文 静，黄 丽，马文祥

（吉首大学 商学院，湖南 吉首 416000）

1 引言

在新一代信息技术的推动下，数字普惠金融成为社会关注的重点。学者们对数字普惠金融的研究集中在评价指标的构建、发展趋势及其对经济发展的影响等方面。关于数字普惠金融的衡量，葛和平等(2018)选取了16 个指标测算数字普惠金融指数[1]。由于数字普惠金融是一个宽泛的概念，测算起来比较困难，国内较多学者则采用认可度较高的北大数字普惠金融指数来进行数字普惠金融发展相关的实证研究，如肖威（2021）[2]、王媛媛（2021）[3]。针对数字普惠金融的未来发展趋势，学者们进行了丰富的研究。李建军等（2016）发现从总体上来看，我国普惠金融的发展趋势良好，但各地区普惠金融发展不平衡[4]。程风雨（2021）综合使用多种分析法，发现珠三角城市群数字普惠金融发展呈递增趋势[5]。关于产业结构升级的内涵，姜泽华（2010）认为产业结构升级就是一个不断扩大产业规模、深化产业之间联系、提高产业层次的过程[6]。林毅夫（2016）从城镇化视角进行研究，提出产业结构升级的过程中不仅会带来劳动力的转移，还会不断提升劳动生产率、产业技术含量以及产品附加值[7]。国内外学者同样也对产业结构升级测度进行了丰富的研究，采用构建产业结构升级指数或者比值形式表示产业结构升级。已有部分学者研究证明金融发展能促进产业结构优化升级，数字普惠金融的覆盖面较传统金融更广更深，尤其在推动中小企业的发展上发挥了较大的作用。中小企业是推动社会经济发展不可或缺的力量，也是产业结构转型的主力军。数字普惠金融的快速发展引起了学者们的关注，也为研究产业结构升级提供了新的视角。部分学者着手从数字普惠金融的角度来研究金融对产业结构升级的影响，范雪纯、夏咏等（2017）采用固定效应模型，得出普惠金融促进产业结构优化升级的作用机制是通过影响资本的存量和增量[8]。曹恺燕、周一飞（2019）则从生产和消费角度分析了数字普惠金融发展带动产业结构升级的作用机制[9]。葛和平、张立（2021）发现中部地区数字普惠金融的产业升级效应最显著[10]。涂强楠、何宜庆（2021）运用中介和门槛模型，得出数字普惠金融对中低端和高端制造业产业结构升级的影响效果不同，前者为促进作用，后者反而产生抑制作用；但随着科技创新能力的提升，对前者的促进作用将下降，对后者的抑制作用将会被削弱[11]。

已有研究大多数从国家层面入手，基于省域层面的文献较少。由于各省份的数字普惠金融发展水平不均衡，其对产业结构升级的影响也存在着些许差异。因此，为探索省域层面数字普惠金融支持产业转型升级的经验，本文尝试以湖南省14 个市州的面板数据，采用实证方法探讨湖南省数字普惠金融发展对该省产业结构升级的影响，对湖南省和其它省份发展数字普惠金融和优化产业结构转型具有一定的借鉴意义。

2 机理分析与研究假设

首先，金融机构开展相关业务的过程中，通过吸纳公众存款完成资本的形成和初始积累，并调整要素投入，实现企业生产所需的最佳资本。金融机构通过优化信贷资金在一、二、三产业间的配置，影响地区产业结构的转型和升级。其次，推进数字普惠金融的发展会衍生出各种金融产品，刺激人们产生新的消费需求。随着消费需求的多样化发展，企业的产品开发与生产也会随之发生改变，从而影响产业结构的转型和升级。最后，技术进步是影响产业结构的转型和升级的重要因素。中小微企业是科技创新的主力军，相比传统金融，数字普惠金融更倾向于向中小微企业融资，从而间接影响产业结构的转型和升级。因此，本文提出以下研究假设：湖南省数字普惠金融发展积极影响了该省的产业结构升级。

3 研究设计

3.1 计量模型

为了验证本文的研究假设，探讨湖南省数字普惠金融发展与该省产业结构升级之间的关系，构建实证模型，具体形式如下：

式中 i、t 分别表示各市州和年份，Isu 为被解释变量产业结构升级，Ifi 为核心解释变量数字普惠金融发展水平，X 代表控制变量城乡收入差距、技术进步、开放性、政府干预程度。Ui表示地区固定效应，εi为随机误差项。

3.2 变量设定

3.2.1 被解释变量

根据研究目的，借鉴刘慧，伏开宝等（2017）的研究方法，具体测算产业结构升级指数的公式如下：

其中，Ii表示湖南省第 i 产业的产业增加值与生产总值的比值。Isu 值越大，说明湖南省的产业结构水平越高。

3.2.2 核心解释变量

数字普惠金融是一个宽泛的概念，测算起来比较困难，因此本文采用认可度较高的“北京大学数字普惠金融指数”来衡量湖南省各市州的数字普惠金融发展水平。由于北京大学数字金融研究中心课题组对测算第一期和第二期的“北京大学数字普惠金融指数”中部分指标进行了调整，为保证数据的可比性以及实证结果的可靠性，本文仅使用 2016-2020 年度的指数展开相关的实证研究。为减少异方差，本文使用数字普惠金融指数除以100 后的数据。

3.2.3 控制变量

综合以往学者的研究，产业结构升级除受到数字普惠金融发展水平影响外，还会受到城乡收入差距、 政府干预程度、技术进步、开放性等因素影响。为减少内生性偏误，选取城乡收入差距（gap）、 政府干预程度（gov）、技术进步（tec）、开放性（open）等变量作为控制变量。本文主要变量的定义如表1 所示。

表1 主要变量的含义

3.3 数据来源与说明

本文研究2016-2020 年湖南省14 个市州数字普惠金融发展对产业结构升级的影响。除“北京大学数字普惠金融指数”来源于北京大学数字金融研究中心，其他数据均来源于2017—2021 年的《湖南省统计年鉴》、国家统计局和EPS 数据平台。相关变量的描述统计如表2。

表2 主要变量描述性统计结果

4 实证结果分析

4.1 模型的选择

首先，通过 F 检验排除混合回归模型。然后，运用 Hausman 检验决定固定还是随机效应模型，结果显示 Hausman 检验统计量为 24.64，P 值为 0.0004，因此采用固定效应模型讨论湖南省数字普惠金融发展对产业结构升级的影响。固定效应模型有3 种不同的形式。由表3 可知，时间固定效应模型的拟合度为0.5737，比双固定效应模型和个体固定效应模型的拟合度低，因此排除时间固定效应模型。同时，双固定效应模型的各变量对应系数均不显著，因此选择个体固定效应模型。

表3 固定效应模型回归结果

4.2 数字普惠金融发展对产业结构升级影响的基准回归

表4 为采用逐渐添加变量法来考察湖南省数字普惠金融发展对产业结构升级的影响差异的回归结果。各模型的拟合优度逐渐提高， F 统计量也十分显著，表明模型的估计效果相对较好。模型1 为仅包含数字普惠金融发展对产业结构升级的回归模型。通过模型 1 发现，数字普惠金融指数的系数为0.231，表示数字普惠金融发展水平每提升1 个单位，产业结构升级水平会提升0.231 个单位。模型3 加入了控制变量城乡收入差距、政府干预程度。根据模型 3，可以看出，政府干预程度的系数为 -1.036，说明政府干预程度每增加1 个单位，产业结构升级水平反而下降1.036 个单位，可能是部分地区政府主导的发展模式抑制了产业结构的优化升级。模型5 为加入控制变量城乡收入差距、政府干预程度、技术进步、开放性，根据模型 5 可得，数字普惠金融系数为0.143，表示数字普惠金融发展水平每提升1 个单位，产业结构升级水平会提升0.143 个单位。表中5 个模型的数字普惠金融发展水平的系数都为正，得到了与研究假设一致的结论，验证了湖南省数字普惠金融发展水平能积极影响该省产业结构升级的设想。

表4 基准模型的回归结果

4.3 稳健性检验

选择更换被解释变量的度量方式进行稳健性检验，将产业结构升级的衡量指标换成湖南省各市州第三产业与第二产业产值之比。表5 中，模型（1）、（2）、（3）、（4）、（5）是稳健性检验的回归结果，延续了前文基准模型的回归方式——逐渐添加变量法。由表5 可得，数字普惠金融指数的系数一直为正且显著，数字普惠金融发展与产业结构升级呈正相关关系，与基准回归结论一致，因此本文的结果具有稳健性。

表5 稳健性检验回归结果

5 结论与政策建议

金融作为支持产业发展的关键工具之一，在产业结构转型升级过程中发挥着必不可少的作用。在国家产业转型升级、高质量发展的新形势下，为探索数字普惠金融支持产业转型升级的经验，同时结合湖南省经济、社会的内生需求，本文运用 2016-2020 年湖南省 14 个市州的面板数据，实证检验湖南省数字普惠金融的发展对产业结构升级的影响，得出以下结论：湖南省数字普惠金融发展能积极影响该省产业结构升级。根据所得实证结果提出以下建议：

第一，提升金融服务实体经济的保障水平和数字普惠金融支持产业转型升级金融服务的供需匹配度。“三高四新”战略的实施离不开金融支撑。为加快推进湖南省“三高四新”战略的实施，应全力构建支持实体经济发展的数字普惠金融支撑体系。如优化产业融资结构、鼓励各类资本扶持相对优势产业、科技型产业、战略性新兴产业企业发展。

第二，湖南省各市州政府在配置金融资源支持产业转型发展的过程中，应当坚持“政府引导，市场主导”的原则，大力推动支持湖南省各市州数字普惠金融发展的各项政策落实生效。通过设立金融服务平台、产业引导基金、担保基金等各类型引导金融资源流向产业的制度措施与工具，合力构建匹配产业结构升级的金融生态体系。

第三，产业园区承载了产业发展的基础，是产业结构优化升级的空间载体。产业园区的发展需要大量资金的投入，金融机构在园区建设中发挥着必不可少的作用。由于产业园区里的企业对金融服务的需求具有综合化和产业链一体化等特征，因此金融机构开展业务时，要结合产业园区经济特色和产业结构，开发差异化金融产品，提升园区金融的适配度。