数字经济发展对产业结构升级的影响机制研究

韩 健,李江宇

(重庆工商大学 a.经济学院;b.长江上游经济研究中心;c.经济社会应用统计重庆市重点实验室,重庆 400067)

一、引 言

党的十九大报告指出“要加快发展数字经济,推动实体经济同数字经济深度融合”“推动制造业加速向数字化、网络化、智能化发展”。当前中国经济发展进入增速放缓、增长乏力的新常态,产业结构转型升级作为优化经济结构的重要组成部分,对推动经济高质量发展具有重要影响。但是近年来中国产业重复布局现象突出、产能过剩严重、环境污染问题加大、技术约束愈发严峻等矛盾不断凸显,一方面,传统产业始终无法摆脱对成本和规模的依赖,同时又面临着产能过剩和有效需求不足的双重问题,导致本土产业链、供应链的稳定性和竞争力不足,产业转型升级速度迟缓[1];另一方面,随着中国人口红利的减退,产业的竞争力逐渐减弱,且两头在外的产业结构又面临附加值低的弊端,尤其是在2020年全球产业链遭受新冠肺炎疫情的严重影响,给中国产业结构发展带来了严峻的挑战,未来迫切需要优化调整产业内外部结构、加速产业融合,以适应当前中国经济发展需求、转换经济增长动能。

据中国信息通讯研究院发布的《中国数字经济发展白皮书》显示,在当前国际国内双循环的新发展格局战略背景下,数字经济能最大程度挖掘内需潜能,消化吸收现有产能,从而带动产业结构升级。数字经济改变了企业的传统生产管理形式,使得产业结构的发展途径产生了深刻变革,成为新形势下扩大中国内需、驱动经济高质量发展、提升产业结构水平的新动能[2]。当前,中国产业结构升级处于关键时期,面临着核心技术薄弱、信息安全隐患多、高端人才匮乏等一系列的严峻形势。解决这一系列的“卡脖子”问题,有助于释放数字经济的发展潜能,推动本土产业链供应链实现现代化发展。因此,本文将结合上述问题,研究数字经济与产业结构升级之间的相互关系,以及数字经济影响产业结构升级的途径,为国家进一步制定更加精准、更具有现实意义的经济政策提供参考。

二、文献述评

当前国内外学者对产业结构水平的研究已较为详实,其中国外学者Peters认为选择适当的政策可以提高产业的创新效率,Heo等指出通信产业与其他产业间的扩散、溢出、联动效应带动着产业转型升级,同时贸易开放也有利于推动中国产业结构转型升级,阐述了产业结构升级的内在机制,为中国地方政府制定合理的经济政策,促进经济新常态下的产业优化升级具有重要启示[3-5];国内诸多学者也从财税政策、企业创新、金融发展等不同角度考察实现城市产业结构升级的具体路径,为理解外部营商环境在促进城市产业转型升级过程中所扮演的角色提供了一个崭新的视角[6-8]。但对于数字经济与产业结构水平两者间关系的探讨还缺乏研究,徐映梅等通过构建产业关联网络分析了中国数字产业的结构特征,为中国数字经济的发展推进提供了产业层面的实证支撑,陈小辉等利用省级面板数据对数字经济发展水平与产业结构水平的关系进行了实证检验,发现了数字经济对第三产业的促进作用更为直接[9-10]。以上文献为数字经济赋能产业结构转型升级提供了经验证据,弥补了该领域的不足。

关于数字经济如何带动产业转型升级的研究文献并不多,且多是数字经济对于居民消费和城市研发创新的影响研究。在居民消费领域,数字技术不仅带来了消费需求和生产过程的融合,使得产品交易成本更低、效率更高,而且大数据、人工智能、区块链等复杂的数字应用也使得传统的线下消费模式转向为类似于线上医疗、线上办公、直播电商等互联网消费模式,同时也缩小了农村居民与城镇居民的消费发展差距,推动了消费市场的良性发展[11];在有关城市研发创新领域,基于互联网平台的数字经济作为一种更高级、更可持续的新型经济形态,对于提高创业活跃度从而驱动经济高质量发展具有赋能作用,同时还能通过产业创新、产业关联和产业融合等方式推动区域产业结构调整,并营造良好的创新环境(人才集聚、金融发展),促使创新主体多元化,显著增强城市的研发创新能力、加速城市创新协调发展,以上种种路径均表明数字经济是改善经济结构、累积优质资源的重要逻辑[12]。在当今新一轮科技革命的关键时期,推动数字经济发展是促进产业升级新旧动能转换、建设现代化产业结构体系的重要途径。

在数字经济影响产业结构水平的过程中,地方政府采取的各类财政干预行为也起着关键性作用。一些学者考察了政府行为对于数字经济的影响,张昕蔚认为要发展数字硬件经济基础设施,首先需要政府投入搭建数据中心,并由政府牵头联系政产学研各界进行平台引领,从而对各行业进行智能化改造,推动数字产业发展壮大,展现了政府在数字经济平稳发展中所起的保障作用[13];另一些学者分析了政府行为对产业结构变迁的影响,严成樑和徐翔通过构建理论模型考察了政府干预对产业结构水平的影响,认为规范的财政收支行为是产业升级的重要驱动力,且政府提供的水利、电力、高速公路、通讯等基础设施都有助于促进产业结构转型,表明了政府干预在产业发展过程中所起的关键作用[14]。

对中国而言,区域间发展不平衡也是制约产业结构水平提升的主要因素,因此探究不同地区数字经济对产业升级的影响、比较产业结构变迁的区域差异,对于化解中国产业发展不平衡不充分矛盾有着重要意义。宋文月和任保平基于产业变迁的多部门增长模型,分析了东、中、西部产业结构变迁速度和变迁条件的差异,为政府按区域协调要求构建产业政策、制定发展战略提供了可靠的经验证据[15];张建武等进一步通过测算人口、经济和产业重心的空间变动轨迹,探究了东西地区和南北地区发展差距与第一、二、三产业发展趋势的关系,对于中国如何促进产业结构高度化和合理化提供了有效思路[16];徐鹏杰和黄少安利用中国226个城市面板数据来构建空间计量模型对各地区发展能力进行了检验,研究结论表明产业内部结构的不同对地区创新能力提升的作用效果不同,为理解区域产业协调发展提供了一个崭新的视角[17]。

有别于现有文献,本文的创新点可能有:第一,以往的文献多采用省级面板数据对数字经济进行研究,且仅用单个指标来衡量产业结构水平,而本文采用地级市层面的面板数据,分别从产业高度化和产业合理化双重维度实证检验了数字经济发展对产业结构转型升级的影响,并做了一系列稳健性检验,丰富了已有研究;第二,在机制分析上,不仅分析了数字经济对于产业结构转型升级的直接传导机制,也从居民消费、城市研发创新两个渠道分析其间接影响机制,有助于更科学地确定今后中国数字经济与产业结构发展方向;第三,与既有文献相比,本文还进一步考察了地方政府行为干预对数字经济与产业结构水平关系的异质调节作用,为今后政府财政支出及财政工具的优化调整提供了有益的借鉴;第四,基于区域、城市规模验证了数字经济发展对产业转型升级影响的异质性,为缩小区域和城市差异、缓解地区间产业发展不均衡提供相关政策参考。

三、理论分析与研究假说

(一)数字经济影响产业结构升级的内在机制

“十四五”规划提出“要加强产业基础能力建设、提升产业链供应链现代化水平”。现阶段中国产业结构调整缓慢,受到了如劳动力成本上升、国际竞争加剧、自主创新薄弱、系统性金融风险增加等多种因素的制约,类似拉美国家陷入了制造业发展过程的“中等收入陷阱”。如何破除产业转型升级中的桎梏,推进社会主义现代化建设,数字经济发展在其中发挥着关键性作用[18]。实现产业升级的首要条件就是基础设施的完善,随着数字技术的进步,信息通信网络等基础设施不断发展,增强了企业获取、存储、分析数据的能力,促进了产业效率的提升;数字技术还能够驱动制造业与互联网深度融合,以互联网的大数据和云计算资源优势,发挥出“1+1>2”的协同效应,是推动传统产业高度化、智能化的关键因素,其中产业高度化的含义是产业结构从低水平向高水平状态进展的过程,且分别由第一、二产业逐渐向第三产业顺次演进[19];同时,对于制造业等传统产业来说,降低成本、提高生产效率是最本质的追求,数字经济凭借其便利的信息传递机制简化了销售、交易等繁琐流程,在很大程度上改善成本与能耗的“双高”问题。从经验来看,产业内部结构的优化升级更依赖于数字经济的发展,数字经济依托现代新兴科学技术,构建智慧教育、赋能智慧生活、推动产业与智能深度融合,不断优化调整第一、二、三产业的内部结构占比,从而提升产业结构合理化水平,其中产业合理化的含义是为了提高经济效益对不合理的产业结构进行调整,从而实现生产要素的合理配置,使得各产业协调均衡发展。综上,本文提出研究假说1:

H1:数字经济发展与产业结构的高度化水平呈正相关,且能抑制产业结构偏离均衡状态,显著提高产业合理化水平。

(二)数字经济影响产业结构升级的主要路径

近十年来,以“互联网+”为代表的数字经济与居民生活深度融合,不仅提高了产品质量,还降低了居民的购物成本、改善了消费体验、推动了消费市场发展、引领了数字消费的新趋势。在新冠肺炎疫情爆发以后,尽管2020年的社会消费品零售总额比上年下降了3.9%,但全国网上零售额不减反增,比上年增长了10.9%,占社会消费品零售总额的比例为24.9%(1)数据来源:国家统计局http://www.stats.gov.cn/tjsj/sjjd/202101/t20210119_1812642.html。,由此可见,线上消费模式发展迅速、增长态势良好,数字经济在疫情防控中对于城市居民消费具有强力的保障作用;数字经济还能凭借其跨时空信息传播、规模经济、范围经济等先天优势和特征助推企业实现开放式的创新发展,一方面能拓宽创新深度、释放数字经济在区域创新系统中的红利,另一方面还能打破传统惯性思维、推动创新思维的生产,从而加速人力资本积累、促进金融发展,增加企业创新成果、赋能企业自主创新能力,最终产生新的就业形态,实现产业结构的转型升级[20]。综上,本文提出研究假说2:

H2:数字经济发展通过提高居民消费、激励城市研发创新两种路径推动产业结构升级。

(三)数字经济影响产业结构升级的调节作用

为适应数字化浪潮,党的十九大报告指出:“使市场在资源配置中起决定性作用,更好发挥政府作用”。政府在科学认识数字经济形态、理性分析数字经济成长路径上发挥积极作用。地方政府作为提供社会公共服务的主体,其政策引导和治理能力都会影响数字经济的发展趋势。在数字经济的迅速发展过程中,地方政府所采取的手段不是进行简单的产业空间规划,而是通过促进数字要素资源有效流动和信息技术深化应用来建设现代化数字经济体系,挖掘出妨碍产业结构水平提升的关键因素,从而推动数字经济与产业结构发展深度融合。规范多层次的数字产业新格局,地方政府能提供数字经济发展所需要的产业政策、人才政策和土地政策,推动大型基础项目建设,形成数字经济产业链,为传统经济注入新动能新活力,同时地方政府还能改善传统税收体系和税收监管模式以适应数字经济发展,推进“数字湾区”建设[21]。但是,智慧城市、大数据、人工智能等领域的建设仍是极大的挑战,在数字产业链未完全形成之前,大部分企业不愿初期介入,此时政府干预过多,容易增加财政压力、扩大地方政府隐性债务,又丧失了市场的积极性和主动性,从而不能确保未来的长期收益,抑制了数字经济发展水平的提升[22]。综上,本文提出研究假说3:

H3:在城市固定环境下,地方政府行为干预对数字经济发展与产业结构水平之间的关系具有调节作用。

(四)数字经济影响产业结构升级的区域差异

由于要素资源禀赋、经济政策等原因,中国区域间产业结构发展长期存在不平衡的特征,且数字经济、产业集聚和地区差距的空间分布呈现“东强西弱、南强北弱”的现象,但是数字经济具有良好的赶超效应,为落后地区实现追赶提供了新机遇。一方面,在数字基础设施投资初期,欠发达地区能够利用其边际报酬递增的优势,对产业数字化转型的推动力更强,并通过集聚经济、发挥市场一体化、完善要素流动等方式增强欠发达地区的产业发展速度,具有较低的生产成本和交易成本,因而存在一定程度的“促进效应”;另一方面,数字经济对于东部发达地区又具有一定程度的“挤出效应”,而且中西部地区的数字经济产出效率在整体上是略高于东部地区的,从而对地区产业发展差距又产生了负向的调节作用[23]。同时,不同规模的城市在资源配置效率、创新要素和人才集聚方面也存在较大的差异,这种差异也可能会导致数字经济发展对城市产业结构水平的影响存在异质性。综上,本文提出研究假说4:

H4:在中西部地区,数字经济发展对于产业结构升级的促进作用更为显著,同时该作用也具有城市规模异质性。

四、研究设计

(一)计量模型

1.基准模型

为了考察数字经济发展对产业结构升级的影响,验证上述提出的假说H1,本文将基准模型设定为如下形式:

Upgradeit=α0+α1Digitalit+∑βjControlit+μi+vt+εit

(1)

式(1)中i和t分别代表城市和时期;Upgradeit表示第i个城市t时期产业结构升级程度,基准回归包括两个维度,即产业结构高度化(aisit)和产业结构合理化(theilit);Digitalit表示第i个城市t时期的数字经济发展水平;α0为截距项,σ1表示数字经济发展对产业结构水平的影响系数,如果α1>0,说明数字经济能促进产业结构转型升级,反之则不利于产业结构转型升级;Controlit代表影响产业结构转型升级的一系列控制变量,主要包括经济发展水平、人力资本水平、基础设施建设水平、金融发展水平、对外开放水平和信息化水平;μi和vt分别为个体效应和时间效应,εit为误差项。

2.中介效应模型

为了验证假说H2,本文采用逐步回归的中介效应模型检验其传导机制,设立方程如下:

Upgradeit=α+c1Digitalit+∑δControlit+μi+vt+εit

(2)

Mediatorit=β+a1Digitalit+∑γControlit+μi+vt+δit

(3)

Upgradeit=y+b1Mediatorit+c′Digitalit+∑γControlit+μi+vt+πit

(4)

其中,Mediator为中介变量,包含居民消费水平(cnsm)和城市研发创新能力(innovation),其余变量的定义与前文一致。传统中介效应的检验思路如下:首先对式(2)进行估计,在变量Digital系数c1显著为正的基础上再进一步估计式(3)和(4),如若式(3)中的系数a1和式(4)中的系数b1均显著,则说明数字经济确实通过该中介变量作用于产业结构升级,而式(4)中c′的系数显著性水平可以区分该中介效应是完全的还是部分的。若式(2)中Digital系数c1不显著,则根据温忠麟的研究发现,将此情形归类于“广义中介分析”,暂不属于本文的研究范畴,表明此时可能存在一些经济变量遮掩了数字经济与产业结构水平的整体关系,需要根据区域数字经济与产业结构发展的实际情况,把握两者间的深层关系,寻找可能影响其关系的中介变量,对其重新进行数据处理和模型的拟合回归,以便详细地找寻产生这种情况的原因。

3.调节效应模型

另外,为了考察地方政府行为对数字经济发展与产业结构水平之间关系的影响,本文对式(1)进行拓展,引入数字经济与地方政府行为的交互变量,进一步分析地方政府行为的调节作用,模型如式(5)所示:

Upgradeit=γ0+γ1Digitalit+γ2Govit+γ3Digitalit×Govit+∑φjControlit+μi+vt+εit

(5)

其中,Gov表示地方政府行为干预,交互项Digital×Gov前的系数衡量数字经济与地方政府干预的交互作用对产业结构演化的影响。本文在上述三个模型的基础上进行实证分析。

(二)变量说明

1.被解释变量:产业结构升级水平(Upgrade)

本文从产业结构合理化(ais)和产业结构高级化(theil)两个维度来测定城市产业升级程度,对于产业结构高级化的测度,构造包含第一、二、三产业的产业结构升级指数[24]:

(6)

其中,yi,m,t表示i城市在t时期第m产业产值占地区总产值的比重,ais的取值范围为[1,3],这一指数能反映城市产业结构从低水平向高水平逐步演进的一般规律和逻辑次序,是产业结构高度化的量的内涵。

对于产业结构合理化的测度,采用泰尔指数测定城市产业结构的合理化水平,具体公式如下:

(7)

同式(2),li,m,t表示i城市第m产业在t时期的从业人员占总就业人数的比重,若theil为0,则表示三大产业产值结构与就业结构无偏差,产业结构处于均衡状态,是合理的;若该值不为0,则说明产业结构偏离均衡状态,产业结构不合理。这一指数的高低水平能对目前城市产业内部或产业间的结构是否合理、产能利用率的高低水平等进行衡量。

2.核心解释变量:数字经济发展水平(Digital)

目前还尚无权威的数字经济发展水平测度指标,且涉及测度数字经济的研究大都仅限于省级层面,本文基于数据的可得性,采用腾讯研究院推出的“数字中国指数”进行衡量,该指数由数字产业、数字政务、数字生活和数字文化四个分指数加权平均所得,根据微信、美团、滴滴、拼多多等众多APP的大数据构建而成,且覆盖了全国351个城市的数据,能够较为全面地反映各城市的数字经济发展程度,同时为了消除数据的异方差、共线性等问题,故采用ln(Digital)对数字经济发展水平进行衡量。

3.中介变量(Mediator)

(1)居民消费水平(cnsm),选用《中国城市统计年鉴》中的社会消费品零售总额衡量城市消费水平,并做对数处理。

(2)城市研发创新能力(innovation),选用各地区专利获得量除以科技从业人员数作为城市创新研发能力的代理变量,并作对数处理。

4.调节变量(Gov)

本文为进一步考察地方政府行为对数字经济与产业结构水平之间关系的影响,选用地方政府干预作为调节变量,采用地方公共财政支出占地区GDP的比重来表示,并做对数处理。

5.控制变量(Control)

以下选取一系列控制变量以消除因遗漏变量带来的估计误差,有别其他文献的做法,本文对人力资本水平、基础设施建设水平进行了对数处理,以降低数据极端值和异方差对实证结果的影响,同时还控制了城市内部金融发展水平对产业结构的影响。其中,经济发展水平(pergdp)采用城市人均实际GDP进行测度;人力资本水平(human)采用高等学校在校生数与城市年末总人数的比值测度;基础设施建设水平(infra)采用各城市人均道路面积衡量;金融发展水平(fin)采用各城市年末金融机构存、贷款余额总和与地区GDP的比值进行测度;对外开放程度(open)采用当年实际使用外资金额比上地区GDP进行衡量;信息化水平(inform)采用邮政业务总量与地区GDP的比值衡量。

(三)数据来源与统计性描述

本文选取2015—2018年中国288个地级以上城市展开研究,相关原始数据主要来自于《中国城市统计年鉴》、CNRDS数据库,以及腾讯研究院发布的《中国“互联网+”指数(2016—2018)报告》《数字中国指数报告(2019)》。本文由于统计口径的原因没有包含港澳台的城市数据,并剔除掉了存在较多缺失值的城市,最后获得了288个城市的样本数据。另外,为了减少极端异常值的干扰,本文用Winsorize对所有连续变量进行上下1%水平的缩尾处理,各变量的描述性统计特征见表1。

表1 变量的描述性统计

表1结果显示,从被解释变量上看,产业结构高度化和产业结构合理化指数的标准差都较小,且最小值和最大值较为接近,表明数据波动幅度不大。从核心解释变量上看,取对数后的数字经济发展水平的均值为-0.694 1,小于标准差1.169 4,呈现出“均值小、标准差大”的特点,最小值和最大值的差异明显,表明当前中国数字经济发展水平整体还较低,且不同地区间数字经济的发展差距较大,为异质性检验提供了依据。同时,作为中介变量的居民消费水平均值为9.845 8,大于城市研发创新能力均值6.676 8,标准差0.668 8<1.524 7,且从最小值和最大值的接近程度上看都表明前者数据比后者更为稳定。从控制变量层面看,不同城市在地区经济发展水平、人力资本水平、对外开放程度、金融发展水平、信息化水平以及基础设施建设水平等方面也存在着明显的差异。

五、实证结果与分析

(一)基准模型回归

表2汇报的是“数字经济发展—产业结构水平”的基准分析回归结果,方差膨胀因子系数(VIF)检验结果显示,所用变量的VIF值都介于1.0～3.5之间,且最大值为3.39,最小值为1.27,平均值为2.32,均小于10,故可以认为不存在多重共线性问题。

表2 基准回归结果

基于计量模型(1),分别使用随机效应(RE)和固定效应(FE)两种估计方法,每种估计方法又同时分为是否加入控制变量两种情形。其中(1)～(4)列为数字经济对产业结构高度化的回归结果,稳健Hausman检验结果显示P值为0,拒绝了原假设,选用固定效应模型进行回归分析,第(2)列和第(4)列中Digital的系数分别为0.038和0.031,可以看出无论是否纳入控制变量,数字经济的系数均在1%的水平上显著为正,表明了数字经济的发展能明显促进产业结构的高度化;(5)～(8)列为数字经济对产业结构合理化的回归结果,随着估计方法的不同,Digital的符号方向发生变化,但是稳健Hausman检验结果表明应采用固定效应进行回归,第(6)列和第(8)列结果显示Digital的系数分别为-0.124和-0.095,均在1%的水平上显著为负,表明了数字经济的发展能高度促进产业结构的合理化,抑制产业结构偏离均衡状态。整个样本期内,数字经济发展每增加1%,产业结构高度化提升大约为3.1%,产业结构改善程度大约为9.5%,表明数字经济发展水平的提升能够明显带动产业结构转型升级,假说H1得到验证。数字经济发展引领技术变革,通过数字技术改进设计、研发、生产、制造、物流、销售、服务,进一步推动智慧农业、智能制造、智慧能源、智慧医疗、工业互联网等传统产业的数字化改造和新业态孕育发展,实现产业结构调整和创新升级。

(二)稳健性检验

1.分位数回归

首先采用更不容易受到极端值影响的固定效应分位数回归法进行稳健性检验,同时为了探究数字经济与城市中不同发展水平的产业结构的关系,采用分位数模型对不同的产业结构高度水平结构和产业合理水平进行分组,并就25%、50%、75%三个分位点进行回归,结果如表3所示。由表3可知,从系数显著性来看,无论在25分位、50分位还是75分位,数字经济Digital都至少在5%的统计水平下显著,可以证明基准回归是稳健的。进一步从表3中的第(1)、(3)、(5)列来看,数字经济对于产业结构高度化的边际影响分别为0.126、0.078及0.034,呈现逐渐递减趋势,这表明在产业高度水平较低时,数字经济对于产业结构的促进作用是最大的。而从表3中的第(2)、(4)、(6)列来看,数字经济对于产业结构合理化的边际影响分别为-0.116、-0.163及-0.047,也就是说,随着分位点的持续增长,数字经济对于产业结构合理化的促进作用呈现出先增加后递减的态势。以上特征表明,对于产业结构水平不高、发展规模较小的城市,数字经济对于产业结构升级能够起到强力的推动作用,而对于产业结构发展较为成熟完善的地区,数字经济依然能够表现出良好的促进效果,但是其边际作用会较小且呈现逐步递减趋势。

表3 分位数回归结果

2.剔除特殊城市样本

考虑到北京、上海、天津、重庆四个直辖市的行政级别更高,其政治资源和经济资源也更加丰富,导致其数字经济发展水平远远高于其他地级市,为保证结果的稳健性,此处剔除上述四个特殊城市样本来研究数字经济对产业结构水平的作用效果。由表4的第(1)、(2)列可知,在剔除特殊城市样本后,重复回归过程,结果显示Digital系数的显著性和符号方向均未发生实质性改变,与上文一致。

表4 稳健性检验回归结果

3.替换被解释变量口径

4.内生性处理

为了避免遗漏变量和解释变量测量误差所造成的内生性问题,本文借鉴Fishman的工具变量构造方法,以地级市所在省份除该城市外其他城市的数字经济发展水平的均值作为工具变量进行估计,回归结果如表4中的第(5)、(6)列所示。首先,考虑到同一省份内各地级市的地理位置、历史文化、经济发展都高度相关,满足工具变量与内生变量的相关性假定;其次,同一省份的其他城市数字经济发展对本区域的产业结构转型升级的影响较小,在一定程度上又满足工具变量的外生性假定,可以看出数字经济的系数与基准回归的系数基本保持一致,且具有较强的显著性,表明了基准模型回归的结论是稳健的。以上采用的工具变量均通过了“不可识别”检验和“弱工具变量”检验。

(三)中介效应检验

上述基准回归结果支持了数字经济发展对于产业结构升级的促进作用,但这种影响并非直接作用,而是通过多种途径产生间接影响,为了检验假说H2,采用中介效应模型进行回归,结果如表5所示,其中(1)～(3)列是以城市居民消费水平作为中介变量得出的估计结果,(4)～(6)列是以城市研发创新能力作为中介变量得出的估计结果。根据中介效应的检验程序,第一步的基准回归结果已经在上文中得到验证;第二步,对式(3)进行回归,检验数字经济对于中介变量的影响是否显著,回归结果如(1)、(4)列所示,Digital的系数分别在10%和1%的水平上显著为正,表明数字经济能够促进城市居民消费、提高城市创新水平,继续检验;第三步,如式(4)所示,将数字经济与中介变量同时加入回归模型中,其中(2)、(3)列与(5)、(6)列结果显示cnsm和innovation的系数至少都在10%的水平上显著,且符号方向都由正变负,表明居民消费水平和城市创新水平的提高均能够促进产业结构升级,改善产业内部结构的均衡状态,数字经济的系数都十分显著,说明存在部分中介效应。进一步对两种效应分别进行Soble检验,有关居民消费水平回归中的z统计值分别为7.68和-3.67(在1%的置信水平下显著),中介效应占总效应的比例分别为31.16%和10.21%;有关城市创新水平回归中的z统计值分别为2.68和-6.842(在1%的置信水平下显著),中介效应占总效应的比列分别为14.48%和37.39%。以上检验说明中介效应显著,可见居民消费水平和城市创新水平在数字经济影响产业结构水平的传导机制上均存在,假说H2得到验证。

表5 中介效应回归结果

(四)调节效应检验

表6是在式(1)的基础上引入调节变量地方政府干预的回归结果,分为纳入和不纳入控制变量两种情形。第(1)、(2)列显示,无论是否加入控制变量,数字经济与地方政府干预的交互变量系数均为0.002,且在1%的水平上显著为正,再结合数字经济的系数可以发现,地方政府干预行为影响了数字经济发展对产业结构水平的作用,政府的管理能力越强、治理水平越好,数字经济对于产业结构高度化的提升作用就越显著,本文认为这主要是因为地方政府能够通过财力支持、政策引领和环境规制等行为深化数字经济改革,营造鼓励当地企业技术创新的良好氛围,推动产业向中高端水平发展。同时,第(3)、(4)列也体现了政府行为对于数字经济的调节作用,其交互项系数分别为-0.005和-0.006,在1%的水平上显著为负,表明地方政府行为能够抑制产业结构偏离均衡状态,实现产业结构协调高效发展。因此,地方政府干预能够正向调节数字经济对于产业结构转型升级的促进作用,假设H3得到验证。

表6 调节效应回归结果

六、异质性分析

(一)地理区位异质性

为了验证假说H4,即数字经济与产业结构水平的关系在地理区位以及城市规模上是否存在异质性,首先将样本划分为东、中、西部地区进行分组回归,如表7的(1)～(6)列所示,之所以这样分组是考虑到不同地区的数字经济发展水平相差较大,以及东部地区产业的转型升级相较于中西部地区具有一定的经济和地理优势。第(1)、(3)、(5)列为数字经济对产业结构高度化的回归结果,Digital系数分别为0.005、0.060、0.042,而第(2)、(4)、(6)列为数字经济对产业结构合理化的回归结果,Digital系数分别为-0.018、-0.138、-0.128,除了东部地区的回归结果不太显著以外,数字经济对于产业转型升级的促进效果在中西部至少都在10%的水平上显著,且该促进作用呈现出“中部>西部>东部”的特征。东部地区的回归结果虽然不显著,但是从Digital的符号方向来看,仍然呈现出数字经济对于产业结构水平的提升作用,而中西部的数字经济对于产业结构水平的提升作用却更为明显,这可能是因为虽然东部发达地区的数字经济发展规模更大、水平更高,但数字基础设施落后的中西部地区的转化成本和交易成本相对较低,且在投资初期具有边际报酬递增的优势,更容易瞄准前沿技术,对传统产业进行数字化改造,重塑本地区产业结构的特殊优势以实现跨越式的发展。

表7 地理区位异质性检验

(二)城市规模异质性

根据城市人口的聚集规模将城市划分为特大城市与中小城市集聚(2)参考经验文献的划分方法,将2015年人口数大于等于500万的城市定义为大城市,其他为中小城市。,这是考虑到不同城市规模在资源能力、要素配置效率以及政府获得的财政支持力度存在较大差异,这种差异会导致数字经济发展对于产业结构升级的影响存在异质性。表8的第(1)、(2)列显示Digital的系数分别为0.058和-0.172,且都在1%的水平上显著,表明在特大城市中数字经济能显著促进产业结构转型升级,而第(3)、(4)列中数字经济的回归系数均不显著,且系数值也较小,即在中小城市内数字经济发展对产业结构水平的促进作用不够明显,出现这样城市规模异质性的原因可能是特大城市中的教育、医疗、交通等各类信息基础设施比较完善、人才素质和科技水准也更高,所以产业转型升级能更快适应数字经济的发展新模式。虽然中小城市数字经济对产业结构水平的提升作用较小,但是中小城市不会产生资源过度集中所导致的“拥挤效应”,且数字经济发展更容易摆脱时间、空间的束缚,要素回报率也更高,更容易实现城市数字信息服务的均等化,能够逐渐地缩小与特大城市产业结构水平的差距。至此,以上四个假说均验证完毕。

表8 城市规模异质性检验

七、结论与对策建议

综上,本文基于2015—2018年中国288个城市的面板数据,利用多种回归模型实证检验了数字经济发展对产业结构升级的影响,并在区域差异、城市规模上进行了异质性检验以及作用渠道的中介效应和调节效应检验,研究得出结论:(1)数字经济发展对产业结构高级化和合理化均具有明显的促进效应,能有效推动城市产业结构升级,而且该结论在剔除特殊城市、替换被解释变量指标口径、考虑内生性问题等分析检验后依然稳健;(2)传导机制显示,数字经济通过提升居民消费水平和城市研发创新能力两种间接路径有效带动城市产业结构的升级;(3)地方政府行为干预能够正向调节数字经济对于产业结构水平的促进作用,深化数字经济发展与产业结构调整;(4)通过异质性分析发现,中国中部和西部地区产业结构受数字经济发展影响更为明显,且数字经济对于产业结构水平的提升效应在特大城市组别中更高。据此,本文提出以下政策建议:

把握数字经济发展机遇,完善产业基础设施建设。一是重点培育有基础、有优势的物联网、云计算、大数据、人工智能、区块链、云制造等高新前沿技术,充分发挥数字平台的资源配置、信息传递等优势,稳步推进数字经济发展,提高产业结构高度化水平。同时,实现数字产业化能够驱动新兴产业发展、优化企业生产质量,是实现产业增量扩能的关键路径,也是推动产业数字化的支撑保障,应当将其作为主要抓手,从而实现产业结构的高度化发展;二是要聚焦于短板弱项,避免重复建设和资源浪费,着力突破产业内部核心技术,推动传统产业提升生产效率、转换生产模式,提升产业结构合理化水平。同时,产业结构合理化水平的提高应当由浅入深、循序渐进,以保证产业的发展质量和可持续发展能力为前提,逐步优化调整产业结构体系;三是依托国家重大战略,充分发挥数字经济引领作用,科学引导产业发展方向,确保产业链的稳定可控,逐步推进产业结构升级。同时,产业结构升级不是一蹴而就,应当对新型产业基础设施建设进行全方位的统筹规划,加快数字经济与产业融合发展、降低产业数字化转型门槛,以构建合适的现代化产业体系,从而实现产业结构升级。

推动数字经济与实体经济深度融合,通过数字经济赋能产业高质量发展。一是提升城市居民消费水平,一方面要推动生活服务业的数字化进程,建立完善的数字生活平台,提高互联网普及率,从而带动居民消费水平的提高,另一方面要以消费者需求为导向推动消费市场发展,培养新型消费业态、提升城市居民消费水平,从而为产业结构升级奠定消费基础;二是提高城市研发创新能力,一方面要进一步完善中国的科技创新治理体系,优化城市研发创新环境,以产业发展为导向切实提升城市研发创新能力,另一方面要瞄准数字经济领域的前沿技术,破除当前产业发展关键核心技术受制于国外的困境,进一步增强城市研发创新实力,实现产业结构的跨越式发展;三是综合产业发展间接路径,不论是城市消费水平、城市研发能力还是其他间接路径,都是驱动产业升级的重要推动力,要鼓励多平台、多路径融合发展,形成更加多元化和优势互补的产业发展格局,打造更加具有核心竞争力的数字产业。

增强政府行政管理能力,着力优化政府财政支出结构。一是政府应当积极应对数字经济带来的治理挑战,通过建立权责明晰的治理体系,规范地方政府干预行为,为政府参与数字基础设施建设、进行适当的行政性干预提供方向指引,从而更加有序、有效地推进数字经济发展;二是政府需要着力优化财政支出结构,应进一步改善传统的财政预算体制以适应数字经济发展,同时依托“互联网+”等数字应用规范财政资金管理使用,提升财政透明度和资金使用效率,为数字经济发展和产业升级提供财政资金支持,降低产业发展过程中所遭受的融资风险;三是政府有必要制定合理的财税政策,利用各类财税优惠制度激励产业进行区块链、大数据、人工智能等新兴数字技术的研发创新,引导要素资源在产业间的有效流动,推进产业结构向高度化和合理化发展。

因地制宜,注重区域数字经济与产业结构均衡发展。一是对于数字经济发展较快、产业基础设施较为成熟的东部地区,应当进一步提升地区公共服务水平,培育高端要素,同时将地理区位优势、资本积累水平、制度环境状况等综合因素纳入产业发展考量范围,积极优化城市产业发展环境,为建设现代化产业体系提供良好支撑;二是对于数字经济发展规模不大、产业结构水平不高的中部地区,要积极探索数字经济跨区域发展的新模式,实现各区域间数字要素的有序自由流动,结合中国当前产业的发展现状和面临的关键问题,准确把握数字经济前沿趋势,重新审视未来产业发展方向,形成具有创新性的产业技术体系;三是对于刚推行数字技术应用、产业布局不够合理的西部地区,首先要给予政策和资金上的支持,推动各区域数字资源共享建设,同时也要充分利用落后地区的数字经济发展初期边际报酬递增的特殊优势,以加快消除数字鸿沟、破除行业壁垒和地方限制,针对不同的城市采取差异化产业发展战略以促进人力、生产要素等资源的跨区域流动,破除产业发展困境,激励产业结构升级。