數字經濟中互聯網發展對產業結構升級的區域異質性影響機制

周 霞，曾愛花，諶一璠

（華南理工大學工商管理學院，廣東廣州 510641）

1 研究背景

中國《“十四五”數字經濟發展規劃》強調把握數字化發展機遇，加強互聯網技術融合應用和全要素數字化轉型，促進數字經濟健康發展。根據中國網信網公布的數據，“十四五”時期起始，中國網民規模達9.89 億人，4G 用戶比例達81%，已建5G 基站約占全球數量的70%，已成為全球第一互聯網大國［1］。數字經濟時代下，互聯網的發展不僅促進了技術、勞動力要素市場的發展，催生出新技術、新產品、新業態，還通過數字化嵌入優化要素配置方式和提升配置效率［2］，驅動著產業向高價值鏈攀升。根據黨的十九大報告，中國目前正處在產業結構調整的關鍵推動期，因此，為了更好地依托互聯網發展加快實現產業結構升級，深入探究互聯網發展對產業結構升級的內在影響機制確有必要。

目前中國仍存在制造業附加值低、過于依賴加工貿易導致生產性服務業發展不充分的問題，阻礙著中國向全球產業價值鏈高端攀升。由于生產性服務業依托于制造業發展［3］，且生產性服務業在活躍創新、促進第二和第三產業深度融合和結構升級方面都具有重要作用［4］，因此，只有促進生產性服務業與制造業的協同集聚才是中國產業結構調整升級的雙驅動力和理想路徑［5］。數字經濟時代下，通過數字化嵌入和優化要素配置，互聯網發展能夠加速生產方式變革和專業化分工細化，降低產業交易成本和促進人力資本積累，為生產性服務業和制造業的協同集聚提供條件；而協同集聚產生的范圍經濟能進一步驅動產業技術創新和附加值創造，推動產業結構的轉型升級。因此，有必要將協同集聚納入研究。

考慮到中國的互聯網發展水平自東部向西部地區呈遞減態勢、區域差異顯著［6］，深入探究互聯網發展水平差距和數字鴻溝對不同地區的協同集聚和產業結構升級是否存在異質效果，對因地制宜制定地區互聯網發展和產業轉型升級政策都具有重要意義。

2 文獻回顧與研究假設

2.1 文獻回顧

在產業結構升級的前因變量研究中，如李治國等［7］、宋德勇等［8］的研究，數字經濟和技術創新對產業結構升級的顯著影響作用已得到驗證，而互聯網發展對數字經濟、技術創新及產業結構升級的影響作用也得到了眾多學者的關注，如張莉娜等［9］、余泳澤等［10］研究發現，互聯網發展對數字經濟和技術創新均有積極影響作用；Chu［11］、Salahuddin 等［12］、黃浩［13］的研究驗證了互聯網發展在促進經濟增長、驅動產業融合等方面的作用；柳志娣等［14］、李昊等［15］也驗證了互聯網發展對產業結構升級的積極作用。

產業集聚是經濟增長的重要內生動力。Marshall［16］的傳統集聚理論和Ellison 等［17］的協同集聚理論均認為集聚能夠產生區域運輸成本下降、知識溢出及勞動力共享效應等集聚經濟，從而促進經濟增長。現有研究已表明專業化產業集聚（如制造業）對產業結構升級具有顯著促進作用［18］，但關于互聯網發展對產業集聚的作用效果研究中存在觀點分歧，如Fu 等［19］研究驗證了互聯網發展對制造業集聚的促進作用，而劉軍等［20］認為互聯網發展對制造業的集聚產生了促進效應和擴散效應，安同良等［21］基于新經濟地理模型發現中國互聯網的發展一定程度上導致了集聚逆轉，使地理空間上的產業集聚趨于分散。

綜上所述，現有相關研究尚未從協同集聚這一新視角出發探究集聚在互聯網發展和產業結構升級中發揮的中介作用，未解決互聯網發展水平的區域差異對地區協同集聚和產業結構升級是否存在區域異質性影響的問題。為此，本研究將生產性服務業和制造業的協同集聚納入互聯網發展與產業結構升級的研究框架中，并進行實證分析和區域異質性檢驗，以揭示中介模型的內在作用機制，以期為相關決策提供參考依據。

2.2 研究假設

2.2.1 互聯網發展與產業結構升級

產業結構升級是產業持續創造高附加值的過程，是產業結構的高級化過程［8］。后工業時代下，互聯網提供的信息化服務滲入制造業生產的方方面面，產業服務化趨勢愈加明顯，第二、第三產業邊界逐漸模糊化使得產業結構高級化主要體現為產業結構服務化，即第三產業產值與第二產業產值之比或生產性服務業產值占比的提升［22］。互聯網所具備的龐大數字化能量使其成為產業發展過程中的優化工具和產業黏合劑。首先，互聯網發展能夠通過提供信息化和智能化服務放大信息溢出和知識溢出效應［23］，帶來信息傳遞、產業間溝通和要素配置效率的優化提升，從而降低交易成本、提升管理和生產效率，最終驅動商業模式創新、產品結構創新、生產質量提升和附加值創造，推動其向高附加值產業轉型進而實現產業結構升級［15］。此外，創新是驅動產業結構轉型升級的關鍵動能，而互聯網發展在推動先進技術的轉移、傳播和吸收方面的作用進一步促進了人力資本累積，促進產業創新活動的發生。因此，互聯網發展能夠通過提升要素配置效率和促進創新活動推動產業持續創造高附加值，從而促進產業結構升級。基于此，提出假設如下：

H1：互聯網發展對產業結構升級有正向影響作用。

2.2.2 互聯網發展與產業協同聚集

Ellison 等［17，24］在其研究中指出，勞動力池共享效應和知識溢出效應是促進專業化產業集聚和差異化產業協同集聚的重要因素。大量研究表明互聯網能促進人力資本水平的提升和知識溢出。一方面，互聯網發展能夠促進產業內部和產業間的分工與整合［13］，降低就業供求的信息不對稱、吸引人才集聚，產生勞動力池共享效應［16］，進而促進協同集聚；另一方面，互聯網發展能夠降低信息成本，使技術知識在地區產業內和產業間的頻繁和快速交流傳播成為可能，極大地促進了知識溢出效應，從而促進產業間協同集聚。因此，提出如下假設：

H2：互聯網發展對產業協同集聚有正向影響作用。

但也有研究對此質疑，認為互聯網發展對協同集聚同樣具有擴散效應。有學者認為，某一地理空間內的產業協同集聚能夠降低營銷渠道和供應鏈維護的交易成本，而互聯網發展能夠進一步提升產業內的信息溝通效率、降低企業間以及企業與消費者之間的交易成本［20］，弱化地理距離約束。根據新經濟地理理論，若區域內的擁擠成本（如房價）升高且高于區域間“冰山”運輸成本，會呈現出分散化的經濟地理布局［21］。互聯網相關設施和交通基建的快速建設與發展，非但沒有形成“數字鴻溝”，反而進一步降低了“冰山”運輸成本［21］，互聯網的發展可能導致產業從集聚轉向擴散。因此，本研究認為互聯網發展既可能對產業間協同聚集產生引力，也可能產生擴散力，對協同集聚的影響效果則由區域內的兩力綜合作用決定。由于中國東部、中部和西部地區在互聯網發展水平上基本呈現由東至西的階梯遞減趨勢［3］，本研究認為最終互聯網發展對產業的影響效果可能存在區域1）異質性，故提出如下假設：

H3：互聯網發展對產業協同集聚的正向影響作用存在區域異質性。

2.2.3 產業協同聚集的中介作用

首先，由于生產性服務業與制造業間相互依存，生產性服務業和制造業的專業化集聚產生的規模經濟都能加快信息溝通效率、降低交易成本和制造業成本，從而促進協同集聚［25］。其次，如Helsley 等［26］、趙冉冉等［27］的研究均指出，協同集聚能進一步促進制造業降成本、深化分工，形成協同集聚的外部經濟（如知識溢出效應、勞動力池共享效應等），最終推動產業結構升級。再者，協同集聚在一定程度上能夠抵消由于制造業過度集聚帶來的產業同構、產能過剩和惡性競爭等負面影響，以促進地區產業結構升級。然而，在互聯網發展對協同集聚的引力機制作用下和區域內協同集聚的日益發展下，過度集聚和低效率集聚會引發區域要素擁塞效應和路徑依賴效應［4］，導致區域內集聚不經濟，產業發展被鎖定在低附加值產業上，抑制了產業結構升級。協同集聚對產業結構升級的抑制作用來源于過度集聚和低效率集聚，而過度和低效率集聚均受到互聯網發展因素的影響。因此，本研究認為生產性服務業與制造業的協同集聚在互聯網發展影響產業結構升級的路徑中可能起到中間傳導作用，并提出如下假設：

H4：協同集聚在互聯網發展促進產業結構升級過程中發揮中介作用。

考慮到中國東部地區發展起步早、經濟實力雄厚，在基礎設施、互聯網發展水平和發展綜合實力上均領先于中部和西部，因此三地在互聯網發展水平和協同集聚程度兩方面均存在區域差異。東部地區的協同集聚產生了外部經濟，而后由于過度和低效集聚帶來擁塞效應，協同集聚對生產效率和結構升級的促進作用弱化而抑制作用增強［28］；中部和西部地區由于發展起步晚、集聚空間大，協同集聚能更好地促進產業間溝通與合作，進而促進結構升級。因此，本研究認為中國東部、中部及西部地區的區域差異可能導致協同集聚的中介作用存在區域差異，并提出如下假設：

H5：協同集聚的中介作用存在區域異質性。

3 研究設計

3.1 數據來源

考慮到數據的可獲得性，且西藏和港澳臺地區存在部分數據缺失，因此剔除西藏和港澳臺地區，將2008—2018 年中國30 個省份的面板數據作為樣本。數據來源于國家統計局數據庫公布的分省年度數據以及歷年統計年鑒公布的數據，部分缺失值采用均值插補法填充。

3.2 變量測量

3.2.1 被解釋變量

如上分析所述，產業結構服務化是產業結構升級的重要表征，因此借鑒吳萬宗等［22］的測算方法，用地區第三產業增加值與第二產業增加值的比值衡量產業結構升級（upg）。

3.2.2 解釋變量

數字經濟的健康發展離不開互聯網數字技術的全方位發展，借鑒韓先鋒等［29］采用多層面指標衡量互聯網發展水平的做法，根據中國互聯網實際發展情況，構建包含互聯網建設、普及、商用與發展環境四方面的互聯網發展水平綜合指數（int），并對原始指標數據進行了標準化處理以消除因量綱不同可能的不利影響。針對上述指標進行主成分分析，int 越大說明互聯網發展水平越高。主成分分析的前3 個主成分特征值分別為4.31、1.93 和0.54，累積解釋百分比為84.77% 。據此，通過加權構建了互聯網發展水平綜合指數，具體如表1 所示。

表1 互聯網發展水平綜合指數構成

3.2.3 中介變量

借鑒張虎等［3］的研究，采用區位熵分別計算制造業和生產性服務業的聚集水平（agglo），并用五大行業代表生產性服務業，即運輸、倉儲和郵政，金融，科學研究和技術服務，信息傳輸、軟件和信息技術服務，租賃和商業服務。計算公式如下：

借鑒張虎等［3］的測算方法，協同集聚水平（coagglo）的計算公式如下：

3.2.4 控制變量

基于研究目的，參考柳志娣等［14］的研究，選取了可能影響產業結構升級的控制變量。（1）對外開放程度（open）：以地區進出口總額與地區生產總值的比值衡量；（2）交通基礎設施（infra）：以地區等級公路和營業鐵路里程數之和與區域面積之比衡量；（3）環境規制（enr）：以地區工業污染治理投資完成額與地區工業總產值之比衡量。

3.3 模型構建

借鑒Baron 等［30］的研究，構建如下模型：

式（3）～（5）中：upg 為被解釋變量；int 為解釋變量；coagglo 為中介變量；control 包含3 個控制變量；為常數項；為選擇固定效應模型時各省份不隨時間變化的量；為隨機誤差項；i為30 個省份之一；t為年份（t=2008,…,2018）。

4 實證分析結果與穩健性檢驗

4.1 描述性統計分析

從表2 可知，互聯網發展水平的標準差達14.559，可見樣本各省份的互聯網發展水平差距較大，表明本研究的區域異質性假設具有一定的合理性。此外，相較于對外開放程度、交通基礎設施差異，各省份的環境規制差異最小，工業污染治理水平相差不大。

4.2 實證分析結果

通過F 檢驗和Hausman 檢驗對混合估計模型、個體固定效應模型或個體隨機效應模型進行回歸分析，表3 為個體固定效應模型的回歸結果。其中，根據式（3）～式（5），M1 驗證互聯網發展水平對產業結構升級的影響；M2 驗證互聯網發展水平對產業協同聚集的影響；在M3 驗證產業協同聚集變量在互聯網發展水平影響產業結構升級過程中的中介作用。

表3 中介效應檢驗結果

表3 （續）

M1 結果表明，int 對upg 的系數為正顯著，說明由互聯網發展水平顯著促進產業結構升級，H1成立。M2 結果表明，int 對coagglo 的系數為正顯著，說明int 顯著正向影響coagglo，H2成立。由M3 結果可知，加入中介變量后，互聯網發展水平對產業結構升級的影響系數有所降低但仍然顯著，同時產業協同集聚對產業結構升級存在顯著正向促進作用，表明協同集聚在互聯網發展促進產業結構升級的過程中發揮部分中介作用，H4成立。此外，表3 結果表明，對外開放對地區協同集聚有一定促進作用，但過度對外開放不利于地區產業結構升級；交通建設能促進地區產業結構升級；加強環境規制可以促進生產性服務業與制造業的協同集聚。上述回歸結果與以往多項研究的結果基本一致。

4.3 穩健性檢驗

為驗證實證結果的可靠性，在穩健性檢驗中，參考已有研究采用單一指標的做法，選取互聯網普及率替代核心解釋變量互聯網發展水平驗證協同集聚的中介效應。通過F檢驗和Hausman 檢驗，全部方程仍選取個體固定效應模型，根據式（3）～式（5），替代核心解釋變量的模型分別為M4～M6。由表4可得，穩健性檢驗結果與實證結果一致，中介效應模型成立，因此本研究結果具有穩健性。

表4 變量替換的穩健性檢驗結果

4.4 區域異質性分析

根據研究目的，進行分地區的直接效應和中介效應檢驗，探究互聯網發展水平的地區差異是否導致對協同集聚和產業結構升級的不同作用效果，結果如表5 所示。其中，根據式（3）～式（5），M1a、M2a和M3a為東部地區個體固定效應回歸分析模型；M1b、M2b和M3b為中部地區個體隨機效應回歸分析模型；M1c、M2c和M3c為西部地區個體隨機效應回歸模型。

表5 樣本分地區中介效應檢驗結果

M1a、M2a中，東部地區的int 水平對coagglo無顯著促進作用；在M3a加入中介變量coagglo 后，int 對upg 的影響系數顯著，而coagglo 對upg 的影響系數不顯著。因此對于東部地區，產業協同集聚在互聯網發展水平促進產業結構升級的過程中并不發揮中介作用。由此可以看出，盡管東部地區的互聯網發展水平高，但未能充分促進地區的產業協同集聚，說明東部地區的協同集聚并不充分依賴互聯網發展。此外，由于要素擁塞和路徑依賴效應，東部地區集聚效率提升帶來的收益低于擁擠成本未促成區域要素配置結構型效率的提升［28］，從而導致協同集聚對東部地區產業結構升級的推力減弱。由于東部地區擁有對外開放政策傾斜，對外開放成為影響東部地區協同集聚和產業結構升級的重要因素。

從M1b、M2b結果可知，中部地區的int 水平對upg 和coagglo 有顯著促進作用；在M3b加入中介變量coagglo 后，int 和coagglo 對upg 的影響系數顯著，int 對upg 的影響系數雖有所降低但仍顯著。說明互聯網發展顯著促進地區產業結構升級，地區協同集聚顯著促進產業結構升級，即協同集聚在中部地區發揮部分中介作用。中部地區的互聯網發展水平與地區產業發展相適配，為地區空間資源的合理配置提供了助力，促進了區域經濟的技術和結構型效率提升［28］，對地區產業結構升級發揮了顯著促進作用，協同集聚帶來的外部經濟在其中起到了中介作用。中部地區產業發展水平相較于東部地區弱，因而對外開放對地區產業結構的負面作用值得注意；此外，交通基礎設施的不斷完善對中部地區生產性服務業和制造業的協同集聚以及產業結構升級的影響作用最大，而交通因素吸引產業集聚的同時也給地區產業結構升級帶來一定阻礙。

由M1c、M2c結果可知，西部地區的int 水平對upg 和coagglo 的影響系數均顯著。在M3c加入中介變量coagglo 后，int 和coagglo 對upg 的影響系數顯著，int 對upg 的影響系數雖有所降低但仍顯著。因此對于西部地區，協同集聚在互聯網發展促進結構升級的過程中發揮部分中介作用。西部地區互聯網發展起步較晚、發展空間大，對要素資源配置方式優化和效率提升、產業協同集聚和產業結構升級的促進仍有作用空間，因而統計結果上均呈現顯著促進作用。且互聯網發展帶來的信息效率、知識技術溢出等效應均放大了產業協同集聚的外部經濟效應，從而促進了西部地區的結構升級；此外，由于西部地區各項政策和基礎設施仍處于落后階段，因而對外開放、交通等因素對集聚和結構升級的影響作用并不顯著。根據上述分析，判斷H3和H5成立。

5 結論與政策建議

5.1 研究結論

（1）互聯網發展能夠顯著促進產業結構升級，協同集聚在中間發揮中介作用。（2）中國互聯網發展水平存在區域差異，互聯網發展水平對協同集聚和產業結構升級的影響效果以及協同集聚的中介效應存在顯著區域差異。其中，東部地區的互聯網發展水平最高，但由于存在互聯網發展對集聚的擴散機制及要素擁塞和路徑依賴效應，因此互聯網發展通過協同集聚作用于產業結構升級的作用路徑并未成立；中部和西部地區由于互聯網發展程度及各項政策、基礎設施水平均處于快速發展中，上述抑制機制及效應尚不明朗，因而“互聯網發展—協同集聚—產業結構升級”這一作用路徑顯著成立。

5.2 政策建議

（1）加大配套互聯網基礎設施的建設投入和升級，構建域內和域間數字化合作交流平臺，縮小產業間、區域間互聯網發展差距和數字鴻溝，構建普惠數字化服務，吸引優質企業入駐，形成良性生態區位，提升地區協同集聚水平。利用互聯網發展增強知識溢出、創新效率提升等方面的作用，充分發揮協同集聚的中介作用，進而推動產業結構升級。

（2）各地政府響應國家《“十四五”數字經濟發展規劃》，重視互聯網信息前沿技術創新與產業應用，搭建數字化共享服務平臺，在促進數據市場流通的同時規范數據要素市場管理，提升產業數字化水平，從而促進技術、產品、模式和業態創新，形成產業核心競爭力，帶動數字經濟健康發展和產業結構的優化升級。

（3）發揮互聯網發展在促進要素資源流動和協同集聚方面作用的同時應警惕域內產業的過度集聚。針對目前在互聯網發展、協同集聚和區域產業結構方面的地區發展不平衡問題，政府在引導產業轉移和集聚的同時應充分考慮地區發展稟賦，因地制宜。對于東部地區，應引導過度集聚產業向中西部地區轉移，依托互聯網數字化基礎發展新業態；對于中部和西部地區，應通過大力發展互聯網，打破區域要素流動壁壘，引導構建良性協同集聚生態，從而促進產業結構升級。

注釋：

1）根據國家統計局發布的《東西中部和東北地區劃分方法》，東部包含：北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南；中部包含：山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部包含：內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆。