數字普惠金融、產業結構與包容性增長

唐紅梅，趙 軍

新疆大學 經濟與管理學院，新疆 烏魯木齊 830000

一、問題提出

經濟增長是人類生存和發展的前提，也是經濟學的永恒主題。經濟增長一般指產量的增加，通常以國內生產總值(GDP)或人均GDP度量。以經濟總量增長為目標驅動，從古典增長理論到現代增長理論，奠定了增長理論的框架基礎。但總量增長對社會個體的福利影響不盡相同，僅關注總量增長可能會造成社會公平損失。經濟總量增長而分配差距增大，將造成社會分化加劇，底層民眾有可能面臨貧困、失業、不平等的排斥等困境，不僅會拖累經濟長期增長潛力，嚴重時還會存在造成社會動蕩的風險。貧困人口作為經濟狀態最差的群體尤其受到關注，經濟總量增長能夠自然消除貧困嗎？涓滴理論認為窮人的收入會隨著經濟總量增長而增加，貧困問題會自然消失。然而現實并未提供佐證，進而出現了益貧式增長理論、包容性增長理論。理論的進步表現在關注視角和群體范圍的擴大：不僅從經濟增長視角，也從收入分配視角；不僅從分配結果視角，也從參與增長機會的平等性視角；不僅關注貧困人口，也關注全社會群體。

中國經濟經過幾十年高速增長后，總量大幅提升，社會主義市場經濟體制日趨完善。2021年中國宣布消除了絕對貧困，但仍存在發展不平衡不充分的問題。從經濟發展角度出發，在雙循環新發展格局下，發展不平衡和收入差距大將難以釋放消費市場的潛力，不利于長期經濟增長；從社會主義本質出發，包容性增長契合共同富裕的社會主義本質要求，著眼于在發展過程中解決發展問題，既是中國經濟發展的內在要求，也符合“以人民為中心”的新發展理念。包容性增長意味著機會平等的增長，核心是強調消除與環境有關的嚴重不平等，以減少結果方面的不平等，重點是創造生產性就業機會并使所有人都能平等獲得這些機會[1]。包容性增長的定義并未完全統一，大多數學者都認為包容性增長應該包含經濟的可持續增長、增長過程和結果的共享、減貧和收入提高等[2]。本著從理論和實證一致的角度研究問題，本文以機會平等作為包容性增長的核心內涵，結合Ali等[1，3-4]的測度指標，將包容性增長分解為經濟增長、收入差距、社會福利公平性三個維度進行理論分析與實證測算。

金融發展對經濟增長有促進作用[5]，企業家通過信貸能夠獲得購買力，重新組織生產要素從而進行創新和生產，以此推動經濟發展[6]。金融體系對社會資源進行了優化配置，提高了資源配置效率。然而，并不是所有群體都能公平接觸金融體系，從而獲得金融服務、實現金融資源優化配置。從個體層面來看，個體失去了本應有的發展機會；從社會層面看，社會損失了一部分資源配置效率。為減少金融排斥現象，世界銀行于2005年提出了普惠金融概念。世界銀行將普惠金融定義為能夠廣泛獲得金融服務且沒有價格、非價格方面的障礙,能夠為社會所有階層和群體提供合理、便捷、安全的金融服務的一種金融體系。從這一概念出發，普惠金融能更廣泛更深層次地調動并配置資源，有利于經濟增長，尤其能夠惠及被金融排斥的群體，從而有益于減貧、創新創業和提高經濟運行效率。隨著數字經濟和金融科技的日益繁榮，數字普惠金融應運而生，2016年G20杭州峰會通過了《G20數字普惠金融高級原則》。數字普惠金融運用大數據和互聯網技術，降低了信息不對稱性和金融服務供給成本，提高了金融服務的可獲得性，給普惠金融帶來了重要的創新和效益。

現有研究表明，數字普惠金融在包容性增長的三個維度都發揮了積極作用：顯著地促進經濟增長[7]、縮小城鄉居民收入差距[8]和提升社會保障水平[9]。主要機制有促進創業[10]和居民消費[11]。從影響的異質性看，數字普惠金融更有助于農村低收入群體提升家庭收入[12]，有利于貧困減緩[13]，因而有益于提升中國經濟的包容性。數字普惠金融作為金融體系的一部分，同樣能夠發揮要素配置的作用。要素資源的重新配置引起要素資源在行業產業間流動，從而促進全要素生產率提高[14]。資源重新配置和要素流動的宏觀表現為經濟總量增長和產業結構變遷。

現有研究在以下幾個方面仍稍顯不足：一是缺乏從地級市層面評價中國的包容性增長水平，地級市層面數據既能擴大樣本量從而更全面準確地反映總體水平，又能歸集到省級層面從而評價省級內部和省級之間的包容性增長水平的差異；二是系統地研究數字普惠金融對包容性增長影響還較少，其中包括總體影響和對不同層次群體的異質性影響；三是產業結構作為區域經濟增長的重要因素，產業結構高級化和合理化是否影響數字普惠金融對包容性增長的作用，二者是否具有協同性有待論證。在雙循環的經濟背景和共同富裕的愿景下，研究數字普惠金融及其與產業結構的交互作用對包容性增長的影響，將為普惠金融政策與產業結構政策的協同制定提供有益參考，從而提升數字普惠金融對包容性增長的促進作用。

本文使用2011—2019年281個地級市樣本研究數字普惠金融及其與產業結構的交互效應對包容性增長的影響。首先，從經濟增長、收入差距、社會福利公平性三個維度構建了地級市層面包容性增長的評價體系；其次，通過雙向固定效應模型、面板分位數模型分析數字普惠金融對包容性增長的總體影響和針對不同分位點樣本的影響；最后，分析數字普惠金融與產業結構的交互效應對包容性增長的影響。本文可能的創新如下：一是從地級市層面測度包容性增長水平；二是從總體、分樣本、分位數三個層面詳細考察數字普惠金融的包容性作用；三是分析數字普惠金融與產業結構的交互效應對包容性增長的影響機理，并進行實證檢驗，為政策的協同制定提供了有益參考。

二、理論分析

(一)數字普惠金融與包容性增長

數字普惠金融通過大數據、移動支付等金融科技手段大幅降低了提供金融服務的單筆成本，打破了金融服務的實體限制范圍，緩解了信息不對稱，形成了服務長尾客戶的優勢。這在客觀上降低了被排斥群體獲取金融服務的門檻，通過滿足其金融需求實現資源優化配置，為個體創業創新和財富增值提供了機會，從而實現收入增長。從宏觀層面看，數字普惠金融提高了資本配置和流動的效率，創造了就業崗位，從而促進經濟增長。個體的收入增長和宏觀層面的經濟增長將提高個體和政府對健康、教育等方面的投入，從而提升社會整體福利水平和機會公平程度。相較于原本能獲得金融服務的群體，原本被排斥的群體更有可能應用數字普惠金融滿足自身從前無法實現的創業創新等生產性活動，因而數字普惠金融在結果和過程中都體現出對包容性增長的促進作用。

實證研究表明，從經濟增長、收入差距和社會福利公平性三個方面看，數字普惠金融在結果上和過程上都對包容性增長存在顯著的促進作用。從結果上看，數字普惠金融在促進經濟增長[7]、縮小城鄉居民收入差距[8]和提升社會保障水平[9]方面都發揮了積極影響。過程中的包容性主要體現在異質性研究中：張勛等[12]發現數字普惠金融更有助于農村居民創業，提升了農村低收入家庭和低社會資本家庭的創業概率，對農村低收入群體的收入收益改善更顯著。黃倩等[13]發現窮人從減貧效應中受益更多，數字普惠金融對弱勢群體的邊際貢獻更多。由此可見，數字普惠金融不僅能從整體上提升社會包容性水平，而且對外部環境相對不友好的群體具有更顯著的邊際改善效應。由此，本文提出以下假說：

假說1：數字普惠金融能夠促進包容性增長。

(二)產業結構與包容性增長

經濟增長方面，錢納里等[15]認為在非均衡增長過程中，生產要素流向高收益部門產生結構效益，并將產業結構作為經濟發展階段的劃分依據。劉偉等[16]研究認為隨著市場化程度提高，產業結構變遷對中國經濟增長的推動作用由強變弱。干春暉等[17]研究發現結構紅利建立在要素自由流動基礎上且存在明顯的階段性，產業結構合理化對經濟增長的作用與經濟增長速度有關，產業結構高級化對經濟增長可能存在促進或抑制作用，取決于經濟發展階段。收入差距方面，要素流動同樣是核心因素：林毅夫等[18]認為城市化和產業結構升級本身不會惡化收入分配，發展戰略所衍生的扭曲的資源價格體系等政策是導致收入分配不合理的重要原因。實證研究中，鄭萬吉等[19]發現產業結構升級長期存在縮小收入差距作用，而短期則反之；穆懷中等[20]認為產業結構與城鄉收入差距之間存在倒U型關系。從這兩方面來說，產業結構對包容性增長的影響方向存在階段性的不確定，但生產要素流動和資源配置是影響的重要渠道。

(三)數字普惠金融、產業結構與包容性增長

金融發展、經濟增長和產業結構之間主要關聯機制有：一是能夠為創新積累資本，從而引發技術進步和推動產業結構升級。企業家能通過金融市場獲得購買力，創新地重新組織生產要素進行生產，進而推動經濟發展[6]。二是金融中介降低了信息獲取成本，有利于投資機會信息的獲取，從而改善資源配置。三是金融發展為受到流動性約束的消費者實現消費的跨期平滑從而釋放消費潛力[21]，促進消費總量提升和結構的改變。數字普惠金融通過信息化技術及產品創新，降低金融服務產品的成本，擴大金融服務的覆蓋范圍，數字化、移動化的金融服務極大地提高了金融服務的觸達能力[22]，因而在這三個方面都能發揮積極作用。首先，數字普惠金融提升了金融服務的可得性，能夠起到動員儲蓄的作用，在更廣闊的基礎上集中資本。同時數字普惠金融的資金使用者的范圍也拓寬了，原本被排斥的群體有機會利用成本更低的數字金融進行創新創業。其次，數字普惠金融依托數字化技術，信息流通更加快捷和透明，信息中介作用更加突顯，其資源配置的作用更加快速、明確，能顯著緩解金融錯配[23]、改善勞動力錯配[24]。最后，數字普惠金融能夠通過提升支付便利性促進消費[25]。

數字普惠金融利用數字和信息技術，不僅更廣泛更快捷地發揮了傳統金融的配置資源、積累資本、促進消費等機制，而且互聯網技術和大數據的結合讓數字普惠金融在服務大眾長尾客戶上具有天然優勢，體現出包容性理念，表現為：數字普惠金融的發展對中西部地區城市和傳統金融覆蓋不足的城市、民營和規模較小的中小企業具有更強的創新激勵效應[26]；數字普惠金融通過緩解資金約束和信息約束降低農戶的脆弱性，避免其在未來陷入貧困[27]；等等。從經濟參與機會平等性的角度而言，產業發展情況對區域的創業、就業和收入都具有重要影響。因此，不論從生產要素流動和資源配置渠道還是從經濟機會平等性的角度，數字普惠金融和產業結構高級化、合理化與包容性增長存在良性正向反饋。由此，本文提出第二個假說：

假說2：產業結構高級化和合理化能夠增強數字普惠金融對包容性增長的正向作用。

三、包容性增長的測度

(一)指標體系和數據來源

Ali等[1]使用機會曲線刻畫包容性增長，于敏等[3-4]采用指標體系測度包容性增長，黎藺嫻等[28]使用社會調查數據從家庭收入和非貨幣指標進行包容性增長的識別與分解。機會曲線刻畫的包容性增長往往局限于某一特定領域，無法綜合度量國家或地區的總體包容性，綜合指標體系能夠反映整體包容性，但指標權重構建的主觀性和對群體間差異反映不足是其缺點[28]。本文以機會平等作為包容性增長的核心內涵，研究目的是考察數字普惠金融對包容性增長的影響及其與產業結構的宏觀協同效應，因而使用構建指標體系的測度方法，以綜合反映包容性增長水平。通過以下方法彌補指標體系測度方法的不足：一是在正文和穩健性檢驗中分別使用主成分分析法和熵權法的客觀賦權法克服權重的主觀性；二是使用地級市數據擴大樣本量，使用面板分位數回歸反映群體間差異。

杜志雄等[29]指出包容性增長的四個基本要義：經濟增長、權利獲得、機會平等、福利普惠。陳紅蕾等[2]認為包容性增長應該包含經濟的可持續增長、增長過程和結果的共享、減貧和收入提高等方面。以機會平等作為核心內涵，借鑒上述學者的研究與地級市層面數據可獲得性，本文從經濟增長、收入差距、社會福利公平性3個維度13個指標測度包容性增長(見表1)。

表1 包容性增長指標體系

(1)經濟增長。經濟持續增長能夠增加社會財富和創造就業機會，是提升包容性增長水平的根本途徑。本文使用經濟增速和經濟產出兩個方面衡量經濟增長。

(2)收入差距。收入差距是對包容性增長結果的衡量，是經濟增長的成果在個體中分配分享的最終結果，包括收入增加和收入分配兩個領域。

(3)社會福利公平性。機會平等是包容性增長的核心，社會福利公平性是消除由環境所造成的不平等的程度的重要體現，是促進機會平等的基礎前提。本文主要從教育機會、醫療機會和社會保障公平三個方面衡量：教育機會公平反映了社會是否能提供平等的機會使個人成為有能力的人；醫療機會公平是對健康水平的保障，對個人進入就業市場至關重要；社會保障是分解防范風險的社會手段，對防止個人收入突然下滑、擴大基本能力具有重要作用。

指標使用主成分分析法進行降維處理，以貨幣衡量的變量使用所在省級行政區的居民消費物價指數(CPI)進行消脹處理。數據來源于《中國城市統計年鑒》、《中國區域經濟統計年鑒》、各省份統計年鑒和統計公報，個別缺失數據使用插值法補齊。時間跨度為2011—2019年，去除數據缺失較多的地級市，最終選取281個地級市，樣本總數為2 529個。

(二)測度結果

2011—2019年地級市層面衡量的包容性增長的核密度估計結果如圖1所示。從全國范圍看，尖峰形態說明大部分地級市的包容性增長水平較為相近，長右尾形態說明小部分城市的包容性增長水平明顯高于其他城市。波峰隨時間右移說明包容性增長水平總體呈提升趨勢，同時長右尾有演化成為多峰形態的可能性，包容性增長水平的差異性增大。分地區看，東部地區的波峰下降最明顯且長右尾最突出，說明城市間包容性增長水平差異增加和少數城市包容性增長水平領先的突出特點；中部地區的波峰峰值最大，說明城市間包容性增長水平的集中度較高；西部地區峰尖對應的橫軸值位于0左側且距離最遠，說明西部整體包容性增長水平最低，但西部地區中的頭部城市發展較快，表現出右尾增長。

圖1 2011—2019年地級市包容性增長核密度估計

省級層面內地級市包容性增長水平的平均值和標準差見表2。包容性增長的核心是機會公平，因此包容性增長水平的平均值和標準差大致反映了省份間的機會大小和省內的機會公平程度。從選取的地級市數量看，最多的是廣東、四川、河南、山東和安徽，數量多的省份其均值和標準差更具有現實意義。鑒于直轄市的特殊地位，以下分析剔除直轄市。從2019年的平均值看，前五省份是新疆、浙江、江蘇、海南和廣東，后五省份是廣西、甘肅、吉林、貴州和寧夏。從2019年的標準差看，標準差最小的前五省份是新疆、海南、吉林、河北和廣西，后五省份是廣東、江蘇、浙江、四川和福建。綜合來看，除樣本量較小的新疆和海南外，均值大而標準差小，即機會更大也更公平的局面很難同時實現，這進一步說明了研究促進包容性增長的意義。從平均值的變化看，2011—2019年平均值增長的前五省份是新疆、浙江、海南、江蘇和福建，后五省份是吉林、遼寧、山西、黑龍江和寧夏。從標準差的變化看，2011—2019年標準差增幅最小的前五省份是海南、遼寧、廣西、黑龍江和新疆，后五省份是廣東、江蘇、浙江、四川和湖南。同樣的，平均值增長代表機會增大，標準差增長代表省內機會公平度降低。由于地級市是一定區域內的距離縣域、農村最近的經濟中心，因而地級市的測度結果不僅反映了本身的包容性增長水平也反映了上述區域范圍內群體可接觸的社會發展機會。

表2 省級層面包容性增長水平的平均值和標準差

續表2

四、實證研究

(一)基準回歸

利用雙向固定效應模型驗證數字普惠金融對包容性增長的作用，模型設定為

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年的包容性增長水平，dif為北京大學數字金融研究中心和螞蟻金服集團共同編制的中國數字普惠金融指數[22](dif)，其中包括覆蓋廣度(bre)、使用深度(dep)和數字化水平(dig)三個維度，X表示控制變量，具體包括：以戶籍城鎮化率反映城鎮化水平(urb)，以實際利用外資的GDP占比反映對外開放程度(op)，以貸款余額占GDP的比重反映金融發展程度(fd)，以財政支出占GDP的比重反映政府參與經濟程度(gov)，以第三產業與第二產業比值反映產業結構(ind)，μi和λt分別為個體固定效應和時間固定效應，εit為擾動項。變量的描述性統計結果見表3。

表3 變量的描述性統計結果

為減緩反向因果的可能，本文同時報告解釋變量滯后一期的回歸結果，并使用數字普惠金融的三個維度的回歸結果考察分維度的影響，結果見表4。其中，第(1)(2)列為基準回歸結果，第(3)(4)列為解釋變量滯后一期回歸結果，第(5)～(7)列的解釋變量為數字普惠金融的三個子維度。首先，所有模型結果都表明數字普惠金融對包容性增長具有顯著的促進作用。其次，解釋變量滯后一期后，解釋變量的影響方向和顯著性都未發生變化，但鑒于觀測值數和R2相對減小，后文仍使用當期解釋變量進行分析。最后，數字普惠金融的三個子維度中，廣度、深度和數字化水平對包容性增長都存在顯著的正效應。

表4 基準回歸估計結果

(二)分位數和分樣本回歸

為深入探討數字普惠金融對不同分位點、不同地區的影響是否存在異質性，使用面板分位數模型和分地區分樣本回歸。分位數回歸能夠反映被解釋變量的全局特征，而且更具有穩健性。分位數和分樣本回歸的結果見表5。

表5 分位數和分樣本回歸估計結果

從面板分位數回歸結果看，在25%分位點數字普惠金融對包容性增長體現出顯著促進作用，其他分位點則不顯著。基準回歸體現了數字普惠金融對包容性增長的結果的正向作用，分位數回歸中對低分位點的促進作用則體現了數字普惠金融對包容性增長的過程的正向作用。按地區分樣本回歸中，數字普惠金融對東中西部的包容性增長都具有顯著的促進作用，但作用強度依次減弱。這與面板分位數回歸結果并不矛盾，因為二者的回歸原理并不相同，且以地級市數據測度結果，西部地區也有高包容性水平城市，東西部地區也有低包容性水平城市，地區分樣本回歸結果更多地體現了所在地區綜合因素造成的影響異質性。從初始金融發展水平看，數字普惠金融在中高度金融發展水平的地級市具有顯著促進作用，在初始金融發展水平較低的地級市則沒有體現出促進作用，說明數字普惠金融的發展仍然需要依靠傳統金融的發展，從現實來看，尤其需要傳統金融網絡的支持。

綜合以上實證結果及分析，假說1得到驗證：數字普惠金融能夠顯著促進包容性增長，尤其對低分位點和初始金融發展處于中高水平區域的作用顯著，在東部地區的影響強度最大。

(三)數字普惠金融與產業結構的交互效應

參考干春暉等[17]的測算方法，分別考察數字普惠金融與產業結構高級化、合理化的交互效應。產業結構高級化用第三產業與第二產業的產值比衡量，即為基準回歸中的控制變量產業結構指標。產業結構合理化計算方法如下：

(2)

其中，Y表示產值，L表示城鎮單位從業人員，i表示產業。產業結構合理化指標為0代表經濟處于均衡狀態，不為0代表產業結構不合理，越趨近0表示產業結構越合理。

使用數字普惠金融與產業結構高級化、產業結構合理化的交互項考察數字普惠金融與產業結構的交互效應：

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

(3)

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

(4)

其中，up代表產業結構高級化，ra代表產業結構合理化，X表示控制變量，具體包括城鎮化水平(urb)、對外開放程度(op)、金融發展程度(fd)、政府參與經濟程度(gov)。

技術進步和主導產業更替推動產業結構變遷，產業結構高級化和合理化對經濟增長和經濟波動的影響具有階段性的差異化[17]。由于產業結構高級化是正向指標，產業結構合理化是逆向指標，表6中二者的回歸系數符號分別為負、正，說明2011—2019年產業結構高級化和合理化對包容性增長具有抑制作用。

表6 數字普惠金融與產業結構的交互效應估計結果

數字普惠金融與產業結構高級化的交互項系數顯著為正，說明產業結構向高級化演進的過程中，數字普惠金融對包容性增長的促進作用得到加強。數字普惠金融與產業結構合理化的交互項系數顯著為負，說明產業結構合理化數值增大即產業結構趨向不合理時，數字普惠金融對包容性增長的促進作用將被削弱，而產業結構越趨近于合理時，數字普惠金融的正向作用受到的負面影響越小。

改革開放以來，產業結構變遷對經濟增長的推動作用隨著市場化程度的提高而減弱[16]，市場化水平的提高顯著地推動了產業結構優化升級，而市場化是提高資源配置效率的重要方式。數字普惠金融通過信息中介、積累資本和消費增長，能夠改善金融錯配[23]、勞動力錯配[24]，發揮資源配置的作用，數字普惠金融與產業結構變遷通過資源配置渠道發揮了協同作用。產業結構變遷是經濟發展的表現，產業結構與地區經濟增長和收入分配都具有重要影響，沒有具體產業作為支撐，提升地區的包容性增長水平將失去發力點。產業興旺是鄉村振興、落后地區實現趕超的現實依托,產業政策引領技術、人才、資金等要素向主導產業流動, 將數字金融支持政策與產業發展政策相融合能夠減少信息不對稱、緩解融資約束、提升資源配置效率，有利于形成合力，增強數字金融對包容性增長積極作用。數字普惠金融與產業結構高級化、合理化存在協同作用，將為產業政策和數字普惠金融政策提供協同制定的基礎。

綜上所述，假說2得到驗證，即產業結構高級化和合理化能夠提升數字普惠金融對包容性增長的正向作用。

五、穩健性檢驗

1.更換樣本

鑒于直轄市特殊的行政地位，將其剔除后重新使用主成分分析法計算包容性增長水平進行穩健性檢驗。結果發現，基準回歸、面板分位數和分樣本回歸、交互項回歸中數字普惠金融的系數符號和顯著性都未發生明顯變化，假說1和2的結論是穩健的。

2.更換包容性增長指標合成方法

將計算包容性增長的13個指標使用最大最小值法進行標準化后，分別使用熵權法和簡單平均法進行指標合成，減少因指標合成方式造成的偏誤。基準回歸、面板分位數和分樣本回歸、交互項回歸中數字普惠金融的系數符號和顯著性都未發生明顯變化，假說1和2的結論是穩健的。

3.使用工具變量

在使用地級市大樣本數據、雙向固定效應模型、解釋變量滯后一期的基礎上，仍有可能存在遺漏變量、測量誤差等引起的內生性問題，采用地級市的移動電話年末用戶數和互聯網寬帶接入用戶數作為工具變量，進行面板工具變量回歸。移動電話年末用戶數和互聯網寬帶接入用戶數作為數字網絡傳播的物理終端載體，與數字普惠金融的發展密切相關，但與區域包容性增長水平沒有直接關聯，符合工具變量條件。面板工具變量回歸通過了過度識別檢驗，證明工具變量是有效的。使用工具變量的結果也表明，數字普惠金融能夠顯著促進包容性增長，假說1的結論是穩健的。

4.門檻模型

根據門檻模型，當門檻變量超過門檻值時，解釋變量對被解釋變量的影響將會發生突變。為驗證數字普惠金融與產業結構的協同效應，使用門檻模型進行驗證。如果產業結構的高級化和合理化能夠增強數字普惠金融對包容性增長的促進作用，那么以產業結構高級化和合理化作為門檻變量，將體現出顯著的門檻效應。式(5)為門檻模型設定，其中，被解釋變量為包容性增長，解釋變量為數字普惠金融指數，控制變量與上文相同，門檻變量qit分別為產業結構高級化和產業結構合理化。

(5)

門檻效應的檢驗包括對門檻效應的顯著性檢驗和門檻值的真實性檢驗。門檻效應顯著性檢驗通過自舉法得到的P值判斷，其原假設是β1=β2，即不存在門檻效應，若P值低于0.05則認為顯著存在門檻效應。門檻效應的真實值檢驗通過構造似然比統計量獲得：針對H0：γ=γ0，構造似然比統計量為

(6)

圖2 產業結構高級化和產業結構合理化門檻模型LR似然比檢驗結果

表7中P值都小于0.05，通過了門檻效應顯著性檢驗，表明存在顯著的門檻效應。以產業結構高級化、產業結構合理化作為門檻變量時，分別存在單門檻和雙門檻效應。圖2中，門檻值處于虛線下方的取值范圍內，表明通過了門檻值的真實值檢驗。

表7 門檻效應檢驗估計結果

表8報告了門檻回歸的估計結果。以產業結構高級化作為門檻變量時，存在單門檻效應，在產業結構高級化大于1.478的門檻值后，數字普惠金融對包容性增長的促進作用增強了。以產業結構合理化作為門檻變量時，存在雙門檻效應，在產業結構合理化接連越過0.037、0.118后，數字普惠金融對包容性增長的促進作用降低。產業結構合理化是一個反向指標，反過來說明產業結構越趨向合理，數字普惠金融對包容性增長的正向影響越被放大。因此，數字普惠金融與產業結構存在協同效應，假說2的結論是穩健的。此外，數字普惠金融的系數符號始終為正，再次驗證了假說1的穩健性。

表8 門檻回歸估計結果

六、結論和建議

普惠金融是包容性增長在金融領域的延伸和措施，數字普惠金融是金融科技的重要代表，產業結構與區域經濟發展路徑密切相關，因此研究數字普惠金融、產業結構與包容性增長之間的關系，檢驗數字普惠金融對包容性增長是否存在顯著促進作用、數字普惠金融與產業結構是否存在協同效應具有重要的現實意義。本文在回顧數字普惠金融、產業結構和包容性增長的相關理論的基礎上，使用281個地級市2011—2019年的面板數據，形成了地級市層面包容性增長的評價體系，并使用雙向固定效應模型、面板分位數模型研究數字普惠金融對包容性增長的作用，使用交互項研究其與產業結構高級化、合理化之間的協同效應，結果發現數字普惠金融能夠顯著促進包容性增長，產業結構高級化和合理化能夠增強數字普惠金融的促進作用，二者具有協同效應。經過更換樣本、更換指標合成方法、工具變量法、更換門檻模型等，上述結論仍然是穩健的。本文的研究結論為數字普惠金融及其與產業結構政策的協同制定提供了有益參考。

根據以上研究結果，本文提出以下政策建議：第一，地級市層面包容性增長水平測度結果基本反映了城市間的機會大小和機會公平程度，對于包容性增長水平較高而差異較大的省份需更加關注提升城市間的機會公平性，對于包容性增長水平較低而差異較小的省份需更加關注提升重點潛力城市的增長機會，資源的傾斜分配對城市群建設、實現共同富裕也將產生有益影響。第二，數字普惠金融能夠促進包容性增長，對于包容性增長水平較低的城市的有益作用更為顯著，因此加強數字普惠金融建設，提高數字金融的覆蓋廣度、使用深度和數字化水平能夠有效提升包容性增長水平，在欠發達地區尤為重要。第三，金融發展程度是數字普惠金融發展的基礎之一，提升金融發展水平有助于發揮數字普惠金融的有益作用，應當注重傳統金融與數字普惠金融的統籌發展，以大數據、云計算、人工智能等新型信息技術促進二者融合發展，賦能“大眾創業，萬眾創新”促進包容性增長。第四，數字普惠金融與產業結構高級化、合理化存在協同效應，在產業結構高級化、合理化的過程中，數字普惠金融對包容性增長的促進作用得到強化，應當加強金融政策與產業政策的協同制定和實施，以優勢產業發展引領要素流動支持經濟增長，以數字普惠金融發展緩解融資約束、優化資源配置，增強政策效果，有效促進包容性增長。