數字經濟對現代化產業體系建設的影響研究

摘 要：數字經濟作為新型生產要素，是現代化產業體系建設的重要驅動力量。本文基于中國2005—2020年300個城市形成的面板數據，采用熵值法構建數字經濟發展指標，從產業結構合理化、產業結構高度化、產業轉型速度、服務業內部結構高級化四個維度探究現代化產業體系建設，構建中介效應和門檻效應模型，實證檢驗和探索數字經濟發展對現代產業體系建設的影響和機制。研究發現，數字經濟的發展對現代化產業體系建設具有顯著的正向效應，這種作用機制通過消費水平和科技創新水平實現，數字經濟對現代化產業體系建設的影響是非線性的，為進一步促進數字經濟與實體經濟的深度融合、更好地推進現代化產業體系建設提供了依據。

關鍵詞：數字經濟；產業體系；熵值法；消費水平；科技創新；現代化產業

本文索引：李文.<變量 2>[J].中國商論，2024（05）：-041.

中圖分類號：F276 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2024）03（a）--04

1 引言

黨的二十大報告指出，要“加快發展數字經濟”。當前，中國經濟發展進入結構性減速的新常態，現代產業體系作為現代化經濟體現建設的重要內容，對緩解經濟增長結構性減速、推動經濟高質量發展有著重大作用。近年來，數字經濟與傳統產業融合發展的過程面臨諸多制約，傳統產業的數字化改造相對落后，不能對產業投資和增加值增速起到較大的拉動作用，不能有效抵制工業增速的持續下滑，同時數字經濟促進產業結構升級面臨許多困難。因此，本文通過實證分析數字經濟對現代產業體系建設的影響效應，試圖為推動現代產業體系建設尋求政策依據，具有理論和實踐意義。

2 理論分析與研究假設

2.1 數字經濟能推動現代化產業體系建設

王玨、呂德勝（2022）認為，數字經濟作為一種新的經濟形態，是產業轉型和經濟發展提質增效的新動力和新引擎，對縮小區域發展差距、支持經濟穩定增長、促進產業結構升級具有重要作用。遲明園、石雅楠（2022）認為，現階段是產業結構調整的關鍵時期，如何做到經濟轉型升級，調整產業結構尤為重要。數字經濟是一種新興的經濟形態，可以作為產業結構優化升級的新動力?；谝陨戏治?，本文提出研究假設：

假設1：數字經濟能夠推動現代化產業體系建設。

2.2 數字經濟推動現代化產業體系建設的作用機制

戚聿東、褚席（2022）認為，數字經濟主要通過消費需求的作用，間接促進產業結構的升級和合理化。數字經濟的發展會增加消費者的線上消費傾向。一方面，數字信息的可復制性、快速傳遞性提高了線上產品價格的透明度，降低了消費者信息搜尋的成本；另一方面，數字智能對消費者消費足跡的跟蹤與記憶，可精準消費者的偏好，為其提供差異化的產品，更好地匹配了供需。隨著數字技術的快速發展，電子商務迎來了數字紅利時代的發展機遇。淘寶、京東、阿里巴巴、抖音、拼多多各大互聯網平臺日趨增多，各大平臺之間的競爭加劇，提供更低成本、更高質量的差異化產品。移動互聯網普及率逐漸提高，互聯網技術便民、利民，深入聯通鄉村等偏遠地區，我國網民數量也迅速增長，增加進一步消費的需求與數量，并增加居民發展享受型消費支出?；诖?，本文提出研究假設：

假設2：數字經濟通過促進消費升級對現代化產業體系建設產生影響。

衛平、古燚（2022）認為，數字經濟通過提升創新產出水平來推動產業結構升級。數字經濟時代，科技創新的所有生產要素首先轉化為數字資源，大數據、區塊鏈、深度學習等數字技術延展了科技創新空間。同時，數字信息的廣泛傳遞更容易產生知識、技術外溢，數字技術提高了人們溝通交流的便利性，頻繁的思想碰撞與區域合作更容易促進技術創新?；谝陨戏治?，本文提出研究假設：

假設3：數字經濟通過提升技術創新對現代化產業體系建設產生影響。

2.3 數字經濟對現代化產業體系建設的推動效應

汪曉文等（2023）通過門檻檢驗結果顯示：數字經濟對產業結構升級的作用是非線性的，并呈現出地域的異質性。秦建群等（2022）實證檢驗了數字經濟對產業結構影響的“倒U”型非線性特征，表明數字經濟對促進產業結構升級具有正向的促進效應?；谝陨戏治?，本文提出研究假設：

假設4：數字經濟對現代化產業體系建設的影響是非線性的。

3 模型設定及數據說明

3.1 模型設定

為檢驗假設1與假設2，驗證數字經濟對產業結構直接與間接的作用機制，本文構建中介效應模型：

其中，i是地區；t是年份；Ind為現代化產業體系建設指標；dige為數字經濟；med為中介變量；Cit為控制變量；ui表示個體固定效應；vt表示年份固定效應；為隨機擾動項。

為檢驗假設3，本文采用Hansen的面板門檻效應模型進行實證研究，如下：

Indit=δ+β1digit×I（adgit≤γ1）+β2digit×I（γ1

其中，adg為門檻變量；γ為門檻值；I（·）為指示函數。

3.2 變量測度與說明

3.2.1 被解釋變量：現代化產業體系指標（ind）

本文分別從產業結構合理化、產業結構高級化、產業轉型速度、服務業結構高級化四個方面構造現代化產業體系建設指標。用泰爾指數表示產業結構合理化：theil=，分別表示各產業產值占總產業產值的比重與theil從業人數占總產業從業theil的比重，theil指數越低，表明產業結構越合理。產業結構高級化upg用第三產業產值與第二產業產值的比重測量；產業轉型速度用產業結構層次系數衡量：ias＝*m；服務業結構高級化sup用科教文衛、金融等知識密集型服務業從業人數占年末服務業從業總人數的比重來度量。

3.2.2 核心解釋變量：數字經濟發展水平（digetal）

根據趙濤等（2020）的研究，本文從四個方面構建數字經濟指標體系，分別為互聯網普及率、相關從業人員情況、相關產出情況和移動電話普及率。采用熵值法，將以上四個指標的數據標準化后降維處理，得到數字經濟綜合發展指數digetal。

3.2.3 中介變量

科技創新水平（tec）用專利申請數取對數測量。

3.2.4 控制變量（C）

為較為精準地評估數字經濟對現代化產業體系建設的全面影響，減少遺漏變量造成的估計偏差，本文盡可能控制了會影響現代化產業體系建設的相關變量，具體設置如下：（1）經濟發展水平（cgdp），用人均GDP取對數表示；（2）金融發展水平（fin），用年末金融機構各項貸款余額占比GDP來表示；（3）人力資本水平（human），用高等學校在校生人數取對數表示；（4）對外開放程度（open），用實際使用外資額取對數表示；（5）政府干預（gov），用政府財政支出與GDP之比表示；（6）城鎮化水平（ubrn），用年末非農業人口數與年末總人口數的比重表示；（7）城市規模（size），用年末總人口取對數表示。

3.3 數據來源與描述性統計

本文選取2005—2020年300個地級市的面板數據作為樣本，相關數據來源于各地歷年統計年鑒、《中國城市統計年鑒》，各變量的描述性統計特征如表1所示。

根據表1的數據，產業結構高度化和服務業結構高級化指標的標準差都較小，且最小值和最大值差距不大；產業結構合理化和產業轉型速度標準差較大。結合中位數來看，極可能受極端值的影響，故采用winsorize對所有連續變量進行上下1%水平的縮尾處理。整體來看，數據波動幅度不大，中國數字經濟發展的整體水平較低，各地區差距較大，為異質性檢驗提供了依據。

4 實證結果與分析

4.1 基準模型回歸

本文用固定效應模型進行回歸分析，并采用異方差穩健標準誤分析，結果如表2所示。隨后進行了多重共線檢驗，結果表明不存在多重共線性問題。表2列（1）～（4）顯示同時雙固定效應下，采用異方差穩健標準誤，加入控制變量后，數字經濟系數對現代化產業體系建設的四個指標均在1%的水平上顯著。具體而言，數字經濟對產業結構合理化的系數為-1.739，其能促進產業結構合理化；對產業結構高級化和產業轉型速度的系數分別為0.075和1.196，表明數字經濟水平能促進產業機構高級化、加快產業轉型速度；對服務業結構高級化的系數為-0.019，表明數字經濟發展水平對服務業內部結構高級化的促進作用不明顯，甚至有一定的抑制作用，可能的原因是數字經濟普及與應用會帶動服務業整體大面積發展，而對高精尖服務業的帶動效果只有小部分，因此對服務業內部結構高級化的促進作用不明顯。

4.2 穩健性檢驗

4.2.1 內生性處理

考慮到數字經濟水平與現代化產業體系建設指標可能存在的雙向因果關系和內生性問題，本文采用滯后一期重新進行回歸，數字經濟對現代化產業體系建設的指標在1%的水平上顯著，且方向與上述一致，表明結果是可靠的。

4.2.2 異質性檢驗

本文將300個城市劃分為東、中、西部地區進行分組回歸，發現數字經濟對東、中、西部地區現代化產業體系建設指標影響在5%的水平上顯著，方向一致，但大小不同。具體而言，東部地區的作用效果大于中部地區，西部地區的作用最小，可能的原因是西部地區數字經濟水平發展滯后，對現代化產業體系建設的發展紅利還未顯示出來。

4.3 中介效應檢驗

4.3.1 消費升級的傳導機制

綜上基準回歸結果說明，數字經濟對現代化產業體系建設總體具有正向效應，并通過了結構性檢驗與異質性檢驗。數字經濟能顯著促進產業結構合理化、整體產業結構高級化、加快產業轉型速度，但對服務業結構高級化有輕微的抑制作用，驗證了假設1，進一步驗證數字經濟對現代化產業體系建設的影響中消費升級的傳導機制。如表3所示，數字經濟對消費升級在1%的水平上具有顯著的促進作用。將數字經濟與消費升級變量加入回歸模型中，結果表明數字經濟能讓產業結構更加合理，但影響不顯著列（2）；對產業結構高級化列（3）、產業轉型速度列（4）均具有顯著的正向作用，但對降低服務業內部結構高級化水平有一定的抑制作用，可能的原因是數字經濟增加第二產業的消費，而第三產業的消費促進作用不明顯。因此，假設2得到驗證。

4.3.2 科技創新的傳導機制

科技創新的傳導渠道如表4所示，digital系數對科技創新在5％的水平上顯著為正。將數字經濟與中介變量科技創新加入回歸模型中，結果顯示，數字經濟能在10%的顯著性水平上促進產業結構高級化、加快產業轉型速度、降低服務業內部結構高級化水平，對產業結構合理化的中介效應不顯著，說明科技創新存在中介效應，假設3得到驗證。

4.4 門檻效應檢驗

為驗證假設數字經濟促進現代化產業體系的影響是否存在非線性的溢出效應，面板門檻回歸模型實證檢驗如表5所示。數字經濟對產業結構合理化不存在門檻效應，對整體產業結構高級化和服務業內部結構高級化存在單門檻效應，對產業轉型速度通過了雙門檻檢驗，說明數字經濟對現代產業體系的動態影響不僅受到自身水平的作用，還存在著經濟發展水平產生的正向調節影響，假設4得到了驗證。

5 結語

本文從四個維度探究現代化產業體系建設，從地區結構差異、地區差異進行穩健性檢驗，將經濟發展水平作為門檻變量，檢驗數字經濟對現代化產業體系建設的影響是否為非線性的。本文得出主要結論如下：

第一，從整體來看，數字經濟的發展對現代化產業體系建設具有顯著的正向效應，不僅促進了產業結構合理化、產業結構高度化，還加快了產業轉型速度，但在一定程度上抑制了服務業內部結構高級化，這種抑制效應很微小。

第二，從中介效應來看，數字經濟對現代化產業體系建設的作用機制是通過消費水平和科技創新水平實現的，即數字經濟可以通過刺激消費和激勵科技創新，促進產業結構的高度化和合理化，加快產業轉型速度。

第三，從門檻效應來看，數字經濟對現代化產業體系建設的影響是非線性的，隨著經濟發展水平的提升，數字經濟現代產業體系的推動作用呈現出顯著的倒U型特征。

以上研究結論對中國快速發展數字經濟和推動現代化產業體系的建設提供了以下啟示：

首先，應繼續推進實施國家數字經濟戰略，培育新一代數字技術，進一步推進數字產業發展，同時深入推進數字技術與實體經濟的融合，擴大產業數字化的輻射范圍，鞏固數字技術應用為現代產業體系建設的紅利優勢。其次，抓住產業數字化的發展時代機遇，通過網絡平臺、數字支付等數字媒介刺激消費，提升消費水平、促進消費升級。同時，引導數字經濟與高端服務業的融合，盡可能最大化釋放數字經濟對現代產業體系的紅利，構建優勢互補格局，提高區域內產業的競爭力，推動經濟高速發展。最后，持續加大實行創新驅動的發展戰略，不斷促進科技創新。政府為創新提供良好的外部環境，城市要緊緊圍繞數字經濟發展帶來的紅利，搭建多樣化平臺，搭乘新一波技術革命，為數字經濟通過技術創新構建現代產業體系提供暢通通道。

參考文獻

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