过异质性分析，考察中国数字金融的发展能否缩小数字鸿沟。

　　（一）数字金融发展抑制了数字鸿沟扩大及其负面影响

　　为了考察数字金融能否抑制数字鸿沟扩大及其负面影响，先根据是否使用互联网对数据加以划分，并进行子样本回归。鉴于部分家庭由于经济状况和人力资本改善等原因，从无法接触互联网变为能够接触互联网，可能导致样本选择性偏差，仅保留那些在样本期之内始终接触或未接触互联网的家庭。

　　表3报告子样本的回归结果，其中的奇数列对应固定效应模型，偶数列对应工具变量模型。估计结果证实异质性的存在，对于接触到互联网的家庭（见第(1)和(2)列），数字金融发展对收入水平没有显著影响。这与以往文献的发现一致，可能是因为该类家庭早已获得足够的金融资源，数字金融发展的增收作用不显著。但第(3)和(4)列显示，对于未接触互联网的家庭而言，数字金融的收入效应为正且显著。这说明尽管存在数字鸿沟，但数字金融的发展能够抑制数字鸿沟扩大及其负面影响，给这类家庭带来收入溢出效应。无法接触互联网的家庭往往是低收入群体，由于数字金融发展有助于缩小数字鸿沟，从而改善了中国收入分配状况。　　

　　现以消费变量替代收入变量，重复子样本回归。与表2的第(5)列一致，并在消费模型中加入家庭人均收入和家庭财富两个变量，以缓解遗漏变量偏误。表4报告的子样本估计结果，与表3有所不同——数字金融发展对两类家庭人均消费的影响都为正。更重要的是，这个影响对于未接触互联网的家庭来说更大。从经济显著性上看，当数字金融发展指数提升一个标准差时，能接触和未能接触互联网的家庭人均消费水平，分别提升14.18和19.79个百分点，提升幅度十分可观。表2的估算结果显示，数字鸿沟的存在使得能够接触互联网的家庭，比无法接触互联网的家庭人均消费水平高出7.69个百分点，但数字金融发展指数每提升一个标准差，可以使两类家庭人均消费水平的差距缩小约5.61个百分点，缓解效应达到73%。　　

　　表3和表4均表明，数字金融发展未能提升接触互联网家庭的收入，但却促进了这类家庭的消费。这意味着，收入之外的其他变量或机制在起作用，其中的可能原因有两个。一是数字金融的发展改善了支付便利性。随着移动支付的普及，居民只需简单使用手机，就可以完成购物，降低了购物成本，提高了货币流通速度。二是数字金融强化了货币的支付手段功能，缓解购买力对消费的流动性约束，帮助消费者实现跨期平滑支出，进而增加需求。因此，在收入水平给定的情况下，数字金融发展仍能促进居民消费。

　　更值得关注的是，数字金融发展显著提升了未接触互联网家庭的收入和消费。鉴于数字鸿沟扩大了家庭之间的收入和消费水平差距（见表2），这一发现意味着，数字金融发展能够抑制数字鸿沟扩大及其负面影响。从背后的深层机制来看，由于未接触互联网的家庭无法直接享有互联网和数字金融的红利，如支付便利性和流动性约束的缓解，数字金融发展对这类家庭的消费促进作用应该来自数字金融发展的间接红利。表4的第(5)列报告数字金融发展对未接触互联网家庭消费率的影响，结果并不显著。收入决定消费，说明数字金融发展主要通过提升收入，增加未接触互联网家庭的消费。

　　（二）数字金融抑制数字鸿沟扩大的收入效应分析

　　为了揭示数字金融发展提升未接触互联网农户收入水平的背后机制，将家庭收入进行分解。表5估算数字金融发展对这些分项收入的影响。表5的第(1)和(4)列使用固定效应模型，第(2)和(5)列使用工具变量模型。鉴于部分样本存在分项收入为0的情况，我们还使用工具变量Tobit估算方法，结果见表5的第(3)和(6)列。表5显示，数字金融发展主要提升了这类农户的工资性收入和农业经营性收入，从而提升了整体收入。　　

　　对于工资性收入的提升，一个可能的解释是，数字金融的普惠性带来区域经济增长和需求，尤其在经济相对落后的贫困地区。它们的经济增长，一方面产生工作机会；另一方面往往伴随经济结构的变迁，增加对非农劳动力的需求，带动工资水平提升。不难理解，即便是无法接触互联网的家庭，也可能直接或间接地受益于劳动力市场的工资上升和就业增加。

　　对于农业经营性收入的提升，可从集约边际（Intensive Margin）和扩展边际（Extensive Margin）两个视角来解释。从集约边际的角度看，上述数字金融的普惠性，有助于原先有经营性业务的家庭扩大市场规模，提升经营收入。从扩展边际的角度看，数字金融发展所带来的内需提升，可以强化农户的创业行为，增加他们的经营性收入。虽然中国农村存在显著的一级数字鸿沟，但无法接触互联网的家庭仍然可能通过中国邮政业务和农业合作社提供的设施，克服数字鸿沟。截至2021年4月底，全国依法登记的农民合作社达到225.9万家，平均每个村有3家以上，可以为农村家庭提供农产品销售渠道，疏通流通环节，减少中间商差价。这是中国特色社会主义市场经济不同于其他发展中国家的重要制度特征。

　　（三）数字金融抑制数字鸿沟扩大的就业效应分析

　　以上分析表明，数字金融发展提升了未接触互联网家庭的工资性收入和农业经营性收入。可以预期，数字金融发展所产生的收入效应，必然伴随着就业效应，可能导致家庭就业结构的调整。为此，我们构建三个家庭内部就业指标。（1）就业率，定义为家庭就业人数与家庭适龄劳动力人数之比，此处的就业既包括受雇，也包括务农和自雇，以衡量广义上的就业程度。（2）农业自雇人数占比，定义为农业自雇人数与家庭就业人数之比。（3）非农受雇人数比重，定义为非农业受雇人数与家庭就业人数之比。

　　以这些就业指标为因变量，本文估算相关模型，分析数字金融发展的影响。表6的第(1)和(2)列显示，数字金融的发展并没有提升这类家庭的整体就业程度，但降低了家庭中农业自雇人数占比，见第(3)和(4)列，同时显著增加了非农受雇人数的比重，见第(5)和(6)列。一正一负的影响作用，使得数字金融对家庭整体就业程度的影响失去了显著性。更为重要的是，这一发现说明，数字金融发展确实推动了农业劳动力向非农部门的转移，特别是从农业自雇向非农受雇的转移，而农业劳动力转移或城镇化是二元经济结构转型的典型特征。因此，数字金融发展通过推动经济结构转型，帮助无法接触互联网的家庭增加收入，进而提升消费。　　

　　表5显示，数字金融发展显著增加了农业经营性收入，表6却显示，数字金融发展降低了农业自雇人数。对这看似矛盾的实证发现可作如下解释。中国农村长期存在隐性失业，这是发展经济学普遍认可的第三世界国家典型事实。一旦发生农业劳动力向非农部门的转移，按人口或劳动力平均计算的农业产出就会提升，收入随之增加。而且，农村劳动力转移伴随着如农民专业合作社的农业规模化经营，也能够导致农业劳动生产率和人均农业经营性收入的提升，这在中国的产业、科技、教育、文化、健康、消费扶贫成功案例中到处可见。拥有14亿人口的中国特色数字金融普惠性促进了区域经济发展，推动了农业劳动力向非农部门的转移，特别是从农民自就业向非农就业的转移，产生了工资性收入和农业经营性收入的溢出效应，促进了农村贫困地区低收入群体的消费。

　　结语

　　加快构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局，是关乎中华民族伟大复兴的重大战略部署，数字经济和数字金融的发展对畅通国内国际双循环，推进新发展格局具有重要意义。全球新一轮技术革命对生产关系的重大影响之一，是由此产生的数字鸿沟普遍拉大了居民的收入和消费差距，加剧了社会经济发展的不平衡，但数字鸿沟问题在中国的填补和克服具有制度特殊性。

　　在习近平新时代中国特色社会主义思想指引下，解决新时代中国社会主要矛盾的伟大实践，正在打造缩小数字鸿沟的中国样本，中国经验将为全球减贫事业、缩小数字鸿沟、实现共同富裕作出重要贡献。社会主义新中国的成立，为摆脱贫困创造了根本政治条件。在中国特色社会主义市场经济的建设中，尤其是党的十八大以来，党中央明确提出，全面建成小康社会最艰巨最繁重的任务在农村特别是在贫困地区，没有农村的小康特别是没有贫困地区的小康，就没有全面建成小康社会。2021年2月，习近平总书记郑重宣告：“我国脱贫攻坚战取得了全面胜利，现行标准下9899万农村贫困人口全部脱贫，832个贫困县全部摘帽，128万个贫困村全部出列，区域性整体贫困得到解决，完成了消除绝对贫困的艰巨任务，创造了又一个彪炳史册的人间奇迹”，全面建成小康社会取得伟大历史性成就；与此同时，“解决发展不平衡不充分问题、缩小城乡区域发展差距、实现人的全面发展和全体人民共同富裕仍然任重道远”。当前，党中央决定在浙江建设共同富裕示范区，正在实践中探寻高质量发展有效路径、数字化改革驱动共同富裕制度重塑等重大问题。

　　本文通过将中国数字普惠金融发展指数和中国家庭追踪调查（CFPS）数据相结合，得到以下发现。（1）数字鸿沟的出现拉大了居民之间的收入和消费差距，证实了数字鸿沟扩大的负面影响。（2）基准和工具变量模型分析结果表明，作为数字经济的重要组成成分，数字金融的发展带来了居民收入和消费的显著增加。（3）数字金融发展尤其提升了无法接触到互联网家庭的收入和消费水平，但对能够接触到互联网的家庭，仅对消费有提升作用，提升幅度低于无法接触到互联网的家庭。（4）对于能够接触到互联网的家庭，数字金融发展促进其消费的主要渠道，在于支付便利性的改善和流动性约束的缓解。对于无法接触到互联网的家庭，数字金融则通过促进农业向非农业的就业结构转型，提升工资性收入和农业经营性收入，促进消费，抑制了数字鸿沟扩大及其负面影响。

　　本文有如下政策性含义。（1）数字金融发展能够促进经济增长、提升居民收入和消费，有助于抑制数字鸿沟扩大及其负面影响，畅通国内国际双循环，因此需要大力推进。（2）要特别关注数字金融发展对就业结构转型的作用，这是数字金融发展带来收入效应、促进国内消费需求的重要机制。（3）尽管中国的一级数字鸿沟问题显著存在，但不能忽视二级数字鸿沟对消费和其他方面的影响。

　　数字金融发展的虚拟空间，尤其是数字金融平台还带来了一系列重大金融风险，必须强化政府监管，防止其运行和业务的无序发展，防范化解系统性金融风险。（1）数字金融本质上是平台经济，其业务扩张的边际成本趋向于零，很容易造成“赢家通吃”的垄断格局，不利于对创新和消费者权益的保护。因此，需要加大政府的反垄断规制力度，防止资本无序扩张。（2）数字金融平台在金融服务平民化的过程中，通常会大量采集数据，侵犯客户隐私。在充分培育挖掘数据要素市场的同时，政府规制要保护数据安全和个人隐私，防止滥用数据垄断攫取非法超额利润，同时应将数字金融平台视同金融机构，及时获取用于金融风险管控的必要信息。（3）数字金融发展虽可借助互联网技术和信息化手段，更好地甄别客户风险，但大量数字金融平台假借“科技创新”之名，通过个体对个体的网络借贷平台（P2P），不断放大逆向选择，加剧金融和道德风险，诸多平台相继出现“爆雷”。党的十九大以来，我国将防范化解重大风险，作为决胜全面建成小康社会三大攻坚战之首。2020年底，防范化解系统性金融风险取得实质性进展，全国实际运营的P2P网贷机构已完全归零，数字金融风险得到有效控制。显然，对于涉足银行或金融业务的数字平台，需要在准备金、资本金、杠杆率和流动性等方面按金融业严加监管。

　　目前金融监管仍然缺乏对超大型互联网平台金融风险的前瞻预警。对于数字金融创新，可以考虑建立金融科技“监管沙盒”制度，为这类活动提供预先的安全模拟测试。对于数字金融创新可能带来的风险，一方面，应紧跟科技发展潮流，大力推动监管智能化、科技化；另一方面，在安全模拟测试的基础上，可依据金融创新活动的具体特征，建立预警和风险测度机制，强化跨行业的综合监管，坚持安全可控和开放创新并重，更好地帮助实现共同富裕目标。

　　（本文注释内容略）

　　原文责任编辑：许建康  张天悦