鄭月明，郭 佳

（1.湖北省中小企業(yè)研究中心，湖北 武漢 430065；2.武漢科技大學 文法與經(jīng)濟學院，湖北 武漢 430065）

一、引言

產(chǎn)業(yè)結構在我國經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展中扮演重要角色，產(chǎn)業(yè)結構狀況能在一定程度上反映并影響地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展狀況。在我國當前經(jīng)濟背景下，需要更加重視產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整，促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級，為我國經(jīng)濟高速、高質(zhì)和綠色發(fā)展奠定堅實基礎。如何推動產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級是一個值得深入思考的問題。

數(shù)字普惠金融是在數(shù)字技術的支持下，通過對網(wǎng)購和社交媒體等互聯(lián)網(wǎng)平臺的大數(shù)據(jù)進行分析，以極低成本滿足各群體資金需求的數(shù)字化金融服務，不僅具備傳統(tǒng)金融的優(yōu)勢，還彌補了其不足。數(shù)字普惠金融在產(chǎn)業(yè)結構升級中發(fā)揮著重要作用，主要表現(xiàn)在：第一，數(shù)字普惠金融拓寬了用戶信息的獲取渠道，增加了用戶信息的獲取量，能減少信息不對稱帶來的逆向選擇與道德風險等問題，緩解了傳統(tǒng)金融中的融資約束與金融排斥問題；第二，數(shù)字普惠金融使企業(yè)能快速籌集到進行研發(fā)和技術創(chuàng)新等活動所需的資金，促進企業(yè)創(chuàng)新能力的提高，助力企業(yè)轉(zhuǎn)型升級，為產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供服務；第三，數(shù)字金融還有助于實現(xiàn)合理化的資本配置，能充分發(fā)揮小額資金的價值，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)資本的迅速積累，同時資本導向制還會引導資金向高端產(chǎn)業(yè)流動，為產(chǎn)業(yè)升級提供資金支持，并催生出更多的新型產(chǎn)業(yè)。然而，其在推動產(chǎn)業(yè)整體結構的優(yōu)化升級以及區(qū)域間產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展中所起的具體作用，仍有待進一步探討，因此，本文使用門檻模型，深入分析其與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的關系。

二、文獻綜述

（一）數(shù)字普惠金融與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的文獻梳理

隨著微信支付以及阿里巴巴等電商平臺的快速發(fā)展，線上支付成為了公眾普遍使用的支付手段，我國數(shù)字金融得以迅速發(fā)展。郭峰等（2021）[1]編制了包含三個二級維度的數(shù)字普惠金融指數(shù)，為相關研究提供了較全面的數(shù)據(jù)，學者們紛紛展開對數(shù)字普惠金融的研究，以下整理了其與產(chǎn)業(yè)結構之間關系的相關研究。

關于數(shù)字普惠金融與產(chǎn)業(yè)結構二者關系的研究，學者們主要得出以下結論：第一，數(shù)字普惠金融對產(chǎn)業(yè)結構升級有促進作用，并且能通過多種途徑促進產(chǎn)業(yè)結構升級。楊虹和王喬冉（2021）[2]使用固定效應模型，研究認為數(shù)字普惠金融與其三個子維度對產(chǎn)業(yè)結構升級具有明顯促進作用。杜金岷等（2020）[3]發(fā)現(xiàn)我國數(shù)字普惠金融對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化貢獻明顯，并且能通過縮小收入差距、資本積累、消費擴張和技術創(chuàng)新等中介推動產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化。第二，數(shù)字普惠金融抑制產(chǎn)業(yè)結構升級。星焱（2015）[4]認為用戶金融知識不足，降低了金融服務的有效需求，是不利于產(chǎn)業(yè)結構升級的。此外，由于數(shù)字普惠金融同樣具有傳統(tǒng)金融的特點，金融過度發(fā)展會使得實體經(jīng)濟嚴重金融化，并導致產(chǎn)業(yè)空心化，對產(chǎn)業(yè)結構升級具有反作用（張成思和張步曇，2016）[5]。第三，二者之間有非線性關系。譚蓉娟和盧祺源（2021）[6]基于廣東省市級層面數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字金融在不同的水平下，對產(chǎn)業(yè)結構的作用也不同。葛和平和張立（2021）[7]基于產(chǎn)業(yè)結構升級單一指標，研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融與產(chǎn)業(yè)結構之間有非線性關系，有關于數(shù)字金融及各維度的門檻效應存在。

綜上，關于數(shù)字普惠金融的研究頗為豐富，為進一步研究其對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響做出了較大貢獻，但現(xiàn)有研究仍在以下方面可繼續(xù)改進：第一，對數(shù)字普惠金融與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的實證研究還較少；第二，在現(xiàn)有文獻中，大多學者分析了數(shù)字普惠金融與產(chǎn)業(yè)結構的線性關系，較少學者對二者之間的非線性關系分析；第三，在已有的關于二者之間非線性關系的實證研究中，較多學者僅選擇單一指標對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級進行衡量，還未有學者基于省際面板數(shù)據(jù)，從多角度對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級進行衡量，并對二者之間的非線性關系進行分析。因此，本文將從產(chǎn)業(yè)結構高級化和合理化兩個角度對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級進行衡量，使用面板門檻模型，分析二者之間可能存在的非線性關系；并進一步以人均GDP 的平均值為基準，將樣本分為高經(jīng)濟水平和低經(jīng)濟水平兩組，使用固定效應模型，對數(shù)字普惠金融在不同的經(jīng)濟水平下對產(chǎn)業(yè)結構作用的異質(zhì)性分析。

（二）數(shù)字普惠金融對產(chǎn)業(yè)結構的機制分析

數(shù)字普惠金融通過提高“長尾人群”金融服務的可得性，為其提供了更多接受教育和上升的機會，進而促進人力資本水平的提升。人力資本能優(yōu)化要素配置，在產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級中具有重要作用（崔藝瑄和熊曉軼，2021）[8]。一方面，人力資本是我國產(chǎn)業(yè)逐步向技術密集型變革的重要驅(qū)動因素，由于高學歷的勞動者有更豐厚的基礎知識和較強的學習能力，更有利于提升生產(chǎn)效率和推動技術創(chuàng)新，并以此促進技術進步和高技術產(chǎn)業(yè)的發(fā)展,進而推動產(chǎn)業(yè)結構的高級化發(fā)展（Ang 等，2011；靳婷婷和劉軍，2021）[9-10]。另一方面，人力資本水平的提升還會引起產(chǎn)業(yè)結構的被動調(diào)整，表現(xiàn)在人力資本水平的提升帶動了技術密集型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，減弱了傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的競爭優(yōu)勢，便會引起產(chǎn)業(yè)結構的被動調(diào)整（李敏等，2020）[11]；此外，人力資本水平的提升也會帶來人均收入的不斷增加，人們的需求以及消費行為都會隨之變化，表現(xiàn)為人們會轉(zhuǎn)而增加對產(chǎn)品質(zhì)量以及檔次等的要求，由此看來，由人力資本提升帶來的收入以及消費行為的變化均會引起產(chǎn)業(yè)結構的被動調(diào)整（俞伯陽和叢屹，2021）[12]。因此，數(shù)字普惠金融可能通過人力資本這一作用路徑間接影響產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級，將采用中介效應模型，檢驗人力資本的中介效應。

三、研究設計

（一）模型構建

1.面板門檻模型。本文使用Hansen（1999，2000）[13-14]的面板門限模型，參考已有研究中有關門檻模型的構建方法，以雙門檻為例，構建門檻模型（1）：

其中，lnFIN 為區(qū)制因變量和門檻變量；i、t 為省份和時間；I（·）為示性函數(shù)；γ 為門檻值；X 為控制變量；μ 為地區(qū)效應，ε 為隨機項；下同。

2.固定效應模型。構建如下線性模型（2）：

3.中介效應模型。為檢驗數(shù)字普惠金融對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的作用機制，本文加入人力資本（lnlab）這一中介變量，構建中介效應模型：

（二）變量定義與數(shù)據(jù)說明

1.變量定義。被解釋變量。產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級（lnISU），本文將從兩方面對其進行衡量。一是產(chǎn)業(yè)結構高級化（lnISU1），學者們使用了不同的方法來構建產(chǎn)業(yè)結構高級化的測度指標，本文參考郭炳南等（2022）[15]的研究方法，使用第三、第二產(chǎn)業(yè)的增加值之比來表示產(chǎn)業(yè)結構高級化，具體計算公式為：

其中，Y2、Y3 分別表示第二、第三產(chǎn)業(yè)的增加值。

二是產(chǎn)業(yè)結構合理化（lnISU2），使用泰爾指數(shù)對其進行衡量，具體計算公式為：

其中，TL 表示調(diào)整后的泰爾指數(shù)，Yi、Li分別表示各產(chǎn)業(yè)的增加值與就業(yè)人數(shù)，Y、L 分別表示總產(chǎn)值與總就業(yè)人數(shù)。產(chǎn)業(yè)結構合理化與TL 值呈反向變動關系，為研究方便，參考王鵬等（2019）[16]的研究方法，將TL 指數(shù)取倒數(shù)之后的對數(shù)值作為lnISU2 的衡量指標，此時lnISU2 值越大表示產(chǎn)業(yè)結構越合理。

解釋變量。數(shù)字普惠金融（lnFIN）和各維度（lnFIN1/lnFIN2/lnFIN3）。

控制變量。參考產(chǎn)業(yè)結構影響因素的相關研究，加入以下控制變量：城鎮(zhèn)化水平（urb）、經(jīng)濟發(fā)展水平（rgdp）、政府干預（gov）、對外開放（open）、外商直接投資（fdi）。變量具體含義如表1 所示：

表1 主要變量定義及說明

2.數(shù)據(jù)說明。從數(shù)據(jù)獲取的角度出發(fā)，本文使用我國2011—2020 年的省級面板數(shù)據(jù)。其中解釋變量和門檻變量的相關數(shù)據(jù)來源于第三期《北京大學數(shù)字普惠金融指數(shù)（2011—2020）》，其余數(shù)據(jù)來自《中國外資統(tǒng)計公報》以及各省市統(tǒng)計年鑒等。部分變量使用其對數(shù)值進行分析，以減少異方差。樣本的描述統(tǒng)計如表2 所示。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

四、實證分析

（一）門檻效應檢驗

1.關于數(shù)字普惠金融的門檻效應檢驗。以數(shù)字普惠金融（lnFIN）為門檻變量，通過自助抽樣300 次獲得統(tǒng)計量F 對應的P 值，門檻效應的檢驗結果如表3 所示?？芍?，在對產(chǎn)業(yè)結構高級化和合理化的影響中，數(shù)字普惠金融均通過了門檻效應檢驗，所以數(shù)字普惠金融和二者的非線性關系均成立，其中，在對產(chǎn)業(yè)結構高級化的影響中，存在關于lnFIN 的雙門檻，雙門檻值為5.264 2 和5.587 9；在對產(chǎn)業(yè)結構合理化的影響中，lnFIN 存在單門檻，門檻值為5.882 3。

表3 門檻效應檢驗

2.關于各維度的門檻效應檢驗。當門檻變量為覆蓋廣度（lnFIN1）、使用深度（lnFIN2）、數(shù)字化程度（lnFIN3）時，門檻效應的檢驗結果如表4 所示。

由表4 可知，在對產(chǎn)業(yè)結構高級化的影響中，lnFIN1、lnFIN2 和lnFIN3 均通過了門檻效應檢驗；在對產(chǎn)業(yè)結構合理化的影響中，lnFIN1 和lnFIN2 通過了門檻效應檢驗，lnFIN3 未能通過門檻效應檢驗。所以除數(shù)字化程度與產(chǎn)業(yè)結構合理化之間的非線性關系不成立外，各維度均與產(chǎn)業(yè)結構高級化和合理化之間有非線性關系，故采用線性模型（2）對lnFIN3 對產(chǎn)業(yè)結構合理化的影響進行分析。其中，在對產(chǎn)業(yè)結構高級化的影響中，存在關于lnFIN1、lnFIN2的雙門檻，lnFIN3 存在單門檻，lnFIN1 的兩個門檻值分別為5.108 7、5.539 1，lnFIN2 的兩個門檻值分別為5.213 5、5.638 1，lnFIN3 的單門檻值為5.708 5；在對產(chǎn)業(yè)結構合理化的影響中，存在關于lnFIN1 和lnFIN2 的單門檻，lnFIN1 和lnFIN2 的門檻估計值分別為5.818 7 和5.853 7。

表4 門檻效應檢驗

（二）全樣本門檻回歸分析

1.數(shù)字普惠金融和各維度對產(chǎn)業(yè)結構高級化的影響。門檻模型（1）的回歸結果如表5 所示，表5 中（1）列～（4）列依次為數(shù)字普惠金融（lnFIN）、覆蓋廣度（lnFIN1）、使用深度（lnFIN2）、數(shù)字化程度（lnFIN3）與產(chǎn)業(yè)結構高級化（lnISU1）之間的回歸結果。

表5 數(shù)字普惠金融和各維度與產(chǎn)業(yè)結構高級化回歸結果

由第（1）列可知，隨著數(shù)字普惠金融水平的不斷提升，在從左往右的各門檻區(qū)間里，數(shù)字普惠金融的系數(shù)依次為0.101、0.126、0.143，均在1%的水平下顯著，表明數(shù)字普惠金融能顯著推進產(chǎn)業(yè)結構高級化發(fā)展，且促進作用隨數(shù)字金融水平的提高不斷增強。

覆蓋廣度對lnISU1 的影響有雙門檻效應的存在，當lnFIN1 較小（低于門檻值5.108 7）時，系數(shù)為0.062 3，隨著覆蓋范圍的不斷擴大，覆蓋廣度的系數(shù)依次變?yōu)?.090 1、0.108，均在1%的水平下顯著，可見隨著金融服務覆蓋范圍的擴大，當越來越多的用戶被納入金融服務之中時，可充分實現(xiàn)數(shù)字金融的普惠性，其對產(chǎn)業(yè)結構高級化的促進作用也不斷增強。

使用深度與lnISU1 也有雙門檻效應的存在，在從左往右的各門檻區(qū)間里，三階段中使用深度的系數(shù)依次為0.084 2、0.099 1、0.112，均在1%的水平下顯著，可見隨著對數(shù)字金融使用深度的不斷挖掘，金融服務種類的不斷增加，多樣化的金融產(chǎn)品更能滿足各群體不斷變化的金融需求，更有利于產(chǎn)業(yè)結構高級化。

數(shù)字化程度與lnISU1 有單門檻效應的存在，當lnFIN3 低于門檻值時，系數(shù)為0.052 2，隨著數(shù)字化程度的提高（高于門檻值5.708 5），系數(shù)變?yōu)?.073 4，均在1%的水平下顯著，由于隨著數(shù)字化程度的不斷提高，金融服務更便利，其對產(chǎn)業(yè)結構高級化的推進作用也不斷增強。

具體來看，使用深度、覆蓋廣度、數(shù)字化程度對產(chǎn)業(yè)結構高級化的作用依次變小，可見在用戶需求的不斷變化之中，只有更多的金融服務種類，滿足各群體多樣化的金融需求時，才更有利于推動產(chǎn)業(yè)結構高級化發(fā)展，但可能由于目前地區(qū)各項數(shù)字化基礎設施水平仍較低，約束了數(shù)字化程度對產(chǎn)業(yè)結構高級化的促進作用。因此還要對金融服務模式不斷探索，進行金融創(chuàng)新，豐富金融服務種類，完善相關基礎設施建設，進一步提高數(shù)字金融的普惠便利性，為產(chǎn)業(yè)結構高級化發(fā)展服務。

在控制變量對產(chǎn)業(yè)結構高級化的作用中，政府干預、城鎮(zhèn)化水平、外商直接投資均對產(chǎn)業(yè)結構高級化表現(xiàn)出促進作用，由于政府增加對高技術產(chǎn)業(yè)的資金支持，更有利于產(chǎn)業(yè)升級，而外商投資能為企業(yè)帶來更多的資金及先進技術，均對產(chǎn)業(yè)結構高級化具有較強的激勵作用，因此，政府增加支出和引進更多的外商投資為促進產(chǎn)業(yè)結構高級化水平進一步提升提供了新路徑。

2.數(shù)字普惠金融和各維度對產(chǎn)業(yè)結構合理化的影響。門檻模型（1）的回歸結果如表6 所示，表6 中（1）列～（3）列依次為數(shù)字普惠金融（lnFIN）、覆蓋廣度（lnFIN1）、使用深度（lnFIN2）與產(chǎn)業(yè)結構合理化（lnISU2）之間的門檻回歸結果，第（4）列為數(shù)字化程度（lnFIN3）與lnISU2 之間的線性回歸結果。

表6 數(shù)字普惠金融和各維度與產(chǎn)業(yè)結構合理化回歸結果

可知，隨著數(shù)字普惠金融水平的不斷提升，在從左往右的各門檻區(qū)間內(nèi)，兩階段中數(shù)字普惠金融的系數(shù)分別為0.034 5、0.085 2，均對產(chǎn)業(yè)結構合理化表現(xiàn)出正向作用，但只有在高于門檻值的右側(cè)區(qū)間時，正向作用才顯著?？梢姡瑪?shù)字普惠金融只有發(fā)展到較高水平時，其對產(chǎn)業(yè)結構合理化才有較明顯的促進作用，與對產(chǎn)業(yè)結構高級化逐漸增強且顯著的促進作用相比，其對產(chǎn)業(yè)結構合理化的作用相對較弱。目前我國數(shù)字普惠金融平均水平為5.219 3，低于門檻值，其對產(chǎn)業(yè)結構合理化的作用還處于不顯著的階段。

覆蓋廣度對lnISU2 的影響有單門檻效應的存在,在從左往右的各門檻區(qū)間內(nèi)，覆蓋廣度的系數(shù)分別為0.029 5 和0.081 5，但只有高于門檻值時，其對產(chǎn)業(yè)結構合理化的正向作用才顯著，表明數(shù)字金融的覆蓋廣度發(fā)展到較高水平時，才能有效推進產(chǎn)業(yè)結構合理化?？赡茉蚴牵斀鹑诜盏母采w廣度較小時，并不能使有需要的人群都享受到相應的金融服務，從而不能顯著的促進產(chǎn)業(yè)結構合理化水平的提升，只有覆蓋廣度處于較高水平時，才能真正發(fā)揮數(shù)字金融緩解融資排斥的優(yōu)勢，從而促進產(chǎn)業(yè)結構更加合理。

使用深度對lnISU2 的影響有單門檻效應的存在，在從左往右的各門檻區(qū)間內(nèi)，使用深度的系數(shù)分別為0.004 3、0.047 9，均對產(chǎn)業(yè)結構合理化水平的提升有正向推動作用，但這種正向作用不顯著，因此還需進一步促進使用深度的發(fā)展。

在對產(chǎn)業(yè)結構合理化的影響中，數(shù)字化程度未能通過門檻效應檢驗，認為二者的非線性關系不成立，使用固定效應模型對其與產(chǎn)業(yè)結構合理化的關系進行分析，數(shù)字化程度的系數(shù)為0.064 1，可見數(shù)字化程度對產(chǎn)業(yè)結構合理化水平的提升有推進作用。

就控制變量而言，政府干預、城鎮(zhèn)化水平、外商直接投資均能促進產(chǎn)業(yè)結構更合理，但政府干預的作用不顯著，可能原因是相關政策對一些產(chǎn)業(yè)的過分保護，助長了產(chǎn)業(yè)的惰性，并忽視了弱勢產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，使其對產(chǎn)業(yè)結構合理化發(fā)展的作用減弱。說明要使產(chǎn)業(yè)結構合理化水平提高，還應重視城鎮(zhèn)化水平和外商投資的作用。

（三）異質(zhì)性分析

由于經(jīng)濟基礎的差異，數(shù)字普惠金融對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的作用可能有所不同，為檢驗數(shù)字普惠金融對產(chǎn)業(yè)結構影響的異質(zhì)性，本文用人均GDP 衡量地區(qū)經(jīng)濟水平，以人均GDP 的平均值為基準，將全部樣本劃分為經(jīng)濟高水平（H-rgdp）和低水平（Lrgdp）兩組，使用線性模型（2）進行分析，結果如表7所示。

表7 分樣本回歸結果

在對產(chǎn)業(yè)結構高級化的分析結果中，經(jīng)濟高水平、低水平地區(qū)的回歸系數(shù)分別為0.116、0.079 7，均在1%的水平下顯著。在對產(chǎn)業(yè)結構合理化的分析結果中，經(jīng)濟高水平、低水平地區(qū)的回歸系數(shù)分別為-0.000 9、-0.029 7，對兩地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構合理化均表現(xiàn)出抑制作用，但均不顯著?？梢娫诓煌慕?jīng)濟發(fā)展水平下，數(shù)字普惠金融對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的作用有差異，表現(xiàn)為對經(jīng)濟水平較高地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化有較大的推進作用，因此，還要促進地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的提升以及基礎設施的完善，縮小區(qū)域差距，并促進區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構協(xié)調(diào)發(fā)展。

（四）穩(wěn)健性檢驗

本文用以下方法檢驗結果的穩(wěn)健性：（1）改變產(chǎn)業(yè)結構的測量方法，用第三產(chǎn)業(yè)占比衡量產(chǎn)業(yè)結構（記為isuv），繼續(xù)以數(shù)字普惠金融指數(shù)為門檻變量，經(jīng)檢驗仍有關于lnFIN 的雙門檻存在，回歸結果如表8 第（1）列，可見非線性關系仍然成立；（2）改用固定效應模型進行分析，結果如表8 第（2）列、第（3）列，結合目前我國數(shù)字普惠金融的平均水平，可見此處所得結果與前文結果保持一致。上述方法得到的核心解釋變量系數(shù)的顯著性無明顯變化，驗證了本文結論的穩(wěn)健性。

表8 穩(wěn)健性檢驗

（五）機制分析

表9 為對人力資本的中介效應檢驗結果可見，人力資本在產(chǎn)業(yè)結構高級化、合理化發(fā)展中發(fā)揮顯著正向作用，在數(shù)字普惠金融推進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化中有正的中介作用，其對產(chǎn)業(yè)結構高級化、合理化的間接效應系數(shù)分別為0.086 4、0.288 2。其中，數(shù)字普惠金融對產(chǎn)業(yè)結構高級化的間接效用在總效用中所占比重約為33.75%，人力資本在產(chǎn)業(yè)結構合理化中有較大的中介作用，在總效應中所占比重約為65.65%。這啟示我們可以通過提升人力資本水平，進一步加強數(shù)字普惠金融對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的推進作用。

表9 中介效應檢驗

五、結論及建議

（一）結論

本文使用我國2011—2020 年的省級面板數(shù)據(jù)，采用門檻面板模型，對數(shù)字普惠金融以及各維度與產(chǎn)業(yè)結構間的非線性關系進行分析。得出如下結論：（1）除數(shù)字化程度與產(chǎn)業(yè)結構合理化的非線性關系不成立外，數(shù)字普惠金融以及各維度均與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級之間有非線性關系存在。（2）處于不同水平的數(shù)字普惠金融和各維度指標，對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的作用不同，并且更有利于產(chǎn)業(yè)結構高級化發(fā)展。將我國數(shù)字金融的平均水平與門檻值對比發(fā)現(xiàn)，目前l(fā)nFIN、lnFIN1、lnFIN2、lnFIN3 均低于第一門檻值，因此還需不斷推動數(shù)字普惠金融發(fā)展進步。（3）以人均GDP 均值為基準，將樣本劃分為經(jīng)濟高、低水平兩組進行異質(zhì)性分析，發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融對經(jīng)濟水平較高地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的促進作用較強。（4）采用逐步檢驗回歸系數(shù)法進行中介效應檢驗，發(fā)現(xiàn)數(shù)字普惠金融能通過提升人力資本水平，間接促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級。

（二）建議

基于以上分析結論，本文提出以下對策建議：

第一，根據(jù)產(chǎn)業(yè)具體特征對數(shù)字普惠金融的模式進行創(chuàng)新，促進數(shù)字普惠金融高水平發(fā)展。數(shù)字普惠金融對產(chǎn)業(yè)結構升級的正向作用隨其發(fā)展水平的提高而增強，為更好地發(fā)揮其在促進產(chǎn)業(yè)結構升級中的優(yōu)勢，可根據(jù)各產(chǎn)業(yè)經(jīng)營模式以及資金需求方面的特征，對數(shù)字普惠金融的模式不斷進行探索與創(chuàng)新，提高數(shù)字金融的發(fā)展水平，并為產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供全新服務。

第二，加強綜合性硬件設施建設，增加地區(qū)之間的合作交流。充分利用金融技術和數(shù)字技術，加強綜合性數(shù)字設施建設，以充分發(fā)揮數(shù)字化程度的作用。地區(qū)之間合作交流的加強，有助于緩解區(qū)域之間產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展的異質(zhì)性，促進區(qū)域之間的協(xié)調(diào)發(fā)展，從而促進產(chǎn)業(yè)結構的升級優(yōu)化。

第三，加強與地方之間的合作，提高對各地特色產(chǎn)業(yè)和重點產(chǎn)業(yè)的服務。由于數(shù)字普惠金融能彌補傳統(tǒng)金融的短板及服務盲點，加強與地方之間的合作，能充分發(fā)揮二者的優(yōu)勢，此外加強與地方之間的合作，還能根據(jù)各地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展規(guī)劃，為當?shù)靥厣约爸攸c產(chǎn)業(yè)提供針對性服務，促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

第四，由于人力資本在數(shù)字普惠金融與產(chǎn)業(yè)結構之間有較大中介作用，政府可通過提高資金的使用效率和加強教育普及等途徑，完善基礎設施建設，提高人力資本水平，高效促進產(chǎn)業(yè)結構升級。