張一凡 李 琪 吳繼英

(江蘇大學財經(jīng)學院，江蘇 鎮(zhèn)江 212013)

1 研究背景及文獻綜述

近年來我國數(shù)字經(jīng)濟蓬勃發(fā)展，成為社會經(jīng)濟發(fā)展新動能?！笆奈濉币?guī)劃提出要打造數(shù)字經(jīng)濟新優(yōu)勢、促進數(shù)字技術與實體經(jīng)濟深度融合，推動傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。經(jīng)濟活動通常具有一定的空間溢出屬性，可能會對相鄰地區(qū)或經(jīng)濟差距較小的地區(qū)產(chǎn)生影響。因此，本文考慮空間因素影響下數(shù)字經(jīng)濟對我國產(chǎn)業(yè)結構升級的驅(qū)動效應，并進一步檢驗數(shù)字經(jīng)濟與實體經(jīng)濟融合(以下簡稱“數(shù)實融合”)對產(chǎn)業(yè)結構升級的中介作用機制，為打造我國數(shù)字經(jīng)濟新優(yōu)勢、賦能產(chǎn)業(yè)結構升級提供理論參考和現(xiàn)實依據(jù)。

國內(nèi)外學者圍繞數(shù)字經(jīng)濟與產(chǎn)業(yè)結構的關系展開了大量研究，Zimmermann和Koerner較早指出數(shù)字經(jīng)濟對產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整具有關鍵意義[1]。數(shù)字經(jīng)濟能夠顯著促進我國產(chǎn)業(yè)結構向中高端邁進，加快產(chǎn)業(yè)結構升級[2]。數(shù)字經(jīng)濟可通過拓展分工邊界、降低交易成本、轉(zhuǎn)移價值分配等方式驅(qū)動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型[3]，或通過促進ICT產(chǎn)業(yè)發(fā)展帶動產(chǎn)業(yè)結構升級[4]。但既有研究大多只關注數(shù)字經(jīng)濟對本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級的影響，傾向于理論剖析或是采用普通面板模型進行實證研究，較少考慮數(shù)字經(jīng)濟和產(chǎn)業(yè)結構之間的空間相關性，也鮮有研究討論數(shù)實融合在促進產(chǎn)業(yè)結構升級過程中的中介作用。因此，本文試圖在以下兩個方面有所創(chuàng)新：第一，充分考慮省域間數(shù)字經(jīng)濟和產(chǎn)業(yè)結構存在的空間相關性，分析數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對本地區(qū)及鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級的驅(qū)動作用；第二，首度引入數(shù)實融合作為中介變量，實證檢驗了數(shù)字經(jīng)濟與實體經(jīng)濟融合發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構升級的作用機制。

2 理論基礎與研究假設

2.1 數(shù)字經(jīng)濟對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響效應

數(shù)字經(jīng)濟能夠有效助推產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級?；ヂ?lián)網(wǎng)、人工智能等數(shù)字技術的深度應用，推進了企業(yè)產(chǎn)品研發(fā)、銷售等環(huán)節(jié)的智能化升級，催生了工業(yè)互聯(lián)網(wǎng)、智慧農(nóng)業(yè)等新業(yè)態(tài)，從根本上優(yōu)化了產(chǎn)業(yè)基礎和產(chǎn)業(yè)布局，提升了原有勞動和資本要素的產(chǎn)出效率，從而推動產(chǎn)業(yè)結構升級。此外，數(shù)字技術的廣泛應用打消了區(qū)域間生產(chǎn)要素流動的壁壘，帶來區(qū)域間技術、信息等要素有效溢出，使數(shù)字經(jīng)濟突破地理和組織邊界產(chǎn)生溢出效應。故提出以下研究假設：

H1：數(shù)字經(jīng)濟有助于推動產(chǎn)業(yè)結構升級。

H2：數(shù)字經(jīng)濟對產(chǎn)業(yè)結構升級有空間溢出效應。

2.2 數(shù)字經(jīng)濟對產(chǎn)業(yè)結構升級的作用機制

數(shù)字經(jīng)濟是一種融合性經(jīng)濟，以數(shù)字技術應用、創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展為牽引，以數(shù)據(jù)要素價值轉(zhuǎn)化為核心，為產(chǎn)業(yè)結構升級帶來新契機。數(shù)字技術與實體經(jīng)濟的深度融合催生了新模式、新業(yè)態(tài)，驅(qū)動產(chǎn)業(yè)結構轉(zhuǎn)型。由此提出以下假設：

H3：數(shù)字經(jīng)濟通過數(shù)實融合促進產(chǎn)業(yè)結構升級。

3 研究設計

3.1 模型構建

3.1.1 空間計量模型

為研究數(shù)字經(jīng)濟對產(chǎn)業(yè)結構升級的空間溢出效應，設定模型如式(1)所示。

indu=c+ρ×Windu+β1del+β2X+θ1×Wdel+θ2×WX+δi+μt+εit

εit=λWεit+φit～N(0,σ2In)

(1)

式(1)中被解釋變量indu表示產(chǎn)業(yè)結構升級水平，解釋變量del是數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平，X是一系列控制變量。W為空間權重矩陣，反映各單元之間的空間關系，ρ和θ是空間滯后系數(shù)，反映變量之間的空間依賴關系，λ是空間自回歸系數(shù)，δ代表個體固定效應，μ表示時間固定效應，ε是隨機擾動項，In是n×1階單位矩陣。若ρ和θ同時為零，則式(1)為空間誤差模型(SEM)；若λ和θ同時為零，則式(1)為空間滯后模型(SLM)；若只有λ為零，則式(1)為空間杜賓模型(SDM)。

本文參考孫超和唐云鋒的研究方法[5]，構建地理經(jīng)濟綜合權重矩陣W，具體見式(2)。其中，pgdpi和pgdpj分別表示樣本期內(nèi)區(qū)域i和區(qū)域j的人均GDP的平均值，dij是根據(jù)兩區(qū)域間省會城市經(jīng)緯度坐標計算得到的球面距離。另采用鄰接權重矩陣進行穩(wěn)健性檢驗，根據(jù)地理邊界的相鄰與否設定，地理位置相鄰的地區(qū)賦值為1，不相鄰的地區(qū)賦值為0，具體見式(3)。

(2)

(3)

3.1.2 中介效應模型

為揭示數(shù)字經(jīng)濟驅(qū)動產(chǎn)業(yè)結構升級的作用機制，以數(shù)字經(jīng)濟與實體經(jīng)濟融合水平為中介變量建立中介效應模型如式(4)至式(6)所示，其中indu和del分別為產(chǎn)業(yè)結構升級和數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平，dig_int為“數(shù)實融合”變量，X為控制變量。

indu=c×del+α0+βXit+εit

(4)

dig_int=a×del+×α0+βXit+εit

(5)

indu=c×del+b×dig_int+α0+βXit+εit

(6)

3.2 變量選擇

3.2.1 被解釋變量

產(chǎn)業(yè)結構升級水平(indu)。隨著勞動力分工與專業(yè)化水平的提高，產(chǎn)業(yè)結構不斷升級演化，提高了勞動生產(chǎn)率[6]?，F(xiàn)有研究常使用各產(chǎn)業(yè)間的比例來考察產(chǎn)業(yè)結構高級化程度，忽略了勞動生產(chǎn)率的改變，可能會導致產(chǎn)業(yè)結構測度值“虛高”。因此參考袁航和朱承亮的做法[7]，采用各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比例與勞動生產(chǎn)率的乘積之和來衡量產(chǎn)業(yè)結構升級，可以同時體現(xiàn)各產(chǎn)業(yè)比例關系的演進和各產(chǎn)業(yè)部門勞動生產(chǎn)率的提高，具體見式(7)。

(7)

其中，ki是第i產(chǎn)業(yè)增加值Yi與地區(qū)生產(chǎn)總值Y的比重,pi表示第i產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率，等于第i產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)增加值Yi除以產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)Li。實際計算過程中，在不影響其曲線變化趨勢的前提下，對勞動生產(chǎn)率進行開方處理以提高變化敏感性。因pi具有計量單位，需對面板數(shù)據(jù)采用歸一化方法進行無量綱處理。

3.2.2 核心解釋變量

數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平 (del)。基于數(shù)字經(jīng)濟的內(nèi)涵與特征，遵循指標有效性、代表性、數(shù)據(jù)可得性等原則，本文從數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展?jié)摿?、發(fā)展規(guī)模、發(fā)展成效三方面選取“每百人互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入用戶數(shù)”等8個指標(限于篇幅，指標詳情省略備索)，運用熵值法計算數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平(del)。

3.2.3 中介變量

數(shù)實融合(dig_int)。數(shù)實融合是指實體經(jīng)濟在發(fā)展理念、商業(yè)模式、業(yè)態(tài)結構等方面依托人工智能、互聯(lián)網(wǎng)等數(shù)字技術實現(xiàn)與數(shù)字經(jīng)濟的融合。電子商務是數(shù)字化推進傳統(tǒng)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的重要體現(xiàn)，因此選擇“電子商務銷售額占地區(qū)GDP的比重”表示數(shù)實融合，并采用“有電子商務交易活動的企業(yè)比重”代表數(shù)實融合進行穩(wěn)健性檢驗。

3.2.4 控制變量

為消除遺漏變量帶來的偏差，參考袁航和朱承亮的研究成果[7]，選取城鎮(zhèn)化進程(urb)、金融發(fā)展規(guī)模(fina)、政府干預程度(gov)、教育發(fā)展水平(edu)4個變量作為控制變量。

3.3 數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

選擇2013—2019年中國30個省份的面板數(shù)據(jù)(西藏及港澳臺地區(qū)除外)，數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、各省份統(tǒng)計年鑒、國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站以及Wind數(shù)據(jù)庫，部分缺失數(shù)據(jù)通過平滑處理或均值法補齊。變量說明及描述性統(tǒng)計見表1。

表1 變量說明及描述性統(tǒng)計

4 實證結果分析

4.1 空間溢出效應

4.1.1 空間相關性分析

結合2013—2019年我國產(chǎn)業(yè)結構和數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的測度值(限于篇幅，省略備索)，基于地理經(jīng)濟綜合權重矩陣，通過全局莫蘭指數(shù)測度產(chǎn)業(yè)結構升級和數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的空間相關性，結果顯示樣本期內(nèi)產(chǎn)業(yè)結構升級和數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的莫蘭指數(shù)均大于0，且絕大多數(shù)都通過了1%的顯著性檢驗，表明中國各省份產(chǎn)業(yè)結構升級與數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平總體呈正空間相關性，在地理空間上表現(xiàn)出顯著的空間集聚特征。

4.1.2 模型選擇及結果分析

為確定最合適的空間計量模型，需進行LM檢驗、Wald檢驗、Hausman檢驗及LR檢驗(限于篇幅，檢驗結果略)。檢驗結果表明應選擇個體固定效應的SDM模型來分析數(shù)字經(jīng)濟影響我國產(chǎn)業(yè)結構升級的空間效應。

首先進行普通面板模型估計，結果見表2。其中模型1考察數(shù)字經(jīng)濟對產(chǎn)業(yè)結構升級的基礎影響，模型2加入了4個控制變量，模型3為混合OLS回歸用作穩(wěn)健性檢驗，3個模型中核心解釋變量數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平(del)的系數(shù)均在1%的顯著性水平下顯著為正，表明數(shù)字經(jīng)濟對產(chǎn)業(yè)結構升級存在顯著的正向影響，研究假設H1成立。

表2 基準回歸與混合OLS回歸估計結果

然后進行空間計量模型估計，結果如表3所示。模型4～6分別是模型SEM、SLM及SDM在個體固定效應下的估計結果，模型7為隨機效應SDM的估計情況。比較分析三種空間計量模型，個體固定效應下SDM、SLM模型的空間滯后系數(shù)ρ、SEM模型的空間自回歸系數(shù)λ均通過了1%的顯著性檢驗，說明各省份間的產(chǎn)業(yè)結構升級狀況并非相互獨立，而是存在顯著的空間相關性，具有正向空間溢出效應。數(shù)字經(jīng)濟促進本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級的同時，會對周邊地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構的發(fā)展產(chǎn)生正向推動作用。模型中R2和對數(shù)似然比值(Log-L)顯示模型6的擬合效果最好，因此選擇空間杜賓模型SDM討論數(shù)字經(jīng)濟對產(chǎn)業(yè)結構升級的空間溢出效應。

表3 空間計量模型估計結果

SDM模型中解釋變量的空間滯后項WX是本地區(qū)與鄰近地區(qū)的空間加權值，需要將數(shù)字經(jīng)濟對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響效應分解為直接效應和間接效應。此外，將地理經(jīng)濟綜合權重矩陣更換為鄰接權重矩陣，并對SDM模型的估計結果進行穩(wěn)健性檢驗，具體結果見表4。

表4 SDM模型的效應分解及穩(wěn)健性檢驗

由表4可知，數(shù)字經(jīng)濟對產(chǎn)業(yè)結構升級的總效應顯著為正，表明數(shù)字經(jīng)濟整體上對產(chǎn)業(yè)結構升級具有促進作用；但在樣本時段內(nèi)直接效應不顯著，說明數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級有正向促進作用，但目前這一促進作用尚未凸顯，還有待進一步發(fā)揮；間接效應在1%水平下顯著，即數(shù)字經(jīng)濟已產(chǎn)生較強的正向空間溢出效應，在更換空間權重矩陣后上述結論依然成立，研究假設H2成立。

控制變量中城鎮(zhèn)化進程(urb)的間接效應顯著為正，表明城鎮(zhèn)化進程每提高1%，會推動鄰近區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構升級水平提高1.484%。金融發(fā)展規(guī)模(fina)的直接效應在1%的顯著性水平下為正，說明金融規(guī)模的擴大能夠顯著促進本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級。政府干預程度(gov)的直接效應顯著為負，表明政府干預過多不利于本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級發(fā)展，例如過度引導產(chǎn)業(yè)資本流向會導致產(chǎn)業(yè)結構與市場導向偏離，背離地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的客觀規(guī)律，抑制產(chǎn)業(yè)結構升級發(fā)展。教育發(fā)展水平(edu)的間接效應顯著為負，一方面原因是本地區(qū)教育發(fā)展與周邊區(qū)域產(chǎn)生資源競爭，另一方面本地區(qū)的高人力資本能夠推動當?shù)亟?jīng)濟增長，產(chǎn)生“虹吸效應”，從而對鄰近區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構升級存在一定的阻礙作用。

4.2 進一步機制分析

數(shù)實融合為中介變量的檢驗結果見表5。表5的式(4)列中變量數(shù)字經(jīng)濟del的系數(shù)為1.175且顯著，表明數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展能夠推動產(chǎn)業(yè)結構升級；式(5)列中數(shù)字經(jīng)濟del及式(6)列中數(shù)實融合dig_int的系數(shù)均顯著為正，表明存在數(shù)實融合的中介效應；式(6)列中數(shù)字經(jīng)濟del的系數(shù)顯著為正，且小于不考慮數(shù)實融合中介作用下的系數(shù)值，說明數(shù)實融合在數(shù)字經(jīng)濟影響產(chǎn)業(yè)結構升級的過程中起到了部分中介效應，研究假設H3成立。

表5 數(shù)實融合的中介效應結果

更換中介變量進行穩(wěn)健性檢驗，采用“有電子商務交易活動的企業(yè)比重”這個指標來衡量數(shù)實融合(檢驗結果省略備索)。結果表明數(shù)實融合的中介效應仍然存在且同樣為部分中介效應，可見研究假設H3成立且具有穩(wěn)健性。

5 結論與政策建議

本文構建空間杜賓模型實證分析數(shù)字經(jīng)濟對我國產(chǎn)業(yè)結構升級影響的空間溢出效應，并結合中介效應模型檢驗數(shù)字經(jīng)濟與實體經(jīng)濟融合的中介作用機制，得到以下主要結論：第一，我國數(shù)字經(jīng)濟和產(chǎn)業(yè)結構升級存在顯著的空間相關性，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展有效推動了產(chǎn)業(yè)結構升級，對鄰近區(qū)域的產(chǎn)業(yè)結構升級存在正向空間溢出效應。金融規(guī)模擴大能顯著促進本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級，而政府干預過多則不利于本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級發(fā)展。第二，數(shù)實融合在數(shù)字經(jīng)濟促進產(chǎn)業(yè)結構升級過程中發(fā)揮著部分中介效應，且具有穩(wěn)健性?；谏鲜鼋Y論提出以下建議：

第一，推進數(shù)字經(jīng)濟均衡發(fā)展，發(fā)揮數(shù)字經(jīng)濟對產(chǎn)業(yè)結構升級的溢出效應。首先，應夯實數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展基礎，根據(jù)東中西部特點推進全國數(shù)字經(jīng)濟基礎設施建設，全力促進區(qū)域間數(shù)字經(jīng)濟均衡發(fā)展。其次，建立區(qū)域互助機制，培養(yǎng)數(shù)字創(chuàng)新人才，針對地區(qū)間數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展差異，加強區(qū)域間數(shù)字化技術和高技術人才流動，以高發(fā)展帶動低發(fā)展，充分發(fā)揮數(shù)字經(jīng)濟對產(chǎn)業(yè)結構升級的溢出效應。

第二，推動數(shù)字經(jīng)濟與實體經(jīng)濟深度融合，加速產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。重視數(shù)字經(jīng)濟與實體經(jīng)濟在技術、產(chǎn)品、業(yè)務以及市場等各方面的融合發(fā)展，推動企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型。目前我國大型企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型相對成功，奠定了產(chǎn)業(yè)結構升級的微觀基礎，需要進一步加強數(shù)字技術在企業(yè)生產(chǎn)、組織、管理等環(huán)節(jié)的應用，同時完善政府部門的政策支持，助力中小微企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型發(fā)展。