张庆君　黄玲

摘要：数字普惠金融作为我国金融体系发展中最活跃的领域，其普惠性有利于缓解传统金融体系的融资歧视，提高金融服务的效率和公平性，在拉动投资、促进消费等方面发挥了重要作用。实证检验数字普惠金融对经济高质量发展的驱动效应，发现数字普惠金融发展能弥补传统金融服务盲点，但对经济发展质量的影响主要表现为“提速”，尚未形成“提质”效应，且存在区域异质性。从传导机制来看，数字普惠金融发展促进了中部地区产业结构转型升级，推动了产业结构高级化发展，从而缓解了数字普惠金融对经济发展的抑制效应。从区域差异看，数字普惠金融对经济基础低值区、产业结构基础低值区和创新能力高值区的经济抑制效应更明显。为了推动经济高质量发展，需要进一步完善普惠金融体系、加快产业结构转型升级、提高金融资本配置效率，真正发挥普惠金融服务实体经济发展的作用。

关键词：资源禀赋;经济高质量发展;数字普惠金融;产业结构高级化

中图分类号：F726    文献标识码：A    文章编号：1003-854X（2021）10-0041-11

一、引言

当今世界正经历百年未有之大变局，新冠疫情肆虐对全球经济的冲击使经济发展的不稳定性、不确定性明显增强。面对当下经济发展形势，党的十九届五中全会提出要深入发展科技革命和推进产业变革，使产业基础高级化、经济结构更优化，在质量效益明显提升的基础上实现经济持续健康发展。数字普惠金融作为我国金融体系发展中最活跃的领域，其普惠性有利于缓解传统金融体系的融资歧视，提高金融服务的效率和公平性，在拉动投资、促进消费等方面发挥了重要作用。作为人才、技术、信息等资源的聚集地，数字普惠金融通过优化资本配置驱动产业结构调整，是实现经济高质量发展的重要推力。那么，在现阶段区域经济发展过程中，数字普惠金融是否是驱动区域经济高质量发展的重要因素？是否能持续助推经济高质量发展？已有的研究表明，数字普惠金融对经济高质量发展的影响是多方面的。一方面，通过技术创新的“水平效应”和“结构效应”来加速产业结构转型和经济增长;另一方面，可以提高全要素生产率，为经济高质量发展奠定微观基础。同时，金融发展水平还影响着我国区域经济发展的效益和效率，随着我国普惠金融体系的不断完善，进一步提升了金融服务实体经济发展的竞争性、公平性和普惠性，促进了城乡协调发展和经济增长质量的提升。但是，由于各地区资源禀赋、产业结构、基础建设、公共设施等存在较大差异，导致我国区域间经济发展水平不协调不平衡问题较为突出，普惠金融对不同区域经济发展质量的作用力及作用点也存在差异性。

现有研究中针对数字普惠金融如何影响经济高质量发展的问题，全局性问题的研究较多，局部的区域问题研究相对较少。本文选取中部六个省份（安徽、河南、湖北、湖南、江西和山西）为研究对象，考察在传统产业为主的内陆地区数字金融对经济高质量发展的影响及其机理。研究结果显示，现阶段数字普惠金融发展对中部地区经济高质量发展的影响表现为抑制效应，但能显著促进经济的规模发展和创新发展;产业结构优化升级是其中重要的影响机制，有效缓解了数字普惠金融的抑制作用。本文可能的贡献在于：首先，借鉴现有研究成果，依托新发展理念对经济发展质量和水平进行测度;其次，从总效应和局部效应两个层次考察数字普惠金融对经济高质量发展的影响，并全面检验了产业结构升级对于数字普惠金融影响经济发展的作用路径;最后，从经济基础、产业布局、创新能力三个方面考察了数字普惠金融的经济效应在区域上的差异性问题。

二、理论分析与研究假设

与经济增长相比，除了经济因素外，高质量发展还应涵盖城乡协调、生态环境、人民生活、制度环境、社会福利、公平效率等诸多维度①，既要体现“创新、协调、绿色、开放、共享”五大发展理念，亦要缓解现阶段中国社会的主要经济矛盾。其发展目标在宏观上需要提升国民经济的整体质量，实现产业间协同发展，促进产业结构从“低级”向“高级”转变②，以满足人民日益增长的美好生活需要。因此，高质量发展是体现“四高一好”的发展，即高产品及服务质量、高经济效益、高社会效益、高生态效益和良好经济运行状态。值得关注的是，数字普惠金融能否促进经济实现“高增速”向“高质量”转变，完成由“量”到“质”的飞跃。目前，我国金融发展总量已居世界前列，但传统金融体系主要以商业银行为主导，由于信贷市场信息不对称和资本趋利性，传统金融机构“嫌贫爱富”導致弱势区域和弱势群体金融服务的可得性较差，面临着严重的融资约束③。而金融市场的结构性改革可以更好地发挥资本配置效应，有助于促进企业高质量发展，提升金融服务实体经济的能力④。

“普惠金融”一词由联合国在2005年首次提出，此后各国开始积极致力于构建普惠金融发展体系，以提高金融服务的包容性和公平性。2015年我国政府工作报告中提出“大力发展普惠金融”，并于年底发布了《推进普惠金融发展规划（2016—2020年）》，以增进社会公平。同时，随着金融科技的快速发展，加速提高了金融服务的普惠性。但是，我国区域之间的经济发展现状和数字普惠金融的发展程度不一致，导致普惠金融对经济发展的影响力及边际效用都存在较大差异。我国中部地区以传统产业为主且劳动力资源充足，与东部沿海地区相比经济发展水平略低。基于上述分析，我们提出以下假设：

假设H1a：数字普惠金融发展对中部地区的经济高质量发展具有促进效应。

假设H1b：数字普惠金融发展对中部地区的经济高质量发展具有抑制效应。

根据库兹涅茨的经济增长理论，由于各生产部门间劳动生产率存在较大差异，传统产业结构的束缚成为经济停滞的原因之一。新冠疫情对经济的冲击也使我们清醒地认识到产业结构、全产业链、价值链对稳定经济发展的影响。普惠金融可以通过提高信息透明度和传播速度，纠正要素资源的分配不均，增强生产要素的流动性和生产效率。特别是数字普惠金融普惠公平的特性有利于提升金融资本与实体产业资本的匹配度，推进技术创新，优化产业结构，而产业结构转型升级有助于改变传统高耗能低效率的粗放型经济增长模式，提升区域生态效率，从而促进区域经济创新发展、绿色发展⑤。同时，金融数字化发展降低了信息成本，提高了生产要素的配置效率，将促进就业和创业机会公平化，实现产业结构合理化发展。基于上述分析，我们提出以下假设：

假设H2a：数字普惠金融有助于推动产业结构升级进而促进经济高质量发展。

假设H2b：数字普惠金融有助于推动产业结构升级进而缓解对经济高质量发展的抑制效应。

三、研究设计

（一）计量模型设定

本文旨在运用中部六省80个地级市面板数据来分析数字普惠金融对经济发展质量的影响，基本模型设定如下：

其中，Dev表示地区经济发展状况，具体涵盖经济发展质量、经济发展规模等;FIN表示地区数字金融发展水平，具体为数字普惠金融发展水平（Fin_index）及其三个维度：覆盖广度（Coverage）、使用深度（Usage）和数字化程度（Digit）。Xc为控制变量，包括以资本生产率（Capital）和融资效率（Investment）来控制要素投入的影响，运用财政依赖度（Fiscal）、金融深化度（Deepen）和经济增长率（Growth）来控制政府投资、货币供应量和地区经济环境对经济发展的影响。ui表示个体固定效应，εit为随机误差项。

数字普惠金融能有效促进经济发展，其作用机制可能在于数字普惠金融能够缓解融资约束，促进劳动、资本、信息、技术等要素流动，推动产业结构升级，进而突破经济发展瓶颈。为验证数字普惠金融对经济高质量发展的传导机制，在模型（1）的基础上，本文利用中介效应模型⑥对影响机制进行分析，具体模型如下：

其中，IND表示地区产业结构发展情况，包括产业结构水平（Lev_industry）和产业结构高级化（Adv_industry）。

（二）主要变量定义及说明

一是经济高质量发展水平。从高质量发展的涵义来看，单一从经济增长维度已无法全面衡量经济发展的真实状态。根据立足点差异，评价经济高质量发展的指标体系构建主要有以下三类：第一类是以经济增长质量为基础，从经济发展的基本面、生态成果、社会成果等方面构建高质量发展指标体系⑦;第二类是依托新发展理念，从“创新、协调、绿色、开放、共享”等维度构建高质量发展指标体系⑧;第三类是基于高质量发展方式，从内涵式和外延式两个层次来衡量高质量发展水平⑨。相较而言，新发展理念涉及社会经济发展的各个方面，较好地诠释了高质量发展的核心内涵。因此，本文以此为据并从数据获得性和可操作性出发，构建高质量发展衡量指标体系，具体包括经济发展基本面、创新发展、协调发展、绿色发展、开放发展、共享发展六个维度共计16个细分指标，具体指标及定义如表1所示。

其中，经济发展稳定性指标，参照赵鑫铖的做法⑩，使用移动平均型标准差系数进行衡量，具体算法为：

表1 经济高质量发展指标体系

各地级市创新创业指数，本文使用北京大学企业大数据研究中心编制的创新创业指数。该指数涵盖了地区获得新建企业数目、风险投资、吸引外来投资、吸引风险投资、专利授权数量和商标注册数量等在内的六个维度，综合反映了地区创新创业成果，本文使用该指数来描述地区创新发展情况。

环境污染指数，本文参考郭付友等人的做法{11}，其计算公式为：

xi分别表示单位产出工业废水排放量、单位产出工业二氧化硫排放量和单位产出工业烟（尘）排放量。

在高质量发展指数的测度上，各级指标的權重设定方法有：主观赋权法{12}，主要采用专家打分的方式确定;客观赋权法，包括主成分分析法、熵值法和熵权TOPSIS法，以及等权均值法等{13}。结合各种方法的利弊及经济发展相关数据的具体情况，为避免主观因素干扰，本文采用熵值法对各级指标进行赋权。

二是数字普惠金融发展水平。北京大学数字金融研究中心编制的数字普惠金融指数，从数字金融覆盖广度、使用深度和数字支持服务三个方面考察了金融发展状况，能较好地衡量金融发展的数字化和普惠性程度，且被广泛应用于数字普惠金融相关研究，因此本文使用该指数及其三个维度的对数值来描述数字普惠金融发展水平{14}。

三是产业结构升级。本文从产业结构水平（Lev_industry）和产业结构高级化（Adv_industry）两个方面考察产业结构变化情况。产业结构的演进和升级是伴随着分工和专业化的深入而进行的，而劳动生产率的提高是产业结构优化的结果，本文使用加权劳动生产率来测算产业结构水平，其计算公式为：

式中Y为产出水平，Li为产业劳动生产率。由于部分省份从2015年开始暂停公布全社会从业人员及分产业就业人员的相关数据，导致数据样本大量缺失，因此本文利用城镇单位第二、三产业就业情况来测算产业结构水平，同时为降低数据的非平稳性，对劳动生产率进行了对数化处理。

产业结构高级化主要反映经济结构中服务贸易的发展程度，本文借鉴李翔等人的做法{15}采用产业结构层次系数来测度，其计算公式为：

该指标取值范围在1和3之间，第三产业增加值占比越大，其值越靠近3。上述主要变量定义见表2。

（三）数据来源与描述性统计分析

本文以2011—2018年中部地区80个地级市共640个样本的面板数据作为研究对象，宏观经济数据主要来源于《中国城市统计年鉴》（2011—2019）、各省统计年鉴（2011—2019）和地级市统计年鉴，其中部分缺失值通过查询各地区统计公报以及插值法补齐;数字普惠金融数据来源于《北京大学数字普惠金融指数（2018）》;创新创业指数来源于北京大学企业大数据研究中心。

表3为各地区样本主要变量的描述性统计结果。从各指标统计值来看，经济发展质量的均值为0.3352，标准差为0.1410，中部地区各城市间经济发展质量的空间差距较大。从区域分布来看，省会城市经济发展质量远高于其他地区，且受区域间产业发展特色的影响，其经济发展具有集聚特征和辐射效应，省会城市及其周边地区成为经济发展质量的高值区。普惠金融发展程度、城乡收入协调水平、经济开放程度、资本生产率、财政投入产出效应等差异不大，产业结构水平、创新创业水平、投资效率、经济增长率等变量则存在较大差别，而要素生产率和地区经济发展环境差异则可能导致区域间经济发展水平及收入水平不协调等问题。

四、实证结果分析

（一）基准回归结果

一是数字普惠金融对经济高质量发展的总体效应。表4显示了数字普惠金融对中部六省经济发展质量的影响，表明数字普惠金融发展水平与经济发展质量在1%显著水平上呈负相关关系，系数为-0.0277，即现阶段数字金融发展未能提升中部地区经济发展的质量，反而具有显著的抑制效应。该实证结果与宇超逸等的实证结果基本一致，即数字普惠金融发展对东部发达地区和西部欠发达地区的经济发展具有显著的正效应，但对中部地区的影响甚微且为负效应{16}。导致这一结果的原因可能是区域间经济发展基础存在差异性，下文将进一步进行分析。从数字普惠金融发展的三个维度与经济发展质量的回归结果来看，数字金融覆盖广度、使用深度和数字化程度对经济发展质量均表现出显著的抑制作用，其中使用深度的影响最大，回归系数为-0.0348，覆盖广度和数字化程度对经济发展质量的影响程度相对较小。

二是数字普惠金融对经济高质量发展的局部效应。为进一步分析数字普惠金融对经济发展的作用点，我们检验了数字普惠金融对经济发展规模、协调发展水平、创新能力、绿色发展、开放和共享发展等六个方面的局部影响，结果如表5和表6所示。从实证结果来看，现阶段数字普惠金融发展能显著提高中部地区的经济发展规模和创新水平，对地区人均生产总值和创新发展的弹性贡献分别为0.3145和0.0644;对经济绿色发展和城乡协调发展表现为显著的负效应，弹性贡献分别为-0.2880和-0.0420;对开放和共享发展的影响较小且不显著。由此说明，目前数字普惠金融的发展对中部地区经济发展的影响主要表现为提升经济发展基本面和促进创新创业，但由于对绿色发展的边际负效应较大，使其对经济整体发展质量的影响表现为抑制效应。

从数字普惠金融覆盖广度、使用深度和数字化程度的局部效应回归结果可以看出，数字普惠金融三个层面的发展均可以提升人均产出水平，但对绿色经济发展表现出显著的抑制效应。同时，数字普惠金融覆盖广度和数字化程度加深还显著促进了科技创新，且其使用深度对经济共享发展具有显著的促进效应，而对中部地区城乡一体化协调发展和对外开放则表现为显著抑制效应。

（二）产业结构升级的中介效应

一是产业结构水平的中介效应。产业结构水平反映了专业化分工后的劳动生产率水平，表7为中部六省产业结构水平的中介效应检验结果。结果显示数字普惠金融的发展显著提高了中部地区的劳动生产率，进而对经济高质量发展具有显著的推动作用，其间接效应为0.0059，占总效应的17.56%。因此，产业结构升级在中部地区经济发展过程中发挥了正向的中介作用，较好地缓解了数字普惠金融对经济发展质量的抑制效应。进一步分析发现，数字普惠金融三个层面中主要对使用深度具有显著的中介作用。

二是产业结构高级化的中介效应。产业结构高级化是指传统产业通过服务化转型，使区域经济中的第三产业比重不断上升。表8为中部地区产业结构高级化的中介效应检验结果，检验结果显示，数字普惠金融发展在1%的显著水平上能促进产业结构服务化转型升级，且产业结构高级化有效促进了经济高质量发展，缓解了数字普惠金融对经济高质量发展的抑制效应，其间接效应为0.0059，占总效应的17.56%。从数字普惠金融发展三个维度的检验结果来看，覆盖广度和使用深度是产业结构服务化转型的主要推动力，间接效应分别为0.0033和0.0078，分别占总效应的21.57%和18.31%。整体而言，产业结构高级化的中介作用显著。

从中介效应检验结果来看，目前中部地区产业结构升级仅在一定程度上缓解了数字普惠金融对经济高质量发展的抑制效应，可能的原因在于中部地区第一产业和第二产业在经济发展中历来都处于重要地位，且高新技术产业产值占第二产业产值的比重不高，而第三产业发展相对缓慢，规模不大。相关数据显示，2018年底中部六省第三产业增加值略高于第二产业增加值，二者比值为1.08，其中湖南省最高，为1.307，但也仍低于全国1.34的平均水平。从地级市层面数据来看，中部地区仅有12.5%的城市的比值高于全国均值，最高的是湖南省张家界市，该比值为4.07，最低的是河南省鹤壁市，只有0.469。由此可见，目前我国中部地区产业结构服务化水平并不高，劳动生产率提升缓慢且区域间差异较大，传统产业服务化转型任重道远。数字普惠金融发展虽在一定程度上推动了产业结构转型升级，但在转型初期由于资金投入大，短期内经济效益尚未显现。同时，从2020年新冠疫情对全球经济的冲击来看，全产业链、价值链在社会经济稳定发展过程中发挥了关键作用，产业结构高级化并非越大越好，其高级化指数越大，产业结构“空心化”的程度越高，经济结构稳定性将下降。因此，产业结构高级化程度过低或者过高均不利于经济高质量发展。

（三）区域异质性分析

考虑到经济发展基础、产业布局、创新水平不同也会导致数字普惠金融对地区经济发展的影响存在差异性，下文根据相应经济数据对样本分组并进行检验分析。

一是经济基础。我们首先根据人均生产总值的均值将样本分为高经济基础组（H_eco）和低经济基础组（L_eco），检验结果如表9所示。其结果显示，在经济基础较低的地区，数字普惠金融与经济质量发展呈显著的负相关关系，在经济基础高的地区虽然也表现为抑制效应，但不显著，由此可见数字普惠金融发展在不同区域的经济效应存在差异性。在经济基础较高的地区，经济发展规模已达到较高水平，且传统金融体系十分发达，普惠金融服务实体经济发展的抑制效应减弱。而经济基础较低的地区，由于经济发展规模和质量均处于相对较低水平，具备较大上升空间，而中部地区传统金融体系相对较为完善，金融深化的增速效应开始下降，普惠金融的普惠特性与传统金融发展形成功能互补，对现阶段经济发展的影响主要表现为“数量”效应。

二是产业结构基础。产业结构升级是经济高质量发展的重要路径，但区域经济发展中的自然资源、劳动力、技术等生产要素严重制约着产业结构转型的进程和升级空间。因此，我们预测在产业结构基础较优的地區，经济结构转型升级的速度更快，劳动力缺口更大，数字普惠金融发展的经济效应可能更高。利用第三产业产值与第二产业产值之比作为产业结构基础指标，大于均值的区域定义为高产业结构基础组（H_ind），小于均值的地区定义为低产业结构基础组（L_ind），不同产业结构基础的区域回归结果如表10所示。结果表明，数字普惠金融对经济发展的抑制效应在低值区略高于高值区。低值地区产业结构基础相对薄弱，产业结构转型的迫切性和升级空间虽大，但前期投入较大，边际效应较小。而高值区经济基础较好，转型升级速度更高，普惠金融发展通过产业结构升级来提升经济发展质量的中介作用更强，在较大程度上缓解了对经济发展的抑制效应。

三是创新能力。科技创新是提高社会生产力和综合国力的战略支撑，创新驱动经济发展战略仍是未来经济高质量发展的重要主题。区域创新能力的提升受制于资本投入规模和投资效率，因而创新基础不同，可能导致数字普惠金融发展的经济效应差别化。我们以创新创业指数为基准，将高于均值的区域定义为高创新能力组（H_inn），低于均值的地区定义为低创新能力组（L_inn），分样本回归结果如表11所示。结果显示，在创新能力低值区，数字普惠金融对经济发展的抑制效应明显小于高值区，且主要表现为数字金融使用深度对经济发展的影响，在高值区使用深度对经济发展的负效应为-0.0433，但对低值区的影响为-0.0298。在上文分析中我们发现数字普惠金融对中部区域经济发展质量的影响在整体上虽表现为抑制效应，但对地区经济的创新发展显示出正向的驱动效应，因此，在创新能力较差的地区，数字普惠金融对区域经济创新发展的边际效用更高，能有效降低对经济高质量发展的抑制效应。

分样本的中介效应检验结果，由于篇幅所限不再列示。在经济基础低值区、产业结构基础高值区、产业结构基础低值区和创新能力低值区，数字普惠金融发展通过促进产业结构高级化对区域间经济高质量发展产生较大影响，其间接效用分别为0.003、0.0068、0.0041和0.0084，在低创新能力区域的中介作用最大，占总效应的26.25%。但产业结构水平在各分样本中不存在显著的中介作用，也就是说数字普惠金融发展虽然能够提高中部地区的劳动生产率，但是劳动生产率提升对经济发展的促进效应还未显现。由此可见，数字普惠金融在经济基础薄弱地区的经济效应更大，体现了其对经济发展的普惠性和公平性。

（四）稳健性检验

为避免遗漏变量偏误和双向因果关系造成的估计偏误，本文首先使用更换计量方法和调整样本对表4再次进行回归分析。我们使用GMM方法对基本回归模型进行检验，检验结果如表12第（1）、（2）列所示。其中，第（1）列为个体固定效应回归结果，第（2）列为GMM回归结果。其次使用替换变量方式进行了稳健性检验。我们采用变异系数法对经济发展质量进行重新测算后再次进行回归，检验结果如表12第（3）列所示，其实证结果也基本保持一致，表明上述结论具有稳健性。

五、主要研究结论与政策建议

本文依托新发展理念，采用熵值法构建了包含经济增长、协调发展、创新发展、绿色发展、开放发展和共享发展六个维度的经济高质量发展指标体系。核算结果显示，中部地区经济发展质量和水平整体比较稳定，但区域间经济发展质量的空间差异明显。同时，利用相关数据对数字普惠金融与经济发展质量之间的关系进行了实证检验，得出以下结论：（1）由于中部地区传统金融体系建设相对完善，普惠金融虽然能弥补传统金融的发展盲区，但尚处于查漏补缺阶段，目前数字普惠金融发展能显著提高经济发展速度，但对经济发展的质量表现出抑制作用。从局部效应看，数字普惠金融发展对经济创新能力具有显著的促进作用，但降低了对绿色发展的促进作用。（2）中介效应验证结果显示，普惠金融发展有利于提高劳动生产率，促进中部地区产业结构服务化转型升级，进而提高了经济发展质量，通过优化产业结构有效缓解了数字普惠金融的抑制效应。（3）区域间经济发展基础、产业结构基础和创新能力的差异使得数字普惠金融发展的经济效应存在异质性。

根据以上实证检验结论，从高质量发展的角度出发，应以“稳金融”促进有效投资为经济发展赋能。（1）完善普惠金融体系建设。借助金融科技、数字技术加速构建多层次资本市场体系，尤其是民营企业经济实力及数量占绝对优势的地区，应以改革促发展，发展线上投融资平台，推动投融资模式的转型升级，为投资者营造便捷、高效、安全的投资环境，稳定金融资本“蓄水池”。应以传统金融和普惠金融“双轮驱动”构建功能互补的金融发展体系，加大对中小微企业的投资力度，提升金融主体结构与经济主体结构匹配度，激活民营企业活力。（2）加快产业结构转型升级。当前我国经济运行总体绩效较好，但中部地区结构性不平衡、不协调、低激励等问题仍比较突出，金融资本应根据各地区经济、产业发展实际规划，在城乡之间、地域之间找寻资金投入的着力点，促进人才、资本、技术、数据等各要素高效流动，实现多层次投资结构布局，优化资金配置，促进产业结构升级。（3）精准把握资本投向，提高金融资本效率。应做好资金与市场需求、资金与产业发展、资金与项目进程的匹配工作，有的放矢，增强资本投向的精准性、靶向性。应服务好新一轮基建投资，“新基建”和“传统基建”齐头并进、共同发力，延展投资内需新空间;聚焦“两新一重”领域，精准把握“5G”“人工智能”“大数据”“新能源”等重点基础设施建设投入，同时将“信息化、数字化、智能化、生态化”建设融入旧城改造、新农村建设、公共服务设施建设，提高资金使用效益及精准度，促进实体经济生产环节和消费环节“双升级”，发挥金融在经济运行中的关键作用。

注释：

① R. J. Barro， Quantity and Quality of Economic Growth， The Chilean Economy， 2002， 5（2）， pp.17-26.

② 马骥、汤小银：《产业集群网络、结构演化与协同发展——以叶集木竹产业为例》，《安徽师范大学学报》（人文社会科学版）2019年第4期。

③ 贝多广：《金融发展的次序——从宏观金融、资本市场到普惠金融》，中国金融出版社2017年版，第291—301页。

④ 沈勇涛、陈松、周睿、王红建：《利率市场化改革与企业高质量发展——基于信贷资本流向的经验证据》，《会计与经济研究》2021年第1期。

⑤ 万伦来、李浩：《生产性服务业集聚、产业结构升级与区域生态效率提升——来自2003—2016年中国30个省份的面板数据》，《经济经纬》2020年第2期。

⑥ 温忠麟、叶宝娟：《中介效应分析：方法和模型发展》，《心理科学进展》2014年第5期。

⑦ M. Mlachila， A. Jidoud， et al.， Financial Development in Sub-Saharan Africa： Promoting Inclusive and Sus-tainable Growth， Imf Departmental Papers， 2016， pp.1-63.

⑧ 吴志军、梁晴：《中国经济高质量发展的测度、比较与战略路径》，《当代财经》2020年第4期。

⑨ 李金昌、史龙梅、徐蔼婷：《高质量发展评价指标体系探讨》，《统计研究》2019年第1期。

⑩ 赵鑫铖：《中国经济增长稳定性评价及其影响因素分析》，《工业技术经济》2015年第1期。

{11} 郭付友、陈才、刘志刚：《城市绿色发展效率的空间分异及影响因素——基于山东省17地市面板数据》，《世界地理研究》2020年第5期。

{12} 李梦欣、任保平：《新时代中国高质量发展的综合评价及其路径选择》，《财经科学》2019年第5期。

{13} 魏敏、李书昊：《新时代中國经济高质量发展水平的测度研究》，《数量经济技术经济研究》2018年第11期。

{14} 郭峰、王靖一、王芳、孔涛、张勋、程志云：《测度中国数字普惠金融发展：指数编制与空间特征》，《经济学（季刊）》2020年第4期。

{15} 李翔、白洋、邓峰：《基于两阶段的区域创新与产业结构优化研究》，《科技管理研究》2018年第1期。

{16} 宇超逸、王雪标、孙光林：《数字金融与中国经济增长质量：内在机制与经验证据》，《经济问题探索》2020年第7期。

作者简介：张庆君，天津财经大学金融学院教授、博士生导师，天津，300222;黄玲，天津财经大学金融学院博士研究生，天津，300222。

（责任编辑  陈孝兵）