数字经济对产业结构优化的影响及作用机制

[摘 要] 党的十八大以来，我国对数字经济与实体产业融合发展高度重视，数字经济已深刻渗透到经济社会的各个方面，尤其是对我国产业结构变革和促进新业态发展等都产生了积极影响。通过对西部地区11个省份2013-2022年面板数据采用双向固定效应模型，实证检验数字经济对产业结构优化的影响及作用机制后发现：第一，数字经济对西部地区产业结构优化有显著的正向影响。第二，随着数字经济发展水平的不断提高，数字经济对西部地区产业结构优化的促进作用呈现出显著的边际效应递减趋势。第三，数字经济通过促进消费结构升级进一步推动西部地区产业结构优化。第四，政府干预在西部地区数字经济与产业结构优化二者关系中发挥正向调节作用。基于此，要完善我国西部地区产业结构，一是加强数字经济基础设施建设，实现数字经济对传统产业升级的赋能；二是因地制宜制定区域发展政策，在经济发达地区，要持续提高企业智能制造水平，在经济欠发达地区，应以提供产业智能化发展基础保障为主；三是拓展消费领域数字技术的应用广度，释放产业增长潜力并推动产业结构优化；四是要规范政府干预行为，为数字经济发展创造宽松的政策环境。

[关键词] 数字经济；产业结构优化；门槛效应；消费结构升级；政府干预

[中图分类号] F49；F121.3 [文献标识码] A [文章编号] 1002-8129（2025）01-0070-13

一、引言

随着互联网技术的普及与发展，数字经济已深刻渗透到经济社会的各个方面，成为具有极大发展活力与潜力的经济形态，对助力我国产业结构变革和促进新业态发展等都具有积极影响。党的十八大以来，我国产业结构得到进一步优化调整，新业态不断涌现，经济逐渐由高速增长转向高质量发展。党的二十大报告指出，“加快发展数字经济，促进数字经济和实体经济深度融合”，并进一步提出了建设数字中国的要求。这充分反映了国家对数字经济与实体产业融合发展的高度重视，也体现了数字经济在当今经济社会发展中日益凸显的价值。

近年来，国内外学界对数字经济与产业变革的相关研究产生了大量成果。国外学者Aleksandr等认为数字经济通过改变产业模式提高生产效率，进而推动产业和行业进步[1]。Caputo等认为物联网在生产过程中的使用能够促使传统制造业实现智能化变革[2]。国内学者则从理论与实证两方面对数字经济和产业结构的关系进行阐述和研究。在理论方面，李晓华认为数字经济具有促进新旧动能转换的力量，通过对传统制造业的颠覆式创新催生新业态，从而推动产业结构转型升级[3]。杨佩卿、胡啟斌等认为数字经济作为新型经济形态，正在通过数字技术对传统产业进行全方位、全链条的改造，并在提升产业数字化水平的同时赋能传统产业优化升级[4-5]。在实证方面，徐映梅等通过构建产业关联网络，探究了数字产业的发展现状及结构特征，从产业结构层面为我国数字经济的发展提供了理论支撑[6]。高京平等认为数字经济通过技术、产品、商业应用模式、产业融合及需求侧结构等方面的创新为产业结构优化升级提供支持[7]。基于实证研究基础，在两者关系探究中，学者们进一步从技术创新、要素市场化等方面研究了数字经济对产业结构升级影响的中介机制[8-9]。

此外，随着数字技术创新持续涌现，2019-2023年我国数字经济全要素生产率对经济增长的整体贡献达22.5％，在全要素生产率对经济增长的整体贡献中占比超过五成，也说明了产业结构优化升级离不开科技力量的催化。面对世界百年未有之大变局，新一轮科技革命将深刻影响我国产业结构的变革。受地理、历史等因素限制，西部地区经济基础较为薄弱，产业结构层次水平与中、东部地区相比还存在较大差距，严重制约了西部经济的高质量发展。研究西部地区如何应对数字化、智能化浪潮，把握数字经济空前发展机遇，充分发挥数字技术驱动产业结构优化的积极作用，为区域经济高质量发展注入新的动能具有重要的现实意义。本文以我国西部地区11个省（区、市）为研究对象，利用2013-2022年的面板数据实证揭示西部地区数字经济对产业结构优化的影响及作用机制，以期为完善我国西部地区产业结构优化政策提供参考。

二、理论分析与研究假设

本部分将针对数字经济对产业结构优化的影响及作用机制进行理论分析和逻辑解析，并提出相关假设。

（一）数字经济与产业结构优化

数字经济为经济社会发展注入新动能，是促进实体经济提质增效、推动产业结构向更高端方向迈进的关键动力。本文认为数字经济通过数字产业化和产业数字化、提高生产效率和激励创新活动直接改善地区产业结构。首先，在数字经济时代，产业数字化能够推动传统产业技术升级，随着数字技术与传统生产要素深度融合，传统产业将向数字化、自动化、智能化转型升级[10]；数字产业化使大数据、云计算、人工智能以及区块链技术等软硬件信息产业迅速发展，使传统产品和服务逐渐被数字化产品和服务替代[11]，进一步推动传统产业优化升级。其次，数字经济能够提高生产效率，助推产业结构优化升级。在数字经济的应用中，数字技术和数据要素的高效利用不仅能提高企业的经营决策效率与准确度，还可借助数字平台优化生产流程，显著提升生产要素的配置效率，有助于产业结构的优化[12]。此外，数字经济为企业创新提供了便利条件，一方面数字技术将数据和信息转化为重要的生产元素，充分发挥了信息技术的创新效应，通过提高创新效率驱动产业发展[13]；另一方面，数字科技产品的衍生与数字技术的支持会激发企业的创新动力和潜力，而创新研发产生的新产品和新技术又进一步塑造了产业升级新优势，推动传统产业向更高端化、智能化方向调整。基于此，本文提出：

假设1：数字经济对西部地区产业结构优化有显著的正向影响。

（二）数字经济的门槛效应

数字经济会促进产业结构的优化，但这种影响可能是非线性的，即该影响的作用程度随着数字经济水平的变化递增或递减。考虑到在数字经济发展的起步阶段，数字基础设施尚不完善，数字技术在第一、二产业的应用及影响作用较弱，但随着数字技术在金融服务业等行业中的应用创新更加广泛，第三产业会不断发展并扩大规模，推动当地产业结构优化升级。因此，数字经济在发展水平较低时会对产业结构优化产生较大的正向影响；随着数字经济发展水平不断提高，数字经济逐渐向第一、二产业领域渗透，此时数字经济在这两类产业领域的应用经验还较少，技术也尚未成熟，发挥作用较慢，对地区产业结构的优化速度也较低，因此可能会产生更高的数字经济发展水平对产业结构优化的影响更小的结果。基于此，本文提出：

假设2：数字经济对西部地区产业结构优化的影响存在其自身水平的门槛效应。

（三）数字经济、消费结构升级与产业结构优化

在数字要素广泛应用的时代，数字技术不仅渗透到生产领域，还深度嵌入社会消费等生活领域，因此数字经济能够通过促进居民消费升级，进而推进产业结构优化。首先，数字经济以其独特的优势和活力充分地拓宽消费渠道，改善居民的消费模式[14]，促进居民消费升级。具体表现在居民的消费方式逐渐由传统的线下消费转向直播购物、网络支付等形式的线上消费，催生了直播经济、网红经济等新业态，为居民提供了更多类型、性价比更高的产品选择，这些新型消费模式推动消费水平层次从发展型向共享型和服务型转变，促进了消费结构升级[15]。同时，互联网信息技术的普及成功打破了中国广大消费市场原本存在的空间隔阂，尤其突破了城乡之间原有的地理位置差距，释放了农村居民的消费潜力。在数字经济时代，城乡居民拥有了同样便捷的物流与电子商务服务，使农村居民也能享受与城市居民一样的产品与服务，提高了我国居民的整体消费水平[16]。其次，消费结构升级会进一步推动产业结构优化。由于需求决定供给，居民消费升级会迫使产业不断生产出更加适应居民需求的产品及服务，倒逼产业向更高级、合理的方向发展。基于此，本文提出：

假设3：数字经济通过促进消费结构升级，进一步推动西部地区产业结构优化。

（四）政府干预的调节作用

政府作为区域内提供社会公共服务的主体，其政策引导和治理行为都会在不同程度上影响数字经济发展进程和产业结构变化的方向。政府的干预行为既包含对产业发展的规划和空间布局，又包括通过政策引导数字资源的利用，并深化数字技术和数据要素与实体产业的融合，以推进产业智能化、高级化发展。在政府干预过程中，科学合理的政府治理模式能够有效促进地区工业化发展，并通过收入效应、价格效应促进要素流动以及产业结构变化[17]。因此，适配的地方政府干预行为能够有效引导产业结构调整的方向，保障数字经济的健康可持续发展，进而强化数字经济对产业结构的优化作用。从我国的现实情况来看，不同地区的数字经济发展水平和产业结构水平存在一定差异，这些差异为政府干预提供了发挥空间。尤其对于西部地区，政府会采取政策扶持、资金引导等手段促进数字经济发展及产业结构调整，从而发挥数字经济在西部地区的赋能效应，促进产业结构进一步优化。基于此，本文提出：

假设4：政府干预在数字经济优化西部地区产业结构的过程中发挥正向调节作用。

三、研究设计

本文使用面板回归模型、门槛模型、中介效应模型以及调节效应模型对所提出的假设进行实证研究，以下是实证研究的模型、变量及数据说明。

（一）模型设定

1. 面板回归模型。本文构建如下面板模型实证检验数字经济对西部地区产业结构优化的直接影响：

[strit=a0+a1digit+j=1nλjXjit+μi+γt+εit] （1）

式（1）中，[strit]为产业结构优化水平，[digit]为数字经济发展水平，[X]代表控制变量，[μ]为地区固定效应，[γ]为年份固定效应，[ε]是随机误差项，i和t分别表示省份和年份。

2.面板门槛模型。为检验前文提出的假设2，使用如下面板门槛模型：

[strit=a0+a1digit⋅I（digit≤ω1）+a2digit⋅I（ω1≤digit≤ω2）+⋅⋅⋅+andigit⋅I（ωn−1≤digit≤ωn）+an+1digit⋅I（ωn≤digit）+j=1nλjXjit+εit] （2）

式（2）中，数字经济发展水平[digit]为门槛变量，[ω]代表门槛值，[I（⋅）]是示性函数，其取值依据括号内的条件，当条件成立时取值1，条件不成立时取值0，其他变量含义与式（1）相同。

3.中介效应模型。为检验数字经济对西部地区产业结构优化的作用机制，使用如下中介效应模型对假设3进行检验：

[consumit=β0+β1digit+j=1nλjXjit+μi+γt+εit] （3）

[strit=θ0+θ1consumit+θ2digit+j=1nλjXjit+μi+γt+εit] （4）

式（3） 、式（4）中，[consumit]为消费结构升级，其他变量含义与式（1）相同。

4.调节效应模型。为检验前文提出的假设4，本文构建检验政府干预在数字经济优化西部地区产业结构过程中调节效应的模型。在式（1）的基础上，进一步引入变量数字经济发展水平（dig）与政府干预程度（gov）的交互项（dig[×]gov），公式如下所示：

[strit=ρ0+ρ1digit+ρ2govit+j=1nλjXjit+μi+γt+εit] （5）

[strit=φ0+φ1digit+φ2govit+φ3digit×govit+j=1nλjXjit+μi+γt+εit] （6）

式（5）与式（6）结合判断假设4中政府干预的调节效应。

（二）变量说明

1.被解释变量。产业结构优化水平（str）。本文综合考虑产业结构合理化（strr）、产业结构高级化（strh）和产业集聚水平（strc）三方面以衡量产业结构优化水平，并借鉴刘和东等[18]的做法，利用熵值法计算产业结构合理化、高级化和集聚水平三个指标的权重，并对其加权计算得到产业结构优化水平。

（1）产业结构合理化反映了地区三次产业组成的协调程度，以及资源合理配置及利用的效率。本文借鉴于斌斌[19]的做法，使用泰尔指数的倒数衡量产业结构合理化水平。

[strri=1Ti=1/m=13（Ymt/Yt）ln（Ymt/Yt）/（Lmt/Lt）] （7）

式（7）中，产业结构合理化水平[strri]为泰尔指数[Ti]的倒数，[Ymt]为第m产业在第t年的增加值，[Yt]为地区在第t年的生产总值，[Ymt/Yt]为第m产业在t年的增加值占地区生产总值的比重，[Lmt]为t年第m产业的从业人数，[Lt]为t年的地区总从业人数，[Lmt/Lt]为t年第m产业从业人员数占地区总从业人员数的比重。[Ti]越小， [strri]值越大，意味着地区产业结构合理化水平越高。

（2）产业结构高级化表示产业向高技术、高附加值方向演进。产业结构高级化水平用第三产业的增加值与第二产业增加值的比值衡量。

[strℎi=Y3/Y2] （8）

在式（8）中，[Y3]为第三产业增加值，[Y2]为第二产业增加值，[strℎi]值越大，地区产业结构高级化水平越高。

（3）产业集聚水平反映了第三产业的发展程度与专业化优势，一定程度上体现地区产业结构优化程度。为消除区域规模的差异性，参考唐建荣等[20]的做法，采用区位熵衡量产业集聚水平。

[strci=（Y3/Z3）/（Y/Z）] （9）

在式（9）中，[Y3]为各地区第三产业增加值，[Z3]为第三产业增加值总额，[Y]为各地区生产总值，[Z]为生产总值总额。

2.核心解释变量、门槛变量。数字经济发展水平（dig）。本文将数字经济发展水平同时作为核心解释变量和门槛变量，借鉴刘军等[21]、马中东等[22]、王军等[23]的研究构建如表1所示的数字经济发展水平指标体系，并用熵值法计算衡量数字经济发展水平。

3.中介变量。消费结构升级（consum）。本文参考陈建等[24]的研究，从消费规模和消费层次两方面建立消费结构升级指标评价体系，其中消费规模升级指标包括消费率和社会消费品零售规模，消费率用居民人均消费支出和人均GDP之比表示，社会消费品零售规模用地区社会消费品零售总额和地区生产总值之比表示；消费层次升级指标包括高层次消费比和恩格尔系数，高层次消费比用地区人均发展享乐型消费支出和人均消费支出之比表示，恩格尔系数用地区人均食品烟酒消费支出和人均消费支出之比表示。上述指标中恩格尔系数为负向指标，其余指标均为正向。在国家统计局的分类中，居民消费性支出包括食品烟酒、衣着、居住、生活用品及服务、交通通信、教育文化娱乐、医疗保健、其他用品及服务类型的支出。本文参考现有研究，将生活用品及服务、交通通信、教育文化娱乐、医疗保健、其他用品及服务五个方面的消费支出归为发展享乐型消费支出。

4.调节变量。政府干预（gov）。公共财政支出是政府进行资金配置及政策引导的较为直接的干预手段，通过经济手段干预市场和企业行为进而影响经济活动。因此，采用地方财政支出与地方财政收入的比值衡量政府干预程度。

5.其他控制变量。为排除其他因素的干扰，选取如下控制变量：

（1）经济发展水平：对各地人均生产总值取对数表示；（2）对外开放程度：用货物进出口总额与地区生产总值的比值衡量；（3）人力资本状况：用地区学龄以上人口的平均受教育年限表示，计算公式为：人力资本状况=（小学学历人数[×]6+初中学历人数[×]9+高中及中专学历人数[×]12+大专及本科以上学历人数[×]16）/六岁以上人数；（4）外商直接投资：用外商直接投资总额与地区生产总值衡量；（5）城镇化水平： 用各地区城镇人口与总人口之比表示。

（三）数据说明

本文以2013-2022年西部11个省（区、市）（因西藏数据不全，故不纳入统计）的数据为样本进行研究。其中数字普惠金融相关数据来源于由北京大学数字金融研究中心和蚂蚁金服集团共同编制的《北京大学数字普惠金融指数（2013-2022）》，其他相关数据来源于2014-2023年中国统计年鉴、中国科技统计年鉴、中国外资统计公报以及各地区统计年鉴、统计公报，存在的少量缺失数据使用Stata 15进行线性插值补全。

四、实证结果分析

（一）基准回归分析

1. 实证检验及结果。进行基准回归前，为了避免面板模型可能存在的不可观测的时间效应和个体固定效应，对模型进行豪斯曼检验，检验结果显示拒绝原假设，因此选用时间和个体双向固定效应模型，对西部地区数字经济和产业结构优化之间的关系进行实证分析。实证结果如表2所示，其中第（1）列是未加入控制变量的实证结果，数字经济对产业结构优化水平的回归系数为0.529，且在1%的水平上显著；第（2）列是加入控制变量后的实证结果，数字经济对产业结构优化水平的回归系数为0.512，且在1%的水平上显著，即数字经济发展水平每提高1%，就会带动产业结构优化水平上升0.512%。由此可见，数字经济能显著地优化西部地区产业结构，假设1成立。

2. 内生性检验。为解决数字经济和产业结构优化之间可能因存在双向因果关系而导致的内生性问题，本文使用包含双向固定效应的两阶段最小二乘法（IV-2SLS），参考黄群慧等[25]、赵涛等[26]的研究，选取1984年邮电业务总量乘上一年的互联网宽带接入端口数的交互项作为工具变量进行两阶段回归以检验内生性问题，具体处理方法参考Nunn等[27]的研究。本研究选取的工具变量（iv）在弱工具变量检验中F值为52.375，大于10%阈值16.38，通过了弱工具变量检验，以及在不可识别检验中P值＜0.01，通过不可识别检验，表明工具变量的选取较为合理。检验结果如表3所示，在解决内生性问题后，数字经济对西部地区产业结构优化的影响系数为0.828，在1%的水平上显著，与基准回归结果基本一致。

3. 稳健性检验。为保证基准回归结果的可靠性，本文进行稳健性检验，具体采取以下四种方法：

（1）变换解释变量的衡量方法。原解释变量数字经济发展水平是通过使用熵值法计算而得，在稳健性检验中使用主成分分析法重新衡量数字经济发展水平（dig2），并重新进行回归。如表4第（1）列所示，数字经济发展水平对西部地区产业结构优化水平的回归系数为0.173，在1%的水平下显著。

（2）缩尾处理解释变量。通过对核心解释变量数字经济发展水平进行双边缩尾1%后再次进行回归以排除异常值的影响。回归结果见表4第（2）列，缩尾处理后的解释变量数字经济发展水平（dig3）对被解释变量产业结构优化水平的回归系数为0.516，在1%的水平下显著。

（3）更换解释变量。将北京大学数字普惠金融发展指数作为数字经济发展水平的代理变量后再次进行回归。如表4第（3）列所示，数字普惠金融指数（dig4）的回归系数为0.004，在5%的水平下显著。

（4）滞后处理解释变量。通过对核心解释变量数字经济发展水平滞后处理后进行回归检验。如表4第（4）列所示，滞后一期的数字经济发展水平（L.dig）的回归系数为0.656，在1%的水平下显著。

稳健性检验结果表明，数字经济对西部产业结构优化的影响依然正向且显著，再次验证了假设1。

4.异质性检验。由于地理、历史等因素的影响，西部地区内各个省份的生产力水平有所差异，可能会影响数字经济发展水平进而导致产业结构变动情况的差异。因此，本文按研究期内各地区总产值均值的高低区分经济水平，将西部地区划分为经济发达地区和经济欠发达地区，进行异质性检验。其中，经济发达地区包括四川、陕西、重庆、云南，经济欠发达地区包括广西、内蒙古、贵州、新疆、甘肃、宁夏和青海。

异质性检验结果如表5所示，经济欠发达地区的回归结果显著为正，而经济发达地区的回归结果虽然正向但并不显著，说明数字经济对于西部地区产业结构优化的影响在经济水平层面存在异质性。数字经济对经济欠发达地区的产业结构优化影响效应更大，尽管这部分地区受经济情况的约束数字经济发展水平较低，但在数字经济应用的初级阶段，数字技术迅速推广渗入各个行业，有效地变革了传统产业和生产方式，催动了一系列数字技术含量高的新兴产业的诞生与服务业的发展，极大地促进了区域内产业结构优化与升级。因此，数字经济对经济欠发达地区的产业结构优化有显著的正向驱动效应。而经济发达地区回归结果不显著的原因可能是该类地区已经经历过数字经济助推产业优化升级的迅速发展阶段，目前拥有较为雄厚的数字经济基础，较高的数字产业化和产业数字化水平，现阶段伴随着更多新技术及要素的使用，数字经济对产业结构的优化作用逐渐被其他先进要素所替代，因此数字经济发展水平对经济发达地区产业结构优化的影响不显著。

（二）门槛效应检验

上文基准回归证明了数字经济对西部地区产业结构优化有显著的正向影响，为检验这一影响是否具有非线性特征，使用面板门槛模型对假设2进行检验。首先检验以数字经济发展水平作为门槛变量的门槛效应是否存在，使用Bootstrap自助法抽样300次估算门槛值和相关统计量，结果见表6。

由表6可得，在数字经济优化西部地区产业结构的过程中显著存在以数字经济发展水平为门槛变量的单门槛效应，拒绝了双门槛。估计得到单门槛值为0.3735，在5%的水平上显著，置信区间为［0.3315，0.3789］。在确定门槛效应中的门槛数以及门槛值后，进一步得到以数字经济发展水平为门槛变量的门槛效应检验结果，如表7所示。

由表7可得数字经济对西部地区产业结构优化的影响存在以数字经济发展水平作为门槛变量的单门槛效应。当数字经济发展水平低于门槛值0.3735时，解释变量dig_1的回归系数为1.354，在1%的水平下显著；当数字经济发展水平高于门槛值0.3735时，解释变量dig_2的回归系数为0.908，在1%的水平下显著。这说明当数字经济发展水平越过门槛值0.3735时，数字经济对西部地区产业结构优化的促进作用会减弱，即数字经济对西部产业结构优化的影响存在非线性效应，呈现出明显的“边际效应递减”特征。其原因可能是当西部地区的数字经济处于发展起步阶段时，运用数字设施较多的行业为金融、服务类行业，此时数字经济对第三产业的渗透作用更大，此时第三产业规模迅速扩大，生产力获得提升，在此阶段数字经济迅速促进了产业结构的整体优化；随着西部地区数字经济水平进一步提高，第一、二产业的数字基础设施不断完善，数字技术得到更广泛应用，但由于第一、二产业原有传统生产方式的限制导致数字技术的使用有限，数字经济的渗透速度较慢，因此在该阶段数字经济对西部地区产业结构优化的影响作用小于前一阶段，呈现出随着数字经济发展水平的提高，对产业结构的优化作用减弱的结果。因此，在以数字经济发展水平为门槛变量的门槛效应检验中，数字经济对西部地区产业结构优化的影响呈现出显著的边际效应递减趋势，假设2得到验证。

（三）作用机制检验

为检验消费结构升级在数字经济对西部地区产业结构优化过程中的中介效应，通过式（3）和式（4）以消费结构升级（consum）为中介变量进行中介效应检验。

检验结果如表8所示，第（1）列为数字经济发展水平对中介变量消费结构升级影响的检验结果，数字经济发展水平对消费结构升级的回归系数为0.260，在5%的水平下显著，即数字经济能促进西部地区消费结构升级。第（2）列为数字经济发展水平与消费结构升级水平同时对产业结构优化水平的影响检验结果，其中数字经济发展水平的回归系数为0.337，在5%的水平下显著，消费结构升级水平的回归系数为0.674，在1%的水平下显著，因此可以认为数字经济通过促进消费结构升级进而提高了产业结构优化水平。上述结果说明消费结构升级是数字经济促进西部地区产业结构优化过程中的重要中介变量，中介效应占比34.26 %，假设3成立。

（四）调节效应检验

为检验政府干预在数字经济影响产业结构优化过程中的调节作用，通过式（5）和式（6）进行调节效应检验，为了降低多重共线性的影响，对数字经济发展水平和政府干预的交互项（dig[×]gov）进行中心化处理。

表9第（2）列结果显示，数字经济发展水平对西部地区产业结构优化水平的影响系数为0.765，在1%的水平下显著，政府干预变量的回归系数为0.146，在1%的水平下显著，数字经济发展水平与政府干预的交互项的回归系数为0.332，在10%的水平下显著。该结果表明，政府干预会放大数字经济对西部地区产业结构优化的驱动作用，即在政府干预强度较大的区域，政府的财政资金有效引导了数字经济发展方向，为地区产业结构合理化发展和结构升级提供了有效支撑，因此数字经济对产业结构优化的促进作用更明显，验证了假设4。

五、结论与政策建议

本文基于西部地区11个省份2013-2022年的面板数据，利用双向固定效应模型实证检验了数字经济对产业结构优化的影响及作用机制，主要研究结论为：

第一，数字经济对西部地区产业结构优化有显著的正向影响，这一结论在经过内生性检验及稳健性检验后仍然成立。异质性检验结果表明，数字经济对经济欠发达地区的产业结构有显著的优化作用，但在经济相对发达地区，数字经济对产业结构的优化作用并不明显。第二，门槛效应检验结果表明，数字经济对西部地区产业结构优化的影响过程中存在以数字经济自身水平为门槛变量的单门槛效应，随着数字经济发展水平的不断提高，数字经济对西部地区产业结构优化的促进作用呈现出显著的边际效应递减趋势。第三，机制检验结果表明，数字经济通过促进消费结构升级进一步促进西部地区产业结构优化。第四，调节效应检验结果表明，政府干预在西部地区数字经济与产业结构优化二者关系中发挥正向调节作用，在政府干预强度越大的区域，数字经济对产业结构的优化作用越明显。

根据研究结论，提出如下政策建议：

第一，加强数字经济基础设施建设。数字经济对西部地区产业结构优化具有显著驱动作用，为了强化该驱动作用，应继续加强5G基站、互联网等基础设施建设，提高西部地区的数字产业化与产业数字化水平。同时，由于数字经济对产业结构优化存在非线性影响，应注重数字技术在工、农等传统产业领域内的推广应用，发挥数字经济对传统产业升级的赋能作用，同时也要加强金融服务业领域内数字经济的应用与数字技术创新，稳定发挥第三产业的数字经济优势。

第二，因地制宜制定区域发展政策。在西部地区数字经济对产业结构的优化存在经济发展水平的异质性，因此政府相关部门应根据各地实际情况制定发展策略。在数字基础设施较为完善、数字经济渗透生产生活较明显的区域，应持续提高企业智能制造水平，将数字化贯穿企业整个生产流程，保障数字赋能产业升级发挥作用；在数字经济驱动效应有待发挥的区域，应进一步提高互联网覆盖率和数字化水平，为区域产业智能化发展提供基础保障，促进产业优化转型与经济高质量发展。

第三，增强消费领域数字技术的应用深度。应重视对互联网数字技术的研发，进一步搭建数字平台，释放数据要素潜力并发挥线上移动场景的优势，将数字经济融入居民的消费生活，促进居民消费升级；同时面对消费升级，国家也应鼓励企业积极适应并满足居民的新需求，提高产品的多样性，并适时与数字要素相融合催生更多新业态，以此释放产业增长潜力，推动产业结构优化。

第四，规范政府干预行为，激发数字经济红利。一方面地方政府应当制定科学合理的财税政策，可通过对财政资金流向的管控，强化财政资金的引导作用，促进数字经济与产业的融合发展，为推动产业数字化与智能化提供有力的政策及资金保障；另一方面西部地区相关部门应规范有序地参与数字经济发展规划工作，明确政府在数字经济发展中的定位，为数字经济发展创造宽松的政策环境，投入足够的人力物力财力，适当倾斜数字资源，保障西部地区能够顺利把握数字化浪潮，促进产业结构优化升级。

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[责任编辑：汪智力]