数字经济、研发投入强度对产业结构升级的影响

姚维瀚,姚战琪

(1.Art & Science School Georgetown University, Washington D.C.20057;2.中国社会科学院 财经战略研究院,北京 100028)

一、研究背景

当前,新冠肺炎疫情的持续冲击使得全球产业链受到严重冲击,促使中国产业结构调整、产业结构升级加快完成,也倒逼中国加速产业融合,传统产业亟需转型升级。Xiao等[1]测算了全国和省级产业结构升级指数,认为中国产业结构不断优化升级,东部地区产业结构升级指数高于东北部地区和中西部地区;并研究了作为虚拟变量的新常态、需求侧因素和供给侧因素对产业结构升级的影响,发现新常态对产业结构的影响不显著,而消费、投资、技术进步和劳动力供给能显著促进产业升级。

数字经济发展水平指数对产业结构水平产生的影响受到广泛关注,数字经济与中国产业结构水平紧密关联。目前关于数字经济影响产业结构的文献大致可以分为三种:数字经济正向促进产业结构转型升级[2]、政府干预通过影响数字经济发展水平间接影响产业结构升级[3]、地区较高的数字经济发展水平能通过显著的集聚效应促进该地区和周边地区的产业结构优化升级[4]。不过,现有文献未使用有调节的中介效应研究数字经济与产业结构升级之间的互动关系。

鉴于数字技术已经成为促进工业转型的重要方式,信息与通信技术(ICT)的广泛应用能够提高制造业生产环节的生产效率,本研究将主要关注数字经济与中国产业结构之间的关系,探讨数字经济如何以及何时影响产业结构升级。已有文献对数字经济对产业结构的影响进行了有益探索,但是数字经济与产业结构之间到底是什么关系?为什么数字经济会影响产业结构升级?数字经济是通过怎样的路径和机制对产业结构产生影响的?这些问题值得进一步深入研究。

基于2013—2016年中国各地区微观数据,本文将深入剖析数字经济与产业结构之间的关系、内在影响机制以及二者关系成立的边界条件:(1)构建一个有调节的中介模型,系统研究数字经济对我国产业结构升级的直接效应和间接效应,通过调节效应解释数字经济对我国产业结构的影响。(2)从研发投入强度的视角分析数字经济影响我国产业结构的内部作用机制,加深对数字经济与产业结构升级之间关系的理解。(3)进一步验证大学生数量占就业人口比重对数字经济与研发投入强度关系的调节作用,以及国有企业销售收入占GDP的比重对研发投入强度与产业结构升级关系的调节作用。

二、作用机理及研究假设

(一)数字经济影响产业结构升级的内在机制

数字经济能够通过提高劳动力素质、提高产业生产效率、改善产品结构、产生新的业态、引发新的需求来促进产业结构升级。第一,数字经济对人才提出了新的要求,数字经济时代对劳动者的素质要求更高。因此,提高劳动者素质是产业结构优化升级的内在要求,若劳动力素质能适应产业升级要求,就会有利于产业升级。第二,数字经济不但能提高企业运行效率以及拓展企业营业的覆盖半径,而且能够促进社会经济活动的互连互通,创造新的就业机会。从生产效率角度研究发现,不断增加相对生产率,使得第三产业要素投入的增加会促进产出更快增长。第三,数字化技术能提高国民经济各部门效率,提高效率必将降低成本,企业为了提高竞争优势,会不断调整其产品结构,促进产业结构不断升级。第四,产业结构只有适应新消费需求才能得到消费者的认可,因此数字经济能通过衍生新的市场需求来促进产业结构升级。第五,随着数字经济新业态不断涌现,共享生活新空间不断拓展,未来数字经济会通过拓展以下新业态促进产业结构升级,即编织工业互联网架构、培育新型智慧农业、整合金融科技行业、构建智慧教育行业、赋能智慧生活场景、推动互联网医疗建设、搭建智慧交通网络、促进云端商业零售、夯实新型信息产业、打造高端科技平台[4]。此外,数字经济还可以促进第三产业、第二产业和农业产业内部结构的不断优化。首先,数字经济贯穿产业链各环节(供应链、设计、制造、渠道、客户),将现代技术运用到生产供应链当中,从而推进数字经济与工业智能制造深度融合[5],数字经济基础产业与制造业产业的强关联性能显著促进制造业产业结构升级[6]。其次,以大数据、人工智能、移动互联网等信息技术为特征的数字经济与农业农村深度融合,会促进农业由增产转向提质,提高农产品市场竞争力。需要指出的是,在我国大多数农村地区,数字经济只应用于高产粮田示范区或者现代化产业园内,范围不够广泛,与农村环保产业、农村建筑产业、农业生产性服务产业等传统产业融合程度不够,应用水平不高。最后,数字经济通过提高服务领域资源配置效率,促进第三产业内部的结构升级。数字经济不但能够促进信息通信服务业发展壮大,而且能促进信息通信服务业与传统服务领域不断融合[7],从而促进区块链、人工智能等技术在物流行业优先使用。例如,京东为客户提供的整体物流解决方案使得快递业务快速增长。此外,数字经济也保障了电子商务交易和支付的稳定运行。据此,本文提出假设H1:

H1:数字经济与我国产业结构升级正向相关。

(二)研发投入强度的中介作用

无论是区域范围内还是全国范围内,创新涵盖技术创新和传统创新,而数字经济本身就是一种创新,其不但包括商业模式创新、协同创新等创新方式,而且能够推动创新加速。第一,数字经济能显著提升我国区域创新能力。其中,数字经济对发明授权量的影响最大,其次为实用新型授权量,对外观设计专利的影响最低。同时,我国东北地区数字经济的推动效应大于东部、中部和西部地区[8]。第二,数字经济会促进创新主体的多元化、创新组织的网络化和创新过程的包容性,并且在数字经济时代,政府主导型的创新生态系统能够提升政府治理能力和促进产业结构转型升级,异质性平台企业主导型的创新生态系统能够促进平台企业的互补性[9]。因此,数字经济对各地区的研发投入、创新主体、创新组织和创新过程都具有正向作用,能够促进研发经费投入。

研发投入强度能促进我国产业结构升级,虽然研发投入变动速度对第二产业占比的影响较弱,但能显著促进产业结构升级。蒋长流等[10]使用单位国内生产总值的研发经费来衡量我国研发投入,使用第二产业增加值与当年国内生产总值之比来衡量我国产业结构调整,发现研发资金投入与第二产业增加值占比的影响呈负相关关系。因此,研发投入强度是提升我国产业结构的重要途径。新增长理论也认为研发资本投入能显著促进经济增长,经济增长与产业结构密切关联,一地区的产业结构调整会对经济增长产生深远影响。王伟龙等[11]发现,研发投入能显著促进产业结构升级,风险投资金额在研发投入促进产业结构升级的过程中发挥了中介效应,风险投资金额的中介效应仍有巨大的提升空间。总之,数字经济能促进研发投入强度,从而对经济增长产生深远影响,研发资本投入不但能直接促进产业结构升级,也能通过风险投资金额等中介变量促进产业结构升级。因此,本文提出假设H2:

H2:数字经济与研发投入强度显著正相关,研发投入强度在数字经济对产业结构升级的影响中存在中介效应。

(三)大学生数量占比与国有企业销售收入占比的调节作用

人口素质与数字经济紧密关联,我国大学生就业密度能促进区域创新。第一,数字经济受人口素质等因素的影响显著,田俊峰等[12]使用东北地区36个地级单元的数据,研究了数字经济发展水平综合评价指数的影响因素,认为人口素质是影响东北地区数字经济发展水平的核心因素之一,而就业人口的受教育程度能够提升人口素质。部分研究也发现,人类的受教育程度,尤其是女性的受教育程度既影响自身的人口素质,也显著影响其子女的文化素质和身体素质。本文使用大学生数量占就业人口比重衡量就业人口受教育程度,认为就业人口受教育程度能显著促进我国数字经济水平。第二,人力资本的空间集聚能显著促进区域创新绩效,而大学生就业密度是衡量区域人力资本集聚程度的重要指标。张海峰[13]使用浙江省县级数据的研究成果发现,大学生就业密度和专业技术人员就业密度都能显著促进区域创新绩效不断提升,专业技术人员的空间集聚对浙江省区域创新的促进作用最显著,大学生就业密度的影响次之,技能工人就业密度的影响最小。第三,数字经济能够缓解就业困难问题。数字经济不但能够提高就业质量,而且创造就业岗位的速度大于淘汰就业岗位的速度[14],就业吸纳能力强,拉动就业的作用显著,因此数字经济背景下的社会因素、就业因素、学习因素都是影响大学生就业能力的重要因素。第四,信息经济能显著促进大学生就业数量增长和就业质量提升。数字经济的概念在早期常被认为是信息经济或互联网经济的代名词,信息经济产业增长能显著拉动大学生就业增长。陈改改[15]研究了浙江省信息经济产业对大学生就业的影响,发现浙江省信息经济核心产业占比不断增长,虽然大学生就业增长率呈阶段性波动趋势,高校的人才培养体系与产业结构体系存在一定程度的滞后性,但是浙江省信息经济产业就业弹性一直为正,因此信息经济产业增长能显著拉动大学生就业增长。同时,信息经济产业的就业弹性数值较小,还有很大的提升空间。数字经济与研发投入强度的关系是大学生数量占比的函数,数字经济与研发投入强度的关系受大学生数量占比的影响,大学生数量占比是影响数字经济的重要因素,大学生数量和高技能型人才能显著促进数字经济。据此,本文提出假设H3a、H3b:

H3a:大学生数量占比调节了数字经济与研发投入强度的关系,其数值越高,数字经济与研发投入强度的正向关系就越强。

H3b:只有大学生数量占比较高时,研发投入强度才能起到中介作用。

不仅企业技术创新能够促进国有企业销售收入增长,而且以国有企业为实施工具的产业政策与我国产业结构变迁紧密关联。第一,企业技术创新能显著提高企业销售收入,提升企业绩效。虽然研发投入对企业绩效的提升具有滞后性影响,但研发投入对企业绩效具有显著的促进作用[16]。第二,在中国市场化水平不断提高的情境下,虽然以市场为载体的竞争政策作用不断增强,以国有企业为实施工具的产业政策对产业结构变迁的促进作用逐渐降低,但国有企业仍是我国产业政策实施的重要工具,尤其在改革开放初期我国市场化水平较低的情形下,以国有企业为实施工具的产业政策是推动产业结构变迁的主导力量[17]。第三,当软预算约束成本小于弥补外部性所产生的收益时,国有企业的产权结构就能显著促进产业结构合理化和产业结构高极化[18]。扩大企业规模能提高企业创新绩效,不但企业规模能正向影响企业创新绩效,而且扩大企业规模能提升企业研发投入意愿。相对于中小企业,大型企业更有意愿进行技术创新[19]。也有部分学者认为企业规模与创新绩效之间并不存在正向关系。另外,研发投入对创新绩效的促进作用也受到企业所处地区的信用环境和企业积累的知识存量的影响,企业所处地区的信用环境越好,企业规模对研发投入的促进作用就越显著;企业积累的知识存量越多,研发投入对创新绩效的促进作用就越显著。据此,本文提出假设H3c、H3d:

H3c:国有企业销售收入占比调节了研发投入强度与产业结构升级的关系,国有企业销售收入占比越高,研发投入强度与产业结构升级的正向关系就越强。

H3d:只有当国有企业销售收入占比较高时,研发投入强度才对数字经济与产业结构升级之间的关系起中介作用。

基于以上理论分析,可以得出数字经济与产业结构升级之间的影响作用机制,如图1所示。

图1 数字经济与产业结构升级之间的影响作用机制

三、模型构建及数据序列构造

(一)模型构建

本文建立了结构方程模型来研究数字经济是否通过影响研发投入强度来促进我国产业结构升级。

Inde=l+k×Digy+a×Control

(1)

Rdiy=m+b×Digy+c×Collt+d×Digy×Collt+e×Control

(2)

Inde=n+f×Rdiy+g×Stat+h×Rdiy×Stat+i×Digy+j×Control

(3)

式(1)—(3)中,Inde为我国各省(区、市)产业结构升级,Rdiy为研发投入强度,Digy为数字经济,Collt为大学生数量占就业人口比重,Stat为国有企业销售收入占GDP的比重。Control为控制变量,包括人均社会消费品零售总额(Retal)、外商直接投资占比(Fdip),等等。为减少非本质的共线性,本文对所有变量进行了标准化,或对数字经济、研发投入强度、大学生数量占就业人口比重、国有企业销售收入占GDP的比重进行中心化,然后将大学生数量占就业人口比重与各省(区、市)数字经济相乘,将研发投入强度与国有企业销售收入占GDP的比重相乘,从而形成调节项。

(二)变量选取及描述性统计

核心解释变量。本文构建了由3个一级指标(信息化发展指标、互联网发展指标、数字技术与数字交易发展指标)、8个二级指标(信息化发展水平、信息业运行情况、互联网发展水平、互联网基础设施、固定宽带的影响、移动宽带的影响、企业数字化程度、数字技术与其他产业的融合程度)、11个测度指标(平均每平方千米的光缆线路长度、软件业务收入、平均每平方千米的互联网宽带接入端口数、移动电话普及率、固定宽带普及率、移动宽带普及率、每百家企业拥有网站数、期末使用计算机数、有电子商务交易活动的企业占比、电子商务销售额、网上零售额)构成的数字经济发展水平测度指标体系。第一,对11个测度指标进行标准化处理(或正向化处理、均值化处理)。第二,使用熵值法计算各变量的信息熵值、信息效用值和权重系数,并对权重值进行加权。第三,使用熵权法(熵值法)与TOPSIS法相结合的方法对加权后的各评价指标项的权重值进行TOPSIS评价计算,最终得到中国各省(区、市)的数字经济发展水平综合评价指数。

中介变量。使用研发经费支出与地区生产总值之比来衡量研发投入强度。

调节变量。数字经济发展对人口素质有着很强的依赖性,本文选择大学生数量占就业人口比重来衡量人口素质。企业规模是促进企业创新、提高研发能力和获取研发资助的重要因素,使用国有企业销售收入占GDP的比重来衡量企业规模。

控制变量。使用人均社会消费品零售总额来衡量市场需求因素对产业结构升级的影响,使用外商直接投资占我国GDP比重来衡量外商直接投资对我国产业结构升级的影响。

(三)数据来源

本文的大学生数量、国有企业销售收入、社会消费品零售总额、外商直接投资、地区生产总值、就业人口等数据来源于2013—2016年《中国统计年鉴》、Wind经济数据库;研发经费投入来源于《中国科技统计年鉴》;使用各省(区、市)统计年鉴、Wind经济数据库中的行业数据来计算产业结构层次系数和数字经济发展水平综合评价指数。

四、研究结果

(一)初步分析

从表1各变量之间的可靠性系数来看,本文的量表有较好的信度。同时,数字经济发展水平与研发投入强度(γ=0.613,p<0.01)、产业结构升级(γ=0.438,p<0.01)显著正相关;研发投入强度与产业结构升级(γ=0.471,p<0.01)也显著正相关,初步支持了本文的研究假设。

表1 变量的均值、标准差和相关系数

将数字经济、大学生数量占就业人口比重、研发投入强度、国有企业销售收入占GDP的比重、产业结构升级、人均社会消费品零售总额、外商直接投资作为观察变量进行路径分析,表2给出了基准模型、单因子模型、两因子模型和三因子模型的拟合指数。从中可以看出,7因子基准模型的χ2/DF、塔克·刘易斯指数(TLI)、适配度指数(CFI、NFI)、渐进残差均方和平方根(RMSEA)以及标准化均方根残差(SRMR)均优于单因子模型、两因子模型和三因子模型,表现出更好的适配度。

表2 测量模型比较

(二)假设检验

表3为不包括调节项,将人均社会消费品零售总额、外商直接投资占比作为控制变量的基准回归结果。模型1以研发投入强度为中介变量;模型2以产业结构升级为因变量;模型3以产业结构升级为因变量,但自变量不包括研发投入强度。从模型1可以看出,各省(区、市)数字经济能显著提升我国研发投入强度。从模型2可以看出,除数字经济外,研发投入强度也有利于提升我国产业结构,假设H1、H2都得到支持。从模型3可以看出,若不考虑研发投入强度,数字经济能够显著提升我国产业结构。可得到全国研发投入强度的中介效应约为bf/k=0.647 5,这意味着数字经济和研发投入强度能共同解释我国产业结构升级的64.75%。

表3 全样本及不同地区数字经济、研发投入强度对产业结构升级影响的中介效应检验结果

同时,我国东部、中西部地区各因素对产业结构升级影响的中介效应检验结果表明,我国东部地区数字经济能够通过促进研发投入强度来影响该地区产业结构升级,而中西部地区数字经济不能通过促进研发投入强度来影响该地区产业结构升级。可得到东部地区研发投入强度的中介效应约为bf/k=0.522 7,这意味着在考虑控制变量的情形下,数字经济和研发投入强度能共同解释东部地区产业结构升级的52.27%。

由此可以得出,东部地区直接效应和中介效应均显著,而中西部地区中介效应和直接效应不显著。虽然中西部地区数字经济能显著促进研发投入强度,但该地区研发投入强度不能提升产业结构,同时中西部地区数字经济也不能促进产业结构提升。这表明,虽然数字经济能促进我国产业结构转型升级,但数字经济对产业结构升级的驱动效果存在明显的区域差异。虽然中西部地区数字经济综合发展水平不断提升,但我国数字经济综合发展水平依然存在明显的区域发展不均衡现象。据统计,2013年我国东部、中西部地区数字经济综合发展水平分别为0.340和0.087,2016年东部地区、中西部数字经济综合发展水平分别为0.361和0.096,中西部和东部地区之间的数字经济综合发展水平差异极大。

表4为中介效应分解表。在全国研发投入强度为中介变量情形下的总效应、直接效应和间接效应的Bootstrap置信区间分别为[0.335,0.664]、[0.024,0.328]和[0.173,0.487],因此全国研发投入强度的中介效应显著。在东部地区研发投入强度为中介变量情形下的总效应、直接效应和间接效应的Bootstrap置信区间分别为[0.100,0.587]、[0.027,0.301]和[0.043,0.317],因此东部地区研发投入强度的中介效应显著。但在中西部地区研发投入强度为中介变量情形下的总效应、直接效应和间接效应的Bootstrap的置信区间包括0,因此中西部地区研发投入强度的中介效应不显著。

表4 中介效应分解结果

图2展示了简单斜率b+d×Collt显著不为0的调节变量Collt的置信区间。分析结果表明,当大学生数量占就业人口比重(对数据进行标准化)大于-0.967 1时,简单斜率b+d×Collt=0.438+0.287×Collt显著不为0,因此当调节变量(大学生数量占就业人口比重)在以上置信区间时,简单斜率b+d×Collt显著。

图2 Johnson-Neyman下的简单斜率(b+d×Collt)

从图3可以看出,当国有企业销售收入占GDP的比重(对数据进行标准化)大于-0.652 4时,简单斜率f+h×Stat=0.332+0.224×Stat显著不为0,因此当调节变量(国有企业销售收入占GDP的比重)在以上置信区间时,简单斜率f+h×Stat显著。

图3 Johnson-Neyman下的简单斜率(b+d×Stat)

图4展示了数字经济对大学生毕业人数占比与研发投入强度之间关系的调节效应。从中可以看出,当数字经济(对该变量进行中心化)大于-0.110 3时,大学生毕业人数占比对我国研发投入强度具有显著的正向作用(Effect=12.689 9,SE=6.405 8,p=0.05),这表明当数字经济规模较大时,大学生毕业人数对我国研发投入强度具有显著的正向作用,即大学生毕业人数占比能显著促进我国研发投入强度的提升。

图4 数字经济对大学生毕业人数占比与研发投入强度之间关系的调节效应

图5为研发投入强度对国有企业销售收入占比与产业结构升级之间关系的调节效应。当研发投入强度(对该变量进行中心化)大于-0.872 2时,国有企业销售收入占比对我国产业结构升级具有显著的正向作用(Effect=0.044 7,SE=0.022 6,p=0.05),这意味着当研发投入强度较大时,企业规模能显著促进我国产业结构升级,这意味着企业规模对我国产业结构具有显著的正向作用。

图5 研发投入强度对国有企业销售收入占比与产业结构升级之间关系的调节效应

表5为有调节的中介模型检验结果。从中可以看出,当大学生数量占就业人口比重较高时,会增强数字经济对研发投入强度的促进作用,数字经济对研发投入强度的促进作用会随着大学生数量占比的不断提高而增强。同时,国有企业销售收入占GDP的比重与研发投入强度的交互项对产业结构升级的回归系数显著为正,并通过了1%的显著性检验,因此研发投入强度与产业结构之间的关系会受到我国国有企业销售收入占GDP比重的影响,国有企业销售收入占GDP的比重在我国研发投入强度与产业结构升级之间存在调节作用,即国有企业销售收入会影响研发投入强度与产业结构升级之间关系的强弱。

表5 有调节的中介模型检验结果

使用Bootstrap方法验证数字经济对产业结构升级的直接效应和间接效应是否显著,发现数字经济对产业结构升级的直接效应显著,直接效应为0.150 3,p=0.000 7,置信区间为[0.06 5,0.235 5],t=3.492 7。从数字经济对产业结构升级影响的间接效应估计结果来看,当Collt>-0.008和Stat>-0.060时,BootLLCI和BootULCI的置信区间均不包含0(见表6),因此数字经济对产业结构升级的间接影响也显著。

从表6也可以看出,在大学生毕业人数占比较高或者高于均值的一个标准差时,数字经济对研发投入强度的促进作用显著。在模型6中,当大学生毕业人数占比分别为-0.008、-0.003、0.009时,数字经济对研发投入强度的促进作用分别为1.398、p<0.01,2.242、p<0.000 1,4.535,p<0.000 1,99%的置信区间均不包含0,假设H3a得到支持;并且在大学生毕业人数占比大于-0.008时,数字经济对我国研发投入强度的促进作用会不断增强,假设H3b得到支持。

表6 调节变量处于不同水平时的条件效应

在国有企业销售收入占比较高或者高于均值的一个标准差时,研发投入强度对产业结构升级的促进作用也越显著。在模型7中,随着国有企业销售收入不断增长,研发投入强度对产业结构升级的促进作用分别为0.030、p<0.01和0.056、p<0.000 1,99%的置信区间均不包含0。因此,随着国有企业销售收入占比不断增长,研发投入强度对我国产业结构升级的促进作用就增强,假设H3c得到支持。同时,当国有企业销售收入占比超过-0.060时,研发投入强度的中介作用都是显著的,因此随着国有企业销售收入占比不断增长,研发投入强度对产业结构升级的促进作用不断增强,假设H3d也得到支持。

从图6可看出,随着大学生数量占就业人口比重由低到高,大学生毕业人数占比就倾向于影响数字经济与研发投入强度之间的关系,数字经济对研发投入强度的影响由缓慢增长转变为直线式上涨,即大学生毕业人数占比越高,数字经济与研发投入强度之间的正向关系就越强。

图6 大学生数量占比对数字经济—研发投入强度的调节作用

从图7可看到,随着我国国有企业销售收入占比不断提升,我国国有企业销售收入占比越倾向于影响研发投入强度与产业结构升级的关系。随着国有企业销售收入占比由低到高,研发投入强度对产业结构升级的影响就会越来越大。即国有企业销售收入占比越高,研发投入强度与产业结构升级之间的正向关系就越强。

图7 国有企业销售收入占比对研发投入强度—产业结构升级的调节作用

(三)内生性检验及内生性处理

本文建立以下联立方程模型进行检验:

Inde=θ0+θ1Rdiy+θ2Rdiy×Stat+θ3Stat+θ4Fdip+κ1

(4)

Rdiy=ρ0+ρ1Digy+ρ2Digy×Collt+ρ3Collt+ρ4Retal+κ2

(5)

Digy=λ0+λ1Inde+κ3

(6)

式(4)为产业结构升级方程,式(5)为研发投入强度方程,式(6)为数字经济方程。式(4)—(6)中分别加入控制变量集合中的外商直接投资占比和人均社会消费品零售总额后,回归结果见表7。可以看出,VIF<5,不存在多重共线性。数字经济仍能促进我国研发投入强度,并通过1%的显著性检验,研发投入强度仍能促进我国产业结构升级。因此可以得出,国有企业销售收入占比正向调节研发投入强度和产业结构升级,大学生数量占就业人口比重正向调节数字经济和我国研发投入强度。

表7 联立方程模型检验结果

五、研究结论及政策建议

本文基于研发投入强度视角的中介机制以及大学生数量占比和企业规模的调节机制,建立了一个有调节的中介效应模型,研究了数字经济与我国产业结构升级之间的关系,为理解数字经济背景下推动产业结构优化升级提供了一定的理论依据。研究发现:(1)数字经济对我国产业结构升级具有正向促进作用,通过验证数字经济促进我国产业结构不断提升的有效性,说明数字经济是激发和提升我国产业结构升级的重要因素。(2)研发投入强度在数字经济与我国产业结构升级之间起着中介作用,数字经济通过促进研发投入强度等方式驱动我国产业结构升级;我国大学生数量占比能够影响数字经济对研发投入强度的效应,同时企业规模能显著影响研发投入强度对产业结构升级的效应,从而决定了数字经济经由研发投入强度对我国产业结构升级产生的影响。(3)大学生数量占比调节了数字经济与研发投入强度之间的关系,在促进数字经济方面发挥更大作用。同时,国有企业销售收入占GDP的比重调节了研发投入强度与产业结构升级之间的关系,这对于深入理解数字经济与我国产业结构升级之间的关系是何时(大学生数量占比和国有企业销售收入占比)以及如何发生(研发投入强度的中介作用)具有重要意义。(4)数字经济不仅对我国产业结构升级的直接效应显著,而且对我国产业结构升级的间接影响也显著。研究发现,我国东部地区数字经济对产业结构升级的直接效应和间接效应均显著,但中西部地区数字经济对产业结构升级的直接效应和间接效应不显著。

根据以上研究结论,本文提出如下政策建议:(1)我国企业应关注数字经济对研发投入强度的促进作用受到大学生数量占比的显著影响。当前企业研发活动快速增长,对大学生就业有积极影响,因此企业与高校应互相合作,建立新型研发机构,加强大学生创新创业能力的培养,不断提升创新产业竞争力。(2)研发投入强度对我国产业结构升级的促进作用受到国有企业销售收入占比的影响,因此,政府不但要进一步提升对小规模国有企业的研发资助,而且要加大对中等规模的民营和三资企业的研发资助,从而更好地发挥企业销售收入占比对我国研发投入强度的促进作用。(3)中西部地区应不断提升研发投入强度,大力发挥研发投入强度对产业结构升级的促进作用,同时西部地区要发展电子商务,提高互联网普及率,提升信息化水平,缩小地区间数字经济发展差距。(4)大力提高数字经济发展水平。根据本文测算,各省(区、市)数字经济发展水平差异很大,数字经济发展排名前十位的省市分别为上海、广东、北京、江苏、浙江、山东、福建、重庆、天津、辽宁,排名后十位的省份分别为山西、贵州、江西、广西、青海、内蒙古、吉林、甘肃、黑龙江、新疆,其中仅有上海、广东、北京、江苏的数字经济发展水平指数大于0.5,其他各省(区、市)的数字经济发展水平指数均小于0.5,因此必须大力推动数字经济技术创新,中西部地区尤其要大力提高数字经济发展水平,夯实数字产业化基础。