數字普惠金融助推產業結構升級的效果與機制研究

司增綽，曹露玉，張 義

(江蘇師范大學 商學院，江蘇 徐州 221116)

一、問題提出和文獻綜述

金融發展在產業結構調整過程中發揮著重要作用。金融機構內部的存貸款機制，有助于資金的累積，影響生產要素在不同部門之間的配置，進而影響產業結構調整[1]。近年來，在“互聯網+”和“產業數字化”戰略引領下，金融市場發生了深刻變革，新的金融服務方式、數字普惠金融借助互聯網平臺以及大數據、云計算等技術手段應運而生。與傳統金融相比，數字普惠金融提供的金融產品類型更多，提供的金融服務更廉價更便捷。那么，數字普惠金融作為一種新興的金融服務方式如何影響城市產業結構優化升級？

對傳統金融影響產業結構升級的問題，學者們有不同觀點。一些學者認為金融發展顯著促進了產業結構優化升級[2]。金融發展加速了資本流動、改善了資本分配，使生產力強和效率高的公司更易獲得資金，而使發展前景差、環境治理成本高的企業較難獲得融資，倒逼這些企業轉型提升，從而實現產業結構優化升級[3]。金融發展對產業結構升級的這種促進作用是非線性的，呈現先升后降的倒U型特征[4]。有學者采用產業結構優化和就業結構優化指標測度產業結構升級，發現金融發展水平對就業結構優化率的正向作用效果大于對產業結構優化率的作用效果[5]。另一些學者則認為，金融發展不利于產業結構水平提升。金融發展過程中存在經濟“脫實向虛”問題，金融投資更多涌入服務業和房地產領域，導致生產性投入不足，經濟發展缺乏創新驅動，中小企業融資困難，出現實體經濟空心化現象，抑制了產業結構優化升級[6]。有學者對30多個國家的數據進行分析，發現金融發展水平并未有效促進產業結構升級[7]。此外，采用不同變量衡量金融發展水平，其對產業結構的影響表現也不同。金融結構合理化對產業結構升級的正向影響較顯著[8]。在對產業結構升級影響過程中，金融規模存在邊際效應遞減規律，金融規模在擴大初期，對產業結構升級有明顯促進作用，但金融規模過度擴張會抑制產業結構提升[9]。金融產出率能夠在短期內促進產業結構升級，長期來看，金融結構比例和金融經營效率是影響產業結構升級的關鍵因素[10]。

產業結構是衡量經濟發展狀況的重要指標，數字普惠金融發展對其產生何種影響也逐步得到關注。有文獻認為數字普惠金融能夠有效促進產業結構升級，但是這種促進作用是非線性的，促進效應的強弱會隨著數字普惠金融不斷發展而改變[11]。數字普惠金融不僅對產業結構合理化、高級化及內部演進趨勢有直接促進作用，還通過縮減收入差距、促進技術創新、推動資本積累、擴大消費需求等途徑，間接助推產業結構升級[12]。有學者把數字普惠金融細分為覆蓋廣度、使用深度和數字化程度三個維度，研究發現僅有覆蓋廣度長期有效地推動產業結構升級，使用深度和數字化程度影響產業結構升級的作用存在著由未有影響到顯著促進的轉變，使用深度和數字化程度只有發展到一定高度，才能在推動產業結構優化升級中發揮作用[13]。數字普惠金融對產業結構升級存在差異化影響。從縣級層面看，由于經濟發展狀況、自然資源和制度環境發展的差異，數字普惠金融能夠有效提高非貧困縣產業結構水平，對貧困縣產業結構升級未能產生影響[14]。從區域層面上看，數字普惠金融有效地促進了經濟較發達地區產業結構升級，對經濟欠發達地區產業結構升級的促進作用潛力還需要進一步挖掘[15]。從具體產業上看，數字普惠金融提升了中端制造業結構水平，但抑制了高端制造業結構升級，這種促進和抑制作用的強度會隨著科技創新能力的發展而減弱[16]。

有部分文獻對數字普惠金融與產業結構升級的關系進行了分析，但這些文獻多是基于省級層面的數據，本文擴大樣本容量和增加研究年限，基于城市層面的數據進一步檢驗數字普惠金融的產業結構升級效應以及效應產生過程中存在的影響機制。本文的邊際貢獻如下：驗證了整體層面的數字普惠金融對產業結構升級的影響效果，并分析了內在影響機制；探究了不同維度的數字普惠金融影響產業結構效果的差異；對數字普惠金融推動產業結構提升的效果進行了區域異質性檢驗，并分析了可能導致這種差異化影響的原因。

二、理論分析與研究假設

數字普惠金融是金融普惠(金融準入和金融知識)、數字普惠(可及性、可負擔性和能力)和社會普惠(社交網絡和社會資本)的交集[17]。數字普惠金融在影響城市產業結構升級的過程中，既存在直接影響，也存在間接影響。

從直接影響看，首先，中小企業是中國產業結構中重要的企業主體，數字普惠金融要滿足中小企業融資需求，促進中小企業轉型升級[18]：而在傳統金融體系中，中小企業普遍存在融資渠道狹窄、貸款額度低且期限短以及融資成本高等問題[19]。數字普惠金融將互聯網等數字技術應用在金融領域，能夠降低金融服務門檻和成本，為更多小微企業提供數字化金融服務，能夠有效解決中小企業融資問題。金融環境的改善激發了企業經營活力，提升了企業市場競爭力。企業向好發展，有助于產業結構升級。

其次，傳統金融體系提供的金融服務覆蓋范圍相對較小，欠發達地區和鄉村地區的居民缺少參與金融市場、購買金融產品以及享受金融服務的機會。數字普惠金融發展可以彌補傳統金融在這方面的局限和弊端。數字普惠金融主要依靠互聯網平臺提供金融服務，互聯網在較短時間內實現大范圍覆蓋，能夠為傳統金融發展落后地區提供金融服務[20]，使得更多的人員進入金融市場，金融市場活躍度提高，成為當地產業發展和結構升級的資金來源。

再次，數字普惠金融能夠依靠大數據、云計算等技術，實現對企業資金供需和信用風險的精準評估，有效降低金融風險。數字普惠金融能夠實現資金鏈供需端的精準匹配，解決借貸雙方之間的信息不對稱問題。數字金融機構能夠將資金配置到更優的生產部門，實現資源優化配置，帶動產業結構優化。

在上述分析基礎上，本文提出第一個假設。

假設1：數字普惠金融有利于助推城市產業結構優化升級。

從間接影響角度分析，數字普惠金融能夠先促進科技創新，再通過科技創新來助推產業結構升級。

首先，創新能夠推動產業結構的升級[21]。一方面，科技創新為傳統產業注入新活力，促使傳統產業變革生產工藝，節約生產成本，提高產業的生產效率，推動傳統產業向綠色、可持續方向發展[22]；另一方面，科技創新帶來技術進步，能夠促進新興產業部門的興起，并在相關產業間實現技術擴散，有助于價值鏈不斷由技術低端向高端攀升，從而促進產業結構升級[23]。

其次，數字普惠金融能夠提高企業創新能力和創新水平[24]。在傳統金融體系中，金融機構將資金更多地貸給盈利穩定的傳統產業部門[25]。對于一些需要投資經濟回報不確定的項目的企業而言，為了規避風險，金融機構主要通過抵押、擔保等信用評估方式向企業提供貸款，加大了部分中小企業的融資難度。尤其是一些中小型技術企業，在科技創新活動中，需要投入大量資金，僅靠企業自有資金難以滿足研發需求，需要從金融機構融資。但是創新項目周期長、風險大，傳統金融機構出于對金融風險的考慮，不愿意提供融資支持[26]。數字普惠金融有效解決了金融市場借貸雙方信息不對稱問題，使企業融資渠道暢通，緩解融資約束，提供企業創新活動所需資金支持[27]。企業是科技創新主體，企業創新發展可以提升整個社會的創新水平，推進產業結構升級和優化。

從間接影響看，數字普惠金融加快了傳統金融發展，以金融發展帶動其他產業發展，實現產業結構升級。作為一種新型金融服務方式，數字普惠金融的出現加劇了金融市場上金融機構之間的競爭，提高了以銀行為代表的傳統金融機構的服務效率。數字普惠金融為傳統金融發展提供了技術支持，數字金融機構在服務模式上給傳統金融機構提供借鑒。在數字普惠金融影響下，傳統金融體系也會將更多資金投入到實體經濟中[28-30]，有助于實現產業結構水平提升。

由此，本文提出第二個假設。

假設2：數字普惠金融在影響城市產業結構升級的過程中存在中介效應，通過影響科技創新、居民消費和傳統金融，間接影響產業結構升級。

現有文獻表明，數字普惠金融作為一種數字化的金融工具對各地區的縣域產業結構升級[31]、居民消費水平[32]、就業[33]等方面的影響存在差異。由此可以推測，數字普惠金融影響產業結構升級可能也存在區域差異。這種差異化影響主要是各地之間的發展差異帶來的。中國不同區域在數字普惠金融發展、傳統金融發展、科技研發和教育等方面存在差異。

首先，數字普惠金融是在傳統金融和數字基礎設施發展基礎上演變而來的，一般來說，傳統金融較為發達的地區更易推進數字普惠金融。雖然數字普惠金融的發展給傳統金融機構的業務造成了一定的沖擊[34]，但傳統金融機構可以成為數字普惠金融線下宣傳、服務的載體，以其龐大的客戶群體以及完善的規范和監管體系，促進數字普惠金融的發展[35]。

其次，數字普惠金融依托數字化手段實現對資金的優化配置，這一過程需要科技支持，而科技研發投入又是影響技術水平的決定性因素。因此，科技研發水平也可能影響數字普惠金融作用的發揮。

再次，數字普惠金融既具有強技術性，又具有金融和互聯網雙重疊加的風險性，這兩種特征就要求其受眾具備相應的知識技能[36]。對金融知識了解越多的人，越可能成為風險偏好型的投資者，進而越頻繁地參與到數字普惠金融市場中[20]。教育水平在一定程度上反映一個地區居民的知識素養，教育水平高的地區，居民有較高的知識素養，儲備的金融知識和接受新鮮事物的能力都相對較多和較強，對數字普惠金融的接受和認可度也相對較高。因此，教育水平也可能影響地區數字普惠金融發揮作用。

此外，數字普惠金融本身的發展水平也會對其在產業結構升級過程中發揮的作用產生影響，處在不同發展水平的數字普惠金融，給產業結構升級帶來的影響可能是不同的，也就是說，數字普惠金融對產業結構升級的影響可能是非線性的。

據此，本文提出第三個假設。

假設3：數字普惠金融在影響城市產業結構升級的過程中存在門限效應，數字普惠金融本身、傳統金融發展水平、科技研發水平和教育水平均是數字普惠金融影響城市產業結構升級的門限變量。

三、模型構建與指標選取

(一)模型構建

1.基準模型

本文構建面板數據線性模型，用來檢驗數字普惠金融影響城市產業結構升級的性質及程度。對面板數據的研究通常使用隨機效應模型和固定效應模型兩種，本文對樣本數據進行了豪斯曼(Hausman)檢驗(1)受篇幅限制，Hausman檢驗結果未在文中列示，備索。，結果顯示，基準模型應選用固定效應模型。雙向固定效應模型具有緩解不隨時間變化的遺漏變量帶來的內生性問題的作用[37]，所以本文選擇雙向固定效應模型對樣本數據進行回歸。具體模型如下：

Aisi，j=α0+α1DIFIi，j+α2Xi，j+φi+μj+εij

(1)

其中，Aisi，j表示產業結構升級，DIFIi，j是數字普惠金融指數，Xi，j是控制變量，φi、μj分別表示個體固定效應和時間固定效應，εij是隨機誤差項。

2.門限效應模型

為了驗證數字普惠金融和城市產業結構升級之間的關系是否為線性，以及進一步檢驗數字普惠金融對城市產業結構升級產生異質性影響的內在機制，本文以數字普惠金融指數、傳統金融發展水平、科技研發水平和教育水平四個指標作為門限變量，構建了本文的門限模型，模型具體如下。

單門限模型為：

Aisi，j=β0+β1DIFIi，j×I(qi，j≤y)+β2DIFIi，j×I(qi，j>y)+
β3Xi，j+φi+εij

(2)

雙門限模型為：

Aisi，j=θ0+θ1DIFIi，j×I(qi，j≤y1)+θ2DIFIi，j×I(y2θ3DIFIi，j×I(qi，j>y2)+θ4Xi，j+φi+εij

(3)

其中，與式(1)相同的變量的含義與式(1)相同。I(·)是指標函數，當括號內條件得到滿足時，I取1，反之取0；qi，j是門限變量；y是門檻值。

(二)指標選取與數據說明

1.指標選取

(1)被解釋變量。本文被解釋變量是產業結構升級。在相關文獻中，學者們通常選用第三產業增加值與第二產業增加值的比值[8]、第三產業增加值與一、二產業增加值之和的比值[15]等指標表示。本文參考唐文進等(2019)[13]、孫倩和徐璋勇(2021)[14]的做法，采用產業結構層次系數來衡量產業結構升級狀況。具體計算方式如下：

(4)

其中，yi，n，j表示第i個地區第n產業在j年占該地區生產總值的比重。Aisi，j的取值范圍為1～3，數值越大，表示的產業結構水平越高。

(2)核心解釋變量。本文運用北京大學數字金融研究中心發布的北京大學數字普惠金融指數來衡量各城市數字普惠金融發展水平。數字普惠金融指數(DIFI)為核心解釋變量。數字普惠金融指數包含的三個維度指標，即覆蓋廣度(DCOVE)、使用深度(DDEP)和數字化程度(DDIG)是細化研究的解釋變量。本文在研究時對數字普惠金融指數及三個維度指標進行了對數化處理。

(3)控制變量。本文選擇了四個指標作為控制變量。對外開放程度(OPEN)，用實際利用外資額與地區生產總值的比值表示。地區經濟發展水平(lnPGDP)，用以2009年為基期平減后的各城市實際人均地區生產總值的對數表示。數字基礎設施水平(INFRA)，用各城市郵電業務總額占地區生產總值的比重表示。科學技術水平(TECH)，用各市財政支出中科學技術支出額的對數表示。

(4)門限變量。本文選取四個指標作為門限變量。數字普惠金融指數(DIFI)，參考唐文進等(2019)[13]、譚蓉娟和盧祺源(2021)[11]的研究，選取數字普惠金融指數本身作為門限變量，研究數字普惠金融影響城市產業結構升級是否存在門限效應，二者之間是否存在非線性關系。傳統金融發展水平(FINA)，各城市傳統金融發展狀況影響著該市企業融資狀況。銀行等金融機構通過吸收存款和發放貸款，實現資本積累和要素調整，進而影響地區產業結構水平[1]。傳統金融發展水平可能是數字普惠金融對產業結構升級產生差異化影響的原因之一，所以本文將傳統金融發展水平作為門限變量。傳統金融發展水平用金融機構存貸款總額占地區生產總值的比重來衡量。科技研發水平(RDE)，本文用各城市研發(R&D)經費內部支出的對數來衡量科技研發支出水平。數字普惠金融是將互聯網等數字技術運用于傳統金融領域來降低金融服務的門檻和成本，提升金融機構抗風險能力。數字普惠金融發展需要依靠技術創新，科技研發水平影響技術創新水平，所以本文將科技研發水平作為門限變量。教育水平(EDU)，金融素養和金融知識對普惠金融發展有著促進作用，更多的金融知識能夠加強金融基礎設施在金融服務中的作用效果。因此，促進金融發展，除擴大金融基礎設施建設外，金融教育也是重要的工具[38]。教育水平高的地區，人們通常能夠接受更多金融知識教育，更有利于數字普惠金融在推動產業結構升級過程中作用的發揮。所以本文將教育水平作為門限變量。城市教育水平用各城市高等學校在校學生數的對數表示。

2.數據說明

本文在選取數據時，剔除了行政區劃變動和數據缺失嚴重的地區，最終選取2011—2018年277個城市的相關數據進行研究。其中，除數字普惠金融指數來自北京大學數字普惠金融指數外，其他數據則來自各省份的統計年鑒、《中國城市統計年鑒》和科技統計年鑒。對于部分缺失值，采用均值法進行填補。數據描述性統計如表1所示。

表1 描述性統計

四、實證結果與分析

(一)基準回歸結果

本文的基準回歸結果見表2。為了進行比較，分別采取隨機效應模型和雙向固定效應模型對全樣本數據進行回歸，并在回歸中對標準誤進行了市級層面的聚類穩健處理。回歸結果顯示，無論是采用隨機效應模型還是固定效應模型，數字普惠金融指數的估計系數值都為正，且都在1%水平上顯著，顯示從整體看，數字普惠金融可以有效地助推產業結構升級及優化。數字普惠金融在帶動傳統金融業發展的同時，還能促進企業創新[39]、有效提升居民消費水平[40]，這些影響都對產業結構升級產生促進作用。

表2 基準回歸結果

從數字普惠金融的細分指標看，數字普惠金融覆蓋廣度、使用深度的估計系數值都為正，且分別在1%、10%的水平上顯著，而數字化程度的估計系數值不顯著，這說明在2011—2018年，數字普惠金融對產業結構升級的促進作用主要是從數字普惠金融的覆蓋廣度和使用深度兩個渠道實現的。數字普惠金融利用大數據技術提高金融機構的風險管控能力，降低了金融服務的門檻和成本，從而有助于解決中小微企業在傳統金融模式下融資難的問題。數字金融能夠鼓勵小微企業進行創業[41]。隨著數字普惠金融覆蓋范圍不斷擴大，能夠享受數字金融服務的主體數量持續增加，尤其是中小型企業的經營活力得到激發，這有利于促進城市產業結構水平提升。優化資源配置是實現產業結構升級的重要途徑之一。相較于傳統金融機構，數字金融機構使金融服務更加便利化、高效化，企業和個人使用金融服務的頻率增加，數字金融機構在資金積累的基礎上不斷調節資金配置，有利于資金高效利用，從而推動城市產業結構優化升級。信息和通信技術促進數字金融發展，金融部門能夠利用信息和通信技術彌補傳統金融發展的不足，給更多地區和企業提供融資服務[42]。但目前中國數字金融市場軟件基礎設施不完善，在數字化支持金融發展過程中還存在信用風險和利率風險[43]，這些因素可能影響數字普惠金融的數字化程度對產業結構升級的促進效果。

(二)內生性和穩健性檢驗

本文采取的雙向固定效應模型雖然在一定程度上減少了不隨時間變化的遺漏變量帶來的內生性問題，但隨時間變化的遺漏變量以及數字普惠金融與產業結構雙向因果關系還可能使基準回歸結果因內生性問題而存在偏差。因而，在做內生性檢驗時，本文使用二階段最小二乘(2SLS)法。在工具變量選取時，參考梁雙陸和劉培培(2019)[44]、楊虹和王喬冉(2021)[15]的做法，將互聯網普及程度(INTER)作為數字普惠金融指數的替代變量。互聯網普及程度滿足工具變量的兩個基本特征。一方面，數字普惠金融體現了金融業的數字化水平，數字普惠金融發展需要依托互聯網這一數字化基礎設施，二者之間具有相關性。另一方面，互聯網作為一種基礎設施，普及程度受國家發展規劃和財政投入的影響，與產業結構升級之間并不存在直接關系，滿足外生性的假定。互聯網普及程度用各城市互聯網寬帶接入戶數的對數衡量。估計結果如表3所示。從表中可以看出，在第一階段的估計中，INTER的估計系數值在1%水平上顯著為正，顯示互聯網普及程度和數字普惠金融高度相關。第一階段的KWF檢驗值為735.83，遠大于10%臨界值水平下的16.38，說明不存在弱工具變量問題。與此同時，由DWH的檢驗結果可知，基準回歸結果可能存在內生性問題，要通過第二階段回歸對基準回歸結果進行驗證。由第二階段檢驗結果可知，數字普惠金融的估計系數仍為正，且在1%水平上顯著，與基準回歸結果一致。

表3 內生性檢驗和穩健性檢驗結果

為了進一步確保基準回歸結果的準確性，本文參照杜金岷等(2020)[12]的做法，采用剔除部分樣本和更換變量衡量方式這兩種方法進行穩健性檢驗。業界普遍認為數字金融在2013年余額寶上線以后得到迅猛發展，因此本文剔除了2011年和2012年的數據再次進行基準回歸，回歸結果如表3所示。此外，本文還更改了變量的衡量方式，用人均實際利用外資額的對數、實際地區生產總值的對數、人均郵電業務額的對數和研發內部經費與地區生產總值的比值分別表示對外開放程度、地區經濟發展水平、數字基礎設施建設水平和科學技術發展水平，進行回歸，結果如表3所示。由兩次回歸結果可知道，數字普惠金融影響產業結構升級的估計系數值為正，且在1%的水平下顯著，與基準回歸結果一致，可見基準回歸結果是穩健的。

(三)影響機制檢驗

在數字普惠金融影響產業結構升級的過程中是否存在中介機制呢？這需要進行中介效應檢驗。本文參照涂強楠和何宜慶(2021)[16]、成學真和龔沁宜(2020)[30]的研究，選取科技創新、消費水平和傳統金融三個指標作為中介變量進行中介效應分析。科技創新用各城市專利授權數的對數形式衡量，消費水平用各城市社會消費品零售總額與地區生產總值的比值衡量，傳統金融用金融機構的存貸款總額占地區生產總值的比重衡量。檢驗中介效應的方法主要包括系數乘積法、系數差異法和逐步因果回歸法，相較于其他兩種，系數乘積法有更高的檢驗效力[45]。系數乘積法又包括索貝爾(Sobel)檢驗和自助法(Bootstrap)檢驗。本文采用Bootstrap法檢驗中介效應，檢驗得到的結果見表4。從表4可以看出，三個中介變量對產業結構升級的間接效應95%的置信區間內都不包含0，表明數字普惠金融在對城市產業結構升級影響過程中存在著中介機制。科技創新、消費水平和傳統金融間接效應的估計系數值分別為0.006 2、0.021 7、0.021 1，且均在1%的水平上顯著。科技創新帶來的中介效應在數字惠普金融給產業結構升級帶來的總效應中占比為8.6%，消費水平和傳統金融帶來的中介效應在總效應中占比分別為30.14%和29.31%。可以看出，消費水平在數字普惠金融影響下對產業結構升級的間接貢獻率最大，傳統金融次之，科技創新的貢獻率最小。中介效應檢驗結果顯示，數字普惠金融不僅直接影響產業結構，還通過影響科技創新、消費水平和傳統金融間接促進城市產業結構升級。

表4 中介效應分析結果

(四)區域異質性檢驗

近些年來，數字普惠金融發展迅速，數字普惠金融惠及領域不斷擴大。中國地域廣闊，各區域間存在明顯發展差距。數字普惠金融對產業結構的作用效果是否受到這種區域差異的影響？為了探究這個問題，本文按照各城市所屬的區域，將樣本數據分為東、中、西部三組，進行區域異質性檢驗，檢驗結果見表5。從表5中可以看出，無論是否加入控制變量，東部和中部地區數字普惠金融的估計系數值均在1%的水平上顯著為正，西部地區的估計系數值不顯著。這顯示數字普惠金融提高了東部和中部地區城市的產業結構水平，但未對西部地區城市產業結構升級產生影響。

表5 區域異質性分析結果

數字普惠金融是以傳統金融為基礎，借助互聯網等數字技術提供更多金融服務來促進金融業發展。這就說明數字普惠金融在促進產業結構發展的過程中需要依靠傳統金融和技術創新。

東部地區城市在傳統金融和技術創新領域具有先天發展優勢。東部地區既擁有上海等金融中心城市，又擁有杭州、深圳等率先研發并實施數字金融的城市。數字普惠金融在東部地區實施以后，數字金融機構給企業和個人提供多樣化金融產品，隨著數字普惠金融使用深度加深，數字金融機構能夠實現資源有效配置[11]，促進東部地區城市產業結構升級。

近年來，中部地區崛起，在傳統金融和科技創新領域獲得了較快發展。數字普惠金融又為中部地區城市這兩個領域發展提供契機。中部地區的產業結構水平落后于東部地區，有較大的發展空間。數字普惠金融實施以后，金融業快速發展，傳統金融機構存在的企業融資難問題得到了有效解決，這有利于中部地區第二產業、第三產業的發展，從而帶動中部地區城市產業結構優化升級。

西部地區各方面發展都相對落后，在偏遠山村地區，甚至沒有實現互聯網和傳統金融的全覆蓋。數字普惠金融作為一種新興的金融服務方式，在西部地區可能缺乏基礎條件支持，難以在產業結構升級中發揮促進作用。

(五)門限效應模型回歸結果

區域異質性檢驗結果顯示，不同區域城市的數字普惠金融在影響產業結構升級的過程中，其影響效果存在著差異性。為了進一步檢驗這種區域差異的內在機制，以及探討數字普惠金融的產業結構升級效應是否是線性的，本文分別以數字普惠金融指數本身、傳統金融發展水平(FINA)、科技研發水平(RDE)和教育水平(EDU)為門限變量，檢驗數字普惠金融在助推產業結構升級過程中門限效應的存在性。

運用面板門限模型和相關數據，檢驗各門限變量的門限性質，相關結果如表6所示。從表6可以看出，以數字普惠金融指數和傳統金融發展水平作為門限變量時，單門限和雙門限都在1%的水平上通過了顯著性檢驗；科技研發水平在1%的顯著性水平上通過了單門限檢驗，但雙門限檢驗結果不顯著；教育水平未通過單門限的顯著性檢驗，但在5%的顯著性水平上通過了雙門限檢驗。

表6 門限效應存在性檢驗結果

接下來對數字普惠金融指數、傳統金融發展水平和教育水平進行雙門限模型回歸，對科技研發水平進行單門限模型回歸，回歸結果如表7所示。

表7 門限效應回歸結果

從表7中可以看出，當以數字普惠金融指數作為門限變量時，雙門限的估計值為4.994 2和5.269 2。當數字普惠金融發展水平小于等于4.994 2時，數字普惠金融促進城市產業結構水平提升，當數字普惠金融發展分別越過4.994 2和5.269 2這兩個門限值時，數字普惠金融推動城市產業結構升級的能力持續增強。這顯示數字普惠金融影響產業結構升級的過程是非線性的。在發展初期，數字普惠金融應用的領域和區域較小，提升產業結構水平的能力也相對較弱。隨著數字普惠金融持續發展，其所提供的金融服務所覆蓋的領域和區域不斷擴大，金融產品種類增多，企業和個人使用數字金融的頻率不斷增加，當數字普惠金融發展越過門限閾值后，會以更強的作用力度推進產業結構優化升級。

當以傳統金融發展水平作為門限變量時，雙門限的估計值為1.971 9和3.161 2。當傳統金融發展水平小于等于1.971 9時，數字普惠金融對產業結構有正向影響，當傳統金融發展分別越過1.971 9和3.161 2這兩個門限值時，數字普惠金融影響產業結構升級的正向作用力度不斷加大。數字普惠金融以傳統金融為基礎，人們使用傳統金融熟練程度越高，對數字金融接受能力就越強[20]。傳統金融業不斷發展，并越過門檻閾值后，數字金融普及度隨之大幅提升，對產業結構升級的促進作用有所加強。

當以科技研發水平作為門限變量時，單門限的估計值為2.368 4。數字普惠金融在科技研發水平的兩個門限區間內都有效促進城市產業結構水平提升，但這種促進作用在跨越門檻閾值2.368 4以后，變得更加強勁。數字普惠金融憑借大數據實現對資金供需和融資主體信息風險的精準評估，通過數字化手段實現資金便捷高效配置。這表明，數字金融在發揮作用的過程中需要技術支持。科技研發投入不斷增加并突破門檻閾值后，技術水平有所提升，數字普惠金融發展得到更多的技術支持，從而促使產業結構更加優化。

當以教育水平作為門限變量時，雙門限的估計值為2.256 2和2.276 6。教育水平無論處于哪一個門限區間，數字普惠金融對產業結構升級都有明顯促進作用。這種促進作用在教育水平小于第一個門限值時較強，在教育水平位于兩個門限值之間時有所減弱，在教育水平越過第二個門限值時，回升到比之前更高的水平。兩個門限值相差十分微小，說明數字普惠金融對產業結構促進效應減弱的時間非常短暫。這可能是因為，在教育水平較低的地區，以發展第一產業為主，數字普惠金融水平較小提升就會給產業結構發展帶來較大影響。數字普惠金融的這種快速助推作用，在產業結構取得一定發展后會進入一個緩慢期。當教育水平發展到新高度并突破第二個門限值，能夠為數字普惠金融發展和普及提供更多的人才支持，從而更有效地提升城市的產業結構水平。

這部分門檻效應主要是從供給方面設置門檻條件，分析門檻條件變化引起的數字普惠金融影響產業結構升級的效果的變化，重點考察正面促進影響，考察負向抑制影響則較小。其實，在數字普惠金融發展和推進過程中還存在著“使命漂移”和“有效需求不足”兩種負面效應，這是兩個負向傳導機制[13]。“使命漂移”效應可以用來解釋在當前數字普惠金融成長中出現的現實背離預期的現象。在實踐中，小微金融企業是推動數字普惠金融成長的重要主體和主要動力，但是其商業可持續性與普惠目標卻較難兼容，很難兼得，即存在一定程度上的“使命漂移”[46]。現實中存在著“使命漂移”效應，不利于產業結構升級。“有效需求不足”效應是指中小微企業對金融服務需求不足。相對于國有或大型企業，中小微企業作為金融服務需求方，其金融知識較缺乏，抑制了其對金融服務的有效需求，即不能有效對接和使用金融服務[47]。“有效需求不足”效應也會抑制產業結構升級。

五、結論及啟示

本文選取2011—2018年277個地級市的面板數據，運用固定效應模型研究數字普惠金融助推城市產業結構升級的效果，并通過中介效應和門限效應模型分析影響作用的內在機制。研究結果表明：

(1)數字普惠金融助推了城市產業結構升級，并且助推作用主要經由數字普惠金融的覆蓋廣度和使用深度兩個渠道來實現。(2)數字普惠金融不僅能直接影響產業結構，還能通過影響科技創新、消費水平和傳統金融，間接促進城市產業結構升級。(3)數字普惠金融影響城市產業結構的表現存在著區域異質性。數字普惠金融提升了東部和中部地區城市的產業結構，未對西部地區城市產業結構產生影響。(4)數字普惠金融對城市產業結構的影響是非線性的，當數字普惠金融、傳統金融、科技研發水平越過門限值后，數字普惠金融促進城市產業結構升級的作用力會隨著門檻值的提高逐漸加強，教育水平在跨越兩個門限值時，數字普惠金融推動產業結構升級的正向效應會表現出先減弱后增強趨勢。

基于本文研究結果，可以得到如下啟示：(1)政府要鼓勵發展數字普惠金融，擴大數字普惠金融覆蓋范圍，使數字普惠金融惠及更多領域和地區。發揮好數字普惠金融低門檻、低成本、優服務的特點，為中小微企業和傳統金融發展落后的地區提供更多的金融服務，激發金融市場的發展活力，以金融發展帶動其他部門發展，助推城市產業結構轉型和升級。(2)地方政府要以“互聯網+”、數字經濟、智能經濟發展為契機，推進和加強數字基礎設施建設，優化數字普惠金融成長的硬設施和軟環境，增強數字普惠金融助推產業結構升級的作用。特別要注重提升經濟發展落后地區數字技術的普及程度，提高這些地區的互聯網覆蓋率。(3)要發揮好數字普惠金融在推進科技創新，提高居民消費水平和促進傳統金融發展等方面的作用，從而進一步推進產業結構優化升級。(4)對西部地區來說，要提高傳統金融服務水平，提高人們對金融的認知程度，增強他們使用金融工具的意識，還要提升當地技術和教育水平，為數字普惠金融的實施創造良好的基礎。