李映彤，赵 健

（1.暨南大学 经济学院，广东 广州 510000；2.河南工程学院 经济贸易学院，河南 郑州 451191）

2017 年党的十九大报告指出“我国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段。”这是中国经济历经30 年高速增长之后，根据国际国内环境变化，特别是我国发展条件和发展阶段变化作出的重大判断。经济高速发展及基础设施完善为普惠金融发展提供了良好的前提条件，而普惠金融以80%的“长尾人群”为服务对象，有利于提高金融服务的效率和公平，从普惠金融的本质和目标看，其与经济高质量发展的内涵和预期目标是一致的。作为经济高质量发展的重要着力点，普惠金融在多个方面对经济高质量发展产生影响。普惠金融通过缓解“金融歧视”、提升金融服务效率，维持了经济增长的稳定性，为经济高质量发展奠定了动力；普惠金融通过资源配置、需求创新，促进经济结构合理化，为经济高质量发展奠定产业基础条件；普惠金融通过提升服务对象的人力资本水平，为经济高质量发展提供了内生性条件。

近几年普惠金融发展迅速，其覆盖广度和服务深度均得到强化。2016 年以来，中国人民银行相继在河南省兰考县、浙江省宁波市、江西省赣州市等地设立了国家普惠金融改革试验区，并将各试点的成功经验陆续在全国推广。但由于不同地区资源禀赋差异较大，造成区域间普惠金融发展不平衡；数字信息技术的不断突破，为普惠金融提供新的技术支撑的同时也对其发展带来了较大挑战；新冠肺炎疫情对经济的冲击，让我们重新审视产业结构合理化对经济稳定的重要作用；而普惠金融的公平特性，有助于增强要素资源配置效率、促进产业结构优化升级、推动经济增长方式向创新驱动型转变，进而助力经济高质量发展。随着2020 年新冠肺炎疫情的蔓延，国际国内形势出现新变化，也对我国经济高质量发展赋予了新使命、提出了新要求。如何充分发挥普惠金融对经济高质量发展的积极作用，需要进行多方面效应的分析研究。

普惠金融对经济高质量发展的整体效应如何？普惠金融对经济高质量发展的作用是否存在区域差异？普惠金融能否有效促进产业结构转型升级，进而推动经济高质量发展？出于对上述问题的思考，本文将从整体效应、区域差异和传导机制三个角度展开实证研究，以期较为全面地把握普惠金融对经济高质量发展的影响机理。

一、文献综述与研究假设

从现有文献看，研究经济高质量发展的成果较为丰富，内容广泛，主要包括经济高质量发展的内涵、测度、影响因素和实现路径。余泳泽和胡山（2018）[1]认为经济高质量发展是数量扩张和质量提高的统一过程。其内涵包括以下几方面，分别是以“稳”为基础的发展目标、向国际一流看齐的质量目标、由出口和利用外资向进口和对外投资拓展的重点发展领域（郭周明和张晓磊，2019）[2]。对经济高质量发展水平的测度，因为不同学者研究的视角和切入点不同，因此构建的指标体系和相应的测度方法各不相同。早期的评价维度较为单一，随后测度维度不断丰富。师博和任保平（2018）[3]从经济绩效和社会绩效两个维度构建了综合测度经济高质量发展的指标体系。师博和张冰瑶（2019）[4]基于五大发展理念，在测度维度中增加了生态成果。马茹等（2019）[5]根据经济高质量发展的内涵，设计包括高质量供给、需求、发展效率、经济运行和对外开放五个方面的指标体系。王亚男和唐晓彬（2021）[6]构建了包含经济发展、创新发展、协调发展、绿色发展、开放水平、民生发展六个维度的指标体系。测度方法和模型上，大部分采用的是加权平均法，魏敏和李书昊（2018）[7]采用商圈TOPSIS，朱彬（2020）[8]采用BP神经网络，唐娟等（2020）[9]借助超效率DEA-SBM 模型，王亚男和唐晓彬（2021）[6]则采用PCA-EM 二次加权评价模型、综合运用变异系数法、地理探测器等方法。影响因素和实现路径方面，钞小静和薛志欣（2018）[10]借助调节学派的分析框架，认为新经济可以为经济高质量发展提供新的动能，提出创新驱动、结构再平衡支撑以及发展效率是中国经济高质量发展的重要推力。任保平和李佩（2020）[11]指出数字基础设施建设不完善、产业政策滞后、技术有效供给缺乏、人才培养体系不健全等影响了经济高质量发展，因此要加强数字基础设施建设，推动新经济下的信息化和工业化的深度融合，进而推动经济高质量发展。

普惠金融从早期的内涵、作用、体系构建的定性研究再到今日不同视角下的定量分析，理论界和实务界在普惠金融研究方面取得了一系列成果。大部分研究均认为普惠金融对社会发展是积极的，提高了弱势群体的生活质量，提升了现有金融体系服务实体经济的能力，最终平衡了各群体和各区域间的经济差距，发挥了稳定社会经济的重要作用。陈池波和龚政（2021）[12]研究认为普惠金融有效改善了农村家庭金融脆弱性。马学琳等（2021）[13]研究显示：普惠金融体系中商业保险的推广和普及对农民形成正确的投资观具有积极的正向引导作用。谢婼青等（2021）[14]研究发现普惠金融对商业银行盈利能力有显著影响，且呈U形规律。张彤进和蔡宽宁（2021）[15]认为普惠金融有效缩小了城乡居民消费差距。孙倩（2021）[16]认为普惠金融有效提升了相对贫困县的农业发展水平。

关于普惠金融和经济高质量发展的研究主要集中在数字普惠金融方面。蒋长流和江成涛（2020）[17]以2011—2016 年258 个地级以上城市为样本，从创新驱动视角研究了普惠金融对经济高质量发展的驱动机制及作用，研究结果显示，数字普惠金融对经济高质量发展的驱动作用存在门槛效应，以技术创新为中介变量，通过激发中小企业创新活动，提升企业全要素生产率，奠定了经济高质量发展的微观基础。冯锐等（2021）[18]以中国各省份数据为样本，研究认为普惠金融发展对经济高质量发展的效应呈非线性特征，普惠金融适度发展对实体经济发展是积极的，但过度泛化会抑制经济高质量发展，普惠金融对经济高质量发展存在区域差异。也有学者研究结果显示，目前数字普惠金融对经济高质量发展的作用是积极的，但存在一定程度的结构性矛盾，普惠金融对经济高质量发展产生抑制作用的深层次原因很大程度上是由于经济结构不合理所导致的。

梳理现有研究发现，普惠金融从公平性角度将更多群体带入金融市场，并赋予他们更广泛获得金融服务的权利，在解决金融市场失灵问题的同时，对经济高质量发展产生了直接或间接的影响。间接效应方面，普惠金融通过培育小微金融机构、扩大金融服务的深度和广度、构建有效金融体系等，有效缓解信息不对称，降低交易成本，支持企业创新，促进实体经济结构优化；满足弱势群体和落后地区的金融需求，通过存款、理财和贷款，缓解流动性约束，拉动消费。直接效应方面，有效缓解融资难问题，满足更多群体的金融需求，激发市场活力，推动经济高质量发展。无论是直接效应还是间接效应，普惠金融的本质在于优化要素资源配置，通过服务金融弱势群体或特殊人群，缓解其金融约束，提高金融资源的配置效率，增加第三产业占比，推动产业结构性升级（常建新等，2021）[19]，同时普惠金融的科技创新效应能够促进企业技术革新，有助于推动高耗能的低效率增长的传统行业向价值链更高端的新兴产业、无污染的绿色产业转变（刘思明等，2019）[20]，加速产业结构调整，最终实现产业结构升级和经济增长。但普惠金融的“过度泛化”，可能会因为过多为弱势群体提供金融便利，一定程度上对实体经济产生挤出效应，阻碍经济高质量发展；区域拥有的资源禀赋与普惠金融发展紧密相连，会影响普惠金融对经济高质量发展的作用。因此，本文提出如下四个研究假设。

H1：普惠金融对经济高质量发展有显著的积极作用。

H2：普惠金融与经济高质量发展间存在非线性关系，具有拐点效应。

H3：普惠金融对经济高质量发展的影响存在显著的区域异质性。

H4：普惠金融通过促进产业结构升级进而推动经济高质量发展。

从现有关于这些问题的研究看，多数研究都集中在全局性问题上，以全国为样本，局部性的区域问题研究较少。河南是我国的人口大省、农业大省，在区域经济分工中扮演着重要角色，是中部地区建设的重点，与东部沿海省份相比，经济不够发达，其发展关系我国经济是否能协调健康发展。同时，河南省普惠金融改革发展取得一定成效，兰考普惠金融改革试验区是首个国家级普惠金融改革试验区。因此本文实证研究选择河南为样本，从整体效应、区域差异和传导机制三个方面研究普惠金融对经济高质量发展的作用。

二、研究设计

（一）模型设定

为实现本文的3个研究目的，构建如下5个研究模型。

其中，QED 表示经济高质量发展水平，IFI 表示普惠金融发展水平，IS表示区域产业结构升级情况，Control 表示控制变量，βi为待估的偏回归系数，ε 为随机扰动项。模型Ⅰ用来分析普惠金融对经济高质量发展的整体效应，是基于全样本的实证研究；模型Ⅱ用来检验普惠金融与经济高质量发展间的非线性关系及拐点效应；模型Ⅲ用来考察普惠金融对经济高质量发展影响的区域差异性，其中D 是反映区域的虚拟变量；模型IV 用来分析普惠金融对产业结构的影响；模型V则用来分析普惠金融、产业结构对经济高质量发展的影响。模型Ⅰ、模型IV 和模型V 联合起来是以产业结构为中介变量的中介效应模型，可验证普惠金融通过产业结构调整的传导机制对经济高质量发展产生的影响。

（二）变量选取与数据来源

剖析普惠金融对经济高质量发展的影响是本文的主要研究目的，因此选择经济高质量发展为被解释变量，后续研究中将采用经济高质量发展指数表示。普惠金融发展作为解释变量，将选择普惠金融发展指数来表示。控制变量的加入，可以降低变量遗漏而导致的模型误差，借鉴现有研究，本文选择消费水平、对外开放水平、城镇化水平和反映政府行为的财政支出水平作为控制变量。各变量定义及计算方法详见表1。

数据来源于历年《河南统计年鉴》《河南金融年鉴》《河南省金融运行报告》《河南省国民经济和社会发展统计公报》及中国人民银行郑州中心支行官方网站，样本时间跨度为2006—2019年。

（三）普惠金融发展水平测度

覆盖广度和使用深度是反映普惠金融发展状况的两个主要维度，遵循全面性、客观性、可获取性和现实性原则，并借鉴现有研究成果[15-18]，本文构建了测度普惠金融发展指数的指标体系，详见表1。其中，采用每万平方公里金融机构网点个数、每万人享有的惠农服务网点数、每万人享有的ATM 数和每万人享有的金融机构网点个数反映普惠金融的覆盖广度；利用金融机构人均各项存款与人均GDP 的比值表示普惠金融的使用深度。随后采用变异系数法确定各观测指标的权重，通过加权平均计算出各个地级市的历年发展指数。

表1 各变量名称、表示符号及计算方法

1.确定权重

因为各指标反映的实际内容是不同的，故采用变异系数法确定相关指标的权重。变异系数的计算公式如（1）所示，该公式测度了观测值的变异程度，如果所计算的某一指标变异数值较大，说明该指标对研究对象具有很强的解释能力，应该被赋予较大的权重。

其中，CVi为变异系数，Si为各项指标标准差，Xi为各项指标均值。

对变异系数进行归一化处理，可得到各指标权重，计算公式如（2）所示。

Wi的取值范围为0—1，体现各项指标在普惠金融测度指标体系中所处的地位，各指标计算的权重如表1所示。

2.各观测指标的量纲处理及权重确定

表1 中各测度指标的具体经济意义不同，且计量单位也是不一样的，所以无法进行相应的比较和分析，因此，利用线性阈值法对相关指标进行无量纲处理，计算公式如（3）所示。

其中，di表示第i 个指标无量纲化数值，Wi表示第i个指标权重，Ai表示第i个指标实际值，Mi表示第i个指标的最大值，mi表示第i个指标的最小值。

di的取值范围为0—Wi，di值越大，说明该地区普惠金融发展水平越高。本文以2006—2019 年河南省各个地级市的数据为例，用D 表示各个可测指标，可计算权重及各个地区6 个可测指标的权重D=（d1,d2,d3,d4,d5,d6）。对河南省整体而言，得到金融服务可获得性的权重为0.524，其4 个观测指标的权重分别为0.324、0.260、0.174、0.242；金融服务使用情况的权重则为0.476，其2 个观测指标的权重分别为0.580 和0.420，各个地级市的6 个权重存在较大差异①因篇幅所限，此处未报告出各个地级市的具体情况，如需备索。。

3.普惠金融发展指数测度

利用欧几里得空间打分法可以计算出普惠金融发展指数。欧几里得打分法是将各个指标分布在欧几里得空间，判断各指标值与最优值、最劣值之间的空间距离，指标值距离最优值越近，说明该指标越优，相反，距离最劣值越近，指标值越劣。在本文研究中，可以用O=（0,0,0…0）表示空间中指标值距离最劣值最近的情况，表示普惠金融发展最劣的状况；用W=（w1,w2,w3,…wn）表示空间中指标值距离最优值最近的情况，表示普惠金融发展最优的情况。因此，普惠金融发展指数（IFI）可以表示指标值D 与最优值W 之间的欧几里得空间距离。具体计算方法如公式（4）表示。

（四）经济高质量发展水平测度

关于经济高质量发展水平测度，不同学者的视角不同，相应的测度方法也是存在很大差异的。一般来讲，经济高质量发展不仅强调经济规模的扩展，更注重效率的提高。全要素生产率同时考虑了生产过程中资本和劳动力两大要素的投入，较为全面地反映了一个地区的经济效率。本文借鉴刘思明等（2019）[20]研究成果，借助C—D 生产函数，采用索罗余值法测度经济高质量发展水平。

其中，Y 表示产出，K 表示资本投入，L 表示劳动投入，α 表示资本要素产出弹性，β 表示劳动要素产出弹性。采用最小二乘法，可估计出A，即为经济高质量发展水平的测度值。为进一步剖析普惠金融对经济高质量发展的影响，消除计量尺度的影响，公式（5）中各变量均用其增长率表示。

三、数据的描述性分析

（一）变量的描述性统计

采用前文测度普惠金融发展指数和经济高质量发展指数的方法，可得到河南省2006—2019 年各变量的取值，表2为变量的描述性统计结果。由表2可以看出：河南省普惠金融与经济高质量发展整体水平都不是很高，两者都需要进一步提升；最近14 年18 个地级市数据显示，观测变量中，经济高质量发展的离散系数最大，然后是普惠金融发展水平和产业结构水平，说明各地级市间发展不均衡，历年发展水平存在较大波动；控制变量整体离散程度不是很高，城镇化率和财政支出水平波动较为明显。这说明区域间经济发展环境的差异可能会影响普惠金融、产业结构与经济高质量发展之间的关系。

表2 各变量的描述性统计

（二）普惠金融发展指数与经济高质量发展指数变动趋势

图1给出了河南省2006—2019年普惠金融发展指数和经济高质量发展指数的变化趋势。整体上看，普惠金融发展水平虽有小幅度调整，但基本呈上升趋势，2007 年开始加快发展步伐，2011 年之后再次呈现快速发展之势。其发展演变与普惠金融体系的完善和服务范围的扩大保持一致。2006 年，中国银监会发布《关于调整放宽农村地区银行业金融机构准入政策 更好支持社会主义新农村建设的若干意见》，积极培育和发展新型农村金融机构，从资金供给方面推动了普惠金融发展；在农民等弱势群体资金问题尚未得到有效缓解的同时，小微企业“融资难”问题再次得到社会的关注，资金需求“倒逼”普惠金融服务范围扩大；2010 年开始，国家政策层面大力推动普惠金融发展，2013 年党的十八届三中全会通过《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》，2015 年国务院印发《推进普惠金融发展规划（2016—2020 年）》，2016 年G20 第十一次峰会通过《G20 数字普惠金融高级原则》《G20 普惠金融指标体系》升级版及《G20 中小企业融资行动计划落实框架》三个文件，2017年和2018年国务院《政府工作报告》中连续两年提出要大力支持金融机构拓展普惠金融业务。与此同时，随着信息技术的不断突破与互联网的大规模普及，2010 年人们对金融服务也产生了大量新需求，为满足这一需求，金融机构运用科技手段赋能金融，有效减少了信息不对称和交易成本，使更多人通过互联网顺利获得便捷的金融服务。而经济高质量发展水平与普惠金融发展水平步伐不尽一致，且差距有拉大趋势，其指数变化较为平缓，平均水平和增速均不够高，须进一步提升。

图1 普惠金融发展指数与经济高质量发展指数变化趋势

四、实证结果分析①本文根据实证统计进行分析，结论供参考。

对2006—2019 年河南省18 个地级市普惠金融发展和经济高质量发展的面板数据进行分析，采用豪斯曼（Hausman）检验确定模型，结果显示，其概率值p 小于0.05，故拒绝原假设，选择固定效应模型进行实证分析。在Eviews 9.0中运行后，实证结果如表3所示。

表3 模型Ⅰ回归结果

（一）普惠金融对经济高质量发展的整体效应

模型（1）—（4）是模型Ⅰ逐步加入控制变量后的全回归结果，回归结果显示，各偏回归系数下面括号内表示其标准差，逐步加入控制变量后，回归方程的可决系数R2在逐渐变大，均大于0.64；且各回归方程中普惠金融回归系数都通过了显著性检验，说明模型的回归结果是可靠的，从整体上看，普惠金融对经济高质量发展具有显著的积极作用。

消费水平对经济高质量发展的影响是正向的，但仅在模型（1）中10%的显著性水平下通过检验，其余模型（2）—（4）中其对经济高质量发展的影响均是不显著的。从理论上讲，消费所形成的需求会促进生产的发展，促进生产优化升级，因此消费是推动经济高质量发展的主要动力之一。消费水平对经济高质量发展的影响不显著，说明当前消费供给不能有效匹配消费需求。信息技术的快速发展和广泛应用不断创新消费形式，要解决消费阻碍经济高质量发展的问题，就需要完善促进消费需求和消费供给的体制机制，促进潜在消费向现实增长的有效转换。

外商直接投资是我国吸引国际资本，拉动经济增长的重要方式。我国经济目前已进入高质量发展阶段，外商直接投资的质量和吸引能力决定着其对经济的作用。城镇化是解决“三农”问题的重要途径之一，因此是经济高质量发展的关键之一。实证结果显示，外商直接投资和城镇化对经济高质量发展的积极作用均是显著的。

从理论上讲，政府财政支出是政府对财政收入的再分配，有利于改善经济环境和生态环境，对推动经济发展具有积极作用。但实证结果却显示，政府财政支出对经济高质量发展存在显著负效应，与理论相悖。出现如此结果，既可能是因为数据的不平稳性导致的，模型中涉及的数据均为时间序列数据，而时间序列数据易出现不平稳情况；也有可能是因为部分地级市政府在安排投资布局，调整区域产业结构时，粗放型投资方式未得到完全改变。当然，这个实证结论只是基于样本期内数据表象的一种可能性解释，具体作用机理和传导机制，需要下一步深入研究。

综上所述，普惠金融对经济高质量发展存在显著的积极作用，假设H1得到证明。

（二）普惠金融对经济高质量发展的拐点效应

为考察普惠金融对经济高质量发展的影响是否存在拐点效应，以普惠金融发展水平为基础，采用25%分位数和75%分位数将研究对象划分为3 个区域。以模型Ⅱ为基准模型，3 个区域回归结果如表4模型（5）—（7）所示。

表4 模型Ⅱ与模型Ⅲ回归结果

模型Ⅱ各回归结果显示，各控制变量对经济高质量发展的影响基本与模型Ⅰ结果一致。普惠金融发展对经济高质量发展的影响是显著的，但一次项系数呈现出不同结果，普惠金融发展中低水平区域，该系数是大于零的；普惠金融发展高水平区域，该系数是负向的；二次系数则一致保持小于零。这说明普惠金融发展与经济高质量发展之间存在显著的非线性关系，呈现倒U形特点，其对经济高质量发展的作用存在拐点效应，表现为先促进，后抑制。

（三）普惠金融对经济高质量发展的区域差异

模型Ⅲ中以乘法方式引入代表区域的虚拟变量Di，仍旧以普惠金融发展水平为基础，依据25%和75%的分位数将18 个地级市划分为3 个区域，引进虚 拟 变 量D1和D2，其 中，，D2=D1和D2同时为0，则表示区域3。模型Ⅲ回归结果如表4 模型（8）所示。模型（8）回归结果显示，普惠金融对经济高质量发展有积极的正向作用，呈现倒U 形，IFI×D1和FI×D2的偏回归系数均通过了显著性检验，说明普惠金融对经济高质量发展的影响存在区域差异。

依据普惠金融发展水平将河南省18 个地级市划分为3个区域，这3个区域在金融资源配置效率和其他方面都是存在差距的。普惠金融发展水平较低的区域，其原有金融机构网点数和从业人员等是不足的，随着普惠金融政策的落实和推进，金融服务的可获得性和使用性得到了显著提升，因此对该区域经济发展的边际效应逐渐提高；普惠金融发展水平较高的区域，自身资源禀赋高，原本已经拥有优质的金融环境，普惠金融政策实施对其影响有限，故普惠金融发展进程对经济高质量发展的作用发挥不如其他地区明显。这说明区域原有经济基础一定程度上会影响普惠金融推进经济高质量发展的效应，要充分发挥普惠金融对经济高质量发展的积极效应，须基于区域经济实际，实施有差异的普惠金融政策。

（四）产业结构对普惠金融与经济高质量发展的传导机制

表5 是基于模型IV 与模型V 的回归结果，研究目的在于分析产业结构在普惠金融与经济高质量发展之间的中介效应。产业结构优化的一个重要表现是传统产业通过服务化转型，使区域经济中第三产业的比重不断增加，因此本文选择第三产业增加值占GDP 的比重来反映产业结构状况。从模型IV 回归结果看，普惠金融对产业结构优化具有正向作用，但不显著，产业转型期需要投入大量资金，经济效益在短期内尚未显现。比较模型V与模型Ⅰ的回归结果可以看出，产业结构在普惠金融与经济高质量发展之间发挥明显的中介效应，且在5% 的显著性水平下通过检验。其间接效应为0.713-0.608=0.105，占总效应的比重为0.105/0.608=17.27%。河南省地处中部，第一、第二产业历来在经济发展中都占据重要地位，第三产业相对发展缓慢、规模较小。2019年河南省第三产业在GDP 中所占的比重平均值为0.452，最高的为郑州市0.604。由此可见，河南省整体产业结构服务化水平不高。

表5 模型IV与模型V回归结果

（五）内生性检验

普惠金融在促进经济高质量发展的同时，经济高质量发展也能带动普惠金融的进步，因此模型中可能存在被解释变量与解释变量互为因果关系的内生性问题。同时随机干扰项中的遗漏变量可能既影响经济高质量发展又能影响普惠金融，比如传统金融业的发展、互联网技术的进步等。为避免上述问题造成的内生性问题对实证结果造成影响，本文采用工具变量法，进一步检验模型的可靠性。此处以普惠金融指数滞后一期与普惠金融指数一阶差分的乘积作为工具变量，这是因为河南省普惠金融指数是18 个地级市普惠金融整体水平的综合反映，因此某个地级市经济高质量发展不会对其产生显著影响，故河南省普惠金融指数对单一的某地级市而言是相对外生的变量。单个地级市除普惠金融外的需求冲击也可能导致估计偏误，但是只要该冲击没有对18 个地级市普惠金融发展的综合水平产生显著影响，工具变量就是有效的。本文通过卡方检验和Wald F检验检验工具变量是否存在过度识别和弱工具变量的情况，结果显示Chi-sq(1)=2.55，Wald F 统计量为83.14，显著通过检验，表明该工具变量是有效的。采用2OLS 法进行回归检验，回归结果如表6所示。结果显示，第一阶段中回归结果系数显著不等于0，第二阶段回归结果中普惠金融发展对经济高质量发展的正向作用通过了显著性检验，说明回归结果是可靠的。

表6 模型的内生性检验

五、研究结论与政策启示

本文以河南省2006—2019 年18 个地级市为样本，研究了普惠金融对经济高质量发展的作用。本文首先构建了测度普惠金融与经济高质量发展水平的指标体系，随后测度了18 个地级市历年的普惠金融发展水平，接下来借助计量模型，剖析了普惠金融对经济高质量发展的整体效应、拐点效应、区域差异和传导机制。实证研究结果显示：普惠金融显著推动了经济高质量发展，但从长期看，普惠金融对经济高质量发展的影响具有拐点效应，两者间存在非线性关系，呈倒U形特征，表现为先促进、后抑制；普惠金融对经济高质量发展的影响存在区域差异；产业结构在普惠金融对经济高质量发展过程中发挥中介效应，传导机制存在；消费对经济高质量发展的影响没有达到统计上的显著性，说明消费供给不能有效满足消费需求；政府财政支出在保持一定力度的同时，更应该注重提质增效，支出要有针对性和精准性，否则会降低政府行为对经济高质量发展的积极作用。

基于上述实证研究结果，为进一步发挥普惠金融对经济高质量发展的积极作用，提出如下政策建议。

第一，提高普惠金融发展质量，实现其与经济高质量发展的协同效应。实践与理论均显示，普惠金融对经济高质量发展具有显著的积极作用，因此要进一步深化普惠金融发展；但普惠金融与经济高质量发展间的倒U 形特征，反映河南省当前普惠金融发展水平更多是依赖规模扩大，发展水平和质量有待提高。需要对金融机构和金融产品进行顶层设计，加大金融机构在金融科技方面的研发投入，创新普惠金融产品的种类、服务渠道、风险控制等；同时要充分考虑区域因素，针对不同区域采取有差异的措施，比如可在较为落后地区，强化基础设施建设，通过财政补贴、市场化招标等方式改善普惠金融发展的硬环境，通过宣传、教育、培训等方式，提升“长尾人群”对普惠金融的认识，完善普惠金融发展的软环境。通过优化普惠金融发展的环境和基础，形成普惠金融与经济高质量发展的协同效应。

第二，完善促进消费的体制机制，充分发挥消费对经济高质量发展的积极作用。收入水平提高和收入结构的改变引致消费需求由生存型向发展型转变；互联网技术的不断发展和普及，催生了消费新模式的产生。实证结果显示，河南省消费对经济高质量发展的作用是积极的，但并不显著，一定程度上是因为消费供给与消费需求的不匹配导致的。解决这一问题需要完善机制体制。一方面，完善消费能力体系，让居民“有钱消费”“敢于消费”。这需要持续增加居民收入，提高劳动在国民经济收入中的分配比例；进一步加大“三农”投入，提高农民教育水平，增加农民收入。另一方面，完善消费供给体系，使居民“可以消费”“有所消费”。通过供给侧结构性改革，开发满足发展型消费需求的商品和服务，激发消费潜力；针对高品质产品供给不能满足居民消费快速升级需求的问题，要注重品牌效应和提高服务质量，引导海外消费回流，增加国内消费。同时，改善消费支撑体系，让居民“放心消费”“安全消费”。顺应互联网技术的普及和发展，完善流通网络，加强线上线下商品安全监管，保障产品质量；通过完善相关法规，加强对消费者的权益保护，打造优良的消费环境，释放更多的消费空间。

第三，依据高质量发展要求，提高财政支出效益。财政支出是政府配置资源的基本途径，可增加社会财富，提高全民福利。比如可用于基础性建设，提高人民的生活；增加社会就业，提高居民收入；扶持企业发展壮大，拉动经济发展；等等。实证结果显示，2006—2019 年河南省财政支出对经济高质量发展的积极作用尚未充分体现出来，说明财政分配方面可能存在支出规模和支出结构不合理的现象。因此，应建立“规范、安全、高效”的财政支出管理机制，按照高质量发展要求，科学制定和考核财政支出的流向、规模和结构，使有限的财力切实发挥积极作用，提高支出效益。

第四，注重发挥普惠金融对产业结构升级的支撑作用。应着力提升普惠金融与产业结构升级的匹配度，普惠金融要结合新兴产业发展的需求提供相应的金融服务，增强服务的精准性和靶向性。在推动新兴产业发展，培育新兴产业链，壮大发展新动能方面，加大普惠金融资金投放力度。围绕“新一代信息技术”“人工智能”“大数据”“新能源”“现代装备”“生物医药”“节能环保”等新兴产业领域，发挥普惠金融与传统金融的“双轮驱动作用”，优化金融资金配置，激活创新要素资源，支持延链补链强链，促进特色产业集群发展壮大，实现产业结构的不断优化。