区域创新视角下数字经济赋能产业结构升级研究

左喜梅，夏冰倩

（1.新疆财经大学 金融学院，新疆 乌鲁木齐 830012；2.新疆财经大学 新疆财政金融协同创新研究中心，新疆 乌鲁木齐 830012）

一、引言

近年来，数字经济的发展速度之快、辐射范围之广以及影响程度之深前所未有，通过不断向各个产业注入新技术，加速新产品的研发，增加高新技术产业的比重，从而促进我国产业结构升级。“十四五”规划明确提出，坚持将创新驱动发展作为我国现代化建设的核心。实施创新驱动发展战略离不开数字经济的支持，数字经济可通过集聚资金、配置资源、信息传递等功能激励经济主体的创新活动，提升区域创新水平。数字经济区别于传统经济的是数字经济以创新为导向，借助先进的数字技术挖掘创新能力，创造并满足新需求形式，进一步引导产业变革。因此，更好地借助区域创新角度分析数字经济如何影响产业结构升级具有重要意义。

“数字经济”一词最早由加拿大学者Tapscott 提出[1]，并在2016 年中国杭州G20 峰会上得到更明确的定义。该定义指出，数字化的专业知识是经济发展的基础，也是数字经济的核心。在衡量数字经济发展水平方面，已经有研究提出了不同的统计口径和指标体系。在国际层面上，经济合作与发展组织（OECD）于2015年构建了一个包含38个指标的数字经济测算体系①参见经济合作与发展组织（OECD）2015年发布的报告《数字经济展望》（Digital Economy Outlook），https://www.oecd-ilibrary.org/sites/cde73dfd-zh/index.html?itemId=/content/component/cde73dfd-zh.；美国经济分析局（BEA）于2019 年利用供给使用表测算了美国数字经济的增加值和总产出规模。①参见美国商务部经济分析局（BEA）2019 年发布的报告《定义并测量数字经济》（Defining and Measuring the Digital Economy），https://www.bea.gov/system/files/papers//WP2019.在国内层面，一些学者侧重于研究数字经济规模，但由于测算方法和统计口径的不同，对中国数字经济规模的估计存在较大差异[2-3]；还有一些学者从多个维度对数字经济发展水平进行测度，从数字产业化和产业数字化[4]、数字经济发展水平的外部环境[5]以及数字经济与金融体系[6]的融合应用等方面展开研究。

关于数字经济对产业结构升级的影响，已经有丰富的研究可供参考。

首先，从数字经济推动产业结构升级的作用来看，一个地区的数字经济发展水平越高，就越能通过显著的集聚效应促进区域内及周边地区的产业结构升级[7]。数字经济通过破解创新链瓶颈、拓展服务链空间等途径来促使产业向数字化、网络化、智能化三个方向发展，以驱动产业结构向中高端迈进[8]。一些学者认为软件和信息技术服务在促进数字经济增长方面发挥着重要作用[9]。互联网技术作为数字经济的一个重要方面，不仅会引发生产技术和生产功能的变化，还为推动供给侧结构性改革提供新的途径，同时也促进了新经济背景下我国产业结构升级。

其次，从数字经济对产业结构升级的非线性影响来看，有学者认为数字经济对产业结构的影响呈倒“U”形发展趋势。数字经济优化生产、流通、配送、交换等环节，提高生产效率；然而，随着经济发展水平的不断提高，数字经济对经济增长的贡献将略有下降[10]。由于数字基础设施、技术水平的不断提高，数字经济在提升制造业和农业生产效率方面也发挥着较大作用[11-12]，但对产业结构升级释放的红利将会减少。

再次，从数字经济对产业结构的影响机制来看，大多数学者都是从绿色技术创新[13]、人力资本和研发资本[14]的角度研究两者之间的影响。

虽然关于数字经济对产业结构升级影响的文献取得了许多成果，但是少有研究将数字经济、区域创新水平和产业结构升级置于同一研究框架下，从不同区域发展角度进行深入探索。基于此，本文采用2012—2021 年中国31 个省份的面板数据，构建数字经济发展水平指标体系，利用计量经济学模型从区域创新水平的视角，实证分析数字经济对产业结构升级的影响。本文可能的边际贡献有以下几方面。

首先，探讨了数字经济主要通过何种路径影响产业结构升级，对数字经济在区域创新中发挥的积极作用进行检验，并支持了区域创新在其中发挥的中介效应。

其次，将数字经济与区域创新水平作为门槛变量，分析数字经济对产业结构影响的非线性特征，并进一步分析了数字经济对产业结构升级影响的区域异质性。

再次，探讨了一系列政策建议，积极响应党的二十大报告中提出的“数字中国”计划、减少东西地区发展差距、推动产业协同发展并促进经济增长等未来经济发展方向。

二、理论分析与研究假设

产业结构升级是一种特殊的经济变革，促使传统产业结构更高效、更先进、更具有创新性，从而推动我国经济向着高质量方向发展。数字经济作为一种新的经济形态，冲击着现有的经济运行模式、活动规律和经济发展模式。除直接对产业结构升级产生影响外，数字经济还可以通过影响区域创新水平间接地推动产业结构升级。

此外，考虑到网络效应和“梅特卡夫法则”，数字经济对产业结构升级的影响可能具有边际效用递增的非线性特征。

（一）数字经济与产业结构升级

数字化可以优化生产过程，高效连接产业链各环节，打造智能经济生态，诱发供需结构变化，推动产业结构升级。

从宏观层面来看，一方面，利用数字经济技术，政府可以为各经济主体提供更好的营商环境，引导资本技术流向效率更高的产业部门[15]。数字经济还改变了市场需求结构，使消费者对娱乐和文化等相关服务的需求增加，产业结构也随着市场对这些服务需求的不断增长而发生变化，促进第三产业规模的不断扩大。另一方面，数字经济的进步可以提高全要素生产率，促进经济增长，优化产业结构[16-17]。

从微观层面来看，数字经济能够推动新商业模式发展，培育基于信息通信、大数据、软件技术等方向的新兴产业。一方面，随着数字技术的发展，为企业提供了一个具备大量贸易机会、跨越地域限制和持续发展的商机，这对企业的发展和转型至关重要[18]。数字经济的发展可以与一、二、三产业融合，提高第一产业的机械化和信息化水平，增强第二产业的互联互通和智能化，丰富第三产业的多样化和定制化，从而提高生产效率，促进产业结构升级。数字经济的进步促进了新业态的出现，通过产业数字化和数字产业化重构了产业体系，培育了经济增长的新动能和新空间，加速了产业结构的变革[19]。另一方面，一些学者认为互联网的发展有利于产业专业化，产业数字化转型可以有效开发客户、优化资源配置，促进产业结构升级[20]。由此提出研究假设1。

研究假设1：数字经济可能有助于推动产业结构升级。

（二）区域创新水平的中介效应

数字经济有助于刺激区域创新水平，从而促进产业结构升级。数字经济的发展可以扩大产业边界，使得各产业获取、共享和创造新的知识和信息变得更加容易，这有利于促进创新和提高效率，创新技术可以促进产业链各环节的转型升级，进而激励产业结构实现跨越式升级[21-22]。创新技术水平是产业结构升级的持续动力，最重要的是能够改善产业经济和环境绩效，并通过提高生产率促进经济的发展[23]。因此，区域创新水平的发展有利于数字经济推动产业结构升级。

有学者指出，中国的数字化转型本质上是创新的加速。区域创新水平的提高，可以提高全要素生产率，转变经济增长方式，从而促进产业结构升级[24]。数字经济对区域创新水平具有积极作用。一方面，数字基础设施的建设消除了地理位置的限制，减少了信息不对称，降低了地区创新主体的沟通和贸易成本，从而对区域创新水平产生影响[25]。另一方面，数字经济技术的广泛应用使知识的传播和应用更加方便，提高了知识获取的可能性，方便了人们寻找和吸收外部知识，积累经验，有利于区域创新水平的提高[26]。随着创新水平的不断提高，会促进新型商业平台以及产业模式的出现，新兴产业的发展会抑制传统产业，间接影响要素市场进而增加产业对新产品的研发和创新，推动第三产业的发展[14]。由此提出研究假设2。

研究假设2：数字经济可能通过刺激区域创新水平，进而促进产业结构升级。

（三）数字经济对产业结构升级的非线性传导机制

根据“梅特卡夫法则”，当数字经济和区域创新水平超越一定临界值时，引发正反馈机制，使得产业结构规模得以迅猛的扩张，即“梅特卡夫法则”和网络效应均在产业结构升级中成立。

一方面，在经济发展处于较低水平时，没有充分发挥创新技术水平的作用，数字经济对产业结构升级的促进作用较弱[27]；另一方面，数字经济发展条件下，新技术催生新产业，创新技术推动传统产业数字化升级，有效提高生产环节投入产出效率，优化资源配置，从而促进实体经济转型[28]。一些学者认为，随着经济的不断发展，数字经济对于产业结构升级的影响呈爆发式增长[16]。这主要是由于创新技术的提高可以引发创新系统的形成，促进不同产业之间的协同创新和产业链的延伸。这种爆发式增长的特征反映了区域创新与数字经济之间的复杂互动关系。随着创新技术的发展，各部门之间联动的关系成本逐渐降低，数字经济产生的技术、产品和模式向产业转型升级渗透的速度更快[29]。近几年，随着数字基础设施和创新技术水平的不断提高，物联网、人工智能等技术的发展，行业趋向于服务方向。区域创新能力在促进制造业和服务业生产效率提升方面也发挥着很大的作用[30]，促进经济增长，从而对产业结构升级释放的红利逐渐增大，由此提出研究假设3。

研究假设3：数字经济可能对产业结构升级的影响具有边际效用递增的非线性特征。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文的实证样本是中国31 省级数据（不包含港、澳、台地区），最终选择的总样本为310 个，研究期间为2012—2021 年。为了消除样本异常值的影响，对模型中的所有连续变量采用了1%的缩尾处理。实证分析中所运用的变量来源为：数字经济发展水平中数字普惠金融指数来源于北京大学数字金融研究中心，互联网发展指数来自《中国城市统计年鉴》；区域创新水平和产业结构升级指标和其他控制变量来自《中国城市统计年鉴》和各地级市《统计年鉴》，并运用插值方法填补部分缺失数据。

（二）变量定义

1.解释变量

数字经济发展水平（dge）。由于数字经济发展水平的衡量指标不固定，结合省级层面相关数据的可获得性，有研究将互联网发展作为核心测度指标并加入数字普惠金融指标体系进行测度[16]。因此，本文从互联网发展和数字普惠金融两个方面来衡量数字经济发展水平，采用熵值法对数字经济发展水平进行测度。具体衡量指标如表1所示。

表1 数字经济发展水平评价指标体系

2.被解释变量

本文通过借鉴一些学者的做法，运用产业结构层次系数来衡量各个省份产业结构升级水平[31]，具体公式如下：

其中，yimt表示t期i省份产业m 占地区GDP的比例，isuit表示t 期i 省份产业结构升级指数，m 表示第一、二、三产业。产业结构升级（isu）越大，表明第三产业所占比例越高，该省份产业升级程度就越高。

3.中介变量

区域创新水平（iei）在中介变量区域创新水平的选择上，以往研究通常使用地区专利申请量、运用熵权法等方式自行构建衡量区域创新水平的综合指标，或是使用新产品销售收入等指标衡量区域创新，而且新产品销售收入比专利数量更能反映创新成果的商业化水平[32-33]。因此，本文研究使用新产品销售收入与GDP 的比值来衡量各省份区域创新水平，后续使用各省份人均专利申请量的自然对数来进行稳健性检验。

4.控制变量

为了更加全面地分析数字经济对产业结构升级的影响，本文借鉴已有研究[34]，选取以下控制变量。

（1）经济发展水平（pgdp），用人均国内生产总值表示；（2）基础设施（road），用年底实际城市道路面积与建成区面积之比表示；（3）劳动力水平（emp），用年底在城市单位就业的人数表示；（4）财政支出水平(gov)，用各省份政府财政支出占GDP比重来衡量；（5）人力资本（hum），用年底普通本科生人数占总人口的比例表示。为了减少异方差性，将上述控制变量作对数处理。

（三）模型设定

为了验证研究假设1，针对直接传导机制构建了以下实证分析模型：

其中，isuit代表t 期i 省产业结构升级水平，dgeit代表t 期i 省的数字经济发展水平，Xit代表控制变量，μi代表省份i 的不可观察的单个固定因素，δt代表控制时间的固定效应，εit表示随机误差项。

为了检验区域创新水平（iei）在促进数字经济产业结构升级的过程中是否起到中介作用，使用逐步回归方法建立了中介效应回归模型：

基于模型假设，鉴于各个地区的数字经济发展水平与区域创新水平都是不一致的，其对产业结构升级也会产生不同的影响，为考察因子间是否具有边际效应递增的非线性趋势，本文采用面板阈值模型进行检验，具体回归模型如下：

其中，adgit是阈值变量；θ 为未知阈值；I 是指示函数，当条件满足时取值1，否则取值0。根据相应的测试，公式（5）可以从单阈值模型扩展到多阈值模型。

（四）描述性统计

表2 列示了本文主要变量的描述性统计结果。表2 结果显示产业结构升级水平（isu）的均值为1.335，最大值为5.297，最小值为0.527；数字经济（dge）的均值为0.180，最大值达0.819，最小值仅为0.003，从省级层面上看，此结果与中国经济发展水平相符。

四、实证结果与分析

（一）基本计量回归

表3 中第（1）列和第（2）列是未控制时间和地区的回归结果，第（3）列和第（4）列是控制时间和地区的回归结果。从调整后R2可以看出控制时间和地区具有更好的拟合优度。在第（3）列和第（4）列的回归结果中显示：当不考虑控制变量时，数字经济发展水平对产业结构升级有正向影响，效应为0.478；在考虑控制变量后，这个效应增加到0.727，并且仍然显著，验证了假设1。实证结果表明，数字经济对产业结构升级起到了一定的促进作用。数字经济的发展改变了传统技术，推动了生产模式的优化，促进了传统产业结构向数字化和智能化的新型产业转型。从控制变量的回归结果来看，经济发展水平、基础设施、劳动力水平和政府财政支出水平的系数普遍为正，即产业结构会随上述各项影响因素的增加而得到优化升级。在数字经济促进产业结构升级的过程中，基础设施的作用表现尤为显著，随着交通等基础设施的快速发展，各要素的流通加速，从而实现了资源配置的最大化。同时，互联网和创新技术等基础设施领域的融合发展推动了数字经济对传统产业结构的赋能作用，使得各生产要素得以协调发展。人力资本在一定程度上可能会抑制产业结构升级，产业结构升级需要高度专业化和复杂化的技术知识，这可能超出了普通劳动者的学习和应用能力。由于存在这样的技术壁垒，人力资本难以适应新的产业需求，从而成为阻碍产业结构升级的因素。

（二）机制分析

本文采用中介效应模型检验区域创新水平是否对数字经济推动产业结构升级起到中介效应，具体回归结果见表4。在第（1）列中数字经济对产业结构升级的影响在1%显著性水平上显著，且系数为0.727，证实了数字经济对产业结构升级有积极影响。第（2）列在第（1）列的基础上进一步证实了数字经济能够在一定程度上促进区域创新水平的提升。最后，将中介变量区域创新水平加入数字经济对产业结构升级影响的回归方程中，通过观察解释变量数字经济的系数值以及显著性变化得出：第（3）列中数字经济对产业结构升级的影响系数较第（1）列有所下降，这表明在数字经济推动产业结构升级过程中，区域创新水平发挥部分中介作用。因此，假设2得到验证。这主要是因为，在数字经济的推动下，各个地区不断涌现出新技术和新产业，新技术被广泛使用以及更加平台化，改变了消费者的消费结构，同时也带动了相关产业，催生了新兴产业，第三产业比重不断增加，从而推动产业结构升级。

表4 数字经济影响产业结构升级作用机制的检验结果

为了验证中介效应的稳定性，本文还进行了Sobel-test和Bootstrap-method进一步检验。从表5可以看出，Sobel-test结果在1%水平上显著，Bootstrapmethod 结果置信区间没有包含0，结合表4，可以得出区域创新水平表现为部分中介作用，数字经济通过刺激区域创新水平进而促进产业结构升级。

（三）边际效用递增的非线性特征分析

考虑到数字经济对产业结构升级的影响与区域创新水平密切相关，本文使用数字经济发展水平和区域创新水平分别作为门槛变量进行单门槛、双门槛和三门槛的检验，抽样300 次迭代，具体回归结果见表6。

表6 中P 值表明，数字经济发展水平在5%的显著性水平上通过了单阈值检验，而双阈值和三阈值检验都不显著；区域创新水平在1%的显著性水平上通过了单阈值检验，在5%的显著性水平上通过双阈值检验，三阈值效应不显著。回归结果表明，数字经济与产业结构转型升级之间存在着显著的双门槛特征，双门槛值分别为2.366 和6.113。在此基础上，设置门槛值进行测试，具体回归结果如表7 所示。

表7 数字经济影响产业结构升级门槛模型的回归结果

观察表7 中模型（1），可以发现随着数字经济发展指数的提高，对产业结构升级的影响呈现出显著的正向趋势，并且具有边际效用递增的非线性特征；而在模型（2）中，以区域创新水平作为门槛变量，可以看到数字经济对产业结构升级的促进影响不断增强，仍然存在着正向边际效用递增的非线性特征。这说明不仅是数字经济能够对产业结构升级产生影响，区域创新也有一定的调节作用。因此，假设3得到了验证。之所以出现这种现象，可能是因为2012 年之前，在我国各省份经济发展过程中，区域创新水平存在一定的粗放特征，各地区快速发展的同时可能忽略了区域协调和产业拉动，数字经济对产业结构的促进作用表现不明显。而随着近几年经济的快速发展，各地区实施各项创新措施，区域创新水平也进入了效率高、辐射作用大的新阶段，成为支持数字经济发展的重要平台，可以使资源利用更充分，辐射作用得到充分释放，从而促进产业结构升级的作用也更加突出。

（四）异质性分析

为了进一步检验数字经济对产业结构升级影响的异质性，根据传统的划分方法，本文将31 个省份分为东部地区、中西部地区两个子样本①两大区域划分：东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南；中西部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、四川、贵州、湖北、湖南、内蒙古、广西、重庆、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。，按照《2020 中国城市商业魅力排行榜》划分标准将互联网发展水平划分为高互联网发展水平和低互联网发展水平，使用每万人互联网用户数来衡量。对“数字经济—区域创新水平—产业结构升级”进行区域差异的研究，具体回归结果见表8。在偶数列引入中介变量，Sobel 的P 值都小于0.1，区域创新水平的系数都为正，这表明区域创新水平对我国产业结构升级同样起到正面影响。在此基础上进行Chow检验，可以看出数字经济对产业结构升级在东部地区和高互联网发展水平地区是显著的，而在中西部地区和低互联网发展水平地区不显著。由此可知，东部地区和高互联网发展水平地区能够获得更大的数字经济溢出红利。这可能是因为，东部地区经济发展水平高，其产业结构比较完善，使得其获益的程度也比中西部地区更大；中西部地区的经济发达程度相对较弱，产业结构往往偏向中低端，使得其获益的程度可能不够明显。另外，随着新兴科技如信息科学、通信和电子商务的迅速发展，第三产业的比重不断增加，使得在互联网发展水平相对较高的地区，数字经济能够更有效地推动产业结构升级。

表8 异质性检验

（五）稳健性检验

1.工具变量法

本文借鉴一些学者的做法，将数字经济发展水平的工具变量采用各省份在1984 年的每百万人邮电历史数据进行衡量[35]。该数据满足工具变量的选取要求：（1）互联网技术作为传统通信技术的延续和发展，各地区的传统电信基础设施对后续阶段互联网和数字经济的发展有一定影响，包括技术水平和使用习惯等因素，满足与解释变量的相关性；（2）随着固定电话等传统电信工具的使用频率下降，其对产业结构升级的影响逐渐变小，满足排他性。参考一些学者的做法，引入一个随时间变化的变量来构造面板工具变量[36]。具体而言，以上一年全国互联网投资额（与时间有关）分别与1984 年各省份每万人邮局数量（与个体变化有关）构造交互项，作为核心解释变量的工具变量，在考虑异方差的情况下，进一步采用GMM 进行补充分析，回归结果如表9 所示。第（1）列显示了第一阶段回归的结果，其中工具变量（IV）的回归系数为0.736，在1%的水平上显著为正。同时，从K-P LM 检验和K-PWald 检验获得的F 统计量明显大于10，表明不存在弱工具变量。第（2）列显示了第二阶段回归的结果，关于产业结构升级的工具变量的回归结果为0.724，在5%水平上显著。第（3）列显示了用GMM 的方法进行检验，回归结果在1%的置信水平上显著，这表明数字经济能推动产业结构升级，验证了实证结果的稳定性。

表9 数字经济影响产业结构升级的稳健性检验

2.变换变量

采用不同的计算方法度量产业结构升级，本文借鉴已有研究对产业结构升级的测度指标[37]，具体公式为：

使用2SLS进行回归，回归结果如表9中第（4）列和第（5）列所示，可以看出，当变换产业结构升级的测算方法后，回归结果仍与上文保持一致。

五、结论与政策建议

随着数字经济的不断发展，为产业结构升级创造条件。在这种演变过程中，一定程度的区域创新水平成为数字经济推动产业结构发展的关键因素。本文基于2012—2021年中国31个省份的面板数据，从区域创新水平视角进行研究，运用计量经济学模型实证分析数字经济对产业结构升级的促进作用和非线性传导机制，得出以下结论。

第一，数字经济能够有效驱动产业结构升级，并且能够通过刺激区域创新水平更好地推动产业结构升级，在选取历史数据作为工具变量和变换产业结构升级测算方法等稳健性检验后结果仍然成立。

第二，数字经济对产业结构升级的影响还表现出边际效用递增的非线性变化特征。这与其网络效应的特点相符，证明了“梅特卡夫法则”在产业结构升级中也是显著存在的，并且区域创新水平这一中介因素还能够强化该效应，表明区域创新与数字经济能够对产业结构升级形成推动合力。

第三，数字经济对产业结构升级的影响存在区域异质性，中西部地区受到数字经济红利相对东部地区小，低互联网发展水平地区积极影响小于高互联网发展水平地区。

基于本文研究结论，提出以下建议。

首先，不断促进数字经济与实体经济的有机整合，更好地满足社会需求。一方面，应该积极探索数字化、网络化、智能化的可持续性，有效地将这些技术应用到现代社会生活当中，以促使传统产业的变革，以期达到更好的社会效益；另一方面，大力支持高新技术产业的发展，利用这些技术，来推动新能源、新材料等领域的创新，从而更好地满足市场需求。

其次，数字经济通过区域创新对产业结构升级的提升作用明显，因此应加大对创新主体的支持力度。一方面，通过加大资金投入，不断提升实体产业的技术创新水平，开发出更多的创新产品，改善市场环境，为实体产业的发展提供更加公平的竞争机会；另一方面，加强数字经济与区域创新融合的体制机制建设，通过增加高端生产要素和降低创新成本，进一步提升数字经济对区域创新的积极影响，助推产业结构升级。

再次，因地制宜，充分发挥数字经济对各地区资源的优化配置作用。为了最大限度地发挥数字经济的潜力，实现产业结构的最优化，需要根据各地区的特点采取相应的措施。一方面，中西部地区应该充分利用国家促进当地数字经济发展所实施的政策优势，培养专业人士，积极开拓高科技领域，打造数字经济特色产业，使数字经济成为区域经济发展的新引擎；另一方面，低互联网发展水平地区要完善信息技术基础设施建设，加快互联网的普及，为数字经济更好地推动产业结构升级创造良好的基础条件。