王剛貞 陳夢潔

(1.安徽財經大學，安徽 蚌埠 233030;2.中南財經政法大學，湖北 武漢 430073)

一、引言

經濟高質量發(fā)展是以滿足人民群眾的美好生活需要為目標，在可持續(xù)發(fā)展的基礎上促進發(fā)展成果社會共享(金碚,2018)。經濟高質量發(fā)展離不開金融的有效支持，但現(xiàn)實金融供給的“倒金字塔”結構與中國經濟社會的“金字塔”結構錯位匹配，對中國經濟高質量發(fā)展形成明顯掣肘。近年來，數字普惠金融的蓬勃發(fā)展，為解決當下金融供給與經濟發(fā)展不對稱的結構性矛盾提供了技術支撐和創(chuàng)新機遇(王洋 等，2021)。數字普惠金融依托數字技術，使原本金融服務不足的長尾群體都能長期享有可負擔的金融服務(1)《數字普惠金融發(fā)展白皮書(2019年)》，http://www.caict.ac.cn/kxyj/qwfb/bps/201911/t20191107_269097.htm。，其突破傳統(tǒng)金融“實體網點+人工服務”的發(fā)展模式，可以助力提升金融服務的觸達范圍，降低供給成本并增加利潤空間，是解決金融與經濟錯位匹配的可行之道。數字普惠金融能夠打造集可負擔、可獲得與可持續(xù)發(fā)展于一體的金融服務新模式，這也和經濟高質量發(fā)展公平、高效、可持續(xù)的題中要義不謀而合(黃益平 等，2018；張軍擴 等，2019；滕磊 等，2020；馬黃龍 等,2021)。

已有關于數字普惠金融的研究主要圍繞數字普惠金融發(fā)展對經濟增長、相對貧困、城鄉(xiāng)差距的影響展開(Mlachila et al.，2016；Park et al.，2017；張勛 等，2019)，而僅有少量關于數字普惠金融影響經濟高質量發(fā)展理論與實證的文獻，如蔣長流等(2020)認為數字普惠金融能夠通過激勵中小企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新進而促進經濟高質量發(fā)展，馬黃龍等(2021)則認為農村人力資本是數字普惠金融促進經濟高質量發(fā)展的重要渠道。也有文獻提出不同觀點，認為經濟結構的不合理會導致數字普惠金融對經濟高質量發(fā)展產生負面影響(姜松 等，2021)。

總之，已有研究雖然就數字普惠金融與經濟高質量發(fā)展二者關系展開了討論，但數字普惠金融通過何種渠道作用于經濟高質量發(fā)展的研究仍不夠深入，且中國不同地區(qū)天然稟賦及金融發(fā)育基礎存在較大差異，這種影響效應是否具有時空異質性也鮮有涉及。對上述問題的理論解讀與實證研究，有助于認識數字普惠金融對提振中國經濟高質量發(fā)展的戰(zhàn)略價值。本文可能的邊際貢獻在于：第一，從數字普惠金融助力構建“雙循環(huán)”新發(fā)展格局視角出發(fā)，驗證數字普惠金融通過影響國內需求與促進國際貿易兩條作用渠道驅動經濟高質量發(fā)展；第二，揭示現(xiàn)階段數字普惠金融通過擴大內需驅動經濟高質量發(fā)展的內循環(huán)尚不通暢，對經濟高質量發(fā)展的增進作用在跨越國內需求門檻值后才能有效發(fā)揮；第三，順應新時代號召對中部地區(qū)高質量發(fā)展存在的瓶頸進行分析，這對明確數字普惠金融的建設方向及建設周期具有重要參考價值。

二、理論機制與研究假說

(一)數字普惠金融影響經濟高質量發(fā)展的作用機制

隨著中國在全球分工和產業(yè)鏈中地位的不斷上升，產品生產也逐漸從低端走向中高端，加之國際經濟政治因素的逆全球化，中國較難再依靠與發(fā)達國家的經濟循環(huán)推動國內經濟發(fā)展，由此提出立足國內循環(huán)、暢通國際國內“雙循環(huán)”的發(fā)展戰(zhàn)略?！半p循環(huán)”發(fā)展戰(zhàn)略是以擴大內需的國內循環(huán)為戰(zhàn)略基點，強化國際循環(huán)的帶動作用，是中國經濟高質量發(fā)展過程中一次極為重要的認知升級(丁守海 等,2022)。立足于經濟高質量發(fā)展轉型階段，未來經濟發(fā)展需要更強的內生動力，數字普惠金融正是通過助力構建“雙循環(huán)”新發(fā)展格局，為中國經濟高質量發(fā)展增勢賦能。

從國際循環(huán)視角來看，數字普惠金融業(yè)務便捷了經濟主體的支付與結算，滿足跨境資本的投融資需求，經由國際貿易渠道拉動國家經濟增長?？缇持Ц妒乾F(xiàn)有支付體系的“痛點”，仍存在費用較高、耗時較長、透明度低等問題，移動支付作為數字普惠金融的重要工具載體，可以有效降低跨境支付成本并提高支付結算效率(Lewis,2011；蔣長流 等,2020)。此外，確?？缇辰鹑诜盏捻樌峁┦荊20數字普惠金融高級原則之一，普惠性綜合金融服務平臺為有跨境貿易金融服務需求的投融資主體提供服務，利用數字技術破除信息不對稱難題，為高質量發(fā)展注入全新動能(2)詳見：“普惠金融注入數字力量”，https://finance.ifeng.com/c/8Ca8z1TM1nX。。在推進經濟外向化發(fā)展方面，數字普惠金融能夠夯實經濟高質量發(fā)展的外部環(huán)境條件(姜松 等,2021)，通過激勵國際貿易的方式驅動一國經濟增長(李夢雨,2019)。

數字普惠金融對構建國內循環(huán)的助益作用，可以歸功于數字普惠金融暢通消費者與生產者間的資金流及信息流，加速了經濟高質量發(fā)展進程。對消費者而言，數字普惠金融能夠利用大數據風控模型為消費者增信，緩解消費者的流動性約束并降低其預防性儲蓄動機，由需求端刺激國內消費擴容升級(易行健 等,2018；鄒新月 等,2020)。對生產者而言，數字普惠金融能夠在要素采購、產品生產、產品銷售等環(huán)節(jié)提供資金支持，通過促進信息共享降低生產者的經營風險，由供給端促進國內消費潛力釋放，盤活中國經濟發(fā)展內循環(huán)。然而，現(xiàn)階段，在形成“雙循環(huán)”新發(fā)展格局的道路上，仍存在消費增長動力不足的問題(李猛, 2021)，國內需求因為疫情被凍結，數字普惠金融通過擴大內需驅動經濟高質量發(fā)展的渠道是否通暢，有待進一步研究。據此，提出：

假說1a:數字普惠金融經由促進國際貿易渠道驅動經濟高質量發(fā)展的外循環(huán)運轉通暢。

假說1b:數字普惠金融經由擴大內需渠道驅動經濟高質量發(fā)展的內循環(huán)運轉不通暢。

(二)數字普惠金融影響經濟高質量發(fā)展的異質性分析

中部地區(qū)承東啟西，是國內市場的重要空間樞紐，對盤活以國內循環(huán)為主體的“雙循環(huán)”新發(fā)展格局具有全局性意義(3)詳見：“關于新時代推動中部地區(qū)高質量發(fā)展的指導意見”，http://cpc.people.com.cn/n1/2021/0331/c64094-32065635.html。，現(xiàn)階段中部地區(qū)數字普惠金融能否驅動經濟高質量發(fā)展，是亟需探討的現(xiàn)實問題。有研究指出數字普惠金融能夠提升經濟增長質量(詹韻秋,2018)，但不同地區(qū)數字普惠金融對經濟高質量發(fā)展的驅動效果具有異質性，相較而言，中部地區(qū)的驅動效果較弱(常建新 等,2021)，甚至存在邊際效應遞減問題(賀健 等,2020)。如前所述，已有研究關于數字普惠金融影響經濟高質量發(fā)展的方向及程度存在不確定性，且關于不同地區(qū)數字普惠金融影響經濟高質量發(fā)展時空異質特征的研究也稍顯薄弱。著眼于中國經濟高質量轉型的擴張階段，數字普惠金融對經濟高質量發(fā)展的影響可能會隨空間和時間變化而變動：其一，各地區(qū)金融資源流動處于扭曲關系之中，東部地區(qū)國際貿易優(yōu)勢與西部地區(qū)國家政策激勵對金融投資主體產生了較強的吸引力，中部地區(qū)的經濟增長則可能存在瓶頸；其二，各地區(qū)數字創(chuàng)新與金融發(fā)展存在較大差距，導致各地區(qū)數字技術與普惠金融的融合深度存在空間差異，對經濟高質量發(fā)展的影響可能存在空間異質性；其三，數字普惠金融體系的完善不可能一蹴而就，數字普惠金融生態(tài)環(huán)境的改善也非旦夕可成，因此數字普惠金融政策實施對經濟高質量發(fā)展的影響可能存在時間異質性。據此，提出：

假說2：數字普惠金融能夠促進東、西部地區(qū)經濟高質量發(fā)展，但不利于中部地區(qū)經濟發(fā)展質量的提升。

假說3：數字普惠金融能夠長效促進東、西部地區(qū)經濟高質量發(fā)展；數字普惠金融可以在短期促進中部地區(qū)的經濟高質量發(fā)展，長期則表現(xiàn)為負效應。

三、模型、變量及數據

(一)基準回歸模型設計

為分析數字普惠金融對經濟高質量發(fā)展的影響效應，建立如下回歸模型：

Git=α0+α1IFIit+∑αjControlit+μi+λt+εit

(1)

其中：下標i代表省份，下標t代表年份。Git為被解釋變量，表示經濟高質量發(fā)展水平。IFIit為核心解釋變量，表示數字普惠金融指數。Controlit表示控制變量。由于各省份自然稟賦、地理位置、經濟結構及地域文化等非觀測因素的差異可能導致度量具有一定偏差，因此在模型中加入省份固定效應μi；考慮到經濟運行過程中存在的不可觀測因素，如突發(fā)公共衛(wèi)生事件、經濟的周期性波動、宏觀審慎政策等也會對經濟發(fā)展質量產生影響，因此在模型中加入時間固定效應λt。εit表示隨機擾動項?？紤]到面板數據可能存在內生性問題，因此采用系統(tǒng)GMM方法進行模型估計。

(二)中介效應模型設計

參照溫忠麟等(2004)的中介效應的檢驗程序，為檢驗數字普惠金融通過何種渠道促進經濟高質量發(fā)展，建立如下回歸模型：

Git=α0+α1IFIit+α2Controlit+μi+λt+εit

(2)

其中：Git為經濟高質量發(fā)展水平，IFIit為數字普惠金融指數，Controlit為模型控制變量，λt為時間固定效應，μi為省份固定效應，εit為隨機擾動項。

進一步分析數字普惠金融影響經濟高質量發(fā)展的傳導機制，構建如下回歸模型：

Intermediateit=β0+β1IFIit+β2Controlit+μi+λt+εit

(3)

其中：Intermediateit分別表示國內需求(Cos)與國際貿易(To)兩個中介變量。為驗證數字普惠金融是否通過以上兩個中介變量影響經濟高質量發(fā)展，建立如下回歸模型：

Git=γ0+γ1IFIit+γ2Intermediateit+γ3Controlit+μi+λt+εit

(4)

依次檢驗α1、β1、γ1、γ2能否通過中介效應的Sobel檢驗，最后比較γ2β1與α1的符號，若為同號表明存在中介效應，若為異號表明存在遮掩效應。

(三)空間計量模型設計

利用空間杜賓模型分析數字普惠金融促進經濟高質量發(fā)展的時空異質特征，建立如下回歸模型：

(5)

其中：wij為標準化球面距離空間權重矩陣，以中國30個省份為樣本，如省份i與省份j有共同邊界，則wij為 1，反之wij為 0，形成 30×30空間權重矩陣，按距離假定海南省與廣東省相鄰；δ為經濟高質量發(fā)展水平在各省份間空間溢出效應系數；χ1、χ2分別表示IFIit和Controlit對Git的直接影響系數；θ1、θ2分別表示IFIit和Controlit對Git的空間溢出影響系數。

(四)變量選取與數據說明

1.被解釋變量：經濟高質量發(fā)展水平

經濟高質量發(fā)展的內涵豐富，包含“創(chuàng)新、協(xié)調、綠色、開放、共享”五大發(fā)展理念(金碚,2018)，已有文獻圍繞高質量發(fā)展內涵構建了不同的測評指標體系(魏敏 等，2018；馬茹 等,2019；方若楠 等,2021)。在已有研究的基礎上，本文深刻把握經濟高質量發(fā)展內涵，同時兼顧指標合理性和數據可得性，依據創(chuàng)新驅動、協(xié)調發(fā)展、綠化環(huán)保、經濟開放與民生共享5個維度15個指標構建經濟高質量發(fā)展評價指標體系(見表1)。指標體系編制時間跨度為2011—2020年，采用熵權法對中國經濟高質量發(fā)展指標進行測算(4)考慮到西藏與港澳臺部分數據不完整，未列入編制范疇之內。。所用數據主要來自《中國財政年鑒》、國家統(tǒng)計局以及各省份統(tǒng)計公報等。

表1 經濟高質量發(fā)展評價指標體系

2.核心解釋變量：數字普惠金融指數

本文選用的數字普惠金融指數源于北京大學數字普惠金融指數(2011—2020)，該指數系北京大學數字普惠金融研究中心與螞蟻金服集團編制成果，具有權威性與科學性，編制過程見郭峰等(2020)。

3.中介變量：國內需求和國際貿易

一般認為，消費是經濟高質量發(fā)展的重要內驅動力，本文以醫(yī)療保健及教育文化類消費占居民消費的比重來衡量國內需求(Cos)，反映數字普惠金融對經濟高質量發(fā)展國內循環(huán)的促進作用。數字普惠金融對經濟高質量發(fā)展的國際循環(huán)驅動作用可以體現(xiàn)于國際貿易之中，本文以各省份進出口總額與該省份GDP之比來衡量國際貿易(To)，反映國際貿易的繁榮程度。數據來源于中國統(tǒng)計年鑒。

3.控制變量

為準確反映數字普惠金融對經濟高質量發(fā)展的影響，參考余泳澤等(2018)、張永恒等(2018)、趙濤等(2020)，結合中國經濟運行實際情況，發(fā)現(xiàn)影響中國經濟高質量發(fā)展的變量主要為產業(yè)結構(Ind)、經濟發(fā)展水平(En)和經濟發(fā)展強度(Pgdp)。其中，產業(yè)結構以第三產業(yè)產值占各省份GDP的比重表示，經濟發(fā)展水平以各省份人均可支配收入占全國人均可支配收入的比重表示，經濟發(fā)展強度以各省份人均GDP表示。數據來源于國家統(tǒng)計局。

(五)變量描述性統(tǒng)計

變量描述性統(tǒng)計如表2所示，將數字普惠金融指數除以100，在不改變其趨勢的情況下縮小變量間量綱差距?？梢钥吹剑魇》輸底制栈萁鹑谂c經濟高質量發(fā)展情況具有一定差異，產業(yè)結構、經濟發(fā)展水平及經濟發(fā)展強度的波動幅度較大，各省份間經濟發(fā)展狀況迥然有異。

表2 變量描述性統(tǒng)計

(六)數字普惠金融與經濟高質量發(fā)展的相關性分析

圖1 2011年和2020年數字普惠金融與經濟高質量發(fā)展水平的散點擬合圖

為了直觀地感知數字普惠金融與經濟高質量發(fā)展的相關關系，基于各省份經濟高質量發(fā)展水平的測度結果，繪制2011年和2020年數字普惠金融指數與經濟高質量發(fā)展水平的散點擬合圖(見圖1)。通過初步刻畫，可以發(fā)現(xiàn)，數字普惠金融指數與經濟高質量發(fā)展水平大致呈正相關關系。總體而言，2011—2020年中國經濟高質量發(fā)展的平均值為0.3151，年平均增長率為0.7297%，意味著數字普惠金融指數的提升有助于經濟高質量發(fā)展。這符合本文的初步預期。那么，二者之間的關系是否顯著？

四、實證結果

(一)數字普惠金融對經濟高質量發(fā)展的影響

數字普惠金融影響經濟高質量發(fā)展的回歸結果如表3所示。使用逐步回歸法逐一加入控制變量，并納入時間和省份固定效應以控制經濟周期以及省份層面非觀測因素的影響，可以看到，數字普惠金融發(fā)展對經濟高質量發(fā)展的促進作用顯著?；貧w模型AR值表明殘差不存在二階及以上的自相關，Sargan檢驗均通過，表明工具變量不存在過度識別問題。表3列(1)顯示，在未加入其他變量的條件下，數字普惠金融能夠有效促進經濟高質量發(fā)展，數字普惠金融指數每增加1個單位，經濟高質量發(fā)展水平上升0.0231。列(2)～(4)分別列出了產業(yè)結構、經濟發(fā)展水平、經濟發(fā)展強度三個控制變量對經濟高質量發(fā)展的影響。可以看到，經濟發(fā)展強度與經濟發(fā)展水平的提升均能有效提升經濟高質量發(fā)展水平，但產業(yè)結構系數在1%的顯著性水平上為負，意味著第三產業(yè)產值在GDP中比重的提升會制約經濟高質量發(fā)展。需要說明的是，實體經濟是經濟健康發(fā)展的根基，但目前中國產業(yè)發(fā)展存在的空心化與過度金融化等問題對經濟高質量發(fā)展可能產生負面影響。

表3 基準回歸結果

(二)穩(wěn)健性與內生性討論

1.穩(wěn)健性檢驗

采用替換被解釋變量與變更回歸方法進行穩(wěn)健性檢驗。鑒于大量文獻使用全要素生產率來衡量經濟高質量發(fā)展水平(馬茹 等,2019；劉思明 等,2019;余永澤 等,2019;趙濤 等,2020)，本文采用網絡DEA模型、非期望產出SBM的方向性距離函數與GML指數測算綠色全要素生產率(5)受版面所限，綠色全要素生產率測度結果從略，留存?zhèn)渌?。，將經濟高質量發(fā)展的代理變量替換為綠色全要素生產率后再次進行回歸，結果如表4所示。

表4 穩(wěn)健性檢驗

表4列(1)、(2)使用普通最小二乘法(OLS)進行回歸，列(3)、(4)使用系統(tǒng)GMM方法進行回歸?？梢钥吹剑瑪底制栈萁鹑谥笖档南禂稻?%的水平上顯著為正，顯示數字普惠金融促進經濟高質量發(fā)展的結果具有穩(wěn)健性，與基準回歸結果一致。

2.內生性討論

考慮到面板數據可能存在的內生性問題，參照Bartik(2009)的做法，構建Bartik工具變量(滯后一階的數字普惠金融指數與數字普惠金融指數的一階差分交乘項)進行內生性檢驗。Bartik工具變量與所在省份的數字普惠金融發(fā)展水平直接相關，但不會通過其他渠道直接影響經濟高質量發(fā)展，滿足工具變量的相關性和外生性兩個條件(胡聯(lián) 等,2021)。內生性檢驗結果如表5所示，回歸模型的AR值揭示殘差不存在二階及以上的自相關，Sargan檢驗均通過，表明工具變量不存在過度識別問題。使用Bartik工具變量法檢驗數字普惠金融指數的系數在1%的水平上依舊顯著，表明數字普惠金融能有效提高經濟高質量發(fā)展水平，回歸結果不受內生性的影響。

表5 內生性檢驗

五、數字普惠金融影響經濟高質量發(fā)展的渠道分析

為了驗證數字普惠金融驅動經濟高質量發(fā)展的渠道機理，基于擴大國內需求與促進國際貿易兩條傳導渠道進行中介效應檢驗，結果見表6(6)受版面所限，其余控制變量不再列示。。

表6 中介效應回歸結果

第一步，檢驗數字普惠金融能否促進經濟高質量發(fā)展。表6列(1)顯示，數字普惠金融項的估計系數值為0.0087，表明數字普惠金融能夠有效驅動經濟高質量發(fā)展。

第二步，逐一對數字普惠金融與國內需求和國際貿易兩項中介變量進行回歸。列(2)對數字普惠金融與國內需求的相關關系進行檢驗，可以看到，數字普惠金融項的估計系數為0.8265，表明數字普惠金融的發(fā)展擴大了國內需求。列(3)報告了數字普惠金融對國際貿易的影響效果，可以看到，數字普惠金融項的估計系數為0.1657，表明數字普惠金融對國際貿易具有正向促進作用。

第三步，檢驗中介效應是否存在。表6列(1)～(5)各中介變量的估計系數α1、β1、γ1、γ2均顯著，通過了中介效應的Sobel檢驗，證實中介效應存在。列(4)、(5)將中介變量分別納入計量模型后，數字普惠金融的估計系數估計值分別為0.0043和0.0079，相比加入中介效應之前估計系數α1值0.0087均有所減小，說明國內需求與國際貿易發(fā)揮了部分中介作用。進一步比較各中介變量的γ2β1與α1的符號，可以看到，國際貿易的γ2β1與α1符號為同號，即數字普惠金融通過促進國際貿易的中介渠道對經濟高質量發(fā)展產生驅動效果。國內需求項的γ2β1與α1符號為異號，表現(xiàn)為遮掩效應，即數字普惠金融發(fā)展可以直接推動國內需求，也可以推動經濟高質量發(fā)展，但藉由擴大國內需求促進經濟高質量發(fā)展的作用渠道仍不暢通，一定程度上抑制了數字普惠金融對經濟高質量發(fā)展的驅動作用。假說1得以驗證。

關于數字普惠金融基于國內循環(huán)影響經濟高質量發(fā)展表現(xiàn)出的遮掩效應，有必要進行深入分析。有研究指出，數字普惠金融對國內需求的影響具有門檻效應，在門檻臨界值前后表現(xiàn)出明顯的非線性影響情況(藍樂琴 等,2021)。以此思路為切入點，可以探明數字普惠金融經由擴大內需渠道促進經濟高質量發(fā)展是否具有同種效應。進一步地，運用Hansen(2000)的方法，將國內需求設定為門檻變量，采用自舉法依次檢驗模型的門檻數，發(fā)現(xiàn)單一門檻效應在1%水平上顯著，門檻效應回歸結果如表7所示。

表7 門檻效應回歸結果

可以看到，數字普惠金融對經濟高質量發(fā)展的影響呈非線性，會隨著國內需求的變化發(fā)生改變。這與已有研究結論一致，也符合受疫情沖擊下的國內消費現(xiàn)狀。國內需求作為門檻變量時具有單一門檻效應，門檻值為0.0111，數字普惠金融跨越門檻值前后的系數分別為-0.0330和594.5250，表示隨著國內需求的增加，數字普惠金融對經濟高質量發(fā)展的影響作用將會由負轉正。由于仍有部分省份的國內需求值未跨越該門檻，可能使得現(xiàn)階段數字普惠金融對經濟高質量發(fā)展存在負面影響。這一方面說明隨著國內需求的逐步釋放，數字普惠金融對經濟高質量發(fā)展的促進作用終將顯現(xiàn)；另一方面也說明國內需求的內循環(huán)存在較大發(fā)展空間，可以通過進一步刺激消費潛力實現(xiàn)經濟發(fā)展效益最大化。

六、數字普惠金融影響經濟高質量發(fā)展的異質性探討

隨著“雙循環(huán)”戰(zhàn)略的提出，各省份間經濟聯(lián)動不斷加強，東、中、西部的交互影響逐漸顯現(xiàn)，區(qū)域間經濟發(fā)展極可能存在空間自相關性。數字普惠金融是普惠金融發(fā)展的重要前沿，可以超越地理空間的限制，實現(xiàn)跨區(qū)域的分工與合作，可能對其他省份產生溢出效應。若各省份發(fā)展存在聯(lián)動關系，采用普通面板數據進行回歸可能導致估計結果存在偏差。針對這一問題，本文采用空間計量方法進一步討論數字普惠金融影響經濟高質量發(fā)展的空間與時間異質特征。

(一)空間相關性考察

首先，構建空間權重矩陣。以30個省份為研究單元，運用Arcgis軟件構建空間權重矩陣，所用經緯度數據來自谷歌地圖。其次，進行莫蘭指數檢驗。表8為數字普惠金融與經濟高質量發(fā)展在東、中、西部三個區(qū)域的莫蘭指數(7)按照《中國統(tǒng)計年鑒》的分類標準，將30個省份劃分為東、中、西3個區(qū)域。東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧和上海等11個省份，中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南和湖北等8個省份，西部地區(qū)包括重慶、四川、云南、貴州、廣西、內蒙古和陜西等11個省份。?？梢钥吹剑m指數均在1%的水平上顯著為正，說明二者存在空間自相關性，如不使用空間計量模型分析二者的異質特征會得到有偏不一致的回歸結論，這為本文模型構建的合理性提供了佐證。

表8 空間相關性檢驗

(二)空間異質性分析

結合本文研究主題，使用空間杜賓模型對東、中、西三個區(qū)域分別進行空間計量模型回歸，分析數字普惠金融影響經濟高質量發(fā)展的空間異質特征，結果見表9?？梢钥吹?，數字普惠金融的Spatial Rho系數顯著為正，說明忽略空間效應會低估數字普惠金融發(fā)展對經濟高質量發(fā)展的貢獻。具體來看，數字普惠金融在東部和西部地區(qū)的總效應估計系數分別為0.0475和0.0235，且在1%的水平上顯著為正，即數字普惠金融水平的提升可以有效促進本區(qū)域的經濟高質量發(fā)展。觀察其空間系數則可以發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)和西部地區(qū)的空間效應系數分別為-0.0133和-0.0132，均為負值，意味著這兩個地區(qū)的數字普惠金融在發(fā)展過程中吸納了中部省份較多的金融資源，產生了“虹吸效應”，導致中部地區(qū)的經濟發(fā)展進程緩慢。中部地區(qū)數字普惠金融促進經濟高質量發(fā)展的總效應系數為-0.5368，這說明相對東部地區(qū)的經濟繁榮和西部大開發(fā)的政策傾斜，中部地區(qū)的數字普惠金融發(fā)展未顯著促進本區(qū)域經濟高質量發(fā)展，存在“中部塌陷”現(xiàn)象。中部地區(qū)數字普惠金融的空間效應系數為0.0014，表示其發(fā)展對周邊地區(qū)的經濟發(fā)展質量產生了推動作用，具有“溢出效應”。

表9 空間異質性回歸結果

由上述分析可知，不同地區(qū)數字普惠金融對經濟高質量發(fā)展的影響存在空間異質性。無法否認的是，中部地區(qū)在全面推進數字普惠金融發(fā)展的過程中還存在未解決的難題，東部地區(qū)由于數字普惠金融發(fā)展起步早而擁有了廣泛的客戶群體，西部地區(qū)則由于國家政策的大力扶持而逐漸突破了數字鴻溝。資金、信息、人力資本的外流導致中部地區(qū)數字普惠金融的發(fā)展根基不牢固，數字普惠金融的經濟高質量發(fā)展提振效果暫未體現(xiàn)。假說2得以驗證。

(三)時間異質性分析

參考孫慧等(2021)的做法，使用偏微分方法將數字普惠金融對經濟高質量發(fā)展的影響分解為短期效應與長期效應，結果如表10所示。

表10 時間異質性回歸結果

可以看到，隨著時間的變化，數字普惠金融在不同區(qū)域對經濟高質量發(fā)展的影響存在異質情況。具體來看，在東部地區(qū)，數字普惠金融促進區(qū)域經濟高質量發(fā)展的短期效應系數為0.0263，長期效應系數為0.1274，長期影響效果優(yōu)于短期，表明東部地區(qū)數字普惠金融可持續(xù)推動經濟高質量發(fā)展，短期則有乏力跡象；中部地區(qū)的短期效應系數為0.0170，長期效應系數為-0.0296，說明數字普惠金融在短期可以促進中部地區(qū)經濟高質量發(fā)展，但在長期則表現(xiàn)為負效應，這意味著中部地區(qū)數字普惠金融面臨東部發(fā)展戰(zhàn)略與西部政策傾斜夾擊的現(xiàn)實困境；西部地區(qū)的短期效應系數為0.0019，長期效應系數則為0.2158，相對而言，短期成效較弱，其原因可能是該區(qū)域數字普惠金融發(fā)展基礎較為薄弱，故其促進經濟高質量發(fā)展的效應在初期并不顯著，但隨著時間的推移，數字普惠金融推進經濟高質量發(fā)展的效果最終得以顯現(xiàn)。假說3得以驗證。

七、研究結論與政策啟示

本文首先探明數字普惠金融對經濟高質量發(fā)展的影響方向，然后使用中介效應模型分析數字普惠金融影響經濟高質量發(fā)展的渠道機理，并通過門檻回歸模型研究數字普惠金融對經濟高質量發(fā)展的非線性傳導路徑，最后建立空間杜賓模型探究數字普惠金融影響經濟高質量發(fā)展的時空異質特征。研究表明：

(1)數字普惠金融促進了中國經濟高質量發(fā)展，經過內生性檢驗及更換核心變量等穩(wěn)健性檢驗后，結論仍然成立。

(2)從傳導渠道來看，國際貿易對數字普惠金融促進經濟高質量發(fā)展起到了部分中介作用，但現(xiàn)階段國內需求傳導機制表現(xiàn)為遮掩效應，對經濟高質量發(fā)展的驅動作用在跨越門檻值后才能有效發(fā)揮。

(3)從空間異質性來看，數字普惠金融可以有效促進東部和西部地區(qū)的經濟高質量發(fā)展，但會對中部地區(qū)的經濟高質量發(fā)展產生“虹吸效應”；數字普惠金融發(fā)展并未顯著促進中部地區(qū)經濟高質量發(fā)展，但有利于東、西部地區(qū)的經濟高質量發(fā)展，即存在“溢出效應”。

(4)從時間異質性來看，數字普惠金融促進東部地區(qū)經濟高質量發(fā)展的長期效果優(yōu)于短期；數字普惠金融促進西部地區(qū)經濟高質量發(fā)展的效應在短期并不凸顯，但在長期得以顯現(xiàn)；在中部地區(qū)，數字普惠金融發(fā)展在初期可以提升經濟發(fā)展質量，但在長期對經濟高質量發(fā)展存在負面影響。

基于以上研究結論，本文提出如下政策建議：

首先，推進數字普惠金融發(fā)展走向縱深，為中國經濟高質量發(fā)展蓄力賦能。數字普惠金融憑借數字技術拓展金融服務范圍，對網絡和信息依賴正在不斷加大，應加快數字基礎設施建設，完善數字技術法律監(jiān)管，在提升服務能力的同時把控內外風險，為數字普惠金融營造良好發(fā)展環(huán)境。

其次，打好數字普惠金融區(qū)域發(fā)展組合拳，充分利用經濟高質量發(fā)展輻射作用。當前數字普惠金融驅動經濟高質量發(fā)展總體效果較好，但中部地區(qū)發(fā)展不平衡的問題仍較為突出，應根據中部地區(qū)經濟、科技和產業(yè)發(fā)展實際進行總體規(guī)劃，通過減少資源外流、引進先進技術、協(xié)同開發(fā)創(chuàng)新議題等方式謀求與東、西部地區(qū)合作，為數字普惠金融的均衡發(fā)展提供有力支撐。

再次，加強數字普惠金融發(fā)展頂層設計，構建促進經濟高質量發(fā)展長效機制。實現(xiàn)數字普惠金融對經濟高質量發(fā)展的長效驅動，需要政府設立高效的管理體系與協(xié)調機制，為金融機構配套相應的激勵機制，以提高數字普惠金融的商業(yè)可持續(xù)性。

最后，暢通促進經濟高質量發(fā)展的傳導渠道，利用數字普惠金融擴大國內需求。消費是經濟發(fā)展的重要驅動力，在目前內循環(huán)淤塞的情況下，數字普惠金融對國內需求的推動作用顯得尤為重要，應著力研發(fā)更多刺激消費的數字普惠金融產品，不斷拓展線上消費模式和消費場景，促進疫情后的消費回補。此外，鑒于數字普惠金融對經濟高質量發(fā)展的提振效果會受到國際貿易渠道的影響，各地區(qū)應支持數字普惠金融服務創(chuàng)新，以更包容的姿態(tài)引導數字普惠金融發(fā)展，實現(xiàn)中國經濟的高質量發(fā)展。