數字經濟、技術創新與產業結構高級化
——基于省級面板數據的實證分析

胡海洋，姚 晨

（1.河南牧業經濟學院 經濟與貿易學院，河南 鄭州 450000；2.東北財經大學 工商管理學院，遼寧 大連 116025）

一、引言

近年來由于各種不確定因素的沖擊，世界經濟復蘇乏力、持續低迷，國內經濟也面臨著巨大的下行壓力。在勞動力總量減少，原有要素結構發生重大轉變的背景下，中國經濟發展進入新常態。為實現經濟高質量發展的新要求，中國迫切需要轉變發展方式、優化經濟結構、尋找經濟高質量發展的新動能。《“十四五”數字經濟發展規劃》明確提出，數字經濟是繼農業經濟、工業經濟之后的主要經濟形態，是重組全球要素資源、重塑全球經濟結構、改變全球競爭格局的關鍵力量。數字經濟一方面通過產業數字化，推動數據資源和傳統產業融合滲透，新技術的開發和應用有效帶動了原有產業向數字化、智能化轉型升級，產生了巨大的“產業提升效應”；另一方面通過數字產業化，促進資源高效率配置，提升自主創新能力，破除傳統發展方式的增長限制，培育了更多新興產業和新興商業模式，“產業創造效應”尤為顯著。由此可見，數字經濟為中國實現創新驅動發展提供了新的路徑，將進一步提升產業結構升級和經濟高質量發展的水平[1]。但在經驗證據層面，數字經濟對產業結構優化調整的效應究竟如何？是否表現出區域異質性？其傳導路徑是什么，技術創新在此過程中有何作用？這些問題需要得到進一步的解答。基于此，文章嘗試運用省際面板數據，結合中介效應模型和面板門檻回歸方法，解釋并測算數字經濟對產業結構優化調整的傳導路徑及其效應，以期豐富并完善相關研究。

二、文獻回顧與理論分析

1. 數字經濟與產業結構升級

數字經濟以其獨特的要素資源，重構了傳統產業的生產過程，在與傳統產業融合發展中產生的聯動效應和溢出效應很大程度上推動了產業結構高級化（Heo&Lee，2019；叢屹、俞伯陽，2020）[2，3]。同時，數字經濟與各行業加速融合，通過顛覆式創新培育了數字農業、數字工業、數字服務業的新業態，在實現產業內部結構優化的同時，也帶動了相關產業向高附加值領域轉型（裘瑩、郭周明，2019）[4]。此外，數字資源可以有效突破時空阻隔的限制，提高有限資源的普惠化水平，為產業創新提供更多助力（楊文溥，2021）[5]。

數字經濟促進產業結構升級最根本的原因是其能夠引致技術創新，從而賦能產業轉型升級。首先，數據要素與勞動力融合可以顯著提升人力資本水平，人力資本提升又能帶動創新行為不斷涌現，從而驅動相關產業向更高水平躍升（郭凱明，2019）[6]。此外，數字經濟的快速發展為基于數據的創新活動提供了較低成本的競爭優勢，微觀主體可以更好地利用數據資源這一全新生產要素進行技術創新，而技術創新又為產品附加值提升和產業升級提供了源源不斷的動力（吳振華，2021）[7]。而且，數字經濟要求企業加強對數據資源的挖掘和利用，進一步激發了企業的研發投入強度，新技術的開發和應用也使得產業內資源配置的效率大幅提升，從而更容易實現產業結構升級（姚維瀚、姚戰琪，2021）[8]。基于此，文章提出研究假設H1。

假設H1：數字經濟可以帶動產業結構向中高端邁進，同時技術創新在此過程中可能發揮了關鍵的中介作用。

2. 數字經濟對產業結構影響的區域異質性

段博、邵傳林(2020)研究指出，中國區域經濟發展不協調的矛盾日益突出，欠發達地區迫切需要利用數字經濟這種全新的經濟形態，為其后發追趕提供新的動力[9]。數字資源蘊含的開放性特征有助于落后地區更高效地利用生產要素，更好地進行技術模仿，隨著數字經濟的推進，地區間的產業結構差異將會逐步收斂(Mitrovic＇ ，2020)[10]。此外，落后地區基礎設施投入的沉沒成本小，因而可以將優勢資源進行集中，進一步聚焦數字經濟新型基礎設施的建設，實現產業結構更快速向中高端邁進。劉達禹等(2021)認為落后地區在產業結構轉型過程中，可以將數字資源和地區優勢資源稟賦結合，新模式、新業態的發展使欠發達地區可以重新構建自身的競爭優勢，進而對其產業選擇產生深遠影響[11]。

也有部分學者認為數字經濟可能會引發“強者恒強”的馬太效應。俞伯陽、叢屹(2021)指出，數字經濟對產業結構的影響，需要借助人力資本這一中介變量。中國區域間人力資本水平差異大，發達地區創造和吸引人力資本的能力更強，這些地區的產業結構可以更好地適應新經濟形態，這對其實現產業結構高級化非常有利。而欠發達地區人力資本相對匱乏，數字經濟對產業結構升級的促進作用勢必會受到影響[12]。姜松、孫玉鑫(2020)研究發現，數字經濟在與不同產業融合時表現出較大的異質性。數字經濟對發達地區的高端服務業，特別是金融服務業的促進作用較強，但對欠發達地區的加工制造業和傳統農業的促進作用較弱[13]。基于如上分析，文章提出研究假設H2。

假設H2：數字經濟對不同地區產業結構高級化的影響存在非線性關系，其影響程度具有區域異質性。

三、模型構建與變量選取

1. 計量模型構建

為了驗證數字經濟能否促進地區產業結構高級化，文章將研究的基準模型設定為：

其中，isi，t表示地區i在時期t的產業結構水平，digitali，t表示地區i在時期t的數字經濟發展水平，Xi，t表示文章選取的控制變量；μi為i城市不可觀測的個體固定效應；εi，t為隨機擾動項。

數字經濟發展水平對地區產業結構提升的直接效果可由如上模型進行估計。文章分析技術創新在此過程中發揮的中介效應，借鑒Baron 等(1986)對中介效應模型的設計，運用逐步回歸方法[14]。首先，以技術創新techi，t為被解釋變量，數字經濟發展水平digitali，t為解釋變量，檢驗數字經濟對技術創新的影響；其次，以地區產業結構水平isi，t為被解釋變量，技術創新techi，t為解釋變量，檢驗技術創新對地區產業結構水平的影響。依據上述思路，文章設定如下所示中介效應模型[15]：

文章進一步利用面板門限模型對數字經濟與地區產業結構水平之間可能存在的非線性間接作用進行驗證：

其中，qi，t為門限變量，在本研究中以數字經濟發展程度表示；θ 為門限值，I(·)為取值1 或者0 的指示函數，滿足條件為1，否則為0；σ1和σ2分別為門限變量小于門限值和大于門限值時，數字經濟對地區產業結構水平的影響程度。

2. 變量選取與數據來源

（1） 被解釋變量(is)

產業結構高級化能夠反映其向中高端升級的狀態，在以往的文獻中（郭炳南等，2021；鄧慧慧、潘雪婷，2020）[16，17]均認可由傳統制造業轉向現代服務業是產業結構升級的重要方向。因此，文章采用第三產業與第二產業增加值之比來進行度量。

（2） 解釋變量(digital)

多數文獻在測度數字經濟發展水平時，選擇使用單一的郵電業務量或互聯網用戶數量進行替代，這種方法不能完全體現數字經濟蘊含的多維度和復雜性，因此文章利用中國互聯網發展狀況統計、移動電話普及率、5G 基站數量、快遞收發量、高新技術企業量5 個指標，并使用熵權法測算數字經濟發展水平[18，19]。

（3） 中介變量(tech)

為消除變量間可能存在的多重共線性，研究使用規模以上工業企業的研究人員全時當量來衡量技術創新水平[20]。

（4） 控制變量

外商直接投資fdi，以樣本期內各地區分年度的外商投資總額進行衡量；人力資本存量hr，采用普遍使用的教育年限法進行測算；固定資產投資inv，用地區固定資產投資總額衡量；金融發展水平fin，利用金融業增加值占地區GDP 比值衡量。為了減少異方差，上述變量均取自然對數形式。

本研究選用2011—2020 年30 個省份（不含西藏和港澳臺地區） 數據，對于部分省份個別年份的缺失數據，利用插值法進行填充。相關數據來自歷年《中國統計年鑒》 《中國科技統計年鑒》及中經網統計數據庫。

四、實證結果分析

1. 基準回歸分析

表1 報告了整體上數字經濟對產業結構高級化的影響效應。為了剔除各地區本身的特征變量所產生的偏誤，文章采用固定效應模型進行回歸分析。其中，模型(1)僅考慮核心解釋變量數字經濟與產業結構高級化之間的關系，不添加控制變量；模型(2)為考慮所有變量后的實證結果；模型(3)列出最小二乘法(OLS)的實證結果，以便和模型(2)進行對比。

表1 基準回歸結果

由表1 結果可知：在未考慮控制變量的模型(1)中，數字經濟在總體層面上，能夠顯著提升產業結構高級化水平。添加控制變量后，模型(2)和模型(3)中，數字經濟對產業結構高級化的作用方向依然一致，僅是影響程度有所差異，這印證了假設H1。說明數字經濟與傳統經濟在融合的過程中，可以重構傳統產業的生產過程，有效突破時空阻隔的限制，提高要素資源的普惠化水平，進而提高經濟運行的效率，其產生強大的推力能夠促使產業結構向中高端邁進[21]。

在其他控制變量中，外商直接投資能顯著促進產業結構升級，近年來隨著中國對外開放領域不斷擴大，外資在中國投資的廣度和深度均有很大提升，針對先進制造業和高端服務業的投資與合作明顯增加，有力帶動了相關產業的發展。人力資本水平表現為正效應，說明知識積累和人才紅利也是實現產業結構升級的關鍵因素，在經濟轉型期應該繼續加大對人才的培養力度，早日實現從人口紅利向人才紅利的轉變[22]。固定資產投資在模型(2)中效應為負，政府投資并不能有效帶動產業高級化，可能是因為政府主導的投資多是以拉動經濟增長的基建投資為主，在新經濟領域的發力仍然較少，也可能是地區差異性較大導致的均值波動。金融發展水平對產業結構向中高端邁進有明顯的帶動效應，從中央層面到地方層面，金融領域對新興產業特別是高技術產業的扶持力度在持續加大，科創型企業在獲取資金支持后，更有能力進行創新研發，從而實現產業高級化。

2. 中介效應分析

數字經濟是否會通過影響技術創新進而影響產業結構升級？為了驗證這一中介效應，文章首先考察數字經濟對技術創新的影響，倘若數字經濟的發展能夠顯著提升技術創新水平，再進一步考察其對產業高級化的影響。如果兩者均顯著，那么存在數字經濟通過影響技術創新進而影響產業結構升級的中介效應。結果如表2 所示。

其中，模型(4)結果表明，數字經濟的發展對技術創新的回歸結果顯著為正，說明發展數字經濟對技術創新的提升十分有利。這一回歸結果與預期相符，宏觀上數字要素的高流動性有助于知識的跨地區交流，對技術創新有一定促進作用；微觀上數字經濟的發展顯著提高了技術企業的創新資源配置，有助于形成企業間協同創新的發展格局（李慧泉、簡兆權，2022）[23]，能夠幫助企業提升創新能力，提高企業適應能力，以驅動企業實現更多技術創新（張吉昌、龍靜，2022）[24]。從控制變量上看，外商直接投資、人力資本水平和金融發展水平均與技術創新保持顯著正相關的關系。

模型(5)為基準回歸結果，以便進行分析對比。模型(6)結果表明：加入中介變量后，數字經濟對技術創新的回歸系數依舊在1%的置信水平下顯著為正，且其數值大小較模型(5)中指標系數更大，進一步證明技術創新發揮了中介作用。調整后的數字經濟促進技術創新水平進而導致區域產業結構升級的中介效應值為2.056(γ1φ2)。控制技術創新的中介效應后，修正后的數字經濟對產業高級化的效應值為2.233，技術創新表現為部分中介效應。該實證結果進一步驗證了假設H1。

3. 非線性模型分析

文章采用面板門限回歸模型進一步分析數字經濟與區域產業結構升級的非線性關系，并通過Bootstrap 自抽樣300 次獲得門檻變量的個數、具體數值以及對應的顯著性。結果顯示數字經濟和技術創新僅顯著通過單一門限檢驗，詳見表3。

表3 面板門限模型估計結果

本研究首先以數字經濟作為門限變量構建了門限模型(1)，根據回歸結果可知，在數字經濟發展程度較好的地區（門限值高于0.283），數字經濟對產業結構升級的影響系數是0.936，此時數字經濟對該地區實現產業高級化有提升作用；在數字經濟發展程度較低的地區（門限值等于或低于0.283），數字經濟對產業結構升級的效應值是1.757，說明越是在數字經濟發展薄弱的地區，其對產業結構調整的提振作用越強。數字資源蘊含的開放性特征的確有助于落后地區更高效地利用生產要素，更好的進行技術模仿，隨著數字經濟的推進，地區間的產業結構差異將會逐步收斂。該實證結果驗證了假設H2。

門限模型(2)將技術創新作為另一個門限變量，再次考察分析數字經濟對產業結構高級化的影響，結果發現：在技術創新水平高于7.494 的地區，數字經濟可以顯著促進產業結構高級化，此時數字經濟對產業結構升級的影響系數是1.408；當技術創新水平等于或低于7.494 時，數字經濟對產業結構升級的顯著促進作用仍然存在，且作用效應進一步增大。這表明在技術創新水平相對落后的地區，數字經濟的驅動作用更強，欠發達地區能夠利用數字經濟進行后發追趕，從而更快更好地實現產業結構的高級化。這一結果進一步印證了假設H2。

4. 區域異質性分析

整體層面上的均值回歸無法對區域間的異質性特征進行刻畫，實際上各地區的資源稟賦往往存在較大的差異，數字經濟和技術創新對不同區域產業結構高級化的影響必然不同，為了對區域異質性有準確的描述，本研究進一步將全國30 個省份劃分為東部、中部、西部、東北地區四個區域，結果詳見表4。

表4 顯示，數字經濟在東、中、西、東北四大區域都對產業高級化有明顯的帶動效應，但其效應強弱存在差異，在中部、西部、東北這些數字經濟發展水平較低的地區，其對產業結構升級的拉動作用更顯著。這可能是因為東部地區目前已經實現了“騰籠換鳥”，高新技術產業、先進制造業和高端服務業所占的比重較大，數字經濟對其產業結構的影響已經進入了邊際效益遞減的階段，而中、西部及東北地區目前正處于產業轉型升級的攻堅階段，可以將優勢資源進行集中，進一步聚焦數字經濟新型基礎設施的建設，實現產業結構更快速向中高端邁進，可見數字經濟為落后地區實現后發追趕提供了新的機遇。

表4 分地區區域異質性檢驗結果

5. 穩健性檢驗

替換變量。為檢驗結果的穩健性，本研究采用第三產業增加值與地區生產總值之比來替換原有的產業結構高級化指標，結果詳見表5。全樣本線性回歸模型的結果顯示，依靠發展數字經濟，中國總體的產業結構水平能夠得到顯著的提高。面板門限模型的結果也進一步驗證了假設H2。

表5 替換變量后的穩健性檢驗結果

工具變量法。數字經濟的發展能夠促進產業結構提升，產業結構的優化調整反過來也能推動數字經濟進一步發展，為了消除模型間可能存在的這種內生性問題，本研究采用滯后一期的數字經濟變量再次進行分析，結果見表6。

表6 工具變量的穩健性檢驗結果

從回歸結果可以看出，在考慮了內生性之后，5 個模型中數字經濟變量的系數均顯著為正，說明數字經濟在整體上能夠顯著促進產業結構高級化進程，但是其影響程度具有區域異質性。對工具變量的檢驗則表明，工具變量通過了識別不足檢驗(Kleibergen-Paap LM)、弱工具變量檢驗(Cragg-Donald Wald)和過度識別檢驗(Sargan)，這說明工具變量的選取是合理的。

五、結論與啟示

1. 主要結論

數字經濟的快速發展為產業結構邁向中高端提供了新的路徑，其引發的產業結構優化效應正在持續呈現。研究基于2011—2020 年30 個省份的面板數據，在對不同地區的數字經濟發展水平測度之后，運用面板模型進行了實證分析。主要得出如下研究結論：一是在整體層面上，數字經濟的確可以推動產業結構高級化，這為中國現階段實現產業轉型升級提供了新的動力；二是數字經濟不僅能通過自身的發展帶動產業結構高級化，還可以通過提升技術創新水平的正向中介效應間接推動產業結構高級化，意味著數字經濟背景下的技術創新是驅動產業高級化的有效途徑；三是分別以數字經濟和技術創新水平作為門限變量進行研究后發現，數字經濟對不同地區產業結構升級的影響存在非線性關系，發展水平相對落后的地區獲取的促進作用反而更強，這表明數字經濟有利于落后地區實現追趕式發展；四是分地區考察后，能夠看出數字經濟發展水平在不同區域表現出的正向促進效應存在顯著的區域異質性，在中部、西部、東北這些數字經濟發展相對落后的地區，其拉動效果更顯著。

2. 政策啟示

首先，在基礎設施建設和完善上，應加快布局數字經濟領域的投資，依托數字化轉型的契機，積極培育新業態新模式，使數字經濟成為驅動中國經濟高質量發展的新動能。數字經濟為中國產業結構邁向中高端提供了新的路徑，因此要推動數據要素和各類實體經濟融合發展，尤其要在農業數字化轉型，制造業數字化、網絡化、智能化升級，生產性服務業融合上持續發力，推動傳統產業全方位、全鏈條數字化轉型，提高全要素生產率。與此同時，要重視數字經濟新業態的培育，加快大數據、云計算等新興數字產業的發展，不斷提升產業鏈和價值鏈，從而帶動產業結構持續向中高端邁進。

其次，技術創新是數字經濟帶動地區產業結構邁向中高端不可或缺的中介變量，各地區應當加大創新領域的投入，培育并吸引更多創新資源集聚，從而提高技術創新研發能力。并且要努力構建一流創新生態系統，使各創新主體間形成協同配合效應，通過數據和技術創新為創新主體賦能，最終推動產業結構高級化。

最后，欠發達地區可以充分利用數字經濟的后發優勢，結合自身資源稟賦特性，打造數字經濟特色產業，生產具有比較優勢的產品和差異化產品，使數字經濟成為“后發追趕”的新引擎。其他地區在制定促進數字經濟發展的規劃時，也要結合自身發展情況和地區特性，有針對性地引導數字經濟合理發展，使其發揮最大效用。