王君萍 趙 薇

(1.西安石油大學 經濟管理學院,陜西 西安 710065;2.西安石油大學 陜西(高校)油氣資源經濟管理研究中心,陜西 西安 710065)

0 引 言

近年來我國經濟高速發(fā)展,但隨之出現(xiàn)環(huán)境污染、發(fā)展失衡等問題,該如何實現(xiàn)經濟高質量發(fā)展成為亟須解決的問題。2021年,我國數(shù)字經濟規(guī)模達45.5萬億元,占GDP比重39.8%,可見,數(shù)字經濟在我國國民經濟中具有重要的支撐作用。黨的二十大報告指出要加快建設“數(shù)字中國”,并對加快發(fā)展數(shù)字經濟提出明確要求。若借力數(shù)字經濟來促進經濟高質量發(fā)展,那么了解數(shù)字經濟對經濟高質量發(fā)展產生的影響及作用機理則具有重要現(xiàn)實意義。目前我國制造業(yè)大而不強,甚至有部分產業(yè)產能過剩,且東部地區(qū)與西部地區(qū)產業(yè)發(fā)展存在明顯差距,亟須調整產業(yè)結構。經濟結構的核心是產業(yè)結構[1]92,產業(yè)結構升級則能促進經濟協(xié)調發(fā)展,提升經濟發(fā)展質量?？梢姅?shù)字經濟、產業(yè)結構與經濟高質量發(fā)展之間存在密切的聯(lián)系。

1 文獻綜述

1.1 數(shù)字經濟與經濟高質量發(fā)展的相關研究

目前有關數(shù)字經濟對經濟高質量發(fā)展的影響研究可以從微觀、中觀和宏觀視角進行。在微觀層面具有規(guī)模經濟、范圍經濟和長尾效應等主要經濟環(huán)境,中觀層面可重塑市場結構,宏觀層面可改善資源配置方式。[2]66可見,數(shù)字經濟對經濟高質量發(fā)展發(fā)揮著驅動作用。在產業(yè)層面,數(shù)字經濟不僅對農業(yè)高質量發(fā)展存在明顯促進作用[3]3,還對制造業(yè)高質量發(fā)展存在積極作用[4]104。在區(qū)域層面,程廣斌、吳家慶等[5]11基于我國2012—2019年省級面板數(shù)據(jù),研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字經濟對經濟高質量發(fā)展發(fā)揮積極作用。王軍、劉小鳳等[6]206以省級區(qū)域數(shù)據(jù)為基礎,研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字經濟能通過消費需求和消費供給擴張促進區(qū)域經濟高質量發(fā)展,且二者之間存在“倒U型”關系,而楊國歌、鄧峰等[7]104則認為二者之間為“U”型關系。

1.2 數(shù)字經濟與產業(yè)結構的相關研究

在理論層面,數(shù)字經濟對消費結構優(yōu)化、技術創(chuàng)新、能源結構調整等發(fā)揮作用。在實證層面,蹤鋒、程林等[8]8基于2011—2020年省級面板數(shù)據(jù),結合耦合協(xié)調模型研究,發(fā)現(xiàn)數(shù)字經濟與產業(yè)結構升級耦合協(xié)調水平呈現(xiàn)上升趨勢,且存在明顯空間溢出效應。劉洋、陳曉東[9]15研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字經濟能促進產業(yè)結構合理化和高級化,但徐翔燕、馬國勇[10]119基于面板固定效應模型,研究發(fā)現(xiàn)數(shù)字經濟對產業(yè)結構合理化存在抑制作用。

通過文獻梳理發(fā)現(xiàn),鮮有學者對數(shù)字經濟、產業(yè)結構與經濟高質量發(fā)展三者間的關系進行研究。因此,本文利用我國2012—2020年省級面板數(shù)據(jù),在梳理三者關系的基礎上,實證分析數(shù)字經濟對經濟高質量發(fā)展的影響機制及區(qū)域異質性影響,以期豐富現(xiàn)有研究成果。本文基于產業(yè)結構視角研究數(shù)字經濟對經濟高質量發(fā)展影響研究,探究了產業(yè)結構門檻作用,以期對促進經濟高質量發(fā)展具有一定參考價值。

2 影響機理與研究假設

2.1 數(shù)字經濟對經濟高質量發(fā)展的直接影響

由于數(shù)字經濟具有高附加性、高滲透性等特征,使數(shù)字經濟在促進經濟高質量發(fā)展過程中發(fā)揮著不可或缺的重要作用。數(shù)字經濟中涉及數(shù)字技術的經濟活動能促進創(chuàng)新發(fā)展,涉及數(shù)據(jù)資源的經濟活動能促進協(xié)調開放共享發(fā)展,涉及經濟結構優(yōu)化的經濟活動能促進綠色發(fā)展。由此可見,數(shù)字經濟對創(chuàng)新、協(xié)調、綠色、開放及共享的新發(fā)展理念會產生影響,而新發(fā)展理念與經濟高質量發(fā)展息息相關。[11]1-10

數(shù)字經濟對經濟高質量發(fā)展的影響可以從數(shù)字經濟對新發(fā)展理念的影響這一角度進行深入剖析。數(shù)字經濟對創(chuàng)新發(fā)展的影響主要為企業(yè)創(chuàng)新、區(qū)域創(chuàng)新,其既對企業(yè)創(chuàng)新效率、創(chuàng)新持續(xù)性、企業(yè)創(chuàng)新績效等產生積極正面影響,又提高了區(qū)域創(chuàng)新效率、區(qū)域創(chuàng)新產出、區(qū)域創(chuàng)新能力等。數(shù)字經濟通過促進企業(yè)創(chuàng)新、區(qū)域創(chuàng)新對“創(chuàng)新發(fā)展”產生影響。數(shù)字經濟對協(xié)調發(fā)展的影響體現(xiàn)在區(qū)域層面,通過降低就業(yè)時空成本,改善就業(yè)吸納能力等方式影響區(qū)域就業(yè)質量[12]8,通過對市場化水平和勞動力資源的調整以縮小區(qū)域差距[13]5。數(shù)字經濟對綠色發(fā)展的影響體現(xiàn)在微觀和宏觀層面。微觀層面,數(shù)字經濟的發(fā)展促進企業(yè)生產轉向智能化,有助于減少污染排放及資源浪費;宏觀層面,數(shù)字經濟帶來的規(guī)模效應、溢出效應對區(qū)域綠色發(fā)展產生了積極作用[14]46。數(shù)字經濟對開放發(fā)展的影響體現(xiàn)在對出口成交量、出口效率等方面影響,通過作用于這些因素促進各國間的交流。數(shù)字經濟對共享發(fā)展的影響則體現(xiàn)在促進數(shù)據(jù)共享、高效資源匹配上。根據(jù)以上分析提出假設H1:

H1:數(shù)字經濟能促進經濟高質量發(fā)展

基于王軍、劉小鳳等[6]206,楊國歌、鄧峰等[7]104的研究,二者之間可能存在非線性關系,因此,提出假設H2:

H2:數(shù)字經濟與經濟高質量發(fā)展之間存在非線性關系

2.2 數(shù)字經濟對經濟高質量發(fā)展的非線性影響

數(shù)字經濟為產業(yè)結構升級提供技術支持[15]71,產業(yè)結構升級為數(shù)字經濟發(fā)展提供發(fā)展方向和空間[16]12,可見兩者之間存在相互影響的內在關聯(lián)。數(shù)字經濟能從多個方面影響產業(yè)結構,其所具有的普及性能促進數(shù)據(jù)及要素加速流通,優(yōu)化資源配置效率,進而促進產業(yè)升級。雖然數(shù)字經濟具有高滲透性、高附加性特點,但仍存在信息不對稱等問題,因此其促進作用受到一定程度限制。當產業(yè)結構存在問題時,各產業(yè)比例不合理,而資源有限,無法實現(xiàn)效益最大化。隨著產業(yè)協(xié)調發(fā)展,生產要素得到合理配置,經濟效益會得到提高。萌生“新業(yè)態(tài)”“新模式”“新行業(yè)”,對經濟發(fā)展發(fā)揮重要作用。產業(yè)結構對經濟高質量發(fā)展的影響不僅體現(xiàn)在有助于推動經濟方式改變,由粗放型發(fā)展轉向技術密集型,還體現(xiàn)在有助于提高資源利用效率,增加產出,直接帶動經濟增長。[17]6基于以上分析,提出假設H3:

H3:在產業(yè)結構調節(jié)下,數(shù)字經濟對經濟高質量發(fā)展的影響存在門檻效應

3 研究設計

3.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

鑒于數(shù)據(jù)可獲得性,選取2012—2020年30個省(區(qū)、市)數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、各省市《統(tǒng)計年鑒》及北京大學數(shù)字金融研究中心等。

3.2 指標選取

3.2.1 被解釋變量

被解釋變量為經濟高質量發(fā)展(score3),參考王婉、范志鵬等[18]125,劉秉鐮、秦文晉等[19]66的研究,構建經濟高質量發(fā)展評價指標體系見表1,并使用熵值法計算權重和綜合得分。

表1 經濟高質量發(fā)展評價指標體系

3.2.2 解釋變量

解釋變量為數(shù)字經濟(score1),結合黃群慧、余泳澤等[20]13的研究構建數(shù)字經濟綜合指標體系見表2,并使用熵值法計算權重和綜合得分。

表2 數(shù)字經濟綜合指標體系

3.2.3 門檻變量

門檻變量為產業(yè)結構,以產業(yè)結構高級化(GJH)和產業(yè)結構合理化(TL)表示。產業(yè)結構高級化(GJH)用第三產業(yè)增加值與第二產業(yè)增加值的比值表示。產業(yè)結構合理化(TL)用泰爾指數(shù)表示,見(1)式:

(1)

(1)式中,Y為產值,L為就業(yè),i代表產業(yè),n為產業(yè)部門數(shù)。

3.2.4 控制變量

根據(jù)已有研究,選取控制變量:城鎮(zhèn)化(czh)以城鎮(zhèn)人口與年末常住人口比值表示;就業(yè)率(jy)以城鎮(zhèn)單位就業(yè)人數(shù)與總人口比值表示;金融發(fā)展(jr)以地區(qū)金融增加值與GDP比值表示;政府干預(zf)以財政支出與GDP比值表示。

3.3 模型設定

3.3.1 基準模型設定

為檢驗是否存在“U”型關系,將核心解釋變量二次項加入模型中,構建模型見(2)式:

score3i,t=β0+β1score1i,t+β2(score1i,t)2+β3Xi,t+εi,t

(2)

(2)式中i,t代表省份、年份。score1i,t指在t年i省份數(shù)字經濟發(fā)展水平,score3i,t指在t年i省份經濟高質量發(fā)展水平。β0為常數(shù)項數(shù),β1、β2、β3為待估系數(shù),X代表控制變量,εi,t為隨機擾動項。

3.3.2 面板門檻回歸模型

假設存在產業(yè)結構合理化、產業(yè)結構高級化單一門檻,構建模型見(3)、(4)式:

score3i,t=φ0+φ1score1i,tI(TLi,t≤γ1)+φ2score1i,tI(TLi,t>γ1)+φ3Xi,t+εi,t

(3)

score3i,t=φ0+φ1score1i,tI(GJHi,t≤γ1)+φ2score1i,tI(GJHi,t>γ1)+φ3Xi,t+εi,t

(4)

(3)、(4)式中,I(·)為指標函數(shù)。

4 實證分析

4.1 描述性統(tǒng)計分析

利用Stata 17.0對各變量進行描述性統(tǒng)計分析,見表3。由表3可知,各變量標準誤均較小,各變量最大值、最小值與均值之間存在明顯差距,說明我國不同地區(qū)間發(fā)展存在著較大差距,存在發(fā)展不均衡現(xiàn)象。其中經濟高質量發(fā)展最大值為0.671 9,最小值為0.056 5,均值為0.171 5,說明各省份間經濟高質量發(fā)展水平存在一定差距。

表3 各變量的描述性統(tǒng)計

4.2 實證檢驗

4.2.1 基本回歸結果

由于檢驗“U型”關系過程中檢驗系數(shù)未通過顯著性檢驗,因此認為二者之間不存在非線性關系,不再將核心解釋變量二次項納入模型中。進一步使用OLS模型與FE模型,系統(tǒng)GMM和工具變量2SLS法進行估計,選取的工具變量為數(shù)字經濟滯后一期, 基準回歸結果見表4。由表4可知,R2值均大于0.80,模型擬合效果較好,score1估計系數(shù)值均為正顯著,說明促進作用顯著。為避免內生性問題,選擇工具變量2SLS法進一步分析,加入控制變量后的回歸結果,score1估計系數(shù)值為0.372 1,在1%的顯著性水平下顯著。可能的原因是數(shù)字經濟具有“示范效應”,通過信息交流平臺推動產業(yè)升級、結構轉型;其具有高滲透性,能廣泛滲透到各個領域,實現(xiàn)穩(wěn)就業(yè)、穩(wěn)增長,從而降低成本,提高效率,進而對經濟高質量發(fā)展產生促進作用。

表4 基準回歸結果

控制變量城鎮(zhèn)化估計系數(shù)值為0.412 0,在1%的顯著性水平下顯著。就業(yè)率估計系數(shù)值為-0.255 5,在5%的顯著性水平下顯著。政府干預估計系數(shù)值為0.047 2,在10%的顯著性水平下顯著。說明城鎮(zhèn)化和政府干預對score3產生顯著積極作用,而就業(yè)率對score3產生顯著阻礙作用,可能是由于就業(yè)人員的受教育水平不高,及就業(yè)人員涌向北京、上海等大城市,導致區(qū)域間發(fā)展不平衡,從而對經濟高質量發(fā)展產生負向影響。

4.2.2 區(qū)域異質性分析

由于各地區(qū)score1及score3有較大差異,因此為保證回歸結果可靠性,需要進行分地區(qū)檢驗,各地區(qū)檢驗回歸結果見表5。由表5可知,score1估計系數(shù)值在東、中、西部地區(qū)均為正,且在1%顯著性水平下顯著,說明數(shù)字經濟能促進各地區(qū)經濟高質量發(fā)展。各地區(qū)估計系數(shù)絕對值為東部>西部>中部?？赡艿脑蚴?東部地區(qū)數(shù)字經濟發(fā)展的條件更好,西部地區(qū)由于“東數(shù)西算”等方面的支持,從而使得數(shù)字經濟對經濟高質量發(fā)展的促進作用效果更大。而中部地區(qū)存在產業(yè)發(fā)展問題,產業(yè)數(shù)字化大多針對單一領域,亟須優(yōu)化數(shù)字化支撐,因此今后需要加大對中部地區(qū)支持力度。

表5 各地區(qū)檢驗回歸結果

4.2.3 穩(wěn)健性檢驗

為保證結果的穩(wěn)健性,進行穩(wěn)健性檢驗。由于我國各城市發(fā)展水平不同,考慮到樣本可比性,剔除直轄市樣本。由表5可知,核心解釋變量估計系數(shù)值為正且顯著,證實前文結果是穩(wěn)健的。

4.2.4 產業(yè)結構的門檻效應分析

(1)門檻效應檢驗及門檻值確定。

使用自舉抽樣法,進一步判斷產業(yè)結構合理化與產業(yè)結構高級化門檻效應。產業(yè)結構合理化門檻效應檢驗結果見表6,產業(yè)結構高級化門檻效應檢驗結果見表7。由表6、表7可知:產業(yè)結構合理化和產業(yè)結構高級化單一門檻、雙重門檻檢驗顯著,通過檢驗,三重門檻檢驗不顯著未通過檢驗,因此存在產業(yè)結構合理化雙重門檻,門檻值為0.173 0和0.105 0;存在產業(yè)結構高級化雙重門檻,門檻值為1.589 0和1.216 0。

表6 產業(yè)結構合理化門檻效應檢驗結果

表7 產業(yè)結構高級化門檻效應檢驗結果

(2)參數(shù)估計與結果分析。

門檻回歸結果見表8,表8中(1)～(3)列以產業(yè)結構合理化為門檻變量的門檻估計結顯示:在不同產業(yè)結構合理化水平下,數(shù)字經濟對經濟高質量發(fā)展均存在顯著正向影響。具體表現(xiàn)在:當TL小于0.105 0時,估計系數(shù)為0.212 1;當TL大于0.105 0且小于0.173 0時,估計系數(shù)為0.290 3;當TL大于0.173 0時,估計系數(shù)為0.215 3,估計系數(shù)值均在1%的顯著性水平下顯著。可見,估計系數(shù)均為正值,這說明數(shù)字經濟對經濟高質量發(fā)展的影響還受到產業(yè)結構合理化的調節(jié)作用。(4)～(6)列以產業(yè)結構高級化為門檻變量的門檻估計結果顯示:在不同產業(yè)結構高級化水平下,數(shù)字經濟對經濟高質量發(fā)展同樣均存在顯著正向影響。具體表現(xiàn)在:當GJH小于1.216 0時,估計系數(shù)為0.265 0;當GJH大于1.216 0且小于1.589 0時,估計系數(shù)為0.310 0;當GJH大于1.589 0時,估計系數(shù)為0.143 5,估計系數(shù)值均在1%的顯著性水平下顯著?？梢?估計系數(shù)均為正值,這說明數(shù)字經濟對經濟高質量發(fā)展的影響還受到產業(yè)結構高級化的調節(jié)作用。可能的原因在于:當產業(yè)結構合理化水平、產業(yè)結構高級化水平較低時,環(huán)境壓力、發(fā)展不平衡等問題較為突出,然而隨著產業(yè)結構合理化水平、產業(yè)結構高級化, 資源配置更加合理,部門之間運轉更加協(xié)調,但是,待其更進一步提高,隨之產生“鮑莫爾成本病”現(xiàn)象,會使促進效果減弱,但總體上對經濟高質量發(fā)展仍然起促進作用。

表8 門檻回歸結果

5 結論與啟示

本文選取我國2012—2020年30個省(區(qū)、市)面板數(shù)據(jù),以產業(yè)結構為門檻變量,分析數(shù)字經濟對經濟高質量發(fā)展的影響。實證得出:(1)目前,數(shù)字經濟對經濟高質量發(fā)展存在顯著促進作用,且在控制城鎮(zhèn)化、就業(yè)率、金融發(fā)展與政府干預的情況下依然成立。(2)產業(yè)結構在數(shù)字經濟影響經濟高質量發(fā)展過程中發(fā)揮顯著門檻作用。以產業(yè)結構合理化為門檻變量,存在雙重門檻作用。(3)區(qū)域異質性回歸結果顯示,東、中、西部地區(qū)數(shù)字經濟均能促進經濟高質量發(fā)展,并且促進效果從大到小依次為東部、西部、中部,估計系數(shù)值均在1%水平下顯著。

基于以上結論,得出以下啟示:(1)應充分重視數(shù)字經濟對經濟高質量發(fā)展的促進作用。政府要推動和支持數(shù)字經濟發(fā)展,對核心技術創(chuàng)新給予支持,支持重點實驗室建設。(2)注重數(shù)字經濟與產業(yè)結構合理化、高級化協(xié)調發(fā)展,利用5G、大數(shù)據(jù)等技術為提高產業(yè)結構合理化、高級化水平提供便利,推動信息共享,助力產業(yè)技術革新及創(chuàng)新。(3)制定個性化數(shù)字經濟發(fā)展戰(zhàn)略,數(shù)字化經濟水平較高地區(qū),要發(fā)揮其“帶頭作用”,帶動其他地區(qū)共同發(fā)展;數(shù)字化經濟水平較低的地區(qū),要學習發(fā)展較快地區(qū)的經驗,同時加大對數(shù)字經濟設施建設支持力度,實現(xiàn)各地區(qū)協(xié)調發(fā)展。