数字经济、绿色技术创新与产业结构升级——来自中国282个城市的经验证据

郭炳南 王 宇 张 浩

一、引言

改革开放以来，中国经济实现了跨越式发展，创造了人类发展历史上举世瞩目的伟大奇迹。但与此同时，产业结构不合理、区域发展不平衡、创新不足、结构红利衰减等问题仍然是影响中国经济发展质量和持续性的重大障碍。当前我国经济已由高速增长转向高质量发展阶段。在此背景下，中国必须通过推动绿色创新、优化经济结构，促进释放结构性潜能从而实现经济绿色高质量发展。“十四五”规划纲要明确提出，要加快数字化发展，打造数字经济新优势，以数字化转型驱动生产方式、生活方式和治理方式变革。这表明数字经济目前是推动中国经济结构转型升级以及驱动绿色技术创新的新引擎和新动能。

2021年4月，《中国数字经济发展白皮书》表明：一方面，中国数字经济总规模由2011年的9.49万亿元增加到2020年的39.2万亿元，在GDP中所占的比重也由20.3%增加至38.6%，占比超过1/3，且数字经济的增速是同期名义GDP增速的3.2倍多；另一方面，数字经济基于数字产业化与产业数字化，通过改造传统产业和创造新产业从而推动产业结构优化调整。因此，数字经济作为中国创新驱动发展的先导力量，已经成为促使经济结构优化升级、推进产业链现代化、实现经济高质量发展的重要抓手。尽管可以看出数字经济已经成为产业结构优化调整的新动能，但其背后的传导机制是怎样的，绿色技术创新在其中发挥了什么作用？数字经济对产业结构升级影响的规律和特征又是什么？这些问题的解答有利于全面评估数字经济的发展对于产业结构升级的驱动作用，以及对数字经济背景下产业结构升级相关政策的制定和执行具有强烈的现实意义。

二、文献综述

产业结构升级主要体现在产业结构的合理配置以及产业层次的提高，可划分为产业结构合理化和产业结构高级化(1)丁守海、徐政：《新格局下数字经济促进产业结构升级:机理、堵点与路径》，《理论学刊》2021年第3期。，目前中国产业结构升级正面临着国际产业竞争形势复杂严峻、核心技术研发能力不足、专业型人才缺乏以及数字经济和虚拟经济等新技术的发展改变了传统要素配置模式等一系列新挑战(2)周剑明、王鹏：《新发展格局下我国产业结构升级面临的压力与对策》，《经济纵横》2021年第6期。，强化数字经济的驱动力量是新时期实现产业结构升级的关键(3)陈晓东、杨晓霞：《数字经济发展对产业结构升级的影响——基于灰关联熵与耗散结构理论的研究》，《改革》 2021年第3期。。李鲁和刘学华(4)李鲁、刘学华：《中国产业结构变迁及其影响因素研究》，《上海行政学院学报》2020年第4期。认为金融发展、城镇化、政府支出、国内需求以及要素配置是产业结构升级的重要影响因素。刘玉凤和高良谋(5)刘玉凤、高良谋：《异质性环境规制、地方保护与产业结构升级:空间效应视角》，《中国软科学》2020年第9期。基于1998—2016年中国30个省级地区的面板数据，研究发现正式环境规制对产业结构升级具有显著推动作用，而地方保护虽然推动产业结构迈向高级化但又阻碍了产业结构向合理化发展。左鹏飞和姜奇平等(6)左鹏飞、姜奇平、陈静：《互联网发展、城镇化与我国产业结构转型升级》，《数量经济技术经济研究》2020年第7期。认为现代产业与生产要素都在城市聚集，同时由于互联网发展时间短从而需要与传统动力相结合，因此互联网与城镇化的融合发展才能共同推动产业结构转型升级。马青山和何凌云等(7)马青山、何凌云、袁恩宇：《新兴基础设施建设与城市产业结构升级——基于“宽带中国”试点的准自然实验》，《财经科学》2021年第4期。利用渐进双重差分探讨了新兴基础设施建设通过优化资源配置从而推动城市的产业结构合理化和产业结构高级化。

对于数字经济推动产业结构升级的影响机制研究是目前学术界较为关注的领域。数字经济主要通过数字产业化和产业数字化两个途径来助推产业结构升级，而早期的文献更多集中于从单一角度探讨。从数字产业化的视角出发，产业结构升级主要依靠信息通信技术(ICT)产业的发展。Heo & Lee(8)Pil Sun Heo，Duk Hee Lee.，“Evolution of the linkage structure of ICT industry and its role in the economic system: the case of Korea”，Information Technology for Development, 2019, 25(3),pp.424-454.发现ICT产业所独有的联动效应、扩散效应和溢出效应对于产业结构升级具有正向影响。王宏伟(9)王宏伟：《信息产业与中国经济增长的实证分析》，《中国工业经济》2009年第11期。指出信息产业对于国民经济中其他产业的渗透力在不断加强，对于产业结构升级产生了关键作用。齐亚伟和刘丹(10)齐亚伟、刘丹：《信息产业发展促进区域产业结构合理化的灰色关联分析》，《经济经纬》2014年第4期。基于主导产业理论发现不同区域的信息产业发展程度与产业结构合理化水平呈现同方向变动。郭美晨(11)郭美晨：《ICT产业与产业结构优化升级的关系研究——基于灰关联熵模型的分析》，《经济问题探索》2019年第4期。基于灰关联熵模型发现2010年以后信息通信产业对于产业结构优化升级具有更加显著的推动作用，进一步证明了信息通信产业所具备的巨大潜能。从产业数字化的角度来看，数字经济与传统产业的深度融合所带来的技术创新和效率提高共同推动产业结构升级。Sungjoo等(12)Sungjoo LEE , Moon-Soo KIM, Yong-Tae PARK.，“ICT co-evolution and Korean ICT strategy: An analysis based on patent data”， Telecommunications Policy, 2009, 33(5),pp.253-271.提出产业结构升级的催化剂是信息化。张敏和马泽昊(13)张敏、马泽昊：《信息化、产业结构与区域经济增长——基于中国省际面板数据的经验分析》，《财政研究》2013年第8期。基于1998—2010年中国31个省份的数据发现信息化对于农业和工业的产业结构优化作用更显著。昌忠泽和孟倩(14)昌忠泽、孟倩：《信息技术影响产业结构优化升级的中介效应分析——来自中国省级层面的经验证据》，《经济理论与经济管理》2018年第6期。实证研究表明信息技术不仅有利于三次产业内部结构优化，而且推动了制造业向高技术产业转变。将数字产业化和产业数字化两个角度综合起来进行分析，数字经济是新时代推动产业结构升级的新动能。(15)陈晓东、杨晓霞：《数字经济发展对产业结构升级的影响——基于灰关联熵与耗散结构理论的研究》，《改革》 2021年第3期。基于宏观经济层面，俞伯阳和丛屹(16)俞伯阳、丛屹：《数字经济、人力资本红利与产业结构高级化》，《财经理论与实践》2021年第3期。利用省级面板数据探讨了数字经济通过人力资本红利对于产业结构高级化的影响机制，除此之外其他学者从研发投入强度(17)姚维瀚、姚战琪：《数字经济、研发投入强度对产业结构升级的影响》，《西安交通大学学报(社会科学版)》2021年第5期。和资源配置(18)王凯：《数字经济、资源配置与产业结构优化升级》，《金融与经济》2021年第4期。等角度对于数字经济推动产业结构升级的传导机制进行了研究。基于中观产业层面，对于中国制造业来说，数字经济通过破除转型升级中的“痛点问题”，加快中国制造向全球价值链中高端迈进。(19)赵西三：《数字经济驱动中国制造转型升级研究》，《中州学刊》2017年第12期。而基于微观企业层面，我国中小企业价值链的攀升也亟须数字经济作为新引擎。(20)裘莹、郭周明：《数字经济推进我国中小企业价值链攀升的机制与政策研究》，《国际贸易》2019年第11期。

国内外学者在技术创新对产业结构升级的影响方面也进行了较多研究。Romer(21)Romer P M.，“Increase returns and long-run growth”，Journal of Political Economy, 1986, 94(5),pp.1002-1037.和Lucas(22)Lucas R E.，“On the mechanics of economic development”，Journal of Monetary Economics, 1988, 22(1),pp.3-42.在内生经济增长理论中将技术进步内生化，从而提出技术进步对于调整产业结构具有促进作用。Acemoglu(23)Acemoglu D, Akcigit U, Bloom N, etal.，“Innovation, reallocation and growth”，PIER Working Paper Archive, 2013, 23,pp.56-59.指出产业结构升级的驱动力和路径是技术创新。林春艳和孔凡超(24)林春艳、孔凡超：《技术创新、模仿创新及技术引进与产业结构转型升级——基于动态空间Durbin模型的研究》，《宏观经济研究》2016年第5期。研究发现自主创新和技术引进能显著推动产业结构合理化，而模仿创新则对于产业结构高级化具有更显著的促进作用。时乐乐和赵军(25)时乐乐、赵军：《环境规制、技术创新与产业结构升级》，《科研管理》2018年第1期。基于省级面板数据探讨了技术创新对于产业结构升级的推动作用。吴振华(26)吴振华：《技术创新影响产业结构优化的门槛效应研究》，《中国科技论坛》2021年第4期。通过实证分析发现技术创新所包括的投入、产出、扩散以及环境四个部分对于产业结构升级均具有显著的门槛效应。

而关于数字经济与技术创新之间的关系也是目前研究的热点。熊励和蔡雪莲(27)熊励、蔡雪莲：《数字经济对区域创新能力提升的影响效应——基于长三角城市群的实证研究》，《华东经济管理》2020年第12期。从产品创新和技术创新的角度，研究发现长三角城市群的数字经济发展对于技术创新具有显著的正向影响。温珺和阎志军等(28)温珺、阎志军、程愚：《数字经济与区域创新能力的提升》，《经济问题探索》2019年第11期。通过构建城市层面的数字经济指标体系，实证分析数字经济对创新能力的非线性关系。李雪和吴福象等(29)李雪、吴福象、竺李乐：《数字经济与区域创新绩效》，《山西财经大学学报》2021年第5期。基于中国2011—2018年的省级面板数据，研究发现数字经济不仅能够直接促进区域创新绩效的提高，人力资本和研发资本也是重要的传导机制。

综上所述，已有较多学者对数字经济、技术创新和产业结构升级进行了研究，这些成果为探讨三者之间的内在逻辑关系提供了有益借鉴。但无论是理论分析还是实证研究，都更多集中于分析两两之间的关系，也有文献探讨了数字经济影响产业结构升级的具体渠道，但更多是从人力资本、研发投入强度以及资源配置等传统角度进行分析，而关于数字经济与绿色技术创新方面的文献则较为缺乏，有些文献也分析了数字经济与生态环境、绿色发展之间的关系，但鲜有文献基于绿色技术创新背景下深入探讨数字经济与产业结构升级之间的传导机制；同时数字经济影响产业结构升级方面的研究更多是从省级层面探讨，目前中国空间战略规划的重点已经着眼于城市群层面，但从城市角度进行相关分析的文献较为稀少。鉴于此，本文在理论分析数字经济推动产业结构升级的影响机制的基础上，对中国282个城市2011—2019年的数字经济发展水平和产业结构升级水平进行测度，并将绿色专利授权量与城市传统变量相匹配，运用多种计量方法探讨数字经济对产业结构升级的影响及作用机制。本文可能的边际贡献在于：第一，借鉴已有相关文献，从城市层面对数字经济发展和产业结构升级进行测度，能够从更加细致的角度来探讨两者之间的影响关系；第二，本文将数字经济、绿色技术创新和产业结构升级纳入同一框架，从绿色技术创新的视角，更加精准分析数字经济推动产业结构升级的作用机制，为中国实施创新驱动发展战略提供了重要的政策参考依据；第三，以绿色技术创新作为门槛变量，运用门槛回归模型检验数字经济和产业结构升级之间的关系。

三、理论分析与研究假设

数字经济作为一种融合经济，目前已经成为经济增长的驱动力，也是经济转型升级的新引擎，更在新一轮的全球产业竞争中占据了制高点。数字经济所具有的更新速度快、颠覆性创新以及优化资源配置等本质特征，有效破除了城市产业结构升级过程中的要素供需矛盾，虚拟数字空间与社会生活空间的高度融合也打破了经济活动的空间限制。同时，考虑到数字经济的“梅特卡夫法则”，即网络价值以用户数量的平方速度增长。因此，数字经济对产业结构升级可能呈现出“边际效应”递增的非线性特质。基于以上探讨，本文将从数字经济对产业结构升级的作用机制和非线性影响特征两方面进行探讨，并提出相应的研究假说。

(一)数字经济影响产业结构升级的基本作用机制

数字经济对于产业结构升级的推动，一方面，通过数字产业化，即数据要素对于资本、劳动力、土地和知识技术等传统生产要素进行优化配置，数字技术也推动新的商业模式产生，新的商业模式又促使新产业发展，从而对经济社会产生倍增效应；另一方面，通过产业数字化，即数据要素与传统社会中的各个产业进行深度融合，推动传统产业向数字化、智能化、网络化和自动化转型升级，从而对经济发展发挥巨大潜能，产生乘数倍增效应。

数字经济的发展不仅改变了传递信息的速度以及获取知识的途径，而且也改变了传统的资源供给和需求之间的匹配模式、价值创造模式从而对产业的生态规则进行改造。在目前经济发展的新阶段，数字经济通过增加新的消费需求以及改善企业的生产效率从而在需求端和供给端发挥作用。同时，大数据、共享经济和信息物理系统等新生产要素和新的基础设施正在快速发展，这对于传统的产业模式和生产方式将带来巨大改变，导致新一轮的产业变革。数字经济也催生了新的经济增长点，推动了新的产业发展领域，例如物联网、互联网制造、智能网联汽车以及工业无线等一系列新领域。(30)张于喆：《数字经济驱动产业结构向中高端迈进的发展思路与主要任务》，《经济纵横》 2018年第9期。

同时，数字经济对城市绿色技术创新水平也具有促进作用。在数字经济活动中，数字经济对市场环境的改善具有巨大作用。首先，信息通信技术的快速发展为基于数据的创新活动提供了较低成本的竞争优势，企业基于大数据能够对消费者群体的信息进行分析，有针对性地进行创新，从而降低成本；其次，数字经济的发展促使信息传递更加迅速，获取知识的途径也更加丰富，促使市场环境更加公开透明，从而有利于企业进行技术创新；最后，物联网的发展使得创新活动打破了时间和空间的限制，能够使得不同的创新主体在不同的空间上同时参与创新。(31)韩璐、陈松、梁玲玲：《数字经济、创新环境与城市创新能力》，《科研管理》2021年第4期。而绿色技术创新对于产业结构合理化和高级化的驱动作用也是显著存在的。产业结构合理化可以概括为产业之间要素资源的合理分配以及利用效率的提高。绿色技术创新在节约资源以及提升效率方面对于该地区的产业结构迈向合理化具有显著正向影响。产业结构高级化主要是指产业结构向更高层次发展。随着环境规制和生产环保标准的不断完善，传统产业进行绿色技术创新将会在市场上增强竞争优势，也就意味着这些产业通过开展绿色技术研发增加了竞争力，从而推动中国产业向全球价值链中高端迈进。因此，本文提出以下研究假说。

假说1：数字经济不仅能够直接推动产业结构升级，还能通过促进绿色技术创新水平的提高来间接产生正向促进作用

(二)数字经济影响产业结构升级的非线性传导机制

数字经济时代，社会经济生活中各个部门之间的边界正在被逐渐弱化，产业部门间的联系越来越密切，同时获取信息的成本也在不断下降，信息不对称的问题得到了一定程度的缓解，在该情形下越来越多的部门共同参与到产业结构升级过程，这就促使这些部门在更大范围内获得产业结构升级的红利。

数字经济的网络外部性对于各个产业部门具有非线性溢出的效应。在数字经济发展初期，数字网络规模较小，此时产业部门想要进行优化升级就需要较高的成本；而随着数字经济与社会传统领域融合进程的加快，互联网规模也相应增大，产业内的知识、技术、资本和人才等资源要素也得以实现重组，这就使得产业内部以及产业间的信息、技术流通的成本进一步降低，从而对资源要素进行优化配置。此时产业结构升级的边际成本出现下降趋势，而边际收益却不断增加。就此，产业部门对数字经济会有更大的需求，由于数字经济其本质是开放共享，会使得所有的产业部门都能较容易地享受到高级生产要素和资源。随着数字经济的持续发展，根据“梅特卡夫法则”，网络的价值以用户数量的平方速度增加，当数字经济发展到一定水平，网络用户就会突破某个临界值，触发正反馈机制，网络价值从而实现爆发式增长。数字经济的发展推动产业结构升级，而产业部门在获得优化升级的红利后对数字经济又具有更大需求。如此不断的正向反馈和响应，最终使得数字经济对产业结构升级出现“边际效应”递增的状态。因此，本文提出以下研究假说。

假说2：数字经济对产业结构升级的影响具有“边际效应”递增的非线性特征

综上所述，数字经济与绿色技术创新对产业结构升级的影响机制如图1所示：

图1 数字经济对产业结构升级的影响机制

四、研究设计

(一)计量模型设定

为验证上述研究假说，对数字经济影响产业结构升级的直接作用机制进行实证分析，本文设定了如下的基本计量模型：

lnisi,t=β0+β1lndiei,t+βclnXi,t+μi+εi,t

(1)

式(1)中，isi,t为i城市在t年的产业结构升级水平，从产业结构合理化和产业结构高级化两个角度进行衡量。diei,t为i城市第t年的数字经济水平，Xi,t表示可能影响产业结构升级的一系列控制变量；μi表示i城市不可观测的个体固定效应；εi,t表示随机扰动项。

上式(1)代表数字经济对产业结构升级的直接效应，为分析数字经济对产业结构升级可能存在的间接影响机制，根据前文分析所述，对绿色技术创新是否为两者之间的中介变量进行检验。具体检验步骤如下：在数字经济(die)对产业结构升级水平(is)的线性回归模型(1)的系数β1通过显著性检验的基础上，分别构建数字经济(die)对中介变量绿色技术创新(gtp)的线性回归方程，以及数字经济(die)与中介变量(gtp)对产业结构升级水平(is)的回归方程，通过β1、α1和δ2等回归系数的显著性来验证中介效应是否存在。具体的中介效应模型设定如下：

lngtpi,t=α0+α1lndiei,t+αclnXi,t+μi+εi,t

(2)

lnisi,t=δ0+δ1lndiei,t+δ2lngtpi,t+γclnXi,t+μi+εi,t

(3)

除了通过中介效应模型来检验间接影响机制外，还需考虑数字经济中的“网络效应”和“梅特卡夫法则”。数字经济水平和绿色技术创新还可能会对数字经济推动产业结构升级的非线性动态溢出产生间接作用。因此，通过门槛回归模型对此进行验证，设定如下：

lnisi,t=σ0+σ1lndiei,t×I(Adji,t≤θ)+σ2lndiei,t×I(Adji,t>θ)+σclnXi,t+μi+εi,t

(4)

其中，Adji,t为门槛变量，包括数字经济和绿色技术创新；I(·)为取值1或者0的指示函数，满足条件为1，否则为0；θ为门槛值，能够将研究的城市层次样本划分为两个区间，不同区间内数字经济的回归系数存在差异。式(4)可根据相应的计量检验由单门槛扩充至多门槛模型。

(二)变量测度与说明

1.被解释变量

产业结构升级(is)是一种动态演进过程，本质上是资源在不同生产率的产业之间流动，包括产业结构合理化和产业结构高级化两个维度的内容，两者共同促进产业结构优化调整。(32)左鹏飞、姜奇平、陈静：《互联网发展、城镇化与我国产业结构转型升级》，《数量经济技术经济研究》2020年第7期。产业结构合理化反映了产业之间的聚合质量，既能描述产业之间的协调程度，又能衡量要素结构与产出结构之间的耦合程度。(33)干春晖、郑若谷、余典范：《中国产业结构变迁对经济增长和波动的影响》，《经济研究》2011年第5期。因此，本文借鉴邓慧慧等(34)邓慧慧、杨露鑫、潘雪婷：《高铁开通能否助力产业结构升级：事实与机制》，《财经研究》2020年第6期。的做法，将结构偏离度指数与模糊数学中Hamming贴近度评价方法相结合从而对城市产业结构合理化进行衡量，其公式如下：

(5)

其中，risi,t为i城市第t年的产业结构合理化水平，Yi,j,t为i城市j产业在t时期的产业增加值，Yi,t为i城市t时期的地区生产总值，Li,j,t表示i城市j产业在t时期的从业人员，Li,t为i城市t时期的总就业人数。ris的值越大，表示产业结构越合理。

产业结构高级化实际上衡量了产业结构向更高层次迈进的过程。因此，本文采用第三产业与第二产业增加值之比来进行度量，具体公式如下：

(6)

其中，aisi,t表示i城市在t时期的产业结构高级化水平，ais值越大，表明产业结构高级化水平越高；其他指标解释同上式。

2.解释变量

目前对于数字经济的衡量主要包括直接估算数字经济规模以及构建相应的指标体系。而数字经济指标体系的构建多集中于省级层面。本文借鉴赵涛等(35)赵涛、张智、梁上坤：《数字经济、创业活跃度与高质量发展——来自中国城市的经验证据》，《管理世界》2020年第10期。和黄慧群等(36)黄群慧、余泳泽、张松林：《互联网发展与制造业生产率提升：内在机制与中国经验》，《中国工业经济》2019年第8期。的方法，基于城市层面数据的可得性，从互联网发展和数字金融水平两个角度对城市层面的数字经济发展水平进行衡量。互联网发展从互联网普及率、相关业务产出、行业从业人员以及移动电话普及等四个层面进行度量。数字金融水平采用北京大学数字金融研究中心和蚂蚁集团共同编制的数字普惠金融指数。(37)郭峰、王靖一、王芳、孔涛、张勋、程志云：《测度中国数字普惠金融发展:指数编制与空间特征》，《经济学(季刊)》2020年第4期。本文基于该指标体系采用熵值法对数字经济发展水平进行测度。该指标体系充分考虑了数字经济发展的人才需求、业务产出情况、基础设施的保障(互联网的建设是数字经济快速发展的良好基础)以及数字金融发展状况，在城市层面有限可获得的数据中，该指标体系在一定程度上能够准确衡量城市数字经济发展水平。具体指标含义如表1所示。

表1 数字经济综合测度指标体系

3.中介变量

绿色技术创新(gtp)。现有研究对于绿色技术创新的衡量主要是使用绿色专利数量，绿色专利数量包括申请数和授权数，专利申请数在一定程度上只是反映了对于绿色技术的重视程度但并不代表实际技术水平的提升。因此，本文选择绿色专利授权数来衡量各个城市的绿色技术创新水平。绿色专利授权数是基于世界知识产权局(WIPO)发布的绿色专利国际专利分类(IPC)编码，随后根据国家知识产权局提供的专利申请信息整理得到。

4.控制变量

为更加全面分析城市产业结构升级过程中数字经济发挥的作用，基于已有的文献，本文设定了其他对产业结构升级可能存在影响的控制变量：(1)创新水平(scien)用实际科学支出费用来表示，(2)外商直接投资(fdi)用实际外商直接投资额来表示，(3)人力资本(human)用普通高等学校在校学生数与年末总人口之比来表示，(4)经济政策(gov)用地方财政一般预算支出与GDP之比来表示，(5)基础设施(road)用年末实有城市道路面积与建成区面积之比来表示。为了减少异方差，上述的控制变量均取自然对数形式。

(三)数据来源与描述性统计

鉴于数字普惠金融指数的可得性，本文的样本数据区间为2011—2019年，删除了莱芜、漳州、毕节、铜仁等存在缺失值的地级市数据，最终的样本总量为2538，包括全国282个地级及以上城市。研究中使用的数据除了数字普惠金融指数和绿色专利授权数外，其他数据均来自于《中国城市统计年鉴》、部分地级市统计年报、中经网统计数据库以及EPS数据库。本文主要变量的描述性统计见表2。

表2 变量的描述性统计

五、数字经济对产业结构升级的实证分析

(一)基准回归分析

表3报告了数字经济影响产业结构升级的估计结果，由于除了上文所述的影响因素以外，各城市本身的特征变量也会对产业结构升级造成影响，因此本文采用固定效应模型来解决遗漏变量问题。其中，模型(1)和模型(3)为不考虑其他控制变量以及控制固定效应的情况下，数字经济发展水平对城市产业结构合理化和高级化的回归结果。

回归结果表明：模型(1)和模型(3)中数字经济的回归系数显著为正，在加入控制变量后的模型(2)和模型(4)中的数字经济回归系数尽管有所下降，但仍然显著为正，说明数字经济对产业结构合理化和高级化具有显著正向影响，即数字经济的发展能推动产业结构升级。尽管数字经济对产业结构合理化和高级化都具有显著的正向促进作用，但是影响程度有所差异。数字经济对产业结构合理化的回归系数为0.187，而对产业结构高级化的回归系数则为0.516，可以看出数字经济对产业结构高级化的推动作用远大于对产业结构合理化的影响。目前，数字经济与传统社会生活中的各个领域都加快了融合的步伐，在融合进程中，数字经济不仅重构了传统经济活动中的生产力体系，而且对于包括产品分配方式和生产资料所有制形式等在内的生产关系也进行重塑。因此，可以看出数字经济对于推动产业结构向中高端迈进具有更强的驱动力。

控制变量中，创新水平、人力资本、经济政策和基础设施对产业结构合理化的影响效应显著为正，而外商直接投资的影响效应显著为负，同时这些控制变量对产业结构高级化具有相同的影响效果。外商直接投资阻碍了产业结构合理化和高级化。这表明中国在招商引资过程中引资质量不够高，更多集中于低端产业，虽然促进了中国经济的快速发展，但不利于产业结构升级。创新水平和人力资本的系数显著为正，表明科技创新才是促进产业结构升级的主要动力，同时人力资本质量也是推动产业结构升级的长期影响因素。经济政策显著促进了产业结构升级，这主要是由于近年来地方政府相继出台了一系列的产业政策，通过鼓励创新、产业引导等方式推动产业结构优化调整。基础设施是一个地区实现发展的前提条件，交通的发展能够促进要素的快速流动，导致资源实现优化配置，从而推动产业结构升级。

表3 数字经济影响产业结构升级的基准回归结果

表4 分步中介效应检验分析结果

(二)中介效应分析

前文从绿色技术创新的角度，理论分析了数字经济对产业结构升级的传导机制。本文选用中介效应模型检验该机制是否存在，结果如表4所示。其中，模型(1)是检验数字经济对绿色技术创新的影响，数字经济的回归系数为1.280，在1%的水平上通过显著性检验，表明数字经济能显著促进城市绿色技术创新水平的提高。模型(2)和模型(4)属于基准回归，分别是数字经济对产业结构合理化和高级化的影响效应，数字经济的系数都显著为正。模型(3)和模型(5)是基准回归加上中介变量绿色技术创新以后的回归结果，结果表明：加入中介变量以后，数字经济对产业结构合理化和高级化的回归系数仍显著为正，相比基准回归模型影响系数有所下降，这表明绿色技术创新在数字经济影响产业结构升级的过程中表现为部分中介效应。同时，Sobel检验也拒绝了不存在中介效应的假设，这说明绿色技术创新确实是数字经济推动产业结构升级的作用机制。该实证结果验证了假说1。

(三)边际效应递增的非线性特征分析

基于数字经济的“网络效应”和“梅特卡夫法则”，本文在理论上阐述了数字经济促进产业结构升级的非线性溢出效应。为检验假说2，此处采用面板门槛回归模型进行实证分析。在回归之前，首先基于Hansen(38)Hansen B E., “Threshold effects in non-dynamic panels: Estimation, testing, and inference”，Journal of Econometrics, 1999, 93(2)，pp.345-368.的研究进行面板门槛存在性检验，采用Bootstrap自助法，反复抽样300次以后，结果显示数字经济和绿色技术创新仅显著通过单一门槛检验，未通过多重门槛检验。由此获得相应的门槛值，具体结果如表5所示。

表5 数字经济影响产业结构升级门槛模型的回归结果

模型(1)和模型(3)表明，随着数字经济水平的提升，数字经济对城市产业结构升级具有显著的正向且“边际效应”递增的非线性特征。根据回归结果具体分析，在产业结构合理化的模型中，当数字经济水平低于-2.84时，其回归系数为0.112，表明在该区间内数字经济有利于产业结构合理化；当数字经济水平大于-2.84时，其回归系数为0.135，表明在该区间内数字经济的影响效应依旧存在，且促进强度进一步增强。在产业结构高级化的模型中，同样可看出回归系数不断增大的情形。因此验证了前文提出的假说2。

数字经济对产业结构升级的影响不仅会受到自身水平的作用，还有可能需要考虑其他的门槛变量。模型(2)和模型(4)是以绿色技术创新作为门槛变量，可以看出，当绿色技术创新水平分别超越4.396和3.584时，数字经济对产业结构合理化和高级化的正向促进作用都表现出显著增大的趋势，数字经济仍然具有对产业结构升级的正向促进以及“边际效应”递增的影响，并且再次验证了假说2。

(四)异质性分析

1.城市区位异质性

由于各地区的数字经济发展、绿色技术创新水平以及经济发展水平均存在显著差异，因此不同区域的产业结构升级水平也表现出较大的差异。以上分析均基于全国层次的研究，为了分析不同区域数字经济对产业结构升级影响的异质性，本文将282个城市划分为东部和中西部两个地区，具体回归结果如表6所示。在模型(1)—(4)中数字经济的回归系数均显著为正，表明数字经济对产业结构升级的正向推动作用在不同区域仍然成立，但影响程度有所差异，中西部地区数字经济的促进作用明显强于东部地区。可能的原因在于东部地区本身发展水平较高，已经具备了较为合理的产业结构，同时其产业层次更多以第三产业和高新技术产业为主，数字经济的影响已经进入了边际效益递减的阶段，而中西部地区的数字经济发展对于产业结构升级的作用仍旧处在边际效应递增的阶段。

表6 城市区位和城市规模异质性分析

2.城市等级和互联网发展水平异质性

根据城市等级、互联网发展水平的不同将研究样本划分为等级较低城市和等级较高城市、低互联网发展水平和高互联网发展水平城市。具体而言，城市等级划分主要参考《2020中国城市商业魅力排行榜》，按照该排行榜划分标准，本文将一线、新一线、二线和三线等四类城市划分为高等级城市，而将其他城市则划分为低等级城市；互联网发展水平则使用每万人互联网用户数来衡量。表7报告了城市等级、互联网发展水平异质性的回归结果，其中奇数列表示产业结构合理化，偶数列表示产业结构高级化。可以看出，数字经济对产业结构升级具有显著正向影响。同时，相比于高等级城市、低互联网发展水平城市，低等级城市和高互联网发展水平城市对产业结构升级的促进作用更强。这可能是因为，一方面，等级较高的城市本身具有强劲的经济实力和完善的产业结构，其经济发展也更多依靠高新技术产业和服务业等第三产业，而等级较低的城市更多集中于中西部地区，仍然需要通过工业来进行发展，因此数字经济对低等级城市具有更强的产业升级驱动效应；另一方面互联网等新型基础设施的建立是数字经济快速发展的基础，因此在高互联网发展水平城市，数字经济能够发挥更强的产业升级驱动效应。

表7 城市规模和互联网发展水平异质性分析

(五)稳健性检验

1.采用分阶段回归的方法

2015年7月国务院印发《关于积极推进“互联网+”行动的指导意见》，表明国家从战略角度对数字经济发展的重视。因此为检验回归结果的稳健性，本文将时间划分为2011—2015年以及2015—2019年，进行分阶段回归，具体结果见表8。结果表明数字经济对产业结构升级的正向推动作用并未发生实质变化，从而验证了前文回归结果的稳健性。

表8 分阶段回归与变量替换回归结果

2.进行变量替换

本文采用干春晖等(39)干春晖、郑若谷、余典范：《中国产业结构变迁对经济增长和波动的影响》，《经济研究》2011年第5期。的做法采用改进的泰尔指数来对产业结构合理化进行衡量，计算公式如下：

(7)

而产业结构高级化则替换为第三产业增加值与地区生产总值之比，公式如下所示：

(8)

该式中具体指标含义与上式一致。th值越大则产业结构高级化程度越高。

将变换后的产业结构合理化和高级化的数据进行回归，结果如表8的模型(3)和模型(6)所示。回归结果与前文相一致，表明本文的结论是稳健可靠的。

3.使用工具变量

由于本文的核心解释变量属于综合性指数，在计算过程中可能会出现由于计量偏差产生的内生性问题。虽然本文已经对创新水平、外商直接投资和人力资本等产业结构升级的影响因素进行了控制，但还有其他潜在的影响因素，这些因素被归纳到随机干扰项中，也有可能产生内生性问题。因此为解决上述问题，本文借鉴左鹏飞和姜齐平等(40)左鹏飞、姜奇平、陈静：《互联网发展、城镇化与我国产业结构转型升级》，《数量经济技术经济研究》2020年第7期。的做法引入政府支持(IV1)，同时考虑到双向因果关系，借鉴王雅琦和邱亦霖等(41)王雅、邱亦霖、张勋：《上游产能能够缓解供给冲击的影响吗？——金融危机视角的实证分析》，《南开经济研究》2020年第5期。的研究引入数字经济的滞后一期(IV2)作为工具变量，并采用两阶段最小二乘法进行回归。党和政府的支持是数字经济快速发展的保障和基础，2015年4月习近平总书记在网络安全和信息化座谈会上对我国数字经济的发展提出了总体要求以及相应的发展措施。该会议对于我国数字经济的发展具有重大影响，但对于产业结构升级并未产生直接作用。本文将该会议召开以后的年份赋值为1，其余为0。

限于篇幅限制，本文仅报告第二阶段的回归结果，如表9所示。在基于内生性的考虑以后，数字经济对于产业结构升级的正向影响效应仍显著存在。除此之外，Kleibergen-Paap rk LM统计量在1%的显著性水平上拒绝了“工具变量识别不足”的原假设；而在工具变量弱识别的检验中，两个Kleibergen-Paap rk Wald F统计量均大于Stock-Yogo检验10%水平上的临界值。总体而言，以上检验说明了选择政府支持(IV1)和数字经济的滞后一期(IV2)作为数字经济工具变量的合理性。

表9 工具变量回归结果

4.删除省会城市、副省级城市以及直辖市

本文的样本数据中含有282个城市，既包括普通地级市，也包括省会城市、副省级城市以及直辖市。不同层级城市的地方政府行为模式可能具有较大差异，从而导致数字经济对产业结构升级的作用也有差异。因此本文将省会城市、副省级城市以及直辖市的样本删除，仅保留普通地级市的样本进行回归，结果如表10所示。在仅保留普通地级市的情形下，数字经济对于产业结构合理化和高级化仍然具有显著的正向推动作用。

表10 普通地级市回归结果

六、结论与启示

在数字经济与实体经济快速双向融合的发展趋势下，数字经济所引发的产业结构优化效应正持续呈现，一定程度的绿色技术创新水平是数字经济发挥产业结构推动作用的关键所在。本文基于2011—2019年中国282个城市的面板数据，在测度城市层面数字经济发展水平的基础上，运用多种计量方法实证分析数字经济对产业结构升级的基本作用机制和非线性传导机制。得出以下结论：第一，数字经济能够显著推动产业结构升级，已成为新时期下我国产业结构优化调整的重要推动力，并且通过分阶段回归、替换被解释变量、引入工具变量以及删除省会城市、副省级城市和直辖市以后分析，发现该结论仍然是稳健可靠的。第二，数字经济能够通过提升绿色技术创新水平的正向中介效应间接推动产业结构升级，意味着数字经济背景下的绿色技术创新是驱动产业结构升级的重要途径。第三，数字经济的产业结构升级溢出效应具有显著的“边际效应”递增的非线性变化趋势。第四，数字经济对产业结构升级的影响效应存在异质性，其对于中西部地区城市、低等级城市和高互联网发展水平城市的产业结构升级具有更强的推动作用。

基于上述结论，本文提出以下三条政策建议。

第一，全面推动数字经济发展，促使数字经济成为引导产业结构升级的持续性动力。基准回归结果表明数字经济对产业结构合理化和产业结构高级化具有显著的正向影响，即数字经济推动了中国产业结构转型升级。为充分发挥数字经济对产业结构升级的驱动效应，应进一步加快数字经济与实体经济融合发展，加强融合的深度和广度，把握数字化、网络化、智能化方向，一方面推动制造业、服务业和农业等产业数字化，利用新兴技术对传统产业进行全方位、全链条的改造，赋能传统产业转型升级，催生新产业、新业态和新模式，提升运行效率，发挥数字经济的叠加、倍增作用；另一方面，加快培育大数据、人工智能、云计算以及区块链等新兴数字产业的发展，切实发挥数字经济对新能源、新材料、医药健康等高精尖产业的效率提升作用。在数字技术不断变革的基础上，促使产业在组织形态和生产模式上发生全面变革，不断提升产业链和价值链，从而实现产业结构升级。

第二，促进绿色技术创新水平提升，实现绿色技术创新在促进数字经济对产业结构升级推动作用中的积极影响。绿色技术创新作为数字经济推动产业结构升级的影响机制，要提高认识，明确绿色技术创新在数字经济推动产业结构升级中的重要角色，强化企业绿色技术创新主体地位，提高绿色技术创新研发能力；优化市场环境，为企业绿色技术创新提供公平竞争环境；同时，增强政策支持，夯实绿色发展制度保障。创新数字经济与绿色技术创新融合体制机制，凝聚优势塑造产业优化的新动能。进一步通过培育高端生产要素、改善资源配置效率以及降低创新成本来促进数字经济对绿色技术创新的驱动作用，使得数字经济和绿色技术创新能够对产业结构升级形成推动合力。

第三，因地制宜，充分发挥数字经济对于资源禀赋的优化配置作用。研究结果表明数字经济在中西部地区、等级较低的城市以及高互联网发展水平城市具有更强的产业结构升级驱动效应。在各城市自身区位条件和禀赋条件差异较大的情况下，应该有针对性地释放数字经济发展所带来的产业驱动效应。考虑到数字经济在中西部地区和低等级城市能够对产业结构升级发挥更强的促进作用，这意味着经济基础较薄弱的地区有机会在数字经济发展方面取得较大进展，有望通过数字经济推动产业结构升级实现“弯道超车”。这些城市应牢牢抓住数字经济这一新发展优势，引进人才和先进技术，打造数字经济特色产业，使数字经济成为区域经济发展中的新引擎。同时，要完善信息技术基础设施建设，加快互联网普及，发展新基建，为数字经济更好地发挥作用创造良好的基础条件。因此，政府只有因地制宜，根据当地的区位条件、城市等级以及互联网发展水平的不同从而有针对性地制定推动数字经济发展的政策规划，使得数字经济发挥其最大效用。