数字普惠金融、产业结构与包容性增长

唐红梅，赵 军

新疆大学 经济与管理学院，新疆 乌鲁木齐 830000

一、问题提出

经济增长是人类生存和发展的前提，也是经济学的永恒主题。经济增长一般指产量的增加，通常以国内生产总值(GDP)或人均GDP度量。以经济总量增长为目标驱动，从古典增长理论到现代增长理论，奠定了增长理论的框架基础。但总量增长对社会个体的福利影响不尽相同，仅关注总量增长可能会造成社会公平损失。经济总量增长而分配差距增大，将造成社会分化加剧，底层民众有可能面临贫困、失业、不平等的排斥等困境，不仅会拖累经济长期增长潜力，严重时还会存在造成社会动荡的风险。贫困人口作为经济状态最差的群体尤其受到关注，经济总量增长能够自然消除贫困吗？涓滴理论认为穷人的收入会随着经济总量增长而增加，贫困问题会自然消失。然而现实并未提供佐证，进而出现了益贫式增长理论、包容性增长理论。理论的进步表现在关注视角和群体范围的扩大：不仅从经济增长视角，也从收入分配视角；不仅从分配结果视角，也从参与增长机会的平等性视角；不仅关注贫困人口，也关注全社会群体。

中国经济经过几十年高速增长后，总量大幅提升，社会主义市场经济体制日趋完善。2021年中国宣布消除了绝对贫困，但仍存在发展不平衡不充分的问题。从经济发展角度出发，在双循环新发展格局下，发展不平衡和收入差距大将难以释放消费市场的潜力，不利于长期经济增长；从社会主义本质出发，包容性增长契合共同富裕的社会主义本质要求，着眼于在发展过程中解决发展问题，既是中国经济发展的内在要求，也符合“以人民为中心”的新发展理念。包容性增长意味着机会平等的增长，核心是强调消除与环境有关的严重不平等，以减少结果方面的不平等，重点是创造生产性就业机会并使所有人都能平等获得这些机会[1]。包容性增长的定义并未完全统一，大多数学者都认为包容性增长应该包含经济的可持续增长、增长过程和结果的共享、减贫和收入提高等[2]。本着从理论和实证一致的角度研究问题，本文以机会平等作为包容性增长的核心内涵，结合Ali等[1，3-4]的测度指标，将包容性增长分解为经济增长、收入差距、社会福利公平性三个维度进行理论分析与实证测算。

金融发展对经济增长有促进作用[5]，企业家通过信贷能够获得购买力，重新组织生产要素从而进行创新和生产，以此推动经济发展[6]。金融体系对社会资源进行了优化配置，提高了资源配置效率。然而，并不是所有群体都能公平接触金融体系，从而获得金融服务、实现金融资源优化配置。从个体层面来看，个体失去了本应有的发展机会；从社会层面看，社会损失了一部分资源配置效率。为减少金融排斥现象，世界银行于2005年提出了普惠金融概念。世界银行将普惠金融定义为能够广泛获得金融服务且没有价格、非价格方面的障碍,能够为社会所有阶层和群体提供合理、便捷、安全的金融服务的一种金融体系。从这一概念出发，普惠金融能更广泛更深层次地调动并配置资源，有利于经济增长，尤其能够惠及被金融排斥的群体，从而有益于减贫、创新创业和提高经济运行效率。随着数字经济和金融科技的日益繁荣，数字普惠金融应运而生，2016年G20杭州峰会通过了《G20数字普惠金融高级原则》。数字普惠金融运用大数据和互联网技术，降低了信息不对称性和金融服务供给成本，提高了金融服务的可获得性，给普惠金融带来了重要的创新和效益。

现有研究表明，数字普惠金融在包容性增长的三个维度都发挥了积极作用：显著地促进经济增长[7]、缩小城乡居民收入差距[8]和提升社会保障水平[9]。主要机制有促进创业[10]和居民消费[11]。从影响的异质性看，数字普惠金融更有助于农村低收入群体提升家庭收入[12]，有利于贫困减缓[13]，因而有益于提升中国经济的包容性。数字普惠金融作为金融体系的一部分，同样能够发挥要素配置的作用。要素资源的重新配置引起要素资源在行业产业间流动，从而促进全要素生产率提高[14]。资源重新配置和要素流动的宏观表现为经济总量增长和产业结构变迁。

现有研究在以下几个方面仍稍显不足：一是缺乏从地级市层面评价中国的包容性增长水平，地级市层面数据既能扩大样本量从而更全面准确地反映总体水平，又能归集到省级层面从而评价省级内部和省级之间的包容性增长水平的差异；二是系统地研究数字普惠金融对包容性增长影响还较少，其中包括总体影响和对不同层次群体的异质性影响；三是产业结构作为区域经济增长的重要因素，产业结构高级化和合理化是否影响数字普惠金融对包容性增长的作用，二者是否具有协同性有待论证。在双循环的经济背景和共同富裕的愿景下，研究数字普惠金融及其与产业结构的交互作用对包容性增长的影响，将为普惠金融政策与产业结构政策的协同制定提供有益参考，从而提升数字普惠金融对包容性增长的促进作用。

本文使用2011—2019年281个地级市样本研究数字普惠金融及其与产业结构的交互效应对包容性增长的影响。首先，从经济增长、收入差距、社会福利公平性三个维度构建了地级市层面包容性增长的评价体系；其次，通过双向固定效应模型、面板分位数模型分析数字普惠金融对包容性增长的总体影响和针对不同分位点样本的影响；最后，分析数字普惠金融与产业结构的交互效应对包容性增长的影响。本文可能的创新如下：一是从地级市层面测度包容性增长水平；二是从总体、分样本、分位数三个层面详细考察数字普惠金融的包容性作用；三是分析数字普惠金融与产业结构的交互效应对包容性增长的影响机理，并进行实证检验，为政策的协同制定提供了有益参考。

二、理论分析

(一)数字普惠金融与包容性增长

数字普惠金融通过大数据、移动支付等金融科技手段大幅降低了提供金融服务的单笔成本，打破了金融服务的实体限制范围，缓解了信息不对称，形成了服务长尾客户的优势。这在客观上降低了被排斥群体获取金融服务的门槛，通过满足其金融需求实现资源优化配置，为个体创业创新和财富增值提供了机会，从而实现收入增长。从宏观层面看，数字普惠金融提高了资本配置和流动的效率，创造了就业岗位，从而促进经济增长。个体的收入增长和宏观层面的经济增长将提高个体和政府对健康、教育等方面的投入，从而提升社会整体福利水平和机会公平程度。相较于原本能获得金融服务的群体，原本被排斥的群体更有可能应用数字普惠金融满足自身从前无法实现的创业创新等生产性活动，因而数字普惠金融在结果和过程中都体现出对包容性增长的促进作用。

实证研究表明，从经济增长、收入差距和社会福利公平性三个方面看，数字普惠金融在结果上和过程上都对包容性增长存在显著的促进作用。从结果上看，数字普惠金融在促进经济增长[7]、缩小城乡居民收入差距[8]和提升社会保障水平[9]方面都发挥了积极影响。过程中的包容性主要体现在异质性研究中：张勋等[12]发现数字普惠金融更有助于农村居民创业，提升了农村低收入家庭和低社会资本家庭的创业概率，对农村低收入群体的收入收益改善更显著。黄倩等[13]发现穷人从减贫效应中受益更多，数字普惠金融对弱势群体的边际贡献更多。由此可见，数字普惠金融不仅能从整体上提升社会包容性水平，而且对外部环境相对不友好的群体具有更显著的边际改善效应。由此，本文提出以下假说：

假说1：数字普惠金融能够促进包容性增长。

(二)产业结构与包容性增长

经济增长方面，钱纳里等[15]认为在非均衡增长过程中，生产要素流向高收益部门产生结构效益，并将产业结构作为经济发展阶段的划分依据。刘伟等[16]研究认为随着市场化程度提高，产业结构变迁对中国经济增长的推动作用由强变弱。干春晖等[17]研究发现结构红利建立在要素自由流动基础上且存在明显的阶段性，产业结构合理化对经济增长的作用与经济增长速度有关，产业结构高级化对经济增长可能存在促进或抑制作用，取决于经济发展阶段。收入差距方面，要素流动同样是核心因素：林毅夫等[18]认为城市化和产业结构升级本身不会恶化收入分配，发展战略所衍生的扭曲的资源价格体系等政策是导致收入分配不合理的重要原因。实证研究中，郑万吉等[19]发现产业结构升级长期存在缩小收入差距作用，而短期则反之；穆怀中等[20]认为产业结构与城乡收入差距之间存在倒U型关系。从这两方面来说，产业结构对包容性增长的影响方向存在阶段性的不确定，但生产要素流动和资源配置是影响的重要渠道。

(三)数字普惠金融、产业结构与包容性增长

金融发展、经济增长和产业结构之间主要关联机制有：一是能够为创新积累资本，从而引发技术进步和推动产业结构升级。企业家能通过金融市场获得购买力，创新地重新组织生产要素进行生产，进而推动经济发展[6]。二是金融中介降低了信息获取成本，有利于投资机会信息的获取，从而改善资源配置。三是金融发展为受到流动性约束的消费者实现消费的跨期平滑从而释放消费潜力[21]，促进消费总量提升和结构的改变。数字普惠金融通过信息化技术及产品创新，降低金融服务产品的成本，扩大金融服务的覆盖范围，数字化、移动化的金融服务极大地提高了金融服务的触达能力[22]，因而在这三个方面都能发挥积极作用。首先，数字普惠金融提升了金融服务的可得性，能够起到动员储蓄的作用，在更广阔的基础上集中资本。同时数字普惠金融的资金使用者的范围也拓宽了，原本被排斥的群体有机会利用成本更低的数字金融进行创新创业。其次，数字普惠金融依托数字化技术，信息流通更加快捷和透明，信息中介作用更加突显，其资源配置的作用更加快速、明确，能显著缓解金融错配[23]、改善劳动力错配[24]。最后，数字普惠金融能够通过提升支付便利性促进消费[25]。

数字普惠金融利用数字和信息技术，不仅更广泛更快捷地发挥了传统金融的配置资源、积累资本、促进消费等机制，而且互联网技术和大数据的结合让数字普惠金融在服务大众长尾客户上具有天然优势，体现出包容性理念，表现为：数字普惠金融的发展对中西部地区城市和传统金融覆盖不足的城市、民营和规模较小的中小企业具有更强的创新激励效应[26]；数字普惠金融通过缓解资金约束和信息约束降低农户的脆弱性，避免其在未来陷入贫困[27]；等等。从经济参与机会平等性的角度而言，产业发展情况对区域的创业、就业和收入都具有重要影响。因此，不论从生产要素流动和资源配置渠道还是从经济机会平等性的角度，数字普惠金融和产业结构高级化、合理化与包容性增长存在良性正向反馈。由此，本文提出第二个假说：

假说2：产业结构高级化和合理化能够增强数字普惠金融对包容性增长的正向作用。

三、包容性增长的测度

(一)指标体系和数据来源

Ali等[1]使用机会曲线刻画包容性增长，于敏等[3-4]采用指标体系测度包容性增长，黎蔺娴等[28]使用社会调查数据从家庭收入和非货币指标进行包容性增长的识别与分解。机会曲线刻画的包容性增长往往局限于某一特定领域，无法综合度量国家或地区的总体包容性，综合指标体系能够反映整体包容性，但指标权重构建的主观性和对群体间差异反映不足是其缺点[28]。本文以机会平等作为包容性增长的核心内涵，研究目的是考察数字普惠金融对包容性增长的影响及其与产业结构的宏观协同效应，因而使用构建指标体系的测度方法，以综合反映包容性增长水平。通过以下方法弥补指标体系测度方法的不足：一是在正文和稳健性检验中分别使用主成分分析法和熵权法的客观赋权法克服权重的主观性；二是使用地级市数据扩大样本量，使用面板分位数回归反映群体间差异。

杜志雄等[29]指出包容性增长的四个基本要义：经济增长、权利获得、机会平等、福利普惠。陈红蕾等[2]认为包容性增长应该包含经济的可持续增长、增长过程和结果的共享、减贫和收入提高等方面。以机会平等作为核心内涵，借鉴上述学者的研究与地级市层面数据可获得性，本文从经济增长、收入差距、社会福利公平性3个维度13个指标测度包容性增长(见表1)。

表1 包容性增长指标体系

(1)经济增长。经济持续增长能够增加社会财富和创造就业机会，是提升包容性增长水平的根本途径。本文使用经济增速和经济产出两个方面衡量经济增长。

(2)收入差距。收入差距是对包容性增长结果的衡量，是经济增长的成果在个体中分配分享的最终结果，包括收入增加和收入分配两个领域。

(3)社会福利公平性。机会平等是包容性增长的核心，社会福利公平性是消除由环境所造成的不平等的程度的重要体现，是促进机会平等的基础前提。本文主要从教育机会、医疗机会和社会保障公平三个方面衡量：教育机会公平反映了社会是否能提供平等的机会使个人成为有能力的人；医疗机会公平是对健康水平的保障，对个人进入就业市场至关重要；社会保障是分解防范风险的社会手段，对防止个人收入突然下滑、扩大基本能力具有重要作用。

指标使用主成分分析法进行降维处理，以货币衡量的变量使用所在省级行政区的居民消费物价指数(CPI)进行消胀处理。数据来源于《中国城市统计年鉴》、《中国区域经济统计年鉴》、各省份统计年鉴和统计公报，个别缺失数据使用插值法补齐。时间跨度为2011—2019年，去除数据缺失较多的地级市，最终选取281个地级市，样本总数为2 529个。

(二)测度结果

2011—2019年地级市层面衡量的包容性增长的核密度估计结果如图1所示。从全国范围看，尖峰形态说明大部分地级市的包容性增长水平较为相近，长右尾形态说明小部分城市的包容性增长水平明显高于其他城市。波峰随时间右移说明包容性增长水平总体呈提升趋势，同时长右尾有演化成为多峰形态的可能性，包容性增长水平的差异性增大。分地区看，东部地区的波峰下降最明显且长右尾最突出，说明城市间包容性增长水平差异增加和少数城市包容性增长水平领先的突出特点；中部地区的波峰峰值最大，说明城市间包容性增长水平的集中度较高；西部地区峰尖对应的横轴值位于0左侧且距离最远，说明西部整体包容性增长水平最低，但西部地区中的头部城市发展较快，表现出右尾增长。

图1 2011—2019年地级市包容性增长核密度估计

省级层面内地级市包容性增长水平的平均值和标准差见表2。包容性增长的核心是机会公平，因此包容性增长水平的平均值和标准差大致反映了省份间的机会大小和省内的机会公平程度。从选取的地级市数量看，最多的是广东、四川、河南、山东和安徽，数量多的省份其均值和标准差更具有现实意义。鉴于直辖市的特殊地位，以下分析剔除直辖市。从2019年的平均值看，前五省份是新疆、浙江、江苏、海南和广东，后五省份是广西、甘肃、吉林、贵州和宁夏。从2019年的标准差看，标准差最小的前五省份是新疆、海南、吉林、河北和广西，后五省份是广东、江苏、浙江、四川和福建。综合来看，除样本量较小的新疆和海南外，均值大而标准差小，即机会更大也更公平的局面很难同时实现，这进一步说明了研究促进包容性增长的意义。从平均值的变化看，2011—2019年平均值增长的前五省份是新疆、浙江、海南、江苏和福建，后五省份是吉林、辽宁、山西、黑龙江和宁夏。从标准差的变化看，2011—2019年标准差增幅最小的前五省份是海南、辽宁、广西、黑龙江和新疆，后五省份是广东、江苏、浙江、四川和湖南。同样的，平均值增长代表机会增大，标准差增长代表省内机会公平度降低。由于地级市是一定区域内的距离县域、农村最近的经济中心，因而地级市的测度结果不仅反映了本身的包容性增长水平也反映了上述区域范围内群体可接触的社会发展机会。

表2 省级层面包容性增长水平的平均值和标准差

续表2

四、实证研究

(一)基准回归

利用双向固定效应模型验证数字普惠金融对包容性增长的作用，模型设定为

incit=αdifit+βXit+μi+λt+εit

(1)

其中，i代表城市，t代表年份，incit代表i城市t年的包容性增长水平，dif为北京大学数字金融研究中心和蚂蚁金服集团共同编制的中国数字普惠金融指数[22](dif)，其中包括覆盖广度(bre)、使用深度(dep)和数字化水平(dig)三个维度，X表示控制变量，具体包括：以户籍城镇化率反映城镇化水平(urb)，以实际利用外资的GDP占比反映对外开放程度(op)，以贷款余额占GDP的比重反映金融发展程度(fd)，以财政支出占GDP的比重反映政府参与经济程度(gov)，以第三产业与第二产业比值反映产业结构(ind)，μi和λt分别为个体固定效应和时间固定效应，εit为扰动项。变量的描述性统计结果见表3。

表3 变量的描述性统计结果

为减缓反向因果的可能，本文同时报告解释变量滞后一期的回归结果，并使用数字普惠金融的三个维度的回归结果考察分维度的影响，结果见表4。其中，第(1)(2)列为基准回归结果，第(3)(4)列为解释变量滞后一期回归结果，第(5)～(7)列的解释变量为数字普惠金融的三个子维度。首先，所有模型结果都表明数字普惠金融对包容性增长具有显著的促进作用。其次，解释变量滞后一期后，解释变量的影响方向和显著性都未发生变化，但鉴于观测值数和R2相对减小，后文仍使用当期解释变量进行分析。最后，数字普惠金融的三个子维度中，广度、深度和数字化水平对包容性增长都存在显著的正效应。

表4 基准回归估计结果

(二)分位数和分样本回归

为深入探讨数字普惠金融对不同分位点、不同地区的影响是否存在异质性，使用面板分位数模型和分地区分样本回归。分位数回归能够反映被解释变量的全局特征，而且更具有稳健性。分位数和分样本回归的结果见表5。

表5 分位数和分样本回归估计结果

从面板分位数回归结果看，在25%分位点数字普惠金融对包容性增长体现出显著促进作用，其他分位点则不显著。基准回归体现了数字普惠金融对包容性增长的结果的正向作用，分位数回归中对低分位点的促进作用则体现了数字普惠金融对包容性增长的过程的正向作用。按地区分样本回归中，数字普惠金融对东中西部的包容性增长都具有显著的促进作用，但作用强度依次减弱。这与面板分位数回归结果并不矛盾，因为二者的回归原理并不相同，且以地级市数据测度结果，西部地区也有高包容性水平城市，东西部地区也有低包容性水平城市，地区分样本回归结果更多地体现了所在地区综合因素造成的影响异质性。从初始金融发展水平看，数字普惠金融在中高度金融发展水平的地级市具有显著促进作用，在初始金融发展水平较低的地级市则没有体现出促进作用，说明数字普惠金融的发展仍然需要依靠传统金融的发展，从现实来看，尤其需要传统金融网络的支持。

综合以上实证结果及分析，假说1得到验证：数字普惠金融能够显著促进包容性增长，尤其对低分位点和初始金融发展处于中高水平区域的作用显著，在东部地区的影响强度最大。

(三)数字普惠金融与产业结构的交互效应

参考干春晖等[17]的测算方法，分别考察数字普惠金融与产业结构高级化、合理化的交互效应。产业结构高级化用第三产业与第二产业的产值比衡量，即为基准回归中的控制变量产业结构指标。产业结构合理化计算方法如下：

(2)

其中，Y表示产值，L表示城镇单位从业人员，i表示产业。产业结构合理化指标为0代表经济处于均衡状态，不为0代表产业结构不合理，越趋近0表示产业结构越合理。

使用数字普惠金融与产业结构高级化、产业结构合理化的交互项考察数字普惠金融与产业结构的交互效应：

incit=αdifit+βdifit×upit+ηupit+φXit+μi+λt+εit

(3)

incit=αdifit+βdifit×rait+ηrait+φXit+μi+λt+εit

(4)

其中，up代表产业结构高级化，ra代表产业结构合理化，X表示控制变量，具体包括城镇化水平(urb)、对外开放程度(op)、金融发展程度(fd)、政府参与经济程度(gov)。

技术进步和主导产业更替推动产业结构变迁，产业结构高级化和合理化对经济增长和经济波动的影响具有阶段性的差异化[17]。由于产业结构高级化是正向指标，产业结构合理化是逆向指标，表6中二者的回归系数符号分别为负、正，说明2011—2019年产业结构高级化和合理化对包容性增长具有抑制作用。

表6 数字普惠金融与产业结构的交互效应估计结果

数字普惠金融与产业结构高级化的交互项系数显著为正，说明产业结构向高级化演进的过程中，数字普惠金融对包容性增长的促进作用得到加强。数字普惠金融与产业结构合理化的交互项系数显著为负，说明产业结构合理化数值增大即产业结构趋向不合理时，数字普惠金融对包容性增长的促进作用将被削弱，而产业结构越趋近于合理时，数字普惠金融的正向作用受到的负面影响越小。

改革开放以来，产业结构变迁对经济增长的推动作用随着市场化程度的提高而减弱[16]，市场化水平的提高显著地推动了产业结构优化升级，而市场化是提高资源配置效率的重要方式。数字普惠金融通过信息中介、积累资本和消费增长，能够改善金融错配[23]、劳动力错配[24]，发挥资源配置的作用，数字普惠金融与产业结构变迁通过资源配置渠道发挥了协同作用。产业结构变迁是经济发展的表现，产业结构与地区经济增长和收入分配都具有重要影响，没有具体产业作为支撑，提升地区的包容性增长水平将失去发力点。产业兴旺是乡村振兴、落后地区实现赶超的现实依托,产业政策引领技术、人才、资金等要素向主导产业流动, 将数字金融支持政策与产业发展政策相融合能够减少信息不对称、缓解融资约束、提升资源配置效率，有利于形成合力，增强数字金融对包容性增长积极作用。数字普惠金融与产业结构高级化、合理化存在协同作用，将为产业政策和数字普惠金融政策提供协同制定的基础。

综上所述，假说2得到验证，即产业结构高级化和合理化能够提升数字普惠金融对包容性增长的正向作用。

五、稳健性检验

1.更换样本

鉴于直辖市特殊的行政地位，将其剔除后重新使用主成分分析法计算包容性增长水平进行稳健性检验。结果发现，基准回归、面板分位数和分样本回归、交互项回归中数字普惠金融的系数符号和显著性都未发生明显变化，假说1和2的结论是稳健的。

2.更换包容性增长指标合成方法

将计算包容性增长的13个指标使用最大最小值法进行标准化后，分别使用熵权法和简单平均法进行指标合成，减少因指标合成方式造成的偏误。基准回归、面板分位数和分样本回归、交互项回归中数字普惠金融的系数符号和显著性都未发生明显变化，假说1和2的结论是稳健的。

3.使用工具变量

在使用地级市大样本数据、双向固定效应模型、解释变量滞后一期的基础上，仍有可能存在遗漏变量、测量误差等引起的内生性问题，采用地级市的移动电话年末用户数和互联网宽带接入用户数作为工具变量，进行面板工具变量回归。移动电话年末用户数和互联网宽带接入用户数作为数字网络传播的物理终端载体，与数字普惠金融的发展密切相关，但与区域包容性增长水平没有直接关联，符合工具变量条件。面板工具变量回归通过了过度识别检验，证明工具变量是有效的。使用工具变量的结果也表明，数字普惠金融能够显著促进包容性增长，假说1的结论是稳健的。

4.门槛模型

根据门槛模型，当门槛变量超过门槛值时，解释变量对被解释变量的影响将会发生突变。为验证数字普惠金融与产业结构的协同效应，使用门槛模型进行验证。如果产业结构的高级化和合理化能够增强数字普惠金融对包容性增长的促进作用，那么以产业结构高级化和合理化作为门槛变量，将体现出显著的门槛效应。式(5)为门槛模型设定，其中，被解释变量为包容性增长，解释变量为数字普惠金融指数，控制变量与上文相同，门槛变量qit分别为产业结构高级化和产业结构合理化。

(5)

门槛效应的检验包括对门槛效应的显著性检验和门槛值的真实性检验。门槛效应显著性检验通过自举法得到的P值判断，其原假设是β1=β2，即不存在门槛效应，若P值低于0.05则认为显著存在门槛效应。门槛效应的真实值检验通过构造似然比统计量获得：针对H0：γ=γ0，构造似然比统计量为

(6)

图2 产业结构高级化和产业结构合理化门槛模型LR似然比检验结果

表7中P值都小于0.05，通过了门槛效应显著性检验，表明存在显著的门槛效应。以产业结构高级化、产业结构合理化作为门槛变量时，分别存在单门槛和双门槛效应。图2中，门槛值处于虚线下方的取值范围内，表明通过了门槛值的真实值检验。

表7 门槛效应检验估计结果

表8报告了门槛回归的估计结果。以产业结构高级化作为门槛变量时，存在单门槛效应，在产业结构高级化大于1.478的门槛值后，数字普惠金融对包容性增长的促进作用增强了。以产业结构合理化作为门槛变量时，存在双门槛效应，在产业结构合理化接连越过0.037、0.118后，数字普惠金融对包容性增长的促进作用降低。产业结构合理化是一个反向指标，反过来说明产业结构越趋向合理，数字普惠金融对包容性增长的正向影响越被放大。因此，数字普惠金融与产业结构存在协同效应，假说2的结论是稳健的。此外，数字普惠金融的系数符号始终为正，再次验证了假说1的稳健性。

表8 门槛回归估计结果

六、结论和建议

普惠金融是包容性增长在金融领域的延伸和措施，数字普惠金融是金融科技的重要代表，产业结构与区域经济发展路径密切相关，因此研究数字普惠金融、产业结构与包容性增长之间的关系，检验数字普惠金融对包容性增长是否存在显著促进作用、数字普惠金融与产业结构是否存在协同效应具有重要的现实意义。本文在回顾数字普惠金融、产业结构和包容性增长的相关理论的基础上，使用281个地级市2011—2019年的面板数据，形成了地级市层面包容性增长的评价体系，并使用双向固定效应模型、面板分位数模型研究数字普惠金融对包容性增长的作用，使用交互项研究其与产业结构高级化、合理化之间的协同效应，结果发现数字普惠金融能够显著促进包容性增长，产业结构高级化和合理化能够增强数字普惠金融的促进作用，二者具有协同效应。经过更换样本、更换指标合成方法、工具变量法、更换门槛模型等，上述结论仍然是稳健的。本文的研究结论为数字普惠金融及其与产业结构政策的协同制定提供了有益参考。

根据以上研究结果，本文提出以下政策建议：第一，地级市层面包容性增长水平测度结果基本反映了城市间的机会大小和机会公平程度，对于包容性增长水平较高而差异较大的省份需更加关注提升城市间的机会公平性，对于包容性增长水平较低而差异较小的省份需更加关注提升重点潜力城市的增长机会，资源的倾斜分配对城市群建设、实现共同富裕也将产生有益影响。第二，数字普惠金融能够促进包容性增长，对于包容性增长水平较低的城市的有益作用更为显著，因此加强数字普惠金融建设，提高数字金融的覆盖广度、使用深度和数字化水平能够有效提升包容性增长水平，在欠发达地区尤为重要。第三，金融发展程度是数字普惠金融发展的基础之一，提升金融发展水平有助于发挥数字普惠金融的有益作用，应当注重传统金融与数字普惠金融的统筹发展，以大数据、云计算、人工智能等新型信息技术促进二者融合发展，赋能“大众创业，万众创新”促进包容性增长。第四，数字普惠金融与产业结构高级化、合理化存在协同效应，在产业结构高级化、合理化的过程中，数字普惠金融对包容性增长的促进作用得到强化，应当加强金融政策与产业政策的协同制定和实施，以优势产业发展引领要素流动支持经济增长，以数字普惠金融发展缓解融资约束、优化资源配置，增强政策效果，有效促进包容性增长。