数字经济发展对产业结构升级影响机制研究——基于“宽带中国”战略的准自然实验

郭根龙，柴 佳

(山西师范大学 经济与管理学院 山西 太原 030000)

一、引言

数字经济是20世纪90年代工业经济的产物，是信息技术飞速发展的反映。2020年政府工作报告指出要“全面推进互联网+，打造数字经济新优势”。近年来，数字经济蓬勃发展，打破了时空限制，促进了我国经济的高质量发展。互联网平台的兴起，改变了传统经济的盈利模式，使得市场更加透明，市场结构向完全竞争的方向发展，为传统经济的转型提供了新的思路，也为产业结构转型奠定了坚实的基础[1]。产业结构升级是影响中国经济发展的重要因素之一(Kuznets，1966)[2]，同时也是我国经济增长质量提升和可持续发展的不竭动力。当前我国产业发展的结构性问题凸显，传统行业的价值链主要集中在中下游，严重制约着产业结构的升级[3]。

数字经济是资源有效配置与经济结构升级的重要推动力，其运行效率、规模与结构的合理化将减少地区间的技术差异，进而促进产业结构的升级。有大量研究将数字经济作为自变量，通过构建数字经济的综合评价指标体系，利用熵权法来测算我国数字经济发展水平[4]，较少学者采用准自然实验来代替数字经济的发展。因此，本文的研究为数字经济对产业结构升级提供了新的思路。在数字经济对产业结构升级的影响研究中，一些学者通过空间计量模型[5]或者面板门槛模型[6]来研究其影响机制。由于数字经济的显著特征是数字化、网络化，“宽带中国”的政策内容显然与数字经济的特征密切相关，且宽带普及率的提高为数字经济带来了广泛的用户基础，有利于发挥数字经济的协同效应，因而本文选取宽带中国战略作为数字经济的代理变量。

本文的边际贡献主要有以下几点：第一，以“宽带中国”作为准自然实验来研究数字经济对产业升级的影响，丰富了理论研究。第二，引入技术创新、资本积累和消费需求作为中介变量，运用中介效应模型分析数字经济对产业结构升级的影响机理，丰富了数字经济对产业结构升级影响机制的研究。第三，相比省级面板数据，采用地级市面板数据得出的回归结果更加可靠。

二、理论机制与研究假设

(一)数字经济发展与产业结构升级

在工业经济时代，土地、资本、劳动等生产要素的最优组合是推动产业结构升级的关键。而在数字化时代，数字经济中的数据是一种新型生产要素，是低成本的、可持续发展的清洁生产要素[7]，弥补了原有生产要素的缺陷和不足，尤其是数字基础设施的建设一旦投入使用，其边际成本极低，效率也会得到很大的提升，因此能够直接促进产业结构的升级[8]。

微观层面，数字技术的广泛使用能够使得各生产环节之间的关系越来越密切，越来越协调，节约了时间成本，减少了信息的不对称[9]。数字经济的发展与传统产业相互融合，对传统行业的效率提升也有重要作用。宏观层面，“宽带中国”战略实施后，随着宽带安装的普及、宽带速度的提升以及资费的下降，数字经济得到了高速发展。同时，数字基础设施能够提高产业间分工及专业化程度，产生知识外溢，进而促进产业结构的升级[10]。因此，本文提出：

假设1：数字经济发展能够促进产业结构的升级。

(二)机制分析

关于数字经济对产业结构升级的影响机制，本文从三个角度进行分析，包括数字经济的技术创新效应、资本积累效应以及消费需求效应，如下图1所示。

1.技术创新效应。新经济增长理论指出，技术创新的关键在于知识的积累(Romer，1990)[11]。技术创新在经济的增长过程中起了很大的作用，并具有正的外部性。Wei(2018)的研究表明，推动产业结构发展的关键因素是创新，同时产业发展对技术创新会形成路径依赖[12]。钟章奇等[13]基于自主体模拟方法，把微观企业创新扩散行为和宏观产业结构优化联系起来，构建研究创新扩散与产业结构优化的模型。王立新等[14]将技术创新分为自主创新与技术模仿两种类型，并以市场化指数为门槛变量，分别探讨两类技术创新对产业结构升级的非线性影响。

数字经济及其信息沟通渠道极大地提高了知识的传播效率。从宏观上说，可以提高整个经济体的知识储备，从而推动技术创新，技术创新的扩散效应会加速产业结构的升级。同时，信息交流能力的增强使得微观企业更容易获得市场信息，提高企业创新与实际需要之间的匹配效率，进而激发企业的创新积极性[5]。技术创新主要来源于对新知识的理解与整合，而数字经济的发展降低了信息获取的成本，使得对于新知识的获取更加容易。科技创新是我国产业结构升级的核心，自主创新效益是升级过程中国家战略的关键[15]。结合以上各学者的观点，本文提出：

假设2：数字经济发展通过推动技术创新促进了产业结构升级。

2.资本积累效应。中国产业升级的主要贡献来自于资本等生产要素的大量投入[16]，资本积累依然是我国产业结构升级的坚实基础与强大动力。张卫东等[17]通过构建要素积累模型得出影响产业结构的决定因素是要素的积累能力，金融发展只是起到了推动作用。同时，生产要素的动态集中会产生产业集聚效应，进而促进产业结构升级。孙巍等[18]构建了两地区、三部门的理论模型，认为区域之间产业结构调整的原因在于资本等的流动过程中表现出的依赖。

数字经济的蓬勃发展丰富了中国经济多元化的资本市场建设，进一步提高了中国经济与金融体系资本积聚的能力，同时缓解了对中小企业的融资约束[19]。多样化的金融发展从某种意义上能够促进资本积累向投资的有效转换，也可以通过金融的资源配置功能来实现经济结构优化升级(Gurley & Shaw，1967)[20]。数字经济的迅速发展使得金融行业出现了革命性变革，能够优化各个行业间的信贷资金分配，进而推动产业结构升级(Bruhn和Love，2014)[21]。同时，便携的网络金融为产业结构升级提供了持续资金与服务支持[22]。综上，本文提出：

假设3：数字经济发展通过推动资本积累促进了产业结构升级。

3.消费需求效应。居民消费需求的持续提升和产品市场的扩大都极大地增加了消费者对产品和服务的需求，从需求端促进了产业结构升级(Boppart，2014)[23]。一般来说，消费可以通过两种方式促进产业结构升级：一是恩格尔效应。收入增长会促进消费者消费更多质量更高的产品和服务，从而促进了产业结构升级；二是鲍莫尔效应。消费需求的扩大会使得资本大量流入该产业，在效率提高和成本下降的作用下，产业规模也将会扩大。

数字经济能够利用网络和数字技术实现支付的便捷、多场景的应用，从而极大地释放和激发社会各阶层的消费活力与需求，促进产业结构的升级[24]。同时，数字经济拓宽了消费渠道，改变了消费模式。尤其是新冠肺炎疫情期间，实体零售企业受创严重，而线上消费急剧增加，这正是数字经济促进消费的具体表现。同时，随着“互联网+”模式的推广普及，数字经济在企业复工复产中起到了一定的促进作用。本文提出：

假设4：数字经济发展通过推动消费需求促进了产业结构升级。

图1 机制分析图

三、模型、变量及数据

(一)模型设计

本文的研究目的是分析数字经济发展对产业结构的影响。从总体上看，数字经济的发展离不开网络的传输速度和服务品质，所以数字经济的发展必须依赖于网络的建设[25]。2013年，国务院发布了《国务院关于印发“宽带中国”战略及实施方案的通知》，并于2014年、2015年、2016年相继发布了三批“宽带中国”试点城市，一共120个。经过一定时间的建设，被选中的城市需在宽带接入能力、宽带用户渗透率等方面处于国内领先地位，从而促进我国数字化发展的进程[26]，这为本文的实证研究提供了一定的思路。

本文借鉴刘传明和马青山[27]的做法构建渐进DID模型，来识别数字经济发展与产业结构升级的关系。本文的基准模型如式(1)所示：

Yit=β0+β1policyit+ΓXit+ui+τt+εit

(1)

其中，Yit为本文的被解释变量，即产业结构升级指数，policyit为解释变量，Xit为一系列控制变量，Γ为控制变量的估计系数矩阵。ui表示个体固定效应，τt表示时间固定效应，εit表示随机扰动项。

对于中介效应的检验，本文借鉴温忠麟等[31]的层级回归，具体如下所示：

Y=cpolicyit+e1

(2)

M=apolicyit+e2

(3)

Y=c1policyit+bM+e3

(4)

上述表达式中，policyit表示城市i在第t年是否为“宽带中国”试点城市这一政策冲击虚拟变量，Y表示产业结构升级指数，M表示中介变量。

(二)变量测度及数据

被解释变量为产业结构升级指数(Y)。本文在徐敏和姜勇[28]等人研究的基础上，通过构建产业结构升级指数来描述我国产业结构升级的水平，计算公式如下：

Y=1Ii×i=I1+I2×2+I3×3

(5)

其中，Ii表示第i产业的产值/总产值。该指数主要是反映产业之间的升级关系越大，产业结构发展的层次越高，即该地区的产业结构更高级。

表1 变量名称及释义

(三)数据说明

本文选取了1999—2018年地级及以上的城市面板数据。数据主要来源于《中国城市统计年鉴》、分省统计年鉴以及各城市统计公报。在数据处理上，将外商实际投资额按当期汇率(6.4)折算成人民币，同时将技术创新、资本积累、消费需求、劳动力成本进行对数化处理。

(四)描述性统计

表2 描述性统计结果

四、实证结果分析

(一)基准回归结果

一般来说，加入控制变量的结果更具有稳健性。加入控制变量后的VIF值是3.44，小于临界值10，即变量之间不存在多重共线性问题。根据表3列(2)，“宽带中国”试点政策对产业结构升级的影响系数为2.417，在1%的水平下显著，验证了上文的假设1。数字经济的发展能够减少信息不对称，有助于产业对消费热点的准确预测，从而提高生产精准度，使得供给和需求的衔接更加有效[29]。同时，数字经济可以突破产业和区域间的地理距离，改善各个产业之间以及产业部门之间的联系程度。因此，数字经济确实能够促进产业结构的升级。

表3 基准回归结果

续表

从控制变量来看，人口受教育程度、地区生产总值增长率、外商投资水平、劳动力成本以及金融发展水平对产业结构升级均有明显的促进作用。受教育程度高的劳动力通常具有更强的学习能力及适应能力[30]，因此，人口受教育程度能够促进科学技术和全要素生产率的提高，进而推动产业结构升级。地区生产总值增长率反映了地区的经济基础，其值的高低也会影响着产业结构的变动。外商投资水平能够促进出口规模的扩大及出口额的增加。同时，外商带来的先进生产技术和管理经验会产生溢出效应，进而能够促进当地的产业结构升级。

(二)中介效应回归结果

表4为中介效应回归结果。结果显示，数字经济通过促进技术创新、资本积累以及消费需求来促进产业结构的升级。

表4中的列3是引入技术创新这一中介变量后的回归结果，数字经济对产业升级的影响是在5%的统计水平上显著，引入前后的系数分别为2.417和1.616，因此技术创新在其中起到了部分中介的效果，验证了假设2。数字经济确实能够提升整个经济体的知识储备，从而推动技术创新。技术创新主要来源于对新知识的理解与整合，而数字经济的发展使得新知识的获取更加容易，进而促进产业结构的升级。

表4 中介效应回归结果

列4是引入资本积累这一中介变量后的回归结果，在5%的统计水平下显著，引入前后系数分别为2.417和2.055，资本积累起到了部分中介的作用，验证了假设3。资本积累是支撑产业升级发展的强大基础与动力，数字经济的发展可以促进资本集聚，使金融行业出现变革，加快了各个产业之间的资金融道，促进产业结构升级。

列5是引入消费需求这一中介变量后的回归结果，在10%的统计水平下显著，引入前后系数分别为2.417和1.363，消费需求也起到了部分中介的作用，验证了假设4。数字经济运用网络和数字化技术大大提高了支付的便捷性，拓宽了居民的消费渠道，释放和激发了居民的消费活力和需求，改变了居民的消费模式和习惯，从而促进产业结构的升级。

五、稳健性检验

(一)剔除直辖市样本

本文使用的是地级市层面的数据，而直辖市的数据与地级市有一定的差异。因此，将直辖市的数据进行剔除，回归结果如下表5所示。剔除直辖市后，回归结果仍然在1%的水平下显著为正，因此回归结果具有一定的稳健性。

表5 剔除直辖市的回归结果

(二)安慰剂检验

本文还通过随机分配试点城市进行了安慰剂检验，安慰剂检验能够缓解遗漏变量造成的影响。具体地，本文随机抽取样本中的部分城市作为处理组，其他未被抽中的城市作为对照组。若在此条件下policy的估计系数仍然是显著的，则说明本文的实证结果是由其他因素导致的。反之，则可以说明推动数字经济发展能促进产业结构升级。本文将随机抽样1000次实验，并按表3中列(2)进行回归，下图2是policy的t值的密度分布情况。

图2 安慰剂检验结果

图中可以发现，policy的t值的密度分布集中在0点附近，仅有很小一部分估计结果优于基准回归。因此，可以认为本文的实证结果具有稳健性，真实反映了数字经济的发展能有效地促进产业结构升级。

(三)PSM-DID

运用多期双重差分方法的前提是实验组与对照组的选取要符合随机假定[31]。考虑到实证结果的稳健性，本文采用由Heckman(1979)[32]提出的PSM-DID方法，可以减少样本的选择偏差。具体地，本文参考傅京燕等[33]的研究方法，以policy为因变量，以人口受教育程度、地区生产总值增长率、外商投资水平等变量作为相应的协变量，按照卡尺设置为0.05进行近邻匹配，最终在不丢失大量样本的前提下，获得了在政策影响之前相似的匹配结果[34]。结果如下表6所示。

表6 PSM-DID有效性结果

PSM-DID结果表示，标准化偏差的绝对值较匹配前大幅下降了85.6%～99.0%；除gdp外，其余协变量均不拒绝“两组间协变量的取值不存在系统性偏差”的原假设。结果表明，匹配结果有效。然后以匹配后的城市作为样本，利用基准回归模型评估了数字经济对产业结构升级的净影响，结果如下表7所示。

表7 PSM-DID模型回归结果

(四)更换模型

“宽带中国”示范城市是分批选出来的，将这三年视为一个整体事件期，借鉴薛成等的做法，剔除2014—2016年的样本[35]，可以得到一般的双重差分模型。实证分析结果(如表8)基本与上文一致，仍然在1%的水平下显著，回归结果具有一定的稳健性。

表8 更换模型分析结果

续表

六、异质性分析

由于各地区资源禀赋、经济和教育水平、技术水平等存在差异，因此在研究数字经济对产业结构升级的影响中，也应分地区进行考虑[36]。本文根据传统划分方式，将地级市数据分布在各个省份，30个省份划分为东、中、西部三大区域①，分析数字经济对产业结构升级产生的异质性影响。回归结果如表9所示。

实证结果表明，在东部和西部地区，数字经济对产业结构升级有显著的正向作用，而在中部地区不显著。其中，东部和西部地区的回归系数分别为5.295和3.858，均在1%的显著性水平下显著。同时发现，数字经济对产业结构升级的影响存在区域差异，具体表现为“东部>西部”。究其原因，可能是东部地区比较发达，数字基础设施也比较完善，资本集聚也会起到一定的作用。因此，在东部地区，数字经济对产业结构升级起到较大的促进作用。而西部地区比较落后，“宽带中国”试点城市也比较少，数字经济的发展也需要一段时间，因此促进作用较小。

表9 东、中、西部地区异质性分析结果

续表

七、结论及政策建议

本文探究了数字经济促进产业结构升级的内在机理与基本路径，实证结果表明：第一，数字经济发展能够促进我国产业结构的升级。第二，数字经济发展通过技术创新、资本积累和消费需求影响产业结构升级。第三，剔除直辖市样本、安慰剂检验、PSM-DID以及更换模型后，结论依然保持一致。第四，异质性结果表明，数字经济对产业结构升级的影响存在区域上的差异，具体表现为“东部>西部”。

本文的研究为数字经济推进产业结构升级提供了可行路径，也为各级政府制定相关政策提供了一定的参考。具体包括以下几点：

第一，完善基础网络设施，加快推广及应用先进数字技术。在未来的发展中，应有计划地加大云计算、大数据等重点领域的建设，持续应用和推广新一代的数字技术。与此同时，要加快推动数字产业化与产业数字化的发展，深化新的数字基础设施向传统工业部门的渗透，提高数字技术的质量，实现产业结构的升级。

第二，推动数据资源的互联互通。大数据作为数字经济时代的重要生产要素，应在保证信息安全的前提下得到充分利用，积极参与到生产和分配的环节当中。推动各个地区、各个产业之间以及产业内部的要素流动和合作交流。应当充分利用海量数据，丰富应用场景，使得各个产业链上下游的需求得到有效对接。

第三，发挥“中介因素”的作用。数字经济是未来引领产业结构升级的动力，对产业结构升级有着直接和间接的促进作用。因此，政府应多方面优化数字经济的相关制度、健全相关的法律法规，以充分发挥数字经济的优势，积极推进创新驱动发展战略，全面协同推进创新资源的优化配置，从而实现产业结构的升级。

第四，因地制宜，积极寻找适合数字经济在各地区发展的方式，从而助力各地区产业结构的升级。在西部地区，除了完善数字基础设施外，还应该引进先进人才，同时结合当地特色产业，发挥地区比较优势，促进产业结构升级；东部地区要发挥带头作用，强化数字经济的溢出效应，打造更高效的产业发展模式。

注 释：

① 三大区域划分：东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南；中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、 江西、河南、湖北、湖南；西部地区包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。