數字經濟背景下創新活躍度與制造業轉型升級研究*

王 盛 陳逸沁 毛莘婭

一、引言

21世紀以來，隨著全球新一輪科技革命的加速演變，以5G、大數據、人工智能、云計算等為代表的新一代數字技術更新迭代，數字經濟正在成為推進經濟結構加速轉變的新變量及促進全球經濟復蘇、提質增效的新動能。從國際視角來看，2019年全球數字經濟平均名義增速為5.4%，高于同期全球GDP名義增速3.1個百分點。(1)中國信通院.全球數字經濟新圖景(2020年)——大變局下的可持續發展新動能[R].2020-10.基于國內視角，中國信通院在《中國數字經濟發展白皮書(2021年)》中公布的數據顯示，2020年我國數字經濟增加值規模已達39.2萬億元，占GDP比重為38.6%，同比提升2.4個百分點。按照可比口徑計算，2020 年我國數字經濟名義增長9.7%，高于同期GDP名義增速約3.2倍，數字經濟在國民經濟中的作用日益凸顯。

與此同時，隨著我國經濟邁入“新常態”，經濟增速放緩，驅動增長引擎已經由投資驅動轉向以創新驅動為主，產業結構由以重化工業和低端產業為主轉向以高端新興產業為主。長期以來，我國制造業一直居于全球價值鏈的中低端。許多制造業企業的關鍵核心技術仍然受制于人，突破核心技術的“瓶頸”是我國數字化建設進程中的關鍵所在，應該牢牢把握數字經濟的發展機遇，創造新型的數字經濟業態，促進制造企業的轉型和提升。因此，推動產業向中高端轉型升級，是“十四五”時期我國實現經濟高質量發展的迫切需求和核心動力。在“十四五”規劃綱要中，明確提出促進數字技術與實體經濟深度融合，賦能傳統產業轉型升級，催生新產業新業態新模式，壯大經濟發展新引擎。但數字經濟在各行業中的發展出現較大差異。根據中國信通院發布的數據，數字經濟滲透率在服務業、工業和農業中分別為40.7%、21.0%和8.9%，即數字經濟占本行業增加值比重所呈現的典型特征為：三產高于二產、二產高于一產。數據顯示，工業數字經濟規模增加值所占比重為17%，低于全行業的平均值(28.7%),表明產業數字化轉型水平低于國民經濟總體水平。加速推進新一代數字化技術、服務與制造業深度融合，走向智能制造數字產業化，不僅是制造業現代化轉型升級的戰略選擇，同時也是加速新技術動能可持續轉換的必要手段。因此，如何有效促進數字經濟賦能制造業轉型升級，成為近年來政府和社會廣泛討論的議題。

目前，我國學界關于數字經濟賦能制造業轉型升級的作用機制的研究尚在起步階段，關于數字經濟促進制造業轉型升級的內在作用路徑，已有研究大多都從單一直接作用機制路徑出發，尚未建立一個完整系統的作用機制體系。本文結合數字經濟的獨特屬性，從創新活躍度的視角構建理論分析框架，在此基礎上，測算了2010～2020年全國30個省(區、市)(2)本文研究不包括西藏、香港、澳門和臺灣地區。由于本文內容涉及大量省級數據，為行文及閱讀方便，下文省份均指省(區、市)。的數字經濟和制造業轉型升級水平，并將研發創新實際授予量與產業傳統變量相匹配，采用多種計量方法實證檢驗數字經濟對制造業轉型升級的影響和作用機制。本文可能存在的邊際貢獻有以下三個方面：第一，本文以現有文獻為基礎，對各省份數字化經濟和制造業轉型升級進程進行了較為全面的測度，能夠更詳細地討論二者的影響關系；第二，本文以創新活躍度為視角構建理論框架，探討了數字經濟通過什么路徑推動制造業轉型升級這一根本性問題，深化了已有研究；第三，本文建立了更為貼切的R&D實際授予量與R&D人員折合全時當量之比作為創新活躍度的測算指標，相比已有研究能夠更準確地評估創新活動的區域異質性。

二、理論分析和研究假設

(一)數字經濟對制造業轉型升級的影響機制

在數字經濟時代下，網絡的發展拓寬了共享創新資源的機會和途徑。高校、研究院、企業等創新研發主體可以憑借自身優勢，協同開發新產品、新專利和新技術，以實現研發成本最小化和研發價值最大化，推動創新研發聯動。一是制造業企業迫切需要利用人工智能、互聯網、大數據等數字經濟工具，來提高創新資源配置效率，增強中國制造業的自主創新研發能力和水平，打破對關鍵核心技術的固有依賴性，提高中國制造業在全球價值鏈中的位次和發揮的作用。二是創新分為封閉型創新和開放型創新。封閉型創新指的是基于產業或企業內部垂直式的資源共享與創新；開放型創新指的是涉及企業和其他研發機構或組織之間的橫向合作，進而整合內部和外部資源以推動創新研發工作。在數字經濟時代的背景下，合理利用比較優勢資源，堅持自主創新和開放創新并行，解決關鍵核心技術壁壘，通過創新研發這一抓手推動制造業企業的轉型和升級。

數字經濟在生產模式、管理模式、服務模式、經營模式等各領域對傳統產業產生影響，不僅能提高企業科技創新水平，而且在高質量發展的背景下數字經濟能夠激發更多的高技術及科研人才的創新能力，從而提升創新活躍度。具體來看，第一，數字經濟能夠打造新的產業模式，發展新動能。數字經濟通過與其他產業進行融合，進而對傳統產業產生了有效沖擊，這在一定程度上打造了全新的產業模式，并通過要素搭建傳統制造產業與數字經濟基礎產業間的產業關聯度，促進產業鏈融合，進而促進研發創新、產品創新、流程創新等，形成新技術，培育新動能。第二，數字經濟能夠解決創新活動的供需矛盾。互聯網有效推動信息的傳播，信息共享、信息獲取低成本等優勢，有效解決了區域創新活動的信息不對稱，化解了創新活動的供需矛盾。數字經濟的發展因而為創新活動奠定了堅實的基礎。 Bertschek等(2013)以德國企業為背景，對互聯網與企業績效進行分析，表明互聯網能夠推動企業的創新過程。Forés和Camisón(2016)研究得出信息通信技術(ICT)能夠通過產業布局促進知識溢出,以提高區域內的知識型人才儲備及科研水平,進而影響區域創新產出。韓先鋒等(2019)通過研究發現互聯網不僅能直接提高區域創新能力，還能通過金融發展、人力資本積累等因素間接提升創新效率。

同時，創新水平的提高也有助于推動制造業轉型升級。數字經濟的發展使得各企業不斷進行技術創新以提高自身競爭力，促進了中國的技術進步，帶來了全要素生產率的提升，進而推動了我國制造業的轉型升級。羅以洪(2019)提出數字經濟將逐漸滲透第一、第二、第三產業。曾繁華等(2015)認為制造業轉型升級應以創新為動力，實現技術結構、產品結構、行業結構等的全面改進，使制造業由勞動密集型向技術密集型、由低附加值型向高附加值型轉變。孫泗泉和葉琪(2015)認為創新活動將促進制造業的轉型升級，并從動力、要素和競爭這三個維度優化產業結構。郭申申(2021)提出數字經濟應從改善制造業的產業生產、服務轉型、組織模式等三個方面來調整和提升產業結構，并且基于河南省的實際情況，提出了利用數字經濟推進河南產業升級的實施路徑。李春發等(2020)基于產業鏈的視角，認為數字經濟在產業鏈組織分工、交易成本、外部分配、產品需求四個方面促進了制造業的轉型升級。趙西三(2017)認為，數字經濟通過解決創新鏈、生產鏈和供應鏈等問題，改變和改善了中國的制造業，促進了制造業的轉型升級。因此，本文提出如下研究假設。

假設1：數字經濟可以通過提升創新活躍度促進制造業轉型升級。

(二)數字經濟對制造業轉型升級的非線性溢出效應

一方面，數字經濟能夠降低各部門間獲取信息的成本，降低信息不對稱帶來的影響，弱化各部門間的經濟活動邊界(馮偉和李嘉佳，2018)。另一方面，數字經濟能夠使產業結構知識化、高科技化，能夠“軟化”產業結構，加速并促進制造業轉型升級，引起制造業轉型升級的動態演變，且呈現出明顯的溢出效應。由于數字經濟的高速發展，制造業為了適應數字經濟的這一發展速度從而抓住數字經濟發展紅利，各部門從各方面作出努力以全方位提升運行效率；此外，網絡技術及產品服務也因數字經濟的發展更為高效、便捷、高端。陳小輝等(2020)基于CRITIC方法測算了數字經濟發展水平指數，并利用中國省級面板數據對數字經濟發展水平與產業結構水平間的關系進行了實證檢驗。結果發現，數字經濟發展水平對中國產業結構的影響呈現出邊際效應遞增的非線性特征，其中，中部和西部地區的提升程度大于東部地區。

隨著數字經濟的廣泛應用，計算機網絡先驅梅特卡夫提出的梅特卡夫法則和網絡效應均在制造業轉型升級中成立。數字經濟不僅通過與制造業各部門的有效融合降低了制造業企業邊際成本，使企業參與者的利潤得到了大幅提升，而且數字經濟發展水平的提高以及企業創新水平的提升，進一步加速了制造業發展，制造業更好地取得了數字經濟發展的紅利。因此，本文提出如下研究假設。

假設2：數字經濟對制造業轉型升級的影響具有非線性的邊際遞增特征。

三、研究設計

(一)變量測度與說明

1.改進的熵值法

(1)指標說明。

假設年份跨度為d，省份數量為n，指標數量為m,則Xθij為第θ年省份i的第j個指標。

(2)指標的標準化處理。

(1)

(3)指標熵值的確定。

(2)

(4)指標信息效用值的確定。

Gj=1-Hj

(3)

(5)指標權重的確定。

(4)

(6)綜合評分的確定。

(5)

2.變量說明

(1)數字經濟發展水平(Digei,t)的測度。國內外對數字經濟發展水平的測度各不相同。中國信通院發布的《中國數字經濟發展白皮書(2021年)》通過構建DEI指數，從產業數字化和數字產業化兩方面對數字經濟發展水平進行了測定。本文基于王俊豪和周晟佳(2021)的研究，借鑒沈運紅和黃桁(2020)采取的基于數字經濟的三個核心維度“數字化基礎發展水平”“數字化產業發展水平”“數字化社會應用水平”，通過12個三級指標，分別選取了2010～2020年我國30個省份的相關代表性指標數據，利用實證檢驗的方法分析了數字經濟發展對我國制造業轉型升級的影響機理。

數字化基礎發展水平。我國高度重視信息基礎設施建設，我國電信業對數字經濟及數字社會的發展所起的基礎支撐作用不斷增強，并且隨著數字經濟的蓬勃發展，我國移動網絡覆蓋率也不斷擴大。互聯網普及率是衡量數字經濟發展的基礎，互聯網普及率的提升能夠支撐數字經濟的發展，甚至帶來經濟的高速發展。由于2015年我國移動電話用戶數據口徑有調整,移動電話普及率與往年不可比，出于數據的易得性和可靠性考慮，本文選取電信業務總量、移動電話用戶數、移動網絡用戶數、移動網絡普及率，運用改進的熵值法以賦權指標并得出綜合評分，以此來衡量數字化基礎發展水平。

數字化產業發展水平。我國軟件和信息技術服務業呈現出持續高速增長的態勢，軟件應用服務化、平臺化趨勢明顯。信息服務業的相關投入為我國工業領域的自主可控發展和數字化改造提供了支撐力和重要動能。因此，為了有效衡量我國數字產業發展水平，本文選取信息服務業GDP總量、信息服務業從業人數、信息服務業業務收入、信息服務業全社會固定資產投資四個指標，運用改進的熵值法進行賦權，得出相應綜合評分，衡量數字化產業發展水平。

數字化社會應用水平。我國電子商務平臺技術服務發展迅速，具有巨大的社會商業價值潛能，能夠顯示我國數字化的社會應用水平，即選用網上零售銷售總額、網上零售銷售增速、電子商務銷售額、電子商務交易額,運用改進的熵值法賦權指標并計算綜合評分，以此表征數字化社會應用水平。中國數字經濟發展評價體系如表1所示。

表1 中國數字經濟發展評價體系

(2)制造業轉型升級指數的測度。現有研究將制造業轉型升級的測定分為兩種評價方法。一種為公式法，通過測算產業結構合理化和產業結構高級化來代表制造業的轉型升級(付凌暉，2010)。另一種為體系構建法，通過研究影響制造業轉型升級的因素來構建其綜合評價體系(潘為華等，2019)。本文基于數據的科學性及測算的可靠性，參照干春暉等(2011)在衡量產業結構變遷與經濟增長中所采用的三次產業產值及從業人數計算的泰爾指數來測算產業結構合理化。在信息化背景下，產業結構不斷服務化，故本文選用第三產業產值與第二產業產值的比例來計算產業結構高級化，進而測定制造業轉型升級指數(MTU)。

(3)創新活躍度的測度。根據已有研究，測量創新能力常常選取單一的專利申請量或專利授予量作為測量工具，前者體現了申請者進行創新研發工作的努力程度，未能如實反映其科創能力；而后者是經過專利部門審核通過的真實專利擁有量，能夠反映真正的創新實力。專利申請量和專利授予量都是一定時間內創新能力總量的體現，并不能動態體現創新能力的活躍程度與潛力，因此，借鑒程新生等(2019)對企業層面的創新活躍度的測量方法，本文在其基礎上進行改進，選取R&D實際授予量與R&D人員折合全時當量之比作為創新活躍度的測度指標，記為Innovact。 對于數據庫中缺失的數據，查找年報進行補充。

(4)控制變量。為了更加科學地分析數字經濟推動制造業轉型升級過程中的溢出效應，需要設定可能對制造業轉型升級帶來影響的控制變量。①經濟發展水平(pgdp)。采用人均國內生產總值表示各地經濟發展水平。②政府干預(gover)。采用一般預算支出額占地區生產總值的比例表示其數值。③外貿依存度(trade)。采用進出口總額占地區生產總值的比例表示該數值。④外商投資(fdi)。采用當年實際使用外資占地區GDP的比值表示該數值。⑤金融水平(fin)。采用機構存貸款余額與GDP的比值表示該數值。

(二)模型構建

為檢驗以上研究假設，需要構建以下模型。首先構建數字經濟發展水平對制造業轉型升級直接效應模型，即：

MTUi,t=α1+β1Digei,t+γ1Zi,t+μi+δt+εi,t

(6)

其中，i表示各省份，t表示年份，MTUi,t為省份i在t時期的制造業高級化，Digei,t為省份i在t時期的數字經濟發展水平，Zi,t表示一系列控制變量，μi表示省份i不隨時間變化的個體固定效應，δt表示時間固定效應，εi,t為隨機干擾項。

除了直接效應以外，為進一步討論數字經濟對制造業轉型升級的具體傳導機制，本文以創新活躍度作為中介變量進行檢驗。根據中介效應的檢測方法，在制造業轉型升級對數字經濟發展水平的回歸系數顯著的基礎上，進一步做創新活躍度(Innovact)對數字經濟發展水平(Digei,t)的回歸，以及控制創新活躍度(Innovact)這一中介變量，進行制造業轉型升級(MTU)對數字經濟發展水平(Digei,t)和創新活躍度(Innovact)的回歸，如果兩者的回歸系數統計都顯著，則表示數字經濟發展水平會通過創新活躍度對制造業轉型升級產生影響。具體模型如下：

Innovacti,t=α2+β2Digei,t+γ2Zi,t+μi+δt+εi,t

(7)

MTUi,t=α3+β3Digei,t+λInnovacti,t+γ3Zi,t+μi+δt+εi,t

(8)

基于本文的研究假設，數字經濟發展水平和創新活躍度對制造業的轉型升級可能具有非線性動態溢出效應。因此，本文采用Hansen(1999)提出的面板門檻模型進行實證分析,本文構造了以數字經濟發展水平為門檻變量的單門檻模型(9)。

MTUi,t=ω0+ω1Digei,tI(Digei,t≤η1)+ω2Digei,tI(Digei,t>η1)+ω3Zi,t+μi+δt+εi,t

(9)

其中，η為待估計的門檻值；I為取值1或0的指示函數，滿足括號內條件即為1，否則為0。

(三)數據來源與描述性統計

由于數據的可獲得性，本文選取了2010～2020年中國30個省份相關指標數據進行測算和趨勢性分析研究。目前數字經濟發展水平的數據還未有統一測算標準，本文采用熵值法構造數字經濟發展水平進行檢驗，研究使用的其他數據和計算指數的原始數據來自國家統計局、Wind數據庫、國泰安數據庫。為使結果更準確，本文對控制變量均進行了標準化處理，即各控制變量對數化。各變量的描述性統計結果如表2所示。結果顯示，制造業高級化指數(MTU1)的均值為1.120，最小值為0.500，最大值為5.020，標準差為0.640，表明不同地區制造業轉型升級程度差異較大。數字經濟發展指數(Dige)、創新活躍度(Innovact)均具有均值小、誤差大的特征。對于控制變量，各省份的經濟發展水平(pgdp)、政府干預(gover)、外貿依存度(trade)、外商投資(fdi)、金融水平(fin)等也存在明顯差異。

表2 描述性統計結果

四、數字經濟對制造業轉型升級的實證檢驗

(一)基準回歸結果

基于對實證模型估計方法的選擇，本文對中國30個省份形成的靜態面板數據進行豪斯曼檢驗，豪斯曼檢驗結果(見表3)顯示固定效應模型比隨機效應模型更適合對該面板數據進行分析。

表3 豪斯曼檢驗結果

續表

表4顯示了數字經濟對中國制造業轉型升級的線性估計結果。在第(1)、第(2)列中，核心解釋變量數字經濟發展指數(Dige)的回歸系數顯著為正；加入了控制變量后，第(2)列顯示，在其他變量不變時，數字經濟發展水平每提高1個單位，制造業高級化程度提高0.574個單位，說明數字經濟的發展，促進了制造業轉型升級，制造業結構不斷高級化。此外，第(2)列中，各省經濟發展水平(pgdp)、政府干預(gover)、金融水平(fin)與制造業轉型升級之間具有顯著正相關性，而外貿依存度(trade)、外商投資(fdi)則與制造業轉型升級顯著負相關，這說明進出口總額占GDP比重上升不利于制造業的結構調整升級，這可能是因為我國主要涉及第二產業的進出口，較少涉及第三產業，并且外來資本投資容易使本國對外國形成技術依賴，不利于我國進行技術創新，抑制了我國制造業轉型升級。

表4 基準回歸結果

續表

前文基于創新活躍度的視角，從理論上分析了數字經濟對制造業轉型升級的影響機理。為驗證這一影響機制的相關假設，本文采用中介效應模型進行實證研究，表5顯示了回歸情況。在驗證了數字經濟對中國30個省份的制造業轉型升級具有顯著推動效應(見第(1)列)的基礎上，進一步驗證了創新活躍度是否促進了數字經濟發展水平(見第(2)列)，二者中經濟增長的回歸系數均為正。最后，將創新活躍度這個中介變量代入式(8)，通過核心解釋變量系數值并對顯著性進行判斷。結果表明，數字經濟可以通過促進一國的創新活躍度而對制造業結構高級化產生積極影響，因此存在中介效應，中介效應在總效應中的占比為12.63%，說明數字經濟的發展能夠提高各省份的數字技術創新投入和研發支出，并且創新擴散效應能夠吸納高端的信息技術及優質的人才，使制造業具有高質量的資源要素，這進一步提升了我國制造業的轉型升級，該實證結果支持了假設1。

表5 中介效應檢驗

(二)區域異質性分析

中國各地區經濟發展水平以及資源稟賦存在差異，因此可能會導致我國各省份數字經濟發展水平對制造業結構發展水平具有區域差異性，基于此，本文將30個省份分為東部、中部、西部進行分析。在進行分類回歸檢驗之前，先對不同區域的數字經濟發展水平、制造業高級化水平以及各控制變量的差異進行描述性統計說明。東部地區在數字經濟發展和制造業高級化程度上都要明顯領先于中部及西部地區，進一步說明了我國數字經濟發展水平對各省份制造業結構發展水平具有區域異質性。

本文對中國東部、中部、西部三個區域分別進行研究，得出的實證結果如表6所示。從中可以看出，在控制了經濟發展水平、政府干預、外貿依存度、外商投資、金融水平等變量后，數字經濟發展水平對東部、中部和西部地區的制造業結構高級化均具有顯著的促進作用，這與全樣本所得結論一致。從區域差異來看，數字經濟發展水平對中部地區制造業結構高級化的促進作用最大，東部地區次之，西部地區最小。具體來說，數字經濟發展水平每增加1個單位，東部地區制造業高級化水平增加0.470個單位，中部地區增加0.850個單位，西部地區增加0.310個單位。這可能是因為中部地區亟待加快產業轉型升級，經濟快速增長所體現出來的經濟活力是吸引眾多跨國企業的重要因素。先進制造業、新能源、新材料、電子信息、物聯網、現代物流等產業的外資項目紛至沓來。數字經濟通過創新吸納高素質的高端資源，提升了制造業的轉型速度。而西部地區處于國內產業價值鏈中低端且數字經濟仍處于起步階段，因此對制造業轉型的促進效果較低。

表6 區域異質性檢驗

(三)穩健性檢驗

考慮可能存在組內自相關、組間異方差，本文首先使用不同的回歸模型進行穩健性檢驗。檢驗結果如表7所示。穩健性檢驗中三種模型回歸結果與原模型估計結果仍一致。

表7 不同回歸模型穩健性檢驗

其次，本文采用制造業合理化指數(MTU2)替換原被解釋變量制造業高級化指數(MTU1)重新估計，以使實證結果更可靠。由于制造業合理化指數為負向指標，其值越接近于0，制造業結構越合理，本文采取指標正向化處理。因此，表8的結果表明，數字經濟發展水平與制造業結構合理化在95%的置信區間具有顯著的促進作用，也與前述的實證結果相一致。綜上所述，表明基準回歸結果具有穩健性。

表8 更換被解釋變量的穩健性檢驗

續表

(四)非線性效應分析

前文的實證研究已驗證創新活躍度的中介作用能有效促進制造業轉型水平的提高，關于這種激勵提升作用是否為線性關系，我們將進一步展開研究。考慮到數字經濟的網絡效應和梅特卡夫法則在促進制造業轉型升級的過程中成立，本文對數字經濟促進制造業轉型升級的影響可能存在的非線性溢出效應進行理論闡述和實證分析。為驗證理論假設2，采用面板門檻回歸模型進行實證檢驗。基于Hansen(1999)的方法，在估計面板門檻模型之前首先進行面板門檻存在性檢驗。經過自助法(boostrap)反復抽樣1000次后，檢驗結果表明數字經濟發展水平指數和創新活躍度兩個門檻變量都顯著通過了單一門檻檢驗，未通過雙重門檻和三重門檻檢驗。因此，可認為數字經濟和創新活躍度對制造業轉型升級的影響存在單一門檻效應，故選用單一門檻回歸模型來分析其非線性溢出效應。

表9展示了門檻模型的回歸結果，其中第(1)列表明當數字經濟發展水平較低時，對促進制造業轉型升級的影響甚微。當數字經濟發展水平達到一定高度，即Dige>1.3324(門檻值)時，數字經濟發展水平與制造業轉型升級水平在1%的顯著水平上正相關，研究結果呈現顯著的正向且邊際效應遞增的非線性特征。這是由于在數字經發展初創階段，數字基礎設施建設的周期較長、前期投入成本高且投資規模大，并且技術創新投入的沉默成本很大，此外依然存在高風險和強不確定性，制造業企業系統實現生產和管理數字化需要巨額成本，數字經濟拉動居民消費動力不足，加上各項針對性的優惠政策亟待完善，制造業企業數字投入積極性較低，這些不確定性因素會在一定程度上抑制數字經濟對制造業轉型升級的巨大潛在促進作用。隨著新一輪科技革命爆發，數字經濟的發展規模逐漸擴大，其風險因素能夠被有效把控和應對，相關扶持政策陸續出臺，數字經濟帶動了投資規模的擴張，在不同行業的發展過程中，信息數據作為新的生產要素不斷滲透其中，促進了產業一體化和生產模式、生活方式的轉變，進而賦能經濟高質量發展。而在以創新活躍度作為門檻變量的模型中(見第(2)列)，數字經濟對制造業轉型升級的促進作用同樣呈現非線性溢出效應，說明數字經濟對制造業轉型升級的動態影響不僅受到自身水平的作用，還存在創新活躍度產生的調節，體現為數字經濟與創新生態系統形成了積極互動。

表9 數字經濟影響制造業轉型升級門檻模型的回歸結果

五、結論與政策建議

本文立足于數字經濟極大影響了中國產業結構優化升級這一典型事實，從創新活躍度的視角切入，基于中國2010～2020年的省域層面數據，在構建數字經濟綜合發展水平和制造業轉型升級的指標評價體系并采用改進的熵值法對變量進行測度的基礎上，運用面板固定效應模型、中介效應模型和面板門檻模型，多維度實證分析檢驗了數字經濟對制造業轉型升級的影響及內在機制。主要結論如下：第一，數字經濟能夠顯著優化和提升制造業的產業結構，推動其向技術密集型方向發展，并且在這一影響機制中，創新活躍度發揮部分中介效應，間接提升制造業轉型升級水平；第二，在區域異質性方面，東部地區在數字經濟發展水平和制造業高級化程度上均明顯領先于中部及西部地區，且東部和中部地區享受到的數字經濟紅利相比西部地區更大，對發達地區的影響也比欠發達地區更為顯著；第三，數字經濟對制造業轉型升級的促進作用呈現出邊際效應遞增的非線性變化趨勢，這符合數字經濟的網絡效應特點及梅特卡夫法則，并且創新活躍度這一中介因素還能夠強化該非線性溢出效應，表明數字經濟與創新生態系統能夠對制造業轉型升級形成驅動合力。

基于上述實證分析，本文提出如下政策啟示：第一，立足于數字經濟能夠成為制造業轉型升級的新動能這一典型事實，我國應夯實基礎產業，積極發展和完善數字基礎設施，包括互聯網、云計算、5G商用、大數據等，聚焦短板弱項，提高軟硬件基礎設施水平，擴大對互聯網的投資規模，提速信息化發展以推動傳統制造產業提高生產效率和商業模式創新；第二，數字經濟對欠發達地區制造業轉型升級的積極效應亟待深化，表明各地區應該實施差異化、動態化的數字經濟戰略，因地制宜，讓數字經濟成為有效縮減各地區經濟發展不平衡的技術支撐；第三，數字經濟通過激發創新活躍度進而驅動制造業轉型升級的內在作用路徑，證實了創新擴散能夠帶動更多制造業企業實現高級化轉型。因此，必須加快構建科技創新平臺，突破關鍵前沿技術，發揮產學研協同創新發展優勢，促進制造業企業向智能化、技術密集型方向發展。