中部地区数字普惠金融的时空演进与发展趋势

高 昕，李国权

（1.河南财政金融学院 国际经济与贸易学院，河南 郑州450046；2.黄河科技学院 河南中原创新发展研究院，河南 郑州 450063；3.河南农业大学 经济与管理学院，河南 郑州 450046）

数字普惠金融作为普惠金融与数字技术结合的产物，具有低成本、低接触、低门槛、广覆盖、高效率等优势，不仅具有商业属性，也具有社会价值。中部地区连南贯北、承东启西，在构建“双循环”新发展格局中的地位举足轻重。2020年我国中部地区以10.7%的陆地国土面积创造了全国21.9%的GDP，承载了全国25.8%的人口。《中国县域数字普惠金融发展指数研究报告（2020）》显示，近年来，我国中部地区数字普惠金融发展水平呈现较快赶超趋势，但仍存在发展不均衡、不充分等问题。2021 年4 月，中共中央、国务院出台的《关于新时代推动中部地区高质量发展的意见》明确提出，提升金融服务质效，增强金融普惠性。因此，客观呈现中部地区数字普惠金融发展的时空演进特征，预测未来发展趋势，并提出针对性的政策建议，对于提升中部地区金融服务效能，助力中部地区高质量发展具有重要的现实意义。

一、文献综述

根据我国发布的《2016 数字普惠金融白皮书》的定义：数字普惠金融是指在移动互联网、云计算、网络和通信服务等数字科技的基础上，金融机构得以通过不同的方式为原先金融服务获取不足的人群长期提供多种多样的金融服务[1]。近些年来，国内外围绕数字普惠金融的研究主要集中在三个方面。一是数字普惠金融的经济社会效应。Honohan（2005）[2]认为普惠金融具有扩大内需、刺激经济、消除贫困以及实现包容性社会的功能。Kapoor（2014）[3]的研究表明：金融普惠水平与经济社会发展具有很强的正相关性。国内学者钱海章等（2020）[4]，王永仓和温涛（2020）[5]基于我国数字金融发展的特征事实，发现数字普惠金融有力促进了我国经济增长。姜松和周鑫悦（2021）[6]认为数字普惠金融对经济高质量发展具有促进效应，但存在一定的结构性差异。此外，也有学者从不同的视角分析了数字普惠金融在提升社会保障水平[7]、增加农民收入[8]、缩小城乡差距[9]、促进产业升级[10]、推动科技创新[11]、服务乡村振兴[12]等方面的作用。二是数字普惠金融的发展水平测度。围绕数字普惠金融发展水平的测度，包括全球普惠金融合作伙伴组织（GPFI）、金融包容联盟（AFI）、世界银行（WB）等在内的一些国际机构组织都制定了具体指导方法。Sarma 和 Pais（2011）[13]参照联合国开发计划署计算HDI（人类发展指数）的方法，引入产品接触性、使用效用性和地理渗透性三大维度构建了普惠金融发展指数。郭峰等（2020）[14]以微观数据为基础，编制的“北京大学数字普惠金融指数”客观呈现了我国数字普惠金融的发展状况。多数测度结果表明：不论是城市地区[15]，还是农村地区[16]，我国数字普惠金融发展存在显著的正向空间集聚效应和典型的收敛特征，并呈现出发展水平由东至西逐渐递减态势。也有学者基于区域层面分别对我国九大城市群[17]、长江中游城市群、长三角地区等区域的数字普惠金融发展时空差异和动态演进进行了实证分析。三是数字普惠金融的影响因素分析。Diniz 等（2012）[18]以巴西为例，分析了数字技术对普惠金融的影响。Beck 等（2013）[19]的研究表明：居民储蓄率以及经济增长率等宏观因素直接影响普惠金融发展水平。吴金旺等（2018）[20]基于空间面板模型的检验，分析了数字普惠金融的内外影响因素，认为“互联网+”是影响数字普惠金融发展的主要因素。田霖和韩岩博（2019）[21]将数字普惠金融影响因素细化为需求因素、供给因素和社会因素三个维度。孙英杰和林春（2018）[22]的研究表明：市场化和信息化等因素对数字普惠金融发展存在显著的抑制作用。蒋庆正等（2019）[16]的研究认为：数字普惠金融发展与收入水平、城镇化水平、教育水平呈正相关关系。

事实上，经济是肌体，金融是血脉，两者共生共荣[23]。数字普惠金融作为一种新兴的金融形态，与区域经济发展之间也呈现出“共生共荣”的辩证统一关系。数字普惠金融为区域经济发展注入动力，区域经济发展为数字普惠金融创造空间。已有文献对前者的机理机制做了大量深入细致的探讨，这为进一步研究提供了扎实的基础，而对于后者的研究，更多是把“经济发展水平”仅作为诸多影响因素的一个具体变量予以考量，这在一定程度上忽视了数字普惠金融与区域经济发展之间的整体互动性。为此，本文以中部地区为例，在中部地区数字普惠金融动态演进特征刻画的基础上，引入“经济金融共生”理论，把数字普惠金融与区域经济发展置于统一的分析框架之中，构建共生指数，定量表达二者之间共生共荣状态，从实证的角度解析二者之间的互动机理，以期为进一步理顺数字普惠金融与区域经济发展关系提供理论支撑。

二、研究方法

（一）Kernel密度估计法

Kernel 密度估计法常用于空间分布的非均衡研究。作为一种非参数估计法，Kernel 密度估计法的本质是依据样本点到中心点的距离来判断样本分布的非均衡性特征，其常用的手段是依据估计值的图形分布状态来呈现研究对象的变化规律。核密度分布曲线图的分布状态、形态结构、延展状态、波峰数量等分别反映了研究对象的发展水平、绝对差异、相对差异、极化程度等变化情况。借鉴Silverman（2018）[24]的研究方法，本文构建随机变量的密度函数如下：

公式（1）中的f(x)代表数字普惠金融发展指数的密度函数，Xi为独立分布的样本观察值，x 为样本的平均值，N 为观测值的数量，h 为观测值的带宽，K(·)为核函数。因为本研究的分组数据较少，故选用高斯核函数来估计中部地区数字普惠金融发展的时空分布状态，具体的核密度估计表达式为：

（二）传统Markov链方法

传统Markov 链作为一种在时间和状态均为离散条件下满足{ }X(t),t ∈T 的随机过程，其取值是一个有限的集合M，即状态空间，而T 则对应各个时期。数字普惠金融作为一种经济现象，其演变过程也具有“马尔可夫性”，即“无后效性”。假定Pij为中部地区某省辖市数字普惠金融指数从t 年的状态i移到t+1 年的状态j 的转移概率，则可以依据公式（3）近似估算状态转移的概率。

公式（3）中的nij表示样本期内由t 年属于i 状态的省辖市在t+1 年转移到j 状态的省辖市的总数，nj是所有年份中属于j 状态的省辖市总数。如果将中部地区数字普惠金融指数划分为k 种类型，令随机变量Xt=j，即在t 时期的状态为j，该系统的“马尔可夫性”满足公式（4），则所有转移概率Pij组成的矩阵称为转移概率矩阵（见表1）。

表1 传统马尔可夫转移概率矩阵（k=4）

（三）空间Markov链方法

空间马尔可夫链法是在传统马尔可夫链法的基础上，嵌入空间因素解析空间溢出效应的一种分析工具。若以某省辖市在初始年份的k 种空间滞后类型为条件，可将传统的k×k 阶状态转移概率矩阵分解形成k 个k×k 的转移概率矩阵（见表2），其中Pij|k表示以空间滞后类型k 为条件，省辖市t 年份由i 类型转移到t+1 年份的j 类型的空间转移概率。某省辖市的空间滞后类型由其数字普惠金融指数在初始年份的空间滞后值来决定，空间滞后值是该省辖市相邻省辖市数字普惠金融指数和空间权重矩阵的乘积，即 ΣjWijYi，其中，Wij表示空间权重矩阵的 W 元素，Yi表示某省辖市的数字普惠金融指数。本文采用公共边界原则来确定空间权重矩阵，即省辖市相邻是Wij=1，省辖市不相邻是Wij=0[25]。对比传统马尔可夫转移矩阵（见表1）和空间马尔可夫转移矩阵（见表2）相对应元素，可以判定某省辖市数字普惠金融指数移动概率与相邻省辖市之间的关系，从而进一步解析空间因素对中部地区各省辖市数字普惠金融指数演变的影响。

表2 空间马尔可夫转移概率矩阵（k=4）

（四）共生指数构建

根据共生理论的原理，共生指数是判定共生关系的关键指标，反映了两个共生子系统之间质参量变化的关联程度和影响程度。参照范从来等（2020）[26]的研究成果，假设数字普惠金融与区域经济发展分别有主质参量Gf(t)和Ge(t)，则二者的共生指数计算公式如下：

其中，d 是微分符号，代表主质参量间的导数关系；θfe是数字普惠金融对区域经济发展的共生指数，代表数字普惠金融主质参量Gf(t)的变化率所引起的区域经济发展主质参量Ge(t)的变化率，表现了数字普惠金融共生子系统对区域经济发展共生子系统的贡献力度；θef是区域经济发展对数字普惠金融的共生指数，代表区域经济发展主质参量Ge(t)的变化率所引起的数字普惠金融主质参量Gf(t)的变化率，表现了区域经济发展共生子系统对数字普惠金融共生子系统的贡献力度。

根据共生指数的取值范围和相对大小可以客观判断数字普惠金融与区域经济共生系统之间的共生程度和共生状态。（1）当θfe＜0，θef＜0 时，表示数字普惠金融与区域经济发展的其中一个子系统对另一个子系统的发展是不利的，其中 θfe＜0，θef＞0 表示数字普惠金融对区域经济发展不利，反之亦然，此时二者之间是寄生关系；（2）当 θfe=0，θef=0 时，意味着一个子系统值为0，则表示二者之间是偏利共生关系；（3）当θfe＞0，θef＞0，且θfe=θef时，表示数字普惠金融与区域经济发展对彼此都有利，且相互促进程度大体相当，二者之间是对称的互利共生关系；（4）当θfe＞0，θef＞0，且θfe≠θef时，表示数字普惠金融与区域经济发展彼此互利，但是相互促进程度有差异，即二者是非对称的互利共生关系。

三、中部地区数字普惠金融的时空动态演进及与区域经济发展的共生状态

中国数字普惠金融指数能够有效反映各地区数字普惠金融的发展程度[14]。为此，本文利用“北京大学数字普惠金融指数（2011—2020）”，选取2011—2020 年中部地区6 个省份以及其所辖的82 个地级市的面板数据进行研究。82 个省辖市包括山西省的11 个、安徽省的16 个、江西省的11 个、河南省的17 个（不含济源市）、湖北省的13 个（含恩施土家族苗族自治州）和湖南省的14 个（含湘西土家族苗族自治州）。

（一）中部地区数字普惠金融的总体发展状况

由表3 可知，2011—2020 年，中部地区数字普惠金融实现了跨越发展，数字普惠金融指数均值从32.85 跃升至341.33，年均增长29.70%，高于全国均值2.81个百分点。采用变异系数法对中部地区数字普惠金融发展的σ 收敛特征进行检验发现，中部地区数字普惠金融水平的变异系数大致可以分为三个阶段：2011—2016 年，其变异系数从0.110 快速下降到0.030；2016—2018 年的变异系数由 0.030 逐步上升到 0.040；2018 年以来再次从 0.040 降低到 0.032。以2011年为基期，2020年中部地区数字普惠金融的变异系数年均下降0.0087，说明样本期内中部地区数字普惠金融发展存在σ收敛特征。从各省指数变化状况看，样本期内河南省数字普惠金融发展指数的增幅最大，年均增幅为31.79%；江西省次之，年均增幅为31.11%；此后依次为安徽省、湖南省、山西省和湖北省，其年均增幅分别为29.98%、29.38%、28.79%和27.66%。

表3 2011—2020年中部六省数字普惠金融指数

从数字普惠金融指数的分指数看，2011—2020年中部地区数字普惠金融覆盖广度指数均值与总指数均值呈一致性逐年上升趋势，从21.19 上升到322.86，年均增长35.27%；使用深度指数均值呈现出波动增长态势，虽然在2014年和2018年出现两次回落，但均值也从47.40 上升到341.50；数字化程度指数均值波动相对较大，2011—2015 年，该指数均值从44.91 逐年上升到383.83，年均增幅超过70%，之后在2016年和2017年连续两年出现下降现象，2018—2020 年又逐年上升，但增长幅度有所下降（见图1）。比较中部地区数字普惠金融分指数均值的年度变化可以发现：2011—2015 年，中部地区数字普惠金融的数字化程度指数和覆盖广度指数的增速高于使用深度指数的增速，2015—2020 年使用深度指数的增长率则高于数字化程度指数和覆盖广度指数。这表明，经过近些年来的跨越发展，中部地区数字普惠金融的覆盖广度和数字化程度已经达到了一定程度，进一步提升的潜力有限，未来一段时期，中部地区数字普惠金融的发展将更多依赖于数字普惠金融使用深度的提升。

图1 2011—2020年中部地区数字普惠金融指数及分指数的均值

（二）中部地区数字普惠金融的时序演进规律

为揭示中部地区数字普惠金融的时序演进规律，本文采用核密度估计法对其演进特征、相对差异、绝对差异以极化程度进行分析，利用STSTA15.1软件可得到中部地区数字普惠金融发展核密度估计结果，如图2所示。

图2 中部地区数字普惠金融的核密度分布动态演进趋势

由图2 可以看出，中部地区数字普惠金融的动态演进分布呈现出以下四个方面的显著特征。第一，整体水平逐年提高。从中部地区数字普惠金融指数核密度曲线分布位置看，中部地区数字普惠金融指数密度分布曲线在时序维度上整体向右偏移，这表明中部地区数字普惠金融发展水平整体上呈现出逐年提高的趋势。具体来看，2012 年为曲线向右转移幅度最大，2013 年次之；2020 年的曲线右移幅度最小。这表明，中部地区近十年来数字普惠金融发展水平的年际增长幅度存在一定的差异性。第二，区域绝对差异不断扩大。从分布形态看，中部地区数字普惠金融分布曲线波峰峰值总体呈现出波动性下降趋势：2011—2014 年的波峰峰值逐年下降，2014—2017 年的波峰峰值逐年上升，此后在2018 年急剧下降后维持在一个相对稳定水平。与此同时，分布曲线宽度呈现出“先窄后宽”的演变特征。这表明中部地区数字普惠金融指数在样本期内整体上呈现出离散程度增大趋势，各省辖市数字普惠金融发展的绝对差异随时间推移逐渐扩大。第三，区域相对差异逐步缩小。从延展性看，样本期内不同年份中部地区数字普惠金融指数的核密度曲线呈现出收敛性特征，不存在显著的拖尾现象，这表明中部地区各省辖市之间的数字普惠金融发展相对差异在逐步缩小。这进一步验证了中部地区整体数字普惠金融发展存在收敛特征的结果。第四，两极分化态势相对显著。从波峰数量看，不同年份中部地区数字普惠金融指数核密度分布曲线波峰数量始终为单峰，这就表明：该中部地区数字普惠金融发展不具备多极化的演变特征，尚没有形成应有的梯度效应，发展水平两极分化态势显著。综上，随着经济社会发展水平的提高和互联网信息技术的应用普及，中部地区数字普惠金融实现了跨越发展，尤其是省会城市和经济社会基础较好的省辖市的发展成效更为突出，但中部地区各省辖市之间的数字普惠金融发展差异也较为显著，进一步缩小区域内数字普惠金融发展差距问题任重道远。

（三）中部地区数字普惠金融的未来发展趋势

上述Kernel 密度分析初步刻画了中部地区数字普惠金融发展的时序演进特征，为进一步揭示其时空演进规律、预测未来发展趋势，本文依据传统马尔可夫链法的基本原理，将样本期内中部地区各省辖市普惠金融指数从低到高划分为低水平（Ⅰ）、中低水平（Ⅱ）、中高水平（Ⅲ）和高水平（Ⅳ）四个等级的状态空间，各等级的数字普惠金融发展指数分别为（23.88,126.13]（126.13,220.57]（220.57,257.11]（257.11,303.99]，然后以滞后一年为条件，计算获得中部地区数字普惠金融指数转移概率矩阵结果，如表4所示。

表4 2011—2020年中部地区数字普惠金融指数的传统马尔可夫转移概率矩阵（k=4）

从表4 可以看出，中部地区82 个省辖市中一年后数字普惠金融发展仍然保持在低水平的占80.24%，有18.32%的省辖市普惠金融发展水平提高到中低水平，有1.44%的城市跨越中低水平直接跃升至中高水平，没有省辖市直接跃升至高水平阶段；处在中低水平的省辖市中，一年后仍保持中低水平的占73.17%，转向低水平的城市占比为3.66%，转向中高水平的城市占比为23.17%，没有直接跃升至高水平的省辖市；处在中高水平的省辖市中，一年后有56.83%的城市保持不变的发展水平，有29.03%的城市转向高水平发展阶段，但同时也有14.14%的城市下滑至中低水平；处在高水平发展阶段的省辖市中，一年后有78.88%的城市仍保持在高水平，有21.12%的城市则降低为中高水平，没有从高水平阶段直接跌至中低水平和低水平的省辖市。

中部地区数字普惠金融发展指数的转移概率矩阵结果表明：第一，中部地区数字普惠金融发展整体存在条件收敛特征，矩阵对角线上的概率分别为80.24%、73.17%、56.86%和78.88%，这表明处在不同发展阶段的省辖市的稳定性概率至少为56.86%，且处在低水平和高水平阶段的稳定性相对较强，其保持概率分别为80.24%和78.88%，这也意味着各省辖市之间数字普惠金融发展存在一定程度的“马太效应”；第二，从正向转移概率看，由低水平、中低水平、中高水平向更高水平转移的概率分别为19.76%、23.17%和29.03%，呈现出递增特征，这表明中部地区数字普惠金融发展具有递增效应，发展水平越高，向更高水平发展的概率越大；第三，从非对角线的转移概率看，最大值概率为29.03%，最小概率为0，且在对角线两侧均有分布，这表明中部地区数字普惠金融发展是一个渐进过程，在一定程度上可能存在波动性变化，这就需要始终保持久久为功的发展定力。

（四）中部地区数字普惠金融的空间动态演进

数字普惠金融发展作为一种独特的经济活动，在地理空间上并非是一种孤立的、随机的状态，不同地区与周边区域相互关联、密切联系。为此，本文在传统马尔可夫概率转移矩阵的基础上，以各省辖市在初始年份的空间滞后类型为条件，把空间因素嵌入中部地区数字普惠金融指数马尔可夫概率转移矩阵中来探析其空间动态演进特征，以弥补传统马尔可夫链法的不足。使用MATLAB 软件计算得出中部地区数字普惠金融指数的空间马尔可夫转移概率矩阵结果，如表5所示。

由表5 计算结果可以发现地理空间因素对中部地区数字普惠金融发展的影响呈现出以下四个方面的典型特征。第一，中部地区数字普惠金融发展水平存在一定的空间依存性，空间因素对其发展水平具有显著的影响作用。四种不同区域条件下，中部地区各省辖市数字普惠金融指数转移概率各不相同，嵌入空间因素后，数字普惠金融发展从低水平阶段转向中低水平阶段的概率依次为0、0、15.95%和0，这与不考虑空间因素时的概率18.32%相比，存在显著的差异性。由此可见，空间因素在中部地区各省辖市数字普惠金融发展演进过程中发挥着重要作用。第二，中部地区相邻省辖市普惠金融发展的相互影响作用存在一定的差异性。当邻近省辖市数字普惠金融水平高于自身发展水平时，则邻近省辖市的促进作用较明显；当邻近省辖市数字普惠金融发展水平低于自身发展水平时，则邻近省辖市的抑制作用不明显。第三，中部地区数字普惠金融发展整体上呈现渐趋稳定发展的态势。从表5 的计算结果可以看出，不同空间条件下的转移概率矩阵下三角区域的计算数值均为0，这说明82 个地级市都在朝着更高水平稳步发展。

表5 2011—2020年中部地区数字普惠金融指数的空间马尔可夫转移概率矩阵（k=4）

（五）中部地区数字普惠金融与区域经济发展的共生状态

为测度2011—2020 年中部地区数字普惠金融与区域经济发展的共生状态，本文选取数字普惠金融指数和各省人均GDP 分别作为二者的主质参量，从省域层面对中部地区二者共生状态进行判断，其中，人均GDP数据来源于《中国统计年鉴》和2020年各省国民经济和社会发展统计公报。首先对数字普惠金融指数和省域人均GDP 数值进行回归，得到二者主质参量间的导数关系，然后根据公式（5）和公式（6），计算出2011—2020 年中部地区省域层面数字普惠金融与区域经济发展共生指数，结果如表6 所示。

从表6 中可以发现，数字普惠金融对区域经济发展的共生指数θfe与区域经济发展对数字普惠金融发展的共生指数θef都大于0，表明数字普惠金融与区域经济发展相互促进，基本实现了共生共荣，但二者之间的共生指数不相等，且θfe＜θef，说明区域经济发展对数字普惠金融的促进作用大于数字普惠金融对区域经济发展的促进作用。因此，确切地说中部地区区域经济发展与数字普惠金融近10 年来处于正向非对称共生状态。从演进趋势看，总体上θfe的数值在不断增加，而θef的数值在不断降低，这说明，数字普惠金融对区域经济发展的共生程度在不断提高，而区域经济发展对数字普惠金融的共生程度在逐年递减，θfe与θef比值的扩大表明二者正朝向对称共生状态收敛。

表6 2011—2020年中部六省数字普惠金融与区域经济发展共生指数

为进一步分析中部六省数字普惠金融与区域经济发展共生状态的区域差异，我们以θfe与θef的比值为参数（见表7），绘制如图3所示的中部六省数字普惠金融与区域经济发展共生指数比值演进图。

表7 2011—2020年中部六省数字普惠金融与区域经济发展共生指数比（θfe/θef）

图3 2011—2020年中部六省数字普惠金融与区域经济发展共生指数比值演进图

由图3 可以发现：从演进速度看，近10 年来，河南的 θfe与 θef比值增速最高，从 0.106 增加到 0.284，数字普惠金融与区域经济发展的正向对称共生演进速度最快；湖北的这一比值的增速相对较低，从0.125 增加到0.276，数字普惠金融与区域经济发展的正向对称共生演进速度最慢。截至2020 年，中部六省数字普惠金融与区域经济发展正向对称共生状态由高到低的排序分别为山西省、河南省、江西省、安徽省、湖南省和湖北省。究其原因，山西省之所以在2020 年排名较为靠前，可能与大力推进数字经济有关。近年来，山西省全面立体化构建数字经济发展体系，5G 基站开通率位列全国第一方阵，在用数据中心设计机架数年均增长率远高于全国平均水平，大同秦淮超大型数据中心服务器规模、吕梁天河二号超算中心计算能力全国领先，且相对于中部其他五个省份，山西省经济基础相对薄弱，数字普惠金融与区域经济发展共生演进的边际效应相对突出。湖北省之所以在2020 年较为滞后，可能与新冠肺炎疫情影响有关，这也进一步说明，数字普惠金融与区域经济发展的共生状态也受意外事件等非经济因素的影响和制约。

四、研究结论与政策建议

当前，推动中部地区高质量发展已经上升为国家区域发展重大战略。数字普惠金融作为现代金融体系的重要组成部分和关键驱动力量，在支撑中部地区高质量发展中发挥着极为重要的作用。本文利用2011—2020 年的面板数据，采用核密度估计法和马尔可夫链法对中部地区数字普惠金融的时空演进特征和未来发展趋势进行了分析预测。研究结果表明：近10 年来，中部地区数字普惠金融整体呈现快速发展态势，但结构性矛盾依然较为突出，不同省辖市和不同年份之间的发展速度均存在显著的差异性，数字普惠金融覆盖广度和数字化程度发展速度明显快于使用深度的发展速度。传统马尔可夫链的估计预测结果表明，受经济社会发展水平、地理区位条件等因素的影响，中部地区各省辖市数字普惠金融发展水平的区域差异将可能长期存在，但整体上都将随着时间的推移以不同的速度向更高水平发展。空间马尔可夫链检验结果进一步表明，中部地区数字普惠金融发展存在一定的空间溢出效应，地理空间格局在不同程度上影响着中部地区数字普惠金融的均衡发展，处在不同发展阶段的相邻省辖市之间存在抑制或促进效应，发展水平较高的省辖市对临近省辖市具有正向拉动效应，发展水平较低省辖市对临近的省辖市具有负向抑制作用，但总体而言，各省辖市数字普惠金融都正在朝着更高水平稳步迈进。同时，基于共生指数的测度表明，中部六省数字普惠金融与区域经济发展之间的共生关系处在正向非对称共生状态，且逐步向正向对称共生状态收敛。

基于以上研究结果，进一步推动中部地区数字普惠金融充分发展、均衡发展，需要立足现状，顺应趋势，以数字普惠金融使用深度拓展为重点，以区域协调发展为方向，从五个方面发力。

第一，完善基础设施。借助中部地区高质量发展战略的重大机遇，立足市场应用、坚持需求导向，充分发挥政府与市场的合力，不断加大数字普惠金融基础设施投资规模。结合中部地区产业转移合作园区建设、重大科技基础设施布局等，把数字普惠金融基础设施建设有机融入中部地区数字化新型基础设施建设中，为数字普惠金融的创新发展提供更多的应用空间。尤其是在欠发达地区和农村地区基础设施短板弥补中，要更加注重数字信息基础设施的建设，优化调整服务网点布局，筑牢这些区域数字普惠金融发展的根基。

第二，优化协同机制。立足区域一体化发展，建立健全中部地区数字普惠金融发展区域对话交流、重大事项协商、发展规划衔接等协同机制。探索成立中部地区数字普惠金融发展联盟，吸纳中部六省金融、科技、信息等领域的政府机构、市场主体、行业协会等各类主体，围绕中部地区数字普惠金融一体化发展，开展数字普惠金融合作，推动市场监管协同、资源信息共享、科技合作交流、市场共建共享，加快形成中部地区数字普惠金融创新合作发展的新格局。

第三，拓展应用空间。紧跟数字普惠金融发展的新趋势，围绕中部地区乡村振兴战略、小微企业融资、商业模式再造、智慧城市建设等重点领域，积极拓展数字普惠金融的应用空间。借助央行数字货币试点，完善财政、税收、科技、人才支持政策体系，探索设立区域性数字金融发展基金，鼓励银行、证券、保险、资管、信托等各类金融供给主体因地制宜开发普惠性数字金融产品服务，打造富有中部特色，涵盖电商、物流、民生、政务、金融等的数字服务平台，加快形成多层次、差异化、精准化的数字普惠金融供给格局，逐步缩小中部地区数字普惠金融发展区域差距。

第四，打造良性生态。中部六省要牢固树立开放包容的发展理念，摒弃相互割据的发展方式，建立区域之间合作共赢、竞争有序、有效互动的良性发展生态。加快建立形成中部地区数字普惠金融一体化发展的行业标准、监管规则、准入条件、征信体系等。要结合中部地区数字普惠金融发展实际，有效对接国家支持中部地区高质量发展的土地、人才、产业、帮扶等政策，丰富政策工具、优化政策组合、释放政策红利，进一步优化区域营商环境，激发市场主体活力，推动中部地区数字普惠金融由粗放发展向深度拓展转变。

第五，加强风险管控。数字普惠金融借助现代信息技术突破了传统金融服务的空间束缚，但同时也面临着信息、信用、技术、市场、平台等多维风险叠加的挑战。推进中部地区数字普惠金融高质量发展要未雨绸缪，树牢风险意识，有效平衡创新发展与风险管控的关系、信息公开与信息安全的关系，逐步建立健全涵盖法律监管、政府规制、行业自律、企业内控、社会监督等在内的数字普惠金融风险管控体系。同时，要聚焦标准规则、业务规范、技术安全和权益保护等重点环节，充分发挥数字技术在数字普惠金融风险管控中的作用，加强风险预测监督，提升风险防控能力。