方 嵐

(唐山職業(yè)技術學院 財經系，河北 唐山 063017)

一、引言

數字技術與傳統(tǒng)生產場景的融合往往會拓展原有產業(yè)的生產邊界，催生出新的經濟形態(tài)。數字經濟已經成為現代經濟社會發(fā)展的重要動力，成為決定新一輪國際競爭格局轉變的關鍵力量。2021年10月，習近平總書記在主持中共中央政治局第三十四次集中學習時指出：要充分發(fā)揮海量數據和豐富應用場景優(yōu)勢，促進數字技術與實體經濟深度融合，賦能產業(yè)轉型升級，催生新產業(yè)新業(yè)態(tài)新模式?？梢?，中國高度重視對數字技術的研發(fā)和應用，積極促進新一代數字技術與傳統(tǒng)產業(yè)融合，進而優(yōu)化產業(yè)結構，為經濟發(fā)展提供新動能。在這樣的時代背景下，研究數字技術如何賦能產業(yè)結構升級就顯得尤為重要。數字技術如何促進產業(yè)結構升級？可能的作用機理有哪些？中國經濟發(fā)展不平衡不充分現象明顯，數字技術效能的發(fā)揮是否會存在區(qū)域異質性？原因何在？這些理論和現實問題都是研究數字技術賦能產業(yè)結構升級課題中亟須厘清和回答的問題。

近年來，隨著國家對數字經濟和數字技術的重視以及互聯網消費的普及，學術界有關數字經濟與數字技術對產業(yè)結構變遷影響的文獻逐漸增多。現有文獻一方面對數字技術影響產業(yè)結構升級的過程和機理進行了理論解釋，以定性分析為主，認為數字經濟的發(fā)展為產業(yè)結構升級提供了技術支持和內需支持(任保平、豆淵博，2021)[1]，但同時也造成了部分產業(yè)對數字技術依賴度過高、平臺經濟“贏者通吃”而形成的資源浪費等問題(丁守海、徐政，2021)[2]。另一方面，已有文獻通過實證研究，對數字經濟是否促進了產業(yè)結構升級及其傳導機制問題進行了檢驗。營商環(huán)境改善(何地、林木西，2021)[3]、流通效率提高(唐紅濤等，2021)[4]、人力資本紅利(俞伯陽、叢屹，2021)[5]以及產業(yè)數字化(馮素玲、許德慧，2022)[6]等均是數字經濟促進產業(yè)結構升級的可能渠道。還有一部分文獻對研究內容進行了細化，對數字技術促進產業(yè)結構升級的區(qū)域異質性和地區(qū)之間的溢出影響進行了分析，比如劉洋、陳曉東(2021)[7]的研究發(fā)現東中西部的數字技術對產業(yè)結構的高級化和合理化有不同的影響,而且數字技術對產業(yè)結構升級的促進作用不僅限于本區(qū)域，對周邊區(qū)域的產業(yè)結構同樣存在升級效果，溢出效應明顯(方湖柳等，2022)[8]。

上述文獻雖然討論了數字經濟對產業(yè)結構升級的影響及其機制問題，并進一步分析了其異質性效果，但需要注意的是，現有文獻多以數字經濟作為自變量，產業(yè)結構的合理化和高級化作為因變量，而數字經濟本身就代表著一種新業(yè)態(tài)，本身就是產業(yè)結構升級的一部分，這就會使得研究的意義大打折扣，而支撐數字經濟的數字技術的發(fā)展才是根本影響因素。其次，數字技術對產業(yè)結構升級為何會存在異質性效果？對這一原因的解釋至關重要，只有明晰了數字技術發(fā)揮功效的基礎條件，才能更好地促進數字技術與實體經濟融合，更好地賦能產業(yè)結構升級。但現有文獻對此較為欠缺。

基于此，本文以數字技術作為自變量，研究其對產業(yè)結構升級的影響，并對傳導機制和異質性效果及其可能的原因進行探討：(1)數字技術賦能產業(yè)結構升級的效果存在著區(qū)域異質性，表現為在東部和中部，數字技術有效促進了產業(yè)結構合理化，而對產業(yè)結構高度化的促進作用僅發(fā)生在東部，西部地區(qū)均不顯著。進一步研究發(fā)現，區(qū)域經濟發(fā)展水平是影響數字技術賦能產業(yè)結構升級的重要門檻變量，這是對已有文獻的重要補充，也為找到如何發(fā)揮數字技術更大功效的方法提供了啟示。(2)從改善資源錯配、提升技術進步以及緩解融資約束三個方面較為細致地分析了數字技術促進產業(yè)結構升級的可能機制，這進一步豐富了現有文獻，并且創(chuàng)新性地從數字技術賦能金融業(yè)角度，發(fā)現數字技術主要通過擴大間接融資來緩解產業(yè)結構升級過程中的融資約束問題。(3)進一步將上述三個渠道分別進行區(qū)域異質性檢驗，發(fā)現不同區(qū)域的傳導機制同樣存在異質性問題，為疏通數字技術在不同區(qū)域發(fā)揮作用的渠道提供了參考。

二、文獻綜述與研究假設

(一)數字技術與產業(yè)結構升級及其區(qū)域異質性分析

20世紀90年代，以美國推行“國家信息基礎設施建設計劃”為標志，全球數字經濟發(fā)展進入了快車道。隨著數字技術與不同生產場景的不斷融合，對數字經濟概念的理解也逐漸清晰。學術界最早將數字經濟與電子商務等同(Mesenbourg，2001)[9]，并認為將數字技術與生產生活相結合的所有活動都可以稱為數字經濟(Quah，2003)[10]。中國信息通信研究院對數字經濟的研究較為權威和專業(yè)，他們將數字經濟分為數字產業(yè)化和產業(yè)數字化，并對中國的數字經濟水平進行了測度和衡量。作為一種新的經濟形態(tài)，數字經濟對產業(yè)結構升級的影響一直是學者們關注的話題，并基本取得了共識，但整體來看以定性文章居多。學者們認為，傳統(tǒng)產業(yè)之間有著明顯的界限和上下游關系，而數字技術的出現逐漸模糊了這些界限，不同產業(yè)之間相互融合，一二產業(yè)不斷向第三產業(yè)交融發(fā)展，促進產業(yè)結構的優(yōu)化升級(Lee et al.，2009)[11]。除了促進產業(yè)融合發(fā)展，數字技術還會賦能傳統(tǒng)資源型和勞動密集型產業(yè)，向智慧型、環(huán)境友好型產業(yè)升級(李曉華，2019)[12]，推動企業(yè)實現價值鏈攀升，已經成為中國產業(yè)結構升級的重要引擎(張于喆，2018)[13]。

需要注意的是，中國幅員遼闊，區(qū)域之間發(fā)展的差異性較大，數字技術賦能產業(yè)結構升級的效果會不會存在區(qū)域異質性？丁守海、徐政(2021)[2]認為，地區(qū)之間發(fā)展差距過大不利于數字經濟發(fā)揮功效，數字技術可能阻礙落后地區(qū)產業(yè)結構升級。劉洋、陳曉東(2021)[7]的研究同樣發(fā)現區(qū)域異質性問題，他們發(fā)現，東部地區(qū)的數字經濟發(fā)展有效推動了產業(yè)結構高級化，但不利于產業(yè)結構合理化。秦建群等(2022)[14]的研究發(fā)現西部地區(qū)數字技術促進產業(yè)機構升級的效果更加突出，因為西部地區(qū)在發(fā)展新興產業(yè)時的優(yōu)惠政策和力度更強?，F有研究雖然指出了這種區(qū)域異質性存在的現象，但鮮有文獻進一步探究背后的原因。本文認為，產業(yè)結構與經濟發(fā)展水平密切相關，一定的經濟發(fā)展水平是產業(yè)結構升級的重要基礎。中國經濟發(fā)展的不平衡不充分現象明顯，中西部地區(qū)的經濟發(fā)展和產業(yè)配套顯著落后于東部地區(qū)，而數字技術賦能產業(yè)結構升級的基礎很可能是區(qū)域經濟發(fā)展水平，即只有當區(qū)域經濟發(fā)展水平超過某個門檻值時，數字技術賦能產業(yè)結構升級的作用才可以有效發(fā)揮?；诖耍疚奶岢鋈缦卵芯考僭O：

假設1：數字技術賦能產業(yè)結構升級的效果存在明顯的區(qū)域異質性，且區(qū)域經濟發(fā)展水平是重要的門檻變量。

(二)數字技術賦能產業(yè)機構升級的機制分析

影響產業(yè)結構升級的因素有很多，數字技術往往可以與這些因素產生聯系，從而通過這些渠道促進產業(yè)結構升級。資源配置效率是影響產業(yè)結構升級的重要因素之一。資源錯配將會降低資源配置效率，在中國資源錯配的一個重要表現就是以金融信貸資源為代表的各類資源向國有企業(yè)與熱門企業(yè)流動，而以科技創(chuàng)新為主業(yè)的新興中小企業(yè)卻難以獲得各類資源(Hsieh和Klenow，2009；劉錫良、文書洋，2019)[15～16]。這種資源錯配現象會導致優(yōu)質企業(yè)發(fā)展受阻，并且阻礙產業(yè)集群的形成，長期來看不利于產業(yè)結構的優(yōu)化升級。因此，改善資源錯配現狀，提高資源配置效率應該是促進中國產業(yè)結構升級的關鍵渠道。數字技術將互聯網與傳統(tǒng)產業(yè)相結合，而根據梅特卡夫法則，網絡的社會價值與用戶數量成正比，海量的用戶數據是提高資源配置效率的基礎，數字技術通過大數據、云計算等，對海量數據進行智慧分析，不斷提升供需配對效率，改善資源錯配情況，為產業(yè)結構升級提供重要驅動力(陳曉東、楊曉霞，2021)[17]。

創(chuàng)新能力是產業(yè)結構升級的重要力量。數字技術融入傳統(tǒng)生產場景后，會改變產品的生產方式，引發(fā)企業(yè)發(fā)生顛覆性創(chuàng)新，甚至顛覆整個行業(yè)的運行模式。比如美團等平臺經濟對傳統(tǒng)餐飲行業(yè)的改變，讓餐飲行業(yè)的服務效率更高，也推動了配套產業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展(Nambisan et al.，2019)[18]。另外，數字技術還可以幫助企業(yè)克服創(chuàng)新過程中各類資源的限制，并將知識標準化、開放化、共享化，提高企業(yè)與企業(yè)之間的合作效率，促進開放式創(chuàng)新和整體技術進步(魏江等， 2021)[19]。這種技術上的進步可以改善產品質量，促進商業(yè)模式更迭，促進企業(yè)提升價值鏈，由中低端價值鏈產品向高端遷移，從而促進產業(yè)結構整體升級(劉人懷、張鎰， 2019)[20]。

另外，數字技術與金融業(yè)的融合可以有效緩解產業(yè)升級過程中面臨的融資約束問題。融資約束是制約產業(yè)結構升級，并造成“中等收入陷阱”的重要因素(丁一兵等，2014)[21]。這是因為產業(yè)是同類或者上下游企業(yè)集聚形成的，企業(yè)的發(fā)展離不開資本的支持，因此產業(yè)結構的優(yōu)化升級也會面臨融資約束的難題。具體來說，融資渠道分為直接融資和間接融資。本文認為，數字技術與傳統(tǒng)金融行業(yè)的融合，提高了傳統(tǒng)金融業(yè)服務效率，拓展了服務對象。目前，中國仍以間接金融體系為主，銀行信貸仍然是企業(yè)發(fā)展和產業(yè)升級資本來源的重要渠道。數字技術可以賦能銀行業(yè)，讓商業(yè)銀行更精準地判斷中小企業(yè)的信用狀況，進而向更需要融資的創(chuàng)新型產業(yè)釋放信貸資金，為產業(yè)結構升級提供驅動力。因此，本文提出如下假設：

假設2：資源錯配改善、創(chuàng)新能力提升與融資約束緩解是數字技術賦能產業(yè)結構升級的重要渠道，其中融資約束緩解渠道主要是通過促進間接融資方式來體現。

三、研究設計

(一)計量模型

為了考察數字技術對產業(yè)結構升級的影響，本文構建如下雙固定效應模型：

INDRi,t=β0+β1DIGi，t+δXi，t+Ai+Bt+εi,t

(1)

INDHi,t=β0+β1DIGi，t+δXi，t+Ai+Bt+εi,t

(2)

式(1)、式(2)中唯一不同的是被解釋變量，INDR為產業(yè)結構合理化指數，INDH為產業(yè)結構高度化指數，本文用這兩個指數衡量產業(yè)結構水平。DIG為數字技術發(fā)展水平，X為本文的控制變量。A為個體固定效應，控制了所有省份層面不隨時間變化而變化的因素，比如自然資源存量、地理位置等；B為時間固定效應。所有指標的選取依據和具體測度方式見變量定義。

驗證完基本的相關關系后，需要進一步考慮的是，中國經濟發(fā)展的不均衡不充分現象明顯，不同區(qū)域，比如東中西部的數字技術發(fā)展水平是否均會促進產業(yè)結構的優(yōu)化升級？基于上述考慮，本文首先考慮了區(qū)域異質性問題，采用分組回歸的方式，分別對中國東部、中部和西部地區(qū)的數字技術發(fā)展與產業(yè)結構升級之間的關系進行了分組回歸。本文預期在數字技術的產業(yè)結構升級效應不明顯的地區(qū)，可能存在著某些門檻變量，由于門檻變量沒有達標，所以阻礙了數字技術效果的發(fā)揮。而在門檻變量的選擇上，本文認為，中國區(qū)域經濟發(fā)展的不平衡和不充分已經成為了當前中國經濟發(fā)展的重要矛盾，因此，本文選擇將經濟發(fā)展水平作為門檻變量(采用人均GDP來衡量)。同時，為了避免由于盲目劃分區(qū)間帶來的偏誤，本文采用Hansen(1999)[22]的門檻面板模型將單一門檻模型設定為：

INDRi,t=β0+β1DIGi，t*I(AGDPi，t≤r1)+β2DIGi，t*I(r1

(3)

INDHi,t=β0+β1DIGi，t*I(AGDPi，t≤r1)+β2DIGi，t*I(r1

(4)

AGDPit表示i省份t時期的人均GDP，為門檻變量，r1、r2、……、rn表示n個門限值；β1、β2、…、βn分別為不同門限區(qū)間的回歸系數。其余變量與式(1)、(2)一致。

(二)變量定義與分析

1.被解釋變量

產業(yè)結構的合理化和高度化作為衡量產業(yè)結構升級的兩個關鍵指標，較為全面地衡量了產業(yè)結構變遷的特征。本文的被解釋變量是產業(yè)結構升級，因此本文分別選用產業(yè)結構合理化指數(INDR)和產業(yè)結構高度化指數(INDH)。

目前，產業(yè)結構合理化的評價以資源配置說為主流，認為產業(yè)間的要素資源配置、協(xié)調以及使用效率應被重點關注，因此，學術界開始以產業(yè)結構偏離度來衡量產業(yè)結構的合理化水平，即投入與產出的一種耦合程度：

(5)

其中，Y代表產出指標，L代表勞動投入指標，i表示第i產業(yè)部門，n表示產業(yè)部門的總數。產業(yè)結構偏離度之后，學界又在此基礎上演繹出衡量產業(yè)結構合理化的新指標，具體測度方式如下:

(6)

鑒于產業(yè)結構偏離度未能體現各產業(yè)的相對重要程度，式(6)通過產值加權的方式優(yōu)化了產業(yè)結構偏離度的這一不足。INDR值越大，表示產業(yè)結構越合理。

產業(yè)結構高度化是指產業(yè)結構向著產業(yè)內部生產率以及技術水平更高的產業(yè)演化的過程。具體而言，是指產業(yè)結構從勞動密集型轉向資本密集型、再到知識與技術密集型的產業(yè)的轉換，由低附加值向高附加值產業(yè)部門的轉換，表現為傳統(tǒng)產業(yè)的生產方式升級以及高新技術產業(yè)的密集發(fā)展。本文借鑒劉偉、張輝(2008)[23]的做法，構建如下衡量產業(yè)結構高度化指標(1)其中，Yit表示i產業(yè)在時間t的總產出，LPit代表i產業(yè)在時間t的勞動生產率，LPif代表i產業(yè)在工業(yè)化之后的勞動生產率，n為產業(yè)部門總數。勞動生產率高的產業(yè)產值占總產出的比重越高則代表產業(yè)結構高度化水平越高，即INDH的數值越大。：

(7)

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量是數字技術發(fā)展水平(DIG)。當前，學術界并沒有對數字技術的權威界定，其衡量方法也較為多樣。但由于數字技術概念較為豐富，單一指標難以表征其具體發(fā)展水平。因此，本文基于省級層面數據可得性，參考黃群慧等(2019)[24]的研究思路，采用主成分分析法，構建通信技術、信息技術與相關服務發(fā)展指標體系來衡量省份層面數字技術發(fā)展水平。其中，用移動電話普及率與通信技術產業(yè)情況來表征通信技術發(fā)展，用互聯網普及率和數字產業(yè)從業(yè)情況來表征信息技術與相關服務發(fā)展。具體衡量指標見表1。

3.渠道變量

以區(qū)域研發(fā)投入與地區(qū)GDP之比衡量創(chuàng)新能力；以各地區(qū)上市公司融資約束之和除以企業(yè)數量來衡量省份層面的融資約束。本文借鑒 Hadlock和Pierce(2010)[25]的研究，采用SA指數，對單個企業(yè)的融資約束進行衡量。SA=∣-0.737×Size+0.043×Size^2-0.040×Age∣，SA越大，代表企業(yè)受到的融資約束越強；參考Hsieh和Klenow(2009)[15]的做法，將地區(qū)企業(yè)全要素生產率的方差作為資源錯配指標(FC)，TFP測算方法采用LP和OP法。FC值越大說明該區(qū)域資源錯配程度越深。

4.門檻變量和控制變量

經濟發(fā)展水平是決定數字技術能否賦能產業(yè)結構升級的重要門檻變量，本文用人均GDP來衡量地區(qū)經濟發(fā)展水平。在控制變量的選取上，本文借鑒相關文獻(李力行、申廣軍，2015；方云龍，2020)[26～27]，選取政府干預水平(GOV)、經濟集聚水平(EA)、人力資本(HCA)、城鎮(zhèn)化水平(URA)、環(huán)境規(guī)制(ENR)和電力配套(EPM)等指標用于控制相關因素對產業(yè)結構升級的影響。具體衡量方法見表1。

表1 變量定義表

本文選擇了除港澳臺地區(qū)以及西藏外中國30個省份2001—2020年的面板數據進行實證檢驗。數據來源為《中國統(tǒng)計年鑒》和各省份統(tǒng)計年鑒。變量描述性統(tǒng)計如表2所示。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

四、實證結果分析

(一)主檢驗回歸結果分析

由表3可知，無論是否加入控制變量，也無論被解釋變量是產業(yè)結構合理化還是產業(yè)結構高度化，數字技術這一因變量的回歸系數始終顯著為正。這說明數字技術為產業(yè)結構升級提供了重要驅動，且對產業(yè)結構高度化的促進作用更強。進一步，中國發(fā)展的不平衡不充分現象明顯，數字技術促進產業(yè)結構升級的現象會不會存在著區(qū)域異質性？基于此，本文將樣本分為東、中、西三個區(qū)域，并進行了分組回歸，回歸結果如表4所示。

表3 數字技術賦能產業(yè)結構升級

表4 數字技術賦能產業(yè)結構升級的區(qū)位異質性分析

由回歸結果可知，中國數字技術賦能產業(yè)結構升級的效果存在顯著的區(qū)域異質性，具體表現為：數字技術對產業(yè)結構合理化的促進作用發(fā)生在東、中部區(qū)域，對產業(yè)結構高度化的促進作用僅發(fā)生在東部地區(qū)，西部地區(qū)的數字技術賦能產業(yè)結構升級的作用失靈。既然數字技術發(fā)揮效能存在區(qū)域異質性，那么其原因是什么？本文認為，產業(yè)結構與經濟發(fā)展水平密切相關，一定的經濟發(fā)展水平是產業(yè)結構升級的重要基礎。中國經濟發(fā)展的不平衡不充分現象明顯，中西部地區(qū)的經濟發(fā)展和產業(yè)配套顯著落后于東部地區(qū)，而數字技術賦能產業(yè)結構升級的基礎很可能是區(qū)域經濟發(fā)展水平，即只有當區(qū)域經濟發(fā)展水平超過某個門檻值時，數字技術賦能產業(yè)結構升級的作用才可以有效發(fā)揮。因此，本文將地區(qū)經濟水平(人均GDP)作為門檻變量，利用門檻效應模型進行回歸。

對門檻效應存在性的檢驗是建立具體門檻模型的基礎，其目的是探究以門檻值劃分的不同門檻區(qū)間內的參數空間是否顯著不同。表5列出了門檻效應存在性的檢驗結果。結果顯示，產業(yè)結構合理化模型存在雙門檻，門檻值分別為8.373和10.342。產業(yè)結構高度化模型存在單門檻，門檻值為13.453。因此，本文對產業(yè)結構合理化模型選擇雙門檻效應模型進行估計，而對產業(yè)結構高度化模型采用單門檻效應模型進行估計，如表6。

表5 門檻效應存在性檢驗

表6 金融開放對產業(yè)結構升級影響的門檻回歸估計結果

由表6可知，數字技術促進產業(yè)結構合理化、高度化程度被人均GDP這一門檻變量劃分為不同的區(qū)間段，對產業(yè)結構高度化的影響被劃分為兩個階段，而對產業(yè)結構合理化的影響則被分為三個區(qū)間，且不同區(qū)間之間存在顯著差異。當人均GDP處于較低水平時，數字技術對產業(yè)結構合理化、高度化的影響并不顯著，這一結果意味著當地區(qū)經濟發(fā)展處于較低水平時，數字技術對產業(yè)結構升級的促進作用失靈，這與上文的分組回歸結果保持一致。當經濟發(fā)展水平(人均GDP)越過第一門檻值時，數字技術對產業(yè)結構合理化的影響變?yōu)檎蝻@著，對產業(yè)結構高度化的影響同樣也變?yōu)檎蝻@著。當經濟發(fā)展水平(人均GDP)越過第二門檻值處于較高水平時，數字技術對產業(yè)結構合理化的影響系數顯著為正，且系數值超過第一門檻值的系數。這一實證結果符合本文的設想，即地區(qū)經濟發(fā)展水平在數字技術促進產業(yè)結構優(yōu)化升級的過程中發(fā)揮著某種門檻作用。造成這種現象可能的原因是，數字技術發(fā)揮效果的前提是該地區(qū)具備一定的產業(yè)基礎，這種產業(yè)基礎與數字技術結合后會產生新的生產方式和模式，從而提升既有產業(yè)結構。而在經濟發(fā)展水平較低的區(qū)域，數字技術使用的場景有限，可能更多地與互聯網消費有關，而與產業(yè)融合的場景有限，因此數字技術賦能產業(yè)結構升級的能力受阻。

(二)數字技術賦能產業(yè)結構升級的路徑分析

上文證明了數字技術可以有效促進產業(yè)結構升級，并且存在著區(qū)域異質性。接下來本文對其背后可能的傳導路徑進行分析，將創(chuàng)新能力、融資約束和資源錯配三個指標的中位數作為分界點，并將產業(yè)結構高度化作為被解釋變量，對其進行分組回歸。由表7可知，在創(chuàng)新能力組，創(chuàng)新能力強與數字技術交互項的回歸系數顯著為正；融資約束組中，融資約束弱與數字技術交互項的回歸系數顯著為正；資源錯配組中，資源錯配弱與數字技術交互項的回歸系數顯著為正?；貧w結果表明，在數字技術促進產業(yè)結構升級的過程中，創(chuàng)新能力的提高、融資約束的緩解和資源錯配的改善發(fā)揮了明顯的協(xié)同作用，這說明數字技術可以提高區(qū)域創(chuàng)新能力，緩解區(qū)域融資約束、改善區(qū)域融資錯配，進而促進產業(yè)結構優(yōu)化升級，這三者是數字技術促進產業(yè)結構升級的重要路徑，假設2得證。

表7 數字技術賦能產業(yè)結構升級的路徑分析

融資約束緩解是數字技術賦能產業(yè)結構升級的重要路徑，但本文進一步思考的是，融資方式主要有直接融資和間接融資兩種方式，數字技術主要通過哪種方式來緩解地區(qū)融資約束？基于此，本文以各地區(qū)上市公司 IPO、SPO、配股增發(fā)以及公司債券實際募集資金之和衡量各地區(qū)的直接融資額，以各地區(qū)當年全部金融機構年末本外幣貸款余額衡量各地區(qū)的間接融資額，并將兩者分別比上GDP來衡量兩種融資方式的占比。另外，為了進行系數對比，本文還采用了SUR檢驗，由表8可以看出，χ2為15.3，p值低于0.01，數字技術對兩種融資方式的回歸結果顯著不同，數字技術主要以提高間接融資的方式來緩解融資約束。一種可能的原因是，中國目前仍是以銀行等間接機構為主導的金融體系，數字技術為傳統(tǒng)金融機構提供了新的獲客和防范風險的方式，有利于傳統(tǒng)金融機構釋放流動性，緩解企業(yè)融資約束。

表8 融資約束緩解的進一步分析

進一步地，本文對上述傳導路徑進行了區(qū)域異質性分析，即對三個路徑分區(qū)域進行了分組回歸。如表9。從實證結果看，東部地區(qū)的三個路徑均顯著，中部地區(qū)創(chuàng)新能力路徑不顯著，西部地區(qū)僅資源錯配改善路徑顯著，這一路徑異質性的回歸結果與前文保持一致。即數字技術促進產業(yè)結構升級不顯著的地區(qū)，其不顯著的傳導路徑也較多。中部地區(qū)的數字技術未能很好地促進區(qū)域創(chuàng)新能力的提高，西部地區(qū)的數字技術僅對資源錯配改善產生了一定影響，疏通數字技術促進產業(yè)結構升級的路徑是保證數字技術發(fā)揮效能的關鍵。

表9 數字技術促進產業(yè)結構升級的區(qū)域異質性分析

表9(續(xù))

(三)穩(wěn)健性檢驗

為削弱模型內生性給估計結果帶來的偏差，本文采用了兩階段最小二乘法和系統(tǒng)GMM模型對上述問題進行重新回歸，回歸結果如表10和表11所示。

表10 兩階段最小二乘法回歸結果

表11 系統(tǒng)GMM回歸結果

表11(續(xù))

本文首先對工具變量的合理性問題進行了檢驗，由于本文的工具變量合數與內生變量數量一致，故本文只檢驗了是否存在弱工具變量問題。結果顯示，Shea，sPartialR-sq為0.797，且F統(tǒng)計量為1733.370，遠超過10，而且F統(tǒng)計量的p值為0，因此有理由認為不存在弱工具變量，模型設置合理。第一階段的回歸結果顯示滯后一階的數字技術與當期數字技術顯著正相關，說明上一期的數字技術水平顯著影響了當期的數字技術水平,表明本文選取的工具變量較合理；第二階段的結果表明數字技術與產業(yè)結構合理化指數、產業(yè)結構高度化指數均呈顯著正相關,這說明在控制數字技術的內生性后，數字技術對產業(yè)結構升級的正向影響依然顯著。

在此基礎上引入產業(yè)結構合理化(INDR)和高度化(INDH)的滯后項作為控制變量，并采用系統(tǒng)GMM方法進行估計?；貧w結果表明，二階序列相關的P值與Sargan檢驗的P值均不能拒絕原假設，說明原模型不存在序列相關，且工具變量選擇有效，GMM估計結果無偏?；貧w結果與前文基本一致，模型結果保持穩(wěn)健。

另外，為了防止數據異常值對模型結果產生影響。本文對全部數據進行縮尾和截尾兩種處理方法，即分別將全部數據的前1%和后1%的觀測值數據替換為1%和99%分位處的數值。從表12可以看出，關鍵回歸系數與前文保持一致，模型依舊保持穩(wěn)健。

表12 處理樣本異常值的穩(wěn)健性檢驗結果(縮尾處理和截尾處理)

五、研究結論與政策啟示

數字技術引發(fā)的產業(yè)革命將成為未來中國經濟高質量發(fā)展的重要動力。本文基于中國30個省份2001—2020年的面板數據對數字技術賦能產業(yè)結構升級的效果、區(qū)域異質性以及傳導路徑等問題進行了實證檢驗，并得出如下研究結果：第一，數字技術的發(fā)展可以有效促進產業(yè)結構合理化和產業(yè)結構高度化，但這一促進效果存在顯著的區(qū)位異質性，表現在對產業(yè)結構合理化的促進作用發(fā)生在東部和中部，而對產業(yè)結構高度化的作用僅發(fā)生在東部，西部地區(qū)均不顯著。第二，區(qū)域經濟發(fā)展水平是影響數字技術發(fā)揮產業(yè)結構升級效果的重要門檻變量，數字經濟對產業(yè)結構合理化的促進作用存在雙門檻，門檻值分別為8.373和10.342，對產業(yè)結構高度化的促進作用存在單門檻，門檻值為13.453。第三，資源錯配改善、創(chuàng)新能力提升與融資約束緩解是數字技術賦能產業(yè)結構升級的重要渠道，其中融資約束緩解渠道主要是通過促進間接融資來體現。據此得到政策啟示如下：

第一，加強數字基礎設施建設，大力發(fā)展產業(yè)互聯網。中國的消費互聯網已經取得舉世矚目的成績，產生了美團、京東等一批知名企業(yè)，消費互聯網已接近天花板，本文研究證實了數字技術可以有效促進產業(yè)結構升級，數字技術與產業(yè)融合形成的產業(yè)互聯網應該是未來數字技術發(fā)揮效應的主要方式。產業(yè)互聯網需要通過產業(yè)鏈上的所有企業(yè)共同努力，從而改善資源錯配、降低融資成本。比如，通過金融科技賦能傳統(tǒng)銀行，提高信貸投向的精準性和有效性，改善金融資源錯配。通過智能物流體系提高物流效率，降低物流成本，提高產業(yè)生產效率。數字技術與整個產業(yè)鏈上的企業(yè)發(fā)生作用，形成多方共贏的模式，從而促進整體產業(yè)結構的優(yōu)化升級。

第二，制定差異化的數字技術發(fā)展策略，努力發(fā)揮數字技術最大效能。經濟發(fā)展是國家發(fā)展的重中之重，而產業(yè)結構的優(yōu)化升級是釋放經濟發(fā)展?jié)摿Φ闹匾疤帷嵶C結果顯示，中國數字技術促進產業(yè)結構升級存在經濟門檻，即只有當經濟發(fā)展到達一定水平后，數字技術才會促進該區(qū)域的產業(yè)結構升級。這也是導致數字技術賦能產業(yè)結構升級過程中存在區(qū)域異質性的重要原因。因此，要制定差異化的數字技術發(fā)展策略；針對東部地區(qū)，要進一步鞏固已有發(fā)展優(yōu)勢，探索數字產業(yè)化和產業(yè)數字化新模式，大力發(fā)展產業(yè)互聯網。針對中西部地區(qū)，要積極引導數字要素資源向這些地區(qū)流動，引導數字技術與既有的產業(yè)融合，并以發(fā)展生產力和促進經濟增長為首要目標，讓數字技術成為彌補中國區(qū)域間發(fā)展不平衡的重要力量。

第三，積極引導數字技術賦能金融行業(yè)，改善融資結構，降低融資成本。實證研究發(fā)現，中國數字技術主要通過間接融資方式來緩解地區(qū)融資約束，而在中國供給側改革深入推進的背景下，間接融資方式雖然可以有效緩解企業(yè)的融資約束問題，但也會抬高其杠桿率，積累金融風險。應該引導數字技術改變傳統(tǒng)的信用建立機制，試點DeFi(去中心化金融)體系建設，為緩解企業(yè)融資約束提供更為直接、高效和低成本的方式。