數字普惠金融、市場化水平與經濟高質量發展
——來自我國217個地級市的證據

徐亞平 潘韻婷 史依銘

（安徽大學經濟學院，安徽 合肥 230601）

一、引言

隨著我國經濟進入高質量發展階段，對金融服務提出了更高的要求。傳統金融存在供需錯位等空間和時間上的局限，削弱了對經濟高質量發展的資金支持效應。而數字普惠金融基于技術優勢，提高了金融觸達能力，拓寬了金融服務范圍，彌補了傳統金融服務的不足。一方面，數字普惠金融基于普惠性和可得性等功能，弱化了金融排斥效應，降低了金融門檻，緩解了相對貧困（劉魏等，2021；羅煜和曾戀云，2021；金發奇等，2021）[1-3]，進而提高了“長尾群體”的收入和消費水平，縮小了區域經濟發展差距和城鄉收入差距（周利等，2020）[4]，促進了我國區域、城鄉間的協調發展，為我國經濟高質量發展注入源源不斷的活力。另一方面，數字普惠金融利用云平臺、大數據等技術優勢，不僅能夠通過降低信息不對稱程度，減少交易成本，有效緩解我國地區和企業面臨的融資窘境（滕磊和馬德功，2020）[5]，提高金融資源配置效率，還能夠為企業創新研發提供充足的資金供給，這有助于企業拓寬業務范圍，開創新型商業模式，實現創新驅動內生經濟增長，契合了經濟高質量發展的要義。

此外，在深化“放管服”改革的大背景下，不斷優化的營商環境使市場主體增量提質，活力變強，充分發揮了市場在資源配置中的決定性作用，進一步助推了經濟高質量發展。通過加快市場化進程，有利于提高市場資源配置效率，優化金融服務結構，為我國經濟高質量發展提供新動能和“潤滑劑”。因此，探討數字普惠金融發展緩解傳統金融時空局限的內在機制以及市場化水平的調節作用對于促進我國經濟高質量發展具有重要意義。

基于上述分析，本文力圖在如下方面有所貢獻：第一，關于數字普惠金融對經濟高質量發展的影響的研究已較為豐富，但主要集中在省級層面，地級市層面研究尚待完善，因此，本文選取2011—2019年我國地級市層面的年度面板數據，從“創新、協調、綠色、開放、共享”五個維度構建衡量經濟高質量發展的指標，探討數字普惠金融對經濟高質量發展的影響。第二，在我國經濟轉型和數字普惠金融快速發展的背景下，鮮有研究探討市場化水平對數字普惠金融與經濟高質量發展關系的影響。本文通過引入市場化水平作為調節變量，驗證市場化水平對數字普惠金融和經濟高質量發展關系的調節效應，并進一步探討調節效應在不同區域和城市規模下的異質性，以期為金融服務經濟高質量發展提供參考。

二、文獻綜述

（一）數字普惠金融與經濟高質量發展

目前已有較多文獻研究數字普惠金融與經濟高質量發展之間的密切關聯，主要從以下幾個方面展開討論：一是基于創新視角。楊亞平和趙昊華（2021）[6]發現數字普惠金融能夠引導企業資金流向，避免資產“重虛輕實”，加快企業數字化轉型，激發企業的創新活力。謝絢麗等（2018）[7]認為數字普惠金融能擴大金融覆蓋面，對不發達地區的企業“雪中送炭”，擴大融資供給，促進企業創新。數字普惠金融對區域創新同樣也有促進作用。徐子堯等（2020）[8]發現數字普惠金融通過優化信貸資源和刺激消費，促進區域創新能力提升。鄭雅心（2020）[9]研究發現，數字普惠金融可以通過加強基礎設施建設、提升教育水平和提高平均工資收入加大區域創新產出。可見，數字普惠金融通過不同的途徑，鼓勵企業和區域創新并增加產出，進而推動經濟高質量發展。二是基于產業結構升級視角。李優樹等（2022）[10]研究發現，數字普惠金融具有正向的空間溢出效應，促進周圍地區產業升級。張慶君和黃玲（2021）[11]認為數字普惠金融能促進地區產業結構升級，推動產業結構高級化發展。進一步地，李春發等（2020）[12]發現數字普惠金融通過產業鏈組織分工邊界拓展、交易成本降低、價值分配轉移和需求變化四種效應推動產業結構升級。基于此，升級后的產業結構能夠更好地服務于實體經濟，進而實現經濟高質量發展。三是基于全要素生產率視角。惠獻波（2021）[13]發現數字金融對城市全要素生產率增長具有顯著的正向影響。賀茂斌和楊曉維（2021）[14]基于2011—2018年的省級面板數據實證檢驗了數字普惠金融與全要素生產率之間的關系，研究發現數字普惠金融通過降低金融服務門檻、提高金融服務效率，進而提升全要素生產率，即數字普惠金融發展會通過緩解金融排斥、提高資源配置效率來促進我國經濟高質量發展。

（二）市場化水平與經濟高質量發展

當前關于市場化水平對經濟高質量發展的影響研究主要從以下幾個方面展開：一是對市場化水平的衡量。樊綱等（2011）[15]從政府與市場關系、非國有經濟發展、產品市場的發育程度、要素市場的發育程度、市場中介組織發育和法律制度環境五個方面構建了市場化進程指數體系。二是市場化水平影響經濟高質量發展的作用機制。陳詩一等（2021）[16]認為，在市場化水平發展過程中，要素市場化是改革之中的重中之重，是實現經濟高質量發展的必經之路。邵帥等（2022）[17]提出，提高市場化水平有助于市場導向型低碳政策發揮改善經濟高質量發展的作用。張明龍（2020）[18]研究發現，隨著市場化進程的不斷深入，綠色投資過程中的信息成本有效減少，提升了綠色投資效益，進而提高經濟高質量發展。

三、理論分析與研究假說

（一）數字普惠金融對經濟高質量發展的直接效應

數字普惠金融促進我國經濟高質量發展的途徑主要包括以下四個方面：資源配置效率、產業結構升級、科技創新以及包容性增長。首先，在資源配置效率方面，數字普惠金融具有一定的政策導向性，通過優化資金配置方向，抑制資金的逐利動機，加快資金在企業和行業之間流動，提高資金有效利用率，切實為經濟高質量發展服務（滕磊和馬德功，2020）[5]。此外，數字普惠金融還能夠利用數字技術，從信息流、資金流中篩選出有價值的信息，根據實體經濟和區域的特點，開展個性化的金融服務，增加就業，改善勞動力要素市場（周天蕓，2022）[19]。其次，在產業結構升級方面，數字普惠金融的發展改變了新興產業的生產方式，提高了金融資本與產業資本的匹配度，進而提升了產業轉型速度、產業結構高級化以及合理化（李治國等，2021）[20]，加速推動產業結構轉型升級，助力我國經濟高質量發展。再次，在創新方面，中小企業一直以來面臨著融資難、信息匱乏、信息獲取困難以及征信困難等問題（謝絢麗等，2018；解維敏等，2021）[6，21]，而數字普惠金融利用大數據技術在信息搜集上的優勢，幫助企業及時獲取相關信息，弱化信息不對稱程度（Stiglitz 和Weiss，1981）[22]，降低貸款門檻，緩解資金不足，提高企業人才儲備水平，為企業營造良好的創新研發氛圍，進而激發了企業創新研發的動力，為我國經濟高質量發展注入活力。最后，數字普惠金融不僅能夠通過合理配置資源促進金融服務供給和實體經濟需求的有效對接，還具有可得性和普惠性特征，使得偏遠地區和農村地區個體享受到平等的金融服務，通過提供收益率穩定、流動性強的金融產品提升低收入群體的收入水平，進一步縮小城鄉收入差距，從而實現包容性增長。總而言之，數字普惠金融有利于提高資源配置效率，推動產業結構升級，鼓勵企業和區域創新，促進包容性增長，進而推動經濟高質量發展。基于以上分析，本文提出研究假設H1：

H1：數字普惠金融會顯著促進經濟高質量發展。

市場化水平會進一步強化數字普惠金融通過資源配置、產業結構升級、科技創新以及包容性增長等渠道促進經濟高質量發展的作用。第一，在資源配置效應方面。隨著市場化改革的不斷推進，政府對市場干預的程度逐漸降低，市場主體企業之間的競爭更加激烈，因此，企業充分利用數字普惠金融創新資源管理方式，提高產出水平，使得資源流向生產率高的行業，大幅降低生產率低的行業占比（蒲阿麗和李平，2019）[23]，實現資源最優配置，進而推動經濟高質量發展。第二，在產業結構升級效應方面。隨著市場化水平的不斷提高和消費者的需求不斷發生變化，耗能高、技術密集度低的產業經營者利用數字普惠金融的數字技術優勢，匹配合適的投資者，解決融資供給匱乏問題，加速產業升級，并會帶動上下游相關產業優化產業結構，助力經濟高質量發展。第三，在科技創新效應方面。隨著市場化機制的不斷完善，企業創新活力被充分激發，企業利用數字普惠金融的普惠性和技術優勢解決人力、物力、資金等方面的問題，一方面，大規模企業創新能力得到明顯提升，大量生產新產品拉升市場需求（Schumpeter，1942）[24]；另一方面，小規模企業釋放出更多的就業機會（Tether，1999）[25]，進而促進經濟高質量發展。第四，在包容性增長效應方面。所在地區市場化水平越高，市場主體活力越強，市場主體往往能夠獲得更加全面的社會保障，弱勢群體收入水平得到提升，欠發達地區發展速度加快，進而推動經濟高質量發展。因此，較高的市場化水平能夠強化數字普惠金融的激勵效果，進而促進經濟高質量發展。基于以上分析，本文提出研究假設H2：

H2：市場化水平在數字普惠金融影響經濟高質量發展中起到了正向調節作用。

四、樣本選擇與研究設計

（一）數據來源與處理

本文研究基于我國217 個地級市2011—2019年的面板數據，由于體量規模和數據獲取受限等原因，剔除了北京、天津、上海、重慶四個直轄市以及西藏自治區和新疆維吾爾自治區。本文使用的數據有：一是數字普惠金融指標，來自北京大學數字金融研究中心；二是市場化水平指標，采用樊綱和王小魯（2018）[26]編制的市場化進程得分；三是其余變量指標，均來自《中國城市統計年鑒》、國家統計局網站、各省市統計年鑒、各市國民經濟和社會發展統計公報、中經網數據庫、國泰安數據庫，缺失值采用插值法補齊。本文對樣本中所有變量采取前后1%水平的縮尾處理，并使用聚類穩健標準誤，削弱異方差以及序列相關的影響。

（二）主要變量定義及說明

1.被解釋變量：經濟高質量發展水平（Develep）。本文參考了李金昌等（2019）[27]等的研究方法，構建經濟高質量發展指標體系，具體包括創新發展、協調發展、綠色發展、開放發展和共享發展五個層面的13個具體指標，指標詳情如表1所示。

表1：經濟高質量發展指標體系

其中，各地級市創新創業指數為北京大學企業大數據研究中心編制的創新創業指數。在經濟高質量發展指標的計算上，常見的權重計量方法有主成分分析法、熵值法等。考慮到主成分分析法在主觀賦權方面的劣勢，并結合本文數據的特點，采用客觀賦權的熵值法對具體指標賦權重。各市經濟高質量發展指標的計算過程如下：

第一，用最大最小標準化法對數據進行標準化，以消除量綱的影響。

若Xij為對經濟高質量發展有正向影響的指標：

若Xij為對經濟高質量發展有負向影響的指標：

其中，i表示地級市，j表示評價經濟高質量發展水平的具體指標，Xij和Yij分別表示初始和無量綱化處理后的指標值，max和min分別表示最大值和最小值。

第二，計算第j項指標下第i個地級市值的比重：

第三，計算各子指標的信息熵：

第四，計算信息熵冗余度：

dj=1-ej

第五，計算指標權重：

第六，計算單項指標評價得分：

Sij=Wij×Xij

其中，K=1/Lnm，m為評價年數，n為指標數。

此外，本文借助核密度估計方法從分布位置、分布態勢、分布延展性、極化趨勢四個方面刻畫全國經濟高質量發展的形態以及動態演進規律。如圖1 所示，從分布位置看，主峰位置總體來看呈向右移動趨勢，經濟發展質量得到顯著提升。從主峰分布形態來看，主峰峰值經歷了“下降—上升—下降—上升”的演變過程，寬度表現為減小的趨勢，說明全國整體經濟發展質量的絕對差異呈現逐漸縮小的趨勢。從分布延展性看，全國整體經濟高質量發展分布曲線呈現右拖尾狀態，這是因為存在部分經濟發展快、發展質量高的城市。從極化趨勢看，全國整體經濟高質量發展水平一直呈單峰狀態，說明我國經濟發展質量不存在兩極分化的現象，經濟保持平穩向好發展。

圖1：2011—2019年全國經濟高質量發展動態演進

2.解釋變量：數字普惠金融指數（Dif）。本文采用北京大學數字金融研究中心發布的中國數字普惠金融發展指數（郭峰等，2020）[28]，該指數從覆蓋廣度（Cover）、使用深度（Use）和數字化程度（Dig）三個方面考察金融發展情況，能夠進一步反映數字普惠金融發展的便捷性和普惠性。此外，為便于觀察比較回歸系數，本文參考錢海章等（2020）[29]做法，對我國歷年各地級市數字普惠金融及其子指標指數進行縮小100倍的處理。

3.調節變量：市場化水平（Mar）。本文采用樊綱和王小魯（2018）[26]編制的市場化進程得分衡量市場化水平。

4.控制變量。本文參考滕磊和馬德功（2020）[5]、張慶君和黃玲（2021）[11]、謝絢麗等（2018）[7]，選取工業化水平（ln（lid））、勞動力投入（ln（lab））、資本生產率（Capital）、金融發展水平（Fin）、產業結構水平（Lev）和政府干預（Gov）作為控制變量。

各變量及定義詳見表2。

表2：變量及其定義

（三）模型構建

為檢驗數字普惠金融對經濟高質量發展的影響，在控制時間和個體效應之后，本文構建如下模型：

為檢驗市場化水平在數字普惠金融與地區高質量發展之間的調節作用，本文參考呂越等（2017）[30]的研究，引入數字普惠金融與市場化水平的交互項進行實證檢驗，其中交互項的系數大小與顯著性是我們關心的問題。在控制時間和個體效應之后，本文構建如下模型：

（四）描述性統計

1.描述性統計分析。表3 為主要變量的描述性統計結果。經濟高質量發展水平的均值為0.2567，最大值為0.4379，最小值為0.0634，表明各城市經濟高質量發展水平差距較大。數字普惠金融指數的均值為1.6759，最大值為2.8491，最小值為0.3631，表明部分城市數字普惠金融發展水平有較大的進步空間。市場化水平的均值為6.4429，最大值為9.9400，最小值為3.5900，表明市場化水平強度存在地級市分化特征。

表3：變量的描述性統計

2.相關性分析。表4 為主要變量的相關性分析結果。數字普惠金融指數與經濟高質量發展之間相關系數為0.3401，并且在1%的置信水平下顯著。由此初步驗證假設H1，即數字普惠金融會促進經濟高質量發展。不存在多重共線性問題。

表4：主要變量相關性分析

五、實證分析

（一）數字普惠金融與經濟高質量發展

表5 展示了數字普惠金融與經濟高質量發展之間的回歸結果，在列（1）中，數字普惠金融發展總指數的估計系數為0.0292 且在1%的水平下顯著為正。從數字普惠金融的子維度看，列（2）的覆蓋廣度（Cover） 系數為0.0311，在1%的水平下顯著；列（3）使用深度（Use）系數為0.0071，在5%的水平下顯著為正；列（4） 的數字化程度（Dig） 系數為0.0039，在1%的水平下顯著為正。由此可見，數字普惠金融及其子指標均對我國經濟高質量發展具有顯著的促進作用。證明了本文研究假設H1。此外，從子指標系數數值對比中可知覆蓋廣度和使用深度影響最大，數字化程度次之。這可能是因為隨著科技革命的不斷推進，互聯網覆蓋范圍越加廣泛，數字普惠金融服務種類也逐漸增多，有效滿足了客戶不同的金融需求。而由于數字化平臺建設不完善、數字化人才短缺等原因使得數字化程度還存在較大的上升空間。

表5：基準回歸結果

從控制變量來看，工業化水平的系數顯著為正，說明工業化的發展有助于經濟高質量發展。勞動力水平的系數為正但不顯著，可能是由于部分地區的勞動力流失嚴重，不能有效促進經濟高質量發展。資本生產率的系數顯著為負，表明資金流動性不強，不能用于其他投資，不利于經濟高質量發展。金融發展水平的系數顯著為正，表明積極緩解中小企業融資難、融資貴問題有助于促進經濟高質量發展。產業結構水平的系數顯著為負，可能是由于第三產業發展速度過快，與其他產業發展不匹配，出現“泡沫”經濟現象，因而不利于經濟質量發展。政府干預的系數為負，但不顯著，可能是因為部分地級市經濟出現較為依賴政府支出，不利于經濟高質量發展。

（二）數字普惠金融、市場化水平與經濟高質量發展

表6 為模型（5）—（8）的回歸結果。數字普惠金融指數與市場化水平的交互項的系數在10%的水平下顯著為正，說明市場化水平正向調節數字普惠金融與經濟高質量發展的關系，從表6 的列（2）—（4）也可以看出市場化水平對數字普惠金融與經濟高質量發展關系的調節作用在覆蓋廣度、使用深度和數字化程度維度均顯著為正，說明市場化水平越高，越有利于數字普惠金融的資源配置效應、產業結構升級效應、科技創新效應和包容性增長效應的發揮，能夠更好地促進經濟高質量發展。

表6：調節效應回歸結果

（三）穩健性檢驗

1.更換計量方法。表7 中第（1）—（8）列的估計結果表明，在OLS穩健性檢驗方法下，發現數字普惠金融對經濟高質量發展的系數顯著為正，且子維度均顯著為正，與上文的研究結論保持一致。

表7：穩健性檢驗——更換計量方法

2.內生性檢驗。為減輕內生性問題所產生的估計偏誤，本文采用以下三種不同的工具變量進行內生性檢驗： 一是采用互聯網接入口數量作為工具變量；二是采用數字普惠金融指數滯后一期作為工具變量；三是參考傅秋子和黃益平（2018）[31]的做法，由于數字普惠金融呈現出與杭州距離越遠則推廣難度越大的特點，故采用各地級市到杭州的距離的對數值作為工具變量。工具變量需要滿足外生性和相關性兩個條件，上述三個工具變量均與各城市數字普惠金融發展水平有著密切的聯系，但不會直接影響經濟高質量發展情況，因此，選取這三個變量作為工具變量是合理的。觀察表8 可知，各工具變量都通過了第一階段F值檢驗，結果均顯著。

表8：數字普惠金融影響經濟高質量發展的穩健性檢驗——工具變量回歸

六、進一步分析

（一）異質性分析

1.基于城市規模的異質性分析。本文參考何文舉等（2021）[32]，將人口規模小于等于150 萬的城市劃分為小城市，人口規模150～500萬的城市劃分為中城市，人口規模500～1000 萬的城市劃分為大城市。本文利用模型（1）和模型（5）檢驗數字普惠金融對經濟高質量發展的城市規模差異。觀察表9 可以發現，數字普惠金融對小城市經濟高質量發展的影響在5%的水平下顯著為正，對中城市經濟高質量發展的影響在1%的水平下顯著為正，對大城市經濟高質量發展的影響為正但不顯著。總體而言，數字普惠金融推動了城市經濟高質量發展。在市場化水平的調節作用下，數字普惠金融對大城市經濟高質量發展作用不顯著，對中城市和小城市經濟高質量發展有顯著的正向促進作用。就影響程度來看，數字普惠金融的促進效應及市場化水平的調節作用在小城市經濟高質量發展中表現最強，其次是中城市，最后是大城市。可能的解釋是，數字普惠金融的一大特點是“普惠性”，即將難以享受傳統金融服務的長尾人群納入金融服務體系，并且解決了傳統金融可得性低的問題。相對于大城市，中、小城市包含較多的長尾人群，信息不對稱程度和傳統金融交易成本也較高，具有巨大的改革潛力，因此，數字普惠金融對中、小城市經濟高質量發展的促進作用最為明顯。

表9：基于城市規模的異質性分析

2.基于區域劃分的異質性分析。考慮到不同區域內部產業分布情況不同，數字普惠金融也會對經濟高質量發展產生差異性影響，因此，本文將217 個城市按照東、中、西部地區進行劃分，檢驗在市場化水平的調節作用下，數字普惠金融對經濟高質量發展的影響的區域差異。從表10 中可以觀察到：一方面，數字普惠金融對中、西部地區經濟高質量發展分別在10%和1%的水平下具有顯著的正向影響，對東部地區的影響不顯著。另一方面，市場化水平只能正向調節數字普惠金融對中部地區經濟高質量發展的影響。這可能是因為：一方面，中西部地區信息化產業不發達，隨著數字基礎設施建設的不斷完善，中西部地區信息獲取的障礙得以消除，交易成本大幅降低，數字普惠金融服務普及長尾人群，推動經濟高質量發展。相對西部地區，中部地區具有較高的市場化水平，有利于進一步激發市場活力，釋放“數字紅利”，助力經濟高質量發展。另一方面，東部地區具有地理優勢，政策落實速度快，故數字普惠金融發展快速且趨于成熟，長尾人群相對較少，進而對東部地區經濟發展促進效應不顯著。

表10：基于區域劃分的異質性分析

（二）非線性關系：門檻效應

1.門檻效應模型。本文采用Bootstrap 方法來進行門檻效應檢驗，結果如表11 所示，在解釋變量為數字普惠金融指數的情況下，市場化水平未通過門檻效應檢驗；在覆蓋廣度和數字化程度作為解釋變量的情況下，市場化水平未通過門檻效應檢驗；在使用深度作為解釋變量的情況下，市場化程度分別在1%和5%的顯著性水平下通過單一門檻、雙重門檻效應檢驗，門檻值分別為6.24和7.39。

表11：門檻效應檢驗與門檻值估計結果

根據上述結果，本文參考Hansen（1999）[33]研究，構建如下雙重門檻面板數據模型，檢驗市場化水平在數字普惠金融與經濟高質量發展之間的門檻效應。

上式中Dif、Cover、Use、Dig是核心解釋變量且受門檻變量的影響；Mar為門檻變量；τ為待估的門檻值。（I·）是指示函數，在滿足條件時取值為1，否則取值為0。

基于以上門檻效應檢驗結果，本文選擇合適的模型來探究數字普惠金融指數及其三個維度對經濟高質量發展的門檻效應，結果見表12。當解釋變量為使用深度時，市場化水平的門檻效應如下：當市場化水平指數低于6.24時，使用深度的估計系數是0.0120且通過顯著性檢驗；當市場化水平指數介于6.24與7.39之間時，使用深度的估計系數是0.0144且通過顯著性檢驗；當市場化水平指數大于7.39時，使用深度的估計系數是0.0171且通過顯著性檢驗，說明市場化水平越高，調節作用越強。

表12：門檻模型的估計結果

七、研究結論與政策建議

（一）研究結論

本文基于新發展理念的“創新、協調、綠色、開放、共享”五個方面，采用熵值法構建經濟高質量發展指標，分析了數字普惠金融對我國經濟高質量發展的直接效應以及市場化水平的調節效應。研究表明：（1）數字普惠金融顯著促進經濟高質量發展，且數字普惠金融三個子指標同樣顯著促進經濟高質量發展。（2）市場化水平在數字普惠金融影響經濟高質量發展中起到了正向的調節效應。（3）異質性分析顯示，分城市規模看，數字普惠金融對中小城市經濟高質量發展的影響程度大于大城市，而市場化水平的調節效應也在中小城市更顯著；分區域來看，數字普惠金融對經濟高質量發展的影響程度由強到弱分別是西部、中部和東部，而市場化水平的調節效應在中部地區更顯著。（4）門檻效應檢驗顯示，數字普惠金融指數和使用深度具有雙重門檻，隨著市場化水平的提高，數字普惠金融對經濟高質量發展的促進效應會增強。

（二）政策建議

一是進一步推廣數字普惠金融，加強數字普惠金融基礎設施建設。采取積極措施提高數字普惠金融使用深度，不僅要擴大縣城和鄉鎮使用數字普惠金融的群體范圍，還要提高服務對象對產品的依賴度以及金融產品的有效性，加強互聯網建設，提高群眾數字化水平，加快數字化發展。此外，要加強數字普惠金融配套基礎設施建設，更好地為個體和企業提供服務，為經濟高質量發展提供有力保障。

二是提高市場化水平，充分發揮市場資源配置的決定性作用。數字普惠金融總指數及使用深度對經濟高質量發展具有市場化水平的門檻效應，各個地級市應根據自身情況，充分發揮市場化水平的調節作用，保護市場主體權益，激發市場主體活力，使其參與到市場經濟建設中，提升經濟發展水平。而數字普惠金融子指標覆蓋廣度和數字化程度對經濟高質量發展不具有市場化水平門檻效應，應緩解金融排斥效應，降低金融服務門檻，完善數字化產業體系，助力市場主體釋放活力，提高普惠金融覆蓋廣度和數字化程度，促進經濟高質量發展。

三是協調城市、區域平衡發展，為經濟高質量發展提供新動能。鑒于數字普惠金融及市場化水平對中部地區和中小城市經濟發展有顯著的促進效應，而在西部地區、大城市不顯著。因此，要加大西部地區數字普惠金融基礎設施建設，提高西部地區金融服務可得性，借鑒中部地區的成功經驗，促進產業結構與數字普惠金融緊密結合，突破金融服務的時空限制。要在大城市深化數字普惠金融運用，幫助企業進行數字化轉型，激勵企業創新，提高企業拓展線上業務能力，增加就業崗位，提高居民收入，推動經濟提質增效。