數字經濟發展與生產性服務業制造業融合

摘"要：結合數字經濟特性，以生產性服務業與制造業融合為視角構建理論分析框架，從理論和實證兩方面深入分析數字經濟對兩業融合的影響機制及作用特點，在測度2012—2021年中國30個省（自治區、直轄市）兩業融合和數字經濟發展水平基礎上，探討數字經濟發展對兩業融合的促進作用及其內在驅動機制。研究發現，數字經濟發展會顯著促進生產性服務業與制造業融合；數字經濟的作用強度是非線性的，會隨著數字經濟發展水平的提高呈現“倒U型”特征，其邊際效應先遞增后遞減；除直接作用外，數字經濟還可以通過提高科技創新能力、增加消費需求間接影響兩業融合。

關鍵詞：數字經濟；產業融合；非線性影響；中介效應

中圖分類號：F424."5""文獻標識碼：A""文章編號：1001-148X（2023）06-0011-09

收稿日期：2023-01-26

作者簡介：李威（1989-），男，山東淄博人，博士研究生，研究方向：數字經濟和產業理論；張高瀚（1995-），男，河南鄭州人，博士研究生，研究方向：開放宏觀經濟；許尚坤（1997-），男，廣東深圳人，博士研究生，研究方向：宏觀經濟、產業政策。

基金項目：中國宏觀經濟研究院重點課題“提高投資轉化效率研究”，項目編號：A2023031005。

一、引言

近年來，我國經濟發展勢能呈現下降趨勢，處于由高速增長向高質量發展的關鍵轉變期，經濟工作的重心由穩增長轉向調結構。綜合主要發達國家的發展經驗，經濟結構轉型的一大特點是服務業在國民經濟中的比重上升，目前我國由工業經濟逐漸向服務經濟轉型，但制造業是立國之本，必須要保持在一定的比重之上。生產性服務業和制造業的融合發展（下文簡稱“兩業融合”）有助于提高全要素生產率、促進制造業升級［1］，解決我國制造業價值鏈“低端鎖定”、產業鏈“全而不強”的現實困境，一定程度上可以抑制過度服務化［2］。為此，國務院及其下屬15部門分別于2015年和2019年發布《中國制造2025》和《關于推動先進制造業和現代服務業深度融合發展的實施意見》，這兩個文件都提出要加快生產性服務業與制造業的融合發展，解決我國的兩業融合程度不深、水平不高的問題。

數據要素具有虛擬性、規模報酬遞增等傳統生產要素不具備的特征，還具有非競爭性、非排他性（或部分排他性）等公共物品特征，是經濟增長和價值創造的重要源泉［3］。當前的生產方式、生產要素以及管理模式逐漸趨于數字化、平臺化和智能化，在數字經濟的背景下，服務業與制造業“此消彼長”的關系逐漸弱化，相互之間的產業關聯性越來越強［4］。數字產業化具有促進連通性、提高匹配性、累積增值性、外部經濟性等特征，在促進產業發展和兩業融合方面能夠發揮重要作用；產業數字化有助于提高企業和產業鏈數字化程度，并加強企業主體之間的溝通聯系和銜接配套。數字經濟對兩業融合的促進作用如何？通過什么影響機制發揮作用？回答這些問題有助于揭示數字經濟對兩業融合發展的影響程度和作用機制，對我國產業發展、價值鏈向高端轉移具有重大理論與現實意義。

二、文獻綜述

Rosenberg（1965）［5］最早提出了“融合”這一概念，主要是通用技術在某些行業的廣泛應用使得原本獨立的產業通過技術發生緊密關聯，而馬歇爾在分工理論中明確提出行業間的界限會隨著分工的不斷細化而逐漸模糊，被認為是產業融合思想的開端［6］。從內涵和特征來看，產業融合包含了產業、技術、業務、市場等多個交叉領域的融合［7］；從其作用機理上來看，它主要通過技術創新和價值鏈重組促使原有的產業邊界模糊，從而催生新的產業形態［8］。產業融合概念提出以后，國內外學者將其應用在了不同產業融合發展的描述上。其中，Vandermerwe（1988）［9］最早提出了生產性服務業和制造業融合發展的概念，認為制造業在價值鏈上前移或后移會使其與生產性服務業的邊界逐漸模糊；Lundvall和Borras（1998）［10］提出制造部門中服務環節所占收入的比重大，是兩業融合發展的一大特征；童潔等（2010）［11］基于實物產品和服務產品的內在關聯，提出了共生性融合、內生性融合和互補性融合三種融合發展模式。從我國兩業融合發展狀況來看，傳統生產性服務業和傳統制造業的融合是我國目前兩業融合的主要特點，而現代生產性服務業和高技術制造業融合不顯著、程度不均衡"［12］，與發達國家進行比較，我國制造業“兩頭在外”的模式抑制國內現代服務業發展［13］，生產性服務業對制造業的貢獻度較低，兩業融合發展滯后［14］；從發展趨勢來看，1997—2018年，全國兩業融合水平處于提升的發展態勢，但二者之間尚未形成顯著的互動關系，且各省份之間融合水平差距較大［15］，兩業融合已經從制造業主導走向二者協同融合模式［16］。

從數字經濟對產業發展的促進作用來看，周振華（2002）［17］較早提出數字技術為產業融合提供了重要的技術支撐；史丹（2022）［18］認為產業升級是數字技術主導的升級，數字產業化和產業數字化促進了不同產業、產品和市場的融合。從作用機制來看，周明生和張一兵（2022）［19］基于2012—2019年我國214個地級市數據研究發現，數字技術能夠通過技術進步和平臺媒介兩種方式顯著促進兩業融合；謝會強和雷一鳴（2022）［20］發現數字貿易可以通過提升技術創新和擴大消費需求促進兩業融合發展，并且具有顯著的空間溢出特征。從作用強度來看，陳小輝等（2020）［21］發現數字經濟對我國產業結構水平的提升作用邊際效應遞增，且具有區域異質性；劉和東和紀然（2022）［22］通過構建門檻效應模型發現，數字經濟對產業結構升級具有正向遞增影響效應，數字產業化對產業結構升級存在“倒U型”影響效應，產業數字化存在正向遞增影響效應，且后者的促進效應更強。

綜上所述，現有研究在產業融合理論和我國兩業融合發展狀況等方面都較為深入，取得了豐碩成果，但數字經濟發展對兩業融合水平影響的相關研究較少，特別是在作用路徑和強度等方面仍存在值得突破的空間。本文的邊際貢獻：第一，構建兩業融合發展水平和數字經濟發展水平綜合指標，分析數字經濟發展對兩業融合水平的影響，拓寬了研究思路；第二，借助中介效應模型，檢驗數字經濟促進兩業融合的傳導機制；第三，構建面板門檻模型，實證分析數字經濟對兩業融合作用強度的非線性特征。

三、理論分析與研究假設

數字經濟可以通過三條路徑促進兩業融合：數據價值、數字技術和網絡載體。首先，數據生產過程中自身會不斷增值，催生大數據產業，其上、中、下游幾乎滲透到各行業的大數據應用市場，利用數字技術把生產、流通、消費各個環節和主體的數據進行交互連接、融合使用，催生基于數據生產交易應用的跨界融合；其次，數字技術可以打破企業內部、企業與企業、企業與用戶之間的信息壁壘，弱化產業邊界，促進縱向互聯、橫向相通；最后，現代信息網絡是數字技術和數據價值發揮作用的物理載體，可以提升數據價值賦能和數字技術賦能的績效。

（一）直接和間接影響機制

數字經濟通過數字價值、數字技術和網絡載體催生了新產業，并加強了產業之間、企業之間的互通互聯，不僅直接影響兩業融合發展，還通過提升技術創新和擴大消費需求等渠道間接促進兩業融合。如圖1所示，本文從數字經濟的作用路徑出發，沿著直接和間接傳導過程，通過促進生產性服務業和制造業在產品和業務、技術以及市場三個方面的融合，從而加速兩業融合發展。

直接傳導機制：數字經濟會催生以電子信息制造業、信息通信業和軟件服務業為代表的大數據產業，即數字產業化；大數據、移動互聯網、云計算和智能化等新一代數字技術持續向傳統產業滲透，可以加速傳統制造業向先進制造業轉型升級，有效弱化產業主體間經濟活動的邊界性、降低產業主體間聯動的邊際成本，為兩業融合發展創造了便利條件。從產業數字化方面來看，數字技術向制造業與服務業領域的滲透，推動了制造業與服務業的數字化轉型；數字技術賦能傳統產業，生產性服務業和制造業企業可利用數字技術搭建服務平臺合作完成產品，共同為客戶提供服務，二者彼此之間的聯系貫穿于產品研發、生產、流通、消費和服務的全過程，在動態協作中促進了生產性服務業與制造業在產品和業務等方面的相互融合與滲透，成為兩業融合的加速器和催化劑。基于此，本文提出如下假設：

H1：數字經濟對兩業融合發展有著正向的促進作用。

間接傳導機制：數字經濟不僅可以直接促進兩業在產品和服務方面的融合，還可以通過提高科技創新能力和擴大消費需求等方式間接促進兩業在技術和市場等方面的融合發展。（1）科技創新能力。首先，數字經濟引進新思想新知識、對碎片化信息知識進行整合分類，增加有效創新知識存量，并能提升創新知識傳播效率、降低市場信息不對稱性，提升信息知識傳播準確率；其次，數字經濟能夠有效降低企業內部的管理與營業成本以及通過數字金融降低融資成本，成本下降可以有效緩解資金壓力，有利于技術創新；再次，數字經濟時代，研發與生產的邊界日益模糊，研發模式逐漸轉變，企業能夠獲取更有效的反饋信息推動產品創新，滿足消費者不斷變化的需求，激發企業的創新動力；最后，數字經濟有利于生產要素向發達地區集聚，形成集聚效應，將更有利于知識溢出，形成創新優勢。（2）消費需求。首先，數字技術使得企業生產階段更加數字化和智能化，生產決定了消費方式和消費結構，消費側與之匹配的也實現數字化和智能化，加速供給與需求趨于均衡，促進消費市場發展；其次，數字技術改變了消費者的消費理念及消費行為，消費者對商品的需求趨于個性化和定制化，數字經濟時代豐富的信息搜索渠道為多樣化的商品提供了內容載體，有效降低供需雙方的信息不對稱，提高了匹配效率；再次，數字技術使得傳統商業模式下復雜的交易可以直接在線上完成，時間和空間對交易活動的限制大大縮小，交易成本大幅降低，催生新的消費需求；最后，電子支付的普及給生產者和消費者帶來了便捷性和安全性，可以在一定程度上促進消費市場的發展。基于此，本文提出如下假設：

H2：數字經濟可以通過提高科技創新能力、擴大消費需求間接促進兩業融合發展。

圖1"數字經濟驅動兩業融合的機制

（二）非線性影響機制

數據貫通于數字經濟發展的全部過程，是數字經濟時代全新的、關鍵的生產要素，可以與勞動、資本等傳統生產要素進行充分融合，作為“黏合劑”促進要素間的連接和流通，不斷發揮要素組合和要素結構的乘數效應和網絡效應，增強要素間的協作性和聯動性，發揮倍增作用，釋放生產力。根據網絡效應可知，信息產品存在互聯的需要，隨著用戶和數據量的增加，網絡的價值會產生幾何式增長，具有很強的正外部性。在大數據時代，網絡效應的強度增加、演化速度加快，根據梅特卡夫定律可知，數字平臺網絡的價值會隨著連接用戶數量的增加產生倍增效應。數字產業化可以實現產業鏈效率倍增，而產業數字化使得傳統產業資源得到高效配置，兩者結合可以驅動學習效應和網絡效應呈現邊際報酬遞增，兩者對兩業融合會產生疊加效應和倍增效應。由此可見，當數字經濟發展水平超過一定的門檻值后，對經濟發展和兩業融合的影響會產生很大的變化。基于此，本文提出如下假設：

H3：數字經濟對兩業融合可能存在非線性影響。

四、研究設計

（一）模型構建

1.普通面板模型

構建面板回歸模型，旨在檢驗數字經濟對兩業融合的直接影響，以驗證H1，構建模型如下：

convi，t=β0+β1digi，t+βmXi，t+μi+δt+εi，t（1）

其中，convi，t代表i省（自治區、直轄市）在t時期兩業融合發展水平，digi，t代表i省（自治區、直轄市）在t時期數字經濟發展水平，是本模型的核心解釋變量，向量Xi，t代表所本文選取的控制變量，μi和δt分別表述個體固定效應和時間固定效應，εi，t表示隨機擾動項，β0、β1、βm為待估計的參數。式（1）可檢驗數字經濟對兩業融合的直接效應，其中β1是最需要關注的參數，如果β1在統計上顯著為正，則說明數字經濟有助于推動兩業融合。

2.中介效應模型

為檢驗數字經濟對兩業融合的作用機制，以驗證H2，基于公式（1），分別以科技創新能力和消費需求為中介變量，采用逐步回歸法構建如下中介效應模型：

innovi，t=α0+α1digi，t+αmXi，t+μi+δt+εi，t（2）

convi，t=0+1innovi，t+2digi，t+mXi，t+μi+δt+εi，t"（3）

demai，t=γ0+γ1digi，t+γmXi，t+μi+δt+εi，t"（4）

convi，t=φ0+φ1demai，t+φ2digi，t+φmXi，t+μi+δt+εi，t"（5）

其中，innovi，t表示科技創新能力，demai，t表示消費需求。檢驗步驟如下：首先，對式（1）進行檢驗，若系數β1顯著，表明數字經濟對兩業融合具有顯著影響；然后，對式（2）進行檢驗，若系數α1顯著，表明數字經濟可以影響科技創新能力；最后，將數字經濟和科技創新能力同時納入模型進行回歸，對式（3）進行檢驗，若系數1顯著2不顯著，則存在完全中介效應；若1和2均顯著，且β1大于2，則存在部分中介效應。分別將式（2）和式（3）替換為式（4）和式（5）后重復上述步驟，可以檢驗消費需求的中介效應。

3.面板門檻模型

根據上文理論分析可知，數字經濟與兩業融合發展之間可能存在非線性關系，本文借鑒李虹和鄒慶（2018）［23］的做法，通過構建面板門檻模型來檢驗這一假設，在式（1）的基礎上，進一步構建如下模型：

convi，t=ρ0+ρ1digi，t·Idigi，tω1+ρ2digi，t·Iω1lt;digi，tω2+ρ3digi，t·Idigi，tgt;ω2+ρmXi，t+μi+δt+εi，t"（6）

在式（6）中，I·為代表示性函數，ω1、ω2均為待估算的門檻值。

（二）變量設定與說明

1．被解釋變量

被解釋變量為兩業融合水平（conv）。本文選取產業規模、產業結構、集聚水平和發展潛力4個一級指標以及就業人數、固定資產投資額、總產值、產值比例、就業人數比例、產值增長率、區位熵等20個二級指標（限于篇幅，二級指標及測度方法未做報告，如有需要可向作者索取），采用耦合度模型構建兩業融合綜合評價指標。具體測算過程如下：

令xtj和ytj分別表述生產性服務業和制造業第t年指標j的數據，Mtxj、mtxj和Mtyj、mtyj分別表述生產性服務業和制造業在t年中指標j的最大值和最小值，采用最大-最小歸一化方法對數據進行標準化處理。因各項指標均為正向指標，處理公式如下：

x*tj=（xtj-mtxj）/（Mtxj-mtxj）（7）

y*tj=（ytj-mtyj）/（Mtyj-mtyj）（8）

其中，x*tj和y*tj分別為生產性服務業和制造業第t年的指標j歸一化后的數值。設πxj和πyj分別表示生產性服務業和制造業中指標j的權數，本文采用客觀賦權法——CRITIC權重法來避免主觀因素的影響，基本原理為：=σj·∑nj=1（1-rij），"表示指標j的重要性；σj是指標j的標準差；rij是指標i與指標j的相關系數。第指標j的權重為πj=j/∑nj=1j。x*t=∑nj=1πxjx*tj，"∑nj=1πxj=1;"y*t=∑nj=1πyjy*tj，"∑nj=1πyj=1。其中x*t和y*t分別為生產性服務業與制造業第t年的綜合發展指數。生產性服務業和制造業存在緊密聯系，當整體系統達到穩定狀態時，可計算兩業的耦合度，公式如下：

Ctxy="x*t·y*tx*t+y*t2（9）

其中，Ctxy表示生產性服務業與制造業在第t年的耦合度值，為避免出現偽評價結果，進一步構建耦合協調度模型：

convt="Ctxy·Ttxy

Ttxy=αx*t+βy*t（10）

其中convt為第t年兩業耦合協調度，值越大，耦合協調度越高，兩業融合水平越高；α和β分別表示兩個產業的行業貢獻度。

2.核心解釋變量

核心解釋變量為數字經濟發展水平（dig）。基于數字經濟內涵，借鑒王軍等（2021）［24］對數字經濟發展水平的測度方法，結合本文研究內容，選取3個一級指標、18個二級指標，利用客觀賦權法中的熵值法計算得出，避免了主觀賦權造成指數測度不準確的情況。指標選取情況如下：（1）數字產業化：電信業務總量、軟件產品收入規模、信息服務收入規模、ICT上市公司數量、電子信息產業制造業企業數量、ICT產業從業人數。（2）產業數字化：工業應用互聯網比重、數字普惠金融指數、電子商務交易額、互聯網相關服務業投入、電子商務交易活動企業比重、工業企業每百人使用計算機臺數。（3）數字基礎設施：互聯網寬帶接入端口數、IPV4/IPV6地址數、每千人擁有域名數、每千人擁有網站數、互聯網寬帶接入用戶數、移動電話基站數。

3.控制變量、中介變量和門檻變量

參照現有研究"［19-21］，并考慮本研究中被解釋變量的影響因素，本文選取的控制變量為：（1）政府行為（gov），采用地方財政一般預算支出與地區GDP的比值進行衡量；（2）經濟發展水平（pgdp），采用地區人均GDP（單位：萬元）進行衡量；（3）對外開放程度（open），采用進出口總額與地區GDP的比值進行衡量；（4）市場化程度（market），采用樊綱和王小魯等編制的市場化指數進行衡量。中介變量為科技創新能力（innov）和消費需求（dema），科技創新能力采用各地區規模以上工業Ramp;D經費（單位：萬元）取對數衡量，消費需求以各地區社會零售消費總額（單位：億元）取對數衡量。門檻變量也是本文的核心解釋變量，為數字經濟發展水平（dig）。

（三）數據來源與描述性統計

本文選取2012—2021年我國30個省、直轄市和自治區（不含西藏和港澳臺）的面板數據作為樣本，形成T=10，N=30，觀測值數量為300的平衡面板數據，所有數據均來自國家統計局官方網站、中經數據庫、WIND數據庫和歷年《中國統計年鑒》，部分缺失數據采用插值法補齊。由表1可知，生產性服務業與制造業融合程度均值為0.535，最小值和最大值分別為0.347和0.753，標準差為0.081；數字經濟發展水平均值為0.309，最小值和最大值分別為0.039和0.844，標準差為0.174，不同省份之間兩業融合水平和數字經濟發展水平差異較大。人均GDP、政府行為、對外開放程度和市場化程度等控制變量也存在顯著差異。本文對自變量相關性的檢驗結果表明，各變量之間不存在嚴格的多重共線性。

五、實證結果分析

（一）基準回歸

本文分別通過Hausman檢驗和F檢驗，排除隨機效應模型和混合回歸模型，認為固定效應模型較為科學。表2報告了數字經濟發展對兩業融合水平的基準回歸結果，列（1）是各省份數字經濟發展與兩業融合水平之間關系的檢驗結果，列（2）—（4）是加入控制變量后的檢驗結果。結果顯示，無論是否加入控制變量、是否固定時間和個體效應，核心解釋變量（dig）的估計系數均為正，且通過1%的顯著性水平檢驗，說明數字經濟發展能夠顯著促進兩業融合水平的提升。由列（4）可知，數字經濟發展水平每提升1個單位，兩業融合程度將提高0.318個單位，由此，假設H1得以證實。

（二）內生性討論和穩健性檢驗

1.內生性討論

雙向因果、遺漏變量、測量誤差等因素都會產生內生性問題，前文對可能存在的問題進行了一些處理，以緩解遺漏變量和測量誤差產生的內生性問題：（1）在數據來源方面，以國家統計局、WIND數據庫和《中國統計年鑒》公布的數據為主，同時構建兩業融合和數字經濟發展水平綜合指標，采用耦合度模型和熵值法分別對兩業融合和數字經濟發展水平進行測算，減少數據質量對估計結果的影響；（2）在基本計量模型中加入經濟發展水平、政府行為、對外開放程度和市場化程度等變量進行控制，同時采用雙向固定效應模型進行回歸分析，降低遺漏變量產生的影響。

對于雙向因果可能導致的內生性問題，本文借鑒黃群慧等（2019）［25］的做法，將2002年各地區每百人固定電話數量作為數字經濟發展水平工具變量，其邏輯是早年固定電話的數量會影響后期互聯網普及，而互聯網普及對數字經濟發展具有直接影響，但早年的固定電話對當今兩業融合水平的影響幾乎已經不存在，因此該工具變量既與數字經濟發展具有相關性，又滿足外生性條件。若只采用2002年各地區固定電話數量作為工具變量會因為固定效應模型的應用出現難以度量的問題，因此，構造2002年各地區每百人固定電話數量（與個體變化有關）與上一年信息傳輸、軟件和信息技術服務業固定資產投資額（與時間有關）的交互項作為地區數字經濟發展水平的工具變量，回歸結果見表3列（1），該結果與前文形成的結論基本一致。綜合來看，本文基本結論在考慮內生性問題的情況下也得到了驗證。

2.其他穩健性檢驗

為了進一步驗證數字經濟發展對兩業融合水平影響結論的可靠性，本文采取如下方法進一步進行穩健性檢驗：（1）更換工具變量，采用滯后一期的核心解釋變量作為當期核心解釋變量的工具變量進行回歸，滯后一期的核心解釋變量既與當期核心解釋變量相關又對當期兩業融合水平幾乎沒有影響，滿足工具變量的條件，回歸結果見表3列（2）；（2）借鑒周明生和張一兵（2022）［19］的做法，剔除四個直轄市樣本數據后，對剩余26個省（自治區）的面板數據重新進行回歸，回歸結果見表3列（3）；（3）采用GMM方法重新進行分析，避免單一方法帶來的誤差，結果見表3列（4）。從穩健性檢驗結果可以發現，上述方法所得結果與前文回歸結果沒有發生明顯變化。因此，前文得出的結論具有較好的穩健性。

（三）作用機制檢驗

為驗證數字經濟發展對兩業融合水平的作用機制，分別以科技創新能力（innov）和消費需求（dema）作為中介變量，采用中介效應模型檢驗其作用機制。由表4可知，科技創新能力和消費需求在數字經濟對兩業融合水平的影響中存在顯著的中介效應，假設H2得到驗證。

由表4列（1）和列（2）可知，當科技創新能力作為中介變量時，數字經濟對科技創新能力的影響系數為正，顯著性水平為1%，說明數字經濟發展對科技創新能力的提高存在積極影響；科技創新能力與數字經濟對兩業融合水平的回歸系數為正，顯著性水平為1%，表明數字經濟可以通過對科技創新能力產生積極影響間接促進兩業融合；數字經濟發展水平每增加1個單位，兩業融合水平會直接提高0.251個單位，同時會使科技創新能力提高1.305個單位，從而導致兩業融合水平間接提升0.068個單位（1.305*0.052），總效應為0.319個單位（直接效應與間接效應之和），間接效應占比為21.3%，直接與間接效應之比大約為4比1。由表4列（3）和列（4）可知，當消費需求作為中介變量時，數字經濟對科技創新能力的影響系數以及科技創新能力與數字經濟對兩業融合水平的回歸系數均為正，顯著性水平均為1%，表明數字經濟可以通過對消費需求產生積極影響間接促進兩業融合；數字經濟發展水平每增加1個單位，兩業融合水平會直接提高0.219個單位，同時會使科技創新能力提高1.564個單位，從而間接導致兩業融合水平提升0.1個單位（1.564*0.064），總效應為0.319個單位，間接效應占比為31.4%，直接與間接效應之比大約為2∶1。

（四）非線性分析

本文采用面板門檻模型檢驗數字經濟發展與兩業融合水平之間的非線性關系，并選取數字經濟發展水平（dig）作為門檻變量。首先檢驗門檻變量的存在以及門檻數，檢驗結果見表5，結果表明：當數字經濟發展水平為門檻變量時，F統計量在一門檻和二門檻模型中，在1%的水平下顯著，即P值均小于0.01；在三門檻模型中，P值大于0.1，沒有通過顯著性檢驗。因此，模型中存在兩個門檻值，假設H3得到驗證。

基于上述檢驗，本文采用雙重門檻的面板門檻模型進行回歸分析。由表6可知，不同的數字經濟發展水平對兩業融合水平的影響差異較大，當數字經濟發展水平很低時（dig≤0.069），其對兩業融合水平的影響系數為-0.685，尚未發生正向促進作用，甘肅、寧夏和青海這三個省（自治區）處于該水平，這些省份的特點是產業結構單一、人口密集度很低、數字基礎設施比較落后；當數字經濟發展水平適中時（0.069lt;dig"≤0.421），回歸系數為0.393，對兩業融合水平產生了比較大的正向促進作用，湖南、湖北和河南等中部地區的省份處于該水平；當數字經濟發展水平較高時（diggt;0.421），回歸系數為0.247，對兩業融合水平產生了正向促進作用，但回歸系數變小、作用強度有所減弱，存在邊際效應遞減的趨勢，位于東部沿海的省以及北京、上海、天津等直轄市處于該水平。總體來看，數字經濟發展對兩業融合的促進作用強度會隨著數字經濟發展水平的提高呈現先增強后減弱趨勢，其邊際效應先遞增后遞減，符合經濟學的基本邏輯。上述非線性影響可能的原因是：數字經濟發展水平不高時，主要應用于醫療、教育、購物等生活領域，在促進兩業融合方面可能很難起到作用，或者存在作用不顯著的現象；數字經濟發展到一定程度時，逐漸應用于生產制造和生產性服務領域，對于兩業融合會產生顯著的正向影響；當兩業融合水平比較高，數字經濟發展超過某一水平之后，數字經濟對兩業融合的促進作用在達到頂峰后會有所降低。

（五）異質性分析

各省份在經濟發展、要素稟賦和產業結構等方面都存在較大差異，為進一步探究地區經濟發展水平對數字經濟發展促進兩業融合的影響，本文結合30個省（自治區、直轄市）的實際發展情況，將其劃分為東中西三大區域，深入分析區域異質性下數字經濟發展對兩業融合水平的影響，其中東部地區包含經濟發展水平較高的省、直轄市，中部地區為經濟次發達地區，而西部為經濟欠發達地區，回歸結果見表7。

由表7可知，無論是否加入控制變量，東部地區和中部地區數字經濟發展對兩業融合水平的回歸系數均通過5%以內的顯著性檢驗，且為正數，而西部地區的系數在加入控制變量之前通過了5%的顯著性檢驗，加入控制變量后不再顯著；從作用強度來看，具有中部gt;東部gt;西部的區域差異，中部地區數字技術發展對兩業融合的促進作用明顯大于東部和西部地區，這與上文分析的數字經濟對兩業融合的非線性影響結論基本一致。數字經濟在區域之間作用強度差異較大可能的原因是：西部地區經濟發展水平較低、產業結構單一、基礎設施不健全且交通不便，不僅數字經濟自身發展水平較低，其在制造業和生產性服務業的應用范圍也十分有限，對兩業融合的促進作用不明顯；東部地區產業結構合理，數字經濟發展水平很高，能夠充分應用于各個行業，能夠對兩業融合產生顯著的促進作用，但數字經濟發展水平超過了一定的門檻值，這種促進作用已經呈現邊際效應遞減的趨勢；中部地區產業結構較為合理，數字經濟發展水平適中，能夠在各個行業中發揮最高的邊際效應，對兩業融合水平的促進程度也最強。"

六、結論與啟示

本文采用中國2012—2021年30個省（自治區、直轄市）的面板數據，探討了數字經濟發展對兩業融合水平的促進作用、傳導路徑以及非線性影響，得到以下結論：（1）數字經濟發展對兩業融合水平具有顯著的正向促進作用，且對不同地區的影響存在較大差異，作用強度表現為中部地區gt;東部地區gt;西部地區。（2）數字經濟可以直接提升兩業融合水平，還可以通過提高科技創新能力和增加消費需求間接對兩業融合水平產生影響，且驅動作用以直接效應為主、間接效應為輔。（3）數字經濟對兩業融合水平的作用強度會隨著數字經濟的發展先提高后降低，邊際效應先遞增后遞減，具有“倒U型”特征。

基于上述結論，本文得到如下政策啟示：

（1）加大5G網絡、云計算、工業互聯網和物聯網等新一代數字基礎設施建設，增加在信息傳輸、軟件和信息技術服務業的固定資產投資和研發投入，提高數字產業化發展水平；推動數字技術與傳統產業融合，企業在采購、生產、銷售、研發和管理中加大對互聯網、大數據等數字技術的應用，實現產業數字化轉型，將發展數字經濟作為當前我國實現經濟結構轉型的重點任務。

（2）根據各地區資源稟賦的差異，實施不同的發展策略。對于數字經濟發展和兩業融合水平都很高的東部地區，需要向數字技術全球最前沿領域發展，鞏固發展優勢，通過不斷創新提高數字經濟的邊際效應，發揮引領作用，適度推動數據要素資源向中、西部地區流動；對于數字經濟發展和兩業融合水平都較低的西部地區，需要加大數字基礎設施投資，豐富產業結構分布，制定相關扶持政策吸引數字要素和人才資源流入，推動數字技術在各行業中的應用，充分利用“后發優勢”；對于數字經濟發展和兩業融合水平都適中的中部地區，需要在推動數字技術升級的同時做大增量，將鍛長板和補短板并重，進一步釋放數字經濟作用。

（3）充分發揮科技創新能力和消費需求的中介作用。從提升科技創新能力來看，建立公共數據開放共享機制，促進數據的流通與共享，同時保護好數據權利，規范數據流通與使用的技術標準，推進創新模式從模仿式向顛覆式的轉變，充分釋放數字經濟對科技創新活動的促進作用；從擴大消費需求來看，通過數字技術減少生產者與消費者之間的信息不對稱，掌握不同行業在線上和線下的實際消費需求，推動線上引流、線下服務的線上線下消費模式的協調發展，提升傳統消費水平、實現消費升級的同時擴展消費新領域，利用大數據技術提升消費者的服務體驗感。

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The"Development"of"Digital"Economy""and"the"Integration"of"Producer"

Services"and"Manufacturing

LI"Weia，ZHANG"Gaohanb，XU"Shangkuna

（University"of"Chinese"Academy"of"Social"Sciences，a.School"of"Economics;

b.International"School"of"Political"Economics，"Beijing"102401，"China）

Abstract："Based"on"the"characteristics"of"digital"economy，"this"paper"constructs"a"theoretical"analysis"framework"from"the"perspective"of"the"integration"of"producer"service"industry"and"manufacturing"industry，"and"deeply"analyzes"the"influence"mechanism"and"function"characteristics"of"digital"economy"on"the"integration"of"two"industries"from"both"theoretical"and"empirical"aspects."Based"on"the"measurement"of"the"integration"of"two"industries"and"the"development"level"of"digital"economy"in"30"provinces"（autonomous"regions"and"municipalities"directly"under"the"Central"Government）"in"China"from"2012"to"2021，"this"paper"discusses"the"promoting"effect"of"the"development"of"digital"economy"on"the"integration"of"the"two"industries"and"its"internal"driving"mechanism."It"is"found"that"the"development"of"digital"economy"can"significantly"promote"the"integration"of"producer"services"and"manufacturing."After"considering"the"endogeneity"and"passing"the"robustness"test，"the"above"conclusions"are"still"valid."The"effect"intensity"of"digital"economy"is"nonlinear，"and"with"the"improvement"of"the"development"level"of"digital"economy，"it"will"present"an"“inverted"U-shaped”"feature，"with"its"marginal"effect"increasing"first"and"then"decreasing."In"addition"to"its"direct"effect，"digital"economy"can"also"indirectly"influence"the"integration"of"the"two"industries"by"improving"technological"innovation"capacity"and"increasing"consumer"demand."On"this"basis，"the"paper"puts"forward"targeted"suggestions"to"promote"the"development"of"digital"economy"and"improve"the"level"of"integration"of"the"two"industries，"and"expands"the"research"on"the"application"of"digital"economy"in"industry."

Key"words：digital"economy;"industrial"integration;"nonlinear"influence;"mediating"effect"

（責任編輯：趙春江）