数字普惠金融对经济增长的影响研究

司颖华　杨晨昱

关键词：数字普惠金融；经济增长；技术创新

中图分类号：F832；F49；F124.1 文献标志码：A 文章编号：1672-626X（2024）01-0067-12

一、引言

随着互联网技术的快速发展与普及，数字技术在众多领域得到广泛应用，传统金融模式受到数字技术的影响，逐渐发展成数字金融模式[1]。数字金融是当代金融和科技融合的重要发展方向，其高效率、适应性、普惠性等特点能够驱动中国金融服务行业。数字普惠金融模式与传统模式有很大的不同，具有高效、覆盖面广的优势，是优化供需结构的重要保障。一方面，对微观主体而言，数字普惠金融能够解决传统金融服务业态覆盖面不足的问题，转变传统商业模式面对面的交易模式，并且数字普惠金融的经营模式不受时间和空间的限制，有效缓解金融排斥问题，能够在最大限度上降低居民和中小微企业的交易成本，从而促进经济增长。同时，移动支付的出现转变了大众的消费观念，释放消费潜力，通过便利客户体验促进居民消费，为经济增长注入活力。另一方面，对于社会整体而言，数字普惠金融能够帮助中小微企业解决融资问题，提高金融服务可得性，为创新创业创造良好条件，进而助力实体经济。

对于数字金融与经济增长的研究，部分学者主要利用固定效应模型及中介效应模型，研究数字金融对经济增长的影响及作用机制[2～3]；还有部分学者从理论层面探究数字金融与经济增长的关系[4～5]。由于数字普惠金融全面展开时间有限，现有研究使用的数据时间跨度短、创新指标单一，难以全面刻画数字普惠金融对经济增长的内在机制影响。另外，阮素梅和张盟（2020）在研究金融聚集与宏观投资的关系中，考察了作用机制的异质性[6]；而对于数字普惠金融与经济增长的机制研究鲜有文献考察机制的异质性。

基于此，本文尝试构建基准回归模型和中介效应模型，探究2011－2021年中国30个省份数字普惠金融对经济增长的影响。本文的主要边际贡献在于：第一，本文针对各省份的面板数据构建基准回归模型，依托现有学者的研究，探究数字普惠金融及其分指数对经济增长的影响。同时，利用分位数回归的系数趋势图，分析不同分位点上数字普惠金融及其分指数对经济增长影响的差异性。选择这种方法是因为分位数回归具有准确性较高和约束条件较少的优点，并且分位数回归可以清晰地观察到各个分位点上自变量对因变量边际效应的影响，避免了传统均值回归不能很好体现总体分布特征的缺点。第二，现有文献对数字普惠金融与经济增长的影响因素已进行了充分讨论，但未深入考虑技术创新层次的多样性在影响机制中的作用。本文从这一视角出发，探究数字普惠金融推动技术创新助力经济增长的作用机制，为数字普惠金融的发展规划提供新思路。

二、文献综述和研究假设

（一）文献综述

1. 数字普惠金融与宏观经济的关系

数字普惠金融与宏观经济的关系在理論和实证上已有充分探讨，大体可以分为两方面：第一，数字普惠金融能够改善金融服务水平，推动传统金融服务供给增长，不仅有效缓了解金融排斥问题，还降低了居民和中小微企业的金融交易成本。Zeng等（2003）认为传统商业模式以面对面交易为主，而数字普惠金融的出现为用户线上交易提供便利，相比传统模式提高了交易成本和效率[7]。周光友等（2015）认为电子货币作为互联网化经营模式中具有代表性的衍生品，其相对现金表现出更强的收益性，并且可以使不同层次的货币实现快速转化，有效降低信息成本和交易费用，使得人们更愿意持有。同时，数字普惠金融主要是通过数字技术赋能传统金融，降低金融服务门槛，让偏远地区同样享受数字化的金融服务，这也体现出了数字普惠金融的适用性和普惠性[8]。

第二，数字普惠金融对宏观经济增长的影响，能够体现在对居民消费、企业创业、储蓄投资和技术创新等方面[4]。李建军等（2020）研究发现数字普惠金融能够显著促进经济增长[9]。周小川（2013）提出加快推进数字金融模式能够有效推进金融服务实体经济和改善民生[10]。张勋等（2020）证实数字金融模式的发展通过提升支付的便利性显著地提升了居民消费，从而有助于经济增长[11]。易行健等（2018）认为数字普惠金融能够充分发挥移动支付灵活、快捷、高效的优势，极大地方便居民生产生活[12]。张勋等（2019）发现数字普惠金融有利于农村居民与企业创收，从而推动农村经济发展[5]。Dupas等（2013）研究发现数字普惠金融会使用户积累更多的金融资源来推动居民消费，从而促进经济增长[13]。钱海章等（2020）认为中国数字金融的发展能够推动技术创新与创业，助力经济增长[2]。可见，数字普惠金融以其包容性、适应性和普惠性，在一定程度上能够影响居民消费、企业创业、储蓄投资和技术创新等方面，进而促进地区的宏观经济增长。

2. 数字普惠金融、技术创新与宏观经济的关系

中国数字普惠金融创新主要集中在移动支付、大科技信贷、线上投资和央行数字货币等方面。Norden等（2014）发现金融模式的互联网化能够加速传统行业的变革，解决金融机构信息不对称的问题[14]。数字普惠金融能够扩大服务范围、改善服务理念、提高服务质量，为企业突破创新难点。聂秀华等（2021）发现数字普惠金融能够对技术创新产生显著的“激励效应”[15]。唐松等（2020）认为数字普惠金融能够推动企业技术创新，发力纾解企业难题[16]。张梁等（2021）认为经济发达地区能够利用自身资源获得更多的人力财力，而数字普惠金融在强大资源的支撑下，能够发挥出更大的作用，促进地区的技术创新[17]。杜传忠等（2020）研究发现数字普惠金融能够通过提升消费需求和改善金融业务来提升技术创新[18]。徐子尧等（2020）发现数字普惠金融能够缓解区域内中小微企业创新融资约束，并且刺激地区居民消费数量增长及消费质量提高，从而驱动区域创新能力[19]。

创新是引领发展的第一动力，是经济高质量发展的重要动能。经济发展新格局同时需要技术和金融协同创新。技术创新可以通过加快产业结构转型升级、促进技术贸易进而推动经济增长。余泳泽等（2018）认为技术创新能够推动产业结构调整，促进经济高质量发展[20]。钱海章等（2020）认为中国数字金融的发展能够推动技术创新与创业，助力经济增长[2]。缪言等（2023）认为数字化技术创新能够缓解信息不对称问题，进而提升居民消费促进经济增长[21]。

上述文献主要从两方面视角展开研究，一方面是研究数字金融与经济增长的关系，另一方面是研究数字金融与宏观经济中某一方面的关系，例如居民消费、创新创业等。研究模型主要有线性模型、非线性模型、VAR模型和空间计量模型等。而数字普惠金融对经济增长的影响会随着时间的变化而发生改变，单纯采用线性模型无法很好地刻画数字普惠金融与经济增长的关系。现有文献少有从这一方面考虑二者之间的关系，这可能会导致研究结论单一，影响数字普惠金融未来的发展规划。

基于此，本文考虑到数字普惠金融与经济增长之间的关系，主要从两方面展开研究。一方面，本文选取固定效应模型和分位数回归模型，同时考虑数字普惠金融对经济增长的影响。这样不仅能够探究二者之间的线性关系，还可以深入了解不同经济增长水平下，数字普惠金融对经济增长影响的趋势变化。另一方面，部分学者对数字普惠金融影响经济增长的机制进行检验时，对于中介变量选取和运用不够细化，得到的研究结论不具有针对性。本文将我国技术创新变量分为高等、中等、低等三个层次，研究数字普惠金融通过不同层次的技术创新影响经济增长的异质性，对不同层次的技术创新发展提出具有针对性的建议。

（二）研究假设

1. 数字普惠金融对经济增长的直接效应

数字普惠金融能够通过提升居民消费、创新创业、储蓄投资、资源合理配置等推动经济增长。首先，数字普惠金融能够提升居民消费。互联网的发展大大提高了数字金融的普惠性和适用性，金融服务的范围也逐渐扩大，数字金融的服务门槛也比传统金融更低，越来越多的居民能够享受到更加快捷方便的金融服务。支付宝等移动支付的出现，为居民外出购物提供了便利，并且线上金融平台还能够提供信贷服务，这不仅提升了居民的支付便利性，还有可能降低流动性约束，从而更好地促进居民消费。其次，数字普惠金融能够促进创新创业。数字金融能够提升企业的技术创新，这主要是因为数字普惠金融通过加强中小微企业的信息披露和信息传递，为资金供给方与中小微企业之间架起“信息金桥”。企业的融资约束问题得到缓解，从而能够加强技术投入，提升自身的风险评估效率，利用技术创新帮助企业更快更好地发展。数字金融的普惠性也能够为经济不发达的地区提供线上金融服务，解决其借贷难、流动性低、金融供给不足等问题，从而促进中小微企业技术创新。创业能够为居民提供就业岗位，还能够促进经济增长。金融机构能够直接影响创业活动的进行，高质量的金融服务能够更好地促进企业创业。谢绚丽等（2018）认为数字普惠金融的发展能够促进企业创业，催生新就业形态，如自主创业、自由职业等灵活就业方式，从而释放出大量的就业机会[22]。再次，数字普惠金融能够促进储蓄投资。传统的金融模式主要以面对面交易为主，数字金融服务的出现能够为用户提供线上交易方式，大大提高了金融交易成本和效率。电子货币是互联网经营模式的衍生品，它相对现金而言它能够表现出更强的收益转化率，有效减少交易成本，降低交易风险。同时，数字化的经营模式不受时间和空间的限制，让经济不发达地区同样享受数字化的金融服务，促进居民和企業的储蓄、信贷业务不断扩张，进而促进经济增长。最后，数字普惠金融能够优化资源合理配置。人工智能在数字金融服务中的应用，能够提高资金的配置速度，实现精准匹配，提高融资效率。王馨（2015）发现数字普惠金融能够利用数字技术降低金融服务的门槛，疏通金融进入实体经济的渠道[23]。特别是帮助城乡发展突破农业数字瓶颈，实现城乡之间的要素、商品和信息融通，逐步缩小“数字鸿沟”，实现城乡资本趋同，最终做到资源要素双向流动，形成一体化发展格局，资源配置良性循环。基于此，本文提出如下假设：

H1：数字普惠金融促进经济增长。

2. 技术创新在数字普惠金融对经济增长影响中的中介效应

数字普惠金融普惠性、适用性、高效性的特征都与创新型的金融模式、金融服务有关，同时也影响着创新企业的发展。技术创新是国家经济增长的内在驱动力，技术创新可以通过加快产业转型升级、促进技术贸易进而推动经济增长。技术创新与金融实体的结合，让人们看到更多金融发展的可能性。Demertzis等（2018）证实数字普惠金融提升了金融资源配置能力，促进企业的技术创新[24]。互联网的发展能够帮助用户与金融机构实现更快捷方便的产品交付、变现，数字社会为人们带来了交通的便利、快捷的支付、信息的快速传播。梁榜等（2019）认为数字化的金融服务能够降低金融服务的门槛成本，优化融资方式，破解中小微企业融资困境[25]。赵涛等（2020）研究发现数字经济所带来的数字红利能够助力地区创新创业，进而推动城市高质量发展[26]。数字普惠金融能够在技术的支撑下，为地区居民和企业提供缓解融资约束，解决信息不对称的问题，进而促进地区的经济增长。本文主要探究数字普惠金融如何通过不同层次的技术创新来推动经济增长。综上所述，本文提出如下假设：

H2：数字普惠金融通过促进技术创新推动经济增长。

三、研究设计

（一）变量定义与数据说明

1. 被解释变量

经济增长（lnpgdp）。本文以人均实际GDP的对数值表示经济增长。

2. 解释变量

数字普惠金融（lnifi）。本文采用北大数字金融研究中心编制的数字普惠金融指数的对数值来衡量数字普惠金融。其中，数字普惠金融的分指数数字金融覆盖广度、数字金融使用深度和普惠金融数字化程度分别用lnifi1/ lnifi2 / lnifi3表示。

3. 中介变量

技术创新（lninnovation）。技术创新的指标种类较多，部分学者采用企业研发投入、专利申请授权数等衡量技术创新投入[27～28]。因此，本文用专利申请授权数的对数值度量技术创新。

4. 控制变量

劳动力投入（lnlabor）。采用各省份就业人数的对数值来表示。固定资产投资（k）。固定资产投资可以为经济增长带来资金投入，因而会影响经济增长。本文用固定资产投资增速来表示。产业结构（ st ructure）。产业结构的变化会影响经济增长，产业结构越发达，对经济增长的促进作用越大。本文参考邓金钱等（2022）的研究[29]，用第三产业产值占第二产业产值的比例来表示。政府支出（ gov）。政府支出是一把双刃剑，它能够加快资源配置，也能够造成价格扭曲和自发经济活力下降，影响经济发展。本文参考邹志明等（2022）的研究[30]，采用各地区财政支出占GDP的比重来表示。城镇化率（urb）。城镇化率是经济增长的重要支撑。本文用城镇人口占当地总人口比重来表示。本文对控制变量劳动力投入取对数，从而减小数据波动。

本文选取2011－2021年30个省份的面板数据（因西藏地区部分数据缺失，未进行统计），所有原始数据均来源于国家统计局、各省份统计年鉴和Wind数据库。变量的描述性统计见表1。

（二）模型设定

其中，lninnovation 代表技术创新。参照阮素梅等（2020）的研究[6]，若式（2）和式（3）中lnifiit 的回归系数与式（4）中lninnovationit 的回归系数都通过显著性检验，则存在中介效应，可计算中介效果量（%），观察中介程度。其中，若式（4）中lnifiit 的回归系数为0，则存在完全中介效应；反之，则存在部分中介效应。

四、实证结果分析

（一）基准回归结果

本文首先探究数字普惠金融及其分指数对经济增长的影响，结果如表2所示。

表2结果显示，数字普惠金融的回归系数为0.1070，通过1%的显著性水平检验，表明数字普惠金融对地区经济增长存在正向作用，这支持了本文的假设1。控制变量中，劳动力投入、固定资产投资、产业结构、政府支出和城镇化率的回归系数分别为0.0959、0.0005、-0.0458、-1.3016和0.4178，均在1%或5%的水平下显著，表明劳动力投入、固定资产投资、产业结构、政府支出和城镇化率都能够对经济增长产生影响。同时，城镇化率的系数大于其他四个变量，说明城镇化对经济增长产生的正效应远高于其他控制变量。这表明在数字经济时代下相对于其他因素，城镇化对经济的影响已经不可忽视。对于数字普惠金融三个维度而言，在模型（1）中的回归系数分别为0.0702、0.0970、0.0691，均通过1%的显著性水平检验。这说明数字普惠金融的三个分指数均能够促进地区经济增长。这可能是因为数字普惠金融的服务模式有其高效性和普惠性的特点，不受时间和空间的限制，而數字金融覆盖广度是通过电子账户数来度量的，这一指标能够反映出区域的数字金融服务程度。数字金融使用深度主要衡量的是数字金融服务的使用情况，它能够反映出对用户需求的满足程度，进而助力地区经济增长。普惠金融数字化程度指标能够反映出数字金融服务为用户和企业提供便利降低成本的程度。正是因为这样，用户和企业得到更加便利的金融服务、更低的交易成本，进而促进居民消费支出，为经济增长提供支撑。

（二）内生性检验与稳健性检验

1. 内生性检验

本文可能出现的内生性问题主要有两方面：一方面是遗漏变量误差问题，本文选取了影响经济增长的各项因素，但仍然有可能存在一些难以度量的因素无法涵盖；另一方面是互为因果问题，数字普惠金融会影响经济增长，但同时经济增长也在某种程度上影响数字普惠金融，这可能是因为经济增长能够提升地区的技术实力，而技术实力的提升能够推动数字普惠金融。

基于此，首先本文参考黄群慧等（2019）的研究[31]，选取1984年各地区每百万人邮局数作为数字普惠金融的工具变量。由于传统的通信技术发展会影响后续的互联网技术发展，而互联网技术的发展是影响数字普惠金融的重要因素；同时，随着互联网的普及，传统通信工具对经济增长的影响逐渐减弱，因此将邮局数作为工具变量符合相关性和排他性。同时，本文参考Nunn等（2014）的研究[32]，将1984年各地区每百万人邮局数与上一年全国信息技术服务收入的交互项作为面板形式的工具变量，数据来源于中国统计年鉴。表3列（1）结果显示，数字普惠金融的回归系数为0.4185，在1%水平下显著，说明在考虑内生性问题之后，数字普惠金融仍然能够助力经济增长。

2. 稳健性检验

为保证研究结论的可靠性本文做了稳健性检验，结果如表3所示。替换解释变量。本文将数字普惠金融指数除以100，重新衡量数字普惠金融ifi 。表3列（2）结果显示，数字普惠金融的系数为0.0877，通过5%显著性检验，表明数字普惠金融对经济增长有显著正向促进效果。替换被解释变量。本文选用实际GDP的对数（lngdp）重新衡量经济增长。表3列（3）结果显示，数字普惠金融的系数为0.0410，通过10%显著性检验，表明数字普惠金融对经济增长有显著正向促进效果。剔除直辖市。本文去掉北京、天津、上海和重庆四个直辖市的数据，重新进行回归。表3列（4）结果显示，数字普惠金融的系数为0.1021，通过1%显著性检验，表明数字普惠金融对经济增长有显著正向促进效果。稳健性检验结果均与前文结论一致。

五、进一步分析

（一）核密度检验

被解释变量经济增长lnpgdp 的核密度图如图1所示。经济增长lnpgdp 的核密度图显然不服从正态分布，主要呈现出双峰分布特征，曲线的主峰位置位于中部偏右。由此可见，运用普通基准回归方法对该问题进行拟合估计所得到的结果并不完全是线性无偏有效的。因此，本文还选择分位数回归方法进一步分析数字普惠金融与经济增长的关系，从而更好地解决均值回归无法捕捉尾部信息的问题。

（二）数字普惠金融对经济增长影响的分位数系数趋势结果

本文利用面板分位数回归方法，探究数字普惠金融及其分指数对不同分位点经济增长的影响，主要选取0.1，0.25，0.5，0.75，0.9共五个分位点绘制的系数趋势图进行解释说明，从而更好地展现解释变量在各个分位点上的情况。结果如图2所示。

由图2可得，数字普惠金融lnifi 随着分位点的增加，其回归系数呈现出下降的趋势，说明数字普惠金融对地区经济增长的影响越来越小。其原因可能是经济水平较高的地区数字普惠金融的发展初期速度较快，越往后发展速度相对越慢，而发展初期水平较低的地区，其后续发展速度会加快。因此，在低经济增长水平下，数字普惠金融对经济增长影响较大；在高经济增长水平下，数字普惠金融对经济增长影响较小。

数字金融覆盖广度lnifi1随着分位点的增加，通过分位数回归得到的系数整体呈现出下降的趋势，说明数字金融覆盖广度对经济增长的影响越来越小。究其原因，覆盖广度能够反映地区的金融服务覆盖程度，并且是通过电子账户数来体现的，不受地域限制。而对于经济发展较落后的地区，传统普惠金融因其实施的局限性并没有对其产生较大的影响，所以数字金融的高速发展推动了地区的经济水平。因此，在低经济增长水平下，数字金融覆盖广度对经济增长的影响较大；在高经济增长水平下，数字金融覆盖广度对经济增长的影响较小。

数字金融使用深度lnifi2 随着分位点的增加，其回归系数整体呈现出下降的趋势，说明使用深度对经济增长的影响逐渐减弱。一方面，国内中西部地区的使用深度指数在2011－2018年大幅上涨；另一方面，国内中西部地区码商的商户数量在2017－2018年明显上涨。由此可以看出，数字普惠金融能够突破“胡焕庸线”的束缚，西部地区借助互联网化的金融模式能够逐步实现经济和科技发展的共赢，实现真正意义上的均衡发展，这也就解释了，在较低经济增长水平下，数字金融使用深度对经济增长的影响反而更大。

值得注意的是，随着分位点的增加，普惠金融数字化程度lnifi3 对经济增长的影响先上升后下降，系数变化趋势呈现“倒U”型特征，说明普惠金融数字化程度对不同经济增长水平的影响先变大后变小。这与前两个指标的趋势结果不同，目前已有文献大多研究的是二者之间的整体关系，并没有详细研究系数估计趋势的变化。出现这种情况的原因可能是数字化程度在经济发展程度不同的地区促进效果不同，经济较发达地区由于数字普惠金融的发展时间较早，当前处于发展瓶颈期，并且数字普惠金融在发展的过程中出现发展不稳定、监管不到位等问题，因此对经济较发达地区的推动作用减小。对于经济欠发达地区来说，数字普惠金融的发展在当地仍处于初期阶段，受到时间滞后的影响，数字技术与传统金融业的融合效果还没有达到理想状态，造成数字普惠金融还不能很好地推动经济增长的局面。数字普惠金融发展不均衡不充分是地方政府亟需解决的问题。

（三）数字普惠金融对经济增长的影响机制分析

模型（1）的实证结果显示数字普惠金融对经济增长有显著的促进作用，本文引入中介变量技术创新，探究数字普惠金融对经济增长的作用机制。本文选取专利申请授权数衡量地区技术创新，参考Tan 等（2015）的研究[33]，将技术创新进行分层，进一步探究不同层次的技术创新在中介效应中的传递效率是否不同。具体分层如下：发明专利的技术含量最高，会涉及产品的技术性能，审批程序最严格，将发明专利归为高等层次技术创新；实用新型专利和外观设计专利技术主要针对产品的外形设计，归为低等层次技术创新；最后用三种专利数之和度量中等层次技术创新。本文对上述技术创新数据取对数值后，进行中介效应检验，结果如表4所示。

表4结果显示，在第一步中，模型（2）与模型（1）的结果相同，数字普惠金融的系数为0.1070，通过1%显著性检验，表明数字普惠金融显著促进经济增长，本文的假设1得到进一步支持。在第二步中，数字普惠金融的系数分别为0.6285、0.6806、0.3844，均通过1%显著性检验，表明数字普惠金融能够正向促进低、中、高等层次技术创新，本文的假设2得到证实。同时，随着技术创新层次的提升，数字普惠金融对技术创新的影响效应呈“倒U”型。究其原因，本文的中等层次技术创新是三种专利数之和，相比低等层次技术创新需要更多的资金支持，审核流程更严格，耗费人力财力物力更多，而低等层次技术创新的技术含量较低，时间和资金的投入较少，高等层次技术创新的审核门槛较高，创新时间较长，因此，正向影响的效果会呈现“倒U”型。

在第三步中，引入低、中、高等层次技术创新中介变量，数字普惠金融的系数分别为0.0783、0.0859、0.0901，均通过1%显著性检验，数字普惠金融对经济增长的影响逐渐增强，低、中、高等层次技术创新的系数分别为0.0457、0.0311、0.0439，均通过1%显著性检验，三个层次的中介效应均存在显著的部分中介效应，本文的假设2再次得到证实。同时，低、中、高等层次技术创新的中介效应在逐渐减弱，中介效果量分别为26.86%、19.76%和15.76%，这可能是因为技术创新能够优化金融资源配置，提高资源转化率，促进数字普惠金融的发展，这种正向影响随着技术创新层次的提高更为显著，从而降低了中介传导效应，使得数字普惠金融能够更直接地作用于经济增长。

六、结论与建议

近年来，数字经济蓬勃发展，日益成为影响中国国际竞争力的关键力量。发展数字普惠金融，能够促进金融与实体经济深度融合，助力中国经济高质量健康发展。本文运用2011－2021年省际面板数据，首先探究数字普惠金融及其分指数对经济增长的影响；其次，探究二者在不同经济增长水平下影响的差异性；最后，采用中介效应模型探究数字普惠金融对经济增长的影响机制。研究結论如下：（1）数字普惠金融及其分指数均能促进经济增长，其中数字金融使用深度的推动作用最大，数字化程度的推动作用最小。（2）数字普惠金融的分指数对经济增长的影响存在差异性，覆盖广度和使用深度的推动作用随着分位点的升高逐渐减弱，数字化程度对经济增长的推动作用呈现出“倒U”型特征。（3）技术创新在这种影响机制中表现出显著的部分中介效应，并且技术创新的中介效应具有异质性，低、中、高等层次技术创新的中介效应逐渐减弱。

基于以上结论，本文提出以下政策建议：第一，全面提速中国数字经济规划的步伐，加强数字普惠金融建设。数字普惠金融对我国经济增长的促进作用存在异质性，数字金融使用深度对经济增长的推动作用最大，政府应当结合自身条件，持续推进数字金融使用深度的建设。数字金融覆盖广度能够促进经济增长，应当加快建设数字普惠金融个体类基础设施，提高农村地区电信基站覆盖率，扩大农村地区通信网络的覆盖广度。另外，普惠金融数字化程度对经济增长的影响较弱，应当不断完善金融数字化的建设，加快金融数据与实体服务融合，助力产业数字化转型。

第二，合理规划区域金融发展，强化监管体系。数字普惠金融对经济增长的影响存在区域异质性，经济发达地区的数字普惠金融进入发展瓶颈期，经济欠发达地区的数字普惠金融长期存在发展滞后问题。因此，一方面，政府需要解决经济发达地区数字普惠金融在发展初期由于追求发展速度留下的“后遗症”，加强金融风险监控，优化金融监管手段和技术，确保数字普惠金融推动实体经济健康发展。另一方面，政府需要关注经济欠发达地区数字金融发展滞后的问题，加快数字普惠金融生态建设，优先发展重点领域的金融业务，推动经济高质量发展，做到“在发展中规范，在规范中发展”，努力解决数字普惠金融长期存在的发展不均衡不充分的问题。

第三，重视金融数字化的技术创新，做好数字金融与技术创新协同发展。数字普惠金融能够通过促进技术创新来助力经济增长，但技术创新的中介效应存在异质性。政府需要重点加强技术创新、产品创新，完善产品和技术搭建体系，在传统技术的基础上开发创新型金融产品。同时，鼓励发明专利创造，引导专利创新与数字金融相融合，从而提升数字普惠金融的广度和深度，保障数字金融的整体适用性，有效提升技术创新能力和金融发展的现代化水平。

（责任编辑：颜莉）