左喜梅,夏冰倩
(1.新疆財經大學 金融學院,新疆 烏魯木齊 830012;2.新疆財經大學 新疆財政金融協同創(chuàng)新研究中心,新疆 烏魯木齊 830012)
近年來,數字經濟的發(fā)展速度之快、輻射范圍之廣以及影響程度之深前所未有,通過不斷向各個產業(yè)注入新技術,加速新產品的研發(fā),增加高新技術產業(yè)的比重,從而促進我國產業(yè)結構升級?!笆奈濉币?guī)劃明確提出,堅持將創(chuàng)新驅動發(fā)展作為我國現代化建設的核心。實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略離不開數字經濟的支持,數字經濟可通過集聚資金、配置資源、信息傳遞等功能激勵經濟主體的創(chuàng)新活動,提升區(qū)域創(chuàng)新水平。數字經濟區(qū)別于傳統經濟的是數字經濟以創(chuàng)新為導向,借助先進的數字技術挖掘創(chuàng)新能力,創(chuàng)造并滿足新需求形式,進一步引導產業(yè)變革。因此,更好地借助區(qū)域創(chuàng)新角度分析數字經濟如何影響產業(yè)結構升級具有重要意義。
“數字經濟”一詞最早由加拿大學者Tapscott 提出[1],并在2016 年中國杭州G20 峰會上得到更明確的定義。該定義指出,數字化的專業(yè)知識是經濟發(fā)展的基礎,也是數字經濟的核心。在衡量數字經濟發(fā)展水平方面,已經有研究提出了不同的統計口徑和指標體系。在國際層面上,經濟合作與發(fā)展組織(OECD)于2015年構建了一個包含38個指標的數字經濟測算體系①參見經濟合作與發(fā)展組織(OECD)2015年發(fā)布的報告《數字經濟展望》(Digital Economy Outlook),https://www.oecd-ilibrary.org/sites/cde73dfd-zh/index.html?itemId=/content/component/cde73dfd-zh.;美國經濟分析局(BEA)于2019 年利用供給使用表測算了美國數字經濟的增加值和總產出規(guī)模。①參見美國商務部經濟分析局(BEA)2019 年發(fā)布的報告《定義并測量數字經濟》(Defining and Measuring the Digital Economy),https://www.bea.gov/system/files/papers//WP2019.在國內層面,一些學者側重于研究數字經濟規(guī)模,但由于測算方法和統計口徑的不同,對中國數字經濟規(guī)模的估計存在較大差異[2-3];還有一些學者從多個維度對數字經濟發(fā)展水平進行測度,從數字產業(yè)化和產業(yè)數字化[4]、數字經濟發(fā)展水平的外部環(huán)境[5]以及數字經濟與金融體系[6]的融合應用等方面展開研究。
關于數字經濟對產業(yè)結構升級的影響,已經有豐富的研究可供參考。
首先,從數字經濟推動產業(yè)結構升級的作用來看,一個地區(qū)的數字經濟發(fā)展水平越高,就越能通過顯著的集聚效應促進區(qū)域內及周邊地區(qū)的產業(yè)結構升級[7]。數字經濟通過破解創(chuàng)新鏈瓶頸、拓展服務鏈空間等途徑來促使產業(yè)向數字化、網絡化、智能化三個方向發(fā)展,以驅動產業(yè)結構向中高端邁進[8]。一些學者認為軟件和信息技術服務在促進數字經濟增長方面發(fā)揮著重要作用[9]?;ヂ摼W技術作為數字經濟的一個重要方面,不僅會引發(fā)生產技術和生產功能的變化,還為推動供給側結構性改革提供新的途徑,同時也促進了新經濟背景下我國產業(yè)結構升級。
其次,從數字經濟對產業(yè)結構升級的非線性影響來看,有學者認為數字經濟對產業(yè)結構的影響呈倒“U”形發(fā)展趨勢。數字經濟優(yōu)化生產、流通、配送、交換等環(huán)節(jié),提高生產效率;然而,隨著經濟發(fā)展水平的不斷提高,數字經濟對經濟增長的貢獻將略有下降[10]。由于數字基礎設施、技術水平的不斷提高,數字經濟在提升制造業(yè)和農業(yè)生產效率方面也發(fā)揮著較大作用[11-12],但對產業(yè)結構升級釋放的紅利將會減少。
再次,從數字經濟對產業(yè)結構的影響機制來看,大多數學者都是從綠色技術創(chuàng)新[13]、人力資本和研發(fā)資本[14]的角度研究兩者之間的影響。
雖然關于數字經濟對產業(yè)結構升級影響的文獻取得了許多成果,但是少有研究將數字經濟、區(qū)域創(chuàng)新水平和產業(yè)結構升級置于同一研究框架下,從不同區(qū)域發(fā)展角度進行深入探索?;诖?,本文采用2012—2021 年中國31 個省份的面板數據,構建數字經濟發(fā)展水平指標體系,利用計量經濟學模型從區(qū)域創(chuàng)新水平的視角,實證分析數字經濟對產業(yè)結構升級的影響。本文可能的邊際貢獻有以下幾方面。
首先,探討了數字經濟主要通過何種路徑影響產業(yè)結構升級,對數字經濟在區(qū)域創(chuàng)新中發(fā)揮的積極作用進行檢驗,并支持了區(qū)域創(chuàng)新在其中發(fā)揮的中介效應。
其次,將數字經濟與區(qū)域創(chuàng)新水平作為門檻變量,分析數字經濟對產業(yè)結構影響的非線性特征,并進一步分析了數字經濟對產業(yè)結構升級影響的區(qū)域異質性。
再次,探討了一系列政策建議,積極響應黨的二十大報告中提出的“數字中國”計劃、減少東西地區(qū)發(fā)展差距、推動產業(yè)協同發(fā)展并促進經濟增長等未來經濟發(fā)展方向。
產業(yè)結構升級是一種特殊的經濟變革,促使傳統產業(yè)結構更高效、更先進、更具有創(chuàng)新性,從而推動我國經濟向著高質量方向發(fā)展。數字經濟作為一種新的經濟形態(tài),沖擊著現有的經濟運行模式、活動規(guī)律和經濟發(fā)展模式。除直接對產業(yè)結構升級產生影響外,數字經濟還可以通過影響區(qū)域創(chuàng)新水平間接地推動產業(yè)結構升級。
此外,考慮到網絡效應和“梅特卡夫法則”,數字經濟對產業(yè)結構升級的影響可能具有邊際效用遞增的非線性特征。
數字化可以優(yōu)化生產過程,高效連接產業(yè)鏈各環(huán)節(jié),打造智能經濟生態(tài),誘發(fā)供需結構變化,推動產業(yè)結構升級。
從宏觀層面來看,一方面,利用數字經濟技術,政府可以為各經濟主體提供更好的營商環(huán)境,引導資本技術流向效率更高的產業(yè)部門[15]。數字經濟還改變了市場需求結構,使消費者對娛樂和文化等相關服務的需求增加,產業(yè)結構也隨著市場對這些服務需求的不斷增長而發(fā)生變化,促進第三產業(yè)規(guī)模的不斷擴大。另一方面,數字經濟的進步可以提高全要素生產率,促進經濟增長,優(yōu)化產業(yè)結構[16-17]。
從微觀層面來看,數字經濟能夠推動新商業(yè)模式發(fā)展,培育基于信息通信、大數據、軟件技術等方向的新興產業(yè)。一方面,隨著數字技術的發(fā)展,為企業(yè)提供了一個具備大量貿易機會、跨越地域限制和持續(xù)發(fā)展的商機,這對企業(yè)的發(fā)展和轉型至關重要[18]。數字經濟的發(fā)展可以與一、二、三產業(yè)融合,提高第一產業(yè)的機械化和信息化水平,增強第二產業(yè)的互聯互通和智能化,豐富第三產業(yè)的多樣化和定制化,從而提高生產效率,促進產業(yè)結構升級。數字經濟的進步促進了新業(yè)態(tài)的出現,通過產業(yè)數字化和數字產業(yè)化重構了產業(yè)體系,培育了經濟增長的新動能和新空間,加速了產業(yè)結構的變革[19]。另一方面,一些學者認為互聯網的發(fā)展有利于產業(yè)專業(yè)化,產業(yè)數字化轉型可以有效開發(fā)客戶、優(yōu)化資源配置,促進產業(yè)結構升級[20]。由此提出研究假設1。
研究假設1:數字經濟可能有助于推動產業(yè)結構升級。
數字經濟有助于刺激區(qū)域創(chuàng)新水平,從而促進產業(yè)結構升級。數字經濟的發(fā)展可以擴大產業(yè)邊界,使得各產業(yè)獲取、共享和創(chuàng)造新的知識和信息變得更加容易,這有利于促進創(chuàng)新和提高效率,創(chuàng)新技術可以促進產業(yè)鏈各環(huán)節(jié)的轉型升級,進而激勵產業(yè)結構實現跨越式升級[21-22]。創(chuàng)新技術水平是產業(yè)結構升級的持續(xù)動力,最重要的是能夠改善產業(yè)經濟和環(huán)境績效,并通過提高生產率促進經濟的發(fā)展[23]。因此,區(qū)域創(chuàng)新水平的發(fā)展有利于數字經濟推動產業(yè)結構升級。
有學者指出,中國的數字化轉型本質上是創(chuàng)新的加速。區(qū)域創(chuàng)新水平的提高,可以提高全要素生產率,轉變經濟增長方式,從而促進產業(yè)結構升級[24]。數字經濟對區(qū)域創(chuàng)新水平具有積極作用。一方面,數字基礎設施的建設消除了地理位置的限制,減少了信息不對稱,降低了地區(qū)創(chuàng)新主體的溝通和貿易成本,從而對區(qū)域創(chuàng)新水平產生影響[25]。另一方面,數字經濟技術的廣泛應用使知識的傳播和應用更加方便,提高了知識獲取的可能性,方便了人們尋找和吸收外部知識,積累經驗,有利于區(qū)域創(chuàng)新水平的提高[26]。隨著創(chuàng)新水平的不斷提高,會促進新型商業(yè)平臺以及產業(yè)模式的出現,新興產業(yè)的發(fā)展會抑制傳統產業(yè),間接影響要素市場進而增加產業(yè)對新產品的研發(fā)和創(chuàng)新,推動第三產業(yè)的發(fā)展[14]。由此提出研究假設2。
研究假設2:數字經濟可能通過刺激區(qū)域創(chuàng)新水平,進而促進產業(yè)結構升級。
根據“梅特卡夫法則”,當數字經濟和區(qū)域創(chuàng)新水平超越一定臨界值時,引發(fā)正反饋機制,使得產業(yè)結構規(guī)模得以迅猛的擴張,即“梅特卡夫法則”和網絡效應均在產業(yè)結構升級中成立。
一方面,在經濟發(fā)展處于較低水平時,沒有充分發(fā)揮創(chuàng)新技術水平的作用,數字經濟對產業(yè)結構升級的促進作用較弱[27];另一方面,數字經濟發(fā)展條件下,新技術催生新產業(yè),創(chuàng)新技術推動傳統產業(yè)數字化升級,有效提高生產環(huán)節(jié)投入產出效率,優(yōu)化資源配置,從而促進實體經濟轉型[28]。一些學者認為,隨著經濟的不斷發(fā)展,數字經濟對于產業(yè)結構升級的影響呈爆發(fā)式增長[16]。這主要是由于創(chuàng)新技術的提高可以引發(fā)創(chuàng)新系統的形成,促進不同產業(yè)之間的協同創(chuàng)新和產業(yè)鏈的延伸。這種爆發(fā)式增長的特征反映了區(qū)域創(chuàng)新與數字經濟之間的復雜互動關系。隨著創(chuàng)新技術的發(fā)展,各部門之間聯動的關系成本逐漸降低,數字經濟產生的技術、產品和模式向產業(yè)轉型升級滲透的速度更快[29]。近幾年,隨著數字基礎設施和創(chuàng)新技術水平的不斷提高,物聯網、人工智能等技術的發(fā)展,行業(yè)趨向于服務方向。區(qū)域創(chuàng)新能力在促進制造業(yè)和服務業(yè)生產效率提升方面也發(fā)揮著很大的作用[30],促進經濟增長,從而對產業(yè)結構升級釋放的紅利逐漸增大,由此提出研究假設3。
研究假設3:數字經濟可能對產業(yè)結構升級的影響具有邊際效用遞增的非線性特征。
本文的實證樣本是中國31 省級數據(不包含港、澳、臺地區(qū)),最終選擇的總樣本為310 個,研究期間為2012—2021 年。為了消除樣本異常值的影響,對模型中的所有連續(xù)變量采用了1%的縮尾處理。實證分析中所運用的變量來源為:數字經濟發(fā)展水平中數字普惠金融指數來源于北京大學數字金融研究中心,互聯網發(fā)展指數來自《中國城市統計年鑒》;區(qū)域創(chuàng)新水平和產業(yè)結構升級指標和其他控制變量來自《中國城市統計年鑒》和各地級市《統計年鑒》,并運用插值方法填補部分缺失數據。
1.解釋變量
數字經濟發(fā)展水平(dge)。由于數字經濟發(fā)展水平的衡量指標不固定,結合省級層面相關數據的可獲得性,有研究將互聯網發(fā)展作為核心測度指標并加入數字普惠金融指標體系進行測度[16]。因此,本文從互聯網發(fā)展和數字普惠金融兩個方面來衡量數字經濟發(fā)展水平,采用熵值法對數字經濟發(fā)展水平進行測度。具體衡量指標如表1所示。
表1 數字經濟發(fā)展水平評價指標體系
2.被解釋變量
本文通過借鑒一些學者的做法,運用產業(yè)結構層次系數來衡量各個省份產業(yè)結構升級水平[31],具體公式如下:
其中,yimt表示t期i省份產業(yè)m 占地區(qū)GDP的比例,isuit表示t 期i 省份產業(yè)結構升級指數,m 表示第一、二、三產業(yè)。產業(yè)結構升級(isu)越大,表明第三產業(yè)所占比例越高,該省份產業(yè)升級程度就越高。
3.中介變量
區(qū)域創(chuàng)新水平(iei)在中介變量區(qū)域創(chuàng)新水平的選擇上,以往研究通常使用地區(qū)專利申請量、運用熵權法等方式自行構建衡量區(qū)域創(chuàng)新水平的綜合指標,或是使用新產品銷售收入等指標衡量區(qū)域創(chuàng)新,而且新產品銷售收入比專利數量更能反映創(chuàng)新成果的商業(yè)化水平[32-33]。因此,本文研究使用新產品銷售收入與GDP 的比值來衡量各省份區(qū)域創(chuàng)新水平,后續(xù)使用各省份人均專利申請量的自然對數來進行穩(wěn)健性檢驗。
4.控制變量
為了更加全面地分析數字經濟對產業(yè)結構升級的影響,本文借鑒已有研究[34],選取以下控制變量。
(1)經濟發(fā)展水平(pgdp),用人均國內生產總值表示;(2)基礎設施(road),用年底實際城市道路面積與建成區(qū)面積之比表示;(3)勞動力水平(emp),用年底在城市單位就業(yè)的人數表示;(4)財政支出水平(gov),用各省份政府財政支出占GDP比重來衡量;(5)人力資本(hum),用年底普通本科生人數占總人口的比例表示。為了減少異方差性,將上述控制變量作對數處理。
為了驗證研究假設1,針對直接傳導機制構建了以下實證分析模型:
其中,isuit代表t 期i 省產業(yè)結構升級水平,dgeit代表t 期i 省的數字經濟發(fā)展水平,Xit代表控制變量,μi代表省份i 的不可觀察的單個固定因素,δt代表控制時間的固定效應,εit表示隨機誤差項。
為了檢驗區(qū)域創(chuàng)新水平(iei)在促進數字經濟產業(yè)結構升級的過程中是否起到中介作用,使用逐步回歸方法建立了中介效應回歸模型:
基于模型假設,鑒于各個地區(qū)的數字經濟發(fā)展水平與區(qū)域創(chuàng)新水平都是不一致的,其對產業(yè)結構升級也會產生不同的影響,為考察因子間是否具有邊際效應遞增的非線性趨勢,本文采用面板閾值模型進行檢驗,具體回歸模型如下:
其中,adgit是閾值變量;θ 為未知閾值;I 是指示函數,當條件滿足時取值1,否則取值0。根據相應的測試,公式(5)可以從單閾值模型擴展到多閾值模型。
表2 列示了本文主要變量的描述性統計結果。表2 結果顯示產業(yè)結構升級水平(isu)的均值為1.335,最大值為5.297,最小值為0.527;數字經濟(dge)的均值為0.180,最大值達0.819,最小值僅為0.003,從省級層面上看,此結果與中國經濟發(fā)展水平相符。
表3 中第(1)列和第(2)列是未控制時間和地區(qū)的回歸結果,第(3)列和第(4)列是控制時間和地區(qū)的回歸結果。從調整后R2可以看出控制時間和地區(qū)具有更好的擬合優(yōu)度。在第(3)列和第(4)列的回歸結果中顯示:當不考慮控制變量時,數字經濟發(fā)展水平對產業(yè)結構升級有正向影響,效應為0.478;在考慮控制變量后,這個效應增加到0.727,并且仍然顯著,驗證了假設1。實證結果表明,數字經濟對產業(yè)結構升級起到了一定的促進作用。數字經濟的發(fā)展改變了傳統技術,推動了生產模式的優(yōu)化,促進了傳統產業(yè)結構向數字化和智能化的新型產業(yè)轉型。從控制變量的回歸結果來看,經濟發(fā)展水平、基礎設施、勞動力水平和政府財政支出水平的系數普遍為正,即產業(yè)結構會隨上述各項影響因素的增加而得到優(yōu)化升級。在數字經濟促進產業(yè)結構升級的過程中,基礎設施的作用表現尤為顯著,隨著交通等基礎設施的快速發(fā)展,各要素的流通加速,從而實現了資源配置的最大化。同時,互聯網和創(chuàng)新技術等基礎設施領域的融合發(fā)展推動了數字經濟對傳統產業(yè)結構的賦能作用,使得各生產要素得以協調發(fā)展。人力資本在一定程度上可能會抑制產業(yè)結構升級,產業(yè)結構升級需要高度專業(yè)化和復雜化的技術知識,這可能超出了普通勞動者的學習和應用能力。由于存在這樣的技術壁壘,人力資本難以適應新的產業(yè)需求,從而成為阻礙產業(yè)結構升級的因素。
本文采用中介效應模型檢驗區(qū)域創(chuàng)新水平是否對數字經濟推動產業(yè)結構升級起到中介效應,具體回歸結果見表4。在第(1)列中數字經濟對產業(yè)結構升級的影響在1%顯著性水平上顯著,且系數為0.727,證實了數字經濟對產業(yè)結構升級有積極影響。第(2)列在第(1)列的基礎上進一步證實了數字經濟能夠在一定程度上促進區(qū)域創(chuàng)新水平的提升。最后,將中介變量區(qū)域創(chuàng)新水平加入數字經濟對產業(yè)結構升級影響的回歸方程中,通過觀察解釋變量數字經濟的系數值以及顯著性變化得出:第(3)列中數字經濟對產業(yè)結構升級的影響系數較第(1)列有所下降,這表明在數字經濟推動產業(yè)結構升級過程中,區(qū)域創(chuàng)新水平發(fā)揮部分中介作用。因此,假設2得到驗證。這主要是因為,在數字經濟的推動下,各個地區(qū)不斷涌現出新技術和新產業(yè),新技術被廣泛使用以及更加平臺化,改變了消費者的消費結構,同時也帶動了相關產業(yè),催生了新興產業(yè),第三產業(yè)比重不斷增加,從而推動產業(yè)結構升級。
表4 數字經濟影響產業(yè)結構升級作用機制的檢驗結果
為了驗證中介效應的穩(wěn)定性,本文還進行了Sobel-test和Bootstrap-method進一步檢驗。從表5可以看出,Sobel-test結果在1%水平上顯著,Bootstrapmethod 結果置信區(qū)間沒有包含0,結合表4,可以得出區(qū)域創(chuàng)新水平表現為部分中介作用,數字經濟通過刺激區(qū)域創(chuàng)新水平進而促進產業(yè)結構升級。
考慮到數字經濟對產業(yè)結構升級的影響與區(qū)域創(chuàng)新水平密切相關,本文使用數字經濟發(fā)展水平和區(qū)域創(chuàng)新水平分別作為門檻變量進行單門檻、雙門檻和三門檻的檢驗,抽樣300 次迭代,具體回歸結果見表6。
表6 中P 值表明,數字經濟發(fā)展水平在5%的顯著性水平上通過了單閾值檢驗,而雙閾值和三閾值檢驗都不顯著;區(qū)域創(chuàng)新水平在1%的顯著性水平上通過了單閾值檢驗,在5%的顯著性水平上通過雙閾值檢驗,三閾值效應不顯著。回歸結果表明,數字經濟與產業(yè)結構轉型升級之間存在著顯著的雙門檻特征,雙門檻值分別為2.366 和6.113。在此基礎上,設置門檻值進行測試,具體回歸結果如表7 所示。
表7 數字經濟影響產業(yè)結構升級門檻模型的回歸結果
觀察表7 中模型(1),可以發(fā)現隨著數字經濟發(fā)展指數的提高,對產業(yè)結構升級的影響呈現出顯著的正向趨勢,并且具有邊際效用遞增的非線性特征;而在模型(2)中,以區(qū)域創(chuàng)新水平作為門檻變量,可以看到數字經濟對產業(yè)結構升級的促進影響不斷增強,仍然存在著正向邊際效用遞增的非線性特征。這說明不僅是數字經濟能夠對產業(yè)結構升級產生影響,區(qū)域創(chuàng)新也有一定的調節(jié)作用。因此,假設3得到了驗證。之所以出現這種現象,可能是因為2012 年之前,在我國各省份經濟發(fā)展過程中,區(qū)域創(chuàng)新水平存在一定的粗放特征,各地區(qū)快速發(fā)展的同時可能忽略了區(qū)域協調和產業(yè)拉動,數字經濟對產業(yè)結構的促進作用表現不明顯。而隨著近幾年經濟的快速發(fā)展,各地區(qū)實施各項創(chuàng)新措施,區(qū)域創(chuàng)新水平也進入了效率高、輻射作用大的新階段,成為支持數字經濟發(fā)展的重要平臺,可以使資源利用更充分,輻射作用得到充分釋放,從而促進產業(yè)結構升級的作用也更加突出。
為了進一步檢驗數字經濟對產業(yè)結構升級影響的異質性,根據傳統的劃分方法,本文將31 個省份分為東部地區(qū)、中西部地區(qū)兩個子樣本①兩大區(qū)域劃分:東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南;中西部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、四川、貴州、湖北、湖南、內蒙古、廣西、重慶、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。,按照《2020 中國城市商業(yè)魅力排行榜》劃分標準將互聯網發(fā)展水平劃分為高互聯網發(fā)展水平和低互聯網發(fā)展水平,使用每萬人互聯網用戶數來衡量。對“數字經濟—區(qū)域創(chuàng)新水平—產業(yè)結構升級”進行區(qū)域差異的研究,具體回歸結果見表8。在偶數列引入中介變量,Sobel 的P 值都小于0.1,區(qū)域創(chuàng)新水平的系數都為正,這表明區(qū)域創(chuàng)新水平對我國產業(yè)結構升級同樣起到正面影響。在此基礎上進行Chow檢驗,可以看出數字經濟對產業(yè)結構升級在東部地區(qū)和高互聯網發(fā)展水平地區(qū)是顯著的,而在中西部地區(qū)和低互聯網發(fā)展水平地區(qū)不顯著。由此可知,東部地區(qū)和高互聯網發(fā)展水平地區(qū)能夠獲得更大的數字經濟溢出紅利。這可能是因為,東部地區(qū)經濟發(fā)展水平高,其產業(yè)結構比較完善,使得其獲益的程度也比中西部地區(qū)更大;中西部地區(qū)的經濟發(fā)達程度相對較弱,產業(yè)結構往往偏向中低端,使得其獲益的程度可能不夠明顯。另外,隨著新興科技如信息科學、通信和電子商務的迅速發(fā)展,第三產業(yè)的比重不斷增加,使得在互聯網發(fā)展水平相對較高的地區(qū),數字經濟能夠更有效地推動產業(yè)結構升級。
表8 異質性檢驗
1.工具變量法
本文借鑒一些學者的做法,將數字經濟發(fā)展水平的工具變量采用各省份在1984 年的每百萬人郵電歷史數據進行衡量[35]。該數據滿足工具變量的選取要求:(1)互聯網技術作為傳統通信技術的延續(xù)和發(fā)展,各地區(qū)的傳統電信基礎設施對后續(xù)階段互聯網和數字經濟的發(fā)展有一定影響,包括技術水平和使用習慣等因素,滿足與解釋變量的相關性;(2)隨著固定電話等傳統電信工具的使用頻率下降,其對產業(yè)結構升級的影響逐漸變小,滿足排他性。參考一些學者的做法,引入一個隨時間變化的變量來構造面板工具變量[36]。具體而言,以上一年全國互聯網投資額(與時間有關)分別與1984 年各省份每萬人郵局數量(與個體變化有關)構造交互項,作為核心解釋變量的工具變量,在考慮異方差的情況下,進一步采用GMM 進行補充分析,回歸結果如表9 所示。第(1)列顯示了第一階段回歸的結果,其中工具變量(IV)的回歸系數為0.736,在1%的水平上顯著為正。同時,從K-P LM 檢驗和K-PWald 檢驗獲得的F 統計量明顯大于10,表明不存在弱工具變量。第(2)列顯示了第二階段回歸的結果,關于產業(yè)結構升級的工具變量的回歸結果為0.724,在5%水平上顯著。第(3)列顯示了用GMM 的方法進行檢驗,回歸結果在1%的置信水平上顯著,這表明數字經濟能推動產業(yè)結構升級,驗證了實證結果的穩(wěn)定性。
表9 數字經濟影響產業(yè)結構升級的穩(wěn)健性檢驗
2.變換變量
采用不同的計算方法度量產業(yè)結構升級,本文借鑒已有研究對產業(yè)結構升級的測度指標[37],具體公式為:
使用2SLS進行回歸,回歸結果如表9中第(4)列和第(5)列所示,可以看出,當變換產業(yè)結構升級的測算方法后,回歸結果仍與上文保持一致。
隨著數字經濟的不斷發(fā)展,為產業(yè)結構升級創(chuàng)造條件。在這種演變過程中,一定程度的區(qū)域創(chuàng)新水平成為數字經濟推動產業(yè)結構發(fā)展的關鍵因素。本文基于2012—2021年中國31個省份的面板數據,從區(qū)域創(chuàng)新水平視角進行研究,運用計量經濟學模型實證分析數字經濟對產業(yè)結構升級的促進作用和非線性傳導機制,得出以下結論。
第一,數字經濟能夠有效驅動產業(yè)結構升級,并且能夠通過刺激區(qū)域創(chuàng)新水平更好地推動產業(yè)結構升級,在選取歷史數據作為工具變量和變換產業(yè)結構升級測算方法等穩(wěn)健性檢驗后結果仍然成立。
第二,數字經濟對產業(yè)結構升級的影響還表現出邊際效用遞增的非線性變化特征。這與其網絡效應的特點相符,證明了“梅特卡夫法則”在產業(yè)結構升級中也是顯著存在的,并且區(qū)域創(chuàng)新水平這一中介因素還能夠強化該效應,表明區(qū)域創(chuàng)新與數字經濟能夠對產業(yè)結構升級形成推動合力。
第三,數字經濟對產業(yè)結構升級的影響存在區(qū)域異質性,中西部地區(qū)受到數字經濟紅利相對東部地區(qū)小,低互聯網發(fā)展水平地區(qū)積極影響小于高互聯網發(fā)展水平地區(qū)。
基于本文研究結論,提出以下建議。
首先,不斷促進數字經濟與實體經濟的有機整合,更好地滿足社會需求。一方面,應該積極探索數字化、網絡化、智能化的可持續(xù)性,有效地將這些技術應用到現代社會生活當中,以促使傳統產業(yè)的變革,以期達到更好的社會效益;另一方面,大力支持高新技術產業(yè)的發(fā)展,利用這些技術,來推動新能源、新材料等領域的創(chuàng)新,從而更好地滿足市場需求。
其次,數字經濟通過區(qū)域創(chuàng)新對產業(yè)結構升級的提升作用明顯,因此應加大對創(chuàng)新主體的支持力度。一方面,通過加大資金投入,不斷提升實體產業(yè)的技術創(chuàng)新水平,開發(fā)出更多的創(chuàng)新產品,改善市場環(huán)境,為實體產業(yè)的發(fā)展提供更加公平的競爭機會;另一方面,加強數字經濟與區(qū)域創(chuàng)新融合的體制機制建設,通過增加高端生產要素和降低創(chuàng)新成本,進一步提升數字經濟對區(qū)域創(chuàng)新的積極影響,助推產業(yè)結構升級。
再次,因地制宜,充分發(fā)揮數字經濟對各地區(qū)資源的優(yōu)化配置作用。為了最大限度地發(fā)揮數字經濟的潛力,實現產業(yè)結構的最優(yōu)化,需要根據各地區(qū)的特點采取相應的措施。一方面,中西部地區(qū)應該充分利用國家促進當地數字經濟發(fā)展所實施的政策優(yōu)勢,培養(yǎng)專業(yè)人士,積極開拓高科技領域,打造數字經濟特色產業(yè),使數字經濟成為區(qū)域經濟發(fā)展的新引擎;另一方面,低互聯網發(fā)展水平地區(qū)要完善信息技術基礎設施建設,加快互聯網的普及,為數字經濟更好地推動產業(yè)結構升級創(chuàng)造良好的基礎條件。