普惠金融、自主創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展

孟維福，楊兆廷

（1.河北經(jīng)貿(mào)大學(xué) 金融學(xué)院，河北 石家莊 050051；2.河北金融學(xué)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(bào)告明確指出，深化金融體制改革，增強(qiáng)金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)能力，其核心要義是以金融服務(wù)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為主線，推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量變革、效率變革、動力變革，實(shí)現(xiàn)我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。其中，普惠金融具有專注實(shí)體、深耕小微、精準(zhǔn)供給、穩(wěn)健運(yùn)行的特點(diǎn)，為企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展注入“源頭活水”，為我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供強(qiáng)大支撐。截至2020 年底，我國普惠金融改革試驗(yàn)區(qū)已擴(kuò)至五省七地，銀行類金融機(jī)構(gòu)是核心，互聯(lián)網(wǎng)企業(yè)是支撐，非銀行金融機(jī)構(gòu)是補(bǔ)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(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)型升級，能夠引導(dǎo)更多資源配置到經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的重點(diǎn)領(lǐng)域和薄弱環(huán)節(jié)，是增強(qiáng)服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)能力的重要體現(xiàn)。與此同時，創(chuàng)新發(fā)展是我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的第一動力，習(xí)近平總書記特別強(qiáng)調(diào)，實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展必須依靠創(chuàng)新驅(qū)動的內(nèi)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(guān)鍵科技領(lǐng)域已經(jīng)顯現(xiàn)領(lǐng)跑態(tài)勢。經(jīng)濟(jì)高質(zhì)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(jì)高質(zhì)量發(fā)展的助推力量，探究普惠金融、自主創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的作用，已成為我國政府和學(xué)術(shù)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(jì)高質(zhì)量發(fā)展？如果該效應(yīng)得到證實(shí)，自主創(chuàng)新是否是其背后的作用機(jī)制？普惠金融對我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)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(yīng)的特征？對于這些問題，還需要進(jìn)行深入探討。盡管相關(guān)的研究較多，但探討普惠金融與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的空間溢出效應(yīng)和將普惠金融、自主創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展納入同一框架探討它們之間的關(guān)系及其作用機(jī)制的相關(guān)文獻(xiàn)較為缺乏。目前，僅有較少文獻(xiàn)實(shí)證分析認(rèn)為普惠金融促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，并且能夠通過優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。因此，要回答以上問題，需要梳理相關(guān)理論和進(jìn)行實(shí)證研究。

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

本文可能的邊際貢獻(xiàn)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(jì)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生影響，實(shí)證檢驗(yàn)了自主創(chuàng)新對于普惠金融影響經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的作用，與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展既強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)增長的效率、協(xié)調(diào)性，又強(qiáng)調(diào)創(chuàng)新的推動作用這一理論相呼應(yīng)，深化了已有研究。（2）借鑒已有文獻(xiàn)，本文探究普惠金融與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的時空演化特征，實(shí)證檢驗(yàn)了普惠金融和經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展之間的空間溢出效應(yīng)，使結(jié)論更具有現(xiàn)實(shí)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(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，采取普惠金融滯后一期的內(nèi)生性檢驗(yàn)后結(jié)論仍然成立。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）普惠金融影響經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的作用機(jī)制

高質(zhì)量發(fā)展的核心內(nèi)涵是創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放與共享，是對社會經(jīng)濟(jì)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(wù)。在此背景下，大力發(fā)展普惠金融是貫徹高質(zhì)量發(fā)展的重要舉措。如何通過發(fā)展普惠金融實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展成為經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域的一個重要課題?，F(xiàn)有文獻(xiàn)普遍認(rèn)為普惠金融對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展有明顯的促進(jìn)作用，并且普惠金融發(fā)展水平越高這種促進(jìn)作用越顯著。眾多學(xué)者將普惠金融與減貧相結(jié)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(xué)者從環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度提出普惠金融能夠促進(jìn)綠色經(jīng)濟(jì)發(fā)展的理念。具體而言，普惠金融對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)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(wù)可得性，增加收入和改善收入分配進(jìn)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(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級；三是普惠金融可以為中小企業(yè)提供精準(zhǔn)的信貸支持，促進(jìn)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(shí)現(xiàn)高質(zhì)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(kuò)大金融產(chǎn)品和服務(wù)的覆蓋度，進(jìn)一步滿足偏遠(yuǎn)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(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；另一方面，普惠金融通過優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、促進(jìn)就業(yè)創(chuàng)業(yè)等渠道影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

普惠金融不僅能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)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(shù)創(chuàng)新的積極作用，并且特別強(qiáng)調(diào)了金融中介機(jī)構(gòu)在企業(yè)自主創(chuàng)新中所起到的關(guān)鍵作用。Bencivenga 等（1993）認(rèn)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(rèn)為，普惠金融作為一個涵蓋多元化多區(qū)域的經(jīng)濟(jì)政策能夠完善金融市場，為多元投資奠定基礎(chǔ)，促進(jìn)企業(yè)選擇更貼近生產(chǎn)環(huán)節(jié)、更專業(yè)化的技術(shù)，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(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。Kuznets（1966）強(qiáng)調(diào)了技術(shù)創(chuàng)新在經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展中的關(guān)鍵地位。Romer（1990）利用內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論，論證了技術(shù)創(chuàng)新作用于長期宏觀的經(jīng)濟(jì)規(guī)模增長。劉思明等（2019）證實(shí)了國家創(chuàng)新驅(qū)動力對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展有著積極的效應(yīng)，并且這種積極效應(yīng)在發(fā)達(dá)國家更為突出。白雪飛等（2019）認(rèn)為在影響經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的諸多因素中，自主創(chuàng)新是最主要的驅(qū)動力。和軍等（2021）認(rèn)為科技創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)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(shè)1。

H1：普惠金融發(fā)展能夠推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)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(yīng)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

（二）普惠金融對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的空間溢出性效應(yīng)

基于地理學(xué)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(jì)活動會較為相似，金融也具有明顯的空間集聚性。Kindleberger（1974）認(rèn)為金融發(fā)展不僅能夠便利中心地區(qū)的資金流動和結(jié)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(guān)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(guān)性。與此同時，一些學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，普惠金融對減緩貧困具有空間溢出效應(yīng)，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(yīng)，也能夠通過溢出效應(yīng)降低鄰近地區(qū)的貧困率。Bernard 等（1996）發(fā)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在明顯的空間溢出效應(yīng)。李紅等（2014）分析并檢驗(yàn)了金融集聚與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，認(rèn)為金融發(fā)展不僅能促進(jìn)城市經(jīng)濟(jì)增長，而且在鄰近城市還存在溢出效應(yīng)。據(jù)此提出假設(shè)2。

H2：普惠金融可以通過空間溢出效應(yīng)促進(jìn)鄰近地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

三、研究設(shè)計(jì)

（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(jì)年鑒》《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國高科技產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》、EPS 數(shù)據(jù)庫以及各省份統(tǒng)計(jì)年鑒，由于西藏自治區(qū)部分統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)缺失，結(jié)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(jì)高質(zhì)量發(fā)展（tfp）。目前，經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展得到越來越多學(xué)者的重視，但是對其內(nèi)涵以及測度方法并沒有形成統(tǒng)一的共識，已有文獻(xiàn)認(rèn)為提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量重點(diǎn)在于提高經(jīng)濟(jì)效率。相關(guān)文獻(xiàn)使用勞動生產(chǎn)率或全要素生產(chǎn)率衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。本文采用全要素生產(chǎn)率，這是因?yàn)樵谏a(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(jì)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(jì)高質(zhì)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(shè)規(guī)模報(bào)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(biāo)（IFI，Inclusive Financial Index）。在Sarma（2012）、黃秋萍等（2017）、王修華等（2016）的研究基礎(chǔ)上，結(jié)合中國具體實(shí)際情況和數(shù)據(jù)可得性等，本文使用變異系數(shù)賦權(quán)法來確定各維度權(quán)重，計(jì)算普惠金融發(fā)展指數(shù)。該指標(biāo)采用任碧云等（2020）測算的普惠金融發(fā)展指數(shù)，當(dāng)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(shù)積累形成核心技術(shù)并在此基礎(chǔ)上實(shí)現(xiàn)產(chǎn)品升級。本文采用科技經(jīng)費(fèi)投入與R&D 經(jīng)費(fèi)投入之和與GDP 的比值進(jìn)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(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響，還需要對可能對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生影響的其他變量進(jìn)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(jié)構(gòu)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(jì)算機(jī)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(jì)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(jì)

變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（二）計(jì)量模型設(shè)定

1.普惠金融影響經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的中介效應(yīng)模型設(shè)定

普惠金融影響經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的基準(zhǔn)回歸模型為：

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

（2）式反映了普惠金融對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)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(dǎo)機(jī)制，在此基礎(chǔ)上參考溫忠麟等（2004）提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停瑯?gòu)建中介效應(yīng)模型。

普惠金融發(fā)展影響自主創(chuàng)新的估計(jì)模型為：

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

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

中介效應(yīng)模型的檢驗(yàn)程序是：首先，檢驗(yàn)系數(shù)β，若β顯著則繼續(xù)檢驗(yàn)，否則中止中介效應(yīng)分析。然后，在此基礎(chǔ)上檢驗(yàn)普惠金融對自主創(chuàng)新影響的估計(jì)系數(shù)β以及自主創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展影響的估計(jì)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(yīng)，此時需要進(jìn)一步檢驗(yàn)β的顯著性。若β顯著則存在顯著中介效應(yīng)，即自主創(chuàng)新在創(chuàng)新驅(qū)動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展過程中起到部分中介效應(yīng)；若β不顯著，則存在完全中介效應(yīng)，即自主創(chuàng)新在普惠金融驅(qū)動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展過程中起到完全中介效應(yīng)。

2.空間溢出模型設(shè)定

為進(jìn)一步探究普惠金融對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的空間溢出效應(yīng)，本文引入空間模型。假設(shè)變量之間的空間自相關(guān)關(guān)系通過包含被解釋變量的空間滯后項(xiàng)和解釋變量的空間滯后項(xiàng)共同反映，則可以使用空間杜賓模型（SDM）來估計(jì)。空間杜賓模型為：

此外，為了檢驗(yàn)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(jì)，即假設(shè)變量之間的空間自相關(guān)關(guān)系通過被解釋變量的空間滯后項(xiàng)來反映?？臻g自相關(guān)回歸模型為：

其中，tfp為被解釋變量經(jīng)濟(jì)高質(zhì)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(jì)高質(zhì)量發(fā)展的空間滯后項(xiàng)；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(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響；θWX為所有解釋變量的空間滯后項(xiàng)，同理，θ 表示鄰近地區(qū)WX對被解釋變量經(jīng)濟(jì)高質(zhì)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(jī)誤差項(xiàng)，服從（0，σ）標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布；W 為二進(jìn)制鄰接空間權(quán)重矩陣，當(dāng)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(guān)系構(gòu)成了30×30 階的對稱矩陣。由于空間杜賓模型不存在內(nèi)生性，因此OLS 估計(jì)是有效的，但W 和WX可能存在多重共線性可能。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）普惠金融影響經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的中介效應(yīng)回歸結(jié)果

本文通過F 檢驗(yàn)和Hausman 檢驗(yàn)選擇面板雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行基準(zhǔn)回歸分析。表2 中的列（1）~列（2）匯報(bào)了普惠金融發(fā)展影響經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，這也是中介效應(yīng)檢驗(yàn)的第一步?？梢钥闯觯瑹o論是否加入控制變量，普惠金融發(fā)展影響經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的估計(jì)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(jì)高質(zhì)量發(fā)展。這是因?yàn)榻?jīng)濟(jì)健康發(fā)展離不開金融的有力支撐，普惠金融以可負(fù)擔(dān)的成本為小微企業(yè)、三農(nóng)和偏遠(yuǎn)地區(qū)提供有效金融服務(wù)，通過創(chuàng)新普惠金融產(chǎn)品和服務(wù)，提高金融服務(wù)的覆蓋率、可得性和便利性，引導(dǎo)更多金融資源配置到經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的薄弱環(huán)節(jié)，有利于推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)型升級，推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)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(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。這是因?yàn)橐詳?shù)字化、網(wǎng)絡(luò)化和智能化為發(fā)展方向的信息化能夠提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率，降低成本。各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展通過了10%水平的顯著性檢驗(yàn)，表明經(jīng)濟(jì)總量增長的同時，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量也有顯著提升。城市化發(fā)展水平的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，表明城市規(guī)模擴(kuò)張不利于提升本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量，這與曾藝等（2019）、趙濤等（2020）的結(jié)論相一致。市場化發(fā)展程度則與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展之間不具有顯著的正相關(guān)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(jì)系數(shù)也不顯著，表明固定資產(chǎn)投資增速的提高對促進(jìn)經(jīng)濟(jì)質(zhì)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(jié)果，這是中介效應(yīng)檢驗(yàn)的第二步。結(jié)果顯示，無論是否加入控制變量，普惠金融的估計(jì)系數(shù)均在1%水平上顯著為正，表明普惠金融能夠促進(jìn)自主創(chuàng)新發(fā)展。這主要是因?yàn)椋阂皇瞧栈萁鹑诘陌l(fā)展能夠降低金融服務(wù)成本和門檻，擴(kuò)大了金融服務(wù)范圍和觸達(dá)能力，從而使企業(yè)獲得有效便捷的金融服務(wù)；二是普惠金融的發(fā)展能夠降低金融服務(wù)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(jìn)企業(yè)進(jìn)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(jì)高質(zhì)量發(fā)展的回歸結(jié)果，這是中介效應(yīng)檢驗(yàn)的第三步。結(jié)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(jì)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(yīng)，即普惠金融能夠通過自主創(chuàng)新促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

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

表2 普惠金融、自主創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的中介效應(yīng)回歸結(jié)果

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.替換變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

將被解釋變量經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展替換成資本產(chǎn)出彈性分別為0.3 和0.5 計(jì)算得出的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，重新進(jìn)行回歸，結(jié)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(jié)果。結(jié)果顯示，無論是否加入控制變量，普惠金融均能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，通過了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。此外，表3 中的控制變量結(jié)論與表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致。

2.剔除特殊樣本的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

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(jìn)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(jì)高質(zhì)量發(fā)展的情況，回歸結(jié)果如表4 所示。其中列（1）~列（2）顯示了一般回歸結(jié)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(jié)果。結(jié)果顯示，無論是否加入控制變量，普惠金融估計(jì)系數(shù)均在1%水平上顯著為正，即普惠金融對促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展有著顯著的效果，通過了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。此外，表4 中的控制變量結(jié)論與表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致。

表3 替換被解釋變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

3.進(jìn)行縮尾處理的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了控制離群值對估計(jì)結(jié)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(jì)算的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展在內(nèi)的所有變量進(jìn)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(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表5 所示。表5 中，列（1）~列（2）顯示了一般回歸結(jié)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(jié)果。結(jié)果顯示，無論是否加入控制變量，普惠金融的估計(jì)系數(shù)均在1%水平顯著為正，即普惠金融能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，通過了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。此外，表5 中的控制變量結(jié)論與表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致。

表4 改變估計(jì)樣本的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

表5 縮尾處理后的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

（三）內(nèi)生性討論

解釋變量的內(nèi)生性問題是需要討論的問題，造成內(nèi)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(jì)結(jié)果存在內(nèi)生性偏誤。此處普惠金融與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展之間可能存在逆向因果關(guān)系，即經(jīng)濟(jì)高質(zhì)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(jì)高質(zhì)量發(fā)展。為確保結(jié)果的穩(wěn)健性，較好地緩解和避免計(jì)量識別中可能產(chǎn)生的內(nèi)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(jìn)行糾正，即評估前一期的普惠金融如何影響當(dāng)期經(jīng)濟(jì)高質(zhì)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(jì)高質(zhì)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(jié)果如表6 所示。表6 中，列（1）~列（2）顯示了一般回歸結(jié)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(jié)果。結(jié)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(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，與前面的基準(zhǔn)模型估計(jì)結(jié)果基本一致。

表6 解釋變量滯后一期的內(nèi)生性分析

（四）異質(zhì)性檢驗(yàn)

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(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平，在區(qū)域分布上都存在著明顯的異質(zhì)性特點(diǎn)。本文將樣本重新分為東部和中西部進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，同時參考周民良（2000）和歐向軍等（2006）關(guān)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(jìn)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(jì)高質(zhì)量發(fā)展的異質(zhì)性結(jié)果，列（1）~列（3）為東部地區(qū)回歸結(jié)果，列（4）~列（6）為中西部地區(qū)回歸結(jié)果。其中，列（1）和列（4）顯示了一般回歸結(jié)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(jié)果。結(jié)果顯示，普惠金融在東部地區(qū)和中西部地區(qū)對促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)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(jì)高質(zhì)量發(fā)展的異質(zhì)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(jì)高質(zhì)量發(fā)展的異質(zhì)性結(jié)果，列（1）~列（3）為北方地區(qū)回歸結(jié)果，列（4）~列（6）為南方地區(qū)回歸結(jié)果。其中，列（1）和列（4）顯示了一般回歸結(jié)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(jié)果。結(jié)果顯示，普惠金融在北方地區(qū)和南方地區(qū)對促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)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(jì)高質(zhì)量發(fā)展的積極效應(yīng)更強(qiáng)；與北方地區(qū)相比，南方地區(qū)普惠金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的積極效應(yīng)更強(qiáng)。這一結(jié)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(jié)論與表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致。

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

（五）空間溢出效應(yīng)

1.空間自相關(guān)檢驗(yàn)

本文使用空間自回歸模型考察普惠金融對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響。在進(jìn)行空間計(jì)量分析之前，需要檢驗(yàn)研究對象是否存在空間自相關(guān)性，若存在空間相關(guān)性，則需要進(jìn)一步構(gòu)建空間權(quán)重矩陣。本文參考高遠(yuǎn)東等（2013）的做法，構(gòu)建基于區(qū)域是否相鄰的鄰接空間權(quán)重矩陣W。

本文采用全局Moran’I指數(shù)檢驗(yàn)了鄰接權(quán)重矩陣下的普惠金融與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的空間分布是否具有空間相關(guān)性，其計(jì)算公式為：

2.空間計(jì)量模型的回歸結(jié)果

在進(jìn)行空間計(jì)量回歸之前，按照Elhorst（2014）的檢驗(yàn)思路，本文分別進(jìn)行了LM 檢驗(yàn)、SDM 模型固定效應(yīng)、Husman 檢驗(yàn)等，經(jīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，SDM 模型可以簡化為SAR，確定采用固定效應(yīng)的SAR 模型，為了進(jìn)行對比，還列出了固定效應(yīng)的SDM 的估計(jì)結(jié)果。表10~表11 分別匯報(bào)了以鄰接矩陣為空間權(quán)重矩陣的普惠金融對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的SDM 和SAR 的空間回歸模型結(jié)果。

表10 與表11 的列（1）中，空間自回歸系數(shù)的估計(jì)值分別為0.1387、0.2700，且均顯著為正，這表明本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量與周邊地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量存在顯著的空間集聚效應(yīng)。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(jì)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(xiàng)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(jì)高質(zhì)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(jì)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)，不能用空間交互項(xiàng)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(yīng)和間接效應(yīng)（空間溢出效應(yīng)）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(yīng)和間接效應(yīng)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(yīng)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(jì)高質(zhì)量發(fā)展的空間相關(guān)性

表11 列（2）~列（4）報(bào)告了普惠金融對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的直接效應(yīng)、空間溢出效應(yīng)和總效應(yīng)。結(jié)果顯示，普惠金融對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響有著顯著的直接效應(yīng)、空間溢出效應(yīng)和總效應(yīng)，且均在1%水平上顯著。整體而言，普惠金融均能夠促進(jìn)本地和相鄰地區(qū)的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，因此，假設(shè)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(jì)高質(zhì)量發(fā)展的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)均顯著為正，進(jìn)一步說明了普惠金融對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有空間溢出效應(yīng)。另外，不論是表10 還是表11，空間溢出效應(yīng)均小于直接效應(yīng)。

表10 普惠金融與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的空間溢出效應(yīng)回歸結(jié)果（SDM 模型）

五、研究結(jié)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(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的效應(yīng)，并采用2006—2018年省級面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用中介效應(yīng)模型和空間計(jì)量模型進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，得出以下主要結(jié)論。一是普惠金融發(fā)展可以顯著促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)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(jì)高質(zhì)量發(fā)展。二是普惠金融發(fā)展對促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有顯著的空間溢出效應(yīng)，即普惠金融發(fā)展均能夠促進(jìn)本地和相鄰地區(qū)的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)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(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的作用要小于提升本地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的作用。因此，根據(jù)本文結(jié)論，得到如下政策啟示。

表11 普惠金融與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的空間溢出效應(yīng)回歸結(jié)果（SAR 模型）

第一，政府應(yīng)加快構(gòu)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(shè)，鼓勵傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)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(wù)。同時不斷引導(dǎo)新型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)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(wù)重心，為農(nóng)村地區(qū)提供更加專業(yè)化、差異化的金融服務(wù)，集中更多金融資源進(jìn)行生產(chǎn)性投資，提升服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的效率，降低服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的成本，不斷促進(jìn)中小微企業(yè)等經(jīng)濟(jì)主體的發(fā)展，進(jìn)而帶動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

第二，加快建立多層級的小微企業(yè)和農(nóng)民信用檔案平臺，繼續(xù)建設(shè)好金融信用信息基礎(chǔ)數(shù)據(jù)庫，采用數(shù)字技術(shù)建立農(nóng)村地區(qū)用戶信息信用共享機(jī)制，為金融機(jī)構(gòu)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(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要中介作用。金融機(jī)構(gòu)要加大對中小企業(yè)的信貸支持，提供更加優(yōu)質(zhì)的金融產(chǎn)品和服務(wù)，提升金融資源對企業(yè)創(chuàng)新的配置效率，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

第三，普惠金融發(fā)展應(yīng)在不同階段實(shí)行動態(tài)化、差異化的發(fā)展策略，使其有效發(fā)揮協(xié)調(diào)區(qū)域發(fā)展不平衡的作用，促進(jìn)中西部經(jīng)濟(jì)更快發(fā)展。同時，重視普惠金融促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的空間溢出效應(yīng)，加強(qiáng)各地區(qū)普惠金融基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的協(xié)調(diào)力度，充分釋放普惠金融對我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的空間貢獻(xiàn)能力。