数字普惠金融驱动经济高质量发展的作用机制研究

2024-07-10张文静贾晋豪

武汉理工大学学报(社会科学版) 2024年2期

张文静贾晋豪

摘要：在梳理数字普惠金融影响经济高质量发展理论的基础上，基于2011—2020年我国31个省份的面板数据，利用固定效应模型实证检验了两者的关系。结果显示，数字普惠金融对经济高质量发展存在明显的驱动作用，但对我国东、中、西部地区经济高质量发展的影响程度不同。对东部地区促进作用最为明显的是数字普惠金融的使用深度，但数字化支持程度并不显著。数字普惠金融对经济高质量发展的促进作用在中部地区最为明显。西部地区数字化支持服务程度对经济高质量发展的提振作用最为明显。同时，经济高质量发展存在空间正溢出，可以促进周边地区经济高质量发展，但数字普惠金融则会更多地影响本地经济高质量发展，并不会显著影响周边邻近区域的发展。中介效应的分析显示，数字普惠金融对城乡收入比有负向调节作用，即数字普惠金融的发展会缩小城乡居民收入比，并通过城乡居民收入比这一传导路径影响我国的经济高质量发展。

关键词：数字普惠金融；经济高质量发展；空间效应；固定效应模型

中图分类号： F830.49； F124.1 文献标识码： A DOI： 10.3963/j.issn.1671-6477.2024.02.012

一、引言

金融是经济平稳运行的血脉，是引导资源配置的有效手段。资本市场的完善，股权融资的有力发展，可以为经济的良好发展创造相对稳定的金融环境，为经济高质量发展提供保障。传统金融服务门槛高，很多弱势群体得不到相应的金融服务。普惠金融则能在政策大力引导支持的基础上，向有需求的各个企业和人群，以合理的价格提供适宜高效的金融服务。伴随现代信息技术和互联网技术的助推与传导，数字普惠金融应运而生，其对大数据、人工智能和云计算等新兴技术的应用，克服了传统普惠金融信息不对称、交易成本过高的问题，极大地降低了金融服务的门槛，提高了欠发达地区金融服务的可得性，提高了金融服务的效率。打造了可负担性、可得性和可持续发展的金融服务新模式，有助于推动我国经济高质量发展[1-2]。2022年末，我国普惠小微贷款的余额近24万亿元，平均增速达25%，已有5000多万户获得授信。截至2023年6月，中国的网民规模达10.79亿，互联网普及率为74.4％，庞大的网民规模为推动我国数字普惠金融发展提供了强有力的基础。与此同时，也有学者指出，各地区数字经济发展差异所形成的“数字鸿沟”，会进一步加剧金融排斥，进而阻碍经济高质量发展[3-5]。那么，数字普惠金融的发展能否改善我国金融领域不平衡不充分的发展现状，从而进一步推动我国经济高质量发展，这是值得关注的问题。

现有研究围绕数字普惠金融发展历程与成效、数字普惠金融对经济发展的影响机制、数字普惠金融对于减少城乡差距、贫富差异和地区差异的影响等展开。王刚贞等[1]从“双循环”的角度分析了数字普惠金融对经济高质量发展的影响机制及空间异质性。徐铭等[6]从技术创新效应、产业结构效应和收入增长效应等方面分析了数字普惠金融对经济高质量发展的影响。诸多研究证实了数字普惠金融对经济高质量发展的积极促进作用。程广斌等指出[7]数字普惠金融发展能够促进经济增长，还具有显著的规模效应。郭峰等认为[8]发展数字普惠金融能够减轻人们获得金融产品的障碍，在促进经济增长等方面发挥了重大作用。张勋等认为[9]数字普惠金融在物力和社会资金相对较少的情况下，将极大地促进我国经济的全面发展。胡淑兰等认为[10]数字普惠金融对包容性增长有明显的正向影响，数字普惠金融能有效促进我国收入分配和机会公平。王年咏等进一步指出[11]数字普惠金融总水平及其覆盖广度、使用深度和数字化程度对城市经济高质量发展有显著促进作用。程云杰等认为[12]数字普惠金融显著促进了中部地区城市经济高质量发展。贺健等指出[13]数字普惠金融对我国经济高质量发展有着正向促进作用，并在不同地区有着不同的促进效果。部分学者的研究表明[14]数字普惠金融具有降低城乡间收入差异的功效。也有学者指出[15]数字普惠金融对于减轻贫穷和实现精确脱贫有显著的推动作用。钱海章等通过实证分析发现[16]数字金融能够提升我国经济增长，在物质资源高的地区其积极作用更加明显。尽管现有研究从正面验证了数字普惠金融对经济高质量发展的积极影响，也有部分研究持质疑的态度。王倩等通过对我国2011—2019年23个省份数字普惠金融对经济均衡发展研究发现[3]，由于数字排斥的存在，数字普惠金融的发展加剧了省域经济的不均衡发展。姜松等认为[4]经济结构的不合理会导致数字普惠金融对经济高质量发展产生负面影响。马黄龙等认为[5]各城市由于资源禀赋和数字经济发展的差异，数字普惠金融产生的“数字鸿沟”问题对经济高质量发展有着显著负向作用。

已有研究从不同角度探讨了数字普惠金融对经济高质量发展的作用，为本研究提供了有价值的参考，但目前数字普惠金融对于我国经济高质量发展的影响并未有统一的结论。因此，本研究将根据经济高质量发展的要求，从创新、协调、绿色、开放和共享这几个方面构建评价指标体系，分析数字普惠金融对经济高质量发展的影响机制，探讨数字普惠金融对经济高质量发展是否存在区域异质性和城乡差异性，并分析造成区域异质性和城乡差异性的原因，在此基础上，就数字普惠金融促进经济高质量发展提出相应建议，为我国数字普惠金融发展提供参考。

二、理论分析与研究假设

实现经济高质量发展，需要贯彻执行创新、协调、绿色、开放、共享的新发展理念[17]。数字普惠金融对经济高质量发展的影响，可以通过促进我国经济创新、协调、绿色、开放、共享发展来实现。由于各地区发展水平的差异，还有我国的城乡差异，数字普惠金融对经济高质量发展的驱动作用具有区域异质性和城乡差异性。

（一）数字普惠金融对我国经济高质量发展的作用机制

数字普惠金融可以提升金融服务效率，对资源配置进行优化，数据和风控模型的广泛应用为降低贷款风险，降低信贷成本带来了帮助。通过数字技术，金融服务商可以更好地掌握客户的真实需求，个性化地对产品进行设计，针对性地进行推广。基于此，随着大数据、云计算等新型技术的下沉和使用，解决了企业的资金困难，减轻企业的融资压力，使实体经济得到很好的补充，让企业将更多的精力放到了生产过程中，从而使得技术外溢促进创新发展。因此，数字普惠金融能激发地区经济发展的创新能力。

数字金融凭借技术驱动金融发展，使金融服务、金融产品下沉至广阔的农村地区，新兴互联网金融产品为广大群众提供了更为多样的金融服务，如支付、保险、信贷等，随着互联网金融服务产品的广泛应用，金融服务的门槛较之前也大幅下降，这使得非自愿性受到金融歧视的弱势群体可以得到公正对待，自愿选择金融服务，增加了农村居民获取金融资源的机会，有助于改善农村居民收入结构，为农村居民生产能力与生产效率带来了帮助，带动农村经济发展，使得城乡收入差距缩小，缓解地区发展不平衡不协调问题。因此，数字普惠金融能助力我国经济发展的协调能力。

数字普惠金融在数字化基础上，信息分析能力大大增强，减轻了由于信息不对称所造成的融资制约问题，这使得中小企业融资制约大大得到缓解以聚集资金，合理地对资本进行分配，使得中小创新型企业加大技术创新力度，从而推动技术转型淘汰落后产能，促进节能减排。因此，数字普惠金融赋予我国经济高质量发展以绿色引领力。

数字普惠金融服务平台为有跨境贸易金融服务需求的主体提供服务，利用数字技术打破跨境支付中的信息不对等，对有效抑制跨境支付中存在的透明度低、费用较高和耗时较长等问题有积极作用。便捷了跨境贸易经营主体的支付与结算，满足了投融资需求，通过对外贸易拉动我国经济增长。因此，数字普惠金融能够对我国经济发展提供更开放的平台[18，4]。

数字普惠金融本质即通过现代化手段降低金融服务使用门槛，为群众带来便利，在互联网时代，基于生产效率和成本等因素，花费的成本和精力大为减少，人们可以用极少的代价重拾“尾部”市场，更多地关注尾部群体，让弱势群体可以融入金融体系，享受金融服务，提高可支配收入，从而促使全民共享经济发展成果。因此，数字普惠金融促使我国经济发展成果共享机制的形成。综上，本文提出以下研究假设。

假设1：数字普惠金融对我国经济高质量发展有积极推动作用。

（二）数字普惠金融对我国经济高质量发展的异质性分析

已有研究证实了数字普惠金融对我国经济高质量发展存在空间异质性，但对各地区具体影响的方向和程度存在不确定性。我国东部、中部和西部地区由于资源禀赋、产业结构、发展基础的差异，经济高质量发展水平参差不齐，但数字经济的快速发展，重组了各地区的要素资源，重塑了各地区的经济结构，探索了发展新路，更为有些地区实现弯道超车、后发赶超提供了便利。数字普惠金融对经济高质量发展的影响将伴随着时间与空间的变化而产生差异。同时，各地区数字普惠金融发展体系存在差异，数字普惠金融生态环境的改善也并非一蹴而就，数字普惠金融政策的制定与执行对经济高质量发展的影响也存在异质性。因此，在现有经济发展基础上很难判断出数字普惠金融对我国东部、中部和西部地区经济高质量发展的具体影响方向和程度。我国的城乡二元经济结构对数字普惠金融的开展与推动以及对经济高质量发展的扩展，都不可避免地产生影响。城镇化水平越低的地区，金融排斥现象越普遍，随着数字普惠金融的发展，高效的客户征信，更快的资金周转，便利的支付，能够在一定程度上降低金融排斥现象，有力提升金融资源的配置效率。综上，本文提出以下研究假设。

假设2：数字普惠金融会通过影响城乡收入比、关注更多长尾人群促进共同富裕与提升效率来影响我国经济的高质量发展。

假设3：数字普惠金融对我国东部、中部、西部地区经济高质量发展的影响方向和程度存在差异。

三、变量选取、模型构建与数据来源

（一）变量选取

1.被解释变量：经济高质量发展

本文在已有文献和相关机构既有评价指标的基础上，根据经济高质量发展的内在要求，处理好速度与效率、全局与局部的关系，并根据数据的可得性，从“创新、协调、绿色、开放、共享”五大方面设置经济高质量发展的评级指标体系，共设置13个二级指标和30个三级指标（见表1）。本文将采取熵权法来评价我国经济高质量发展现状。熵权法是一种多准则决策（MCDM）方法，该方法基于最大熵原理，从数据本身推导权重，能够处理定性和定量数据，能更客观地反映我国各地经济高质量发展现状。

2.解释变量：数字普惠金融

本文采用郭峰等[19]发布的数字普惠金融指数作为解释变量，包含覆盖广度、使用深度和数字支持服务程度。该指数从普惠的角度出发，探究其覆盖面范围；其次，从使用门槛出发，探究群众是否真正通过该方式得到了金融服务；最后，从降低成本和便利性出发，考察用户是否得到实惠。

3.控制变量

人力资本投入是影响经济发展的关键因素，为此，本文选取人力投入作为控制变量，其中人力资本投入将采用各省份就业人数取对数的形式。

地方政府对经济的干预是现代经济增长不可忽视的因素，政府支出会直接影响经济发展效果，因此考虑通过财政支出占地方生产总值的比率来衡量。

产业结构反映了经济的多样性，产业结构多元化的经济体不太容易受到特定行业的经济冲击，抵御商业周期衰退；是经济增长的内在因素，经济增长本质是一个产业结构不断升级、技术进步、科技教育投入不断扩大的一个过程；是战略目标实现与否的重要标志。本文通过“第三产业增加值与第二产业增加值比值”来考虑。

道路设施的完善可以促进贸易和投资，降低运输成本，使商品更好地进入市场，同时新增道路建设创造了就业机会。道路的增多为农村偏远地区增加了获得服务机会，改善了偏远地区对外开放情况，推动了共享进程，促进了经济高质量发展的实现，结合本文具体考察的对象，本文以地区公路里程取对数的形式来度量地区的基础建施水平。

4.中介变量：城乡人均可支配收入比

根据已有文献，数字普惠金融有可能会通过影响城乡收入比，关注更多长尾人群促进共同富裕与提升效率来影响我国的经济高质量。因此，本文利用温忠麟等的中介效应模型[20]，设定城乡收入比为中介变量。变量描述性统计见表2。

（二）模型设定

1.基准回归模型

首先从整体方面探究数字普惠金融对经济高质量发展的影响，本文从以下模型为切入点。

其中，i代表省份，t代表年份，μi表示个体效应，εit表示随机扰动项，其余各变量见表2描述性统计。从式中可看出，b1代表了影响大小，当b1>0则表示具有正向的推动作用，当b1<0则表示具有负向的抑制作用。

2.中介模型

根据温忠麟等的理论[20]，本文的中介效应模型如下：

其中coo代表城乡人均可支配收入比，其余与表2相同。

3.空间杜宾回归模型

空间杜宾回归模型用来分析数字普惠金融促进经济高质量发展的时空异质特征。空间相关性可以通过数据之间的相互依赖程度来体现，不同定义与表达会对空间相关衡量造成不同结果，为了达到对空间相依性的观察与衡量，就必须设置合适的空间矩阵。

空间权重矩阵反映了数据在空间上的关系，选取合适的空间矩阵是空间分析的先决条件。常见空间矩阵一个从地理位置出发，一个从经济距离角度切入。为客观反应我国数字普惠金融与经济高质量发展空间格局，本文以我国各个省份为依据，构建出基于地理关系的邻接状态矩阵，具体如下：

当两地相邻时取值为1，否则取值为0。

（三）数据来源

经济高质量发展评价体系的数据为2011—2020年我国31个省市的数据，主要来源于《中国环境统计年鉴》、《中国人口和就业统计年鉴》、省市统计年鉴、中国国家统计局及国家知识产权局等。对个别出现奇异值的指标进行平滑处理，如河南2020年接待入境旅游人数占总人口比重，因统计数据缺失造成异常值，将其用相邻年度替代；西藏技术市场成交额个别年份缺失，以相邻年度平均数或相邻年度替代。个别数据因其变化较大，采用直线型无量纲化阈值法进行处理，如贫困发生率，将其数学化处理。数字普惠金融指数源于北大数字普惠金融研究中心，为了减小差别，并减轻异方差问题，对这些指数采取对数化操作。各控制变量源于各省份统计年鉴、各省份国民经济和社会发展统计公报等。

四、实证结果分析

面板数据集时间序列和横截面数据为一体，在当代计量经济中成为重要的研究方向。面板数据是指随着时间的推移对相同对象进行测量的数据集，面板数据比横截面数据提供了更多的信息，减少了数据偏倚性；面板数据允许固定效应，较少了异质性；它可以进行动态研究，使得理解更加全面。混合效应、随机效应、固定效应是面板数据。通过F检验以及Hausman检验在混合效应、随机效应、固定效应三个模型中选择最合适的。表3为通过F检验和Hausman检验来选择模型的结果。

如表3所示，F的检验值通过了99%的显著性检验，强烈拒绝原假设，即固定效应优于混合效应。在F检验基础上，通过Hausman检验显示，Hausman检验值通过了99%的显著性检验，即固定效应拟合效果更优，因此选用固定效应模型。

（一）数字普惠金融对经济高质量发展的基准回归

表4显示了基准模型回归结果，模型回归的拟合度为66.71%，且模型整体通过了置信度为99%的显著性检验，拟合结果较为理想。其中数字普惠金融系数为1.9944，通过了信度为99%的显著性检验，数字普惠金融的发展促进了各地经济向高质量的发展趋势，各地应积极拥抱数字普惠金融，更好地发挥数字信息技术优势，推动数字普惠金融更好更快地融入人民生活，驱动地方经济向更高质量发展。

从控制变量看，政府干预水平结果不显著，这表明经济高质量的发展还是需要更多的市场行为。人力资本水平在1%的水平下显著，但系数为负，这表明在经济高质量发展阶段，单纯的人力资本数量的增多并不能带来经济的质变，应需进一步培养培育技能工人，增加工人水平，促进工人从量到质的转变。产业结构水平结果不显著，这可能是由于我国各地产业结构差异较大，产业处于转型阶段，对经济高质量发展的影响还不够显著。道路建设结果不显著，这可能是因为我国道路建设已基本完成，各地道路基本实现联通，因此道路里程的变化并不能显著地影响到经济高质量发展。

表5展示了数字普惠金融对“创新、协调、绿色、开放、共享”这五大发展理念的影响。由表5可知，数字普惠金融对共享方面系数最大，影响效果最好，这刚好符合了数字普惠金融本质，数字普惠金融本质即通过现代化手段降低使用门槛，为群众带来便利，让弱势群体可以融入金融体系，享受金融服务。数字普惠金融每提高1%，可相应地使共享指数提升0.86%，同时产业结构的变化会促使全民共享经济发展成果，产业结构的调整带来了更多的就业机会、推动了创新力发展，从而推动了经济发展。数字普惠

金融对协调方面的影响也较为显著，现如今农村发展也需更多地借力于金融服务，数字金融凭借技术驱动金融发展，使金融服务、金融产品下沉至广阔的农村地区，增加了农村居民获取金融资源的机会，有助于改善农村居民收入结构，同时数字普惠金融的发展为农村居民生产能力与生产效率带来了帮助，带动了农村经济发展，城乡收入差距明显缩小。

数字普惠金融对创新和绿色发展也有不同程度的提振作用，数字普惠金融可以提升金融服务效率，对资源配置进行优化，解决企业的资金困难，减轻企业的融资压力，使实体经济得到了很好的补充，使企业将更多的精力放到了生产过程中，从而使得技术外溢促进创新发展。数字普惠金融对开放方面影响不显著，这主要是因为目前我国数字普惠金融发展的重点在于国内，主要服务目标是我国偏远地区、农村地区人民，随着数字普惠金融的进一步普及，相信数字技术会进一步拉近各国距离、拉动国外旅客入境游，促进经济高质量发展。

（二）数字普惠金融对经济高质量发展的渠道分析

城乡可支配收入比的中介效应分析结果见表6。模型（1）（2）（3）分别表示数字普惠金融对经济高质量发展的影响、数字普惠金融对城乡居民收入比的影响、数字普惠金融和城乡居民收入比对经济高质量发展的影响。结果显示，模型（2）在1%的显著性水平下，数字普惠金融对城乡居民收入比的系数显著为负，表明数字普惠金融对调节城乡收入比有负向的调节作用，即数字普惠金融的发展会缩小城乡居民收入比，使城镇居民与农村居民收入差距变小。结果（3）表示，在1%的显著性水平下，数字普惠金融与城乡居民收入比的调节均有助于经济高质量发展。通过模型（1）（2）（3）说明，城乡居民收入比存在中介效应，数字普惠金融会通过城乡居民收入比这一传导路径影响我国的经济高质量发展，此外，对比加入城乡居民收入比这一中介变量前后，数字普惠金融的系数由1.9944降低至1.5177，这说明城乡居民收入比存在部分中介效应，在控制变量上，劳动力数量在99%的水平下显著影响经济高质量发展，政府干预、产业结构、路程建设对经济高质量发展的影响并不显著。

（三）数字普惠金融驱动经济高质量发展的区域异质性分析

表7反映了数字金融各个维度对我国东部地区的影响。数字普惠金融对东部地区的影响，使用深度促进作用在三个维度中最为明显，但数字化支持程度并不显著，数字化支持程度代表了金融领域数字技术的发展程度，这可能与东部地区数字技术的发展已到达一定高度，基本满足了需求有关。最为明显的是控制变量中的政府干预水平，都在1%水平下显著，这说明东部地区政府干预较为合理，能准确把握好政府和市场的职能界限，在“看不见的手”发挥充分职能下，很好地发挥了“看得见的手”的作用，找准了市场经济中的定位，与价格机制共同推动了经济转向高质量发展。接下来东部各省市应进一步加强政府对经济的引导，把握好政府与市场的关系，将经济高质量发展推到新高度。

表8反映了数字普惠金融对中部地区经济高质量发展的影响，中部地区数字普惠金融估计系数为1.7292，通过了99%的显著性检验，在三个地区中最高，对经济高质量发展的提振作用最为明显。同时，基础建设在推动经济高质量发展中起到了重要作用，尤其是在数字化支持程度方面，基础道路建设能较大程度地促进经济的高质量发展。道路里程每增加一个单位，会使得经济高质量发展增加11.42个单位，可见，中部地区的道路建设边际收益广阔，资源的快速流通和推动使得中部地区经济高质量发展更为显著，中部地区各省份应进一步加强道路建设，向基础设施建设倾斜更多的资源，进一步为各区域间人员和货物的流动提供保障，加快各地区间生产要素与人力资本流动，从而更快地推动经济高质量发展。

表9反映了数字普惠金融及其三个维度对西部地区经济高质量发展的影响。结果显示，西部地区中的数字化支持服务程度在三个维度下对经济高质量发展的提振作用最为明显，西部地区由于地处偏远，通信基础设施建设不足，科技创新能力欠缺，使得西部地区的成本与门槛较高，反而使得西部地区边际贡献更为突出，西部地区应把握机会，借助高边际效益奋起直追，加速发展。西部地区的控制变量产业结构均在5%的水平下显著，这表明产业结构调整为西部当地的经济高质量发展注入了新的兴奋剂，产业结构的优化在经济高质量发展中提供了新的助力，西部地区政府应进一步注重对产业结构的控制与调整，使之更好地服务当地经济向“质”的提高上发展。道路建设在5%的水平下显著，因此，西部各地仍应注重基础道路建设，一方面道路建设可以创造就业机会，为更多的西部人民创造工作岗位，有助于减少失业并提高生活水平；其次，良好的道路条件可以更快地促进资源流通转换，使民众更方便快捷地接入社会，参与经济发展，享受经济发展红利。

从整体来看，东中西三大地区的数字普惠金融指数均通过了99%的显著性检验，印证了全国数据结论的稳健性，数字普惠金融能积极促进经济向更高质量发展。在地区水平上，中部地区的覆盖广度和使用深度效果最强，东部最弱，而西部地区的数字化程度提升效果最明显。

从控制变量来看，政府干预程度对中西部区域的经济高质量发展没有明显作用，这可能是由于市场经济水平落后，过多地依赖政府，政府干预越多，使得市场这只“无形的手”无法发挥出其应有的作用。人力资本投入在东部、西部地区系数都为负，这表明我国应更加注重劳动力质量提高，进一步加强职业化教育，注重工人培训，以提升大量劳动力的职业水平。基础设施水平即道路建设在各地都表现出不同程度的促进作用，各省市应进一步注重基础设施建设问题，做好后勤保障，从而促进资源流动，同时基础设施的建设还能带动地方就业进一步推动经济高质量发展。

（四）数字普惠金融对经济高质量发展的空间影响分析

“十四五规划”指出要加快形成以国内大循环为主体，国内国际双循环为主体的新发展格局。以国内大循环为主体，意味着着力打通国内生产、分配、流通、消费各个环节；全国统一大市场也明确表示要打破地方和市场割裂，要加强商品要素流通，打破地域限制，使其在更大范围内流通，因此加强区域协作，形成工作合力，是新时代新发展下的需求。Anselin的研究表明[21]，空间依存性是空间数据不可忽视的存在，否则会引起实证结果的偏差。为探究数字普惠金融与经济高质量发展空间相互作用，即经济高质量发展是否存在空间相互依存性？数字普惠金融是否存在空间溢出效应，影响邻近地区发展？本文将引入空间概念分析在地理观测值之间的关联。根据Tobler“地理学第一定律”，“近距离事物的关联性大于远距离关联性”[22]。空间依赖空间相关性可以通过数据之间的相互依赖程度来体现，不同定义与表达会对空间相关衡量造成不同结果，所以为了达到对空间相依性的观察与衡量，就必须设置合适的空间矩阵。本文通过空间权重矩阵分析数字普惠金融对经济高质量发展的空间影响，计算方法详见前文第三部分。

为分析经济高质量发展的空间作用以及数字普惠金融空间溢出作用，通过空间滞后模型和空间杜宾模型分别进行了分析。Le Sage&Pace[23]将影响本地的作用定义为直接效应，将对周边地区的影响定义为间接效应，反映空间溢出效应，并且通过均值测算出效应大小，可见，通过直接效应和间接效应能更好地分析空间效果。故本文用直接效应和间接效应来观察经济高质量发展和数字普惠金融的空间表现。

表10展示了空间滞后模型分析结果，根据表10可知，rho的值为0.5294，在1%的水平下是显著为正的，效应分解结果显示，经济高质量指数的直接溢出效应为1.0045，在1%水平下显著，而间接溢出效应在1%显著水平下为0.9614，总效应在1%显著性水平为1.9689，由该结果可知，经济高质量发展存在空间正溢出，可以促进周边地区的经济高质量发展，因此，打破地域束缚，加强邻里经济合作，可以有效促进相邻地区间的经济高质量共同发展。

表11显示了数字普惠金融视角的空间杜宾模型结果，结果显示数字普惠金融间接效应并不显著，没有通过显著性检验，由于数字金融服务对象大多是当地企业和群众，空间溢出效应有限，也反映出我国不同地区数字普惠金融发展的差异性。

五、研究结论和政策建议

（一）研究结论

基于2011—2020年我国31个省、自治区和直辖市的面板数据，本文在梳理数字普惠金融影响经济高质量发展的理论基础上，利用固定效应模型对两者的关系进行了实证检验。结果显示，数字普惠金融对经济高质量发展存在明显的驱动作用。数字普惠金融通过加速资金的流通，降低资金成本，提高了社会资源的利用效率。数字普惠金融通过网络、移动设备等带来了便捷性，使得用户能够更方便地获得金融服务，不再需要走访多个金融机构，也不需要在银行排队等候，这些都大大提高了社会的效率。数字普惠对经济高质量发展的影响在区域上表现不同。从东部地区来看，使用深度促进作用在三个维度中最为明显，但数字化支持程度并不显著。中部地区数字普惠金融估计系数在三个地区中最高。西部地区中数字化支持服务程度在三个维度下，对经济高质量发展的提振作用最为明显。空间层面上，经济高质量发展存在空间正溢出，可以促进周边地区的经济高质量发展；但数字普惠金融更多的是影响到本地的经济高质量发展，并不会显著地影响周边邻近区域的发展。中介效应的分析显示数字普惠金融对调节城乡收入比有负向的调节作用，即数字普惠金融的发展会缩小城乡居民收入比，并通过城乡居民收入比这一传导路径影响我国的经济高质量发展。

（二）政策建议

基于以上分析，为了更好地发挥数字普惠金融对我国经济高质量发展的促进作用，本文提出以下政策建议：一是加大政策支持力度。为解决区域差异问题，内陆省份应继续加大政策支持力度，进一步提升数字金融能力、吸引更多的机构来进行服务，政府可以为数字金融企业提供税收优惠以吸引对该行业的投资，地方政府还可以通过提供资金支持，帮助数字金融企业在发展过程中解决资金困难的问题。二是加快数字金融的体系建设。在分析中我们得出，使用深度的促进作用最为明显，与此同时，数字金融的驱动力经过时间的推移也出现了变化，使用深度成为如今更为重要的驱动力，各地区数字设施已基本覆盖完成，应更加注重纵向拓展，即人们的使用频次与依赖程度。三是促进数字金融思想转变。促进数字金融扫盲和教育，提高民众数字金融素养。提高民众对数字金融的了解和信任，地方政府应积极普及数字金融的基础知识，打消民众对数字金融的疑虑，帮助个人参与正规金融系统，开展公众意识运动，以提高对常见金融骗局和风险的认识，避免受到欺诈及过度负债等金融陷阱，通过提供技术支持，培训数字金融人才，提高数字金融技术水平。四是加强地域间合作。根据空间计量结果，经济高质量存在正的空间外部性，因此各省市之间可以建立跨境合作伙伴关系、促进协作，建立经济合作圈，通过联合营销和品牌推广提高地域知名度，吸引游客、企业和投资。五是健全监管体系，完善相关法律法规。虽然数字普惠金融在改善金融包容性、降低金融成本等方面发挥出了巨大的推动作用，但由于其可访问性高、速度快、门槛低的特点，导致会引起一些新型金融风险，例如网络安全风险、信息安全、运营风险、过度负债风险等，再加之数字普惠金融发展时间短，但发展速度极快，相关的监管还有待完善，因此政府需要通过合理的监管政策，为数字金融服务提供商制定清晰透明的监管指南和监管框架，确保数字金融在发展的同时也能够维护金融稳定、信息安全和消费者权益，保障数字金融的安全性和透明度。

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