數字普惠金融與縣域創新：協同還是競奪？

摘" "要：縣域經濟是我國實施創新驅動發展戰略的重要陣地。科技創新需要強有力的金融支持，數字普惠金融因更契合縣域經濟特點而在提升縣域創新能力中發揮了重要作用。基于山東省2017—2021年縣域樣本，利用空間杜賓模型研究發現，數字普惠金融發展有效提升了本縣域創新能力，但對鄰近縣域存在資源競奪效應，本地效應和空間效應均主要源于數字普惠金融覆蓋廣度和使用深度的提升，且因數字普惠金融發展水平和縣域空間布局而存在異質性。數字普惠金融從需求端刺激本地消費虹吸鄰近縣域消費，從供給端競奪鄰近縣域資源助力本地企業擴大供給規模，需求與供給雙側發力促進本縣域創新并抑制鄰近縣域創新。研究結論為縣域數字普惠金融平衡發展及構建縣域創新驅動發展新格局提供了有益的政策啟示。

關鍵詞：數字普惠金融；縣域創新能力；協同創新效應；資源競奪效應

中圖分類號：F830" 文獻標識碼：A" 文章編號：1674-2265（2025）01-0047-11

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2025.01.005

一、引言

黨的二十屆三中全會強調要深入實施“創新驅動發展戰略”。實施創新驅動發展戰略的基礎在縣域，活力在縣域，難點也在縣域。縣域經濟作為國民經濟的基本單位，聚集著各類創新要素與創新活動，是科技創新的基本載體。近年來，縣域創新能力及創新環境有明顯改善，但縣域經濟以中小微弱經營主體為主（汪雯羽和貝多廣，2022）[1]。一方面，傳統的金融二元結構下嚴重的金融排斥造成企業創新動力不足（Claessens和Perotti，2007）[2]；另一方面，分散的創新資源限制了縣域創新能力的持續提升。數字普惠金融打破了傳統金融機構在地理空間、數據共享等方面的硬約束，提高了金融服務的覆蓋面和可得性（郭峰等，2020）[3]，有效契合了縣域經濟中小微弱主體眾多的特點，對縣域創新能力提升具有重要意義。

關于數字普惠金融對區域創新能力影響的研究，學者們多著眼于微觀企業視角和省市區域層面。企業視角方面，重點關注了在傳統金融服務中處于弱勢地位的小微企業和民營企業，發現數字普惠金融可以通過緩解企業融資約束（Nambisan等，2019；張寧靜等，2023）[4，5]、提高支付便利（張林等，2023）[6]等支持民營企業創新，并能縮小企業間的創新差距。區域層面的研究主要集中在省域和市域層面，數字普惠金融可以通過消解信貸尋租引發的市場扭曲（郝堅和黃林秀，2024）[7]、提高金融資源配置效率（黃云英和劉廣，2023）[8]、加強基礎設施建設改善創新環境（陳曉華和潘夢琴，2022）[9]、刺激消費需求和提升人力資本等（呂巖威和張帥，2023）[10]促進區域創新。但也有研究指出這種促進作用因數字普惠金融發展水平的不同而呈現非線性特征和結構性差異化特征（張梁等，2021）[11]。

不容忽視的是，數字普惠金融發展和區域創新都具有鮮明的空間特征。考慮空間關聯后，有研究發現企業視角下數字普惠金融發展對本地民營企業有正向促進作用，但會抑制鄰近區域民營企業科技創新（葛和平和吳倩，2022）[12]。區域層面上數字普惠金融可以強化本區域創新能力，但對鄰近區域會產生抑制或沖擊的空間溢出效應（黃云英和劉廣，2023）[8]。但是，也有文獻否定了區域層面上的負向空間溢出作用，認為數字普惠金融能夠通過促進傳統金融與信息基礎設施的結合、提高市場化水平及市場潛力等途徑縮小省內各地級市間的創新差距，具有填平城市間創新鴻溝的作用（潘爽等，2021）[13]。

現有文獻對數字普惠金融與區域創新的關系進行了廣泛且深入的討論，但大多基于空間同質性假設，對數字普惠金融空間效應的研究尚不充分，研究結論不一。此外，關于數字普惠金融對區域創新影響的空間計量研究以省級和地市級樣本為主，缺乏對縣級樣本的研究。縣域經濟是以縣城為中心、鄉鎮為紐帶、農村為腹地的相對獨立的行政區劃型經濟，是我國實現脫貧攻堅與鄉村振興的關鍵一環。個別文獻通過論證數字普惠金融發展對縣域產業結構升級（劉鑫和韓青，2023）[14]、縣域創業活動（田相輝等，2023）[15]的促進作用側面驗證了數字普惠金融發展對縣域創新能力的影響，但缺少對二者關系的系統性研究。那么，數字普惠金融發展能否影響縣域創新能力？影響渠道是什么？縣域間是否存在協同效應？

為了回答上述問題，本文以山東省縣域單元為典型樣本，分析數字普惠金融對縣域創新能力的空間效應。可能的邊際貢獻有：（1）以縣域經濟作為研究對象，豐富了數字普惠金融與區域創新能力研究的樣本層次，補充了現有文獻的研究視角缺失；（2）本文對數字普惠金融影響縣域創新的空間效應、異質性及機制進行分析，是對空間創新理論的豐富和深化；（3）研究結論為縣域協同創新及數字普惠金融平衡發展提供了學理支持和有益的政策啟示。

二、理論分析與研究假說

（一）數字普惠金融影響縣域創新的本地效應

區域創新能力是區域創新主體將知識轉化為新產品和新工藝的能力，中小微企業和農業產業化企業是縣域創新的微觀主體，此類企業的數量以及企業的研發投入與成果轉化能力直接影響縣域創新的基礎條件和創新氛圍。企業創新發展需要一定的物質基礎和外部環境支持，傳統金融受到地域限制發展緩慢，對中小微企業及落后農村地區的排斥限制了縣域企業的創新投入。數字普惠金融基于數字技術增強了金融服務的包容性和地理穿透性（田相輝等，2023）[15]，提高了金融服務的可得性，能夠低成本地向社會各界尤其是落后地區和低收入者提供金融服務，既能從需求端刺激消費引導企業創新方向，又能從供給端支持企業成長提供創新動力。

1. 需求刺激機制。數字普惠金融提高了信貸普惠性。一方面，數字技術的應用可以為農村地區居民提供更精準的金融服務，促進農業技術進步，支持農民創業，增加非農就業機會，提高農民收入（李琳等，2024）[16]；另一方面，數字普惠金融提高了中小微企業的信貸可得性，降低了中小微企業的融資成本，企業發展增加了對勞動力的雇傭需求，能夠吸收農村過剩勞動力進入勞動市場，幫助弱勢群體減貧增收，縮小城鄉收入差距（王義中等，2024）[17]。此外，數字普惠金融基于數字化的智能風控技術實現了精細化的用戶運營，能夠提供“精耕細作”的消費金融服務，滿足傳統金融服務難以覆蓋的農村及城鎮困難居民的小額零散資金需求，緩解居民流動性約束。根據絕對收入假說及永久收入假說等消費理論，收入是影響消費的決定性因素，居民整體收入的提升和收入分配結構的改善以及由此帶來的不確定性降低都能夠有效刺激居民消費水平提升。

數字普惠金融提高了農村金融服務可得性，提供了更安全、便捷的支付手段，緩解了農業生產、銷售等環節的資金瓶頸，降低了農村居民的消費時間、信息成本及風險成本。數字化支付在農村各場所的廣泛應用也方便城鎮居民入鄉消費，帶動了鄉村旅游等特色消費，使農村日益成為城鄉居民融合互動的消費場所，極大地釋放了農村消費的潛力與空間。

尤為重要的是，數字普惠金融發展為城鄉產業布局加速調整提供了資金及技術支持，更多行業向低成本的縣域布局，在吸引人才返鄉入鄉的同時帶動了當地的發展型和享受型消費，促進了消費結構升級，并在農村地區產生示范效應，加快了城市消費方式在鄉村的復制，農村消費市場在獲得新消費空間的同時也呈現出與城鎮趨同的消費升級態勢。

根據經典的需求引致創新理論，需求刺激是創新的重要動力。企業的目標是盈利，產品和服務只有進入消費市場才能轉變為企業收入，這要求企業不斷創新以迎合消費者的異質性偏好。正如Acemoglu（2002）[18]的“指向性技術創新”所述，技術變革越來越呈現需求指向性，消費者日益增長的個性化、多元化需求為企業創新提供了方向。過去及未來可預見的市場需求都有利于提升企業的創新投入，提高企業創新產出（呂鐵和黃婭娜，2021）[19]。數字普惠金融帶來的城鄉居民消費提升及消費升級會帶來市場規模擴大、產品多元化和質量提升，改變了市場需求結構，使企業更有動力進行研發投入和技術創新，激發縣域地區的創新能力和創業精神，推動更多創新項目和創新成果的涌現。

2. 供給推動機制。作為縣域經濟的主要經營主體，中小微企業更具創新活力，但往往因為實力不足及抵押物缺乏等面臨融資約束問題。數字普惠金融可以利用信息技術充分挖掘市場主體信息，利用動態且及時的軟信息有效減少金融機構與中小微企業間的信息不對稱（Stulz，2019）[20]，增加中小微企業獲得信貸資金的可能性，提高企業生存韌性，使企業能夠在長期發展中不斷壯大規模。

數字普惠金融能夠有效提升縣域創業活力。一方面，農村及城鎮低收入家庭創業普遍存在資金限制，也無法從傳統金融獲取金融產品及服務支持。新型數字金融業務通過信息化技術及產品創新降低了金融服務的成本，擴大了金融服務的覆蓋范圍和使用深度，有效改善了傳統金融服務“最后一公里”的問題（李曉園和劉雨濛，2021）[21]，具備為所有社會階層提供普惠性金融服務的能力，能夠緩解潛在創業主體的融資約束，激發創業群體的創業活力（Ayyagari等，2021）[22]，提高城鄉市場主體創業的可能性和成功率。另一方面，數字普惠金融發展依托現代信息技術，通過融資模式的創新引導資本進入縣域通信基礎設施領域，升級縣域通信基礎設施，打通了縣域創業活動的信息脈絡（鄧金錢和劉明霞，2024）[23]，為創業者捕獲創業商機、掌握創業技能以及使用創業資源拓寬了渠道。

數字普惠金融有利于農業產業融合，催生農業新業態。金融支持是推動農業產業化的關鍵（O'Toole等，2014）[24]，農產品加工、鄉村旅游、農村流通產業、農村電商等領域的發展有賴于農村金融服務的數量和效率。數字普惠金融一方面有助于打破傳統金融二元結構，完善農村金融服務，化解農業經營主體的融資困境（張林和溫濤，2022）[25]；另一方面能夠激發生產要素活力，帶動資金、人才、技術等資源向農業領域聚集，在培育農村產業的社會、生態等多元化功能的同時促進農業與縣域產業鏈中其他行業的融合發展，催生循環農業、智慧農業等新業態，促進了新型農業主體的成長壯大。

各類縣域企業規模的擴大和企業數量的增加壯大了縣域經濟的創新主體規模，通過競爭激勵效應激發企業創新活力、集聚創新資源、營造創新氛圍，提升整個縣域的創新能力。此外，城鄉產業融合及農業新業態催生的新型經營主體打破了產業壁壘，產業間不斷交叉滲透，推動形成協作、分工、競爭的創新網絡，有助于技術和知識外溢，催生突破性創新。基于以上分析，提出如下研究假設：

H1：數字普惠金融發展能夠有效促進縣域創新。

H2：數字普惠金融通過需求端刺激居民消費與供給端助力市場主體促進縣域創新。

（二）數字普惠金融影響縣域創新的空間效應

根據地理學第一定律，事物間的關聯度和距離相關，一般而言，距離越近的事物間的關聯度越大（Tobler，1970）[26]。數字普惠金融不但會影響本縣域創新，對鄰近縣域的創新能力也會產生影響，具體表現為協同創新的增量效應與資源競奪的分配效應。

1. 協同創新效應。數字普惠金融帶動了創新要素的跨縣域流動。根據熊彼特的創新理論，創新是通過不同生產要素或生產資源的新組合來創造價值。創新要素間的高效互動與協作是提升縣域協同創新能力的重要保障。不同于城市經濟，縣域單元存在明顯的創新資源集聚不足問題，而依托數字技術的普惠金融服務網絡打破了地理空間及時間壁壘約束，促進了金融資源的跨時間空間流動，突破了縣域間的資金流動壁壘，提升了社會資本流轉速度，能夠跨區域優化金融資源配置。一方面，數字普惠金融會引導和優化資金流動與配置，帶動人流、物流、信息流等創新資源和要素在區域內的集聚和擴散（趙佳佳等，2023）[27]，加速縣域創新系統內要素的相互作用，促進創新成果的積累和轉化，增加了毗鄰縣域間創新的關聯度。另一方面，信息技術使金融服務觸及遠離經濟中心的邊界縣域，弱化“邊界效應”，加速了城鄉之間的資金流動和資源共享，縮小城鄉間的金融服務差距，積極推動城鄉區域協調創新。

從需求端來看，數字普惠金融有助于發揮本地消費擴容和消費升級的輻射效應。數字支付技術打破了商品和服務的區域流動壁壘，數字普惠金融推動的城鄉產業融合及農業新業態提高了縣域吸納勞動力的能力和潛力，在提升本縣域消費水平的同時帶動周邊縣域的消費，并為毗鄰縣域的勞動者提供了更多的就業和發展機會，通過提高鄰近縣域居民的收入水平拉動其消費，從需求端刺激創新。從供給端來看，數字普惠金融在激發本地創業活動時會對周邊縣域產生示范效應，帶動毗鄰縣域模仿新型農業經營模式和產業融合方式，提高創業活力（鄧金錢和劉明霞，2024）[23]，壯大創新主體。此外，數字普惠金融對本地創新能力的促進作用會產生空間溢出，這是因為知識的空間溢出性導致創新本身具有較強的空間溢出效應（Kogler等，2017）[28]。數字普惠金融對本地消費的提升作用也會對周邊地區產生供給牽引作用，引導周邊縣域企業創新。據此提出以下假設：

H3：數字普惠金融發展可以帶動鄰近縣域創新，產生協同創新效應。

2. 資源競奪效應。金融資源是推動區域創新的重要動力，但縣域間數字普惠金融發展不平衡會導致縣域間金融資源的需求和獲取能力存在差異。而且數字普惠金融仍然具有金融的逐利性特征，會帶動優勢資源向擁有更發達的經濟、更完善的基礎設施和更強大的產業集聚效應的縣域過度集中，造成社會資本、勞動力資源及高素質人才等創新資源從毗鄰縣域流失。隨著中心縣域數字普惠金融的發展，對周邊縣域的人才和資本的虹吸效應會更加顯著，導致周邊縣域要素集中度下降，難以形成規模經濟。而且，數字普惠金融發展需要擁有完善的基礎設施及技術人才支持，發展水平落后的周邊地區難以發揮后發優勢，根據循環積累因果論，可能演變為“強者愈強，弱者愈弱”的局面，縣域間的普惠金融發展水平和創新能力差距會逐漸拉大（黃云英和劉廣，2023）[8]。

縣域是最基本的國民經濟單元，與周邊縣域的競爭關系是最直觀的。短期內，縣域經濟的人口、資源規模是有限的，縣域間要素資源的流動極易形成此消彼長的關系。本縣域獲取的數字普惠金融服務以及由此帶動的創新資源的流動都會成為對鄰近縣域創新資源的攫取，造成周邊地區資源流失，削弱其創新能力。鄰近縣域間在消費市場上也存在明顯的競奪關系，數字普惠金融提供的便捷性支付服務弱化了競爭的空間壁壘，本地縣域可通過線上渠道擴大市場規模，一方面刺激了本地企業的創新，另一方面也給臨近區域造成競爭壓力。此外，縣域往往面臨更大的發展壓力和財政壓力，且更容易形成地方保護壁壘，弱化本地數字普惠金融對周邊地區的增量輻射效應。據此提出以下假設：

H4：數字普惠金融發展會抑制鄰近縣域創新，產生資源競奪效應。

三、研究設計

（一）樣本選擇

山東省有136個縣級單位（市轄區58個、縣級市26個、縣52個），是中國重要的工業基地和北方地區經濟發展的戰略支點。近年來山東省加快建設數字強省，以數字化賦能高質量發展，2023年全年數字經濟總量達到4.3萬億元，占GDP比重超過47%。山東濟南、青島等15座城市入選“數字百強市”，數量居全國第一。2023年山東省政府發布的《關于進一步加快縣域經濟高質量發展的意見》中，著重強調要促進縣域地區產業數字化轉型、大力發展數字經濟。數字強省建設為山東省普惠金融發展夯實了數字基礎。2023年《山東省數字金融惠企行動方案》發布，助力金融機構更加精準有效投放資金，服務山東實體經濟發展。根據北京大學數字普惠金融指數，2023年山東省數字普惠金融的覆蓋廣度、使用深度水平均排在全國前列，普惠金融的數字化程度更是處于全國首位。山東省在數字普惠金融發展及服務實體經濟方面具有典型性和代表性。基于此，本文以山東省縣域為樣本，研究數字普惠金融對縣域創新能力的影響。

（二）變量選取

1. 被解釋變量。考慮縣域數據的可得性，參考陸介平等（2015）[29]的研究，采用專利指數作為縣域創新能力的代理變量（Uin），某縣域年度專利指數Uin=（該縣年度發明專利申請數+授權發明專利數）/兩者之和的年度縣域樣本最大值。

2. 解釋變量。參考既有研究，采用北京大學發布的數字普惠金融總指數作為核心解釋變量數字普惠金融發展水平的代理變量（Dfi）。此外，為了更全面地考察數字普惠金融的影響，還引入了數字普惠金融覆蓋廣度（Dfc）、使用深度（Dfu）和數字化程度（Ddf）三個細分指標。

3. 中介變量。基于理論分析，選擇縣域消費水平（Scg）和供給主體規模（Num）作為中介變量。其中，縣域消費水平以該縣域當年的社會消費品零售總額作為代理變量，社會消費品零售總額反映該區域全社會實物商品的消費情況，該指標可以從商品流通的最終環節觀察城鄉居民生活消費和社會集團公共消費情況，能夠反映消費品市場的總體變化。供給主體規模以該縣域當年新增工商企業注冊數量作為代理變量。新增注冊企業反映了市場主體數量的變化，體現縣域經濟活動的活躍度，能較好地反映區域供給主體規模情況。此外，縣域新增注冊企業多為小微企業及農業企業，在一定程度上也能代表該地區在技術創新方面的活躍度。

4. 控制變量。參考既有研究，本文選取縣域人力資本發展水平（Hum）、地區經濟發展狀況（Gdp）、政府對科技研發的支持（Grd）、傳統金融發展水平（Fd）和信息通信基礎設施情況（Ls）等作為控制變量。變量定義見表1。

（三）模型設定

1. 空間計量模型。理論分析表明數字普惠金融發展具有較強的空間相關性，縣域間創新水平在地理空間上也存在顯著的相關性，忽略兩個變量間的空間依賴性會導致估計偏差。為更準確地檢驗數字普惠金融對縣域創新能力的本地效應和空間效應，構建空間杜賓模型（SDM）。空間杜賓模型具有比空間滯后模型（SAR）與空間誤差模型（SEM）更一般的形式，能有效地估計縣域間的空間溢出效應。

[Uinit=a0+ρWUinit+β0Dfiit+ρ0WDfiit+γkXit+θkWXit+μi+λt+εit] （1）

其中，[i]代表縣域，[t]代表年份，[W]為空間權重矩陣，參考張桅和胡艷（2020）[30]的研究，選擇經濟地理嵌套矩陣，它不僅包含地理距離特征，也包含經濟相關屬性。經濟地理距離嵌套矩陣[Wij=1PGDPj-PGDPi+1×e-dij]，[PGDPj]和[PGDPi]分別表示地區[j]和地區[i]的人均GDP，[dij]為地區[i]與地區[j]之間的地理距離。[WUin]為被解釋變量縣域創新能力的空間滯后項，[WDfi]為解釋變量數字普惠金融發展水平的空間滯后項。[X]為控制變量向量，[WXit]為控制變量的空間滯后項。此外，模型（1）中還控制了地區效應[μi]和時間效應[λt]。

模型（1）檢驗了縣域創新能力是否依賴于本縣域與鄰近縣域的數字普惠金融發展水平。若解釋變量[Dfi]的系數[β0]顯著為正，則驗證假設1；空間滯后項[WDfi]的系數[ρ0]若顯著為正，則驗證假設3，若顯著為負，則驗證假設4。

2. 機制檢驗模型。為檢驗數字普惠金融影響縣域創新能力的需求刺激機制和供給推動機制，構建中介效應模型。

[Scgit/Numit=a1+ρ'WScgit/WNumit+β1Dfiit+ρ1WDfiit+γ'kXit+θ'kWXit+μi+λt+εit] （2）

[Uinit=a2+ρ''WUinit+φScgit/Numit+Dfiit+ρ2WDfiit+γ''kXit+θ''kWXit+μi+λt+εit]" "（3）

其中，[Scg]為中介變量縣域消費水平，[Num]為中介變量供給主體規模。結合模型（1），如果[Dfi]的系數[β0]與空間滯后項[WDfi]的系數[ρ0]顯著為正，而模型（2）中解釋變量[Dfi]的系數[β1]顯著為正，其空間滯后項[WDfi]的系數[ρ1]顯著為正，同時模型（3）中中介變量的系數[φ]顯著為正，則表明數字普惠金融發展會促進本地消費水平提升和供給主體規模擴大，同時對鄰近區域的消費水平和供給主體規模產生正向的空間溢出效應，而消費增加會從需求端刺激區域創新，供給主體規模擴大會從供給端推動區域創新，如此便驗證了假設2與假設3。如果模型（1）中[WDfi]的系數[ρ0]顯著為負，模型（2）中[WDfi]的系數[ρ1]顯著為負，模型（3）中中介變量的系數[φ]顯著為正，則驗證了假設4。

（四）數據來源及描述性統計分析

考慮到數據的可得性與可比性，選取2017—2021年山東省136個縣級單元的面板數據。數據來自《北京大學數字普惠金融指數（2011—2022）》縣級數據、《山東統計年鑒》、各縣域歷年的統計年鑒與統計公報以及工商企業注冊數據庫，個別缺失值由線性插值法進行補充，共得到680個縣域樣本觀測值。

表2給出了變量的描述性統計結果。山東省縣域創新能力最小值為2.6391，最大值為9.1965，縣域間存在明顯差距。縣域數字普惠金融發展水平也存在一定差異，相較數字普惠金融覆蓋廣度，數字普惠金融使用深度和數字化程度的縣域差異更大。

四、實證結果分析

（一）空間自相關檢驗

1. 全域莫蘭指數。運用空間計量模型分析數字普惠金融發展對縣域創新能力影響的前提是縣域單元間具有空間相關性。基于2017—2021年山東省縣域單元的面板數據，計算縣域創新能力和數字普惠金融發展水平的全局Moran's I指數，檢驗不同地區之間縣域創新能力和數字普惠金融發展水平的空間相關性。

由表3可知，樣本期間縣域創新能力和數字普惠金融發展水平的Moran's I指數均在1%水平上顯著，說明山東省不同縣域的創新能力與數字普惠金融發展水平具有顯著的相關性，進一步驗證了本文選擇空間計量模型分析數字普惠金融對縣域創新能力影響的合理性。

2. 局部莫蘭指數散點圖。繪制局部莫蘭指數散點圖（見圖1、圖2），直觀展現山東省不同縣域創新能力和數字普惠金融發展水平的空間自相關程度。結合圖1、圖2可知，縣域創新能力變量的各縣域單元散點多數落在第一和第三象限，呈現出“高—高”聚集或“低—低”聚集的特征，多數縣域單元的數字普惠金融散點也分布在第一象限和第三象限中，經濟地理距離相近縣域的創新能力和數字普惠金融發展水平均存在正向的空間相關性。此外，處于第一象限的多為膠東經濟圈內的縣域單元。

不容忽視的是，還有部分縣域位于第二、第四象限，呈現“低—高”集聚或“高—低”集聚的特征，即縣域間創新能力和數字普惠金融發展水平存在負向的空間相關性，這是由于各縣域不同的政策導向、基礎設施、產業結構等使創新發展呈現出明顯的區域差異。但對比2017年與2021年情況，發現縣域間數字普惠金融發展水平及創新能力的差距存在收斂趨勢。

（二）空間杜賓模型適用性檢驗

空間滯后模型、空間誤差模型和空間杜賓模型均可以用于分析數字普惠金融影響縣域創新能力的空間效應。為檢驗空間杜賓模型的適用性，對模型進行LM檢驗，結果顯示LM-Lag與LM-Error統計量均顯著（見表4），進一步采取穩健拉格朗日檢驗，結果依舊顯著。繼續進行Wald檢驗與LR檢驗以判斷空間杜賓模型是否會退化，根據檢驗結果，Wald檢驗和LR檢驗結果均顯著，說明空間杜賓模型不會退化。因此，可以選擇空間杜賓模型來分析數字普惠金融發展對縣域創新能力的影響。

（三）空間杜賓模型實證結果分析

根據Hausman檢驗結果，模型（1）應使用固定效應模型。未加入控制變量和加入控制變量的時空雙向固定效應回歸結果（見表5）均顯示，空間自回歸系數ρ在1%水平上顯著，存在空間自回歸效應，縣域創新能力與鄰近區域存在明顯的空間聯系。數字普惠金融發展水平的系數顯著為正，表明數字普惠金融發展對本縣域創新能力有顯著的提升作用。從細分指標看，覆蓋廣度和使用深度的系數均顯著為正，而數字化程度的系數并不顯著。結合指數的具體含義及其變化趨勢來看，數字普惠金融發展已經過了粗放式的“圈地”時代，進入了深度拓展的新階段，樣本期間數字普惠金融覆蓋廣度和使用深度保持了較快的增長，但數字化程度已經過了增長高峰期，數字支持已達到一定程度，進一步拓展的空間有限。而數字普惠金融的覆蓋廣度和使用深度反映了該區域支付業務、貨幣基金、信貸、保險、投資和信用業務的發展情況，數字普惠金融覆蓋廣度和使用深度的提升更有利于提高縣域居民和企業的金融資源可得性，優化金融資源配置結構，提高縣域創新能力。假設1得以驗證。

空間滯后項WDfi的系數顯著為負（見表5），說明數字普惠金融發展對鄰近縣域的創新能力存在負的空間溢出效應。細分指標覆蓋廣度和使用深度的空間滯后項系數同樣顯著為負，再次驗證了數字普惠金融負的空間溢出效應。在資源總量有限的條件下，鄰近區域間更易形成對資源的競奪關系，某地數字普惠金融發展水平越高意味著聚集了更多的金融資源，而金融資源又可以刺激投資、帶動消費、吸引人才流入，在促進本地創新的同時對鄰近區域的創新能力產生抑制效應。如此，假設4得到驗證。

由于空間滯后項反饋效應的存在，基于空間杜賓模型的點估計系數無法準確解析數字普惠金融發展對縣域創新能力的影響程度，有必要利用偏微分方法進一步計算數字普惠金融的直接效應和間接效應。測算結果（見表6）顯示，數字普惠金融的直接效應為6.5272，在1%的水平下顯著為正，數字普惠金融發展對本縣域創新能力具有顯著的提升作用，具體體現為數字普惠金融覆蓋廣度和使用深度的正向影響。數字普惠金融的間接效應為-7.17，在1%的水平下顯著為負，結合細分指標的測算結果可知，本地數字普惠金融使用深度的增加是負向間接效應的主要原因。

（四）穩健性檢驗

1. 更換空間權重矩陣。分別以經濟距離權重矩陣和地理距離權重矩陣替換基準回歸中的經濟地理嵌套矩陣，以避免空間權重矩陣選取造成的估計偏誤。表7的回歸結果顯示，數字普惠金融對本縣域創新能力的提升作用和對鄰近縣域的負向空間溢出效應，并沒有因權重矩陣的選取發生明顯變化，基準回歸結果穩健。

2. 解釋變量滯后一期。考慮到數字普惠金融發展與縣域創新能力可能相互影響進而導致模型產生內生性問題，將解釋變量進行滯后一期處理。上一期的數字普惠金融發展水平可以影響當期的縣域創新能力，但當期的縣域創新能力卻無法作用于上一期數字普惠金融的發展，如此避免了潛在的互為因果問題。表7的結果顯示，上一期數字普惠金融發展水平對縣域創新能力仍然存在正向促進作用，對鄰近縣域則存在負向空間溢出效應，數字普惠金融對縣域創新能力的影響存在持續性，再次驗證了基準回歸結果的穩健性。

3. 對樣本進行縮尾處理。為避免異常值的影響，對研究樣本進行上下1%的縮尾處理，結果顯示，系數雖然有所變化，但結果依然穩健。

4. 剔除特殊樣本。市轄區在城市發展定位和行政權限方面與普通縣（縣級市）存在很大差異，市轄區作為城區的一部分，與整個城市的發展融為一體，而縣（縣級市）則相對孤立。為避免因市轄區樣本的特殊性造成的估計偏誤，剔除230個市轄區樣本后進行回歸，結果顯示數字普惠金融對縣域創新能力的影響及空間溢出效應更加顯著。此外，進一步剔除2021年入選全國“百強縣”的龍口市、膠州市、榮成市、滕州市、壽光市、諸城市、招遠市、平度市、鄒城市、萊州市、萊西市、肥城市、鄒平市等13個縣市樣本，對其余樣本重新進行回歸。結果顯示，數字普惠金融對縣域創新能力的空間效應并沒有受到特殊樣本的影響，說明基準回歸結果穩健。

（五）異質性分析

1. 數字普惠金融發展水平異質性。結合前文中數字普惠金融發展水平的局部莫蘭散點圖可知，山東省縣域單元的數字普惠金融發展水平存在明顯差異。按照數字普惠金融發展水平將樣本進行三等分，對發展水平最低的46個縣域和最高的45個縣域單元進行分組回歸。表8的結果顯示，數字普惠金融對縣域創新能力的提升作用和對鄰近縣域的負向空間溢出效應僅在數字普惠金融發展水平最高的縣域樣本中存在，說明只有當數字普惠金融發展水平達到一定程度后才能對本縣域創新產生實質性影響。隨著數字普惠金融的發展，逐漸吸引人才與資源流入，推動產業結構轉型效果更明顯，創新資源與人才的集聚有助于本地創新成果的產出，提升本地創新能力。同時，數字普惠金融水平越高，資源競奪效應也越嚴重，對鄰近縣域的區域創新形成越強的負向空間溢出效應。

2. 三大經濟圈異質性。2020年，山東省發布了關于加快省會經濟圈、膠東經濟圈和魯南經濟圈一體化發展的指導意見，其中省會經濟圈包括濟南、淄博、泰安、聊城、德州、濱州、東營7個地市；膠東經濟圈包括青島、煙臺、威海、濰坊、日照5個地市；魯南經濟圈包括臨沂、棗莊、濟寧、菏澤4個地市。將樣本按照三大經濟圈進行分組回歸，表8的結果顯示，數字普惠金融對縣域創新能力的本地效應和負向空間溢出效應在三大經濟圈中均顯著存在，其中膠東經濟圈最顯著，其次為魯南經濟圈和省會經濟圈。值得警惕的是，省會經濟圈內數字普惠金融發展水平對本縣域創新能力的提升效應較小，對鄰近縣域的負向空間溢出效應卻較大，側面反映出省會經濟圈內數字普惠金融發展吸引了資源和人才的流入，但資源利用效率可能有待提升。而膠東經濟圈最需要重視縣域數字普惠金融的協同發展。

（六）機制分析

根據中介效應模型的回歸結果（見表9），模型（2）中數字普惠金融發展水平的系數為2.4324，在1%的水平下顯著為正，空間滯后項的系數為-2.25，在1%的水平下顯著為負，說明數字普惠金融發展促進了當地消費水平的提升，同時抑制了鄰近縣域的消費水平。而模型（3）的回歸結果則顯示縣域消費水平的系數顯著為正，說明數字普惠金融可以通過提高本地消費水平引導縣域創新能力提升，同時又通過抑制鄰近地區消費阻礙其區域創新。縣域消費水平在數字普惠金融與縣域創新能力的關系中發揮了中介作用。對比模型（1）中數字普惠金融發展水平與其空間滯后項系數的顯著性和大小可以發現，模型（3）中系數絕對值變小但仍然顯著，說明區域消費水平只發揮了部分中介效應。同理可以發現供給主體規模同樣發揮了顯著的部分中介效應，說明數字金融通過優化供需銜接，有效促進了本縣域創新，同時也因為資源競奪抑制了鄰近縣域的創新能力。假設2與假設4得證。

五、結論與政策建議

數字普惠金融可以克服傳統金融機構的地域限制，更能深入縣域腹地，為縣域創新提供動力。基于2017—2021年山東省縣域樣本的實證研究表明：（1）山東省縣域間數字普惠金融發展水平及縣域創新能力均存在空間關聯，而且縣域間的差距存在收斂趨勢；（2）數字普惠金融發展有效提升了本縣域創新能力，但對鄰近縣域存在負向的空間溢出效應，本地效應和空間溢出效應均源于數字普惠金融覆蓋廣度和使用深度的提升；（3）異質性分析表明，數字普惠金融發展水平越高，對本縣域創新的正向影響以及對鄰近縣域的資源競奪效應就越顯著；從空間布局看，相對更發達的膠東經濟圈內的本地效應和空間效應最顯著，驗證了中心—外圍理論；（4）數字普惠金融通過在需求端刺激本地消費虹吸鄰近縣域消費，在供給端競奪鄰近區域資源助力本地企業擴大供給規模，在推動本地創新的同時抑制了鄰近縣域創新能力。

本文從縣域單元這一更加微觀的視角考察區域創新的金融支持，為縣域數字普惠金融平衡發展及縣域間協同創新提供了有益的政策啟示。第一，重點從使用深度和覆蓋廣度方面繼續推動縣域數字普惠金融發展。一方面，發揮數字技術優勢，根據客戶特征提供更加個性化、精細化的高質量金融服務，支持中小微企業和農業新業態發展。另一方面，推動金融機構的數字化轉型，將數字普惠金融向鄉鎮經濟腹地推進，從農村等相對落后地區挖掘潛力，拓寬覆蓋廣度。此外，要提高縣域居民的金融素養，通過加大宣傳力度提升居民對金融產品和服務的認識和使用能力。第二，重視縣域間數字普惠金融的平衡發展。加強落后地區的數字普惠金融基礎設施建設，縮小與發達縣域的“硬件”差距，確保各縣域在獲取數字普惠金融服務與創新資源方面擁有平等的機會。鼓勵不同縣域的金融機構進行合作與交流，從同一地級市轄區內縣域向同一經濟圈內逐漸輻射，由點及面地促進數字普惠金融的區域一體化合作，發揮輻射效應。第三，強化區域一體化發展的頂層設計。以山東省為例，依托三大經濟圈發展戰略，建立三大經濟圈一體化發展聯席會議制度，確保經濟圈內一體化發展政策的協調和執行。通過一體化發展弱化縣域競爭及晉升錦標賽的負面影響，減少資源分配的競奪效應，通過提升增量促進縣域間協同創新與發展。

參考文獻：

[1]汪雯羽，貝多廣.數字普惠金融、政府干預與縣域經濟增長——基于門限面板回歸的實證分析 [J].經濟理論與經濟管理，2022，（02）.

[2]Claessens S，Perotti E. 2007. Finance and Inequality：Channels and Evidence [J].Journal of Comparative Economics，35（4）.

[3]郭峰，王靖一，王芳，孔濤，張勛，程志云.測度中國數字普惠金融發展：指數編制與空間特征 [J].經濟學（季刊），2020，（04）.

[4]Nambisan S，Wright M，Feldman M. 2019. The Digital Transformation of Innovation and Entrepreneurship： Progress Challenges and Key Themes [J].Research Policy，48（8）.

[5]張寧靜，周堅，萬魏.數字普惠金融發展與企業債券融資 [J].金融發展研究，2023，（02）.

[6]張林，曹星梅，丁曉蘭.數字普惠金融對民營經濟增長的影響效應及異質性 [J].西南大學學報（社會科學版）， 2023（5）.

[7]郝堅，黃林秀.信貸尋租、數字金融與區域創新 [J].宏觀經濟研究， 2024（03）.

[8]黃云英，劉廣.數字金融與區域創新效率的時空演變特征及空間交互溢出效應研究 [J].產經評論， 2023，（06）.

[9]陳曉華，潘夢琴.數字普惠金融與農村低收入群體增收效應——來自中國家庭追蹤調查（CFPS）數據的經驗證據 [J].江漢學術，2022，41（05）.

[10]呂巖威，張帥.數字金融對區域創新產出的影響機制 [J].軟科學， 2023，（02）.

[11]張梁，相廣平，馬永凡.數字金融對區域創新差距的影響機理分析 [J].改革，2021，（05）.

[12]葛和平，吳倩.數字普惠金融對民營經濟高質量發展的影響研究 [J].經濟問題， 2022，（11）.

[13]潘爽，葉德珠，葉顯.數字金融普惠了嗎——來自城市創新的經驗證據 [J].經濟學家，2021， （03）.

[14]劉鑫，韓青.數字普惠金融對縣域經濟增長的影響——基于傳統金融和產業結構升級視角 [J].中國流通經濟，2023，37（04）.

[15]田相輝，劉新民，徐小靚.數字普惠金融的縣域創業效應——基于金融排斥的視角 [J].金融學季刊，2023，17（04）.

[16]李琳， 郭東， 喬璐. 數字普惠金融何以影響農民增收？——理論機制與縣域證據 [J]. 經濟與管理研究， 2024，45（04）.

[17]王義中，林溪，李振華，吳衛星.數字普惠金融助力共同富裕：基于流動性約束視角 [J].經濟研究， 2024，（06）.

[18]Acemoglu D. 2002. Directed Technological Change[J].Review of Economic Studies，69，（4） .

[19]呂鐵，黃婭娜.消費需求引致的企業創新——來自中國家電行業的證據 [J].經濟管理， 2021，43（07）.

[20]Stulz R M. 2019. FinTech，BigTech，and the Future of Banks [J].Journal of Applied Corporate Finance，31（4）.

[21]李曉園，劉雨濛.數字普惠金融如何促進農村創業？ [J].經濟管理，2021，（12）.

[22]Ayyagari M，Juarros P，Martinez Peria M S，Singh S. 2021. Access to Finance and Job Growth：Firm?Level Evidence Across Developing Countries [J].Review of Finance，25（5）.

[23]鄧金錢，劉明霞. 數字普惠金融對縣域創業活動的影響研究——來自中國縣域層面的經驗證據 [J].審計與經濟研究， 2024，39（06）.

[24]O'Toole C M，Newman C，Hennessy T. 2014. Financing Constraints and Agricultural Investment：Effects of the Irish Financial Crisis [J].Journal of Agricultural Economics， 65（1）.

[25]張林，溫濤.數字普惠金融如何影響農村產業融合發展 [J].中國農村經濟， 2022，（07）.

[26]Tobler W R.1970. A Computer Movie Simulating Urban Growth in the Detroit Region [J].Economic Geography，46（s1）.

[27]趙佳佳，魏娟，劉天軍.數字鄉村發展對農民創業的影響及機制研究 [J].中國農村經濟， 2023，（05）.

[28]Kogler D F，Essletzbichler J，Rigby D L. 2017. The Evolution of Specialization in the EU15 Knowledge Space[J].Journal of Economic Geography，17（2）.

[29]陸介平，馬維野，陳明媛，何旭文，王宇航.基于專利創造的我國縣域創新能力和產業競爭力分析 [J].科學學與科學技術管理，2015，36（05）.

[30]張桅，胡艷.長三角地區創新型人力資本對綠色全要素生產率的影響——基于空間杜賓模型的實證分析[J].中國人口·資源與環境，2020，30（09）.