長江經濟帶數字普惠金融對共同富裕的影響

程靜　郝雯利　杜震　曾小艷

摘要：為深入了解數字普惠金融對共同富裕的影響及作用機制，文章在構建長江經濟帶城市共同富裕指數的基礎上，利用2011—2020年110個城市的面板數據，研究了數字普惠金融對共同富裕的影響，并對其影響機制進行分析。實證結果表明：（1）數字普惠金融能有效促進共同富裕，該結論在考慮穩健性和內生性后依然成立；（2）數字普惠金融通過提高創業活躍度提升共同富裕水平；（3）數字普惠金融對共同富裕的非線性影響受到創業活躍度的調節；（4）數字普惠金融的覆蓋廣度、使用深度、數字化程度均能提升共同富裕水平。其中，數字化程度對共同富裕的促進效應最明顯；（5）數字普惠金融對共同富裕的促進效應在長江經濟帶下游地區更為顯著。綜上，相關部門應當進一步加大數字普惠金融的覆蓋廣度、使用深度和數字化程度，夯實數字普惠金融發展；鼓勵大眾創業，完善創業活動所需的營商環境，發揮創業活躍度的積極作用；制定差異化數字普惠金融發展策略，因地施策，促進共同富裕水平提升。

關鍵詞：數字普惠金融；共同富裕；經濟增長；機制檢驗

一、引言

共同富裕作為社會主義現代化建設的重要目標，對于實現社會的全面和諧發展具有重要意義。共同富裕不是簡單地分配財富，而是要持續提升人們創造財富的能力，要求社會各界積極參與。創新和創業活動能夠促進社會資源的有效配置和經濟的可持續增長，是推動共同富裕的關鍵途徑。創新是引領發展的第一動力。通過大眾創業、萬眾創新的方式，鼓勵更多的人參與到創新創業中來，激發全社會的創造力和創新力，推動技術創新和產業結構優化，從而有助于經濟長期平穩可持續發展和共同富裕目標的實現。然而，創新創業在實踐中面臨資金獲取等多方面的挑戰，這些問題成為制約其發展的主要障礙。傳統金融具有“嫌貧愛富”的特質，效率低、成本高、服務范圍小[1]。而數字普惠金融作為一種新興金融形式，能有效消除借貸雙方之間的物理距離障礙，減少逆向選擇和道德風險問題，使得借貸雙方的匹配更加精準、有效和低成本。數字普惠金融通過提供更加廣泛和便捷的金融服務，降低金融門檻，支持創新創業活動，并改善借貸雙方的融資環境，激發了經濟發展活力。長江經濟帶作為國家戰略重點地區，橫跨中國東部、中部、西部三大區域，該區域人口和生產總值均超過全國的40%。“十三五”以來，長江經濟帶在數字普惠金融和共同富裕發展中的先行先試作用，不僅體現了區域發展的代表性，也為本研究提供了豐富的實踐案例和數據基礎。基于此背景，本文選擇長江經濟帶作為研究對象，旨在探討數字普惠金融如何通過促進創業活躍度來實現共同富裕的目標，進而對相關政策和實踐提出建議。

通過梳理相關文獻發現，學者對相關主題的研究，主要集中在三個方面。第一，數字普惠金融對創業的影響。通過梳理二者之間關系的相關文獻發現，數字普惠金融能夠提升城市創新力[2]、提高企業創新水平[3]、促進居民創業，但是數字普惠金融對創業的促進作用具有顯著的區域異質性[4]。第二，數字普惠金融對共同富裕的影響。現有文獻主要研究數字普惠金融與經濟增長、收入差距、減貧增收的關系。研究發現，數字普惠金融能夠有效緩解融資約束，從而促進經濟增長[5-6]，數字普惠金融能夠使金融服務獲取更加豐富與便捷，使貧困地區與貧困人口的金融服務得以普及，從而有助于減輕家庭貧困狀況[7-8]。但是，數字普惠金融發展的決定因素和機制在城鄉之間存在差異[9]。在數字普惠金融與共同富裕的關系方面，研究發現，數字普惠金融能夠進一步提升農民收入[10]，顯著促進家庭對風險金融市場的參與[11]，從而推動共同富裕的實現[12]。第三，數字普惠金融、創業與共同富裕之間的關系。研究表明，數字普惠金融能促進創新創業，進而提高農村居民收入，縮小城鄉收入差距，推動鄉村振興發展[13-14]。韓亮亮等[15]基于我國省際數據的研究表明創業活躍度在數字普惠金融與共同富裕關系中發揮中介作用。張金林等[16]基于CHFS微觀調查數據，發現數字普惠金融能夠通過提升創業活躍度來推進共同富裕。已有研究均表明，數字普惠金融對創業和共同富裕產生了影響，并存在相關性。然而，現有文獻主要關注數字普惠金融對收入分配等單一要素的影響，較少有文獻研究特定地區數字普惠金融對共同富裕的影響及其作用機理。基于此，本文選取長江經濟帶110個城市（包括2個直轄市和108個地級市）為研究對象，利用創業活躍度中介效應，研究數字普惠金融對于共同富裕的影響。

本文的邊際貢獻主要體現在以下三個方面：第一，豐富共同富裕指標體系的內容。本文基于黨中央對共同富裕理論的源頭、核心要義、價值意蘊的深入論述以及相關文獻的參考，結合城市層面的數據可得性，從發展性、共享性、持續性三個維度構建共15個三級指標，作為評價城市層面的共同富裕指標，豐富了現有的共同富裕評價指標體系。第二，引入創業活躍度作為中介變量。以此深入分析數字普惠金融與共同富裕的作用機制，并進一步研究創業活躍度在數字普惠金融與共同富裕關系中發揮的中介與非線性關系。第三，為縣市域共同富裕的發展提供有效借鑒。現有文獻主要是基于省域面板數據的實證研究，而長江經濟帶作為國家戰略重點地區，對于數字普惠金融和共同富裕的研究尤其具有代表性。本文采用長江經濟帶110個城市的面板數據進行分析，有助于增加研究的針對性和全面性，并為縣市域共同富裕的發展提供有效借鑒。

二、理論假說

（一）數字普惠金融對共同富裕的直接影響

共同富裕具有發展性、共享性和可持續性三個明顯特征[17]。發展性是指通過促進經濟發展、提升社會總體財富和人民收入來促進共同富裕；共享性是指通過將發展成果由全體人民共享來促進共同富裕；可持續性是指通過發展協調、長遠利益與種族繁衍的可持續來促進共同富裕。第一，發展性是實現共同富裕的前提。從宏觀上看，數字普惠金融可以緩解企業融資約束與信貸歧視，增加企業創新投入，從而提高區域創新能力，促進經濟增長[18]。從微觀上看，數字普惠金融通過促進家庭就業和創業以提高家庭收入；通過“企業家孵化”機制刺激勞動需求，有助于提升勞動者工資[19]；通過釋放“數字紅利”效應，提高城鄉居民人均可支配收入[20]， 進而實現物質方面的富裕。第二，共享性是共同富裕的底色。共享性體現了“共同”“公平”“平等”等元素。從宏觀上看，數字普惠金融能夠使居民更普遍接觸金融行業，享受更加正規且便捷的金融服務，讓金融行業充分發揮作用，從而推動共同富裕。數字普惠金融提供了充分的融資渠道和更優質的服務，緩解了融資約束并優化金融資源配置，推進人民共同富裕[21-22]。從微觀層面看，數字普惠金融通過緩解生活壓力提升居民主觀幸福感[23]。第三，可持續性包括發展的可持續和共享的可持續。一方面，數字普惠金融能優化資源配置、促進產業結構轉型升級和科技進步。另一方面，數字普惠金融提倡綠色消費理念，打造綠色環保平臺，構建綠色金融發展新格局[24]，可以減少污染排放[25]，促進綠色可持續發展。

據此，本文提出研究假說H1：數字普惠金融能夠有效促進共同富裕。

（二）創業活躍度的中介作用

創業是我國經濟增長的新動力，也是實現共同富裕的重要路徑。創業成功與否的一個關鍵要素是啟動資金的籌集。在中國的金融體系中，作為金融業主體的商業銀行，服務對象有限，大多數中型、小型、微型弱勢群體由于缺乏資產與足夠的信用體系，很難從傳統的商業銀行籌集資金，因此面臨融資難的困境。而數字普惠金融強調“普”和“惠”，有助于小微企業、農村居民與城市低收入群體等弱勢群體降低獲取資金的門檻，促進其創業活動的開展。其一，數字普惠金融能提升獲取貸款的便利程度與成功率[26]，在一定程度上緩解創業者的融資需求。其二，數字普惠金融有助于降低創業融資風險，推動創業機會均等化，促進家庭創業[27]，從而激發創業活力，推動共同富裕的發展。其三，數字普惠金融具有降低信息約束[28]、緩解信貸約束[28-30]和提高信任水平[31]等機制，以其獨有的優勢降低融資成本，使創業者具有創業的初始資本，從而促進萬眾創業。此外，數字普惠金融能夠突破區域的限制，支撐不同群體的創業需求，進一步提升共同富裕水平[32-33]。

據此，本文提出研究假說H2：數字普惠金融通過促進創業活躍度推進共同富裕目標的實現。

（三）數字普惠金融對共同富裕影響的異質性

受歷史和現實諸多因素的影響，我國目前地區間經濟發展存在不平衡的狀態。林毅夫和劉培林 [34]認為，重工業優先發展戰略下，許多企業發展路徑與自身資源結構不匹配，缺乏自生能力。其他學者提出不同地區的外商直接投資量導致了不同區域之間的差距[35]，地區性保護政策是拉大地區差距的關鍵[36]。盡管最近幾年，數字普惠金融得到了較大發展，但在其實現跨越式發展的同時，也不可避免地存在地區發展差距。一是數字普惠金融需要技術支持。由于部分相對落后地區相關知識技術薄弱，經濟發展相對落后，使得數字普惠金融的覆蓋廣度和使用深度受到限制。二是人們對數字普惠金融的接受程度不高。相對落后地區的人們由于受教育程度較低，信息比較閉塞，不可避免地排斥數字普惠金融。

據此，本文提出研究假說H3：數字普惠金融對共同富裕的影響存在地區差異。

三、實證研究設計

（一）數據來源

本文的數據來源有四個部分：一是數字普惠金融指數。數字普惠金融指數、覆蓋廣度、使用深度、數字化程度等變量數據均來源于北京大學數字金融研究中心。二是共同富裕指數。地級市PM2.5年均濃度是參照邵帥等[37]、趙立祥等[38]的研究，該數據來源于美國哥倫比亞大學社會經濟數據源與應用中心提供的全球PM2.5年均濃度數據，具有較高的可信度。共同富裕指數中其他指標數據主要來源于中國城市統計年鑒與Wind數據庫。三是區域創新創業指數。數據來源于北京大學企業大數據研究中心編制的《中國創新創業區域指數》。四是控制變量。教育水平、政府干預、產業結構水平相關數據主要來源于中國城市統計年鑒和Wind數據庫。

（二）變量選取

本文選取共同富裕為被解釋變量，核心解釋變量為數字普惠金融，另外選取3個控制變量。主要變量的解釋說明如表1所示。

1.被解釋變量

本文被解釋變量為共同富裕，根據共同富裕水平觀的理論探源、核心要義、價值意蘊以及參考相關文獻[15，39]，并結合城市層面的數據可得性，從發展性、共享性、持續性三個維度構建15個三級指標來衡量共同富裕，具體如表2所示，并使用熵值法進行測算，最終形成共同富裕指數。

由于篇幅限制，共同富裕測度具體結果并未在文中展示，留存備索。從增長速度看，2011—2020年長江經濟帶各城市的共同富裕指數呈現出波動上升的趨勢，雖然2019年共同富裕指數有所下降，但相比2011年的共同富裕指數均值0.237，2019年的共同富裕指數均值為0.258，增速為 109%；從分布看，長江經濟帶城市的共同富裕水平存在極化現象，不同城市之間差距較大，共同富裕指數高的城市大多分布于長江經濟帶下游地區。

2.解釋變量

本文的解釋變量為數字普惠金融評價，使用數字普惠金融指數來衡量各城市數字普惠金融發展情況。考慮到數字普惠金融指數與共同富裕指數在數值上的差異，為了便于在回歸分析中更清晰地展示結果，本文對原始的數字普惠金融指數進行了標準化處理，即將其數值除以100。

本文選取2011年與2020年的長江經濟帶城市數字普惠金融指數分布情況進行對比研究。如圖1所示，2011年長江經濟帶城市數字普惠金融指數的范圍為0～90。 如圖2所示，2020年長江經濟帶數字普惠金融指數的范圍為0～340，可見長江經濟帶城市數字普惠金融指數的增長非常迅速。但是，無論是2011年還是2020年，長江經濟帶城市數字普惠金融指數高的城市均分布在長江經濟帶下游區域，因此可見，數字普惠金融指數的分布具有區域異質性。

3.控制變量

（1）教育水平。教育的本質是促進人性的全面發展，讓人明白自身對人類社會應盡的責任和義務。教育水平的提升能夠強有力地促進人力資本水平提高[40]。由于數據的可獲得性，本文用教育支出占總支出的比重來衡量。

（2）政府干預。政府干預在脫貧攻堅工作中發揮著重要作用，政府主要依靠財政支出和稅收來管理初始分配造成的收入分配不均。借鑒相關學者研究[14]，本文使用財政支出占GDP的比重來衡量政府干預程度。

（3）產業結構水平。在21世紀的今天，產業結構對于一個地方的經濟發展至關重要。一個省份的產業結構是否合理能夠在一定程度上決定該地區發展的前景。借鑒以往研究[41]，本文選用第二、三產業之比來衡量省級產業結構。

4.中介變量

本文的中介變量為創業活躍度。創業不僅能夠給經濟注入新鮮活力，還能夠給人們提供更多的就業機會，促進中國供給側改革，優化產業結構和經濟轉型，推進創新型國家建設。本文采用北京大學企業大數據研究中心編制的《中國創新創業區域指數》來衡量創業活躍度。

（三）模型選擇

為檢驗數字普惠金融對共同富裕的影響，通過穩健的豪斯曼檢驗發現[χ2（4）=336.238]，p值為0.000，強烈拒絕隨機效應的原假設，故使用固定效應模型進行驗證，見式（1）：

式（1）中，[Cmwit]為城市[i]在[t]年份的共同富裕指數，[Difit]為城市 [i]在 [t]年份的數字普惠金融指數，向量[Xit]代表控制變量，由教育、政府干預與產業結構三部分組成；[α1]為待估參數；[μi]代表城市固定效應；[δt]代表時間固定效應；[εit]代表隨機擾動項。

為檢驗創業活躍度的中介效應，基于基本模型構建如下模型，見式（2）與式（3）。

中介效應的具體檢驗步驟包括：第一，檢驗核心解釋變量與被解釋變量之間的關系，見式（1）；第二，檢驗核心解釋變量與中介變量之間的關系，見式（2）；第三，將核心解釋變量數字普惠金融與中介變量創業活躍度同時對共同富裕進行回歸，見式（3）。

為檢驗創業活躍度的門檻條件，本文進一步構建如下模型，見式（4）。

式（4）中，[Adjit]為數字普惠金融或創業活躍度等門檻變量，[I（?）]為指示函數，如果數字普惠金融和創業活躍度滿足括號內的門檻條件，則賦值為1，否則為0。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

表3列出了主要變量的描述統計數據。從整體上看，共同富裕指數最高值為最低值的21倍，再加上標準差的數值，可以充分反映出長江經濟帶內不同城市間共同富裕程度的差距。從總體上看，數字普惠金融的均值和標準差分別為1.774和0.698，表明長江經濟帶地區的數字普惠金融在快速發展的同時，還存在著很大的區域差異。

（二）基準回歸分析

表4顯示了數字普惠金融與共同富裕以及發展性、共享性和可持續性三個維度關系的回歸結果。在第（1）列中，未加入控制變量的情況下，數字普惠金融的回歸系數為 0.013，在 1%的水平上顯著；在第（2）列，添加了控制變量后，對數字普惠金融的回歸系數為0.011，達到了1%的顯著性，表明了數字普惠金融對共同富裕具有積極的推動作用，研究假說H1得到證實。在列（3）至列（5）中，本文通過將共同富裕指標細化“發展”“共享”和“可持續”三個維度，深入探討數字普惠金融與共富富裕之間的關系。根據列（3）至列（5）結果，數字普惠金融對共同富裕的影響系數均為正，這表明數字普惠能夠促進發展性、共享性和可持續性，并且對發展性的影響最大，對可持續性的影響最小。可能的原因是，數字普惠金融作為一種近年來新興的金融形式，其對可持續性的影響目前并不明顯。

（三）穩健性檢驗

本文使用工具變量法、縮尾處理、改變樣本范圍、替換解釋變量四種方法，來進行穩健性檢驗。為解決內生性問題，使用移動電話普及率作為數字普惠金融的工具變量[42]；為避免極端值對檢驗結果產生影響，對變量進行上下1%的縮尾處理；為避免地區差異過大，將數據中心的上海和重慶2個直轄市數據剔除；并且使用數字化程度指數替換數字普惠金融指數，作為解釋變量來進行穩健性檢驗。

表5是穩健性檢驗的回歸結果。列（1）至列（4）中的結果與前文回歸結果一致，說明上述實證結果通過了四種方法的穩健性檢驗，數字普惠金融能促進共同富裕這一結論具有一定穩健性。

（四）中介效應分析

在此基礎上，本文運用模型（2）和模型（3）對數字普惠金融和共同富裕之間的關系進行實證研究。表6為對創業活躍度進行中介效應分析后得出的結論。表6列（1）證實數字普惠金融對共同富裕具有顯著正向影響。表6列（2）中的回歸系數顯著為正，說明數字普惠金融能夠促進創業活躍度，Sobel 檢驗的 z 統計值為9.386，在5%的水平下顯著，拒絕原假設，中介效應成立。表6列（3）中加入中介變量創業活躍度之后，創業活躍度對共同富裕的回歸系數顯著為負，說明創業活躍度的中介效應存在，且表現為遮掩效應[43]。因此，假說H2得到驗證。

（五）非線性效應分析

數字普惠金融以互聯網為核心，對各經濟主體具有非線性影響。為揭示數字普惠金融對共同富裕的非線性影響，本文采用門檻模型進行分析。首先，對門檻回歸模型的兩個基本假設進行檢驗。將共同富裕水平作為被解釋變量，對長江經濟帶110個城市中數字金融指數和創業活躍度不存在門檻值、存在一個門檻值以及存在兩個門檻值分別進行估計，借鑒Hansen的“自助法”（bootstrap），通過反復抽樣1 000次從而得出P值，判斷是否存在門檻效應，結果見表7。

由表7可知，針對數字普惠金融和創業活躍度，當共同富裕為門檻變量時，一門檻模型中的F值均在10%的水平下顯著。因此模型中存在一個門檻值，表8給出了門檻值估計結果。根據門檻模型的基本原理，門檻估計值是指似然比檢驗統計量 LR 為零時γ的取值。

圖3為數字普惠金融單門檻估計值2.603在95%置信區間下的似然比函數圖，圖4為創業活躍度單門檻估計值0.997在95%置信區間下的似然比函數圖。其中，LR統計量最低點為對應的真實門檻值，虛線表示臨界值，由圖4可知真實門檻值低于臨界值，可以認為，上述門檻值是真實有效的。

表 9列（1）的估計結果發現，單門檻模型下數字普惠金融指數在各區間系數顯著為正，且逐漸增大。當數字普惠金融指數值小于門檻時，數字普惠金融估計系數為0.008；當數字普惠金融指數值大于門檻時，數字普惠金融估計系數增加為0.015，說明數字普惠金融對共同富裕的影響存在非線性的特征。表9列（2）是以創業活躍度作為門檻變量的估計結果，可以發現伴隨著數字普惠金融的發展，其推動共同富裕的效應不斷加強，數字普惠金融在對應的創業活躍度門檻區間內，其估計系數從0.0102 提高到0.0346，說明數字普惠金融對共同富裕的非線性影響受到創業活躍度的調節。

（六）進一步研究

1.區域異質性分析

長江經濟帶不同地區數字普惠金融和共同富裕的發展程度存在一定的區域差異，因此為了進一步研究長江經濟帶數字普惠金融對共同富裕的促進作用是否存在區域差異，本文對長江經濟帶上、中、下游三個地區分別進行檢驗，結果如表10所示。表10中列（1）和列（2）的回歸系數分別為0.00648和0.00702，通過了5%水平的顯著性檢驗；列（3）的回歸系數為0.0199，通過了1%水平的顯著性檢驗，說明數字普惠金融對共同富裕的促進效應在長江經濟帶上、中、下游地區均顯著，且在下游地區顯著性更高。數字普惠金融對共同富裕的影響具有異質性，驗證了研究假說H3。長江經濟帶下游地區經濟基礎、信息化程度和透明度優于上游、中游地區，數字普惠金融在下游地區更能發揮作用，更能夠提升居民消費能力和收入水平，從而提升共同富裕。

2.數字普惠金融結構效應分析

數字普惠金融是一個綜合性概念，其不僅包括金融服務效率的提升和門檻的降低，還包括金融服務范圍和深度的進一步擴大。因此，本文通過對數字普惠金融三個維度即覆蓋廣度、使用深度與數字化程度進行再分析，考察數字普惠金融三個子維度對共同富裕是否具有異質性效果，從而更加全面地反映數字普惠金融對共同富裕的影響，結果如表11所示。表11列（1）至列（3）中，三個變量的回歸系數均為正，說明三個變量對共同富裕均具有正向影響，其中覆蓋廣度對共同富裕的影響更大。可能的原因是，隨著近年來數字普惠金融對經濟發展的作用日益顯著，國家大力提倡發展數字普惠金融并給予更多的政策支持，另外科技的快速發展也使得數字普惠金融的影響力更加廣泛，從而數字普惠金融的覆蓋廣度對共同富裕的促進作用更加顯著。

五、結論與政策建議

（一）結論

本文使用長江經濟帶2011—2020年110個城市的面板數據，檢驗了數字普惠金融與共同富裕之間的關系及其作用機制，并進一步揭示了其內在作用機制。研究表明：（1）數字普惠金融能有效促進共同富裕。這一結論在使用工具變量法與采用多種穩健性檢驗后，均得到一致的估計結果。（2）數字普惠金融能夠通過提高創業活躍度來推動共同富裕的發展。（3）數字普惠金融對共同富裕的非線性影響受到創業活躍度的調節。（4）數字普惠金融的三個子維度，即覆蓋廣度、使用深度和數字化程度均對共同富裕的影響存在異質性。其中，數字化程度對共同富裕的促進效應最為明顯。（5）在空間異質性方面，數字普惠金融對共同富裕的促進效應在長江經濟帶下游地區更為顯著。

（二）政策建議

數字普惠金融的發展有助于提高創業活躍度，促進共同富裕的發展。為了更好發揮這一效應，提出如下建議：

第一，重點推動數字普惠金融的普及與發展。一是加大數字普惠金融的覆蓋廣度和使用深度。相關部門應加強對居民數字金融基礎知識和應用能力的培訓；政府、學術界、企業和非營利組織之間應加強合作，共享實踐經驗，共同推動數字技術的普及和應用；社會各界應推動性別平等、關注弱勢群體，確保每個人都可以受益于數字紅利。二是加強數字普惠金融的基層支持，提高數字普惠金融的數字化程度。一方面，加快建設數據中心、移動通訊基站與寬帶普及等互聯網基礎設施，進一步提升地區整體互聯網普及率，擴大5G網絡和分布式計算等信息技術的覆蓋面。另一方面，通過政府宣傳和數字技能培訓等方式，提升居民數字素養與金融素養；并進一步提升數字普惠金融的數字化程度，以更大程度地促進共同富裕。

第二，重視創業活躍度的中介作用，發揮創業活躍度在數字普惠金融推動共同富裕過程中的積極作用。首先，鼓勵大眾創業，強化數字普惠金融對創業活力的積極作用，例如強化“互聯網＋”模式，加強創業活動的金融支持，以創業帶動就業，從而促進地區經濟發展和共同富裕。其次，對創業所需要的商業環境、融資環境和市場環境進行優化，打造人才聚集平臺、加大地方創業基地建設、推動科技成果轉化、建設科學高效市場。同時，對初創企業的數字化經營給予一定指引與補貼，幫助企業加強數字化培訓和技術研發，提高企業盈利能力、降低經營風險。再次，進一步加強數字技術與金融產品的融合創新，開發出多樣化的金融產品，滿足市場對不同金融產品的個性化需要。

第三，制定差異化數字普惠金融發展策略。數字普惠金融對共同富裕的促進效應存在區域異質性，長江經濟帶下游地區促進效應更為顯著。因此，應該制定差異化數字普惠金融發展策略。首先，制定稅收等傾斜政策，引導金融機構向長江經濟帶上游、中游地區融通資金，激發創新創業活力。其次，完善長江經濟帶上游、中游地區數字普惠金融服務的可得性。特別是改善貸款和保險等基本服務的可得性。再次，政府需要注意加強區域間交流合作，完善監管機制以及市場準入體系設置，充分利用數字技術、人工智能等科技手段，防范化解系統性金融風險。另外，長江經濟帶下游地區作為長江經濟帶重要地區，在全國范圍內經濟處于領先地位，應著力分享共同富裕實踐經驗，帶動上游地區與中游地區共同富裕，實現長江經濟帶整體共同富裕，并將長江經濟帶共同富裕經驗推廣至全國。

參考文獻：

[1]鐘凱，梁鵬，董曉丹，等.數字普惠金融與商業信用二次配置[J].中國工業經濟，2022（1）：170-188.

[2]張慧慧，張云，荊睿.普惠金融數字化如何影響城市創新力——來自地級市面板數據的證據[J].金融理論與實踐，2021（9）：62-69.

[3]唐松，伍旭川，祝佳.數字金融與企業技術創新——結構特征、機制識別與金融監管下的效應差異[J].管理世界，2020（5）：52-66，9.

[4]羅新雨，張林.數字普惠金融的創業效應：機制、門檻及政策價值[J].金融理論與實踐，2021（2）：17-26.

[5]KAPOOR A.Financial Inclusion and the future of the Indian economy[J].Futures，2014，56：35-42.

[6]SHILLER R J.Reflections on finance and the good society[J].The American Economic Review，2013，103（3）：402-405.

[7]PARK C，MERCADO R.Financial inclusion，poverty，and income inequality in developing Asia[R]. Asian Development Bank Economics Working Paper Series， 2015（426）.

[8]BERNANKE B S，GERTLER M，GILCHRIST S.The financial accelerator in a quantitative business cycle framework[J].Handbook of Macroeconomics，1999，1：1341-1393.

[9]LIU G，HUANG Y，HUANG Z.Determinants and Mechanisms of Digital Financial Inclusion Development：Based on Urban-Rural Differences[J].Agronomy，2021，11（9）：1833.

[10]GE H，TANG L，ZHOU X，TANG D，et al.Research on the effect of rural inclusive financial ecological environment on rural household income in China[J].Int J Environ Res Public Health，2022，19（4）：2486.

[11]YE Y，PU Y，XIONG A.The impact of digital finance on household participation in tisky financial markets：evidence-based study from China[J]. PLoS One，2022，17（4）.

[12]劉心怡，張偉，陳小知.數字普惠金融對不同區域農戶收入的差異化影響研究——基于數字基礎與城鎮化的視角[J].農業現代化研究，2022，43（6）：984-994.

[13]JI X，WANG K，XU H，et al.Has digital financial inclusion narrowed the urban-rural income gap：the role of entrepreneurship in China[J].Sustainability，2021，13（15）：8292.

[14]馬亞明，周璐.基于雙創視角的數字普惠金融促進鄉村振興路徑與機制研究[J].現代財經（天津財經大學學報），2022，42（2）：3-20.

[15]韓亮亮，彭伊，孟慶娜.數字普惠金融、創業活躍度與共同富裕——基于我國省際面板數據的經驗研究[J].軟科學，2023，37（3）：18-24.

[16]張金林，董小凡，李健.數字普惠金融能否推進共同富裕？——基于微觀家庭數據的經驗研究[J].財經研究，2022，48（7）：4-17，123.

[17]陳麗君，郁建興，徐銥娜.共同富裕指數模型的構建[J].治理研究，2021，37（4）：5-16．

[18]錢海章，陶云清，曹松威，等.中國數字金融發展與經濟增長的理論與實證[J].數量經濟技術經濟研究，2020（6）：26-46.

[19]王永倉，溫濤，王小華.數字金融與農戶家庭增收：影響效應與傳導機制——基于中國家庭金融調查數據的實證研究[J].財經論叢，2021（9）：37-48.

[20]楊偉明，粟麟，王明偉.數字普惠金融與城鄉居民收入——基于經濟增長與創業行為的中介效應分析[J].上海財經大學學報，2020（4）：83-94.

[21]張子豪，譚燕芝.數字普惠金融與中國城鄉收入差距——基于空間計量模型的實證分析[J].金融理論與實踐，2018（6）：1-7.

[22]郭峰，王瑤佩.傳統金融基礎、知識門檻與數字金融下鄉[J].財經研究，2020，46（1）：19-33.

[23]錢雪松，袁崢嶸.數字普惠金融、居民生活壓力與幸福感[J].經濟經緯，2022 （1）：138-150.

[24]王康仕，孫旭然，張林曦，等.金融數字化是否促進了綠色金融發展：基于中國工業上市企業的實證研究[J].財經論叢，2020（9）：44-53.

[25]許釗，高煜，霍治方.數字金融的污染減排效應[J].財經科學，2021（4）：28-39.

[26]謝絢麗，沈艷，張皓星，等.數字金融能促進創業嗎？——來自中國的證據[J].經濟學（季刊），2018，17（4）：1557-1580.

[27]張勛，萬廣華，張佳佳，等.數字經濟、普惠金融與包容性增長[J].經濟研究，2019，54（8）：71-86.

[28]湛泳，徐樂.“互聯網+”下的包容性金融與家庭創業決策[J].財經研究，2017，43（9）：62-75.

[29]馮大威，高夢桃，周利.數字普惠金融與居民創業：來自中國勞動力動態調查的證據[J].金融經濟學研究，2020，35（1）：91-103.

[30]張林，溫濤.數字普惠金融發展如何影響居民創業[J]. 中南財經政法大學學報，2020（4）：85-95.

[31]何婧，李慶海.數字金融使用與農戶創業行為[J].中國農村經濟，2019（1）：112-126.

[32]張彤進，蔡寬寧.數字普惠金融縮小城鄉居民消費差距了嗎？——基于中國省級面板數據的經驗檢驗[J].經濟問題，2021（9）：31-39.

[33]張碧瓊，吳琬婷.數字普惠金融、創業與收入分配——基于中國城鄉差異視角的實證研究[J].金融評論，2021（2）：31-44，124.

[34]林毅夫，劉培林.中國的經濟發展戰略與地區收入差距[J].經濟研究，2003（3）：19-25，89.

[35]周忠寶，鄧莉，肖和錄，等.外商直接投資對中國經濟高質量發展的影響——基于Index DEA和面板分位回歸的分析[J].中國管理科學，2022，30（05）：118-130.

[36]張治棟，吳迪.區域融合、對外開放與產業集聚發展——以長江經濟帶為例[J].科技進步與對策，2018，35（15）：39-46.

[37]邵帥，李欣，曹建華，等.中國霧霾污染治理的經濟政策選擇——基于空間溢出效應的視角[J].經濟研究，2016，51（9）：73-88.

[38]趙立祥，趙蓉，張雪薇.碳交易政策對我國大氣污染的協同減排有效性研究[J].產經評論，2020，11（3）：148-160.

[39]石玉堂，王曉丹.數字普惠金融能否推進共同富裕？——基于地級市面板數據的經驗研究[J].企業經濟，2023，42（8）：48-59.

[40]曲玥.人力資本有效提升與制造業創新發展：內在機制與中國實踐[J].人民論壇·學術前沿，2023（17）：76-89.

[41]郭炳南，王宇，張浩.數字經濟發展水平的區域差異、分布動態及收斂性——基于中國十大城市群的實證研究[J].金融與經濟，2022（01）：35-44.

[42]樊文翔.數字普惠金融提高了農戶信貸獲得嗎？[J].華中農業大學學報（社會科學版），2021（01）：109-119，179.

[43]溫忠麟，葉寶娟.中介效應分析：方法和模型發展[J].心理科學進展，2014，22（05）：731-745.

責任編輯：管仲

The Impact of Digital Financial Inclusion on Common Prosperity in the Yangtze River Economic Belt—An Empirical Test based on the Mediating Effect of Entrepreneurial Activity

1Cheng Jing? 1Hao Wenli? 2Du Zhen? 3Zeng Xiaoyan

（1School of Humanities and Social Sciences， Jiangsu University of Science and Technology， Zhenjiang 212100， Jiangsu， China;

2School of Economics and Management， East China University of Technology， Nanchang 330000， Jiangxi， China;

3School of Economics， Wuhan Polytechnic University， Wuhan 430048， Hubei， China）

Abstract： For a deeper understanding of the impact and mechanism of digital financial inclusion on common prosperity， this article constructs the Yangtze River Economic Belt Urban Common Prosperity Index and uses the panel data from 110 cities from 2011 to 2020 to study the impact of digital financial inclusion on common prosperity to analyze its impact mechanism. The empirical results are as follows.The empirical results indicate that：（1）Digital inclusive finance can effectively promote common prosperity， and this conclusion still holds after considering robustness and endogeneity.（2）Digital inclusive finance enhances the level of common prosperity by increasing entrepreneurial activity. （3）The non-linear impact of digital inclusive finance on common prosperity is moderated by entrepreneurial activity.（4）The coverage， depth of use， and degree of digitization of digital inclusive finance can all enhance the level of common prosperity. Among them， the degree of digitization has the most significant promoting effect on common prosperity.（5）The promotion effect of digital inclusive finance on common prosperity is more significant in the lower reaches of the Yangtze River Economic Belt. In summary， the government? should further increase the coverage， depth of use， and degree of digitization of digital inclusive finance， and consolidate its development. Encourage mass entrepreneurship， improve the business environment required for entrepreneurial activities， and play a positive role in entrepreneurial activity. Make differentiated digital inclusive finance development strategies， implement policies according to local conditions to promote the level of common prosperity.

Key words： digital financial inclusion; common prosperity; economic growth; mechanism test

[基金項目]教育部人文社科規劃項目（項目編號：22YJA790010）；國家社科一般項目（項目編號：23BJY182）；江西省社會科學基金項目（項目編號：22YJ19）。

[作者簡介]程靜（1979-），女，湖北應城人，博士，教授，碩士生導師，研究方向：農村金融與農村貧困；郝雯利（1998-），女，江蘇徐州人，碩士研究生，研究方向：農村金融與農村貧困；通訊作者：杜震（1976-），男，江蘇揚州人，博士，副教授，研究方向：農業技術經濟；曾小艷（1984-），女，湖北京山人，博士，副教授，研究方向：農村金融與保險。