孟維福，楊兆廷

（1.河北經(jīng)貿大學 金融學院，河北 石家莊 050051；2.河北金融學院，河北 保定 071051）

一、引言

金融是國家重要的核心競爭力，黨的十九大報告明確指出，深化金融體制改革，增強金融服務實體經(jīng)濟能力，其核心要義是以金融服務供給側結構性改革為主線，推動經(jīng)濟發(fā)展質量變革、效率變革、動力變革，實現(xiàn)我國經(jīng)濟高質量發(fā)展。其中，普惠金融具有專注實體、深耕小微、精準供給、穩(wěn)健運行的特點，為企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展注入“源頭活水”，為我國經(jīng)濟高質量發(fā)展提供強大支撐。截至2020 年底，我國普惠金融改革試驗區(qū)已擴至五省七地，銀行類金融機構是核心，互聯(lián)網(wǎng)企業(yè)是支撐，非銀行金融機構是補充，逐步形成了多層次體系全方位發(fā)展格局。大力發(fā)展普惠金融有利于推動經(jīng)濟發(fā)展方式轉型升級，能夠引導更多資源配置到經(jīng)濟社會發(fā)展的重點領域和薄弱環(huán)節(jié)，是增強服務實體經(jīng)濟能力的重要體現(xiàn)。與此同時，創(chuàng)新發(fā)展是我國經(jīng)濟高質量發(fā)展的第一動力，習近平總書記特別強調，實現(xiàn)高質量發(fā)展必須依靠創(chuàng)新驅動的內涵式增長，大力提升自主創(chuàng)新能力。近五年來我國創(chuàng)新指數(shù)排名不斷上升，很多關鍵科技領域已經(jīng)顯現(xiàn)領跑態(tài)勢。經(jīng)濟高質量發(fā)展離不開企業(yè)創(chuàng)新，但是企業(yè)作為創(chuàng)新主體，還沒有形成創(chuàng)新優(yōu)勢。因此，在此背景下，如何有效釋放普惠金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的助推力量，探究普惠金融、自主創(chuàng)新對經(jīng)濟高質量發(fā)展的作用，已成為我國政府和學術界研討的核心議題。

那么，普惠金融是否能夠推動我國經(jīng)濟高質量發(fā)展？如果該效應得到證實，自主創(chuàng)新是否是其背后的作用機制？普惠金融對我國經(jīng)濟高質量發(fā)展的作用在空間分布上差異如何？是否存在空間溢出效應的特征？對于這些問題，還需要進行深入探討。盡管相關的研究較多，但探討普惠金融與經(jīng)濟高質量發(fā)展的空間溢出效應和將普惠金融、自主創(chuàng)新與經(jīng)濟高質量發(fā)展納入同一框架探討它們之間的關系及其作用機制的相關文獻較為缺乏。目前，僅有較少文獻實證分析認為普惠金融促進了經(jīng)濟高質量發(fā)展，并且能夠通過優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構促進經(jīng)濟高質量發(fā)展。因此，要回答以上問題，需要梳理相關理論和進行實證研究。

本文選取自主創(chuàng)新視角對普惠金融與經(jīng)濟高質量發(fā)展的關系展開研究，基于自主創(chuàng)新的中介效應探究普惠金融如何推動經(jīng)濟高質量發(fā)展，并探討兩者之間的空間溢出效應。具體來講，本文結合普惠金融的具體特性，以自主創(chuàng)新的視角構建理論分析框架，并選取2006—2018 年各省份數(shù)據(jù)，運用中介效應模型和空間計量模型分別實證檢驗普惠金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響。

本文可能的邊際貢獻在于：（1）探討了普惠金融主要通過自主創(chuàng)新這一中介變量對經(jīng)濟高質量發(fā)展產(chǎn)生影響，實證檢驗了自主創(chuàng)新對于普惠金融影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的作用，與經(jīng)濟高質量發(fā)展既強調經(jīng)濟增長的效率、協(xié)調性，又強調創(chuàng)新的推動作用這一理論相呼應，深化了已有研究。（2）借鑒已有文獻，本文探究普惠金融與經(jīng)濟高質量發(fā)展的時空演化特征，實證檢驗了普惠金融和經(jīng)濟高質量發(fā)展之間的空間溢出效應，使結論更具有現(xiàn)實意義。此外，本文通過替換變量、剔除特殊樣本和縮尾處理等進行穩(wěn)健性檢驗，采取普惠金融滯后一期的內生性檢驗后結論仍然成立。

二、理論分析與研究假設

（一）普惠金融影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的作用機制

高質量發(fā)展的核心內涵是創(chuàng)新、協(xié)調、綠色、開放與共享，是對社會經(jīng)濟各方面的總要求。普惠金融是為中小企業(yè)、低收入等弱勢群體提供有效、便捷的金融服務。在此背景下，大力發(fā)展普惠金融是貫徹高質量發(fā)展的重要舉措。如何通過發(fā)展普惠金融實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展成為經(jīng)濟領域的一個重要課題。現(xiàn)有文獻普遍認為普惠金融對于經(jīng)濟發(fā)展有明顯的促進作用，并且普惠金融發(fā)展水平越高這種促進作用越顯著。眾多學者將普惠金融與減貧相結合，發(fā)現(xiàn)普惠金融在縮小貧富差距的過程中起著重要作用。一些學者從環(huán)境經(jīng)濟學的角度提出普惠金融能夠促進綠色經(jīng)濟發(fā)展的理念。具體而言，普惠金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響主要體現(xiàn)在：一是普惠金融通過提升金融產(chǎn)品和服務可得性，增加收入和改善收入分配進而縮小城鄉(xiāng)收入差距；二是普惠金融通過資本要素有效配置實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級；三是普惠金融可以為中小企業(yè)提供精準的信貸支持，促進企業(yè)創(chuàng)新；四是普惠金融發(fā)展支持以創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)，為創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)群體提供信貸支持，實現(xiàn)高質量就業(yè)創(chuàng)業(yè)。因此，不難看出，一方面，普惠金融能夠直接有效緩解中小企業(yè)存在的融資約束，通過擴大金融產(chǎn)品和服務的覆蓋度，進一步滿足偏遠地區(qū)中小微企業(yè)的資金需求，不斷激發(fā)市場活力，促進經(jīng)濟增長；另一方面，普惠金融通過優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構、促進就業(yè)創(chuàng)業(yè)等渠道影響實體經(jīng)濟高質量發(fā)展。

普惠金融不僅能夠促進經(jīng)濟高質量發(fā)展，同時也能提升自主創(chuàng)新能力。Schumpeter（1928）論證了金融支持對于技術創(chuàng)新的積極作用，并且特別強調了金融中介機構在企業(yè)自主創(chuàng)新中所起到的關鍵作用。Bencivenga 等（1993）認為融資成本是自主創(chuàng)新成本的一部分，普惠金融的發(fā)展能夠通過提高金融市場效率來減少企業(yè)的融資成本，從而提升企業(yè)自主創(chuàng)新意愿。Patel 等（1992）認為，普惠金融作為一個涵蓋多元化多區(qū)域的經(jīng)濟政策能夠完善金融市場，為多元投資奠定基礎，促進企業(yè)選擇更貼近生產(chǎn)環(huán)節(jié)、更專業(yè)化的技術，從而提高自主創(chuàng)新能力。

與此同時，自主創(chuàng)新能力的提高也有助于促進經(jīng)濟高質量發(fā)展。Kuznets（1966）強調了技術創(chuàng)新在經(jīng)濟高質量發(fā)展中的關鍵地位。Romer（1990）利用內生經(jīng)濟增長理論，論證了技術創(chuàng)新作用于長期宏觀的經(jīng)濟規(guī)模增長。劉思明等（2019）證實了國家創(chuàng)新驅動力對經(jīng)濟高質量發(fā)展有著積極的效應，并且這種積極效應在發(fā)達國家更為突出。白雪飛等（2019）認為在影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的諸多因素中，自主創(chuàng)新是最主要的驅動力。和軍等（2021）認為科技創(chuàng)新對經(jīng)濟高質量發(fā)展具有有效的推動作用，但存在區(qū)域差異性。

基于以上分析，本文提出假設1。

H1：普惠金融發(fā)展能夠推動經(jīng)濟高質量發(fā)展和提升自主創(chuàng)新能力，并且普惠金融可以通過自主創(chuàng)新的中介效應促進經(jīng)濟高質量發(fā)展。

（二）普惠金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的空間溢出性效應

基于地理學第一定律可知，相鄰較近的事物聯(lián)系更加緊密，各區(qū)域之間的生產(chǎn)要素可以自由流動，并且這種流動速度隨著距離的增加逐漸降低。因此相鄰區(qū)域之間的經(jīng)濟活動會較為相似，金融也具有明顯的空間集聚性。Kindleberger（1974）認為金融發(fā)展不僅能夠便利中心地區(qū)的資金流動和結算，而且影響了不同區(qū)域之間的資金流動，提高了區(qū)域資源配置效率。許桂紅等（2015）研究發(fā)現(xiàn)各省份的普惠金融發(fā)展具有空間相關性。沈麗等（2019）研究發(fā)現(xiàn)，中國普惠金融整體水平較低，區(qū)域發(fā)展不均衡，普惠金融發(fā)展存在明顯的空間相關性。與此同時，一些學者研究發(fā)現(xiàn)，普惠金融對減緩貧困具有空間溢出效應，鄰近地區(qū)的普惠金融發(fā)展水平不僅具有顯著的空間溢出效應，也能夠通過溢出效應降低鄰近地區(qū)的貧困率。Bernard 等（1996）發(fā)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展存在明顯的空間溢出效應。李紅等（2014）分析并檢驗了金融集聚與區(qū)域經(jīng)濟增長的關系，認為金融發(fā)展不僅能促進城市經(jīng)濟增長，而且在鄰近城市還存在溢出效應。據(jù)此提出假設2。

H2：普惠金融可以通過空間溢出效應促進鄰近地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展。

三、研究設計

（一）變量選取和數(shù)據(jù)說明

本文數(shù)據(jù)主要來源于2006—2018 年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國高科技產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》、EPS 數(shù)據(jù)庫以及各省份統(tǒng)計年鑒，由于西藏自治區(qū)部分統(tǒng)計數(shù)據(jù)缺失，結合數(shù)據(jù)的可得性，故本文采用中國除西藏外的30 個省份數(shù)據(jù)展開研究分析。

1.被解釋變量

被解釋變量為經(jīng)濟高質量發(fā)展（tfp）。目前，經(jīng)濟高質量發(fā)展得到越來越多學者的重視，但是對其內涵以及測度方法并沒有形成統(tǒng)一的共識，已有文獻認為提高經(jīng)濟發(fā)展質量重點在于提高經(jīng)濟效率。相關文獻使用勞動生產(chǎn)率或全要素生產(chǎn)率衡量經(jīng)濟發(fā)展質量。本文采用全要素生產(chǎn)率，這是因為在生產(chǎn)過程中的勞動與資本兩大主要要素投入能夠更全面地衡量一國的經(jīng)濟效率。參考趙彥云等（2011）的方法，采用索洛余值法測算的全要素生產(chǎn)率（tfp）來衡量經(jīng)濟高質量發(fā)展水平。采用C-D模型生產(chǎn)函數(shù)測算全要素生產(chǎn)率，假設規(guī)模報酬不變，可表示為：

2.核心解釋變量

核心解釋變量為普惠金融發(fā)展指數(shù)（rfii）。普惠金融發(fā)展指數(shù)是用來衡量各省份普惠金融發(fā)展水平的指標（IFI，Inclusive Financial Index）。在Sarma（2012）、黃秋萍等（2017）、王修華等（2016）的研究基礎上，結合中國具體實際情況和數(shù)據(jù)可得性等，本文使用變異系數(shù)賦權法來確定各維度權重，計算普惠金融發(fā)展指數(shù)。該指標采用任碧云等（2020）測算的普惠金融發(fā)展指數(shù)，當指數(shù)分別取0 和1 時，普惠金融發(fā)展水平分別為最低和最高。

3.中介變量

中介變量為自主創(chuàng)新（ino）。自主創(chuàng)新是指自身的技術積累形成核心技術并在此基礎上實現(xiàn)產(chǎn)品升級。本文采用科技經(jīng)費投入與R&D 經(jīng)費投入之和與GDP 的比值進行衡量。

4.控制變量

為了更加全面地分析普惠金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響，還需要對可能對經(jīng)濟高質量發(fā)展產(chǎn)生影響的其他變量進行控制，具體如下：（1）市場化程度（market），采用樊綱的《中國分省份市場化指數(shù)（2016）》得到地區(qū)市場化指數(shù)；（2）信息化程度（infor），信息化程度是影響產(chǎn)業(yè)結構升級和全要素生產(chǎn)率的重要因素，本文參考劉思明等（2019）的做法，采用千人擁有計算機數(shù)量和千人寬帶用戶數(shù)量來綜合體現(xiàn)；（3）投資增速（invest），采用相鄰年份固定資產(chǎn)投資額的差值與上一年投資額的比值來衡量；（4）經(jīng)濟發(fā)展水平（lnpgdp），采用人均GDP的對數(shù)來衡量；（5）城市化發(fā)展水平（urban），本文用人口密度的對數(shù)來衡量。

5.變量描述性統(tǒng)計

變量的描述性統(tǒng)計結果見表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

（二）計量模型設定

1.普惠金融影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的中介效應模型設定

普惠金融影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的基準回歸模型為：

其中，普惠金融、經(jīng)濟高質量發(fā)展分別用rfii、tfp表示，下標i 表示省份，下標t 表示年份，β 為待估計系數(shù)，x為控制變量，ε為隨機擾動項，μ為個體固定效應。若參數(shù)β顯著為正，表明普惠金融水平越高，經(jīng)濟發(fā)展質量越好，此時說明普惠金融能推動經(jīng)濟高質量發(fā)展。

（2）式反映了普惠金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的直接影響，下面引入變量自主創(chuàng)新作為它們之間的傳導機制，在此基礎上參考溫忠麟等（2004）提出的中介效應檢驗模型，構建中介效應模型。

普惠金融發(fā)展影響自主創(chuàng)新的估計模型為：

普惠金融和自主創(chuàng)新兩者共同影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的估計模型為：

其中，普惠金融、自主創(chuàng)新以及經(jīng)濟高質量發(fā)展分別用rfii、ino、tfp表示，下標i 表示省份，下標t 表示年份，β 為待估計系數(shù)，x為控制變量，ε為隨機擾動項，μ為個體固定效應。

中介效應模型的檢驗程序是：首先，檢驗系數(shù)β，若β顯著則繼續(xù)檢驗，否則中止中介效應分析。然后，在此基礎上檢驗普惠金融對自主創(chuàng)新影響的估計系數(shù)β以及自主創(chuàng)新對經(jīng)濟高質量發(fā)展影響的估計系數(shù)β是否顯著，若二者均顯著，說明存在以自主創(chuàng)新為中介變量的中介效應，此時需要進一步檢驗β的顯著性。若β顯著則存在顯著中介效應，即自主創(chuàng)新在創(chuàng)新驅動經(jīng)濟高質量發(fā)展過程中起到部分中介效應；若β不顯著，則存在完全中介效應，即自主創(chuàng)新在普惠金融驅動經(jīng)濟高質量發(fā)展過程中起到完全中介效應。

2.空間溢出模型設定

為進一步探究普惠金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的空間溢出效應，本文引入空間模型。假設變量之間的空間自相關關系通過包含被解釋變量的空間滯后項和解釋變量的空間滯后項共同反映，則可以使用空間杜賓模型（SDM）來估計?？臻g杜賓模型為：

此外，為了檢驗空間模型的穩(wěn)健性，本文還使用空間自回歸模型（SAR）來估計，即假設變量之間的空間自相關關系通過被解釋變量的空間滯后項來反映?？臻g自相關回歸模型為：

其中，tfp為被解釋變量經(jīng)濟高質量發(fā)展；X為解釋變量的集合，包括核心解釋變量和控制變量；ρWtfp為被解釋變量經(jīng)濟高質量發(fā)展的空間滯后項；ρ 為空間自回歸系數(shù)，表示鄰近地區(qū)Wrfii對被解釋變量經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響；θWX為所有解釋變量的空間滯后項，同理，θ 表示鄰近地區(qū)WX對被解釋變量經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響；β為所有解釋變量的待估系數(shù)；ε是隨機誤差項，服從（0，σ）標準正態(tài)分布；W 為二進制鄰接空間權重矩陣，當兩省相鄰時W的值取為1，否則為0，由此30 個省份的相鄰關系構成了30×30 階的對稱矩陣。由于空間杜賓模型不存在內生性，因此OLS 估計是有效的，但W 和WX可能存在多重共線性可能。

四、實證結果與分析

（一）普惠金融影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的中介效應回歸結果

本文通過F 檢驗和Hausman 檢驗選擇面板雙向固定效應模型進行基準回歸分析。表2 中的列（1）~列（2）匯報了普惠金融發(fā)展影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的基準回歸結果，這也是中介效應檢驗的第一步?？梢钥闯?，無論是否加入控制變量，普惠金融發(fā)展影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的估計系數(shù)均在1%水平顯著為正，表明普惠金融發(fā)展能夠提升經(jīng)濟高質量發(fā)展。這是因為經(jīng)濟健康發(fā)展離不開金融的有力支撐，普惠金融以可負擔的成本為小微企業(yè)、三農和偏遠地區(qū)提供有效金融服務，通過創(chuàng)新普惠金融產(chǎn)品和服務，提高金融服務的覆蓋率、可得性和便利性，引導更多金融資源配置到經(jīng)濟社會發(fā)展的薄弱環(huán)節(jié)，有利于推動經(jīng)濟發(fā)展方式轉型升級，推動經(jīng)濟高質量發(fā)展。在各控制變量中，信息化水平在1%水平下顯著為正，表明信息化水平能夠促進經(jīng)濟高質量發(fā)展。這是因為以數(shù)字化、網(wǎng)絡化和智能化為發(fā)展方向的信息化能夠提高經(jīng)濟發(fā)展效率，降低成本。各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展通過了10%水平的顯著性檢驗，表明經(jīng)濟總量增長的同時，經(jīng)濟發(fā)展的質量也有顯著提升。城市化發(fā)展水平的估計系數(shù)顯著為負，表明城市規(guī)模擴張不利于提升本地區(qū)經(jīng)濟增長質量，這與曾藝等（2019）、趙濤等（2020）的結論相一致。市場化發(fā)展程度則與經(jīng)濟高質量發(fā)展之間不具有顯著的正相關性，表明我國大部分地區(qū)仍需要不斷優(yōu)化營商環(huán)境。投資增速的估計系數(shù)也不顯著，表明固定資產(chǎn)投資增速的提高對促進經(jīng)濟質量的提升效果并不顯著。

表2 中列（3）~列（4）為普惠金融影響自主創(chuàng)新的回歸結果，這是中介效應檢驗的第二步。結果顯示，無論是否加入控制變量，普惠金融的估計系數(shù)均在1%水平上顯著為正，表明普惠金融能夠促進自主創(chuàng)新發(fā)展。這主要是因為：一是普惠金融的發(fā)展能夠降低金融服務成本和門檻，擴大了金融服務范圍和觸達能力，從而使企業(yè)獲得有效便捷的金融服務；二是普惠金融的發(fā)展能夠降低金融服務供給方與企業(yè)之間的信息不對稱性，并且審批流程較快，較大程度上提升了企業(yè)的融資效率。這都能夠激發(fā)企業(yè)的自主創(chuàng)新能力，促進企業(yè)進行創(chuàng)新活動。

表2 中列（5）~列（6）為普惠金融和自主創(chuàng)新同時影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的回歸結果，這是中介效應檢驗的第三步。結果顯示，無論是否加入控制變量，普惠金融與自主創(chuàng)新的估計系數(shù)均在1%水平下顯著為正，表明存在以自主創(chuàng)新為中介變量的中介效應，即普惠金融能夠通過自主創(chuàng)新促進經(jīng)濟高質量發(fā)展。

綜上所述，普惠金融不僅直接推動了經(jīng)濟的高質量發(fā)展，也促進了自主創(chuàng)新水平。中介效應模型顯示普惠金融通過自主創(chuàng)新能夠推動經(jīng)濟高質量發(fā)展。因此，假設1 成立。

表2 普惠金融、自主創(chuàng)新與經(jīng)濟高質量發(fā)展的中介效應回歸結果

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.替換變量的穩(wěn)健性檢驗

將被解釋變量經(jīng)濟高質量發(fā)展替換成資本產(chǎn)出彈性分別為0.3 和0.5 計算得出的經(jīng)濟高質量發(fā)展進行穩(wěn)健性檢驗，重新進行回歸，結果如表3 所示，其中列（1）~列（2）與列（3）~列（4）分別顯示了資本產(chǎn)出彈性為0.3 和0.5 的回歸結果。結果顯示，無論是否加入控制變量，普惠金融均能夠促進經(jīng)濟高質量發(fā)展，通過了穩(wěn)健性檢驗。此外，表3 中的控制變量結論與表2 基準回歸結果基本一致。

2.剔除特殊樣本的穩(wěn)健性檢驗

將普惠金融發(fā)展水平較高的北京、天津、浙江和上海4 個省份從樣本中剔除后，重新進行回歸，同時還考察了普惠金融影響資本產(chǎn)出彈性分別為0.3 和0.5 的經(jīng)濟高質量發(fā)展的情況，回歸結果如表4 所示。其中列（1）~列（2）顯示了一般回歸結果，列（3）~列（4）與列（5）~列（6）分別顯示了資本產(chǎn)出彈性為0.3 和0.5 的回歸結果。結果顯示，無論是否加入控制變量，普惠金融估計系數(shù)均在1%水平上顯著為正，即普惠金融對促進經(jīng)濟高質量發(fā)展有著顯著的效果，通過了穩(wěn)健性檢驗。此外，表4 中的控制變量結論與表2 基準回歸結果基本一致。

表3 替換被解釋變量的穩(wěn)健性檢驗結果

3.進行縮尾處理的穩(wěn)健性檢驗

為了控制離群值對估計結果的影響，本文對包括資本產(chǎn)出彈性分別為0.3 和0.5 計算的經(jīng)濟高質量發(fā)展在內的所有變量進行了“縮尾處理”，分別替換為1%分位數(shù)或99%分位數(shù)，然后重新進行回歸，回歸結果如表5 所示。表5 中，列（1）~列（2）顯示了一般回歸結果，列（3）~列（4）與列（5）~列（6）分別顯示了資本產(chǎn)出彈性為0.3 和0.5 的回歸結果。結果顯示，無論是否加入控制變量，普惠金融的估計系數(shù)均在1%水平顯著為正，即普惠金融能夠促進經(jīng)濟高質量發(fā)展，通過了穩(wěn)健性檢驗。此外，表5 中的控制變量結論與表2 基準回歸結果基本一致。

表4 改變估計樣本的穩(wěn)健性檢驗結果

表5 縮尾處理后的穩(wěn)健性檢驗結果

（三）內生性討論

解釋變量的內生性問題是需要討論的問題，造成內生性的原因有：一是互為反向因果造成，二是變量的測量誤差和重要變量的遺漏會造成估計結果存在內生性偏誤。此處普惠金融與經(jīng)濟高質量發(fā)展之間可能存在逆向因果關系，即經(jīng)濟高質量發(fā)展本身可能會推動本地區(qū)的普惠金融發(fā)展，而不僅僅是普惠金融提升了經(jīng)濟高質量發(fā)展。為確保結果的穩(wěn)健性，較好地緩解和避免計量識別中可能產(chǎn)生的內生性問題，本文嘗試采取對核心解釋變量普惠金融滯后一期進行糾正，即評估前一期的普惠金融如何影響當期經(jīng)濟高質量發(fā)展，同時也探討了前一期的普惠金融對資本產(chǎn)出彈性分別為0.3 和0.5 的經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響，這樣在一定程度上可以減弱反向因果問題，結果如表6 所示。表6 中，列（1）~列（2）顯示了一般回歸結果，列（3）~列（4）與列（5）~列（6）則分別顯示了資本產(chǎn)出彈性為0.3 和0.5 的回歸結果。結果顯示，無論是否加入控制變量，滯后一期的普惠金融均能促進經(jīng)濟高質量發(fā)展，與前面的基準模型估計結果基本一致。

表6 解釋變量滯后一期的內生性分析

（四）異質性檢驗

考慮到資源稟賦和發(fā)展階段不同，無論是普惠金融發(fā)展水平還是經(jīng)濟高質量發(fā)展水平，在區(qū)域分布上都存在著明顯的異質性特點。本文將樣本重新分為東部和中西部進行回歸檢驗，同時參考周民良（2000）和歐向軍等（2006）關于南北地區(qū)劃分的做法，以全國地理中位線的北緯35°線為界，以北為北部區(qū)域，其余?。▍^(qū)、市）劃為南部區(qū)域，將樣本分為北部地區(qū)和南部地區(qū)進行回歸分析。

表7 為東、中西部地區(qū)普惠金融發(fā)展影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的異質性結果，列（1）~列（3）為東部地區(qū)回歸結果，列（4）~列（6）為中西部地區(qū)回歸結果。其中，列（1）和列（4）顯示了一般回歸結果，列（2）與列（5）、列（3）與列（6）分別顯示了資本產(chǎn)出彈性為0.3 和0.5 的回歸結果。結果顯示，普惠金融在東部地區(qū)和中西部地區(qū)對促進經(jīng)濟高質量發(fā)展均有著顯著的效果。

表7 東部、中西部地區(qū)普惠金融影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的異質性分析

表8 為北方地區(qū)、南方地區(qū)普惠金融發(fā)展影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的異質性結果，列（1）~列（3）為北方地區(qū)回歸結果，列（4）~列（6）為南方地區(qū)回歸結果。其中，列（1）和列（4）顯示了一般回歸結果，列（2）與列（5）、列（3）與列（6）分別顯示了資本產(chǎn)出彈性為0.3 和0.5 的回歸結果。結果顯示，普惠金融在北方地區(qū)和南方地區(qū)對促進經(jīng)濟高質量發(fā)展均有著顯著的效果。

由表7、表8 整體來看，與中西部地區(qū)相比，東部地區(qū)普惠金融發(fā)展對經(jīng)濟高質量發(fā)展的積極效應更強；與北方地區(qū)相比，南方地區(qū)普惠金融發(fā)展對經(jīng)濟高質量發(fā)展的積極效應更強。這一結果可能的原因在于，我國東部地區(qū)和南部地區(qū)，普惠金融發(fā)展速度較快較高，使得普惠金融的紅利釋放更加充分。此外，表7、表8 中控制變量的結論與表2 基準回歸結果基本一致。

表8 北方、南方地區(qū)普惠金融影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的異質性分析

（五）空間溢出效應

1.空間自相關檢驗

本文使用空間自回歸模型考察普惠金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響。在進行空間計量分析之前，需要檢驗研究對象是否存在空間自相關性，若存在空間相關性，則需要進一步構建空間權重矩陣。本文參考高遠東等（2013）的做法，構建基于區(qū)域是否相鄰的鄰接空間權重矩陣W。

本文采用全局Moran’I指數(shù)檢驗了鄰接權重矩陣下的普惠金融與經(jīng)濟高質量發(fā)展的空間分布是否具有空間相關性，其計算公式為：

2.空間計量模型的回歸結果

在進行空間計量回歸之前，按照Elhorst（2014）的檢驗思路，本文分別進行了LM 檢驗、SDM 模型固定效應、Husman 檢驗等，經(jīng)檢驗發(fā)現(xiàn)，SDM 模型可以簡化為SAR，確定采用固定效應的SAR 模型，為了進行對比，還列出了固定效應的SDM 的估計結果。表10~表11 分別匯報了以鄰接矩陣為空間權重矩陣的普惠金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的SDM 和SAR 的空間回歸模型結果。

表10 與表11 的列（1）中，空間自回歸系數(shù)的估計值分別為0.1387、0.2700，且均顯著為正，這表明本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質量與周邊地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展質量存在顯著的空間集聚效應。從核心解釋變量的回歸系數(shù)來看，表10 與表11 的列（1）中，普惠金融的估計系數(shù)均在1%水平上顯著為正。同時，從表10列（2）中可以看出，普惠金融的空間交互項系數(shù)不顯著，表明本地區(qū)的普惠金融沒有簡單地對其他地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展水平產(chǎn)生影響。但本地區(qū)的普惠金融是否對其他地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展產(chǎn)生空間溢出效應，不能用空間交互項回歸系數(shù)解釋，而是使用變量變化的偏微分解釋，即使用直接效應和間接效應（空間溢出效應）來解釋某地區(qū)自變量對本地區(qū)以及其他地區(qū)因變量產(chǎn)生的影響。其中，直接效應和間接效應分別表示解釋變量對本地區(qū)和其他地區(qū)造成的平均影響，總效應則表示解釋變量對所有地區(qū)造成的平均影響。

表9 2006—2018 年普惠金融發(fā)展和經(jīng)濟高質量發(fā)展的空間相關性

表11 列（2）~列（4）報告了普惠金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的直接效應、空間溢出效應和總效應。結果顯示，普惠金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響有著顯著的直接效應、空間溢出效應和總效應，且均在1%水平上顯著。整體而言，普惠金融均能夠促進本地和相鄰地區(qū)的經(jīng)濟高質量發(fā)展，因此，假設2 成立。與此同時也可以看出，在表10 的SDM 模型中，普惠金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的直接效應、間接效應和總效應均顯著為正，進一步說明了普惠金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展具有空間溢出效應。另外，不論是表10 還是表11，空間溢出效應均小于直接效應。

表10 普惠金融與經(jīng)濟高質量發(fā)展的空間溢出效應回歸結果（SDM 模型）

五、研究結論與政策建議

本文基于自主創(chuàng)新視角分析了普惠金融發(fā)展促進經(jīng)濟高質量發(fā)展的效應，并采用2006—2018年省級面板數(shù)據(jù)，運用中介效應模型和空間計量模型進行了實證檢驗，得出以下主要結論。一是普惠金融發(fā)展可以顯著促進我國經(jīng)濟高質量發(fā)展，并且能夠通過自主創(chuàng)新這一渠道提升我國經(jīng)濟高質量發(fā)展。二是普惠金融發(fā)展對促進經(jīng)濟高質量發(fā)展具有顯著的空間溢出效應，即普惠金融發(fā)展均能夠促進本地和相鄰地區(qū)的經(jīng)濟高質量發(fā)展，并且本地普惠金融發(fā)展對于提升鄰近地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展水平的作用要小于提升本地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展水平的作用。因此，根據(jù)本文結論，得到如下政策啟示。

表11 普惠金融與經(jīng)濟高質量發(fā)展的空間溢出效應回歸結果（SAR 模型）

第一，政府應加快構建包容性金融體系，鼓勵大中型銀行普惠金融事業(yè)部深入建設，鼓勵傳統(tǒng)金融機構繼續(xù)為小微企業(yè)、低收入群體提供便捷高效的金融服務。同時不斷引導新型農村金融機構發(fā)展，加大對其在資金、稅收等方面的政策傾斜，使其下沉經(jīng)營管理和服務重心，為農村地區(qū)提供更加專業(yè)化、差異化的金融服務，集中更多金融資源進行生產(chǎn)性投資，提升服務實體經(jīng)濟的效率，降低服務實體經(jīng)濟的成本，不斷促進中小微企業(yè)等經(jīng)濟主體的發(fā)展，進而帶動經(jīng)濟高質量發(fā)展。

第二，加快建立多層級的小微企業(yè)和農民信用檔案平臺，繼續(xù)建設好金融信用信息基礎數(shù)據(jù)庫，采用數(shù)字技術建立農村地區(qū)用戶信息信用共享機制，為金融機構發(fā)放貸款提供參考。同時，充分發(fā)揮自主創(chuàng)新對普惠金融促進經(jīng)濟高質量發(fā)展的重要中介作用。金融機構要加大對中小企業(yè)的信貸支持，提供更加優(yōu)質的金融產(chǎn)品和服務，提升金融資源對企業(yè)創(chuàng)新的配置效率，進而促進經(jīng)濟高質量發(fā)展。

第三，普惠金融發(fā)展應在不同階段實行動態(tài)化、差異化的發(fā)展策略，使其有效發(fā)揮協(xié)調區(qū)域發(fā)展不平衡的作用，促進中西部經(jīng)濟更快發(fā)展。同時，重視普惠金融促進經(jīng)濟高質量發(fā)展的空間溢出效應，加強各地區(qū)普惠金融基礎設施建設的協(xié)調力度，充分釋放普惠金融對我國經(jīng)濟高質量發(fā)展的空間貢獻能力。