曹张龙

（安庆师范大学经济与管理学院，安徽 安庆 246133）

0 引言

当前中国经济的增长速度明显放缓，传统的增长方式所受到的内外约束进一步收紧，培育经济增长新动能，实现经济高质量发展是这一阶段的核心议题，而产业结构优化升级无疑是经济高质量发展的重要途径。随着数字经济迅速渗透到经济社会的各个领域，其在深度上也得到了迅猛推进，这为中国产业结构优化升级注入了新的驱动力量。而关于数字经济对产业结构优化升级的影响，已有文献主要从理论和实证两个方面寻找答案。在理论研究方面，裴长洪等（2018）[1]认为，数字经济是一种比农业经济和工业经济更高级的经济形态，其在资源配置能力和渗透能力方面明显高于传统经济形态，是产业结构优化和经济高质量发展的新动力。张辉和石琳（2019）[2]认为数字经济对经济的影响主要通过对其他生产要素的替代、对传统产业的渗透、促进全要素生产率提升、与其他行业进行关联发挥作用。肖旭和戚聿东（2019）[3]认为数字经济主要从提高产业发展的效率、促进不同产业之间的融合、重构产业竞争的模式、为产业发展赋能四个方面促进产业结构升级。李晓华（2019）[4]认为数字经济是新旧动能转换的重要推动力量，其主要通过改造传统产业、淘汰落后产业、形成新产业三种机制发挥推动作用。杨佩卿（2020）[5]认为数字经济可用数字技术赋能传统产业，推动传统产业迈向中高端，并使传统产业的发展速度明显加快。陈昌盛等（2020）[6]研究发现传统生产要素的重要性逐渐下降，而数字要素的重要性日益凸显，在数字经济引领下，制造业与服务业融合速度不断加快，从而带动产业向高端发展。在实证研究方面，谢绚丽等（2018）[7]认为数字金融通过促进创新来增加创业机会。朱秋博等（2019）[8]发现信息化发展对农户全要素生产率有显著的促进作用，并且这种促进作用不是来自农业技术进步的提高，而是来自农业技术效率的提高。张勋等（2019）[9]认为数字经济通过增加居民创业数量及创业机会实现包容性增长。何帆和刘红霞（2019）[10]发现数字化转型可以提高企业创新水平，降低企业运行成本，提高企业效率。熊厉和蔡雪莲（2020）[11]认为数字经济不仅有利于区域技术创新，而且有利于产品创新，并且其对技术创新的作用更明显。

我国数字经济的发展存在明显的空间分异现象，这体现在不同区域、城乡之间数字设施的接入差异与数字技术运用能力的差异。同时，数字经济在产业间的逆向渗透现象也很明显，数字经济渗透到服务领域的程度较深，渗透到制造业与农业领域的程度相对较浅，数字经济应用端相对成熟，基础端明显薄弱。那么，数字经济能否成为驱动我国产业结构优化升级的重要推动力量？如果答案是肯定的，那么数字经济驱动我国产业结构升级的效应又具有怎样更深层次的问题及特征？基于以上问题，本文先构建面板回归模型实证检验数字经济驱动我国产业结构升级的效应，并详细探讨这一驱动效应在我国不同地区所表现出的区域差异；然后通过面板门限回归模型详细分析数字经济驱动我国产业结构升级的非线性规律。

1 研究假设

数字经济对产业结构升级的影响主要体现在四个方面：第一，成本降低效应。数字经济通过降低微观企业的经营成本为产业结构升级提供强有力的资金支持。从企业的业务环节看，数字化转型降低了信息不对称的程度，企业用于信息搜寻、原材料采购、物流配送等业务环节的支出将明显减少；从企业对市场信息的获取能力看，数字化转型的企业对市场信息的获取能力大大增强，企业可以实时掌握市场供求信息的变化，并给予及时响应，进而调整经营决策，这使企业面临的不确定性大大降低，减少了不必要的损耗。第二，效率提升效应。数字经济通过提高微观企业的生产效率驱动整个产业效率的提升。在数字经济环境下，数据是十分重要的生产要素，数据的高效使用成为提升企业生产效率的关键驱动力量，一方面，数据的高效使用使得企业生产要素配置效率明显提高；另一方面，数据的高效使用使得企业经营决策更加精准，生产的盲目性明显降低。第三，竞争效应。在数字经济环境下，企业所面对的竞争对手不仅来自本行业内部，而且可能来自其他领域，不断加剧的竞争环境不仅倒逼企业进行产品与技术创新，而且也给初创企业带来了弯道超车的机遇，这种竞争效应最终推动整个产业的产品与技术持续升级。第四，创新激励效应。在数字经济环境下，企业的创新活动不单单依靠其内部创新要素，而是以多元创新主体构成的网络空间为基础。通过创新网络，创新成果快速扩散，技术成果转化速度随之加快，同时，由于创新活动发生在创新网络中一个个节点上，这分散了技术创新的风险。因此，数字经济的创新网络为最有机会在新技术、新产品取得成功的企业提供了长效激励。根据以上理论分析，提出假设1：

假设1：数字经济总体上对产业结构优化升级存在显著的正向影响。

尽管数字经济总体上有利于产业结构优化升级，但受地区数字经济发展水平的制约，这种影响效应存在一定的区域差异。具体来说，在数字经济发展水平较低的地区，数字技术发展水平及创新能力比较低，其较容易渗透到服务业，使得服务业生产效率得到迅速提升，故数字经济对这些地区产业结构升级的影响效应较大；而在数字经济发展水平较高的地区，数字经济向服务业已经有较深的渗透，其逐渐向制造业、农业领域渗透，但渗透难度逐渐增大，渗透速度相对较慢，故数字经济对这些地区产业结构升级的影响效应较小。根据以上理论分析，提出假设2：

假设2：数字经济对产业结构升级的影响存在其自身发展水平的门限效应。当数字经济发展水平处于低区制时，其对产业结构升级的影响效应较大；当数字经济发展水平处于高区制时，其对产业结构升级的影响效应较小。即数字经济对产业结构升级的影响呈现边际效应递减的非线性规律。

劳动力是数字经济的使用者和参与者，具备高人力资本的劳动力能够较好地利用数字技术进行创新，从而可以较好地发挥数字经济对产业结构升级的促进作用；但是，如果劳动力的知识储备较少，地区人力资本水平整体不高，那么其很难利用数字技术进行创新，最终会降低该地区数字经济驱动产业结构升级的影响效应。因此，在数字经济环境下，提高地区人力资本水平在一定程度上可以破解数字经济驱动产业结构升级的边际效应递减规律。根据以上理论分析，提出假设3：

假设3：数字经济对产业结构升级的影响存在人力资本水平的门限效应。当人力资本水平处于低区制时，数字经济对产业结构升级的影响效应较小；当人力资本水平处于高区制时，数字经济对产业结构升级的影响效应较大。即随着人力资本水平的提高，数字经济对产业结构升级的影响效应显著增强。

2 研究设计

2.1 模型构建

首先，本文构建面板回归模型实证检验数字经济对产业结构升级的影响效应，所构建的模型为：

其中，被解释变量str表示产业结构升级指数，核心解释变量digit表示数字经济发展指数，x表示控制变量，其上标表示第k个控制变量，μ和ε分别表示个体固定效应和随机误差项。

为了检验数字经济对产业结构升级影响的非线性规律，本文进一步通过构建面板门限回归模型进行实证研究，所构建的面板门限回归模型分别为式（2）与式（3）：

其中，I(∙)为示性函数，模型（2）以数字经济发展指数（digit）为门限变量，模型（3）以人力资本水平的对数（lnhum）为门限变量，x表示其他控制变量，且与前文相同。

2.2 变量说明

（1）被解释变量：产业结构升级指数（str）。产业结构升级表示产业从低级形态向高级形态演进，本文参考多数文献的做法，采用第三产业增加值占GDP 的比重表示产业结构升级指数。

（2）核心解释变量：数字经济发展水平（digit）。已有文献主要采用替代变量法或者构建综合评价指标进行测度，由于替代变量法相对比较粗糙，故本文采用构建综合评价指标的方法测度数字经济发展指数。具体来说，本文参考赵涛等（2020）[12]的做法，并参考国家统计局关于数字经济核心产业的分类，构建数字经济发展水平评价指标体系。本文选取的六个指标分别为移动电话普及率、互联网宽带接入用户数、计算机服务和软件业从业人员比重、人均电信业务总量、计算机通信和其他电子设备制造业主营业务收入以及北京大学数字金融研究中心的数字普惠金融指数，本文对以上六个变量进行标准化处理以后，采用主成分分析法进行降维，最终得到数字经济发展水平。需要说明的是，北京大学数字金融研究中心还没有公布2021 年的数字普惠金融指数，而蚂蚁金服官方网站公布了最新的数据，且与北京大学数字普惠金融指数有连贯性，故本文2021 年的数据来自蚂蚁金服官方网站数字经济开放研究平台。

（3）其他控制变量（x）：考虑到产业结构升级主要受供给和需求两个方面因素的影响，故本文从这两个方面引入控制变量。在供给因素方面，引入如下控制变量：①市场化水平（mark），以非国有经济从业人员比重来量化。②人力资本水平（hum），以人均受教育年限来量化，其计算公式是hum=(6n1+9n2+12n3+16n4)/n，n1、n2、n3、n4分别表示小学学历人数、初中学历人数、高中和中专学历人数、大专及本科以上学历人数，n表示六岁以上人口总数。③资本存量（k），参考张军等（2004）[13]的方法进行测度，其公式是kt=it+(1-δ)kt-1,折旧率δ取9.6%，且将2011 年作为基期，基期资本存量的核算方法为利用基期资本形成总额除以10%；另外，在核算过程中，本文用固定资产投资价格指数将固定资产投资转化为实际值。在需求因素方面，引入如下控制变量：①消费水平（consum），以城镇居民人均消费支出表示；②进出口（inex），以货物进出口额占GDP的比重来量化。对以上变量取对数后代入模型。

2.3 数据来源与描述性统计

由于西藏和宁夏数据缺失较多，因此本文实证所用数据为我国除西藏、宁夏和港澳台以外的29个省份的数据，时间跨度为2011—2021年，本文采用的数据来自历年《中国统计年鉴》《中国工业统计年鉴》《中国人口和就业统计年鉴》《中国科技统计年鉴》和Wind 数据库。表1 是变量的描述性统计结果。

表1 变量描述性统计

3 实证分析

3.1 基准回归分析与稳健性检验

基准回归分析先利用面板回归模型（1）实证分析了数字经济对产业结构升级的影响效应，表2是实证结果。第2 列为混合模型的回归结果，可以看出，核心解释变量数字经济发展水平（digit）的回归系数为0.074，t值为7.18，回归系数有较高的显著性。考虑到面板回归模型可能存在不可观测的个体固定效应或时间效应，需要对模型进行相应的检验，检验结果表明固定效应模型更为合适，固定效应模型回归结果见第3 列，可以看出，核心解释变量数字经济发展水平（digit）的回归系数为0.063，t值为4.24，回归系数也具有较高的显著性。

内生性问题是本文实证分析过程中不得不考虑的问题，因为产业结构升级离不开数字经济的快速发展，而数字经济的发展显然与产业结构升级有很大关系。为了克服模型可能存在的内生性问题，本文借鉴赵涛等（2020）[12]的做法，利用1985 年电话机数构造数字经济发展水平的工具变量，之所以选用历史数据作为工具变量，主要是因为当前互联网技术是历史上通信技术的进一步发展，历史通信设施会对后续互联网发展有一定的影响，但是传统通信工具的作用随着互联网技术的应用而逐渐降低，因此符合工具变量排他性的要求。又由于本文采用的是面板数据，历史通信设施是截面数据，不能直接被用作工具变量，因此在具体操作过程中，借鉴Nunn 和Qian（2014）[14]的做法，本文采用样本期内历年全国互联网用户数与各地区1985 年电话机数的乘积作为工具变量，从工具变量模型实证结果可以看出，核心解释变量数字经济发展水平（digit）的回归系数为0.092，t值为6.33，回归系数仍然具有较高的显著性。因此，从数字经济发展水平（digit）的回归系数来看，混合模型、面板固定效应模型和工具变量模型的估计结果方向一致，但大小存在一定差异。这说明数字经济对产业结构升级确实具有显著的促进作用，以工具变量模型为例，数字经济发展水平每提高1 个单位，产业结构升级指数提高0.092个单位。

本文采用替换变量的方式进行稳健性检验，并直接以北京大学数字普惠金融指数作为数字经济发展水平的代理变量，实证结果见下页表3。稳健性检验结果并无实质性差异，这说明本文的研究结论是可靠的。

3.2 基于不同地区样本的异质性分析

由前文的分析可知，我国数字经济在各地区的发展水平存在较大差异，为进一步分析数字经济对产业结构升级影响的区域差异性，现将29 个省份分为东、中、西三大地区，分别利用面板回归模型（1）进行实证检验，结果见表2和表3。其中，表2 的数字经济发展水平采用本文测算的数字经济发展水平，表3的数字经济发展水平采用北京大学数字普惠金融指数，用来进行稳健性检验。

以表2为例，核心解释变量数字经济发展水平的回归系数在东部、中部与西部地区分别为0.027、0.068、0.079，t值分别为2.67、4.07、4.27，且都具有较强的显著性。显然，数字经济对东、中、西部地区产业结构升级都具有较强的正向影响，然而，其影响效应在不同地区存在较大差异，具体来说，在东部地区，数字经济对产业结构升级的驱动效应相对较小，而在中西部地区，数字经济对产业结构升级的驱动效应相对较大。究其原因，主要是因为处于数字经发展初级阶段的中西部地区，数字技术发展水平及创新能力都比较低，数字技术主要向服务业渗透，渗透难度相对较小，其对服务业生产效率的促进作用较明显，故数字经济对这些地区产业结构升级的驱动效应相对较大；而东部地区处于数字经济发展的高级阶段，数字技术向服务业渗透的程度比较深，数字技术主要向制造业和农业渗透，但是渗透难度逐渐增大，故数字经济对这些地区产业结构升级的驱动效应相对较小。这表明发展数字经济对于缩小落后地区与发达地区的发展差距有重要的意义。

3.3 数字经济对产业结构升级影响的门限特征

3.3.1 以数字经济发展水平为门限变量

通过全国样本及分地区样本的基准回归分析可知，数字经济对产业结构升级的影响总体上是正向的，但这种影响效应在不同地区有一定的差异，这表明数字经济与产业结构升级并不是简单的线性关系，而是可能存在较为复杂的非线性关系。结合前文假设2可知，数字经济对产业结构升级的影响效应可能与其自身的发展水平有较大关系。本文假设数字经济对产业结构升级的促进作用存在数字经济发展水平的门限效应，故进一步通过门限回归模型（2）对这一假设进行实证研究。本文以数字经济发展水平（digit）为门限变量，检验数字经济对产业结构升级影响的门限效应。先要确定门限的个数与门限回归模型的形式，本文采用的检验方法为Hansen（1999）[15]所提出的自举法（Bootstrap），通过抽样300次，得到Bootstrap的P值和F统计量，结果显示门限回归模型（2）通过了双重门限检验，具体检验结果见表4。由表4 可知，在采用单一门限的情况下，模型的F 值为49.65，大于1%显著性水平上的临界值36.28；在采用双重门限的情况下，模型的F值为19.54，大于5%显著性水平上的临界值17.62；在采用三重门限的情况下，模型的F值为8.72，小于10%显著性水平上的临界值。因此，本文认为面板门限回归模型（2）存在双重门限效应。

表4 门限效应检验结果

在确定面板门限回归模型的形式以及门限值以后，进一步得到以数字经济发展水平为门限变量的面板门限回归模型的回归结果，如表5 所示。其中，门限回归结果Ι以本文测算的数字经济发展水平为门限变量，门限回归结果Ⅱ以北京大学数字普惠金融指数为门限变量，二者的回归结果并无实质性差异。

表5 数字经济驱动产业结构升级的门限效应估计结果（门限变量为数字经济发展水平）

从表5中的回归结果Ι可以看到，数字经济对产业结构升级的影响存在双重门限效应，数字经济发展水平的两个门限值分别为τ1=0.65，τ2= 1.77，在第一门限值以内（τ≤0.65），数字经济对产业结构升级的影响系数为0.212，t 值为7.24；在第一门限值与第二门限值之间（0.65<τ≤1.77），数字经济对产业结构升级的影响系数为0.147，t 值为3.48；超过第二门限值以后（τ>1.77），数字经济对产业结构升级的影响系数为0.102，t 值为3.14，而且以上回归系数都具有较高的显著性。门限回归模型的实证结果表明，总体上数字经济对产业结构升级的影响存在正向效应，但随着数字经济发展水平的提高，其对产业结构升级的影响效应有递减的趋势。究其原因，当数字经济发展水平较低时，其比较容易渗透到服务业，使得服务业生产率得到迅速提升，此时，数字经济对产业结构升级的影响较大；随着数字经济的进一步发展，其逐渐向制造业、农业领域渗透，但渗透难度逐渐增大，渗透速度相对较慢，此时，数字经济对产业结构升级的影响效应较小。因此数字经济对产业结构升级的影响呈现边际效应递减的趋势。

3.3.2 以人力资本水平为门限变量

上文实证结果表明，数字经济对产业结构升级的影响存在其自身发展水平的门限效应，而且，随着数字经济发展水平的提高，其对产业结构升级的影响呈现边际效应递减的趋势。为了破解数字经济对产业结构升级影响的边际效应递减规律，本文以人力资本水平为门限变量，进一步采用面板门限回归模型（3）分析数字经济对产业结构升级的影响效应。当以人力资本水平的对数（lnhum）为门限变量时，模型存在单一门限效应，且回归结果如表6所示，表6的第2至5列分别为全国样本以及三大地区样本的回归结果。

表6 数字经济驱动产业结构升级的门限效应估计结果（门限变量为人力资本水平）

以人力资本水平（lnhum）为门限变量，全国样本的面板门限模型存在一个门限值2.05，当门限值低于2.05 时，数字经济对产业结构升级的影响系数为0.013；当门限值高于2.05 时，数字经济对产业结构升级的影响系数为0.094。东部地区的面板门限回归模型存在一个门限值2.40，当门限值低于2.40 时，数字经济对产业结构升级的影响系数为0.025；当门限值高于2.40时，数字经济对产业结构升级的影响系数为0.056。中部地区的面板门限回归模型存在一个门限值2.27，当门限值低于2.27 时，数字经济对产业结构升级的影响系数为0.071；当门限值高于2.27 时，数字经济对产业结构升级的影响系数为0.164。西部地区的面板门限回归模型存在一个门限值2.04，当门限值低于2.04时，数字经济对产业结构升级的影响系数为0.028；当门限值高于2.04时，数字经济对产业结构升级的影响系数为0.097。

显然，不论是全国样本还是分地区的样本，在人力资本处于低区制时，数字经济对产业结构升级的促进作用均较小；在人力资本处于高区制时，数字经济对产业结构升级的促进作用均较大。故随着人力资本存量的提高，数字经济对产业结构升级的影响效应逐渐增强。究其原因，这主要是因为劳动力是数字经济的使用者和参与者，具备高人力资本的劳动力能够较好地利用数字技术进行创新，从而可以较好地发挥数字经济对产业结构升级的促进作用；相反，若劳动力的知识储备较少，地区人力资本水平整体不高，则其利用数字技术进行创新的能力较弱，最终会降低数字经济对产业结构升级的影响效应。可见，在数字经济环境下，提高人力资本水平在一定程度上可以应对数字经济对产业结构升级的边际效用递减问题。

另外，分地区的面板门限回归结果显示，不同地区人力资本的门限值并不相同，东部地区较大，中部地区次之，而西部地区最小。究其原因，东部地区数字化技术密集行业较为发达，需求更多的是数字技术基础研究人才、具有较强数字技术创新能力的人才以及数字成果转化能力强的高层次人才，故东部地区对人力资本的要求较高；中西部地区数字经济发展水平相对较低，数字技术在各个产业的应用程度不强，数字化转型还远没有覆盖经济社会的各个方面，其需求更多的是与当地产业发展相匹配的数字化应用人才，故中西部地区对人力资本要求相对较低。

总之，以人力资本水平为门限变量，数字经济对产业结构升级的影响呈现显著的门限效应，随着人力资本水平的提高，数字经济对产业结构升级的影响效应显著增强，这一非线性特征在一定程度上可以应对数字经济对产业结构升级影响的边际效应递减问题。

4 结论与启示

本文基于2011—2021 年我国省级面板数据，采用面板回归模型和门限回归模型分析了数字经济对产业结构升级的影响，在充分考虑变量内生性和稳健性的基础上，实证结果显示：（1）数字经济对产业结构升级的影响总体上呈现显著的正向效应；分地区样本的研究发现，西部地区影响效应最大，中部地区次之，东部地区最小。（2）以数字经济发展水平为门限变量的回归结果显示，数字经济对产业结构升级的影响呈现其自身发展水平的门限效应，而且随着门限值的提高，数字经济对产业结构升级的影响呈现边际效应递减趋势。（3）以人力资本水平为门限变量构建面板门限回归模型进一步研究发现，随着人力资本水平的提高，数字经济对产业结构升级的影响效应显著增强，这一非线性特征在一定程度上可以应对数字经济对产业结构升级影响的边际效应递减问题。

基于以上结论，得到以下主要启示：

第一，数字经济对产业结构升级存在显著的正向影响，而产业数字化是数字经济发展的落脚点，因此各地区应该进一步拓展产业数字化的深度与广度。在欠发达地区，信息基础设施仍然达不到全覆盖，其数字经济主要渗透到生活消费服务领域，产业数字化融合发展速度较慢，欠发达地区应该加强移动宽带以及互联网等数字基础设施建设，并不断因地制宜地促进地区产业数字化转型，提高产业数字化规模；而在发达地区，信息基础设施相对完善，数字经济不仅渗透到生活消费服务领域，而且逐渐渗透到政府公共服务领域和制造领域，这些发达地区应该进一步支持企业数字化改造，并激励企业在数字经济关键核心领域进行创新突破，实现数字经济质与量的协同提升。

第二，数字经济对产业结构升级的影响存在其自身发展水平的门限效应，且随着数字经济发展水平的提高，其对产业结构升级的影响呈现边际效应递减趋势。因此，不同地区在不同发展阶段，应结合当地数字经济发展的实际情况作出相关政策的动态调整，进而让数字经济更好地服务地方经济发展。对于数字经济发展水平较低的地区，应该大力推进数字经济向传统产业渗透，并不断向经济社会的各个领域渗透；对于数字经济发展水平较高的地区，应该重点关注数字化创新应用，培育新业态、新模式，从而起到数字经济发展的引领示范作用。

第三，各地区应该重视数字人力资本积累，通过产学研有效对接，提高劳动力的数字化技能。当前各地区都致力于通过发展数字经济推动产业结构转型升级，数字经济能否有效驱动产业结构升级受到人力资本的制约，当人力资本水平超过一定门限之后，数字经济对产业结构升级的促进作用就会得到有效释放。数字经济具有明显的知识密集特征，随着数字经济的深入发展，互联网、大数据以及人工智能等技术将会使得技术含量较低的重复性工作逐渐被机器所替代，而数字化素养高的创新人才以及跨界复合型人才需求将会持续上升。因此各地区应该转变重物质资本、轻人力资本的观念，进一步完善数字人才培养机制，在现有的教育体系中充分嵌入数字化思维和数字化能力的培养，重视数字技能培养的产学研有效对接，进而提高地区数字人力资本水平。