数字普惠金融对产业结构升级的影响研究

李 晓

（兰州交通大学经济管理学院， 甘肃 兰州 730000）

0 引言

党的十八大以来，各地区坚持进行供给侧结构性改革，产业结构转型升级成效显著，有力促进国民经济持续健康发展。党的二十大报告中指出，加快构建新发展格局必须优化产业结构，聚集新的增长动能，不断塑造发展新优势，确保“经济实现质的有效提升和量的合理增长”。然而，当前我国内部仍然存在发展不平衡不充分的问题，外部环境依然复杂严峻且充满不确定性，产业结构优化升级面临着诸多问题，如何高效促进产业结构升级仍是当前乃至未来一段时间我国经济发展的重要议题[1]。毋庸置疑，金融发展是推动产业结构优化升级的重要因素。然而，随着中国社会加速向数字时代转型，传统金融对实体经济起到的支撑作用逐渐减弱，市场中部分群体特别是中小微企业和个体工商户等不能得到足够的金融服务，而数字普惠金融很好地弥补了这一点[2]。数字普惠金融是金融科技与普惠金融深度融合的产物，以信息技术为支持的数字普惠金融打破了传统金融所存在的“二八原则”，将资质不足的中小微企业、低收入群体等重新纳入金融服务的范围，优化其外部融资环境。数字普惠金融可以降低企业外部融资成本，进而影响产业的发展与技术的进步[3]。此外，数字普惠金融可以通过提升资源配置，支持强化产业链和供应链的金融供给，为经济社会发展的关键领域和薄弱环节配置更多的金融资源，实现各类企业特别是民营、小微企业金融服务的增量、扩面、提质、增效。由此可见，数字普惠金融在推动产业结构升级方面发挥着重要作用。因此，在梳理数字普惠金融与产业结构升级之间关系理论基础上，使用我国31 个省、自治区、直辖市2011—2021 年的面板数据进行相应的实证分析。

1 文献综述

2016 年杭州G20 峰会上首次提出数字普惠金融的概念。根据峰会给出的定义，数字普惠金融指在成本可控的前提下，以数字化技术为实现条件，为社会各阶层特别是一些弱势群体和中小微企业提供平等、全面、方便的金融产品和服务。

关于数字普惠金融与产业结构升级之间的关系，现有文献已有很多研究。易行健、周利认为数字普惠金融缓解流动性约束、提高居民支付的便利性，刺激家庭消费需求，多样化的消费可以有效缓解“有效需求不足”的问题，从需求端促进产业结构升级[4]。Bruhn、Love 认为数字普惠金融通过各种金融科技加持，能够精准迅速地为产业链的各个需求端提供深度契合的数字服务支持，从而提高了金融配置资源的效率，对促进产业结构升级具有积极作用[5]。宋晓玲提出随着大数据、区块链等技术的快速发展，淘宝、京东等电商平台异军突起，深刻地改变着消费者的消费习惯，也为数字普惠金融的发展提供有利环境[6]。杨虹、王乔冉从产业结构高级化、产业结构合理化和产业转型速度三个维度研究了数字普惠金融对产业升级的影响，最终发现，数字普惠金融对产业结构转型升级的促进效应呈现边际报酬递增的趋势，且数字普惠金融能显著促进产业结构高级化、合理化，加快产业转型速度[7]。

2 模型设定和变量选取

2.1 模型设定

为检验数字普惠金融对产业结构升级的影响，设立如下基准模型：

式中：ISU 为产业结构升级；i为地区；t为时间；DIFI为数字普惠金融指数；Control 为控制变量；β0为截距项；β1为回归系数；εit为随机扰动项。

2.2 变量选取和数据说明

2.2.1 被解释变量：产业结构升级（ISU）

通过对关于产业结构升级的衡量标准的相关文献的梳理，使用第三产业增加值/（第一产业增加值＋第二产业增加值）作为产业结构升级的衡量指标。

2.2.2 解释变量：数字普惠金融（DIFI）

使用北京大学数字金融研究中心发布的《北京大学数字普惠金融指数》作为核心解释变量。同时，该指数包括数字金融覆盖广度、数字金融使用深度和普惠金融数字化程度三方面[8]。

2.2.3 控制变量

影响产业结构升级的因素很多，借鉴相关文献且基于数据的可得性，选取以下控制变量。

1）财政支出：使用“地方政府FE/地区GDP”来衡量产业结构升级过程中的政府作用[9]。

2）城市化水平：使用“城市人口/人口总量”来衡量城市化水平[10]。

3）经济发展水平：用各省实际人均GDP 的对数值来衡量地区经济发展水平。

4）对外开放程度：使用“进出口贸易总额/GDP”来衡量对外开放程度[11]。

5）外商投资：用“外商投资企业投资总额的增长率”来衡量FDI 水平。

3 实证分析

3.1 基准回归

表1 报告了基准回归结果，即数字普惠金融指数及其三个不同维度与产业结构升级之间的关系。表中的（1）、（3）、（5）和（7）列只加入了核心解释变量，（2）、（4）、（6）和（8）列则是加入控制变量之后的结果。

表1 数字普惠金融与产业结构升级的关系

根据表1 中（1）列和（2）列的结果，数字普惠金融指数的回归系数分别为0.172 和0.109，且在1%水平上显著，表明数字普惠金融能够显著推动产业结构升级，且在加入控制变量后，结果依旧成立，证明假说1 成立。根据表1 中（3）~（8）的回归结果，无论是否加入控制变量，数字普惠金融指数的三个不同维度：数字金融覆盖广度、数字金融使用深度和普惠金融数字化程度的回归系数均在1%的统计水平上显著为正，表明三个不同维度均对产业结构升级具有显著的推动作用，且在这三个维度中，数字金融使用深度的作用最大。

3.2 稳健性检验和内生性讨论

为保证基准回归结果的稳健可信，进行以下稳健性检验。

1）更换核心被解释变量。根据产业结构升级的相关定义，将“第三产业增加值/第二产业的增加值（ISU1）”作为衡量标准[12]，实证结果为表2 的第一列，结果为数字普惠金融指数的回归系数在1%水平上显著为正，证明基准模型的回归结果稳健可靠；

表2 稳健性检验

2）按照2021 年的人均GDP 的高低，将数据样本分为经济发展水平较好和较差的两组，然后两组分别进行回归，结果列示在表2 的（2）列和（3）列。根据回归结果，可以看到，经济发展较好和较差的省份的数字普惠金融指数的回归系数分别为0.195 和0.059 3，且均在1%的统计水平上显著，但数字普惠金融对经济水平较高地区的产业结构升级的促进作用更大，说明针对不同的区域，数字普惠金融对产业结构升级的促进作用存在异质性。

通过以上分析，可以证明数字普惠金融能显著促进产业结构升级，但是产业结构升级之后，地区的数字化水平提高，一定程度上也能促进数字普惠金融发展，由此可见，二者之间可能存在双向因果问题。因此，采取工具变量法来解决双向因果引起的内生性问题。通过梳理相关文献，选取的工具变量为互联网普及程度，回归结果列示在表2 的（4）列，数字普惠金融指数的回归系数仍在1%的水平上显著为正，证明基准回归结果稳健。

4 结论与建议

4.1 结论

基于2011—2021 年我国31 个省、自治区、直辖市的面板数据全面分析了数字普惠金融和产业结构升级之间的关系。得出以下研究结论：

1）数字普惠金融的发展能显著促进产业结构升级，引入工具变量、更换被解释变量后，结论依旧成立；

2）数字普惠金融指数的三个维度:数字金融覆盖广度、数字金融使用深度和普惠金融数字化程度均能显著推动产业结构升级，其中，数字金融使用深度的推动作用最大；

3）数字普惠金融对经济发展水平不同的地区产业结构升级的促进作用存在异质性，其对经济发展水平较好的地区的产业结构升级的推动作用较大。

4.2 启示建议

1）更高质量、长效稳健地推进数字普惠金融及其各维度的发展。政府部门必须抢抓“新基建”的发展机遇，加快推动5G、人工智能、工业互联网等新型基础设施建设，稳步推进传统基础设施的数字智能化升级，同时加快市场主体培育，激发各类主体进行创新基础设施建设，通过试点示范、合规指引等方式，推进政企协同，推动技术创新、部署建设和融合应用的互促互进[13]。同时，也要针对性发展数字普惠金融的三个维度，使其在推动产业结构升级方面发挥更大作用；

2）因地制宜，培育和激发区域发展动能。根据各地区的比较优势，不断释放其发展潜力，促进当地的产业结构升级，形成更有效率、更加公平、更可持续的区域协调发展新格局。