普惠金融、自主創(chuàng)新與經(jīng)濟高質(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，黨的十九大報告明確指出，深化金融體制改革，增強金融服務(wù)實體經(jīng)濟能力，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)濟發(fā)展質(zhì)量變革、效率變革、動力變革，實現(xiàn)我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。其中，普惠金融具有專注實體、深耕小微、精準(zhǔn)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(zhì)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(gòu)是核心，互聯(lián)網(wǎng)企業(yè)是支撐，非銀行金融機構(gòu)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(zhuǎn)型升級，能夠引導(dǎo)更多資源配置到經(jīng)濟社會發(fā)展的重點領(lǐng)域和薄弱環(huán)節(jié)，是增強服務(wù)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(zhì)量發(fā)展的第一動力，習(xí)近平總書記特別強調(diào)，實現(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)濟高質(zhì)量發(fā)展？如果該效應(yīng)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(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)系及其作用機制的相關(guān)文獻較為缺乏。目前，僅有較少文獻實證分析認(rèn)為普惠金融促進了經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，并且能夠通過優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)促進經(jīng)濟高質(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(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)，運用中介效應(yīng)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(zhì)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(zhì)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(zhì)量發(fā)展的作用，與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展既強調(diào)經(jīng)濟增長的效率、協(xié)調(diào)性，又強調(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，本文探究普惠金融與經(jīng)濟高質(zhì)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(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(nèi)生性檢驗后結(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)濟高質(zhì)量發(fā)展的作用機制

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)展普惠金融實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展成為經(jīng)濟領(lǐng)域的一個重要課題。現(xiàn)有文獻普遍認(rèn)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(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)濟學(xué)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(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(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(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，通過擴大金融產(chǎn)品和服務(wù)的覆蓋度，進一步滿足偏遠(yuǎn)地區(qū)中小微企業(yè)的資金需求，不斷激發(fā)市場活力，促進經(jīng)濟增長；另一方面，普惠金融通過優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、促進就業(yè)創(chuàng)業(yè)等渠道影響實體經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

普惠金融不僅能夠促進經(jīng)濟高質(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，并且特別強調(diào)了金融中介機構(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)濟政策能夠完善金融市場，為多元投資奠定基礎(chǔ)，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(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經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。Kuznets（1966）強調(diào)了技術(shù)創(chuàng)新在經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展中的關(guān)鍵地位。Romer（1990）利用內(nèi)生經(jīng)濟增長理論，論證了技術(shù)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(qū)動力對經(jīng)濟高質(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)達國家更為突出。白雪飛等（2019）認(rèn)為在影響經(jīng)濟高質(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)促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

（二）普惠金融對經(jīng)濟高質(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)濟發(fā)展存在明顯的空間溢出效應(yīng)。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(guān)系，認(rèn)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(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)促進鄰近地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

三、研究設(shè)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(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)濟高質(zhì)量發(fā)展（tfp）。目前，經(jīng)濟高質(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，已有文獻認(rèn)為提高經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量重點在于提高經(jīng)濟效率。相關(guān)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(zhì)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(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(zhì)量發(fā)展的影響，還需要對可能對經(jīng)濟高質(zhì)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(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(jié)果見表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

（二）計量模型設(shè)定

1.普惠金融影響經(jīng)濟高質(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 為待估計系數(shù)，x為控制變量，ε為隨機擾動項，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)濟發(fā)展質(zhì)量越好，此時說明普惠金融能推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

（2）式反映了普惠金融對經(jīng)濟高質(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)機制，在此基礎(chǔ)上參考溫忠麟等（2004）提出的中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ?，?gòu)建中介效應(yīng)模型。

普惠金融發(fā)展影響自主創(chuàng)新的估計模型為：

普惠金融和自主創(chuàng)新兩者共同影響經(jīng)濟高質(zhì)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(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 為待估計系數(shù)，x為控制變量，ε為隨機擾動項，μ為個體固定效應(yīng)。

中介效應(yīng)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(yīng)分析。然后，在此基礎(chǔ)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(zhì)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(yīng)，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(yīng)，即自主創(chuàng)新在創(chuàng)新驅(qū)動經(jīng)濟高質(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

為進一步探究普惠金融對經(jīng)濟高質(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(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)濟高質(zhì)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(zhì)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(zhì)量發(fā)展的影響；β為所有解釋變量的待估系數(shù)；ε是隨機誤差項，服從（0，σ）標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布；W 為二進制鄰接空間權(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 估計是有效的，但W 和WX可能存在多重共線性可能。

四、實證結(jié)果與分析

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

本文通過F 檢驗和Hausman 檢驗選擇面板雙向固定效應(yīng)模型進行基準(zhǔn)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(zhì)量發(fā)展的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，這也是中介效應(yīng)檢驗的第一步。可以看出，無論是否加入控制變量，普惠金融發(fā)展影響經(jīng)濟高質(zhì)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(zhì)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(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(zhuǎn)型升級，推動經(jīng)濟高質(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經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。這是因為以數(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(zhì)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(fù)，表明城市規(guī)模擴張不利于提升本地區(qū)經(jīng)濟增長質(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(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(wù)成本和門檻，擴大了金融服務(wù)范圍和觸達能力，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(zhì)量發(fā)展的回歸結(jié)果，這是中介效應(yīng)檢驗的第三步。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)新促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

綜上所述，普惠金融不僅直接推動了經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展，也促進了自主創(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

1.替換變量的穩(wěn)健性檢驗

將被解釋變量經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展替換成資本產(chǎn)出彈性分別為0.3 和0.5 計算得出的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展進行穩(wěn)健性檢驗，重新進行回歸，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經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，通過了穩(wěn)健性檢驗。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

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(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(zhì)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(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)健性檢驗結(jié)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(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 計算的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展在內(nèi)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(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(zhì)量發(fā)展，通過了穩(wěn)健性檢驗。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 改變估計樣本的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

表5 縮尾處理后的穩(wěn)健性檢驗結(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結(jié)果存在內(nèi)生性偏誤。此處普惠金融與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展之間可能存在逆向因果關(guān)系，即經(jīng)濟高質(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行糾正，即評估前一期的普惠金融如何影響當(dāng)期經(jīng)濟高質(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經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，與前面的基準(zhǔn)模型估計結(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

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(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。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(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(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)對促進經(jīng)濟高質(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)對促進經(jīng)濟高質(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)濟高質(zhì)量發(fā)展的積極效應(yīng)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(zhì)量發(fā)展的積極效應(yīng)更強。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

本文使用空間自回歸模型考察普惠金融對經(jīng)濟高質(zhì)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(guān)性，若存在空間相關(guān)性，則需要進一步構(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)檢驗了鄰接權(quán)重矩陣下的普惠金融與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的空間分布是否具有空間相關(guān)性，其計算公式為：

2.空間計量模型的回歸結(jié)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(yīng)、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(yīng)的SAR 模型，為了進行對比，還列出了固定效應(yīng)的SDM 的估計結(jié)果。表10~表11 分別匯報了以鄰接矩陣為空間權(quán)重矩陣的普惠金融對經(jīng)濟高質(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(zhì)量與周邊地區(qū)的經(jīng)濟發(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(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)濟高質(zhì)量發(fā)展的空間相關(guān)性

表11 列（2）~列（4）報告了普惠金融對經(jīng)濟高質(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本地和相鄰地區(qū)的經(jīng)濟高質(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，進一步說明了普惠金融對經(jīng)濟高質(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)展促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的效應(yīng)，并采用2006—2018年省級面板數(shù)據(jù)，運用中介效應(yīng)模型和空間計量模型進行了實證檢驗，得出以下主要結(jié)論。一是普惠金融發(fā)展可以顯著促進我國經(jīng)濟高質(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)濟高質(zhì)量發(fā)展。二是普惠金融發(fā)展對促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有顯著的空間溢出效應(yīng)，即普惠金融發(fā)展均能夠促進本地和相鄰地區(qū)的經(jīng)濟高質(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)濟高質(zhì)量發(fā)展水平的作用要小于提升本地區(qū)經(jīng)濟高質(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行生產(chǎn)性投資，提升服務(wù)實體經(jīng)濟的效率，降低服務(wù)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(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制，為金融機構(gòu)發(fā)放貸款提供參考。同時，充分發(fā)揮自主創(chuàng)新對普惠金融促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要中介作用。金融機構(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，進而促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

第三，普惠金融發(fā)展應(yīng)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(diào)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(zhì)量發(fā)展的空間溢出效應(yīng)，加強各地區(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)濟高質(zhì)量發(fā)展的空間貢獻能力。