數字金融對產業結構升級的影響效應及作用機制研究

【摘 要】 作為新興金融業態，數字金融憑借其普惠性、創新性、協同性等優勢，成為加快產業結構優化升級、夯實現代化產業體系、形成新質生產力的重要支撐。文章基于2013—2022年30個省份的面板數據，通過雙向固定效應模型實證檢驗了數字金融對產業結構升級的影響效應及其作用機制。研究表明：數字金融對產業結構升級具有明顯的正向推動作用；機制檢驗表明，數字金融可以通過緩解融資約束、提高居民消費對產業結構升級產生顯著的促進效應。進一步分析發現，數字金融對產業結構升級的影響存在明顯的發展階段異質性，特別是“十三五”規劃以來，數字金融和居民消費對產業結構升級的促進作用比之前階段更為顯著。鑒于此，文章提出應大力支持數字金融發展并借以緩解融資約束、刺激居民消費，以及制定差異化發展戰略等政策建議。

【關鍵詞】 數字金融； 產業結構升級； 融資約束； 居民消費

【中圖分類號】 F832；F062.9 【文獻標識碼】 A 【文章編號】 1004-5937（2024）24-0054-10

一、引言

黨的二十大報告指出，“高質量發展是全面建設社會主義現代化國家的首要任務”[1]。2023年9月，習近平總書記在黑龍江考察時提出“新質生產力”這一概念，為推動高質量發展提供了新的理論指導。產業是發展的根基，加快形成新質生產力必須建設現代化產業體系。建設現代化產業體系是構建新發展格局、推動高質量發展的必然要求。黨的二十屆三中全會強調，要推動技術革命性突破、生產要素創新性配置、產業深度轉型升級，積極發展科技金融、綠色金融、普惠金融、數字金融等。

推動產業結構調整升級是建設現代化產業體系、增強產業核心競爭力、促進產業邁向全球價值鏈中高端的重要舉措，是高質量發展的前提基礎。黨的十八大以來，我國產業升級轉型加速推進，產業結構日益完善，產業鏈韌性不斷增強，在國際產業布局與供應鏈網絡中扮演關鍵角色，為加快建設現代化產業體系和推動經濟高質量發展打下了堅實基礎。與此同時，也要清醒認識到，我國產業發展依然面臨“路徑依賴”與“低端鎖定”困境[2]，產業結構不合理、科技創新能力不強、核心技術缺乏、先進制造業和現代服務業發展滯后等矛盾和問題依然存在。因此，迫切需要加快推動產業結構優化升級，夯實現代化產業體系基底。

產業結構的優化升級離不開金融支持與協同發展。實體經濟是金融的根基，服務實體經濟是金融業的天職，金融發展是推動產業結構升級的重要動力之一。作為現代經濟的核心要素，金融可通過向高附加值、高利潤率的產業集聚資金與導向，或者通過為企業進行技術改造與研發創新提供必要的資金支撐，以及通過金融創新業務為高新技術產業發展創造鎖定風險的平臺等，直接或間接地促進產業結構轉型[3]。然而，由于金融體系發展尚不完善、金融供需失衡、金融“脫實向虛”等原因，金融尚不能有效服務產業結構轉型升級，甚至干擾了實體經濟的正常運行[4]。

值得關注的是，作為暢通傳統金融堵點的“催化劑”[4]，數字金融的發展及其對產業結構升級的影響已引起學術界廣泛討論。現有文獻認為，憑借低門檻、低成本及廣覆蓋等優勢特征[5]，數字金融能有效降低融資成本、服務門檻和金融排斥程度[6]，跨越時間空間的限制，拓寬金融服務邊界，從而促進金融供需的有效匹配。多數學者已就數字金融可為產業結構升級帶來新機遇達成一致觀點[3，7]，但也有學者指出，數字金融對產業結構升級的促進作用具有異質性，在中東部等經濟水平發達的地區更為顯著[8]。有學者進一步研究指出，數字金融在對本地區的產業結構升級發揮明顯推動作用的同時，可能會對周邊地區的產業結構升級產生抑制效應[9]。另有學者研究發現，數字金融的發展推動了服務業生產率的提升，有利于緩解服務業“鮑莫爾成本病”[10]。此外，一些學者還探討了科技創新、信貸政策、勞動力流動、資本配置效率等因素在數字金融對產業結構升級影響中的中介效應。

綜上所述，現有文獻已就金融發展特別是數字金融發展對產業結構升級的影響做了較為深入的探討，為本文提供了很多有價值的觀點。但在數字金融發展通過何種路徑影響產業結構升級方面依然存在不足，而此種內在機制的識別對于發展數字金融和調整產業結構均具有關鍵性意義。此外，現有文獻鮮有考慮到數字金融發展對產業結構升級的異質性影響，特別是各地區數字金融的不同發展階段對產業結構升級的異質性影響。基于此，在數字金融加速發展以及“加快建設以實體經濟為支撐的現代化產業體系”“金融要把為實體經濟服務作為出發點和落腳點”“增強消費對經濟發展的基礎性作用”等黨的二十大決策部署深入實施的大背景下，本文探究“數字金融促進產業結構升級”及其內在機制具有較強的理論和現實意義。與已有研究相比，本文可能的貢獻主要在于：首先，在深入分析數字金融發展影響產業結構升級的內在機理基礎上，基于2013—2022年30個省份的面板數據，實證考察了數字金融發展對產業結構升級的影響；其次，以融資約束、居民消費作為機制變量，揭示了融資約束、居民消費在數字金融發展對產業結構升級影響中的機制效應，為新發展階段加快實現產業結構升級提供了路徑參考。此外，考慮到各地區數字金融發展的階段性特征，本文實證檢驗了數字金融在“初始”和“加速”兩個發展階段對產業結構升級的異質性影響，為各地區基于自身數字金融發展水平因地制宜、精準施策提供了參考。

二、理論分析與研究假設

（一）數字金融與產業結構升級

產業結構升級是指生產要素在三次產業間以及產業內部合理有效配置、相互協調均衡、生產效率穩步提升的發展過程[11]。產業結構轉型升級的目標是實現經濟增長方式從外延型增長轉向內涵型增長。產業結構升級離不開金融支持，金融發展對產業結構變遷存在不容忽視的影響。銀行等傳統金融機構通過增加資金供給、降低交易成本、分散研發風險等途徑促進產業結構升級[7]。由于受時間和空間限制、信息不對稱導致交易成本過高以及傳統金融機構帶有顯著的風險規避特性等原因[12]，傳統金融尚難以滿足產業結構升級過程中的多元化資金需求。數字金融增強了金融資源的普惠性和均等性，有利于化解“金融排斥”并優化金融資源在不同產業間配置，重點支持創新型企業發展，從而促進產業結構轉型升級[13]。通過創新性地與大數據、云計算等新技術融合，數字金融為解決金融借貸雙方信息不對稱問題提供了有效方案，多維度分析企業創新項目和企業信用，控制信貸風險的同時為中小微企業提供無差別跨空間金融服務[14]。支付的便捷性和多場景應用通過網絡和數字化技術得以實現，數字金融借此延伸服務深度，刺激國民消費需求[15]。數字金融平臺上通俗易懂的宣傳素材能夠大大緩解“長尾”家庭因知識不足而被金融排斥的困境[14]，擴大金融服務范圍。居民流動性約束的降低和消費需求的提高會倒逼企業研發創新以提高產品質量，在需求端引領產業結構升級。基于上述分析，本文提出假設1。

H1：數字金融發展有利于促進產業結構升級。

（二）數字金融、融資約束與產業結構升級

技術創新是促使產業結構升級的重要力量，但技術創新需要大量的資金支持，而資金無非源自內部融資和外部融資兩個渠道。相對而言，進行研發活動的創新型企業能夠擁有更高的生產率和資本回報率，在資本逐利性的驅動下，資金會優先流向這些企業，為產業結構優化升級輸送持續資金與服務支持[15]。然而，由于研發活動具有長期性、高風險性和不可逆性等特點，也更易受到外部融資約束的影響[16]。信息不對稱和資本市場不完備是造成融資約束的主要原因。企業能否獲得充足的資金維持創新活動，取決于其自身融資能力以及外部金融環境的有效性[17]。商業銀行等金融機構通過建立儲蓄-投資渠道，將金融資本轉變為產業資本為企業提供貨幣金融服務[18]。數字金融的發展所帶來的外部融資約束放松對企業研發活動與技術創新具有明顯的積極效應[16]。數字金融利用數據獲取、評估處理與匹配優勢，對借貸雙方風險和信用進行精準把控，構建基于銀行-企業密切聯系的有效信息網絡，為投資者提供更多有關企業投融資決策的信息，進而為更多優質企業和項目提供生產經營活動所需要的資金[18]。此外，數字金融利用網絡技術吸納市場上的閑散資金，擴大資金來源，推動金融資源合理配置，為緩解企業融資約束創造可能性[17]。基于上述分析，本文提出假設2。

H2：數字金融發展通過降低融資約束進而促進產業結構升級。

（三）數字金融、居民消費與產業結構升級

黨的二十大報告指出，“把實施擴大內需戰略同深化供給側結構性改革有機結合起來”，旨在通過需求側的消費升級引領供給側的產業升級。從邏輯上看，產業升級既有可能是消費升級帶動的，也有可能是新發明和產品創新推動的。但任何發明和創新都必須服務于市場需求。因此，從全社會再生產角度來看，產業升級歸根到底是消費升級帶動的結果，消費需求是決定產業結構升級的最終動力[19]。一方面，隨著收入水平的提高，人們會降低需求收入彈性低的食品等生活必備品的需求，而相應地增加需求收入彈性高的高端制造業和高端服務業的需求。生產商會迅速根據這一需求變化，轉向生產更高質量和更具創新性的產品，這種消費升級將直接帶來制造業和服務業的高端化[19]。另一方面，需求引領供給，消費需求的升級會激勵生產商加大研發投入和技術創新。生產商通過優化產品功能、提高產品品質來進一步滿足消費者高級化的需求，或創造新興產品和服務以刺激新消費需求，將使得生產要素從傳統產業向中高端產業進行轉移和重新配置，這將間接助力相關產業的升級[20]。

數字金融已成為現階段我國恢復和擴大居民消費的重要手段。基于移動終端等運行的數字金融有效克服了傳統金融的局限性，這也是其能夠對居民消費產生積極影響的前提和基礎[21]。首先，隨著數字基礎設施的不斷完善，數字金融能夠打破傳統金融機構的時空限制，顯著地提高金融服務的可獲得性。即使是貧困落后地區的居民也能夠通過智能手機電子支付終端隨時隨地在相關電商平臺購買自己所需的商品和服務。其次，在傳統金融模式下，資金流動性不足的消費者需要憑借優質資產向金融機構抵押貸款，這在一定程度上限制了消費者的現期消費。但數字金融條件下，不具有抵押資產但是具有較高信用的消費者能夠以較低的信貸成本獲得必要的消費貸或信用貸，從而實現其現期消費[22]。再次，支付寶、微信等支付方式的出現，降低了消費者對于支付數額的敏感性以及“沖動消費”的心理負擔，無形之中刺激了消費者的購買欲望，通過優化支付結算促進居民消費總量的增加和消費結構的優化升級。最后，數字金融可以憑借其規模經濟和范圍經濟的優勢，拓寬居民小額資金投資渠道，提高居民投資回報率，進而促進居民財富增長和居民消費提升[21]。基于上述分析，本文提出假設3。

H3：數字金融發展通過提高居民消費進而促進產業結構升級。

三、研究設計

（一）數據來源與描述性統計

為確保研究結論的準確性和可靠性，本文所使用的數字金融數據均源于《北京大學數字普惠金融指數》，被解釋變量以及其他變量數據均來自于國家統計局和各省份統計公報。因西藏和港澳臺地區數據缺失較多，無法縱向比較，故本文選取除上述地區外30個省份2013—2022年共計300個樣本量的數據作為分析對象。

（二）變量說明

1.被解釋變量

本文被解釋變量為產業結構升級。目前，學術界尚未形成統一的用來衡量產業結構升級的指標標準，部分學者選擇單一指標如泰爾指數、產業結構層次系數等對產業結構升級進行測度；也有學者利用熵權法從多角度綜合測算產業結構升級。產業結構升級是生產過程中產業結構布局合理性與科學性的體現，不僅表現為第二產業、第三產業在國民生產總值中比重的提高，還包括產業間及產業內部生產效率的提升。因此，為使產業結構升級的內涵得到充分體現，本文參照曹芳芳等[23]的做法，選取兩個維度三個指標衡量產業結構升級。第一維度為產業間結構轉變，用第三產業產值比重（Proportion3）和產業結構層次系數（R）進行測度。產業結構層次系數具體公式為R=■■×k，其中，Y為產業增加值，k為第一、二、三產業，n為產業數。第二維度為產業內勞動效率提升，用第三產業的勞動生產率（Pergdp3）測度，即第三產業增加值與相應的就業人數之比。

2.解釋變量

本文將北大數字普惠金融中心編制的數字金融（FI）指數作為核心解釋變量。這一指標系統而全面地描繪了中國數字金融的發展脈絡與現狀，成為評估各地數字金融發展水平的重要依據，具有較高的科學性和合理性[5]。

3.機制變量

本文選取融資約束（M）和居民消費（C）作為機制變量。其中，參照丁一兵等[16]、楊力等[18]的做法，選用地區金融機構貸款余額/地區生產總值衡量融資約束水平；參照賀唯唯等[24]的做法，選取城鄉居民人均消費支出對數衡量居民消費規模。具體計算方法為：

城鄉居民人均消費支出對數=Ln（城鎮居民人均消費支出×城鎮常住人口比重+農村居民人均消費支出×農村常住人口比重）

4.控制變量

結合薛秋童等[3]的研究，本文將對經濟發展水平、政府參與程度、外商投資、科技創新能力等多個變量進行控制。具體指標包括：（1）經濟發展水平（Pgdp），以人均地區生產總值的對數表示；（2）人力資本水平（HR），以普通高等學校在校人數占地區總人口比重表示；（3）政府參與程度（GOV），以政府財政支出與地區生產總值的比值表示；（4）交通基礎設施（Road），以人均城市道路面積表示；（5）外商投資水平（Fore），以歷年人民幣匯率折算的各地區實際利用外商投資額與GDP之比表示；（6）城鎮化水平（Urb），以各省份城鎮人口數與地區總人口的比值表示；（7）科技創新能力（Tech），以各省份專利申請授權量取對數表示。

（三）模型構建

1.基準模型構建

為檢驗數字金融對產業結構升級的影響，本文構建如下基準模型：

Proportion3i，t=α0+α1FIi，t+α2Contr-

olsi，t+νi+γt+εi，t （1）

其中，Proportion3i，t表示第三產業產值比重，可替換為產業結構層次系數Ri，t和第三產業勞動生產率Pergdp3i，t；α0、α1、α2分別為常數項系數、核心解釋變量系數以及控制變量系數；FIi，t表示核心解釋變量，本文主要指數字金融；Controlsi，t為一系列控制變量；νi為地區固定效應，γt為時間固定效應，εi，t表示隨機擾動項。

2.機制檢驗模型構建

為考察數字金融是否通過融資約束、居民消費影響產業結構升級，本文嘗試通過“兩步法”和“Bootstrap檢驗”探究融資約束、居民消費的作用機制。根據江艇[25]提出的操作建議，在理論闡述融資約束、居民消費對產業結構升級顯而易見的促進作用后，將重心放在回歸公式2和公式3上，構建“兩步法”討論融資約束、居民消費的機制作用。進一步，參照譚蓉娟等[26]的做法，采用更為穩健的系數乘積檢驗法Bootstrap檢驗對融資約束、居民消費的機制作用進行驗證，當間接效應置信區間不包含零值時，說明數字金融通過緩解融資約束、提升居民消費促進產業結構升級的機制檢驗通過顯著性水平檢驗。

Proportion3i，t=α0+α1FIi，t+α2Controlsi，t+νi+γt+εi，t （2）

***i，t=β0+β1FIi，t+β2Controlsi，t+νi+γt+εi，t （3）

其中，***i，t為機制變量，包括融資約束Mi，t和居民消費Ci，t。

各變量的描述性統計結果見表1。

四、實證結果與分析

（一）基準結果分析

表2報告了數字金融對產業結構升級影響的基準回歸結果。通過F檢驗和豪斯曼檢驗后確定最優模型為個體和時間雙固定模型。列（1）到列（15）整體顯示在時間和個體固定的情況下，數字金融顯著促進第一維度產業間結構轉變和第二維度產業內效率提升。其中列（1）和列（6）顯示，不加入控制變量的情況下，數字金融對第三產業產值比重和產業結構層次系數的回歸估計分別為0.065和0.081，且在5%的水平上顯著。列（2）和列（7）顯示，加入控制變量后，該回歸系數變為0.107和0.126，且在1%的水平上顯著。列（11）和列（12）分別顯示在加入控制變量前后，數字金融對第三產業勞動生產率的回歸估計分別為10.910和6.461，均在1%的水平上顯著。進一步從數字金融各維度上進行檢驗。列（3）到列（5）、列（8）到列（10）、列（13）到列（15）分別展示了數字金融覆蓋廣度、使用深度、數字化程度對產業間結構轉變和產業內效率提升的回歸估計系數，均通過顯著性水平檢驗。綜上說明，在其他條件相同的情況下，數字金融通過發揮普惠性、降低成本、控制風險等顯著地促進了產業結構轉型升級，H1得到驗證。

（二）內生性與穩健性檢驗

1.內生性檢驗

盡管本文已經盡可能控制相關變量，但內生性問題依舊可能存在。為削弱這種潛在內生性問題帶來的干擾，本文將工具變量選定為互聯網寬帶接入用戶數量（NET）和數字金融滯后一期變量（LFI）。表3展示了兩階段回歸結果，F統計量均顯著地大于10，表明工具變量通過了“弱工具變量檢驗”。列（1）、列（5）為工具變量對核心解釋變量數字金融的回歸結果，估計系數分別為0.010、0.732，在1%的水平上顯著為正，表明工具變量對核心解釋變量有顯著影響。列（2）到列（4）、列（6）到列（8）展示了在不同工具變量的條件下，核心解釋變量數字金融對第三產業產值比重、產業結構層次系數和第三產業勞動生產率各自的回歸估計系數，均在1%的水平上顯著，表明將內生性納入考慮范圍后，數字金融依然顯著促進產業結構升級。此外，在后續采用系統GMM估計法對穩健性進行檢驗時（如表4所示），對被解釋變量均進行了滯后處理，在一定程度上解決了“產業結構升級快，數字金融發展更好”這樣的反向因果關系導致的內生性問題，進一步證實了前文的結論。

2.穩健性檢驗

（1）替換被解釋變量

通過替換被解釋變量可以達到檢驗穩健性的目的，因此，本文參照王鵬[27]的做法，選取數學變形后的泰爾指數（RTL）作為替換產業結構升級的變量進行實證檢驗，其中RTL=Ln（■）。結果如表4列（1）所示：數字金融對被解釋變量RTL的回歸系數為1.002，且在1%的水平上顯著為正，說明替換被解釋變量后，數字金融仍顯著促進產業結構升級，由此證明實證結果不受度量方式的影響。

（2）滯后所有控制變量

借鑒薛秋童等[3]的聯立方程偏誤研究方法，將控制變量作滯后一期處理后再進行回歸檢驗，結論如表4列（2）—列（4）所示。此時數字金融對第三產業產值比重、產業結構層次系數和第三產業勞動生產率的回歸估計分別為0.102、0.122和4.858，均在1%的水平上顯著為正，與基準回歸結果一致。

（3）剔除部分直轄市數據

由于直轄市的金融發展較其他省份增長較快和有明顯區位優勢，可能影響回歸結果。因此，將樣本中的四個直轄市剔除后再進行回歸檢驗，結論如表4列（5）—列（7）所示。數字金融對第三產業產值比重、產業結構層次系數和第三產業勞動生產率的回歸估計分別為0.117、0.142和7.343，且在1%的水平上顯著，再次證明基準回歸結果是穩健的。

（4）系統GMM估計

更換回歸模型可以達到穩健性檢驗的目的，本文選擇系統GMM估計法對回歸進行檢驗，結果如表4列（8）—列（10）所示。AR（1）統計量均小于0.1，AR（2）統計量均大于0.1，表明殘差序列一階相關，二階不相關；Hansen檢驗結果p值均大于0.1，且不顯著，表明工具變量不存在過度識別問題，模型選擇有效。在有效系統GMM估計下，數字金融對第三產業產值比重、產業結構層次系數和第三產業勞動生產率的回歸估計系數分別為0.121、0.141和2.535，均顯著為正，這與基準回歸結果一致。

（三）機制檢驗

1.融資約束的機制檢驗

如表5結果所示，列（1）顯示數字金融對融資約束的回歸估計為0.467，通過5%的顯著性水平檢驗，列（2）、列（3）顯示在通過內生性和穩健性檢驗后，該結果仍然成立，由此表明數字金融顯著緩解融資約束。融資約束的Bootstrap檢驗結果如表5所示，可以觀察到數字金融對產業間結構轉變和產業內效率提升的影響中融資約束的間接效應系數分別為0.017、0.018、0.463，置信區間分別為（0.004，0.030）、（0.004，0.032）、（-0.033，0.959），數字金融對產業間結構轉變影響中融資約束的置信區間不包含0值，Bootstrap機制檢驗通過，表明數字金融通過緩解融資約束促進產業間結構轉變；數字金融對產業內效率提升影響中融資約束的影響系數為正、但置信區間包含0值，Bootstrap機制檢驗不通過，這可能與第三產業勞動生產率相對較低有關。這也反映出當前第三產業生產效率亟待提升，應該進一步發揮好數字金融對第三產業轉型升級的推動作用。

2.居民消費的機制檢驗

如表6所示，列（1）顯示數字金融對居民消費的回歸估計為0.156，通過5%的顯著性水平檢驗；列（2）—列（4）顯示在通過內生性和穩健性檢驗后，該結果仍然成立，由此表明數字金融顯著促進居民消費水平提升。Bootstrap檢驗結果如表6所示，可以觀察到數字金融對產業間結構轉變和產業內效率提升的影響中居民消費的間接效應系數分別為0.024、0.022、0.634，置信區間分別為（0.008，0.041）、（0.005，0.04）、（0.010，1.257），均不包含0值，Bootstrap檢驗通過。綜合表明，數字金融通過提高居民消費促進產業結構轉型升級，H3得到驗證。

五、異質性分析

數字金融的發展是不斷變化、不斷完善的，不同時期表現的功能作用可能不同，因此其對產業結構升級的作用、影響也可能有所不同。從我國數字金融的發展實踐來看，大致可劃分為兩個階段（劉元雛，2024）：以2016年“十三五”規劃作為分水嶺，在此之前被稱作數字金融初始發展階段；2016年后，數字金融進入加速發展階段。據此，本文將樣本劃分為“初始”（2013—2015年）和“加速”（2016—2022年）兩個發展階段的子樣本進行檢驗。

根據表7的結果可以看出，兩個發展階段存在顯著差異。一方面，列（1）—列（3）與列（8）—列（10）顯示，從數字金融對產業間結構轉變與產業內效率提升的主效應來看：2013—2015年，數字金融對產業間結構轉變與產業內效率提升的回歸系數均為負數，且不顯著；而在2016—2022年間均為正數且在1%的水平上顯著，表明數字金融發展到一定階段會對產業結構升級產生明顯促進作用。另一方面，列（4）—列（7）與列（11）—列（14）顯示：2013—2015年，數字金融對居民消費、產業間結構轉變、產業內效率提升的回歸系數均為負數且不顯著；但在2016—2022年，該回歸系數均顯著為正。這表明，隨著數字金融的發展，其對產業結構升級的作用加強且機制效應得以凸顯。

六、結論與建議

本文選取2013—2022年30個省份的面板數據，探究了數字金融對產業結構升級的影響和作用機制，主要結論如下：（1）通過選定產業結構升級和數字金融衡量指標，采用雙向固定效應模型進行檢驗發現，數字金融均顯著促進產業結構優化升級，在進行內生性、穩健性檢驗后，這一結論仍然成立。（2）通過選定融資約束、居民消費作為機制變量并進行檢驗后得出，數字金融能通過緩解融資約束、提升居民消費明顯促進產業結構升級。（3）進一步從數字金融不同發展階段進行分析，數字金融對產業結構升級的影響存在異質性，特別是“十三五”規劃后，數字金融對產業結構升級的直接效應及居民消費的機制效應比之前階段更為顯著。基于此，本文擬從以下三個方面提出政策建議：

第一，基于數字金融及其各維度顯著促進產業結構優化升級的結論，提出應大力支持數字金融的發展。首先，依托大數據、云計算等新技術，夯實數字金融基礎設施建設。其次，結合線上線下普及數字金融相關知識，加深各經濟主體對數字金融的理解和認知，提高大眾對數字金融使用的接納度。最后，積極推廣數字支付等新技術，增加數字金融服務場景，全方位多層次發展數字金融。

第二，本文理論分析與機制效應分析結論表明，融資約束、居民消費在數字金融促進產業結構升級效應中發揮了重要的作用，為此可以以融資約束、居民消費為抓手搭建中間橋梁。一方面，金融機構可以發揮數字金融的資源匹配功能，通過數字化建設為目標對象提供更為精準的金融服務，緩解企業融資約束。特別是有效解決長期困擾中小微企業發展的“融資難、融資貴”問題，推動企業技術創新，打造多樣化產品。另一方面，政府可發揮數字金融支付便利、精準畫像、幫助緩解流動性約束等優勢，制定相關政策，從居民需求端刺激消費需求，釋放消費活力。最終供需兩端合力，形成“數字金融→融資約束、居民消費→產業結構升級”的優化路徑。

第三，基于數字金融發展水平對產業結構升級的異質性影響，提出各地應牢牢把握當前數字金融正快速發展的機遇期，制定“因地制宜”差異化發展戰略，完善金融監管體制。各地政府可根據當地經濟水平、發展定位、人力資本、企業數字化程度等實際情況，配套制定財政支持、人才引進等相關政策。同時發揮政府監管作用，設置分級分類、線上線下等多渠道監管平臺，健全各產業市場監管機制，以補齊數字金融發展短板，優化數字金融發展環境。

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