擴大進口、消費需求與產業結構升級

柳 凱 馮 偉

（1.東南大學成賢學院經濟管理學院，江蘇南京 210088；2.東南大學經濟管理學院，江蘇南京 211189）

一、引言

隨著世界百年未有之大變局加速演進，新一輪科技革命和產業變革迎來了新的發展機遇。當前，國內生產模式和產業組織方式仍然有待創新，供給體系與需求結構的適配性仍然偏低。如何抓住新一輪科技革命和產業變革發展機遇，培育一批戰略性新興產業，推動傳統產業數字化轉型并向高端化、綠色化、智能化、融合化方向發展，建設現代化產業體系，是中國面臨的重要課題。

中共十八大以來，國家以開放促進深層次改革，推動外貿實現較快增長，提出要在穩定出口的同時，積極主動擴大進口，促進國內供給體系質量提升。由此可見，擴大進口是推動供給側結構性改革的重要政策手段，而消費需求在經濟發展中發揮著基礎性作用。在產業結構調整背景下，必須以擴大進口為切入點，積極拉動消費需求，推動產業結構升級，實現需求與供給良性互動，為加快構建“雙循環”新發展格局夯實產業基礎。

二、文獻綜述

學界相關研究文獻可以分為以下三類，即進口對產業結構的影響研究，進口對消費需求的影響研究以及消費需求對產業結構的影響研究。

一是關于進口對產業結構的影響研究。在進口對產業結構升級具有積極作用方面，學界基本形成了一致的結論。在產業結構影響因素研究方面，主要涉及技術創新、要素集聚、金融創新、數字經濟以及市場規模等。在具體研究中，學界主要從中間品進口視角來分析進口對產業結構的影響。一些學者認為，中間品進口彌補了國內產業在核心技術和零部件方面的短板（戴翔，2019；馬林靜，2022）[1，2]，并在產業結構高級化進程中發揮了正向推動作用（高新和方敏婕，2022）。[3]進口貿易影響產業結構的作用機制主要涉及技術溢出效應和進口競爭效應，其中，技術溢出效應有利于提高進口國企業的全要素生產率（楊繼軍等，2020；金成國等，2021）。[4，5]進口會加劇國內市場競爭，倒逼國內企業不斷增加研發投入，提升產品質量（Boler et al.，2015；顓孫書勤，2019）。[6，7]近些年來，中國不斷優化進口商品結構，消費品進口占比不斷上升，但學界關于消費品進口增加對產業結構產生何種影響的研究文獻較少。

二是關于進口對消費需求的影響研究。擴大內需是構建“雙循環”新發展格局的戰略基點，而消費需求是國內需求中最為主要也是最富活力的組成部分。因此，如何賦能消費升級成了學界關注的焦點。易先忠和孫思意（2022）認為，國內產品標準和消費政策應起到引領高質量消費需求的作用，形成需求引致創新的良好政策環境。[8]孫睿（2023）研究發現，跨境電商與居民消費需求增長之間存在非線性關系，對外開放水平較高時，跨境電商賦能消費需求的作用更強。[9]楊碧云等（2023）指出，數字經濟是促進消費升級的重要手段，助推消費升級的機制主要涉及增加居民收入、緩解家庭融資約束以及降低家庭儲蓄動機。[10]在關于高質量外部供給對國內消費需求的創造效應研究方面，戴翔（2019）認為，擴大最終消費品進口可以激發潛在高端消費需求和擴大消費需求規模，這意味著作為外部供給的進口行為可以催生和創造新的需求。一方面，進口可以增加消費者可供選擇的消費品種類，從而改變國內消費者的行為偏好，有效促進消費結構升級（嚴先溥，2018）。[11]另一方面，進口競爭會導致價格成本加成的下降效應（Calbral ＆ Manteu，2010；Devereux ＆ Lee，2001）[12，13]，促進進口國增加進口需求，從而改善進口國消費者福利水平。

三是關于消費需求對產業結構的影響研究。根據Schmookler（1966）的“需求引致創新”理論，市場需求是驅動企業創新的原動力。[14]究其原因，高端消費需求是本土企業創新的壓力來源，消費者對產品質量要求越苛刻，企業越有動力改進產品質量和服務。顯然，企業創新是推動產業升級的重要因素，而消費升級可以視為需求端對產業升級的牽引機制。楊天宇和陳明玉（2018）認為，消費升級通過“恩格爾效應”和“鮑莫爾效應”，推動產業結構向中高端轉變。[15]一方面，隨著人均可支配收入的增加，對高收入彈性的產品需求增加，高端產業在經濟中的占比不斷提高，表現為制造業和服務業的高端化；另一方面，向高端化演變的消費需求加強了企業技術創新的動力，使高端化、智能化產業逐漸取代傳統產業，從而實現產業升級（龍少波和丁點爾，2022；劉洋，2023）。[16，17]

綜上，學界普遍認同進口對國內消費與生產的積極影響以及國內消費需求對產業結構升級的拉動作用，但現有研究文獻仍然存在以下不足：在分析進口對國內消費與生產的影響時，往往將三者之間的關系割裂開來，雖有少數學者從需求引致創新視角討論了擴大進口的“需求創造”效應，但沒有進一步引申出由此產生的產業結構升級效應，缺乏對擴大進口、消費需求與產業結構之間鏈式關系的理論分析與實證檢驗。筆者的邊際貢獻在于：（1）將消費需求作為國外供給與國內生產的連接點，分析外部供給的“需求創造效應”與國內消費需求的“創新引致效應”的互動關系，進而揭示國外進口、國內消費與生產之間的鏈式影響途徑。（2）立足擴大內需的戰略基點，從消費需求的“質”與“量”出發，厘清擴大進口助力產業結構升級的作用機制，從而為在新發展格局下引導產業和消費雙升級提供新的經驗證據。

三、理論分析與研究假說

進口是連接國內循環和國際循環的關鍵紐帶，有利于推動國內消費需求“量質”齊升，補齊供給體系中的“短板”和“缺口”。擴大進口是滿足消費升級的順勢之舉，必將引領消費結構“質”的遷移及消費規?！傲俊钡奶嵘?。而從供需關系看，滿足國內市場主體消費需求是生產的最終目的?？梢哉J為，消費結構與規模的變動是引領產業結構調整的關鍵所在。

首先，擴大進口可以通過優化消費結構對產業升級產生示范效應（李輝等，2016）。[18]在需求側，擴大進口可以從外部增加高質量產品和服務供給，從而引致對高端產品的需求。中國居民收入水平逐年提高，為擴大進口、催生消費需求提供了現實基礎。林德的需求重疊理論（The overlapping demand theory）認為，兩國的需求結構是否趨近取決于居民人均收入水平。因此，隨著中國居民收入水平的提高，需求結構必然向高端化轉移，而由高端需求引致的企業創新將對產業轉型升級產生重要的推動作用。企業對國內需求最為敏感，當進口催生出新的國內需求時，企業會迅速捕捉消費者的偏好特征，從而不斷引導國內產業向智能化、綠色化、數字化轉型。如對高端電子產品的需求將提升高新技術產品的市場占比，從而使第二產業向高端化躍遷（黃玖立，2019）。[19]同時，服務型消費需求增加也會使第三產業的占比上升。此外，擴大進口還可以通過優化消費結構對產業升級產生競爭效應。邁克爾波特認為，激烈的國內競爭是企業參與創新、改進產品和服務的根本動力。因此，擴大進口勢必加劇國內市場競爭程度，激勵國內企業加強技術創新，提高高端產品的供給能力（黃雋和李冀愷，2018）。[20]基于此，提出假設1：

H1：擴大進口可以通過優化消費結構拉動產業結構轉型升級。

其次，擴大進口可以通過擴大消費規模對產業結構升級產生規模效應。在需求側，以個性化為特征的高水平消費需求成為消費升級的重要特征。但由于國內供需結構錯配，大量高端消費需求不能在國內釋放或以“海淘”等形式流向境外。顯然，在產業結構升級滯后于需求升級的情況下，擴大進口已經成為釋放國內高水平消費需求的現實選擇。

國外新產品大量進入國內市場會引致國內消費業態的結構性變化，推動大眾消費向圈層消費擴展。Kendall ＆ Tsui（2012）認為，圈層消費能夠產生“長尾效應”。[21]當消費者根據自身興趣和社交需求形成特定的圈層時，在數字經濟的助推下，原本屬于小眾市場的圈層消費可能形成超大規模甚至超過主流消費的市場。由此產生的規模效應將激勵企業針對相應的圈層進行產品細化，構建產業鏈，通過集聚效應，降低生產成本，拉動經濟發展。在這個過程中，新的商業模式以及新興產業逐漸涌現。同時，企業根據需求端反饋的信號對生產要素進行重新配置，將資本、技術等生產要素向新興行業轉移，對國內傳統行業和產品產生擠出效應，直接引致生產最終商品的企業產出發生相應變動，進而推動產業結構發生變化（趙鑫全，2020）。[22]此外，在圈層消費形成較大市場規模后，進口品牌將設計、研發和營銷等增值環節更多轉移到中國，以適應品牌“本土化”需求（羅立彬等，2019）[23]，對國內產業結構升級產生顯著的知識溢出效應?；诖?，提出假設2：

H2：擴大進口可以通過擴大消費規模拉動產業結構轉型升級。

孫早和宗睿（2022）認為，收入分配不平等會對消費需求的高端化傾向產生抑制作用。[24]因此，要有效釋放擴大進口推動高端消費需求的潛力，以高端消費需求拉動技術創新和產業結構升級，必須有效解決收入分配不平等的問題，緩解居民收入約束。候燕磊（2023）指出，金融發展起到了改善居民收入分配差距的作用。[25]這是因為普惠金融降低了金融準入門檻，提高了金融服務的可得性，低收入群體也可以從金融市場獲取收入，從而提高潛在高端消費需求的現實轉化能力。隨著金融市場與數字技術的交叉融合不斷深化，金融服務可得性進一步提升。最終，收入分配狀況的改善將擴大創新產品的市場規模，對該類產品的研發和生產產生更大的促進作用（孫巍和夏海利，2022）。[26]由此可見，金融發展水平在“擴大進口—消費擴容—產業結構升級”的作用鏈條中可能起到正向調節作用?；诖?，提出假設3：

H3：金融發展水平在對擴大進口進而促進消費擴容、產業升級的鏈條中存在正向調節作用。

四、模型構建、變量選取及數據來源

（一）模型構建

構建雙向固定效應模型實證檢驗擴大進口對產業結構升級的影響，模型公式如下：

其中，i表示省份，t表示年份，indit表示省份i第t年的產業結構，為被解釋變量；polit表示省份i第t年的進口規模變動，為核心解釋變量；Controlsit為控制變量集；μi、vt分別表示省份固定效應和時間固定效應，εit為隨機擾動項。式（1）中，α1為核心估計系數，如果α1顯著為正，說明擴大進口確實能夠推動產業結構升級，反之該假設不成立。

（二）變量選取

1.被解釋變量。關于產業結構升級，借鑒蔡春林和張霜（2023）的方法[27]，將第一、二、三產業均納入指標測算中，以此反映各個產業相對結構的變化，具體測算公式為：

其中：I1、I2和I3分別表示第一、二、三產業增加值占GDP 的比值；ind表示三次產業間的升級關系，該值越大表明地區產業結構層次越高。

2.核心解釋變量。核心解釋變量為擴大進口規模（pol），以進口總額占GDP的比值衡量。

3.控制變量。為保障實證結果的有效性，結合已有文獻，控制了其他可能影響到產業結構升級的因素，包括：城鎮化率（urb），采用城鎮人口占比衡量；外商直接投資（fdi），采用實際利用外商直接投資額衡量，取對數處理；人力資本（edu），采用接受高等教育的人數比例衡量；創新能力（inno），采用專利申請授權數衡量，取對數處理；政府干預強度（gov），采用政府一般預算支出占GDP的比值衡量。

4.中介變量。中介變量有兩個，一是消費結構（con）。為檢驗擴大進口的政策效應對產業結構升級的影響機制，在理論機制檢驗部分引入消費結構指標。本研究將八類居民消費歸為三個種類，分別是生存型消費、發展型消費和享受型消費。由于發展型消費和享受型消費刻畫了高層次消費需求，筆者將發展型消費和享受型消費支出占家庭總消費的比值定義為消費結構升級的程度。二是消費規模（dem）。采用社會消費品零售總額占GDP的比值衡量。

5.調節變量。為了檢驗金融發展水平對擴大進口和產業結構升級的調節效應，引入了金融發展水平指標（fin），以金融機構存貸款總額占GDP的比值衡量。

（三）數據來源及變量描述

選取2013—2021年全國30個省份（不含港澳臺地區及西藏）的省級面板數據為研究樣本，數據主要來自各省份相應年份統計年鑒以及國家統計年鑒。主要變量描述性統計如表1所示。

表1 變量描述性統計

五、實證分析

（一）基準回歸分析

選取雙向固定效應模型對式（1）進行回歸，分析擴大進口對產業結構升級的影響。估計結果如表2所示。其中，列（1）僅加入核心解釋變量并控制雙向固定效應，核心估計系數為正且在1%的水平上顯著。在列（2）～列（6）模型中逐步加入控制變量后，核心解釋變量估計系數的顯著性仍然保持不變。由回歸結果可以發現，無論是否加入控制變量，擴大進口對產業結構升級均具有顯著正向效應，與筆者的理論預期相符。對比加入控制變量前后的估計結果，在逐步加入控制變量后，核心解釋變量的估計系數有所上升?？疾炜刂谱兞康幕貧w結果，除對外直接投資在1%的水平上顯著，人力資本、城鎮化率、創新水平和政府干預強度對產業結構升級的影響均不顯著。

表2 雙向固定效應模型回歸結果

（二）內生性討論與穩健性檢驗

1.內生性討論

考慮到擴大進口和產業結構升級之間存在雙向因果關系，這可能造成內生性問題，采用每萬人移動互聯網用戶數的自然對數作為擴大進口的工具變量?；ヂ摼W用戶數量不斷增加能夠擴大跨境電商進口規模，表明選取的工具變量與本研究的內生解釋變量相關。同時，互聯網用戶數量與地區產業結構沒有直接內生關系，符合外生性要求。

在此基礎上，采用工具變量兩階段最小二乘法對基準回歸結果進行檢驗。首先檢驗工具變量的有效性。兩階段最小二乘法第一階段計算的F統計量約為20.43，遠大于10，且在1%的水平上顯著，說明不存在弱工具變量的問題。DWH 檢驗結果表明，卡方統計量和F 統計量的P 值均小于0.05，故可以認為解釋變量具有內生性。表3 列（5）～列（6）給出了采用工具變量控制內生性問題的回歸結果。從工具變量基準回歸結果看，擴大進口對產業結構升級仍是正向且顯著的，符號方向、顯著程度均與基準回歸結果一致，說明在考慮內生性問題的條件下，筆者的研究結論仍比較穩健。

表3 穩健性檢驗

2.穩健性檢驗

采取多種方法進行穩健性檢驗。（1）變換被解釋變量的計算方法。借鑒李曉鐘和葉昕（2021）的處理方法[28]，以第三產業增加值占GDP 的比值衡量產業升級水平；（2）擴大進口對產業升級的影響可能存在滯后性，因此將解釋變量滯后1 期再進行檢驗；（3）含有直轄市的樣本數據可能對結果的準確性有一定影響，故刪除了北京、上海、天津和重慶4個直轄市的樣本數據；（4）極端值可能會影響估計結果的準確性，對所有連續變量采取1%分位和99%分位的縮尾處理。在式（1）基礎上對上文的研究結論進行檢驗，估計結果如表3 列（1）～列（4）所示?？梢钥闯?，在排除不同類型因素可能帶來的干擾后，估計結果與上文結論保持一致。綜合上述穩健性檢驗，可以發現筆者的研究結論具有較好的穩健性。

（三）異質性分析

為檢驗擴大進口對產業結構升級的影響是否受到區域經濟發展水平差異和區域技術水平發展差異的制約，按照人均GDP 中位數將30個省份劃分為經濟發展水平較高地區和經濟發展水平較低地區，按照技術市場成交額的中位數劃分為技術發展水平較強地區和技術發展水平較弱地區，以此檢驗擴大進口對產業結構升級產生的異質性影響，結果如表4所示。

表4 異質性檢驗結果

由表4 可以看出，擴大進口對經濟發展水平較高地區的產業結構升級有顯著正向影響，且在1%的水平上通過了顯著性檢驗，對經濟發展水平較低地區的產業升級影響為負但不顯著，這可能是因為可支配收入與區域經濟發展水平正相關。根據凱恩斯絕對收入理論，可支配收入是決定消費需求的最主要因素。在經濟發展水平較高的地區，在擴大進口釋放居民消費潛力時，可支配收入能夠形成強有力的支撐，從而拉動產業結構轉型升級；而在經濟發展水平較低的地區，擴大進口賦能產業結構升級的動力機制將受到相對較低的可支配收入的阻滯。

此外，擴大進口對科技發展水平較強地區的產業結構升級有顯著正向影響，在1%的水平上顯著；對科技發展水平較低地區的產業結構升級影響為負，在10%的水平上顯著。原因可能是：一方面，科技發展水平較強的地區集聚了豐裕的資金、技術等資源，在擴大進口引領和創造消費需求時，地區企業能夠迅速作出反應，憑借資源稟賦優勢，推動產業結構轉型升級進而適配新的消費需求。另一方面，技術資源集聚可以引致該地區的產業集聚，由此產生的產業協同效應能夠讓地區企業迅速實現規模經濟，有效降低生產成本，達到產業結構升級的目的；而在科技發展水平較低的地區，技術資源較難獲取或獲取成本較高，產業結構升級缺少技術支撐。

（四）中介效應檢驗

為驗證假設H2，選取消費結構（con）和消費規模（dem）作為中介變量，以檢驗擴大進口對產業結構升級的影響機制。借鑒溫忠麟和葉寶娟（2014）的研究方法[29]，在式（1）基礎上構建了式（3）和式（4）所示的中介效應模型。首先，若式（1）中α1顯著，說明擴大進口可以影響產業結構升級。其次，檢驗核心解釋變量對中介變量的影響效應，即β1的顯著性。然后在基準回歸模型中加入中介變量，檢驗其對被解釋變量的影響，即γ2的顯著性。若γ1和γ2均顯著，且γ1＜α1，說明存在部分中介效應；若γ2顯著而γ1不顯著，說明存在完全中介效應。具體估計結果如表5所示。

表5 中介效應檢驗結果

表5 中的列（1）為基準檢驗回歸結果，列（2）為考察擴大進口對中介變量消費結構影響的回歸結果。列（2）中，核心解釋變量的估計系數為0.26，在1%的水平上顯著為正，說明擴大進口能夠優化消費結構。列（3）為同時納入核心解釋變量和中介變量消費結構的回歸結果，核心解釋變量和中介變量消費結構的系數均在5%的水平上顯著為正，且核心解釋變量的估計系數較基準回歸模型有所下降，說明消費結構發揮了部分中介效應，占總效應的比重為29.23%。由此，驗證了假設H1，證實了筆者對“擴大進口—消費結構優化—產業結構升級”這一影響途徑的理論猜想，即擴大進口能夠通過優化消費結構拉動產業結構升級。

表5 列（4）考察了擴大進口對中介變量消費規模的影響，核心解釋變量的估計系數為0.139，并在5%的水平上顯著為正，說明擴大進口能夠擴大消費規模。列（5）為同時納入核心解釋變量和中介變量消費規模后的回歸結果，核心解釋變量和中介變量消費規模的回歸系數均在1%的水平上顯著為正，且核心解釋變量的估計系數較基準回歸模型有所下降，說明消費規模同樣發揮了部分中介效應，占總效應比重為20%。由此，驗證了假設H2，證實了筆者對“擴大進口—消費規模擴大—產業結構升級”這一影響途徑的理論猜想，即擴大進口可以通過擴大消費規模來完善產業結構。

進一步地，從擴大進口的“需求創造效應”進行分析，發現其產生的消費結構優化效應明顯強于消費規模擴大效應，說明擴大進口更多地表現為對居民消費層次的影響，對消費規模的影響則相對較弱。從消費需求的“創新引致效應”看，消費規模擴大對產業結構升級的影響要強于消費結構優化。原因在于：消費規模的擴大主要表現為消費業態的更迭，即新消費業態的規?；瘮U張和傳統消費業態的萎縮。在這一過程中，勞動、資本等生產要素在不同業態之間的調整和重新配置過程相對直接。消費結構的優化主要作用于企業創新，而企業對產品、技術和生產流程的革新往往需要較長的時間。

（五）調節效應檢驗

為驗證假設H3，分析金融發展水平（fin）對擴大進口和產業結構升級影響的調節作用，借鑒尚婷等（2023）的做法[30]，構建了如式（5）所示的調節效應模型，其中，納入金融發展水平與核心解釋變量的交互項，以檢驗其對被解釋變量的影響，即λ2的顯著性。如果系數檢驗結果顯著，則說明調節效應成立。

對式（5）分別進行全樣本回歸和分組回歸檢驗，以分析在異質性條件下交互項對產業結構升級的影響。表6 展示了以產業結構升級為因變量、以金融發展水平為調節變量的回歸結果。由表6可以看出，全樣本檢驗的交互項系數為0.039，且在1%的水平上顯著，表明金融發展水平對產業結構升級的正向調節效應是成立的，假設H3得以驗證。從分組回歸檢驗結果看，除經濟發展水平較低地區外，不同異質性條件下的交互項系數均為正，且至少在5%的水平上顯著。橫向比較分組回歸檢驗的交互項系數大小，金融發展水平在科技發展水平較弱地區的正向調節作用最強，在經濟發展水平較高地區的調節作用則略強于科技發展水平較強地區。

表6 調節效應檢驗結果

六、研究結論與對策建議

（一）研究結論

選取2013—2021 年全國30 個省份的面板數據為研究樣本，從理論和實證兩方面探究了擴大進口對產業結構升級的影響。實證結果顯示：（1）擴大進口對產業結構升級有顯著正向效應，經過一系列穩健性檢驗且控制內生性問題后，研究結論仍然是穩健的。（2）中介效應檢驗結果顯示，消費結構優化和消費規模擴大是擴大進口促進產業結構升級的作用渠道。（3）異質性分析結果表明，擴大進口對經濟水平較高地區和技術水平較強地區產業結構升級的促進作用更加顯著。（4）調節效應檢驗結果表明，不斷提升金融發展水平有助于進一步發揮擴大進口對產業結構升級的正向調節效應，其中，對科技發展水平較弱地區的正向調節作用最強。

（二）對策建議

第一，進一步提升進口便利化水平，以消費需求升級推動產業結構升級。首先，大力推進進口貿易促進創新示范區建設，制定各類旨在支持擴大進口的政策措施，切實簡化進口環節監管程序，有效降低進口環節制度性成本。其次，要注重發揮各類進口展會平臺的作用，通過設置高端消費品展區、優化進口商品市場布局、拓寬進口產品營銷渠道等方式，加大引進優質海外產品的力度，充分發揮消費進口的需求創造效應，引導國內消費需求向個性、綠色、智能等高端消費轉型，以高質量外部供給加速消費升級正向循環，通過示范效應和競爭效應激勵國內企業增加研發支出，將資源更多投入高質量產品生產中，推動國內產業結構升級。

第二，積極對接個性化消費需求，培育國內新興消費市場。消費品進口占比逐年提升有助于發揮本土超大市場規模的優勢，有利于做大做強新興消費市場，進而催生新行業、新業態、新模式。首先，要利用好進博會、消博會等展會平臺，增加海外創新產品的曝光力度，豐富海外創新產品的消費場景，引導國內市場形成以個性化、多元化為特征的特定消費圈層和群體。其次，積極培育新興消費需求，使之成為新的經濟增長點。不斷完善市場監管、加強政策支持，如加強產品知識產權保護、加大創新產品減稅力度、增強消費保障維權渠道等，促使新興消費形成較大市場規模。最后，注重提高國內供給與新興消費需求的適配度，引導企業精準對接新興消費需求，形成以定制化、柔性化為特征的生產經營模式，為新業態發展壯大奠定堅實基礎。

第三，加強區域協調發展，縮小擴大進口對各地區產業結構升級影響的差異性。筆者的研究結論表明，經濟發展和技術發展差距是不同地區產業結構升級存在差異的原因。要以區域性戰略融合發展為引領，以全國統一大市場建設為契機，加快區域協同發展。一方面，加大對經濟發展水平較低地區的政策扶持力度，暢通商品要素資源流通渠道，切實縮小其與經濟發達地區的發展差距，夯實擴大進口釋放消費潛力的經濟基礎。另一方面，要對技術發展水平滯后地區給予資金與技術扶持，通過產業轉移、技術引進等方式激活地區創新活力，使地區企業有能力對進口引致的創新需求作出正向反饋，有力賦能產業結構升級。

第四，大力發展普惠金融，擴大進口釋放消費潛力助力產業結構升級。金融發展水平具有至關重要的“調節閥”作用，必須大力發展普惠金融，提高金融服務的包容性和可得性，鞏固居民將消費潛力轉化為現實需求的收入基礎。金融機構要借助數字技術精準對接新型消費場景，有效降低消費信貸成本，深化擴大內需與金融發展的融合程度，提升消費升級對產業結構升級的拉動作用。