数字普惠金融对产业结构优化升级的影响——基于门槛模型的实证分析

郑月明，郭 佳

（1.湖北省中小企业研究中心，湖北 武汉 430065；2.武汉科技大学 文法与经济学院，湖北 武汉 430065）

一、引言

产业结构在我国经济持续健康发展中扮演重要角色，产业结构状况能在一定程度上反映并影响地区的经济发展状况。在我国当前经济背景下，需要更加重视产业结构的调整，促进产业结构优化升级，为我国经济高速、高质和绿色发展奠定坚实基础。如何推动产业结构优化升级是一个值得深入思考的问题。

数字普惠金融是在数字技术的支持下，通过对网购和社交媒体等互联网平台的大数据进行分析，以极低成本满足各群体资金需求的数字化金融服务，不仅具备传统金融的优势，还弥补了其不足。数字普惠金融在产业结构升级中发挥着重要作用，主要表现在：第一，数字普惠金融拓宽了用户信息的获取渠道，增加了用户信息的获取量，能减少信息不对称带来的逆向选择与道德风险等问题，缓解了传统金融中的融资约束与金融排斥问题；第二，数字普惠金融使企业能快速筹集到进行研发和技术创新等活动所需的资金，促进企业创新能力的提高，助力企业转型升级，为产业发展提供服务；第三，数字金融还有助于实现合理化的资本配置，能充分发挥小额资金的价值，实现产业资本的迅速积累，同时资本导向制还会引导资金向高端产业流动，为产业升级提供资金支持，并催生出更多的新型产业。然而，其在推动产业整体结构的优化升级以及区域间产业的协调发展中所起的具体作用，仍有待进一步探讨，因此，本文使用门槛模型，深入分析其与产业结构优化升级的关系。

二、文献综述

（一）数字普惠金融与产业结构优化升级的文献梳理

随着微信支付以及阿里巴巴等电商平台的快速发展，线上支付成为了公众普遍使用的支付手段，我国数字金融得以迅速发展。郭峰等（2021）[1]编制了包含三个二级维度的数字普惠金融指数，为相关研究提供了较全面的数据，学者们纷纷展开对数字普惠金融的研究，以下整理了其与产业结构之间关系的相关研究。

关于数字普惠金融与产业结构二者关系的研究，学者们主要得出以下结论：第一，数字普惠金融对产业结构升级有促进作用，并且能通过多种途径促进产业结构升级。杨虹和王乔冉（2021）[2]使用固定效应模型，研究认为数字普惠金融与其三个子维度对产业结构升级具有明显促进作用。杜金岷等（2020）[3]发现我国数字普惠金融对产业结构优化贡献明显，并且能通过缩小收入差距、资本积累、消费扩张和技术创新等中介推动产业结构优化。第二，数字普惠金融抑制产业结构升级。星焱（2015）[4]认为用户金融知识不足，降低了金融服务的有效需求，是不利于产业结构升级的。此外，由于数字普惠金融同样具有传统金融的特点，金融过度发展会使得实体经济严重金融化，并导致产业空心化，对产业结构升级具有反作用（张成思和张步昙，2016）[5]。第三，二者之间有非线性关系。谭蓉娟和卢祺源（2021）[6]基于广东省市级层面数据，研究发现数字金融在不同的水平下，对产业结构的作用也不同。葛和平和张立（2021）[7]基于产业结构升级单一指标，研究发现数字普惠金融与产业结构之间有非线性关系，有关于数字金融及各维度的门槛效应存在。

综上，关于数字普惠金融的研究颇为丰富，为进一步研究其对产业结构升级的影响做出了较大贡献，但现有研究仍在以下方面可继续改进：第一，对数字普惠金融与产业结构优化升级的实证研究还较少；第二，在现有文献中，大多学者分析了数字普惠金融与产业结构的线性关系，较少学者对二者之间的非线性关系分析；第三，在已有的关于二者之间非线性关系的实证研究中，较多学者仅选择单一指标对产业结构优化升级进行衡量，还未有学者基于省际面板数据，从多角度对产业结构优化升级进行衡量，并对二者之间的非线性关系进行分析。因此，本文将从产业结构高级化和合理化两个角度对产业结构优化升级进行衡量，使用面板门槛模型，分析二者之间可能存在的非线性关系；并进一步以人均GDP 的平均值为基准，将样本分为高经济水平和低经济水平两组，使用固定效应模型，对数字普惠金融在不同的经济水平下对产业结构作用的异质性分析。

（二）数字普惠金融对产业结构的机制分析

数字普惠金融通过提高“长尾人群”金融服务的可得性，为其提供了更多接受教育和上升的机会，进而促进人力资本水平的提升。人力资本能优化要素配置，在产业结构优化升级中具有重要作用（崔艺瑄和熊晓轶，2021）[8]。一方面，人力资本是我国产业逐步向技术密集型变革的重要驱动因素，由于高学历的劳动者有更丰厚的基础知识和较强的学习能力，更有利于提升生产效率和推动技术创新，并以此促进技术进步和高技术产业的发展,进而推动产业结构的高级化发展（Ang 等，2011；靳婷婷和刘军，2021）[9-10]。另一方面，人力资本水平的提升还会引起产业结构的被动调整，表现在人力资本水平的提升带动了技术密集型产业的发展，减弱了传统产业的竞争优势，便会引起产业结构的被动调整（李敏等，2020）[11]；此外，人力资本水平的提升也会带来人均收入的不断增加，人们的需求以及消费行为都会随之变化，表现为人们会转而增加对产品质量以及档次等的要求，由此看来，由人力资本提升带来的收入以及消费行为的变化均会引起产业结构的被动调整（俞伯阳和丛屹，2021）[12]。因此，数字普惠金融可能通过人力资本这一作用路径间接影响产业结构优化升级，将采用中介效应模型，检验人力资本的中介效应。

三、研究设计

（一）模型构建

1.面板门槛模型。本文使用Hansen（1999，2000）[13-14]的面板门限模型，参考已有研究中有关门槛模型的构建方法，以双门槛为例，构建门槛模型（1）：

其中，lnFIN 为区制因变量和门槛变量；i、t 为省份和时间；I（·）为示性函数；γ 为门槛值；X 为控制变量；μ 为地区效应，ε 为随机项；下同。

2.固定效应模型。构建如下线性模型（2）：

3.中介效应模型。为检验数字普惠金融对产业结构优化升级的作用机制，本文加入人力资本（lnlab）这一中介变量，构建中介效应模型：

（二）变量定义与数据说明

1.变量定义。被解释变量。产业结构优化升级（lnISU），本文将从两方面对其进行衡量。一是产业结构高级化（lnISU1），学者们使用了不同的方法来构建产业结构高级化的测度指标，本文参考郭炳南等（2022）[15]的研究方法，使用第三、第二产业的增加值之比来表示产业结构高级化，具体计算公式为：

其中，Y2、Y3 分别表示第二、第三产业的增加值。

二是产业结构合理化（lnISU2），使用泰尔指数对其进行衡量，具体计算公式为：

其中，TL 表示调整后的泰尔指数，Yi、Li分别表示各产业的增加值与就业人数，Y、L 分别表示总产值与总就业人数。产业结构合理化与TL 值呈反向变动关系，为研究方便，参考王鹏等（2019）[16]的研究方法，将TL 指数取倒数之后的对数值作为lnISU2 的衡量指标，此时lnISU2 值越大表示产业结构越合理。

解释变量。数字普惠金融（lnFIN）和各维度（lnFIN1/lnFIN2/lnFIN3）。

控制变量。参考产业结构影响因素的相关研究，加入以下控制变量：城镇化水平（urb）、经济发展水平（rgdp）、政府干预（gov）、对外开放（open）、外商直接投资（fdi）。变量具体含义如表1 所示：

表1 主要变量定义及说明

2.数据说明。从数据获取的角度出发，本文使用我国2011—2020 年的省级面板数据。其中解释变量和门槛变量的相关数据来源于第三期《北京大学数字普惠金融指数（2011—2020）》，其余数据来自《中国外资统计公报》以及各省市统计年鉴等。部分变量使用其对数值进行分析，以减少异方差。样本的描述统计如表2 所示。

表2 变量的描述性统计

四、实证分析

（一）门槛效应检验

1.关于数字普惠金融的门槛效应检验。以数字普惠金融（lnFIN）为门槛变量，通过自助抽样300 次获得统计量F 对应的P 值，门槛效应的检验结果如表3 所示。可知，在对产业结构高级化和合理化的影响中，数字普惠金融均通过了门槛效应检验，所以数字普惠金融和二者的非线性关系均成立，其中，在对产业结构高级化的影响中，存在关于lnFIN 的双门槛，双门槛值为5.264 2 和5.587 9；在对产业结构合理化的影响中，lnFIN 存在单门槛，门槛值为5.882 3。

表3 门槛效应检验

2.关于各维度的门槛效应检验。当门槛变量为覆盖广度（lnFIN1）、使用深度（lnFIN2）、数字化程度（lnFIN3）时，门槛效应的检验结果如表4 所示。

由表4 可知，在对产业结构高级化的影响中，lnFIN1、lnFIN2 和lnFIN3 均通过了门槛效应检验；在对产业结构合理化的影响中，lnFIN1 和lnFIN2 通过了门槛效应检验，lnFIN3 未能通过门槛效应检验。所以除数字化程度与产业结构合理化之间的非线性关系不成立外，各维度均与产业结构高级化和合理化之间有非线性关系，故采用线性模型（2）对lnFIN3 对产业结构合理化的影响进行分析。其中，在对产业结构高级化的影响中，存在关于lnFIN1、lnFIN2的双门槛，lnFIN3 存在单门槛，lnFIN1 的两个门槛值分别为5.108 7、5.539 1，lnFIN2 的两个门槛值分别为5.213 5、5.638 1，lnFIN3 的单门槛值为5.708 5；在对产业结构合理化的影响中，存在关于lnFIN1 和lnFIN2 的单门槛，lnFIN1 和lnFIN2 的门槛估计值分别为5.818 7 和5.853 7。

表4 门槛效应检验

（二）全样本门槛回归分析

1.数字普惠金融和各维度对产业结构高级化的影响。门槛模型（1）的回归结果如表5 所示，表5 中（1）列～（4）列依次为数字普惠金融（lnFIN）、覆盖广度（lnFIN1）、使用深度（lnFIN2）、数字化程度（lnFIN3）与产业结构高级化（lnISU1）之间的回归结果。

表5 数字普惠金融和各维度与产业结构高级化回归结果

由第（1）列可知，随着数字普惠金融水平的不断提升，在从左往右的各门槛区间里，数字普惠金融的系数依次为0.101、0.126、0.143，均在1%的水平下显著，表明数字普惠金融能显著推进产业结构高级化发展，且促进作用随数字金融水平的提高不断增强。

覆盖广度对lnISU1 的影响有双门槛效应的存在，当lnFIN1 较小（低于门槛值5.108 7）时，系数为0.062 3，随着覆盖范围的不断扩大，覆盖广度的系数依次变为0.090 1、0.108，均在1%的水平下显著，可见随着金融服务覆盖范围的扩大，当越来越多的用户被纳入金融服务之中时，可充分实现数字金融的普惠性，其对产业结构高级化的促进作用也不断增强。

使用深度与lnISU1 也有双门槛效应的存在，在从左往右的各门槛区间里，三阶段中使用深度的系数依次为0.084 2、0.099 1、0.112，均在1%的水平下显著，可见随着对数字金融使用深度的不断挖掘，金融服务种类的不断增加，多样化的金融产品更能满足各群体不断变化的金融需求，更有利于产业结构高级化。

数字化程度与lnISU1 有单门槛效应的存在，当lnFIN3 低于门槛值时，系数为0.052 2，随着数字化程度的提高（高于门槛值5.708 5），系数变为0.073 4，均在1%的水平下显著，由于随着数字化程度的不断提高，金融服务更便利，其对产业结构高级化的推进作用也不断增强。

具体来看，使用深度、覆盖广度、数字化程度对产业结构高级化的作用依次变小，可见在用户需求的不断变化之中，只有更多的金融服务种类，满足各群体多样化的金融需求时，才更有利于推动产业结构高级化发展，但可能由于目前地区各项数字化基础设施水平仍较低，约束了数字化程度对产业结构高级化的促进作用。因此还要对金融服务模式不断探索，进行金融创新，丰富金融服务种类，完善相关基础设施建设，进一步提高数字金融的普惠便利性，为产业结构高级化发展服务。

在控制变量对产业结构高级化的作用中，政府干预、城镇化水平、外商直接投资均对产业结构高级化表现出促进作用，由于政府增加对高技术产业的资金支持，更有利于产业升级，而外商投资能为企业带来更多的资金及先进技术，均对产业结构高级化具有较强的激励作用，因此，政府增加支出和引进更多的外商投资为促进产业结构高级化水平进一步提升提供了新路径。

2.数字普惠金融和各维度对产业结构合理化的影响。门槛模型（1）的回归结果如表6 所示，表6 中（1）列～（3）列依次为数字普惠金融（lnFIN）、覆盖广度（lnFIN1）、使用深度（lnFIN2）与产业结构合理化（lnISU2）之间的门槛回归结果，第（4）列为数字化程度（lnFIN3）与lnISU2 之间的线性回归结果。

表6 数字普惠金融和各维度与产业结构合理化回归结果

可知，随着数字普惠金融水平的不断提升，在从左往右的各门槛区间内，两阶段中数字普惠金融的系数分别为0.034 5、0.085 2，均对产业结构合理化表现出正向作用，但只有在高于门槛值的右侧区间时，正向作用才显著。可见，数字普惠金融只有发展到较高水平时，其对产业结构合理化才有较明显的促进作用，与对产业结构高级化逐渐增强且显著的促进作用相比，其对产业结构合理化的作用相对较弱。目前我国数字普惠金融平均水平为5.219 3，低于门槛值，其对产业结构合理化的作用还处于不显著的阶段。

覆盖广度对lnISU2 的影响有单门槛效应的存在,在从左往右的各门槛区间内，覆盖广度的系数分别为0.029 5 和0.081 5，但只有高于门槛值时，其对产业结构合理化的正向作用才显著，表明数字金融的覆盖广度发展到较高水平时，才能有效推进产业结构合理化。可能原因是，当金融服务的覆盖广度较小时，并不能使有需要的人群都享受到相应的金融服务，从而不能显著的促进产业结构合理化水平的提升，只有覆盖广度处于较高水平时，才能真正发挥数字金融缓解融资排斥的优势，从而促进产业结构更加合理。

使用深度对lnISU2 的影响有单门槛效应的存在，在从左往右的各门槛区间内，使用深度的系数分别为0.004 3、0.047 9，均对产业结构合理化水平的提升有正向推动作用，但这种正向作用不显著，因此还需进一步促进使用深度的发展。

在对产业结构合理化的影响中，数字化程度未能通过门槛效应检验，认为二者的非线性关系不成立，使用固定效应模型对其与产业结构合理化的关系进行分析，数字化程度的系数为0.064 1，可见数字化程度对产业结构合理化水平的提升有推进作用。

就控制变量而言，政府干预、城镇化水平、外商直接投资均能促进产业结构更合理，但政府干预的作用不显著，可能原因是相关政策对一些产业的过分保护，助长了产业的惰性，并忽视了弱势产业的发展，使其对产业结构合理化发展的作用减弱。说明要使产业结构合理化水平提高，还应重视城镇化水平和外商投资的作用。

（三）异质性分析

由于经济基础的差异，数字普惠金融对产业结构优化升级的作用可能有所不同，为检验数字普惠金融对产业结构影响的异质性，本文用人均GDP 衡量地区经济水平，以人均GDP 的平均值为基准，将全部样本划分为经济高水平（H-rgdp）和低水平（Lrgdp）两组，使用线性模型（2）进行分析，结果如表7所示。

表7 分样本回归结果

在对产业结构高级化的分析结果中，经济高水平、低水平地区的回归系数分别为0.116、0.079 7，均在1%的水平下显著。在对产业结构合理化的分析结果中，经济高水平、低水平地区的回归系数分别为-0.000 9、-0.029 7，对两地区的产业结构合理化均表现出抑制作用，但均不显著。可见在不同的经济发展水平下，数字普惠金融对产业结构优化升级的作用有差异，表现为对经济水平较高地区的产业结构优化有较大的推进作用，因此，还要促进地区经济发展水平的提升以及基础设施的完善，缩小区域差距，并促进区域产业结构协调发展。

（四）稳健性检验

本文用以下方法检验结果的稳健性：（1）改变产业结构的测量方法，用第三产业占比衡量产业结构（记为isuv），继续以数字普惠金融指数为门槛变量，经检验仍有关于lnFIN 的双门槛存在，回归结果如表8 第（1）列，可见非线性关系仍然成立；（2）改用固定效应模型进行分析，结果如表8 第（2）列、第（3）列，结合目前我国数字普惠金融的平均水平，可见此处所得结果与前文结果保持一致。上述方法得到的核心解释变量系数的显著性无明显变化，验证了本文结论的稳健性。

表8 稳健性检验

（五）机制分析

表9 为对人力资本的中介效应检验结果可见，人力资本在产业结构高级化、合理化发展中发挥显著正向作用，在数字普惠金融推进产业结构优化中有正的中介作用，其对产业结构高级化、合理化的间接效应系数分别为0.086 4、0.288 2。其中，数字普惠金融对产业结构高级化的间接效用在总效用中所占比重约为33.75%，人力资本在产业结构合理化中有较大的中介作用，在总效应中所占比重约为65.65%。这启示我们可以通过提升人力资本水平，进一步加强数字普惠金融对产业结构优化升级的推进作用。

表9 中介效应检验

五、结论及建议

（一）结论

本文使用我国2011—2020 年的省级面板数据，采用门槛面板模型，对数字普惠金融以及各维度与产业结构间的非线性关系进行分析。得出如下结论：（1）除数字化程度与产业结构合理化的非线性关系不成立外，数字普惠金融以及各维度均与产业结构优化升级之间有非线性关系存在。（2）处于不同水平的数字普惠金融和各维度指标，对产业结构优化升级的作用不同，并且更有利于产业结构高级化发展。将我国数字金融的平均水平与门槛值对比发现，目前lnFIN、lnFIN1、lnFIN2、lnFIN3 均低于第一门槛值，因此还需不断推动数字普惠金融发展进步。（3）以人均GDP 均值为基准，将样本划分为经济高、低水平两组进行异质性分析，发现数字普惠金融对经济水平较高地区产业结构优化升级的促进作用较强。（4）采用逐步检验回归系数法进行中介效应检验，发现数字普惠金融能通过提升人力资本水平，间接促进产业结构优化升级。

（二）建议

基于以上分析结论，本文提出以下对策建议：

第一，根据产业具体特征对数字普惠金融的模式进行创新，促进数字普惠金融高水平发展。数字普惠金融对产业结构升级的正向作用随其发展水平的提高而增强，为更好地发挥其在促进产业结构升级中的优势，可根据各产业经营模式以及资金需求方面的特征，对数字普惠金融的模式不断进行探索与创新，提高数字金融的发展水平，并为产业发展提供全新服务。

第二，加强综合性硬件设施建设，增加地区之间的合作交流。充分利用金融技术和数字技术，加强综合性数字设施建设，以充分发挥数字化程度的作用。地区之间合作交流的加强，有助于缓解区域之间产业结构发展的异质性，促进区域之间的协调发展，从而促进产业结构的升级优化。

第三，加强与地方之间的合作，提高对各地特色产业和重点产业的服务。由于数字普惠金融能弥补传统金融的短板及服务盲点，加强与地方之间的合作，能充分发挥二者的优势，此外加强与地方之间的合作，还能根据各地产业的发展规划，为当地特色以及重点产业提供针对性服务，促进地区产业发展。

第四，由于人力资本在数字普惠金融与产业结构之间有较大中介作用，政府可通过提高资金的使用效率和加强教育普及等途径，完善基础设施建设，提高人力资本水平，高效促进产业结构升级。