数字经济、要素配置效应与产业升级*

罗双成

（湖南农业大学经济学院，湖南 长沙 410128）

一、引言

自改革开放以来，中国经济经过四十余年的高速增长，人民生活水平和产业结构发生巨大变化，朝着社会主义现代化国家稳步迈进。然而，过去依赖政策优惠、低劳动力成本、低环境成本建立起来的产业发展优势逐渐消失，人口老龄化、环境治理等外部约束越来越明显，同时产业结构矛盾渐趋突出，制造业整体产能过剩、服务业产能不足（徐朝阳和张斌，2020），人力资本密集型服务业发展比重明显偏低（Lei 和Herrendorf，2021），中国产业结构调整、升级势在必行。产业结构升级是产业结构转向具有更高劳动生产率的制造业和服务业、实现更高要素产出率的过程（Castellacci，2010）。产业结构升级使得那些处于优势地位的部门高速增长，并逐渐在经济总量中占据更高的份额，弥补落后产业增长势头下降导致的产出减损，从本质上来看是资源要素向高生产率部门倾斜的重新再配置。根据产业结构变迁理论，推动产业结构变动的因素主要包括需求和供给、制度调整、技术进步等（刘志彪，2021）。在短期内外部环境基本不变的情况下，技术进步成为推动产业结构变迁的核心因素。技术创新与突破将提高部门生产率与产品价值，在市场和竞争机制引导下社会资源向拥有更高生产率及产品价值的部门集中，该部门在整个产业结构中的比例趋于上升，产业结构逐步发生改变。依托信息通信技术（ICT）创新和进步形成的数字经济具有高渗透性、网络性、智能性等特点，在信息和知识生产、传播、使用上发挥着巨大价值，相较于其他途径能够更广泛、高效地扩散知识和技术，因而成为了驱动产业转型和升级的重要动力。

近年来，数字经济快速发展，成为世界各国经济发展的重要引擎。2022 年全球51 个主要国家数字经济规模达到41.4 万亿美元，占国内生产总值比重达46.1%。其中，中国数字经济规模达7.5 万亿美元，位居全球第二，占GDP 比重达41.8%①数据来源：中国信息通信研究院.全球数字经济白皮书(2023)[R].中国信息通信研究院官网，2023.。数字经济成为未来各国经济竞争的优势来源，是新经济背景下国家综合国力的重要体现。美国于1998 年就发布了《浮现中的数字经济》系列报告，近年又推出美国数字经济议程、美国全球数字经济大战略等，旨在保持数字经济的竞争力。欧盟于2014 年提出数据价值链战略计划，日本从2013 年开始每年制定科学技术创新综合战略，俄罗斯于2017 年将数字经济列入《俄联邦2018-2025 年主要战略发展方向目录》，数字经济的战略地位受到各国高度重视。我国也高度重视并着力发挥数字经济在引领经济增长、产业结构转型方面的重要作用，2015 年3 月提出“互联网+”行动计划，2017 年10 月提出建设网络强国和数字中国战略，2016 年发布《国家信息化发展战略纲要》，经济领域的多次重要会议和多份规划文件都强调发展数字经济的重要性。然而，迄今为止从理论上探讨数字经济与产业结构升级的研究并不多，已有研究文献大多从劳动力就业、企业创新、产业结构调整角度探讨数字经济给产业发展带来的深刻影响（Acemoglu 和Daron，2002；Autor 和David，2015；Acemoglu 和Restrepo，2019；田鸽和张勋，2022；黄赜琳等，2022；郭然和原毅军，2022）。由此引发如下思考：数字经济通过何种机制直接或间接影响产业结构升级？在不同区域和时期，这种影响是否存在差异？

与发达国家相比，我国要素市场还存在一定程度的错配现象。根据Hsieh 和Klenow（2009）的测算，若中国资本与劳动力重新分配并达到最优化，可以推动中国制造业全要素生产率收益提高30%-50%，因此，提高要素配置效率对生产率提升和产业发展有着重要作用。数字经济与传统产业部门的融合在降低交易成本、优化要素配置方面具有显著优势，也为产品和要素跨区域流动以及实现市场整合提供了技术支持，因此，本文创新性地从要素配置视角探讨数字经济与城市产业结构升级的关系，以期对该领域现有文献形成有益补充。

本文可能的边际贡献在于：其一，基于要素配置视角，从区域内和区域间两方面考察数字经济的要素配置效应；其二，从直接影响和间接影响两方面构建数字经济影响产业结构升级的理论分析框架，系统论述数字经济一方面通过提升传统产业生产力和催生新产业对产业结构产生直接影响，另一方面还通过促进降本增效、技术创新、市场一体化等作用机制，间接影响产业结构升级；其三，基于时空异质性，考察在不同区域、不同时期数字经济影响产业结构升级的差异，进而提出有针对性的建议，以期为完善产业政策提供参考。

二、理论分析与研究假设

（一）数字经济与产业结构升级

随着信息通信技术与社会经济各个领域的深度融合，数字经济逐渐成为推动产业结构和经济结构转型的重要动力。数字经济是一种新经济形态，从狭义上看，它包括软件制造业、信息服务业等核心部门，以及在此基础上产生的新商业模式，如平台经济、共享经济、数字服务等；从广义上看，它包括一切基于数字技术的经济活动，除狭义的数字经济外，还包括工业4.0、精准农业、电子商务等（Bukht 和Heeks，2017）。更具体的，数字经济可分为数字经济基础部分和数字经济融合部分，前者包括电子信息制造业、信息通信业以及软件服务业等，后者则包含将数字技术应用到制造业、服务业等传统行业所增加的产出。数字经济具有规模经济、范围经济、长尾效应等特征（裴长洪等，2018），对于降低交易成本，提高资源优化配置效率，提高产品、企业、产业附加值，以及推动社会生产力发展，都发挥着关键性作用。数字技术在企业中的广泛应用，使生产、经营、管理越来越自动化和智能化，降低了信息获取成本，扩大了信息传播的范围（陈红等，2014），提高了企业生产效率，并在一定程度上影响企业的经营决策（Shamim 等，2019）。

数字经济影响产业结构转型主要体现在两个方面:一方面，通过提高传统产业生产力，推动产业结构升级。以大数据、人工智能为核心的数字技术为产业转型注入新动能，通过对产品信息、工艺信息和资源信息进行重构和分析，实现传统产业向高端制造转型升级。可以说，数字经济发展具有技术偏向性，那些善于利用数字技术的产业得到快速增长，也吸引着更多的投资者关注，使得这些部门在产业结构中的占比不断上升，由此引发产业结构变迁。另一方面，通过衍生新产业，推动产业结构升级。数字经济不断催生出数字相关的新产业、新模式和新业态，驱动产业结构升级。数字经济的发展使得信息通信制造与相关服务业分工不断加深，5G、大数据、人工智能、云计算、工业互联网等“新型基础设施”建设不断推进，涉及诸多产业链，形成了诸如智能交通、智慧能源等新产业，也不断催生出诸如在线教育、互联网医疗、线上办公、数字化治理等新模式和新业态，使得产业结构发生深刻变化。从产业内部结构来看，数字经济提升高技术制造业就业占比，降低低技术制造业就业占比（郭东杰等，2022），由此引发产业结构升级。基于以上分析，提出如下假设：

假设1：数字经济有助于推动产业结构升级。

（二）数字经济的要素配置效应与产业结构升级

数字经济是对传统生产方式的重塑，是新质生产力的代表，将改变不同生产要素的地位和生产要素组合方式，进而改变要素资源配置方式、规模和效率。具体而言，数字经济通过要素配置影响产业结构升级体现为区域内和跨区域的要素配置效应。

从区域内要素配置来看，数字经济通过降本增效、推动技术创新，促进要素配置优化和产业结构升级。第一，数字经济能够实现降本增效。在降低成本上，数字技术的广泛应用，可以有效降低企业的搜寻成本、信息成本、议价成本和监督成本（刘洪愧，2020），从而直接降低企业的交易成本和生产成本；除此之外，数字技术还通过对信息智能化的甄别、筛选、解释，帮助企业提供精准服务和定制化产品，降低交易成本和减少资源错配；同时利用产品销售、消费者点击率等大数据，企业可以精准掌握客户的满意度、回购可能性、潜在客户等情况，通过细分客户潜在需求实施精准营销，提升产品和需求的匹配度，降低企业经营成本。在提高生产效率上，数字技术通过收集、整理、分析生产和交易等大数据，将数据资源有效应用于产品研发、制造等环节，有效解决信息资源在归属、采集、开发等方面存在的信息部门化、碎片化、信息不对称等问题，提高企业管理效率和产品生产效率；数字技术还通过提高员工技能、企业协作方式等方面促进生产效率的提升，优化劳动力资源配置。第二，数字经济有助于技术创新。数字经济时代，数据成为现有生产要素进一步联系起来的桥梁型生产要素，不仅有利于降低研发成本、缩短研发周期、激励消费者参与产品研发等创新活动（Tan和Zhan，2017；谢康等，2020；刘意等，2020；陈国青等，2021；罗双成等，2023），而且通过降低信息不对称，提高研发资本、创新人才等创新要素的供需匹配效率，从而对技术创新和产业结构升级产生关键性作用。一方面，以信息技术为基础的数字金融可以减少信息不对称和提高资金配置效率，从而有效解决企业的“融资难、融资贵”问题。另一方面，数字技术有助于企业整合行业和市场优势资源，提升协同效率，促进研发创新（Kleis 和Ramirez，2012），还能促使企业与消费者合作，丰富新产品研发思路（Hoyer 和Chandy，2010；Schweisfurth，2017）。

从跨区域要素配置来看，数字经济打破时空限制和市场分割，促进跨区域要素流动和产品贸易。在我国，地区间过度竞争导致盲目投资、重复投资的现象时有发生，加剧了地区之间的同质化竞争和产能过剩矛盾，扭曲了资源配置（付强，2017），甚至出现了跨省贸易成本高于跨国贸易成本的情形（Poncet，2005；Ding 和Niu，2019），在一定程度上限制了要素、商品和资源的自由流动（曹春方等，2017；刘志彪和孔令池，2021）。而数字经济具有互联性和网络性，通过减少信息不对称和不充分问题，打破自然地理、政府治理、垄断市场等外部因素所导致的市场分割，是实现要素跨地区流动和跨区域贸易自由化的重要支撑力量。在产品市场，互联网技术逐渐打破地理因素的限制（Austan，2000），使企业可以及时、准确地把握产品的市场需求，通过调整选址布局、市场价格等办法，推动市场一体化进程。在劳动力市场，互联网技术、大数据技术的发展和应用，使得灵活用工中介服务供给出现了较强的规模经济效应（向宽虎和陆铭，2022），实现了劳动力市场更大范围的市场整合，不仅降低了企业的劳动力成本和交易成本，而且有利于企业根据市场需求灵活调整产能，提升产业发展效率。进一步地，数字技术可以实现跨地区以至跨国的高效、高频贸易，大大缩短了贸易空间距离，降低了贸易成本，帮助更多的企业参与、融入全球价值链和国内价值链体系之中，促进传统产业与先进制造业、现代服务业深度融合，推动产业结构向中高端转换。基于以上分析，提出如下假设：

假设2：数字经济主要通过影响区域内和跨区域的要素配置效应推动产业结构升级。

三、研究设计

（一）模型设定

在理论分析的基础上，为考察数字经济与产业结构升级的关系，构建如下计量模型：

其中：SRit表示i城市t年的产业结构升级指标，采用各行业产出占比与劳动生产率的偏离度来度量；Digitit-1表示城市数字经济发展指标，为了缓解内生性问题，将核心解释变量滞后一期来考察数字经济对产业结构升级的影响。Xit为相关控制变量；μi和θt分别表示城市固定效应和年份固定效应；εit为随机扰动项。为进一步考察数字经济影响产业结构升级的作用机制，在模型（1）基础上构建如下中介效应模型：

其中：Mit为中介变量，以区域内要素配置和跨区域要素配置指标衡量。如果在加入中介变量后，核心解释变量估计系数γ1下降，则中介效应发挥作用，即存在部分中介效应；如果γ1在加入中介变量后不显著，说明存在完全中介效应，意味着数字经济完全通过要素配置效应的发挥作用于产业升级。如果α1和γ2至少有一个不显著，则以Boostrap 法进行二次检验。

（二）变量定义

1.产业结构升级

产业结构是产业之间的劳动、资本及产出的比例关系及其变化，反映各种资源在各产业部门中的分配状态。产业结构升级是资源在产业之间合理配置的动态过程，即资源从低生产率部门向高生产率部门再配置的活动。在生产要素自由流动条件下，投入结构和产出结构耦合程度越高，资源配置效率就越高，往往表现为更成熟的产业发展阶段和更高的生产率水平，即实现了产业结构升级。因此，一般采用产业结构合理化指标表征产业结构升级。借鉴呼倩等（2021）的做法，以泰尔指数度量产业结构合理化程度，具体计算公式如下：

其中：j表示按三次产业进行划分的产业分类，n=1,2,3，Qj和Lj分别表示j产业的增加值和就业人数。TL表示泰尔指数，通过各产业劳动生产率与平均生产率的偏离度计算得到。当各部门生产率水平相同时，经济就达到了均衡状态，产业结构合理化水平达到最高，此时TL=0；反之，经济越偏离均衡状态，产业结构越不合理，此时就越大。因此，为了正向表征产业结构合理化程度SR，取泰尔指数的负值-TR。当SR值越大，表示产业结构越合理；反之，产业结构越不合理。

2.数字经济

针对数字经济指标的测度，参考姜南等（2021）的研究，通过数字金融、数字产业两方面构造一个反映地区数字经济发展水平的综合指标。其中，数字金融指数基于消费者使用支付宝借贷和支付交易数据编制而成，较好地反映了消费者的数字交易过程，具有较高的代表性和可靠性；数字产业由每百人互联网用户数、计算机服务和软件从业人员比例、每百人移动电话用户数、人均电信业务总量4 个指标构成。对上述共5 个指标通过主成分法赋予权重，最终得到数字经济综合指标（Digit）。

3.控制变量

根据已有文献，还控制了可能影响产业结构升级的供给和需求相关因素，供给相关变量包括经济发展水平、外商直接投资、人力资本水平等，需求相关变量包括消费水平、政府支出水平、对外开放、基础设施等。具体定义见表1。

表1 变量定义

（三）数据来源和描述性统计

选取中国地级及以上城市作为初始研究样本，删除了部分数据缺失严重的城市，考虑数据可得性，最终获得2011-2019 年265 个城市的有效样本。部分缺失值采用线性插值法补齐。为避免极端值对实证结果的干扰，所有变量均进行了双边1%水平的缩尾处理。本文的城市指标数据来源于《中国城市统计年鉴》，统计范围均为市辖区；互联网用户数数据来源于CEIC 数据库；人力资本数据来源于《中国区域经济统计年鉴》及EPS 中国区域经济数据库。变量的描述性统计结果见表2。

表2 描述性统计结果

四、实证分析

（一）基准回归

Hausman 检验结果在1%显著性水平下拒绝原假设，因此选取固定效应模型对模型（1）进行估计。表3 报告了基准回归结果，列（1）是未加入控制变量的结果，列（2）增加影响产业结构升级供给相关的控制变量，列（3）增加供给和需求相关的控制变量，但未控制年份固定效应，列（4）加入了年份固定效应。表3 列（4）的估计结果显示，数字经济的估计系数在1%显著性水平下显著为正，即数字经济显著提升了产业结构合理化程度，其发展有利于城市的产业结构优化升级，由此验证了假设1。

表3 基准回归结果

就控制变量而言，经济发展水平等因素均对产业结构升级具有正向促进作用，其中经济发展水平（Rgdp）、外商直接投资（Rfdi）、人力资本水平（Edu）对产业结构升级的影响非常显著，表明经济发展、外资进入、人力资本提升是推动产业转型升级的重要因素，为产业发展创造良好的外部环境以及转型动力。而政府支出（Govr）对产业结构升级的影响为负，可能的原因是政府投资项目往往具有“公共价值”属性，其经济效应难以在短期显现出来，因而难以对产业结构升级产生积极影响。

（二）稳健性检验

为确保估计结果的可靠性，采取替换指标、调整样本、更换估计方法和考虑内生性等方法进行一系列稳健性检验。

1.替换指标

（1）替换被解释变量。前文采用产业结构合理化程度指标表征城市产业结构升级。产业结构合理化主要表现为资源要素在各行业间的配置、协调和利用效率，一般以要素投入结构和产出结构的耦合程度来度量。在稳健性检验中，参考韩永辉等（2017）的做法，利用产业结构偏离度作为产业结构升级的替代变量，具体做法为在产业结构偏离度前加入各产业的比重作为权重，同时进行负向调节得到衡量产业结构合理化指标SR2。该值越小，产业结构偏离程度越大，产业结构越不合理；反之，产业结构则越合理。表4 列（1）报告了估计结果，可以发现替换被解释变量后，数字经济对产业结构升级的作用仍然显著。

表4 稳健性检验及内生性讨论

（2）替换核心解释变量。前文通过主成分法对数字金融、数字产业相关指标进行赋权得到数字经济综合指标。更换赋权方法进行稳健性检验，采用变异系数法赋权，重新计算数字经济综合指标。表4 列（2）报告了估计结果，在变更赋权方法后，数字经济对产业结构升级仍具有显著的促进作用，说明前文基准回归结果是稳健的。

2.调整样本

相较于其他样本城市，四个直辖市在行政级别、政策空间、基础设施建设上都具有较大优势，为避免样本选择性偏误，在剔除四个直辖市样本后重新进行估计，结果见表4 列（3）。相较于其他样本城市，省会（首府）城市也可能会在政策支持、制度环境、产业发展基础等方面具有相对优势，为减少样本选择性偏误，进一步剔除省会（首府）城市样本进行稳健性检验，表4 列（4）报告了回归结果。从表4 列（3）（4）可以看出，调整样本后数字经济对产业结构升级的影响仍然显著，说明不存在样本选择性误差。

3.更换估计方法

在估计方法选择方面，系统GMM 法通过引入因变量滞后项缓解内生性问题，广泛应用于面板数据的估计。由于该模型要求差分后残差项不存在序列相关，这就要求差分后残差项满足存在一阶自相关但不存在二阶自相关。表4 列（5）报告了系统GMM 估计结果，模型估计结果中Arellano-Bond 检验的AR（1）和AR（2）的p 值分别为0.000 和0.302，满足不存在二阶自相关的要求，Sargan 检验p 值为0.109，不拒绝不存在过度识别的原假设，系统GMM估计选取的工具变量有效。估计结果显示，采用系统GMM 估计，数字经济对产业结构升级的影响仍然显著为正，说明基准回归结果稳健。

4.内生性讨论

通过采用解释变量滞后一期、系统GMM 方法估计可以一定程度上缓解内生性问题，但是回归过程仍可能由于遗漏变量、反向因果等而导致估计存在偏误。为此，参考黄群慧等（2019）的研究，构造历史上的邮局数量和固定电话数量指标作为数字经济的工具变量，以缓解内生性偏误。这是考虑到，一方面，历史上邮局和固定电话的普及应用可为数字经济发展创造一定的信息技术基础设施、技术消化吸收能力、消费认知等条件。在互联网发展之前，人们的信息沟通主要方式是通过邮局系统和固定电话，因此邮局分布和固定电话的分布在一定程度上影响互联网的接入。同时，邮局布局也影响互联网技术的使用和消费习惯。因此，邮局数量和固定电话数量满足工具变量的相关性要求。另一方面，历史上的邮局数量和固定电话数量很难直接影响当前的企业生产经营和产业结构变迁，因此满足工具变量的外生性要求。构造该工具变量的具体做法是，通过各地区统计年鉴查找1984 年每百万人邮局数量和每百人固定电话数量，与上一年全国互联网用户数生成交互项作为工具变量。表4 列（6）报告了应用工具变量的两阶段最小二乘法（2SLS）的估计结果，Anderson canon.corr.LM 统计量在1%显著性水平下显著，拒绝了工具变量识别不足的问题；同时Kleibergen-Paap rk Wald F 统计量大于10%显著性水平的临界值，说明工具变量选取合理。由估计结果可知，在控制内生性问题下，数字经济对产业结构升级的影响仍然显著为正。

（三）作用机制分析

根据理论机制分析，数字经济通过区域内和跨区域的要素配置，促进企业创新和生产率的提升，并且打破时空限制和市场分割，从而推动城市产业结构升级。下面采用中介效应模型，对上述作用机制进行实证检验。

1.区域内要素配置效应的机制检验

数字经济实现劳动、资本等要素的优化配置，从而降低生产成本和交易成本、促进创新和提升劳动生产率。因此，主要考察数字经济如何影响研发人员、研发资本等创新生产要素的变动，这些要素决定了产业创新和生产率的提升，进而影响产业结构升级。采用科学研究、技术服务及地质勘探人员占总就业人员比重（Researcher）来衡量研发人员指标，采用科学技术支出占公共财政支出的比例（RD）衡量研发资本指标，采用城市当年申请专利总数（Patent）衡量地区创新水平，以这三个指标作为中介变量进行机制检验，检验数字经济是否通过影响研发人员、研发资本等要素投入以及推动技术创新，进而影响产业结构升级。

表5 列（1）-（6）分别报告了上述三个中介变量的估计结果。列（1）（2）显示，数字经济确实通过提升研发人员比例使劳动力质量得以提高，从而影响产业结构升级，中介效应显著。列（3）（4）显示，数字经济显著提升了研发资本投入，但是研发资本投入对产业结构升级的影响尚未通过显著性检验，故采用Boostrap 法（500 次抽样）进一步检验。检验后直接效应与间接效应95%置信区间分别为（0.00008, 0.00204）和（-0.00716, -0.00007），均不包含0，说明中介效应显著，数字经济通过提升研发资本投入推动了产业结构升级。列（5）（6）显示，数字经济对技术创新的影响尚未通过显著性检验，同样采用Boostrap 法（500 次抽样）进一步检验。检验结果显示，直接效应与间接效应95%置信区间分别为（-0.0107，-0.00263）和（-0.00155，-0.0008），均不含0，说明中介效应显著。综上所述，数字经济显著提升了劳动质量、研发投入，促进了区域创新水平的提高，进而影响地区的产业结构升级。

2.跨区域要素配置效应的机制检验

根据理论分析可知，数字经济还通过跨区域要素配置，减缓了因自然地理、产业政策等因素所导致的市场分割问题，实现了要素跨区域流动，进而推动产业结构升级。考虑数据的可得性，采用地区市场一体化指标衡量资源的跨地区流动，该指标不仅包含了产品市场、资本市场和劳动市场的整合度，还包含了体现产品要素流动的人流、物流、信息流的相关指标，能够较好地反映要素的跨区域流动。参考王鹏和岑聪（2022）的研究，通过变异系数法赋予各分项指标客观权重，构建各地区市场一体化综合指数（Integ）。表5 列（7）（8）分别报告了数字经济跨区域要素配置效应机制检验结果，结果显示，数字经济显著促进了市场一体化，且中介效应显著。这意味着，数字经济通过促进地区间的市场一体化，对产业结构升级产生明显影响。

（四）异质性分析

1.区域异质性分析

我国不同区域在产业结构、数字经济发展水平等方面存在较大差异，为捕捉区域发展异质性特征的影响，将样本区分为东部、中部和西部三大区域，进行分区域回归。表6 列（1）-（3）报告了分区域回归结果，可以发现东部、中部、西部地区数字经济对产业结构升级的影响均为正，影响程度和显著度则存在明显差异。相对东部、中部地区而言，西部地区数字经济对产业结构升级的影响显著，且远高于东部、中部地区，说明数字经济在西部地区产业结构变迁中发挥了更大作用。可能的解释是：西部地区地形大多为山林高原，基础设施建设和产业发展水平相对落后，而数字经济具有高渗透性、网络性、智能性等特点，提高资源要素配置效率和降低交易成本的边际效益高，因而可以较大幅地促进提升西部地区产业结构合理化程度。

表6 异质性检验结果

2.时期异质性分析

我国于2013 年8 月发布“宽带中国”战略及实施方案，标志着我国将信息基础设施建设上升至国家战略，此后我国宽带技术应用取得明显进展，产业链不断完善。为此，以“宽带中国”战略的提出为界，将样本分为“宽带中国”前和“宽带中国”后两个阶段（2013 年前后），考察数字经济影响产业结构升级的时间异质性。表6 列（4）（5）报告了两个时期的估计结果，可以发现数字经济对产业结构升级的影响主要产生在“宽带中国”战略实施之后，说明国家层面重大战略的提出与施行，有力促进了数字经济的快速发展，进而增强了数字经济对产业结构升级的推动作用。这也意味着，数字经济需要在发展到一定阶段及程度后，才会通过数字产业与传统产业的不断融合，形成数字产业化和产业数字化互促局面，进而在推动产业结构变迁方面产生明显的作用。

五、研究结论与启示

抢占数字经济的制高点成为未来较长一个时期世界经济格局变化的重要议题之一，数字经济日益成为引领和推动整个产业结构和各国经济变革的重要引擎。本文从要素配置视角探讨了数字经济影响产业结构升级的作用机制，并结合2011-2019 年中国265 个地级及以上城市数据进行实证检验。研究结果表明：第一，数字经济发展推动了国内城市产业结构优化升级；第二，作用机制分析发现，数字经济有效提升了地区劳动力质量、研发投入和技术创新水平，并且显著提高了地区市场一体化水平，驱动了资源要素跨部门、跨区域配置效率的提升，从而促进了产业结构升级；第三，基于时空异质性研究发现，在西部地区和实施“宽带中国”战略后，数字经济对产业结构升级的影响更大。

上述研究结论对推动国内区域尤其是城市数字经济发展和产业结构优化升级带来的启示：第一，加大新型基础设施建设力度，推动数字经济与实体产业的深度融合。数字经济不仅可以改善传统产业生产力和催生新产业新业态，并且有助于优化区域内和跨区域的要素配置，促进技术创新和产业结构升级。因此，要发挥好数字经济的要素配置效应，加大新型基础设施建设方面的投入力度，推动数字技术创新，丰富新基建的应用场景。要针对制造类企业尤其是小微企业数字化转型给予相应的金融、财税等政策支持，打造一批可复制、可借鉴的企业数字化转型样板，引领同行业及产业链上下游企业加快数字化转型步伐，以此推进数字经济与传统产业实现深度融合发展。第二，增强数字经济发展、应用的导向性，畅通数字经济推动产业升级的作用机制。更加注重数字经济要素禀赋与劳动力人才培养、技术创新等领域的融合，同时充分发挥数字经济在构建全国统一大市场中的积极作用。在全国统一大市场的构建过程中，运用好数字经济的互联性、网络性等天然优势，减少信息不称，打破地方保护和市场分割，疏通制约国内市场大循环的关键堵点。第三，缩小地区间的数字鸿沟，促进数字经济更平衡更充分发展。数字经济对产业结构升级的影响在西部地区的效应更大，说明数字经济具有普惠性，可以有效改善西部地区产业发展相对落后的现状。目前我国中西部地区在新基建投入、关键技术和人才要素等方面与东部地区存在较大差距，区域数字鸿沟现象突出。因此，对于东部地区而言，要强化数字经济发展的辐射和带动作用，推进核心技术和关键领域的自主创新，引领全国各地区数字经济发展；中西部地区则要更加注重发挥数字经济在产业结构升级中的积极作用，加大新基建投入以及数字人才培养力度，抓住东部地区产业转移带来的有利机遇，积极引进和培育先进制造企业和项目，促进产业高质量发展。