数字普惠金融影响经济高质量发展的渠道机理与异质特征

王刚贞 陈梦洁

(1.安徽财经大学，安徽 蚌埠 233030;2.中南财经政法大学，湖北 武汉 430073)

一、引言

经济高质量发展是以满足人民群众的美好生活需要为目标，在可持续发展的基础上促进发展成果社会共享(金碚,2018)。经济高质量发展离不开金融的有效支持，但现实金融供给的“倒金字塔”结构与中国经济社会的“金字塔”结构错位匹配，对中国经济高质量发展形成明显掣肘。近年来，数字普惠金融的蓬勃发展，为解决当下金融供给与经济发展不对称的结构性矛盾提供了技术支撑和创新机遇(王洋 等，2021)。数字普惠金融依托数字技术，使原本金融服务不足的长尾群体都能长期享有可负担的金融服务(1)《数字普惠金融发展白皮书(2019年)》，http://www.caict.ac.cn/kxyj/qwfb/bps/201911/t20191107_269097.htm。，其突破传统金融“实体网点+人工服务”的发展模式，可以助力提升金融服务的触达范围，降低供给成本并增加利润空间，是解决金融与经济错位匹配的可行之道。数字普惠金融能够打造集可负担、可获得与可持续发展于一体的金融服务新模式，这也和经济高质量发展公平、高效、可持续的题中要义不谋而合(黄益平 等，2018；张军扩 等，2019；滕磊 等，2020；马黄龙 等,2021)。

已有关于数字普惠金融的研究主要围绕数字普惠金融发展对经济增长、相对贫困、城乡差距的影响展开(Mlachila et al.，2016；Park et al.，2017；张勋 等，2019)，而仅有少量关于数字普惠金融影响经济高质量发展理论与实证的文献，如蒋长流等(2020)认为数字普惠金融能够通过激励中小企业的研发创新进而促进经济高质量发展，马黄龙等(2021)则认为农村人力资本是数字普惠金融促进经济高质量发展的重要渠道。也有文献提出不同观点，认为经济结构的不合理会导致数字普惠金融对经济高质量发展产生负面影响(姜松 等，2021)。

总之，已有研究虽然就数字普惠金融与经济高质量发展二者关系展开了讨论，但数字普惠金融通过何种渠道作用于经济高质量发展的研究仍不够深入，且中国不同地区天然禀赋及金融发育基础存在较大差异，这种影响效应是否具有时空异质性也鲜有涉及。对上述问题的理论解读与实证研究，有助于认识数字普惠金融对提振中国经济高质量发展的战略价值。本文可能的边际贡献在于：第一，从数字普惠金融助力构建“双循环”新发展格局视角出发，验证数字普惠金融通过影响国内需求与促进国际贸易两条作用渠道驱动经济高质量发展；第二，揭示现阶段数字普惠金融通过扩大内需驱动经济高质量发展的内循环尚不通畅，对经济高质量发展的增进作用在跨越国内需求门槛值后才能有效发挥；第三，顺应新时代号召对中部地区高质量发展存在的瓶颈进行分析，这对明确数字普惠金融的建设方向及建设周期具有重要参考价值。

二、理论机制与研究假说

(一)数字普惠金融影响经济高质量发展的作用机制

随着中国在全球分工和产业链中地位的不断上升，产品生产也逐渐从低端走向中高端，加之国际经济政治因素的逆全球化，中国较难再依靠与发达国家的经济循环推动国内经济发展，由此提出立足国内循环、畅通国际国内“双循环”的发展战略。“双循环”发展战略是以扩大内需的国内循环为战略基点，强化国际循环的带动作用，是中国经济高质量发展过程中一次极为重要的认知升级(丁守海 等,2022)。立足于经济高质量发展转型阶段，未来经济发展需要更强的内生动力，数字普惠金融正是通过助力构建“双循环”新发展格局，为中国经济高质量发展增势赋能。

从国际循环视角来看，数字普惠金融业务便捷了经济主体的支付与结算，满足跨境资本的投融资需求，经由国际贸易渠道拉动国家经济增长。跨境支付是现有支付体系的“痛点”，仍存在费用较高、耗时较长、透明度低等问题，移动支付作为数字普惠金融的重要工具载体，可以有效降低跨境支付成本并提高支付结算效率(Lewis,2011；蒋长流 等,2020)。此外，确保跨境金融服务的顺利提供是G20数字普惠金融高级原则之一，普惠性综合金融服务平台为有跨境贸易金融服务需求的投融资主体提供服务，利用数字技术破除信息不对称难题，为高质量发展注入全新动能(2)详见：“普惠金融注入数字力量”，https://finance.ifeng.com/c/8Ca8z1TM1nX。。在推进经济外向化发展方面，数字普惠金融能够夯实经济高质量发展的外部环境条件(姜松 等,2021)，通过激励国际贸易的方式驱动一国经济增长(李梦雨,2019)。

数字普惠金融对构建国内循环的助益作用，可以归功于数字普惠金融畅通消费者与生产者间的资金流及信息流，加速了经济高质量发展进程。对消费者而言，数字普惠金融能够利用大数据风控模型为消费者增信，缓解消费者的流动性约束并降低其预防性储蓄动机，由需求端刺激国内消费扩容升级(易行健 等,2018；邹新月 等,2020)。对生产者而言，数字普惠金融能够在要素采购、产品生产、产品销售等环节提供资金支持，通过促进信息共享降低生产者的经营风险，由供给端促进国内消费潜力释放，盘活中国经济发展内循环。然而，现阶段，在形成“双循环”新发展格局的道路上，仍存在消费增长动力不足的问题(李猛, 2021)，国内需求因为疫情被冻结，数字普惠金融通过扩大内需驱动经济高质量发展的渠道是否通畅，有待进一步研究。据此，提出：

假说1a:数字普惠金融经由促进国际贸易渠道驱动经济高质量发展的外循环运转通畅。

假说1b:数字普惠金融经由扩大内需渠道驱动经济高质量发展的内循环运转不通畅。

(二)数字普惠金融影响经济高质量发展的异质性分析

中部地区承东启西，是国内市场的重要空间枢纽，对盘活以国内循环为主体的“双循环”新发展格局具有全局性意义(3)详见：“关于新时代推动中部地区高质量发展的指导意见”，http://cpc.people.com.cn/n1/2021/0331/c64094-32065635.html。，现阶段中部地区数字普惠金融能否驱动经济高质量发展，是亟需探讨的现实问题。有研究指出数字普惠金融能够提升经济增长质量(詹韵秋,2018)，但不同地区数字普惠金融对经济高质量发展的驱动效果具有异质性，相较而言，中部地区的驱动效果较弱(常建新 等,2021)，甚至存在边际效应递减问题(贺健 等,2020)。如前所述，已有研究关于数字普惠金融影响经济高质量发展的方向及程度存在不确定性，且关于不同地区数字普惠金融影响经济高质量发展时空异质特征的研究也稍显薄弱。着眼于中国经济高质量转型的扩张阶段，数字普惠金融对经济高质量发展的影响可能会随空间和时间变化而变动：其一，各地区金融资源流动处于扭曲关系之中，东部地区国际贸易优势与西部地区国家政策激励对金融投资主体产生了较强的吸引力，中部地区的经济增长则可能存在瓶颈；其二，各地区数字创新与金融发展存在较大差距，导致各地区数字技术与普惠金融的融合深度存在空间差异，对经济高质量发展的影响可能存在空间异质性；其三，数字普惠金融体系的完善不可能一蹴而就，数字普惠金融生态环境的改善也非旦夕可成，因此数字普惠金融政策实施对经济高质量发展的影响可能存在时间异质性。据此，提出：

假说2：数字普惠金融能够促进东、西部地区经济高质量发展，但不利于中部地区经济发展质量的提升。

假说3：数字普惠金融能够长效促进东、西部地区经济高质量发展；数字普惠金融可以在短期促进中部地区的经济高质量发展，长期则表现为负效应。

三、模型、变量及数据

(一)基准回归模型设计

为分析数字普惠金融对经济高质量发展的影响效应，建立如下回归模型：

Git=α0+α1IFIit+∑αjControlit+μi+λt+εit

(1)

其中：下标i代表省份，下标t代表年份。Git为被解释变量，表示经济高质量发展水平。IFIit为核心解释变量，表示数字普惠金融指数。Controlit表示控制变量。由于各省份自然禀赋、地理位置、经济结构及地域文化等非观测因素的差异可能导致度量具有一定偏差，因此在模型中加入省份固定效应μi；考虑到经济运行过程中存在的不可观测因素，如突发公共卫生事件、经济的周期性波动、宏观审慎政策等也会对经济发展质量产生影响，因此在模型中加入时间固定效应λt。εit表示随机扰动项。考虑到面板数据可能存在内生性问题，因此采用系统GMM方法进行模型估计。

(二)中介效应模型设计

参照温忠麟等(2004)的中介效应的检验程序，为检验数字普惠金融通过何种渠道促进经济高质量发展，建立如下回归模型：

Git=α0+α1IFIit+α2Controlit+μi+λt+εit

(2)

其中：Git为经济高质量发展水平，IFIit为数字普惠金融指数，Controlit为模型控制变量，λt为时间固定效应，μi为省份固定效应，εit为随机扰动项。

进一步分析数字普惠金融影响经济高质量发展的传导机制，构建如下回归模型：

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

(3)

其中：Intermediateit分别表示国内需求(Cos)与国际贸易(To)两个中介变量。为验证数字普惠金融是否通过以上两个中介变量影响经济高质量发展，建立如下回归模型：

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

(4)

依次检验α1、β1、γ1、γ2能否通过中介效应的Sobel检验，最后比较γ2β1与α1的符号，若为同号表明存在中介效应，若为异号表明存在遮掩效应。

(三)空间计量模型设计

利用空间杜宾模型分析数字普惠金融促进经济高质量发展的时空异质特征，建立如下回归模型：

(5)

其中：wij为标准化球面距离空间权重矩阵，以中国30个省份为样本，如省份i与省份j有共同边界，则wij为 1，反之wij为 0，形成 30×30空间权重矩阵，按距离假定海南省与广东省相邻；δ为经济高质量发展水平在各省份间空间溢出效应系数；χ1、χ2分别表示IFIit和Controlit对Git的直接影响系数；θ1、θ2分别表示IFIit和Controlit对Git的空间溢出影响系数。

(四)变量选取与数据说明

1.被解释变量：经济高质量发展水平

经济高质量发展的内涵丰富，包含“创新、协调、绿色、开放、共享”五大发展理念(金碚,2018)，已有文献围绕高质量发展内涵构建了不同的测评指标体系(魏敏 等，2018；马茹 等,2019；方若楠 等,2021)。在已有研究的基础上，本文深刻把握经济高质量发展内涵，同时兼顾指标合理性和数据可得性，依据创新驱动、协调发展、绿化环保、经济开放与民生共享5个维度15个指标构建经济高质量发展评价指标体系(见表1)。指标体系编制时间跨度为2011—2020年，采用熵权法对中国经济高质量发展指标进行测算(4)考虑到西藏与港澳台部分数据不完整，未列入编制范畴之内。。所用数据主要来自《中国财政年鉴》、国家统计局以及各省份统计公报等。

表1 经济高质量发展评价指标体系

2.核心解释变量：数字普惠金融指数

本文选用的数字普惠金融指数源于北京大学数字普惠金融指数(2011—2020)，该指数系北京大学数字普惠金融研究中心与蚂蚁金服集团编制成果，具有权威性与科学性，编制过程见郭峰等(2020)。

3.中介变量：国内需求和国际贸易

一般认为，消费是经济高质量发展的重要内驱动力，本文以医疗保健及教育文化类消费占居民消费的比重来衡量国内需求(Cos)，反映数字普惠金融对经济高质量发展国内循环的促进作用。数字普惠金融对经济高质量发展的国际循环驱动作用可以体现于国际贸易之中，本文以各省份进出口总额与该省份GDP之比来衡量国际贸易(To)，反映国际贸易的繁荣程度。数据来源于中国统计年鉴。

3.控制变量

为准确反映数字普惠金融对经济高质量发展的影响，参考余泳泽等(2018)、张永恒等(2018)、赵涛等(2020)，结合中国经济运行实际情况，发现影响中国经济高质量发展的变量主要为产业结构(Ind)、经济发展水平(En)和经济发展强度(Pgdp)。其中，产业结构以第三产业产值占各省份GDP的比重表示，经济发展水平以各省份人均可支配收入占全国人均可支配收入的比重表示，经济发展强度以各省份人均GDP表示。数据来源于国家统计局。

(五)变量描述性统计

变量描述性统计如表2所示，将数字普惠金融指数除以100，在不改变其趋势的情况下缩小变量间量纲差距。可以看到，各省份数字普惠金融与经济高质量发展情况具有一定差异，产业结构、经济发展水平及经济发展强度的波动幅度较大，各省份间经济发展状况迥然有异。

表2 变量描述性统计

(六)数字普惠金融与经济高质量发展的相关性分析

图1 2011年和2020年数字普惠金融与经济高质量发展水平的散点拟合图

为了直观地感知数字普惠金融与经济高质量发展的相关关系，基于各省份经济高质量发展水平的测度结果，绘制2011年和2020年数字普惠金融指数与经济高质量发展水平的散点拟合图(见图1)。通过初步刻画，可以发现，数字普惠金融指数与经济高质量发展水平大致呈正相关关系。总体而言，2011—2020年中国经济高质量发展的平均值为0.3151，年平均增长率为0.7297%，意味着数字普惠金融指数的提升有助于经济高质量发展。这符合本文的初步预期。那么，二者之间的关系是否显著？

四、实证结果

(一)数字普惠金融对经济高质量发展的影响

数字普惠金融影响经济高质量发展的回归结果如表3所示。使用逐步回归法逐一加入控制变量，并纳入时间和省份固定效应以控制经济周期以及省份层面非观测因素的影响，可以看到，数字普惠金融发展对经济高质量发展的促进作用显著。回归模型AR值表明残差不存在二阶及以上的自相关，Sargan检验均通过，表明工具变量不存在过度识别问题。表3列(1)显示，在未加入其他变量的条件下，数字普惠金融能够有效促进经济高质量发展，数字普惠金融指数每增加1个单位，经济高质量发展水平上升0.0231。列(2)～(4)分别列出了产业结构、经济发展水平、经济发展强度三个控制变量对经济高质量发展的影响。可以看到，经济发展强度与经济发展水平的提升均能有效提升经济高质量发展水平，但产业结构系数在1%的显著性水平上为负，意味着第三产业产值在GDP中比重的提升会制约经济高质量发展。需要说明的是，实体经济是经济健康发展的根基，但目前中国产业发展存在的空心化与过度金融化等问题对经济高质量发展可能产生负面影响。

表3 基准回归结果

(二)稳健性与内生性讨论

1.稳健性检验

采用替换被解释变量与变更回归方法进行稳健性检验。鉴于大量文献使用全要素生产率来衡量经济高质量发展水平(马茹 等,2019；刘思明 等,2019;余永泽 等,2019;赵涛 等,2020)，本文采用网络DEA模型、非期望产出SBM的方向性距离函数与GML指数测算绿色全要素生产率(5)受版面所限，绿色全要素生产率测度结果从略，留存备索。，将经济高质量发展的代理变量替换为绿色全要素生产率后再次进行回归，结果如表4所示。

表4 稳健性检验

表4列(1)、(2)使用普通最小二乘法(OLS)进行回归，列(3)、(4)使用系统GMM方法进行回归。可以看到，数字普惠金融指数的系数均在1%的水平上显著为正，显示数字普惠金融促进经济高质量发展的结果具有稳健性，与基准回归结果一致。

2.内生性讨论

考虑到面板数据可能存在的内生性问题，参照Bartik(2009)的做法，构建Bartik工具变量(滞后一阶的数字普惠金融指数与数字普惠金融指数的一阶差分交乘项)进行内生性检验。Bartik工具变量与所在省份的数字普惠金融发展水平直接相关，但不会通过其他渠道直接影响经济高质量发展，满足工具变量的相关性和外生性两个条件(胡联 等,2021)。内生性检验结果如表5所示，回归模型的AR值揭示残差不存在二阶及以上的自相关，Sargan检验均通过，表明工具变量不存在过度识别问题。使用Bartik工具变量法检验数字普惠金融指数的系数在1%的水平上依旧显著，表明数字普惠金融能有效提高经济高质量发展水平，回归结果不受内生性的影响。

表5 内生性检验

五、数字普惠金融影响经济高质量发展的渠道分析

为了验证数字普惠金融驱动经济高质量发展的渠道机理，基于扩大国内需求与促进国际贸易两条传导渠道进行中介效应检验，结果见表6(6)受版面所限，其余控制变量不再列示。。

表6 中介效应回归结果

第一步，检验数字普惠金融能否促进经济高质量发展。表6列(1)显示，数字普惠金融项的估计系数值为0.0087，表明数字普惠金融能够有效驱动经济高质量发展。

第二步，逐一对数字普惠金融与国内需求和国际贸易两项中介变量进行回归。列(2)对数字普惠金融与国内需求的相关关系进行检验，可以看到，数字普惠金融项的估计系数为0.8265，表明数字普惠金融的发展扩大了国内需求。列(3)报告了数字普惠金融对国际贸易的影响效果，可以看到，数字普惠金融项的估计系数为0.1657，表明数字普惠金融对国际贸易具有正向促进作用。

第三步，检验中介效应是否存在。表6列(1)～(5)各中介变量的估计系数α1、β1、γ1、γ2均显著，通过了中介效应的Sobel检验，证实中介效应存在。列(4)、(5)将中介变量分别纳入计量模型后，数字普惠金融的估计系数估计值分别为0.0043和0.0079，相比加入中介效应之前估计系数α1值0.0087均有所减小，说明国内需求与国际贸易发挥了部分中介作用。进一步比较各中介变量的γ2β1与α1的符号，可以看到，国际贸易的γ2β1与α1符号为同号，即数字普惠金融通过促进国际贸易的中介渠道对经济高质量发展产生驱动效果。国内需求项的γ2β1与α1符号为异号，表现为遮掩效应，即数字普惠金融发展可以直接推动国内需求，也可以推动经济高质量发展，但藉由扩大国内需求促进经济高质量发展的作用渠道仍不畅通，一定程度上抑制了数字普惠金融对经济高质量发展的驱动作用。假说1得以验证。

关于数字普惠金融基于国内循环影响经济高质量发展表现出的遮掩效应，有必要进行深入分析。有研究指出，数字普惠金融对国内需求的影响具有门槛效应，在门槛临界值前后表现出明显的非线性影响情况(蓝乐琴 等,2021)。以此思路为切入点，可以探明数字普惠金融经由扩大内需渠道促进经济高质量发展是否具有同种效应。进一步地，运用Hansen(2000)的方法，将国内需求设定为门槛变量，采用自举法依次检验模型的门槛数，发现单一门槛效应在1%水平上显著，门槛效应回归结果如表7所示。

表7 门槛效应回归结果

可以看到，数字普惠金融对经济高质量发展的影响呈非线性，会随着国内需求的变化发生改变。这与已有研究结论一致，也符合受疫情冲击下的国内消费现状。国内需求作为门槛变量时具有单一门槛效应，门槛值为0.0111，数字普惠金融跨越门槛值前后的系数分别为-0.0330和594.5250，表示随着国内需求的增加，数字普惠金融对经济高质量发展的影响作用将会由负转正。由于仍有部分省份的国内需求值未跨越该门槛，可能使得现阶段数字普惠金融对经济高质量发展存在负面影响。这一方面说明随着国内需求的逐步释放，数字普惠金融对经济高质量发展的促进作用终将显现；另一方面也说明国内需求的内循环存在较大发展空间，可以通过进一步刺激消费潜力实现经济发展效益最大化。

六、数字普惠金融影响经济高质量发展的异质性探讨

随着“双循环”战略的提出，各省份间经济联动不断加强，东、中、西部的交互影响逐渐显现，区域间经济发展极可能存在空间自相关性。数字普惠金融是普惠金融发展的重要前沿，可以超越地理空间的限制，实现跨区域的分工与合作，可能对其他省份产生溢出效应。若各省份发展存在联动关系，采用普通面板数据进行回归可能导致估计结果存在偏差。针对这一问题，本文采用空间计量方法进一步讨论数字普惠金融影响经济高质量发展的空间与时间异质特征。

(一)空间相关性考察

首先，构建空间权重矩阵。以30个省份为研究单元，运用Arcgis软件构建空间权重矩阵，所用经纬度数据来自谷歌地图。其次，进行莫兰指数检验。表8为数字普惠金融与经济高质量发展在东、中、西部三个区域的莫兰指数(7)按照《中国统计年鉴》的分类标准，将30个省份划分为东、中、西3个区域。东部地区包括北京、天津、河北、辽宁和上海等11个省份，中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南和湖北等8个省份，西部地区包括重庆、四川、云南、贵州、广西、内蒙古和陕西等11个省份。。可以看到，莫兰指数均在1%的水平上显著为正，说明二者存在空间自相关性，如不使用空间计量模型分析二者的异质特征会得到有偏不一致的回归结论，这为本文模型构建的合理性提供了佐证。

表8 空间相关性检验

(二)空间异质性分析

结合本文研究主题，使用空间杜宾模型对东、中、西三个区域分别进行空间计量模型回归，分析数字普惠金融影响经济高质量发展的空间异质特征，结果见表9。可以看到，数字普惠金融的Spatial Rho系数显著为正，说明忽略空间效应会低估数字普惠金融发展对经济高质量发展的贡献。具体来看，数字普惠金融在东部和西部地区的总效应估计系数分别为0.0475和0.0235，且在1%的水平上显著为正，即数字普惠金融水平的提升可以有效促进本区域的经济高质量发展。观察其空间系数则可以发现，东部地区和西部地区的空间效应系数分别为-0.0133和-0.0132，均为负值，意味着这两个地区的数字普惠金融在发展过程中吸纳了中部省份较多的金融资源，产生了“虹吸效应”，导致中部地区的经济发展进程缓慢。中部地区数字普惠金融促进经济高质量发展的总效应系数为-0.5368，这说明相对东部地区的经济繁荣和西部大开发的政策倾斜，中部地区的数字普惠金融发展未显著促进本区域经济高质量发展，存在“中部塌陷”现象。中部地区数字普惠金融的空间效应系数为0.0014，表示其发展对周边地区的经济发展质量产生了推动作用，具有“溢出效应”。

表9 空间异质性回归结果

由上述分析可知，不同地区数字普惠金融对经济高质量发展的影响存在空间异质性。无法否认的是，中部地区在全面推进数字普惠金融发展的过程中还存在未解决的难题，东部地区由于数字普惠金融发展起步早而拥有了广泛的客户群体，西部地区则由于国家政策的大力扶持而逐渐突破了数字鸿沟。资金、信息、人力资本的外流导致中部地区数字普惠金融的发展根基不牢固，数字普惠金融的经济高质量发展提振效果暂未体现。假说2得以验证。

(三)时间异质性分析

参考孙慧等(2021)的做法，使用偏微分方法将数字普惠金融对经济高质量发展的影响分解为短期效应与长期效应，结果如表10所示。

表10 时间异质性回归结果

可以看到，随着时间的变化，数字普惠金融在不同区域对经济高质量发展的影响存在异质情况。具体来看，在东部地区，数字普惠金融促进区域经济高质量发展的短期效应系数为0.0263，长期效应系数为0.1274，长期影响效果优于短期，表明东部地区数字普惠金融可持续推动经济高质量发展，短期则有乏力迹象；中部地区的短期效应系数为0.0170，长期效应系数为-0.0296，说明数字普惠金融在短期可以促进中部地区经济高质量发展，但在长期则表现为负效应，这意味着中部地区数字普惠金融面临东部发展战略与西部政策倾斜夹击的现实困境；西部地区的短期效应系数为0.0019，长期效应系数则为0.2158，相对而言，短期成效较弱，其原因可能是该区域数字普惠金融发展基础较为薄弱，故其促进经济高质量发展的效应在初期并不显著，但随着时间的推移，数字普惠金融推进经济高质量发展的效果最终得以显现。假说3得以验证。

七、研究结论与政策启示

本文首先探明数字普惠金融对经济高质量发展的影响方向，然后使用中介效应模型分析数字普惠金融影响经济高质量发展的渠道机理，并通过门槛回归模型研究数字普惠金融对经济高质量发展的非线性传导路径，最后建立空间杜宾模型探究数字普惠金融影响经济高质量发展的时空异质特征。研究表明：

(1)数字普惠金融促进了中国经济高质量发展，经过内生性检验及更换核心变量等稳健性检验后，结论仍然成立。

(2)从传导渠道来看，国际贸易对数字普惠金融促进经济高质量发展起到了部分中介作用，但现阶段国内需求传导机制表现为遮掩效应，对经济高质量发展的驱动作用在跨越门槛值后才能有效发挥。

(3)从空间异质性来看，数字普惠金融可以有效促进东部和西部地区的经济高质量发展，但会对中部地区的经济高质量发展产生“虹吸效应”；数字普惠金融发展并未显著促进中部地区经济高质量发展，但有利于东、西部地区的经济高质量发展，即存在“溢出效应”。

(4)从时间异质性来看，数字普惠金融促进东部地区经济高质量发展的长期效果优于短期；数字普惠金融促进西部地区经济高质量发展的效应在短期并不凸显，但在长期得以显现；在中部地区，数字普惠金融发展在初期可以提升经济发展质量，但在长期对经济高质量发展存在负面影响。

基于以上研究结论，本文提出如下政策建议：

首先，推进数字普惠金融发展走向纵深，为中国经济高质量发展蓄力赋能。数字普惠金融凭借数字技术拓展金融服务范围，对网络和信息依赖正在不断加大，应加快数字基础设施建设，完善数字技术法律监管，在提升服务能力的同时把控内外风险，为数字普惠金融营造良好发展环境。

其次，打好数字普惠金融区域发展组合拳，充分利用经济高质量发展辐射作用。当前数字普惠金融驱动经济高质量发展总体效果较好，但中部地区发展不平衡的问题仍较为突出，应根据中部地区经济、科技和产业发展实际进行总体规划，通过减少资源外流、引进先进技术、协同开发创新议题等方式谋求与东、西部地区合作，为数字普惠金融的均衡发展提供有力支撑。

再次，加强数字普惠金融发展顶层设计，构建促进经济高质量发展长效机制。实现数字普惠金融对经济高质量发展的长效驱动，需要政府设立高效的管理体系与协调机制，为金融机构配套相应的激励机制，以提高数字普惠金融的商业可持续性。

最后，畅通促进经济高质量发展的传导渠道，利用数字普惠金融扩大国内需求。消费是经济发展的重要驱动力，在目前内循环淤塞的情况下，数字普惠金融对国内需求的推动作用显得尤为重要，应着力研发更多刺激消费的数字普惠金融产品，不断拓展线上消费模式和消费场景，促进疫情后的消费回补。此外，鉴于数字普惠金融对经济高质量发展的提振效果会受到国际贸易渠道的影响，各地区应支持数字普惠金融服务创新，以更包容的姿态引导数字普惠金融发展，实现中国经济的高质量发展。