寧 楠，惠 寧

（西北大學 經(jīng)濟管理學院，西安 710127）

0 引言

數(shù)字經(jīng)濟對高質量發(fā)展的促進作用得到了學者們的普遍認可。聚焦到文化產(chǎn)業(yè)，有學者認為，依托數(shù)字技術產(chǎn)生的數(shù)字文化、數(shù)字創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)延伸了文化產(chǎn)業(yè)邊界，是文化產(chǎn)業(yè)的新增長極[1]；也有學者立足產(chǎn)業(yè)鏈視角肯定了數(shù)字技術對文化消費、創(chuàng)意創(chuàng)作、產(chǎn)品定制、文化社交、文化傳播等環(huán)節(jié)的積極作用[2]；還有一些學者通過實證研究發(fā)現(xiàn)，數(shù)字經(jīng)濟能夠提高文化產(chǎn)品出口額、出口廣度和深度[3]，并且對文化產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率有非線性作用[4]。顧江（2022）[5]認為，數(shù)字經(jīng)濟時代下文化產(chǎn)業(yè)跨要素、跨行業(yè)、跨平臺的發(fā)展是我國文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的成功經(jīng)驗之一。相反，一些學者則對當前數(shù)字經(jīng)濟與文化產(chǎn)業(yè)的融合成效持保守態(tài)度，認為數(shù)字技術支撐力不足、數(shù)字文化產(chǎn)品和服務的質量不高、文化產(chǎn)業(yè)技術路徑依賴等仍是亟待解決的難題[6]。不難看出，目前學術界對數(shù)字經(jīng)濟與文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的研究仍以理論分析為主，少量的實證研究多是從高質量發(fā)展的某一維度出發(fā)，無法全面刻畫數(shù)字經(jīng)濟對文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的影響，并且作用機制、特征等都有待繼續(xù)探索。

本文基于高質量發(fā)展內涵與新發(fā)展理念的契合性[7]，在新發(fā)展理念框架下測度文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展水平，探究數(shù)字經(jīng)濟對文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的影響效應及對各維度的子效應，深入分析數(shù)字經(jīng)濟影響文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的門檻性、空間關聯(lián)性、異質性等特征，有助于更準確地發(fā)揮數(shù)字經(jīng)濟的融合賦能作用，帶動文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展，提升我國文化的全球影響力和競爭力。

1 理論分析與研究假設

1.1 數(shù)字經(jīng)濟影響文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的內在機理

創(chuàng)新是文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的根本動力。數(shù)字經(jīng)濟能通過數(shù)據(jù)要素與人才、資金、技術等要素的融合釋放倍增的協(xié)同創(chuàng)新效應[8]，而文化產(chǎn)業(yè)作為知識密集型產(chǎn)業(yè)，對新知識、新技術的吸收能力相較其他產(chǎn)業(yè)更高，這意味著數(shù)字經(jīng)濟創(chuàng)新的步伐越快，越能為文化產(chǎn)業(yè)帶來充分的技術溢出，使其衍生出更新的業(yè)態(tài)、產(chǎn)品和服務。

協(xié)調是文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的重要意涵。數(shù)字經(jīng)濟一是擴大了文化產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟體系中的占比，加速了數(shù)字文化產(chǎn)業(yè)新興業(yè)態(tài)的蓬勃壯大，促進了文化產(chǎn)業(yè)結構協(xié)調。二是“大平臺+小微企業(yè)+長尾效應”的新生產(chǎn)結構能高效匹配文化供需并充分釋放生產(chǎn)的規(guī)模經(jīng)濟和范圍經(jīng)濟性，促進了文化市場供需協(xié)調。三是免費的文化作品借助數(shù)字網(wǎng)絡下沉農(nóng)村與偏遠地區(qū)，帶動了落后地區(qū)的文化消費，也為這些地區(qū)的文化資源提供了推介窗口，平滑了文化產(chǎn)業(yè)的區(qū)域、城鄉(xiāng)差距。

開放是文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的必由之路。一是數(shù)字經(jīng)濟能破除跨國貿易和投資活動中的信息壁壘，壓縮交易各環(huán)節(jié)的成本，提升文化貿易與投資的效率。二是數(shù)字經(jīng)濟對有更高附加值的內容創(chuàng)作型產(chǎn)品的出口帶動效應更顯著，還可以提高出口技術復雜度[9]，對于提升我國文化產(chǎn)業(yè)在全球價值鏈上的地位有助益。三是我國數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展規(guī)模和質量不斷攀升，為文化產(chǎn)品和服務“走出去”營造了更加有利的外部環(huán)境。

共享是文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的根本目的。從消費側看，數(shù)字經(jīng)濟和數(shù)字普惠金融的發(fā)展對就業(yè)增收有明顯的正向激勵，能緩解收入的不確定性和不均衡性，使消費者更有能力、有意愿增加文化產(chǎn)品的消費支出。從供給側看，依托大數(shù)據(jù)和算法，海量的長尾需求在數(shù)字平臺聚合產(chǎn)生了不亞于主流需求的市場價值，激發(fā)了供應商向消費者提供更全面、更多元、更專業(yè)的產(chǎn)品和服務的動力，各類文化享受需求都將得到更好的滿足。綜合上述分析，本文提出如下假設：

假設1：數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展可以提高文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展水平。

1.2 數(shù)字經(jīng)濟影響文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的門檻性特征

數(shù)字經(jīng)濟對文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的影響可能具有門檻性。在文化產(chǎn)業(yè)數(shù)字化轉型初期，信息壁壘、部門組織結構剛性、嵌入場景的復雜性、較高的平臺與技術的改造遷移成本等都可能增加數(shù)字經(jīng)濟賦能的難度。隨著融合的加深，數(shù)字經(jīng)濟不斷進行技術創(chuàng)新、場景適應、治理水平升級等，網(wǎng)絡正外部性也逐漸顯現(xiàn)，從而產(chǎn)生賦能價值的“爆炸式增長”。

進一步地，本文認為這種門檻性特征可能受到產(chǎn)業(yè)特征和消費升級的調節(jié)。從產(chǎn)業(yè)特征角度看，產(chǎn)業(yè)規(guī)模越大、集聚程度越高，與數(shù)字經(jīng)濟融合后的新產(chǎn)業(yè)、新業(yè)態(tài)的規(guī)模經(jīng)濟和范圍經(jīng)濟性越大，潛在收益也越高，密織的產(chǎn)業(yè)體系網(wǎng)絡可以為數(shù)字技術創(chuàng)新、平臺創(chuàng)新等提供更全面的數(shù)據(jù)集和試煉場景，從而提升數(shù)字經(jīng)濟賦能效果。從消費升級角度看，當前消費者對富有創(chuàng)新性的產(chǎn)品與服務的消費傾向提高，這種觀念的轉變對于數(shù)字文化新興業(yè)態(tài)的發(fā)展壯大有積極意義。據(jù)此提出如下假設：

假設2a：數(shù)字經(jīng)濟對文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的促進作用具有邊際遞增的門檻性特征。

假設2b：數(shù)字經(jīng)濟對文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展影響的門檻性會受到產(chǎn)業(yè)特征和消費升級的正向調節(jié)。

1.3 數(shù)字經(jīng)濟影響文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的空間溢出性特征

數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展拓寬了國民經(jīng)濟循環(huán)的技術空間和社會空間[10]。從技術上看，得益于廣泛互聯(lián)的網(wǎng)絡，地理距離被高度壓縮，地區(qū)間空間關聯(lián)性增強；從社會空間上看，隨著建設數(shù)據(jù)要素統(tǒng)一市場進程的加快，數(shù)字經(jīng)濟正逐步連接起全國統(tǒng)一大市場，知識、技術、人才、資金等要素可在區(qū)域間充分自由地流動，經(jīng)濟活動的虛擬集聚程度提高，加深了文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的區(qū)域關聯(lián)性。據(jù)此提出如下假設：

假設3：數(shù)字經(jīng)濟對文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的促進作用具有空間溢出性。

2 研究設計

2.1 變量選取

2.1.1 文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展水平

借鑒喻蕾（2021）[11]的思路，本文從新發(fā)展理念下的創(chuàng)新、協(xié)調、開放和共享四個維度出發(fā)構建了文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展水平評價指標體系（見表1）。其中，產(chǎn)業(yè)結構合理化的測度借鑒干春暉等（2011）[12]的做法；產(chǎn)業(yè)結構高級化以文化服務業(yè)營業(yè)收入與文化制造業(yè)與文化批發(fā)零售業(yè)的營業(yè)收入之和的比值度量。選用CRITIC-熵權組合賦權方法為指標賦權，計算得到文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展水平（CHQDI）。

表1 文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展水平評價指標體系

2.1.2 數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平

本文從數(shù)字化基礎、數(shù)字化應用和數(shù)字化創(chuàng)新三個維度對數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平進行評價（見表2）。數(shù)字化基礎度量了信息網(wǎng)絡基礎設施建設水平；數(shù)字化應用度量了產(chǎn)業(yè)數(shù)字化和數(shù)字產(chǎn)業(yè)化的發(fā)展水平；數(shù)字化創(chuàng)新則反映了數(shù)字經(jīng)濟的人才、資金和機構支撐，度量了數(shù)字經(jīng)濟進行長期持續(xù)的知識創(chuàng)造的潛能。同樣采用CRITIC-熵權組合賦權方法計算各項指標的組合權重，進而計算得到數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平（DEI）。

表2 數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平評價指標體系

2.1.3 控制變量

經(jīng)濟發(fā)展水平（eco），采用地區(qū)人均生產(chǎn)總值的對數(shù)度量；文化產(chǎn)業(yè)投資（inv），以文化及相關產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資額的對數(shù)度量，2018 年及以后的固定資產(chǎn)投資絕對值以文化、體育和娛樂業(yè)的固定資產(chǎn)投資增速計算得到；金融發(fā)展水平（fin），以地區(qū)機構存貸額在地區(qū)生產(chǎn)總值中的占比度量；政府調控能力（gov），以地方政府一般預算財政支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重度量；開放程度（open），以經(jīng)營單位所在地進出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重度量；人力資本水平（edu），以地區(qū)6 歲及以上人口平均受教育年限度量；市場化程度（market），以地區(qū)市場化指數(shù)度量。

2.1.4 門檻變量

除數(shù)字經(jīng)濟外，本文其他門檻變量包括：產(chǎn)業(yè)規(guī)模（size），以規(guī)模以上文化及相關產(chǎn)業(yè)總資產(chǎn)的對數(shù)表征；產(chǎn)業(yè)集聚度（AGG），以區(qū)位熵度量；消費水平升級（l_cons），以居民實際人均消費支出的對數(shù)度量，反映各地區(qū)消費“量”的升級；消費結構升級（s_cons），以交通通信、教育文化娛樂和醫(yī)療保健消費支出占人均消費支出的比重度量，反映消費“質”的躍遷。

2.2 數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計

本文所用數(shù)據(jù)主要來自《中國文化文物和旅游統(tǒng)計年鑒》《中國文化及相關產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國電子信息產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》、國家統(tǒng)計局、各省份統(tǒng)計局和EPS數(shù)據(jù)庫。由于海南、西藏、新疆和港澳臺的數(shù)據(jù)缺失較為嚴重，故在研究中予以剔除。采用鄰近點線性趨勢法補齊缺失值，得到覆蓋我國28 個省份2012—2020年的平衡面板數(shù)據(jù)。變量描述性統(tǒng)計見表3。

表3 變量描述性統(tǒng)計

2.3 模型設定

2.3.1 基準回歸模型

模型（1）用于檢驗數(shù)字經(jīng)濟對文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的影響效應。

其中，CHQDIit為i省份第t年的文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展水平，DEIit為i省份第t年的數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平，Zit為控制變量，μi和Tt分別為省份和年份固定效應，εit為隨機擾動項，回歸中重點關注系數(shù)β1。

2.3.2 門檻回歸模型

建立靜態(tài)面板門檻回歸模型用于考察數(shù)字經(jīng)濟對文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展影響的門檻性特征：

其中，Thit為門檻變量，本文分別指數(shù)字經(jīng)濟、產(chǎn)業(yè)規(guī)模、產(chǎn)業(yè)集聚度、消費水平升級和消費結構升級。τ為待估門檻值，系數(shù)β1和β2分別表示不同門檻區(qū)間內數(shù)字經(jīng)濟對文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的影響系數(shù)。當存在多重門檻時，模型（2）可擴展為模型（3）：

2.3.3 空間溢出效應模型

空間溢出效應的常用回歸模型包括空間滯后模型（SLM）、空間誤差模型（SEM）、空間杜賓模型（SDM）等，由于SDM 同時嵌套了SLM 和SEM，故本文構建了式（4）的SDM檢驗數(shù)字經(jīng)濟對文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的空間溢出效應。

其中，ρ為空間自回歸系數(shù)，反映關聯(lián)地區(qū)與本地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的交互依賴關系；θ1為數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平空間滯后項的回歸系數(shù)，反映關聯(lián)地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平與本地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展水平的交互依賴關系；θ2為其他控制變量空間滯后項的回歸系數(shù)；W為空間權重，包括鄰接權重（W1）、地理距離權重（W2）、經(jīng)濟距離權重（W3）和經(jīng)濟地理距離權重（W4）四種。

3 實證分析

3.1 基準回歸結果分析

基準回歸的方差膨脹因子檢驗結果為5.72，小于10，可認為不存在嚴重的多重共線性，回歸結果見下頁表4。其中，模型（1）為不引入控制變量的回歸結果，模型（2）引入控制變量并控制了年份和省份效應，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平的回歸系數(shù)略有下降，但仍然在1%的水平上顯著，數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平提升1 個單位可引致文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展水平提升0.452個單位，驗證了假設1?？刂谱兞恐校貐^(qū)金融發(fā)展水平可以顯著促進文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展，說明資本市場的完善對于文化產(chǎn)業(yè)質量升級意義重大；人力資本水平的作用系數(shù)為負，表明當前地區(qū)人力資本水平尚不足以為文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展提供充足的智力支撐。

表4 數(shù)字經(jīng)濟影響文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的基準回歸結果

模型（3）至模型（6）分別是以創(chuàng)新、協(xié)調、開放和共享四個分維度指數(shù)為被解釋變量進行回歸的結果。模型（3）表明，數(shù)字經(jīng)濟可以顯著促進文化產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新，同時穩(wěn)定繁榮的金融市場以及充裕的人力資本也都是文化產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力提高的關鍵要素。這是因為數(shù)字經(jīng)濟是技術創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新、商業(yè)模式創(chuàng)新等的集成產(chǎn)物，其創(chuàng)新賦能性可以通過產(chǎn)業(yè)關聯(lián)滲透、溢出至文化產(chǎn)業(yè)。模型（6）表明數(shù)字經(jīng)濟提高了文化基礎設施、產(chǎn)品和服務的共享水平，即數(shù)字經(jīng)濟擴寬了文化產(chǎn)業(yè)的服務范圍，增強了文化消費能力，促使文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展成果為全體人民共享。

3.2 門檻效應分析

在進行門檻效應分析前，本文采用“自舉法”（Bootstrap）重復抽樣400 次進行門檻效應檢驗，結果顯示數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平在1%的顯著性水平上通過了單一門檻效應檢驗，產(chǎn)業(yè)規(guī)模和產(chǎn)業(yè)集聚度變量也一樣；消費水平升級和消費結構升級不僅在1%的顯著性水平上通過了單一門檻檢驗，還分別在5%和1%的顯著性水平上通過了雙重門檻檢驗。因此，本文分別針對數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)規(guī)模和產(chǎn)業(yè)集聚度變量構建單一門檻回歸模型，針對消費水平升級和消費結構升級構建雙重門檻回歸模型。

表5的模型（1）表明，當數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平低于門檻值0.532時，其對文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的促進作用為0.316，跨越門檻之后系數(shù)值上升了0.089 個單位，表明數(shù)字經(jīng)濟對文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的賦能有“倍增效應”，假設2a 成立。模型（2）和模型（3）表明，當文化產(chǎn)業(yè)規(guī)模和集聚程度跨越過各自門檻值后，數(shù)字經(jīng)濟對文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的正向作用分別會提升0.088和0.094個單位，說明產(chǎn)業(yè)規(guī)模和產(chǎn)業(yè)集聚度的提升會正向調節(jié)數(shù)字經(jīng)濟對文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的作用。模型（4）顯示，當消費水平大于第一個門檻值（9.980）時，數(shù)字經(jīng)濟的作用相較之前顯著提升0.107 個單位，而當消費水平跨過了第二個門檻值（10.071）后，數(shù)字經(jīng)濟對文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的影響程度則有所下降。模型（5）的結果相似，當消費結構持續(xù)優(yōu)化并跨越第一個門檻值（28.658）時，數(shù)字經(jīng)濟的正向作用會被充分釋放，而當消費結構繼續(xù)優(yōu)化至跨越了第二個門檻值（29.292）時，數(shù)字經(jīng)濟的作用效果也開始下降。由此得出結論，消費升級會使數(shù)字經(jīng)濟對文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的正向促進作用呈現(xiàn)“倒U”型特征，意味著只有處于合理區(qū)間的消費升級才能充分激發(fā)數(shù)字經(jīng)濟提升文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展水平的效能。

表5 數(shù)字經(jīng)濟對文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的門檻效應回歸結果

3.3 空間溢出效應分析

為檢驗設定的空間溢出效應模型的適用性，本文計算了數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平和文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展水平的全局莫蘭指數(shù)（Moran's I），結果顯示數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平和文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展水平都有顯著的空間自相關性，LM 檢驗也顯示存在空間溢出效應，LR和Wald檢驗則拒絕了SDM退化為SLM 和SEM 的可能性，表明本文所設定的空間回歸模型是適宜的。下頁表6分別報告了以鄰接權重、地理距離權重、經(jīng)濟距離權重和經(jīng)濟地理距離權重為空間權重的回歸結果。可以看出，地區(qū)間既存在文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的內生交互效應，也存在數(shù)字經(jīng)濟外生交互效應，假設3成立。在除經(jīng)濟距離權重外的三種空間權重下，自回歸系數(shù)ρ均在1%的水平上顯著為負，表明目前關聯(lián)地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展會對本地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生“競爭效應”和“剝奪效應”，本地區(qū)人才、資金、技術、信息等要素會被高質量發(fā)展地區(qū)“虹吸”。通過偏微分方法計算得到的空間關聯(lián)性下的數(shù)字經(jīng)濟直接效應系數(shù)和總效應系數(shù)均顯著為正，可見無論是否考慮空間依賴性，數(shù)字經(jīng)濟都能穩(wěn)定地促進本地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展，再次驗證了本文的假設1。間接效應系數(shù)為正但不顯著，表明目前數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展對于關聯(lián)地區(qū)，尤其是地理鄰近地區(qū)的文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展未見明顯促進作用，張英浩等（2022）[13]將其歸因為我國各地區(qū)間經(jīng)濟社會發(fā)展的差異性和階段性使得數(shù)字技術不能充分發(fā)揮其滲透性，存在一定的“數(shù)字隔離”。

表6 數(shù)字經(jīng)濟對文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的空間溢出效應檢驗結果

3.4 區(qū)域異質性分析

下頁表7 進一步對我國東、中、西三大地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟影響文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的異質性進行探討。其中，模型（1）、（3）、（5）為不考慮空間關聯(lián)性的回歸結果，可以看出數(shù)字經(jīng)濟在1%的顯著性水平上促進了東部地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展，對西部地區(qū)的作用也在10%的顯著性水平上成立，且東部地區(qū)系數(shù)值遠高于西部地區(qū)和全國層面，但對中部地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)未見顯著影響。模型（2）、（4）、（6）為在空間關聯(lián)性下以經(jīng)濟地理距離為空間權重的SDM回歸結果，三大地區(qū)的自回歸系數(shù)ρ均顯著為負，與全國層面回歸結果一致，支持了我國文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展存在區(qū)域競爭性的結論，并且西部地區(qū)的文化產(chǎn)業(yè)競爭最嚴重。東部、西部地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟的直接效應和總效應系數(shù)均顯著為正，間接效應系數(shù)不顯著，表明目前數(shù)字經(jīng)濟僅能促進本地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展，并未對經(jīng)濟地理關聯(lián)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展產(chǎn)生正向溢出效應。綜合來看，無論是否考慮空間關聯(lián)性，數(shù)字經(jīng)濟都能顯著為東部、西部地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展賦能，而對中部地區(qū)的作用并未達到預期。

表7 數(shù)字經(jīng)濟影響文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的區(qū)域異質性檢驗

3.5 穩(wěn)健性檢驗

本文采用以下兩種方法對回歸結果的穩(wěn)健性進行檢驗：

第一，處理內生性。本文采取工具變量法對內生性進行處理。由于數(shù)字經(jīng)濟是信息通信技術發(fā)展到現(xiàn)代的產(chǎn)物，而歷史上郵電行業(yè)發(fā)展較早的地區(qū)通常被認為更具有數(shù)字經(jīng)濟先發(fā)優(yōu)勢，滿足內生變量相關性的假定。同時，歷史上的郵電數(shù)據(jù)對于當今文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響已微不可察，也滿足工具變量的外生性假定。因此，本文借鑒黃群慧等（2019）[14]的做法，選取1984年各省份每萬人郵局數(shù)為工具變量，并將其與全國互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)交乘構造面板工具變量。工具變量的不可識別檢驗P值為0.04，顯著拒絕“不可識別”原假設，弱工具變量檢驗也通過了10%顯著性水平的檢驗，表明本文所選的工具變量合理有效。內生性檢驗結果如表8 模型（1）所示，數(shù)字經(jīng)濟對文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展影響的系數(shù)值大小與顯著性皆與基準回歸近似，假設1依然成立。

表8 穩(wěn)健性檢驗結果

第二，替換變量。為了避免測算方法對回歸結果的影響，本文還使用主成分分析法重新測度了因變量和自變量。主成分分析法的KMO 檢驗值分別為0.867 和0.839，Bartlett球形檢驗結果也均顯著，表明使用該方法測度兩個變量是適宜的。表8 中模型（2）和模型（3）分別是以用主成分分析法測算的因變量和自變量重新回歸的結果，數(shù)字經(jīng)濟的回歸系數(shù)依然在1%的水平上顯著，表明本文得到的數(shù)字經(jīng)濟可以提高文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展水平的結論穩(wěn)健。

4 結論與建議

本文在新發(fā)展理念框架下，采用CRITIC-熵權組合賦權法測度了2012—2020年我國省域數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展水平和文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展水平，實證分析了數(shù)字經(jīng)濟影響文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的效應與特征，主要研究結論如下：（1）數(shù)字經(jīng)濟是文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的穩(wěn)定動能，在系列穩(wěn)健性檢驗下該結論依然成立。在三大地區(qū)中，數(shù)字經(jīng)濟對東部地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的驅動效果最強勁，西部地區(qū)次之，中部地區(qū)作用不顯著。（2）數(shù)字經(jīng)濟對文化產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新、協(xié)調、開放和共享維度作用具有非均衡性，對文化產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新和共享的激發(fā)效果顯著，而對協(xié)調和開放的作用未達到預期。（3）數(shù)字經(jīng)濟對文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的作用具有“邊際遞增”的門檻性特征，并且產(chǎn)業(yè)規(guī)模和產(chǎn)業(yè)集聚程度的提高會強化這一特征；消費升級則會導致數(shù)字經(jīng)濟與文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展呈現(xiàn)“倒U”型關系。（4）數(shù)字經(jīng)濟對文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展的促進作用僅限于本地區(qū)，未能對關聯(lián)地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生顯著的空間溢出效應。

根據(jù)研究結論，本文為數(shù)字經(jīng)濟賦能文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展提出以下建議：

第一，加快發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟，助推釋放數(shù)字經(jīng)濟“倍增效應”。著力推動前沿技術創(chuàng)新，完善數(shù)字基礎設施建設布局以填平區(qū)域、城鄉(xiāng)間的“數(shù)字鴻溝”。增強數(shù)字經(jīng)濟治理水平，抑制數(shù)字經(jīng)濟無序競爭對賦能效果的侵蝕。圍繞文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展需求打造更多功能性、專業(yè)性數(shù)字平臺，為文化產(chǎn)業(yè)推介提供更廣的渠道和窗口。差異化實施數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展政策，側重激發(fā)東部地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展的溢出效應，適度在中西部地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展的人才、資金、技術等方面給予幫扶。

第二，堅持經(jīng)濟和社會效益并重原則，量質并舉推進文化產(chǎn)業(yè)高質量發(fā)展。堅守創(chuàng)新和共享維度的既得成效，緊抓產(chǎn)業(yè)數(shù)字化轉型機遇，鼓勵傳統(tǒng)文化產(chǎn)業(yè)資源的數(shù)字化開發(fā)和數(shù)字空間遷移，加快數(shù)字文化新興產(chǎn)業(yè)與業(yè)態(tài)的內容創(chuàng)作與行業(yè)創(chuàng)新。重視文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的協(xié)調性，增進文化全產(chǎn)業(yè)鏈的整合與協(xié)同，引導區(qū)域構建文化產(chǎn)業(yè)一體化、集聚式發(fā)展合作框架，倡導東部地區(qū)對中西部地區(qū)文化產(chǎn)業(yè)精準幫扶，形成“以鄰為伴”的空間格局。

第三，釋放消費升級牽引力，實現(xiàn)文化產(chǎn)業(yè)供需高水平均衡?！半p循環(huán)”格局下，在內循環(huán)一側，發(fā)揮數(shù)字經(jīng)濟時代消費理念、消費能力、消費方式轉變帶來的產(chǎn)業(yè)升級機遇，深化數(shù)字技術、數(shù)字經(jīng)濟新業(yè)態(tài)等與文化消費場景的融合，引導新消費形態(tài)平穩(wěn)有序發(fā)展，以更穩(wěn)定的內需牽引產(chǎn)業(yè)升級；在外循環(huán)一側，深化數(shù)字文化產(chǎn)業(yè)對外交流合作和同頻互動，文旅融合助推文化產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)更高水平的開放。