數字普惠金融對經濟增長的影響研究

司穎華　楊晨昱

關鍵詞：數字普惠金融；經濟增長；技術創新

中圖分類號：F832；F49；F124.1 文獻標志碼：A 文章編號：1672-626X（2024）01-0067-12

一、引言

隨著互聯網技術的快速發展與普及，數字技術在眾多領域得到廣泛應用，傳統金融模式受到數字技術的影響，逐漸發展成數字金融模式[1]。數字金融是當代金融和科技融合的重要發展方向，其高效率、適應性、普惠性等特點能夠驅動中國金融服務行業。數字普惠金融模式與傳統模式有很大的不同，具有高效、覆蓋面廣的優勢，是優化供需結構的重要保障。一方面，對微觀主體而言，數字普惠金融能夠解決傳統金融服務業態覆蓋面不足的問題，轉變傳統商業模式面對面的交易模式，并且數字普惠金融的經營模式不受時間和空間的限制，有效緩解金融排斥問題，能夠在最大限度上降低居民和中小微企業的交易成本，從而促進經濟增長。同時，移動支付的出現轉變了大眾的消費觀念，釋放消費潛力，通過便利客戶體驗促進居民消費，為經濟增長注入活力。另一方面，對于社會整體而言，數字普惠金融能夠幫助中小微企業解決融資問題，提高金融服務可得性，為創新創業創造良好條件，進而助力實體經濟。

對于數字金融與經濟增長的研究，部分學者主要利用固定效應模型及中介效應模型，研究數字金融對經濟增長的影響及作用機制[2～3]；還有部分學者從理論層面探究數字金融與經濟增長的關系[4～5]。由于數字普惠金融全面展開時間有限，現有研究使用的數據時間跨度短、創新指標單一，難以全面刻畫數字普惠金融對經濟增長的內在機制影響。另外，阮素梅和張盟（2020）在研究金融聚集與宏觀投資的關系中，考察了作用機制的異質性[6]；而對于數字普惠金融與經濟增長的機制研究鮮有文獻考察機制的異質性。

基于此，本文嘗試構建基準回歸模型和中介效應模型，探究2011－2021年中國30個省份數字普惠金融對經濟增長的影響。本文的主要邊際貢獻在于：第一，本文針對各省份的面板數據構建基準回歸模型，依托現有學者的研究，探究數字普惠金融及其分指數對經濟增長的影響。同時，利用分位數回歸的系數趨勢圖，分析不同分位點上數字普惠金融及其分指數對經濟增長影響的差異性。選擇這種方法是因為分位數回歸具有準確性較高和約束條件較少的優點，并且分位數回歸可以清晰地觀察到各個分位點上自變量對因變量邊際效應的影響，避免了傳統均值回歸不能很好體現總體分布特征的缺點。第二，現有文獻對數字普惠金融與經濟增長的影響因素已進行了充分討論，但未深入考慮技術創新層次的多樣性在影響機制中的作用。本文從這一視角出發，探究數字普惠金融推動技術創新助力經濟增長的作用機制，為數字普惠金融的發展規劃提供新思路。

二、文獻綜述和研究假設

（一）文獻綜述

1. 數字普惠金融與宏觀經濟的關系

數字普惠金融與宏觀經濟的關系在理論和實證上已有充分探討，大體可以分為兩方面：第一，數字普惠金融能夠改善金融服務水平，推動傳統金融服務供給增長，不僅有效緩了解金融排斥問題，還降低了居民和中小微企業的金融交易成本。Zeng等（2003）認為傳統商業模式以面對面交易為主，而數字普惠金融的出現為用戶線上交易提供便利，相比傳統模式提高了交易成本和效率[7]。周光友等（2015）認為電子貨幣作為互聯網化經營模式中具有代表性的衍生品，其相對現金表現出更強的收益性，并且可以使不同層次的貨幣實現快速轉化，有效降低信息成本和交易費用，使得人們更愿意持有。同時，數字普惠金融主要是通過數字技術賦能傳統金融，降低金融服務門檻，讓偏遠地區同樣享受數字化的金融服務，這也體現出了數字普惠金融的適用性和普惠性[8]。

第二，數字普惠金融對宏觀經濟增長的影響，能夠體現在對居民消費、企業創業、儲蓄投資和技術創新等方面[4]。李建軍等（2020）研究發現數字普惠金融能夠顯著促進經濟增長[9]。周小川（2013）提出加快推進數字金融模式能夠有效推進金融服務實體經濟和改善民生[10]。張勛等（2020）證實數字金融模式的發展通過提升支付的便利性顯著地提升了居民消費，從而有助于經濟增長[11]。易行健等（2018）認為數字普惠金融能夠充分發揮移動支付靈活、快捷、高效的優勢，極大地方便居民生產生活[12]。張勛等（2019）發現數字普惠金融有利于農村居民與企業創收，從而推動農村經濟發展[5]。Dupas等（2013）研究發現數字普惠金融會使用戶積累更多的金融資源來推動居民消費，從而促進經濟增長[13]。錢海章等（2020）認為中國數字金融的發展能夠推動技術創新與創業，助力經濟增長[2]?？梢?，數字普惠金融以其包容性、適應性和普惠性，在一定程度上能夠影響居民消費、企業創業、儲蓄投資和技術創新等方面，進而促進地區的宏觀經濟增長。

2. 數字普惠金融、技術創新與宏觀經濟的關系

中國數字普惠金融創新主要集中在移動支付、大科技信貸、線上投資和央行數字貨幣等方面。Norden等（2014）發現金融模式的互聯網化能夠加速傳統行業的變革，解決金融機構信息不對稱的問題[14]。數字普惠金融能夠擴大服務范圍、改善服務理念、提高服務質量，為企業突破創新難點。聶秀華等（2021）發現數字普惠金融能夠對技術創新產生顯著的“激勵效應”[15]。唐松等（2020）認為數字普惠金融能夠推動企業技術創新，發力紓解企業難題[16]。張梁等（2021）認為經濟發達地區能夠利用自身資源獲得更多的人力財力，而數字普惠金融在強大資源的支撐下，能夠發揮出更大的作用，促進地區的技術創新[17]。杜傳忠等（2020）研究發現數字普惠金融能夠通過提升消費需求和改善金融業務來提升技術創新[18]。徐子堯等（2020）發現數字普惠金融能夠緩解區域內中小微企業創新融資約束，并且刺激地區居民消費數量增長及消費質量提高，從而驅動區域創新能力[19]。

創新是引領發展的第一動力，是經濟高質量發展的重要動能。經濟發展新格局同時需要技術和金融協同創新。技術創新可以通過加快產業結構轉型升級、促進技術貿易進而推動經濟增長。余泳澤等（2018）認為技術創新能夠推動產業結構調整，促進經濟高質量發展[20]。錢海章等（2020）認為中國數字金融的發展能夠推動技術創新與創業，助力經濟增長[2]?？娧缘龋?023）認為數字化技術創新能夠緩解信息不對稱問題，進而提升居民消費促進經濟增長[21]。

上述文獻主要從兩方面視角展開研究，一方面是研究數字金融與經濟增長的關系，另一方面是研究數字金融與宏觀經濟中某一方面的關系，例如居民消費、創新創業等。研究模型主要有線性模型、非線性模型、VAR模型和空間計量模型等。而數字普惠金融對經濟增長的影響會隨著時間的變化而發生改變，單純采用線性模型無法很好地刻畫數字普惠金融與經濟增長的關系?，F有文獻少有從這一方面考慮二者之間的關系，這可能會導致研究結論單一，影響數字普惠金融未來的發展規劃。

基于此，本文考慮到數字普惠金融與經濟增長之間的關系，主要從兩方面展開研究。一方面，本文選取固定效應模型和分位數回歸模型，同時考慮數字普惠金融對經濟增長的影響。這樣不僅能夠探究二者之間的線性關系，還可以深入了解不同經濟增長水平下，數字普惠金融對經濟增長影響的趨勢變化。另一方面，部分學者對數字普惠金融影響經濟增長的機制進行檢驗時，對于中介變量選取和運用不夠細化，得到的研究結論不具有針對性。本文將我國技術創新變量分為高等、中等、低等三個層次，研究數字普惠金融通過不同層次的技術創新影響經濟增長的異質性，對不同層次的技術創新發展提出具有針對性的建議。

（二）研究假設

1. 數字普惠金融對經濟增長的直接效應

數字普惠金融能夠通過提升居民消費、創新創業、儲蓄投資、資源合理配置等推動經濟增長。首先，數字普惠金融能夠提升居民消費?；ヂ摼W的發展大大提高了數字金融的普惠性和適用性，金融服務的范圍也逐漸擴大，數字金融的服務門檻也比傳統金融更低，越來越多的居民能夠享受到更加快捷方便的金融服務。支付寶等移動支付的出現，為居民外出購物提供了便利，并且線上金融平臺還能夠提供信貸服務，這不僅提升了居民的支付便利性，還有可能降低流動性約束，從而更好地促進居民消費。其次，數字普惠金融能夠促進創新創業。數字金融能夠提升企業的技術創新，這主要是因為數字普惠金融通過加強中小微企業的信息披露和信息傳遞，為資金供給方與中小微企業之間架起“信息金橋”。企業的融資約束問題得到緩解，從而能夠加強技術投入，提升自身的風險評估效率，利用技術創新幫助企業更快更好地發展。數字金融的普惠性也能夠為經濟不發達的地區提供線上金融服務，解決其借貸難、流動性低、金融供給不足等問題，從而促進中小微企業技術創新。創業能夠為居民提供就業崗位，還能夠促進經濟增長。金融機構能夠直接影響創業活動的進行，高質量的金融服務能夠更好地促進企業創業。謝絢麗等（2018）認為數字普惠金融的發展能夠促進企業創業，催生新就業形態，如自主創業、自由職業等靈活就業方式，從而釋放出大量的就業機會[22]。再次，數字普惠金融能夠促進儲蓄投資。傳統的金融模式主要以面對面交易為主，數字金融服務的出現能夠為用戶提供線上交易方式，大大提高了金融交易成本和效率。電子貨幣是互聯網經營模式的衍生品，它相對現金而言它能夠表現出更強的收益轉化率，有效減少交易成本，降低交易風險。同時，數字化的經營模式不受時間和空間的限制，讓經濟不發達地區同樣享受數字化的金融服務，促進居民和企業的儲蓄、信貸業務不斷擴張，進而促進經濟增長。最后，數字普惠金融能夠優化資源合理配置。人工智能在數字金融服務中的應用，能夠提高資金的配置速度，實現精準匹配，提高融資效率。王馨（2015）發現數字普惠金融能夠利用數字技術降低金融服務的門檻，疏通金融進入實體經濟的渠道[23]。特別是幫助城鄉發展突破農業數字瓶頸，實現城鄉之間的要素、商品和信息融通，逐步縮小“數字鴻溝”，實現城鄉資本趨同，最終做到資源要素雙向流動，形成一體化發展格局，資源配置良性循環?；诖?，本文提出如下假設：

H1：數字普惠金融促進經濟增長。

2. 技術創新在數字普惠金融對經濟增長影響中的中介效應

數字普惠金融普惠性、適用性、高效性的特征都與創新型的金融模式、金融服務有關，同時也影響著創新企業的發展。技術創新是國家經濟增長的內在驅動力，技術創新可以通過加快產業轉型升級、促進技術貿易進而推動經濟增長。技術創新與金融實體的結合，讓人們看到更多金融發展的可能性。Demertzis等（2018）證實數字普惠金融提升了金融資源配置能力，促進企業的技術創新[24]?；ヂ摼W的發展能夠幫助用戶與金融機構實現更快捷方便的產品交付、變現，數字社會為人們帶來了交通的便利、快捷的支付、信息的快速傳播。梁榜等（2019）認為數字化的金融服務能夠降低金融服務的門檻成本，優化融資方式，破解中小微企業融資困境[25]。趙濤等（2020）研究發現數字經濟所帶來的數字紅利能夠助力地區創新創業，進而推動城市高質量發展[26]。數字普惠金融能夠在技術的支撐下，為地區居民和企業提供緩解融資約束，解決信息不對稱的問題，進而促進地區的經濟增長。本文主要探究數字普惠金融如何通過不同層次的技術創新來推動經濟增長。綜上所述，本文提出如下假設：

H2：數字普惠金融通過促進技術創新推動經濟增長。

三、研究設計

（一）變量定義與數據說明

1. 被解釋變量

經濟增長（lnpgdp）。本文以人均實際GDP的對數值表示經濟增長。

2. 解釋變量

數字普惠金融（lnifi）。本文采用北大數字金融研究中心編制的數字普惠金融指數的對數值來衡量數字普惠金融。其中，數字普惠金融的分指數數字金融覆蓋廣度、數字金融使用深度和普惠金融數字化程度分別用lnifi1/ lnifi2 / lnifi3表示。

3. 中介變量

技術創新（lninnovation）。技術創新的指標種類較多，部分學者采用企業研發投入、專利申請授權數等衡量技術創新投入[27～28]。因此，本文用專利申請授權數的對數值度量技術創新。

4. 控制變量

勞動力投入（lnlabor）。采用各省份就業人數的對數值來表示。固定資產投資（k）。固定資產投資可以為經濟增長帶來資金投入，因而會影響經濟增長。本文用固定資產投資增速來表示。產業結構（ st ructure）。產業結構的變化會影響經濟增長，產業結構越發達，對經濟增長的促進作用越大。本文參考鄧金錢等（2022）的研究[29]，用第三產業產值占第二產業產值的比例來表示。政府支出（ gov）。政府支出是一把雙刃劍，它能夠加快資源配置，也能夠造成價格扭曲和自發經濟活力下降，影響經濟發展。本文參考鄒志明等（2022）的研究[30]，采用各地區財政支出占GDP的比重來表示。城鎮化率（urb）。城鎮化率是經濟增長的重要支撐。本文用城鎮人口占當地總人口比重來表示。本文對控制變量勞動力投入取對數，從而減小數據波動。

本文選取2011－2021年30個省份的面板數據（因西藏地區部分數據缺失，未進行統計），所有原始數據均來源于國家統計局、各省份統計年鑒和Wind數據庫。變量的描述性統計見表1。

（二）模型設定

其中，lninnovation 代表技術創新。參照阮素梅等（2020）的研究[6]，若式（2）和式（3）中lnifiit 的回歸系數與式（4）中lninnovationit 的回歸系數都通過顯著性檢驗，則存在中介效應，可計算中介效果量（%），觀察中介程度。其中，若式（4）中lnifiit 的回歸系數為0，則存在完全中介效應；反之，則存在部分中介效應。

四、實證結果分析

（一）基準回歸結果

本文首先探究數字普惠金融及其分指數對經濟增長的影響，結果如表2所示。

表2結果顯示，數字普惠金融的回歸系數為0.1070，通過1%的顯著性水平檢驗，表明數字普惠金融對地區經濟增長存在正向作用，這支持了本文的假設1?？刂谱兞恐?，勞動力投入、固定資產投資、產業結構、政府支出和城鎮化率的回歸系數分別為0.0959、0.0005、-0.0458、-1.3016和0.4178，均在1%或5%的水平下顯著，表明勞動力投入、固定資產投資、產業結構、政府支出和城鎮化率都能夠對經濟增長產生影響。同時，城鎮化率的系數大于其他四個變量，說明城鎮化對經濟增長產生的正效應遠高于其他控制變量。這表明在數字經濟時代下相對于其他因素，城鎮化對經濟的影響已經不可忽視。對于數字普惠金融三個維度而言，在模型（1）中的回歸系數分別為0.0702、0.0970、0.0691，均通過1%的顯著性水平檢驗。這說明數字普惠金融的三個分指數均能夠促進地區經濟增長。這可能是因為數字普惠金融的服務模式有其高效性和普惠性的特點，不受時間和空間的限制，而數字金融覆蓋廣度是通過電子賬戶數來度量的，這一指標能夠反映出區域的數字金融服務程度。數字金融使用深度主要衡量的是數字金融服務的使用情況，它能夠反映出對用戶需求的滿足程度，進而助力地區經濟增長。普惠金融數字化程度指標能夠反映出數字金融服務為用戶和企業提供便利降低成本的程度。正是因為這樣，用戶和企業得到更加便利的金融服務、更低的交易成本，進而促進居民消費支出，為經濟增長提供支撐。

（二）內生性檢驗與穩健性檢驗

1. 內生性檢驗

本文可能出現的內生性問題主要有兩方面：一方面是遺漏變量誤差問題，本文選取了影響經濟增長的各項因素，但仍然有可能存在一些難以度量的因素無法涵蓋；另一方面是互為因果問題，數字普惠金融會影響經濟增長，但同時經濟增長也在某種程度上影響數字普惠金融，這可能是因為經濟增長能夠提升地區的技術實力，而技術實力的提升能夠推動數字普惠金融。

基于此，首先本文參考黃群慧等（2019）的研究[31]，選取1984年各地區每百萬人郵局數作為數字普惠金融的工具變量。由于傳統的通信技術發展會影響后續的互聯網技術發展，而互聯網技術的發展是影響數字普惠金融的重要因素；同時，隨著互聯網的普及，傳統通信工具對經濟增長的影響逐漸減弱，因此將郵局數作為工具變量符合相關性和排他性。同時，本文參考Nunn等（2014）的研究[32]，將1984年各地區每百萬人郵局數與上一年全國信息技術服務收入的交互項作為面板形式的工具變量，數據來源于中國統計年鑒。表3列（1）結果顯示，數字普惠金融的回歸系數為0.4185，在1%水平下顯著，說明在考慮內生性問題之后，數字普惠金融仍然能夠助力經濟增長。

2. 穩健性檢驗

為保證研究結論的可靠性本文做了穩健性檢驗，結果如表3所示。替換解釋變量。本文將數字普惠金融指數除以100，重新衡量數字普惠金融ifi 。表3列（2）結果顯示，數字普惠金融的系數為0.0877，通過5%顯著性檢驗，表明數字普惠金融對經濟增長有顯著正向促進效果。替換被解釋變量。本文選用實際GDP的對數（lngdp）重新衡量經濟增長。表3列（3）結果顯示，數字普惠金融的系數為0.0410，通過10%顯著性檢驗，表明數字普惠金融對經濟增長有顯著正向促進效果。剔除直轄市。本文去掉北京、天津、上海和重慶四個直轄市的數據，重新進行回歸。表3列（4）結果顯示，數字普惠金融的系數為0.1021，通過1%顯著性檢驗，表明數字普惠金融對經濟增長有顯著正向促進效果。穩健性檢驗結果均與前文結論一致。

五、進一步分析

（一）核密度檢驗

被解釋變量經濟增長lnpgdp 的核密度圖如圖1所示。經濟增長lnpgdp 的核密度圖顯然不服從正態分布，主要呈現出雙峰分布特征，曲線的主峰位置位于中部偏右。由此可見，運用普通基準回歸方法對該問題進行擬合估計所得到的結果并不完全是線性無偏有效的。因此，本文還選擇分位數回歸方法進一步分析數字普惠金融與經濟增長的關系，從而更好地解決均值回歸無法捕捉尾部信息的問題。

（二）數字普惠金融對經濟增長影響的分位數系數趨勢結果

本文利用面板分位數回歸方法，探究數字普惠金融及其分指數對不同分位點經濟增長的影響，主要選取0.1，0.25，0.5，0.75，0.9共五個分位點繪制的系數趨勢圖進行解釋說明，從而更好地展現解釋變量在各個分位點上的情況。結果如圖2所示。

由圖2可得，數字普惠金融lnifi 隨著分位點的增加，其回歸系數呈現出下降的趨勢，說明數字普惠金融對地區經濟增長的影響越來越小。其原因可能是經濟水平較高的地區數字普惠金融的發展初期速度較快，越往后發展速度相對越慢，而發展初期水平較低的地區，其后續發展速度會加快。因此，在低經濟增長水平下，數字普惠金融對經濟增長影響較大；在高經濟增長水平下，數字普惠金融對經濟增長影響較小。

數字金融覆蓋廣度lnifi1隨著分位點的增加，通過分位數回歸得到的系數整體呈現出下降的趨勢，說明數字金融覆蓋廣度對經濟增長的影響越來越小。究其原因，覆蓋廣度能夠反映地區的金融服務覆蓋程度，并且是通過電子賬戶數來體現的，不受地域限制。而對于經濟發展較落后的地區，傳統普惠金融因其實施的局限性并沒有對其產生較大的影響，所以數字金融的高速發展推動了地區的經濟水平。因此，在低經濟增長水平下，數字金融覆蓋廣度對經濟增長的影響較大；在高經濟增長水平下，數字金融覆蓋廣度對經濟增長的影響較小。

數字金融使用深度lnifi2 隨著分位點的增加，其回歸系數整體呈現出下降的趨勢，說明使用深度對經濟增長的影響逐漸減弱。一方面，國內中西部地區的使用深度指數在2011－2018年大幅上漲；另一方面，國內中西部地區碼商的商戶數量在2017－2018年明顯上漲。由此可以看出，數字普惠金融能夠突破“胡煥庸線”的束縛，西部地區借助互聯網化的金融模式能夠逐步實現經濟和科技發展的共贏，實現真正意義上的均衡發展，這也就解釋了，在較低經濟增長水平下，數字金融使用深度對經濟增長的影響反而更大。

值得注意的是，隨著分位點的增加，普惠金融數字化程度lnifi3 對經濟增長的影響先上升后下降，系數變化趨勢呈現“倒U”型特征，說明普惠金融數字化程度對不同經濟增長水平的影響先變大后變小。這與前兩個指標的趨勢結果不同，目前已有文獻大多研究的是二者之間的整體關系，并沒有詳細研究系數估計趨勢的變化。出現這種情況的原因可能是數字化程度在經濟發展程度不同的地區促進效果不同，經濟較發達地區由于數字普惠金融的發展時間較早，當前處于發展瓶頸期，并且數字普惠金融在發展的過程中出現發展不穩定、監管不到位等問題，因此對經濟較發達地區的推動作用減小。對于經濟欠發達地區來說，數字普惠金融的發展在當地仍處于初期階段，受到時間滯后的影響，數字技術與傳統金融業的融合效果還沒有達到理想狀態，造成數字普惠金融還不能很好地推動經濟增長的局面。數字普惠金融發展不均衡不充分是地方政府亟需解決的問題。

（三）數字普惠金融對經濟增長的影響機制分析

模型（1）的實證結果顯示數字普惠金融對經濟增長有顯著的促進作用，本文引入中介變量技術創新，探究數字普惠金融對經濟增長的作用機制。本文選取專利申請授權數衡量地區技術創新，參考Tan 等（2015）的研究[33]，將技術創新進行分層，進一步探究不同層次的技術創新在中介效應中的傳遞效率是否不同。具體分層如下：發明專利的技術含量最高，會涉及產品的技術性能，審批程序最嚴格，將發明專利歸為高等層次技術創新；實用新型專利和外觀設計專利技術主要針對產品的外形設計，歸為低等層次技術創新；最后用三種專利數之和度量中等層次技術創新。本文對上述技術創新數據取對數值后，進行中介效應檢驗，結果如表4所示。

表4結果顯示，在第一步中，模型（2）與模型（1）的結果相同，數字普惠金融的系數為0.1070，通過1%顯著性檢驗，表明數字普惠金融顯著促進經濟增長，本文的假設1得到進一步支持。在第二步中，數字普惠金融的系數分別為0.6285、0.6806、0.3844，均通過1%顯著性檢驗，表明數字普惠金融能夠正向促進低、中、高等層次技術創新，本文的假設2得到證實。同時，隨著技術創新層次的提升，數字普惠金融對技術創新的影響效應呈“倒U”型。究其原因，本文的中等層次技術創新是三種專利數之和，相比低等層次技術創新需要更多的資金支持，審核流程更嚴格，耗費人力財力物力更多，而低等層次技術創新的技術含量較低，時間和資金的投入較少，高等層次技術創新的審核門檻較高，創新時間較長，因此，正向影響的效果會呈現“倒U”型。

在第三步中，引入低、中、高等層次技術創新中介變量，數字普惠金融的系數分別為0.0783、0.0859、0.0901，均通過1%顯著性檢驗，數字普惠金融對經濟增長的影響逐漸增強，低、中、高等層次技術創新的系數分別為0.0457、0.0311、0.0439，均通過1%顯著性檢驗，三個層次的中介效應均存在顯著的部分中介效應，本文的假設2再次得到證實。同時，低、中、高等層次技術創新的中介效應在逐漸減弱，中介效果量分別為26.86%、19.76%和15.76%，這可能是因為技術創新能夠優化金融資源配置，提高資源轉化率，促進數字普惠金融的發展，這種正向影響隨著技術創新層次的提高更為顯著，從而降低了中介傳導效應，使得數字普惠金融能夠更直接地作用于經濟增長。

六、結論與建議

近年來，數字經濟蓬勃發展，日益成為影響中國國際競爭力的關鍵力量。發展數字普惠金融，能夠促進金融與實體經濟深度融合，助力中國經濟高質量健康發展。本文運用2011－2021年省際面板數據，首先探究數字普惠金融及其分指數對經濟增長的影響；其次，探究二者在不同經濟增長水平下影響的差異性；最后，采用中介效應模型探究數字普惠金融對經濟增長的影響機制。研究結論如下：（1）數字普惠金融及其分指數均能促進經濟增長，其中數字金融使用深度的推動作用最大，數字化程度的推動作用最小。（2）數字普惠金融的分指數對經濟增長的影響存在差異性，覆蓋廣度和使用深度的推動作用隨著分位點的升高逐漸減弱，數字化程度對經濟增長的推動作用呈現出“倒U”型特征。（3）技術創新在這種影響機制中表現出顯著的部分中介效應，并且技術創新的中介效應具有異質性，低、中、高等層次技術創新的中介效應逐漸減弱。

基于以上結論，本文提出以下政策建議：第一，全面提速中國數字經濟規劃的步伐，加強數字普惠金融建設。數字普惠金融對我國經濟增長的促進作用存在異質性，數字金融使用深度對經濟增長的推動作用最大，政府應當結合自身條件，持續推進數字金融使用深度的建設。數字金融覆蓋廣度能夠促進經濟增長，應當加快建設數字普惠金融個體類基礎設施，提高農村地區電信基站覆蓋率，擴大農村地區通信網絡的覆蓋廣度。另外，普惠金融數字化程度對經濟增長的影響較弱，應當不斷完善金融數字化的建設，加快金融數據與實體服務融合，助力產業數字化轉型。

第二，合理規劃區域金融發展，強化監管體系。數字普惠金融對經濟增長的影響存在區域異質性，經濟發達地區的數字普惠金融進入發展瓶頸期，經濟欠發達地區的數字普惠金融長期存在發展滯后問題。因此，一方面，政府需要解決經濟發達地區數字普惠金融在發展初期由于追求發展速度留下的“后遺癥”，加強金融風險監控，優化金融監管手段和技術，確保數字普惠金融推動實體經濟健康發展。另一方面，政府需要關注經濟欠發達地區數字金融發展滯后的問題，加快數字普惠金融生態建設，優先發展重點領域的金融業務，推動經濟高質量發展，做到“在發展中規范，在規范中發展”，努力解決數字普惠金融長期存在的發展不均衡不充分的問題。

第三，重視金融數字化的技術創新，做好數字金融與技術創新協同發展。數字普惠金融能夠通過促進技術創新來助力經濟增長，但技術創新的中介效應存在異質性。政府需要重點加強技術創新、產品創新，完善產品和技術搭建體系，在傳統技術的基礎上開發創新型金融產品。同時，鼓勵發明專利創造，引導專利創新與數字金融相融合，從而提升數字普惠金融的廣度和深度，保障數字金融的整體適用性，有效提升技術創新能力和金融發展的現代化水平。

（責任編輯：顏莉）