引言

自2010年以来，我国经济增速放缓，我国经济逐渐从高速发展转向高质量发展。寻找经济增长的新动能成为近年来重点关注的问题。金融发展以服务实体经济为根本，通过提供优质、高效、安全的金融供给，鼓励企业创新，提高企业生产效率，赋能经济发展；能够通过提供消费信贷、信用卡等多种金融产品和服务刺激个人消费与投资，从各个角度推动经济增长。普惠金融是金融体系的重要组成部分，也是缓解区域发展不平衡的重要手段。近年来，随着以人工智能、互联网、大数据、区块链、云计算等为代表的数字技术的发展，新兴技术与普惠金融加速融合，数字普惠金融成为普惠金融的重点发展方向。自数字普惠金融诞生以来，我国数字普惠金融的发展水平不断提高，在现代金融体系中具有不可忽视的作用，新时代中国数字普惠金融的发展是否具备对经济增长的促进作用有待研究。

1 文献综述

关于数字普惠金融对经济增长的影响机制，钱海章从我国的省级面板数据出发，验证了数字金融发展对经济增长的促进作用，这一促进作用是通过增加技术创新与地区创业实现的，并发现城镇化率低的地区促进作用更强。龚沁宜和成学真发现数字普惠金融通过降低农村贫困人口占比促进经济增长。陈啸等发现数字普惠金融能够通过激励数字创新促进地区经济增长，数字普惠金融对中部和西部地区经济增长的推动作用较强。刘鑫基于2015—2020年我国县域面板数据，实证数字普惠金融对县域经济增长的影响，并发现传统金融效率低会弱化数字普惠金融对县域经济增长的促进作用，产业结构升级在其中发挥中介效应。任碧云和张荧天针对国家级贫困县进行研究，发现数字普惠金融显著促进了贫困地区经济增长。马庆研究发现数字普惠金融对经济增长质量的影响在不同的经济发展水平下存在明显的差异，经济发展水平越高，对经济增长质量的促进作用就越强。

2 理论基础

2.1 金融发展理论

金融发展理论主要研究金融体系在经济发展中所发挥的作用，探讨如何建立有效的金融体系和金融政策组合以最大限度地促进经济增长。金融发展理论包括金融结构理论、金融抑制和金融深化论等，众多研究表明，金融发展与经济增长之间存在正相关性。

金融结构理论是金融发展理论的基础，Goldsmith将金融现象划分为金融工具、金融机构与金融结构三个核心维度，并将金融结构界定为一国金融工具与金融机构的总和。通过对多国金融体系的比较分析，他构建了以金融相关比率为核心的指标体系，用以测度金融发展水平并探寻最优金融结构。该理论的核心观点在于，金融发展的本质体现为金融结构的动态演变，而金融结构的持续优化能够有效推动经济增长。具体而言，更为发达的金融结构意味着更丰富的金融工具与更广泛的金融选择，进而激发储蓄与投资活力，加速经济增长进程。

金融抑制论指的是发展中国家政府通过过多的干预抑制了金融体系的发展，这些干预包括对金融活动和金融体系的控制，如对贷款和存款的名义利率进行控制和对外汇市场的管制，导致信贷配给效率低下金融体系发展滞后，进而阻碍了经济的发展，形成金融抑制和经济落后的恶性循环。金融深化论是对金融抑制论的解决方法，由McKinnon和E.S.Shaw共同提出，通过金融自由化政策促进发展中国家经济发展。该理论认为，政府应放弃对金融市场和金融体系的过度干预，放松对利率和汇率的严格管制，使利率和汇率充分反映供求状况，从而提高资金配置效率，并鼓励储蓄，提供储蓄向投资转化的顺畅渠道，从而促进经济增长。

普惠金融体系的构建是金融发展从“总量扩张”转向“结构优化”的必经之路。而在数字经济时代，数字普惠金融的崛起正在重塑金融发展的路径。根据金融结构理论，金融发展的本质不仅在于金融机构与工具规模的增加，更在于金融结构的优化。数字普惠金融通过降低信息不对称和交易成本，打破了传统金融体系中因抵押物崇拜和信用白名单导致的结构性失衡，使得长尾群体被纳入正规金融体系，从而优化了金融资源的配置结构，增强了金融体系的韧性。金融抑制与金融深化理论为理解数字普惠金融的作用机制提供了深刻视角。传统金融体系往往存在因利率管制、准入门槛高企而导致的金融抑制现象，表现为金融资源向国有部门或大型企业过度集中，而民营经济和个人消费金融需求被压制。数字普惠金融借助大数据、云计算等技术手段，实现了信用的数字化重估，实际上是一种市场自发的、技术驱动的“金融深化”过程。

2.2经济增长理论

自经济学诞生以来，众多学者提出了各种理论来解释经济增长的规律以及影响经济增长的机制。经济增长理论经历了古典增长理论和现代增长理论两个阶段。古典增长理论的奠基人亚当·斯密认为经济增长是一个动态过程，资本或劳动在经济增长中起决定性作用，劳动分工水平提升导致产出增加，从而导致收入和消费水平提升，国民财富增加，形成更多的资本积累促进经济增长。

罗伯特·索洛等人建立的新古典增长模型是对古典增长理论的系统性扩展。该模型仍然强调经济增长主要来源于资本积累，同时也认为技术进步或人口增长也能够推动经济增长，且这些因素是外生的。新古典增长模型提出了稳态的概念，在经济增长达到稳态的条件下，人均产出和人均资本的增长率为零，经济增长仅由人口增长率和技术进步率这些外生因素决定。20世纪80年代中期以来宏观经济学又出现了内生增长理论，其核心思想是经济增长可以不依赖外力推动而实现持续增长。技术进步是保证经济持续增长的决定因素，而技术进步是由经济体系内部的活动引起的。该理论强调知识、创新等内生因素在推动技术进步与经济增长中的作用。

在经济增长理论中，人口、资本和技术要素是推动经济增长的核心力量。数字普惠金融对经济增长的推动作用也可以分解为促进资本积累和推动技术进步。一方面通过促进消费，增加储蓄转化为投资等方式增加资本积累，另一方面通过鼓励创新，提高生产率，推动产业升级等广义上的技术要素推动经济增长。

3研究假设

3.1 数字普惠金融促进经济增长

数字普惠金融依托大数据、云计算及移动互联技术，通过构建精准的用户画像，有效破解了金融机构与长尾客户间的信息不对称难题。这一机制使得金融机构能够精准识别长尾群体的信用状况，引导资本从传统的偏好抵押物转向关注成长性，从而流向最具活力的中小微企业和创新主体。这不仅优化了金融资源的配置效率，提升了社会全要素生产率，也为经济增长筑牢了内需基础。对于原本被排斥的弱势人群而言，获得储蓄、信贷、保险等基础金融服务，意味着其生产潜力被激活，得以稳定就业、平滑跨期消费、积累资本并进行小规模投资，进一步推动宏观层面的总消费、总储蓄与总投资扩张，从而为经济增长注入源源不断的活力。基于此，本文提出假设1：数字普惠金融对城市经济增长具有促进作用。

3.2 数字普惠金融推动金融发展

数字普惠金融突破了物理网点的时空限制，通过移动支付和互联网理财，将原本处于金融体系之外的资金吸纳进正规金融体系。这不仅提高了社会整体的储蓄率，还通过碎片化理财降低了储蓄门槛，通过为用户提供相对现金表现出更强的收益性的电子货币等产品，增加了储蓄的吸引力，有效降低了信息成本和交易费用，使得人们更愿意持有和储蓄，为经济增长积累了更多的资本来源。高储蓄可以带来高投资和长期劳动力转移，从而间接促进经济增长金融机构通过将社会各主体的存款转化为贷款，为企业提供直接的资金来源，使其能够进行新项目投资、扩大生产规模或进行技术升级，增加产出，从而直接推动经济增长。基于此，本文提出假设2：数字普惠金融通过推动金融发展推动区域经济增长。

4 实证研究

4.1 模型设定与变量选取

本节将研究数字普惠金融对经济增长的直接影响，构建如下双向面板固定效应回归模型：

其中i表示城市，t表示年份。表示城市i在t年的区域经济增长水平，表示城市i在t年末的数字普惠金融发展水平，为一系列城市层面的控制变量组成的向量组，表示区域固定效应，表示时间固定效应，表示随机误差项。

核心被解释变量为经济增长水平（pgdp），一般用地区生产总值（GDP）衡量。为剔除价格因素与人口因素的影响，采用城市当年实际人均生产总值取对数的方式衡量经济增长水平，以2011 年为基期，用各城市当年的地区生产总值指数将名义地区生产总值折算为实际地区生产总值，除以该城市当年常住人口数得到实际人均生产总值，通过取对数处理降低数值变异程度，作为模型的被解释变量。核心解释变量为数字普惠金融发展程度（difi），用北京大学数字普惠金融指数城市层面的年度数据衡量。该指数从2011年开始编制，涵盖了省市县三级数据，较为全面地反映了中国各地区历年的数字普惠金融发展水平。

除核心变量外，本文引入了一系列控制变量，包括政府干预程度、对外开放程度、产业结构、资本规模、城镇化水平、教育水平，以控制其他影响区域经济增长的因素。主要变量的衡量方式见表1。

本文的被解释变量来源于《北京大学数字普惠金融指数报告》，解释变量、控制变量与机制变量来源于历年《中国城市统计年鉴》，部分缺失数据通过各地级市统计年鉴与统计公报补充，少量不连续数据使用线性插值法进行填补。共得到中国285个地级市2011—2023年共13年的面板统计数据。

变量类型	变量名	衡量方式
被解释变量	区域经济增长（pgdp）	人均实际地区生产总值的对数
解释变量	数字普惠金融发展程度（difi）	北京大学数字普惠金融指数的对数
控制变量	政府干预程度（gov）	财政一般公共预算支出占GDP的比重
	对外开放程度（open）	实际利用外资的总金额占GDP的比重
	产业结构（structure）	二三产业的总产值占GDP的比重
	资本规模（capital）	当年固定资产总投资占GDP的比重
	城镇化水平（urban）	年末城镇人口数量占总常住人口的比重
	教育水平（edu）	普通高等学校在校学生的对数

表2列出了各变量描述性统计。

变量名	观测数	平均值	标准差	最小值	最大值
经济增长水平(pgdp)	3705	10.7799	0.5506	8.8031	12.5114
数字普惠金融指数(difi)	3705	5.1991	0.5230	2.8344	5.9222
政府干预程度(gov)	3705	0.2034	0.1024	0.0439	0.9155
对外开放程度(open)	3705	0.0024	0.0026	0	0.0294
产业结构(structure)	3705	0.8784	0.0798	0.5011	0.9997
资本规模(capital)	3705	1.0869	0.8090	0.0031	12.4459
城镇化水平(urban)	3705	0.5737	0.1490	0.1815	1
教育水平(edu)	3705	4.7857	0.9620	-0.3451	7.2400

4.2 实证结果

表3报告了本文的模型基准回归结果。列（1）是仅加入被解释变量未加入固定效应的回归结果，解释变量的系数为0.5764，列（2）是仅加入个体与时间固定效应的回归结果，解释变量的系数为0.3146，列（3）为加入全部控制变量以及固定效应的回归结果，解释变量的系数为0.1934。加入控制变量与固定效应前后，核心解释变量difi的系数始终保持在1%的水平上显著为正，说明数字普惠金融对各城市的经济增长具有显著的促进作用，验证了上文的假设1。

从列（3）的控制变量对回归的结果可以看出，其他变量对于各城市经济的增长也具有显著的影响。对外开放程度、产业结构、资本规模、教育水平的回归系数均为正且显著，说明这几项因素对经济增长存在一定促进作用，与预期相符合；政府干预程度的回归系数为负显著，说明政府过度干预对经济增长存在抑制作用；城镇化水平的回归系数不显著，对经济增长的影响程度不明。

	pgdp
	(1)	(2)	(3)
difi	0.5764***	0.3146***	0.1934***
	(0.0134)	(0.0397)	(0.0355)
gov			-0.3420***
			(0.1015)
open			5.9160***
			(2.1453)
structure			0.4861***
			(0.1773)
capital			0.0439***
			(0.0115)
urban			0.0577
			(0.0898)
edu			0.0634***
			(0.0159)
Cons	7.7829***	9.1443***	9.0186***
	(0.0706)	(0.2062)	(0.2297)
城市固定效应	未控制	控制	控制
时间固定效应	未控制	控制	控制
观测值	3,705	3,705	3705
Within R2	0.2999	0.0701	0.2331
注：*、**、***分别表示达到10%、5%、1%的显著性水平；括号内为聚类到城市层面的稳健标准误，下同。

4.3 稳健性检验

为验证数字普惠金融推动区域经济增长这一结论的稳健性，本节从三个维度进行稳健性检验：第一种方式是替换被解释变量，忽略价格变动的因素，把本文的被解释变量人均实际地区生产总值的对数替换为人均名义地区生产总值的对数（pgdpno）。第二种是对样本进行缩尾处理，即对所有解释变量与控制变量在上下1%分位处进行缩尾调整。第三种方式是滞后一期回归，将解释变量滞后一期，被解释变量与控制变量不变进行回归。稳健性检验结果如表4所示，在三种稳健性检验方法下，核心解释变量数字普惠金融发展程度的回归结果均为正且在1%的水平下显著，说明本文的基本结论——数字普惠金融的发展能够促进区域经济增长是稳健的。

	(1)	(2)	(3)
	替换被解释变量 pgdpno	缩尾处理	滞后一期
difi	0.2115***	0.2282***
	(0.0417)	(0.0425)
L.difi			0.1443***
			(0.0345)
控制变量	控制	控制	控制
城市固定效应	控制	控制	控制
时间固定效应	控制	控制	控制
观测值	3705	3705	3,420
Within R2	0.3627	0.2627	0.2182

4.4机制分析

本节从储蓄－投资机制的角度进行分析，选取的机制变量为金融发展规模，包括存款水平（deposit）、储蓄存款水平（saving）和贷款水平（loan）三组变量，采用江艇（2022）的中介效应检验方法建立中介效应回归模型，回归结果如表5所示。列（2）数字普惠金融的回归系数均为正且在1%的显著性水平下显著，说明数字普惠金融的发展对于金融发展规模的提升具有显著的推动作用，验证了上文的假设2。

数字普惠金融降低了储蓄门槛并提升了便利性，通过移动支付、余额理财等数字化工具，使低收入群体和农村居民能够更便捷地进行小额储蓄，从而扩大社会储蓄规模。通过大数据风控和信用评估技术，有效缓解了信息不对称问题，将储蓄资金更高效地转化为对小微企业、个体工商户等长尾客户的信贷投放，优化了金融资源配置效率。在经济增长理论中，储蓄－投资机制被视为资本积累和长期增长的核心驱动力。新古典增长理论进一步指出，储蓄率决定了经济向稳态收敛的路径，虽然长期增长率由技术进步决定，但更高的储蓄率能提升人均资本存量，从而在转型期内显著提高产出水平。内生增长理论则强调，储蓄通过影响研发投资和人力资本积累，能够促进技术进步和生产率提升，形成持续增长动力。数字普惠金融通过降低储蓄门槛、提高资金配置效率，不仅扩大了储蓄基数，还通过缓解信息不对称使储蓄更有效地转化为生产性投资，从而强化了这一机制对经济增长的促进作用。

	(1)	(2)
	pgdp	saving	deposit	loan
difi	0.1934***	0.4937***	0.4334***	0.4921***
	(0.0355)	(0.0549)	(0.0474)	(0.0692)
控制变量	控制	控制	控制	控制
城市固定效应	控制	控制	控制	控制
时间固定效应	控制	控制	控制	控制
观测值	3705	3348	3705	3705
Within R2	0.2331	0.1716	0.1606	0.1651

5结论与政策建议

在理论研究与实证研究的基础上，本文的研究结论如下：第一，数字普惠金融的发展能够显著推动城市经济增长，第二，机制研究发现，数字普惠金融对于经济增长的推动作用通过促进金融发展，提高金融机构存贷款规模，进一步支持投资的方式来实现。

基于上述研究结论，本文提出以下政策建议：第一，持续推进数字普惠金融发展，增强其对城市经济增长的驱动力。政府应加大对数字基础设施建设的投入，特别是在农村和偏远地区，提升网络覆盖率和数字金融服务可及性，缩小“数字鸿沟”。同时，鼓励金融机构与科技企业合作，创新数字金融产品，提升服务效率，进一步释放数字普惠金融的经济增长潜力。第二，发挥数字普惠金融在促进金融发展中的桥梁作用，强化储蓄向投资转化的机制。应引导数字普惠金融平台加强与银行等传统金融机构的协同，推动存款、贷款等业务的数字化升级，拓宽居民和企业特别是中小微企业和弱势群体的融资渠道。通过优化信用评估体系和风控模型，提升资金配置效率，增强金融体系服务实体经济的能力。第三，完善监管体系，防范数字普惠金融发展中的潜在风险。在推动创新和普及的同时，应建立健全适应数字金融特点的监管框架，加强对数据安全、消费者权益保护和系统性风险的监测与防控，确保数字普惠金融健康、可持续发展。

参考文献：

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