數字經濟對產業結構優化升級的影響研究
——以長三角地區為例

胡本田，沈曉東

(安徽大學 經濟學院，安徽 合肥 230601）

長三角地區數字經濟正處在快速發展階段，作為國家一體化發展示范區，在過去四十多年改革開放進程中，對整個國家的經濟發展起到了重要的引領作用，其發展受到國內外廣泛關注。產業結構優化升級可以為經濟發展帶來“結構紅利”[1]，是經濟增長方式轉向高質量發展階段的重要體現，探討數字經濟對長三角地區產業結構的影響具有重要的現實意義。對此，本文選取2011—2019 年長三角地區三省一市共41 個地級以上城市的面板數據，實證分析數字經濟的快速發展對長三角地區產業結構優化升級的影響，并在此基礎上探討可能存在的空間效應。

一、文獻綜述

圍繞本文研究的主題，從三個方面對相關文獻進行歸納。

（一）有關數字經濟方面的研究

“數字經濟”這一概念最早由美國學者Tapscott于20 世紀90 年代提出。許憲春等[2,3]認為數字經濟是基于現代網絡信息技術所產生的一系列經濟活動的總和，數字經濟時代可以通過大數據整合資源、優化資源配置、提高產品生產效率來實現綠色發展。荊文君和孫寶文[4]認為數字經濟的快速發展在微觀上降低了企業跟行業的平均成本，宏觀上提高了整個社會的經濟效率進而推動高質量發展。溫珺等[5]選取2015年中國287個地級市的數據進行回歸分析，證實數字經濟發展能夠促進創新能力的提升。數字經濟可以在生產端與消費端之間架設橋梁，打破信息壁壘，促進新產品研發，提高企業創新能力，企業還可以利用數字技術節約經營成本，有更多資金可用于研發來提升創新效率[6]。劉軍等[7]通過構建指標體系測度了我國省域層面數字經濟發展水平，并通過空間模型分析了驅動我國數字經濟快速發展的因素。

（二）有關產業結構優化升級方面的研究

產業結構是社會經濟體系的主要組成部分，一切影響社會經濟的因素都會在不同程度上影響產業結構，如知識和技術的創新、自然資源稟賦、經濟體制、人口和消費需求結構等都會對產業結構有著直接或間接的影響[8]。王曉芳和于江波[9]通過運用重力模型和平均結構變動度測量法，分析了資本、勞動力和技術通過在產業和區域間的流動驅動我國的產業結構變動。干春暉等[10]通過對產業結構的合理化與高級化兩個維度進行測度，實證分析其對經濟增長和波動的影響。韓永輝等[11]闡述了政府產業政策對產業結構優化升級的作用機理。地區固定資產投資[12]和外資的進入[13]也會影響產業結構水平。

（三）有關數字經濟對產業結構優化升級方面的研究

陳小輝等[14]認為數字經濟可以從提高生產效率、增加協作效率和激發創新效率三個方面影響產業結構優化。丁志帆[15]表示產業結構水平的提升是經濟高質量發展的題中應有之義，并探討了數字經濟從多種途徑促進產業結構轉型升級。張于喆[16]從產業發展新內涵、產業發展新空間和產業發展新領域三個方面解釋了數字經濟已經成為產業結構轉型升級的驅動力。還有一些學者實證研究了數字經濟對我國產業結構升級的驅動效能[17,18]。

區別于已有文獻，本文運用多種方法測度近幾年長三角地區城市群產業結構的合理化與高級化發展水平，實證分析數字經濟對長三角地區產業結構優化升級的影響及存在的空間效應，豐富現有的相關研究。

二、研究設計

（一）模型構建

為了對上述問題進行實證分析，對數字經濟影響長三角地區產業結構合理化與高級化發展構造如下計量模型：

式中，InvTLit為i 城市在第t 年的產業結構合理化發展水平，TSit為產業結構高級化發展水平，DEIit為數字經濟指數，Xit為控制變量，μi控制城市固定效應，為誤差項，和是核心解釋變量數字經濟的系數，和為控制變量的系數，和為模型截距項。

考慮到經濟活動在空間上存在的聯系，本文構建空間計量模型來檢驗數字經濟在空間上對產業結構發展的影響。設定空間誤差模型（SEM）、空間滯后模型（SAR）和空間杜賓模型（SDM）三種模型的形式如下：

（二）變量的測度與說明

1.被解釋變量：產業結構合理化（InvTL）和產業結構高級化（TS）

根據干春暉等[10]的研究，本文從合理化與高級化兩個維度來衡量城市產業結構的優化升級程度。

（1）產業結構合理化

產業結構合理化指產業之間的比例均衡和關聯協調程度，是要素投入結構和產出結構的耦合程度的一種衡量，可用泰爾指數進行度量：

Yi表示i 產業的產業增加值，Y 表示產業增加值之和，Li表示i 產業的就業人數，L 表示產業就業總人數，用就業人數表示勞動投入，來衡量要素投入和產出結構的耦合程度。根據古典經濟學假設，經濟處于均衡狀態時，各產業部門生產率水平相同，即，同時Yi/Y 表示產出結構，Li/L表示就業結構。因此TL 也可以反映產出結構與就業結構的耦合程度，TL 越接近0，二者的耦合程度越高，經濟越均衡，產業結構越合理。經計算樣本城市中泰爾指數TL 均大于0，為了進行直觀分析，本文用泰爾指數的相反數InvTL=-TL 來衡量產業結構合理化程度，InvTL 越大則越接近于0，即產業結構合理化程度越高。

（2）產業結構高級化

產業結構高級化表現為產業比例關系的改變，是產業結構升級的度量，指產業結構由低附加值產業向高附加值產業轉變，根據克拉克定律，用產業比例關系反映產業結構高度，用第三、第二產業增加值之比Y3/Y2表示，記為TS，數值處于上升狀態則產業結構高級化水平提高。

2.解釋變量：數字經濟（DEI）

國內外對數字經濟發展水平的測度尚未有統一的定義，對相關行業的發展進行統計相對困難，因此本文參考已有的文獻，選用中國數字普惠金融指數來反映長三角地區城市數字經濟發展水平[20,21]，該指數在有關數字經濟發展的研究中被廣泛使用，具有較強的權威性，具體的指標解釋與編制過程可參考郭峰等的研究成果[22]。

3.控制變量

為了更全面分析數字經濟對長三角地區產業結構合理化與高級化發展的影響，設定一組可能會影響長三角地區產業結構發展的控制變量。包括外商直接投資（Fdi），用外商當年的投資總額來表示，可以反映外商投資對長三角地區產業結構的影響；政府干預度（Gov），用政府財政支出總額表示；固定資產投資（Fai），用當年的固定資產投資總額表示；對外出口（Expt），用當年對外貿易出口總額表示。

（三）數據的來源和描述性統計

本文選取的是2011—2019 年長三角地區41 個地級市的平衡面板數據，數據主要來源于各省市的統計年鑒。表1 是本文變量的描述性統計結果。

表1 變量的描述性統計

三、實證分析

（一）基準回歸分析

采用城市固定效應模型進行分析。基準回歸結果見表2。

表2 面板基準回歸結果

模型（1）（2）不添加任何控制變量，在模型（3）（4）中對應加入控制變量。模型（1）（3）的核心解釋變量數字經濟（DEI）系數為正且顯著，表明數字經濟提高了長三角地區產業結構的合理化水平，模型（2）（4）的結果也表明數字經濟可以顯著提升長三角地區產業結構的高級化水平，數字技術與產業發展的深度融合，既可以實現產業的合理發展又可以推動產業結構的轉型升級。控制變量中，外資的進入與固定資產投資會顯著促進長三角地區產業結構高級化，近年來對于外商的引資結構正在逐漸優化，外資的合理進入可以通過“鲇魚效應”改善資源配置效率、有效利用地區資源優勢進而推動產業結構升級[13]，而固定資產投資的產業結構配置也會引導各產業的存量調整和增量流向，決定各產業的發展趨勢，進一步促進產業結構高級化[23]。政府對于產業結構的財政干預則是一把雙刃劍，一方面政府可以通過財稅政策支持高新技術產業發展并通過帶動效應激勵其相關產業發展進而推動產業結構調整[24]，促進產業結構高級化；另一方面政府會因為掌握信息不充分做出負面的干預[25]，政府的支持激勵過高地向高新技術產業傾斜，可能會導致第一、二產業發展投入不足，第三產業發展投入出現冗余的情形，進而影響產業結構的偏離度，對產業之間的合理發展產生消極影響。

（二）空間效應分析

1.空間權重矩陣的編制

（1）鄰接權重矩陣

當兩個城市地理相鄰時，空間權重矩陣中對應元素為1，反之為0，表達式如下：

（2）地理距離矩陣

考慮了城市間的地理距離大小這一因素，認為城市之間的相互影響會隨著空間地理距離的增大而減小，具體表達式為：

其中dij為兩城市中心位置的距離，下同。

（3）經濟地理距離矩陣

綜合考慮地理距離和經濟距離的權重矩陣，認為經濟發達地區對周邊城市的影響更大，更能全面反映出空間效應的復雜與綜合性，具體表達式如下：

2.全局空間自相關分析

通過莫蘭指數Moran's I 對地理距離權重矩陣和經濟地理權重矩陣下被解釋變量與核心解釋變量的空間自相關性進行檢驗，莫蘭指數表達式為：

其中，xi、xj為城市i和j 的變量觀測值，為對應的平均值，Wij為空間權重矩陣，S2為變量觀測值的方差。Moran's I 的值介于[-1，1]之間，大于0 時表示空間正相關，小于0 表示空間負相關。表3 為檢驗結果。

表3 兩種權重矩陣下產業結構合理化、產業結構高級化和數字經濟指數的Moran's I

從表3 可以看出在兩種不同空間權重矩陣下，2011—2019 年長三角地區除產業結構高級化空間相關性稍弱，產業結構合理化與數字經濟指數的莫蘭指數均達到1%的顯著性水平，表明三個指標具有一定的空間自相關性。

3.空間計量模型分析

參考Elhorst[26]的檢驗思路，基于三種不同類型的空間權重矩陣綜合選擇空間計量模型，先對樣本進行OLS 回歸估計，再進行LM 檢驗和R-LM 檢驗考察樣本是否適合SEM 模型與SAR 模型，再用LR 檢驗來確定是否適用于SDM 模型。表4 列出不同空間權重矩陣下的LM 檢驗結果。檢驗（1）—（4）通過了SEM 和SAR 模型的LM 檢驗、R-LM 檢驗，并且后續也通過了對應的LR 檢驗，因此結果傾向于選擇SDM 模型，檢驗（5）和（6）通過了SEM 模型的LM檢驗和R-LM檢驗但未通過SAR模型的LM檢驗，所以認為SEM 模型較為合適。根據表4 的檢驗結果，依次列出對應空間模型的結果。

表4 空間面板模型的LM 檢驗

表5 為數字經濟對產業結構合理化、產業結構高級化的空間模型回歸結果。從表5 的核心解釋變量數字經濟（DEI）的顯著性結果來看，在考慮空間因素后，在不同的權重矩陣設定下，數字經濟仍可以顯著推動長三角地區城市群產業結構合理化與產業結構高級化，數字經濟已然成為長三角地區產業結構水平提升的重要推動力。從空間系數的報告結果看，產業結構合理化與高級化的空間系數多在一定程度上保持符號為正的顯著性，其中產業結構高級化的空間效應較為明顯，表明長三角地區各市的產業結構優化升級發展呈現出比較明顯的空間聚集效應。某地區產業結構水平的提升有助于帶動周邊城市產業的優化發展，發達地區良好的產業結構布局帶來的“示范作用”，可以給周圍相對落后地區的產業發展提供寶貴經驗，幫助其以更高的效率實現產業結構水平的提升。僅采用回歸系數解釋空間回歸結果可能會因為地區之間存在的大量交互信息而產生偏差，在SDM 模型中將總效應分解為直接效應和間接效應（空間溢出效應）。從效應分解的結果來看，數字經濟對產業結構優化升級的直接效應和總效應均顯著為正，空間溢出效應則相對不明顯，表明數字經濟的發展可以顯著推動長三角地區產業結構優化升級，地區數字經濟可以帶動當地產業結構朝著更高水平發展，但對周圍城市的產業結構發展影響較小。可能是因為數字經濟發展水平較高的地區會對周圍城市產生一定的虹吸效應，表現出對周圍城市的資源掠奪，數字化發展水平越高，所需要的數字化資源如數字化人才等也就越多，從而推動當地產業結構優化升級，對周圍城市的產業發展會產生一定程度的負面影響。

表5 數字經濟對產業結構合理化、產業結構高級化的空間模型回歸結果

續表

四、穩健性檢驗

以上分析表明數字經濟可以顯著推動長三角地區的產業結構合理優化發展，為了確保結論的準確性，本文進行以下穩健性討論。

（一）更換被解釋變量

借鑒韓永輝等[11]的做法，通過對產業增加值加權體現各產業的重要程度對產業結構偏離度進行改進，改進后的產業結構合理化測度為：

式中SR 為產業結構合理化水平，其余各符號解釋與式（1）相同，SR 的值越大越靠近0，則經濟越接近于均衡狀態，即產業結構越合理。借鑒徐敏等[27]和汪偉等[28]的做法，采用產業結構升級指數來評價長三角地區各城市的產業結構高級化發展水平，具體的測度方法為：

UIS 為產業結構高級化水平，qi 為i 產業的增加值比重。

表6 更換被解釋變量的面板基準回歸結果表明，在更換被解釋變量后，數字經濟對產業結構合理化和高級化發展的正向影響依然在1%的水平上保持顯著，驗證了本文結論的穩健性。

表6 更換被解釋變量的面板基準回歸結果

（二）工具變量方法

考慮到在分析數字經濟對產業結構合理優化發展的促進作用時可能存在的內生性問題，即數字經濟和產業結構合理優化發展可能會同時受到一系列不可觀測因素的影響，二者之間形成雙向因果關系，意味著地區的產業結構合理優化發展也可能也會對數字經濟產生影響。針對這一現象，為數字經濟選取合適的工具變量，可以有效地解決內生性問題。由于信息網絡是數字經濟的主要媒介，故參考黃群慧等[29]的處理方法，并在此基礎之上做出相應改進。考慮到黃群慧等選取的1984 年指標數據距今已久，可能會存在城市間因地域劃分歸屬而引起的統計指標在數值上的偏差，本文選取2004 年長三角地區各城市的每百人固定電話數作為數字經濟指數的工具變量。一方面，一個城市歷史上的固定電話使用率高現如今的數字技術使用程度也會高，滿足工具變量的相關性原則；另一方面，當下的產業結構發展水平不太可能對歷史上的固定電話使用率產生影響，滿足工具變量的外生性原則。因為本文采用的是面板模型，只采用2004 年的城市層面每百人固定電話數量的截面數據不能直接用于分析，因此引入隨時間變化的變量來構造面板工具變量[30]。具體而言，為了比較估計的結果，我們引入上一年的全國互聯網寬帶接入用戶（IAU）與2004 年長三角地區各城市的每百人固定電話數量（FLT）構造交互項IAU*FLT，作為城市該年數字經濟發展指數的一個工具變量，再選取數字經濟指數的滯后一期（L.DEI）作為另一個工具變量，并進行相應的穩健性檢驗，見表7。其中，模型（1）（2）的工具變量為IAU*FLT，模型（3）（4）的工具變量為L.DEI。

表7 工具變量回歸

表7 的Anderson canon.corr.LR 為工具變量不可識別的檢驗統計量，通過1%的顯著性檢驗表示本文的兩個工具變量是合理的；Cragg-Donald F 為工具變量弱識別檢驗，統計量的值大于{ }中Stock-Yogo弱識別檢驗10%水平上的臨界值，即不存在弱工具變量。在考慮內生性問題之后，數字經濟仍保持正向顯著，進一步說明了數字經濟發展水平的提高有助于推動長三角地區產業結構合理化與高級化發展，再度驗證了本文結論的穩健性。

五、結論與政策建議

（一）研究結論

本文通過實證分析得出如下的結論：數字經濟可以顯著促進長三角地區產業結構的合理化與高級化發展，成為長三角地區產業結構優化升級的重要推動力，通過引入更換被解釋變量等穩健性檢驗，該結論依然成立。數字經濟可以在空間上顯著促進長三角地區產業結構優化升級水平的提升，尤其是對產業結構的高級化發展，具有明顯的空間效應，隨著城市之間數字化產業經濟的交流，形成相互促進、共同邁向高級化的良好發展格局。

（二）政策建議

為充分培育長三角地區數字經濟的新動能，推動產業結構合理化與高級化發展，給出以下政策建議：第一，全面推動長三角地區數字經濟發展，推進數字經濟基礎設施建設，提高地區經濟發展質量，助力產業數字化改革和數字化產業發展。第二，加大區域間數字化經濟建設的協調與聯系，針對現代化數字技術可以有效突破地緣距離限制的特點，利用大數據、人工智能等技術積極構建區域協同發展網絡，充分發揮數字經濟對長三角地區產業結構轉型升級的正向空間效應，在區域協同網絡下營造長三角地區數字經濟和產業結構高質量一體化發展格局。