数字技术驱动长三角文化产业转型升级的作用机制与影响效应研究.pdf

新发展阶段我国面临着新冠疫情冲击、逆全球化、中美贸易战等来自国内外的多重挑战，为构建国内国际双循环经济新格局，迫切需要通过产业结构升级来增强供给体系韧性，优化经济结构。据统计，2021 年长三角地区生产总值为 27.61 万亿元，约占全国总量的 24.14%，在全国经济发展中具有举足轻重的作用。2021 年我国数字经济规模超过 45.5 万亿元，占 GDP 比重达 39.8%，正在全方位影响着国民经济的发展，数字中国建设日益重要。2019 年 长江三角洲区域一体化发展规划纲要 提出长三角“一极三区一高地”的新定位要求，需加大传统产业升级改造力度，推动产业向中高端迈进。2020 年 8 月，习近平总书记在扎实推进长三角一体化发展座谈会上再次强调，要勇当我国科技和产业创新的开路先锋，率先形成新发展格局。科技进步促使文化生产方式发生了深刻变革，文化科技融合现象日益增多，大数据、云计算、人工智能、虚拟现实等高新技术在文化产业领域得到广泛应用。在“培育新型文化业态”政策的指引下，如何借助数字技术，有效配置文化及科南通大学学报 窑 社会科学版第 39 卷第 4 期双 月 刊圆园23 年 7 月出版收稿日期院2023-04-25作者简介院姚正海（1964-），男，江苏邗江人，江苏师范大学商学院教授，硕士研究生导师；姚佩怡（1990-），女，江苏扬州人，南京银行投资银行部经济师，博士。基金项目院国家社会科学基金后期资助项目“数字经济赋能高质量发展的作用机制与影响效应研究”（22FJYB030）；江苏省社会科学基金项目“数字技术驱动长三角文化产业转型升级的机制和对策研究”（22EYB008）数字技术驱动长三角文化产业转型升级的作用机制与影响效应研究姚正海1，姚佩怡2（1.江苏师范大学 商学院，江苏 徐州 221116；2.南京银行 投资银行部，江苏 南京 210000）摘要院随着我国数字经济的快速发展，数字技术已逐渐成为赋能传统产业转型升级和高质量发展的重要动力。基于长三角 41 个城市 20112021 年的面板数据，采用熵权法和变异系数法组合赋权测算长三角各城市数字技术与文化产业转型升级水平，实证分析数字技术对文化产业转型升级的影响。研究发现：（1）大力发展数字技术能够有效促进文化产业转型升级，且该结论在经济水平和市场化程度相对较低时更为显著；（2）机制效应表明，数字技术对文化产业转型的影响能够通过优化产业结构得到更好的实现，地区资本错配程度阻碍了数字技术对文化产业转型的赋能作用，且在空间维度上，数字技术对文化产业转型升级的影响存在正向空间溢出效应。研究结论为长三角地区更好地激发文化产业发展潜力，实现文化产业转型升级提供了经验借鉴。关键词院数字技术；文化产业转型；产业结构；资本错配中图分类号院G124；F127文献标识码院A文章编号院员远苑猿原圆猿缘怨渊圆园23冤园4原园032原1332技产业要素，从而促进文化产业转型升级，是亟待研究的问题。一、文献综述（一）数字化转型内涵与模式的研究Lane1、Kling 等2指出数字经济是一种全新的经济形式，其业务活动基础是 IT 技术，在定义上与信息经济略有交叉。数字化转型是指通过信息技术、计算技术、通信技术和连接技术的组合触发实体各方面属性的重大变革，以期改进实体的过程3-4，数字化转型的实体涉及组织、行业和社会等多个主体。学者更多从微观视角切入，以企业为数字化转型的主体，研究企业数字化转型的驱动力5，数字化转型对企业行为6、价值创造7、商业模式变革8等方面的影响。张越等9指出数字化转型正在改变企业的设计、生产、管理和服务方式，将研发设计模式转型、制造管理模式转型、商业模式与服务方式转型定义为企业数字化转型的三大模式。钱雨等10指出数字化转型通常采取一种复杂的商业模式，数字化转型情境下企业商业模式创新的来源会发生变化。（二）文化产业转型升级的研究Porter11认为，产业升级是国家资本、技术禀赋优于土地、劳动力等资源禀赋时，要素比较优势促进资本、技术密集型产业向前发展的过程。学者对于文化产业转型升级的研究主要集中于两方面：一是文化产业如何借助高新技术或与其他产业进行跨界融合，从而推动自身发展与升级。文化产业具有知识密集、高收入弹性和强关联性的显著特征，因而能够与其上下游产业的投入产出进行技术关联，并对其他产业起到提升或渗透作用。顾江等12指出，将高新技术融入文化产业价值链的各个环节，能够促进文化资源的高效开发利用和文化产业价值链的拓展延伸。王安琪13认为文化产业的转型升级是技术的持续创新作用于文化创意与文化资源的过程。二是通过文化产业推动区域传统产业发展与升级，以及地区综合竞争力的提升。刘冰峰等14以景德镇陶瓷业为例，论述了文化产业创新能力对于区域产业升级的影响及作用。荣鹏飞等15提出了产业转型升级过程中文化产业竞争力的若干提升策略。（三）数字技术对文化产业转型升级的研究进入数字时代后，以数字技术驱动产业转型升级和企业变革的相关研究日益兴起16-18。数字化转型会促使新业态的出现和商业模式发生根本性改变19149-15120。关于数字技术在文化及相关产业中的运用，国外学者从不同角度进行了研究21-22。文化产业数字化的研究在国内于 2003 年开始起步，此后关于文化产业数字化建设的研究达到一定的规模。通过梳理数字技术与文化产业升级的相关文献，已有研究大致可以分为以下三个方面：第一，关于数字技术对文化产业升级的理论分析。数字技术的出现推动了传统生产要素和生产模式的改变，其为文化产业的增长提供了新的活力。数字技术的引进能够推动文化产业数字化进程，催生全新文化业态以扩大消费规模，助推文化产业组织结构与制度体系变革，赋能文化产业转型升级23-27。第二，关于数字技术对文化产业升级影响的机制分析。大多数学者通过实证分析探究数字技术对文化产业升级的影响。数字技术在文化产业中的应用有着较大发展空间，能够促使文化产业进一步优化升级28，且其影响存在时滞性，对文化产业的发展能够产生更为长远的影响29。此外，技术与文化的融合不仅能带动当地文化产业转型升级，还具有正向空间溢出效应30。同时，数字技术能够通过优化生产要素组合、缓解融资约束、提升劳动力水平等途径，从而更好地赋能文化产业高质量发展31-32。第三，关于数字技术对文化产业升级的微观案例分析。部分学者选取典型文化企业作为研究对象，探究文化企业数字化转型的过程及成效，试图探析数字技术能否促进文化企业纾困解难、降本增效，实现高质量发展33-34。综合上述，已有研究从不同角度揭示了数字技术对文化产业转型升级的重要作用，丰富了相关理论，但仍存在拓展研究的空间。第一，现有针对数字技术作用于文化产业转型升级的机制研究多为定性研究且视角相对分散，缺少系统的实证检验，尤其是空间溢出效应的研究。第二，已有研究大多立足于全国层面，忽视了针对长三角这类数字经济发展先行区域的研究，其能否发挥好数字技术助力文化产业转型升级提升的积极作用？背后的路径具体为何？需要进行更深入的区域研数字技术驱动长三角文化产业转型升级的作用机制与影响效应研究33究。本文结合长三角地区的特殊性，注重学理和实践的有机结合，开展进一步的研究。二、理论分析与假说提出（一）数字技术与文化产业转型升级随着新一代网络信息技术的蓬勃发展，“5G+8K”、人工智能、虚拟现实等科技进步日新月异，数字技术展现出强劲的活力和旺盛的生命力，成为推动传统产业转型升级、缓解劳动力市场中人才技能与企业需求不匹配结构性矛盾的重要推手，并赋能经济高质量发展。数字技术对文化产业转型升级的推动作用不是简单的技术叠加和升级换代，而是贯穿于设计、运营、营销、消费等各个环节的深度融合。数字技术对文化产业转型升级的影响不仅表现在文化数字产品的爆发式增长和传统文化交易服务的时空界限被打破，而且数字技术与互联网架构形成的多种渠道实现了消费者和产品的高效匹配，借助数字化的生产手段、销售渠道和反馈机制，提供多元且精准的产品供给。同时数字技术与传统文化产品和服务的供给相结合，对文化产业价值链进行增值35。随着数字化转型的不断深入，对企业而言，借助数字技术能够实现产品全生命周期的精细化管理，淘汰落后产能，降低企业的生产成本，提高生产效率；对产业而言，数字技术能够实现产业内部资源紧密结合，形成资源网络优势，提升动态反应能力，以更好地适应不断变化的文化消费需求36。数字技术的发展与应用是文化产业转型升级的充分条件。一方面，数字技术在文化产业的应用，使得文化产业的生产要素呈现由低级向高级的转变趋势，文化产业结构、产品结构、市场结构实现优化。另一方面，数字技术与文化产业的相互渗透，使得文化产业企业大大节省了提供产品和服务的经济成本，加快其更新换代的速度，促进文化产业价值链的升级。根据以上分析，本文提出以下假说：假说 1：数字技术能够推动长三角文化产业转型升级（二）数字技术、产业结构与文化产业转型升级产业结构的优化离不开科技的推动，其基本内涵是产业结构从低级形态向高级形态转变的过程或趋势。数字技术作为数字经济不断发展的重要支撑，正推动产业结构向深加工和高效率转变，从而促进产业做强做大。具体表现为：第一，数字技术的发展为传统文化产业智能化发展提供了可能。数字技术的应用与推广使传统文化产业各行业间的界限逐渐模糊，围绕优质 IP，影视、游戏、动漫等文化行业领域获得授权进行文化产品的生产。第二，数字技术的发展催生出新的文化产业形态，创造性拓展新的领域。以视频直播、创意广告、智能文娱设备制造等为代表的文化新业态持续出现，新业态将在产业生态体系中逐步占据重要地位，带动形成数字文化产业的乘数效应，优化产业结构。同时，产业结构的优化能够进一步促进文化产业转型升级，产业结构向智能化、数字化和生态化的转变，推动了区域经济发展模式的转变，为文化产业转型升级注入新的动力37。近年来，数字文化产业凭借其较强的产业发展韧性和无接触优势，吸引了大量资本集聚和人才驻足，文化创意能力和创意水平持续提升，文化产业附加值不断提高。根据以上分析，本文提出以下假说：假说 2：数字技术可以通过优化产业结构促进长三角文化产业转型升级（三）数字技术、资本错配与文化产业转型升级在市场化改革的推进下，劳动力与产品市场的改革成效较为明显，但资源配置主要是依靠市场机制进行的，由于市场配置资源存在客观上的不足，资本市场改革成效具有滞后性，资本错配现象时有发生。资本错配是相对于资本有效配置而言的，它偏离了这一最优状态。通常来说，资本的投入会刺激经济增长，资本错配代表着资本市场的价值导向，资本要素配置在趋利动机下会流向见效快、创新程度低的粗放式项目。对于兼具社会效益和经济效益的文化产业而言，其转型升级正面临着产业规模小、效益低等困境，资本配置并未达到最优水平，资本错配现象会增加金融摩擦与融资成本、引致要素价格扭曲，使得产业发展难以释放更多活力。发展数字技术往往伴随着高投入与高风险，其对资本、人才等要素有着更高的要求。当发生资本错配时，由于转型升级面临更大的姚正海，姚佩怡34挑战和不确定性，从而导致数字技术的发展无法为产业转型升级提供强有力的支撑作用，文化产业转型升级的“数字红利”难以有效吸收38-40。当资本错配时，由于转型升级面临更大的挑战和不确定性，往往面临较强的资金约束，且更容易导致劳动力错配，人才发展得不到保障，从而导致转型升级受到掣肘。由此本文提出以下假说：假说 3：资本错配负向调节数字技术对长三角文化产业转型升级的促进作用（四）数字技术对文化产业转型升级的空间溢出效应数字技术对文化产业转型升级的正向空间溢出效应主要表现为以下两个方面：第一，数字技术的出现弱化了原先地理距离及行政壁垒对经济活动产生的时空约束，区域间技术、资本、劳动力等生产要素的流动逐渐加剧，特别对于文化产业而言，知识文化本身具有可传播性，在数字技术的支持下，信息流的传递成本进一步降低，文化产业转型进程进一步加快41-43。第二，数字技术的辐射效应较为显著，数字技术的出现使区域间联系与合作更为便捷，通过跨区域联动及跨地区技术支持，实现知识技术外溢进而扩大区域间的示范效应与竞争效应，对周边地区文化产业转型升级产生正向拉动作用44-45。因此，发展数字技术不仅能够带动本地区文化产业升级水平的提升，同时给周边城市的创新能力带来正向扩散效应，以促进其他地区数字技术对文化产业转型升级的赋能效应。根据以上分析，本文提出以下假说：假说 4：数字技术对长三角文化产业转型升级存在正向空间溢出效应三、研究设计（一）变量说明与测度本文的研究对象界定为长三角 41 个城市文化产业，针对其转型升级水平进行评价研究，结合袁玥赟等46的研究结论，以及可以获取的反映文化产业升级的数据，选择公共图书馆个数、公共图书馆图书总藏量、文化站个数、文化馆个数、博物馆个数、国内旅游收入、城镇居民教育文化娱乐支出、文化体育和娱乐业从业人员数、普通高等学校在校学生数比重九个指标作为衡量长三角城市文化产业升级水平的评价指标。本文借鉴李书昊47的研究方法，结合熵权法与变异系数法两种客观赋权法确定指标权重，以降低指标构建的主观随意性与单一赋权的不确定性。依据构建的评价指标体系和选择的评价方法，对长三角 20112021年文化产业升级水平进行评价淤。由于数字技术的内涵与外延尚未形成统一的标准，参考韩东林等29、陆建栖等36、黄群慧等41、方湖柳等43的研究结论，同时考虑到指标选取应具备的科学性、数据可比性和可获得性，选择互联网宽带接入用户数、移动电话用户数、电信业务总量、信息传输计算机服务和软件业从业人员数四个指标作为衡量长三角数字技术的评价指标，与前述相同，结合熵权法与变异系数法两种客观赋权法确定权重，进而评价长三角 20112021 年数字技术的发展水平于。产业结构（Sof）。产业结构的转型升级是经济发展方式转变的必然要求，现代服务业的发展水平直接影响到科技进步和社会发展的进程。本文参照王猛等48的做法，采用第三产业产值与第二产业产值之比度量产业结构。资本错配（Cam）。经过长期粗放型经济发展后，目前我国资本市场偏好存在较强的趋利性，资本错配问题在很大程度上将影响数字技术赋能作用的发挥，影响文化产业高质量发展的进程。本文参考白俊红等49的做法测算地区资本错配指数。借鉴陆建栖等36、方湖柳等43的研究结论，选择如下控制变量：人均 GDP（Pgdp），以GDP 与地区总人口的比值表示；政府干预水平（Gov），以一般公共预算支出与 GDP 的比值表示；对外开放程度（Open），以进出口总额与 GDP 的比值表示；基础设施建设（Ifc），以固定资产投资额与GDP 的比值表示；金融发展水平（Fin），以金融机构存贷款余额与 GDP 的比值表示。淤 限于篇幅，如有需要备索。于 限于篇幅，如有需要备索。数字技术驱动长三角文化产业转型升级的作用机制与影响效应研究35（二）模型构建为检验上文提出的研究假说，首先构造数字技术对文化产业转型影响的基础回归模型：Citui，t=琢0+琢1Digi，t+琢cControli，t+啄t+着i，t（1）在模型（1）中，Citui，t代表城市 i 在第 t 年的文化产业转型升级水平，Digi，t代表城市 i 在第 t 年的数字技术水平，Controli，t代表一系列控制变量，啄t表明控制时间固定效应，着i，t为随机扰动项。模型（1）主要讨论数字技术所产生的直接效应，为分析可能存在的机制作用，本文借鉴温忠麟等50的三步法对中介变量加以检验：在模型（1）数字技术对文化产业转型回归系数显著的情况下，分别构造数字技术对中介变量产业结构（Sof）的回归模型和数字技术及产业结构对文化产业转型的回归模型，并通过各变量回归系数显著性判断中介效应是否存在，具体见模型（2）、（3）。Digi，t=茁0+茁1Sofi，t+茁cControli，t+啄t+着i，t（2）Citui，t=酌0+酌1Digi，t+酌2Sofi，t+酌cControli，t+啄t+着i，t（3）在机制效应分析中除中介效应外，还应当考虑可能存在的调节效应，根据前文所述，对资本错配（Cam）是否为调节变量加以检验，并通过数字技术与资本错配二者交互性回归系数显著性判断调节效应是否存在，具体如下：Citui，t=渍0+渍1Digi，t+渍2Cami，t+渍3Digi，t伊Cami，t+渍cControli，t+啄t+着i，t（4）最后，为进一步探究数字技术驱动文化产业转型过程中的空间溢出效应，本文在模型（1）的基础上引入空间杜宾模型加以分析，如模型（5）所示，其中，籽 为空间自回归系数，W 为空间权重矩阵，鬃1和 鬃c为空间交互项弹性系数。Citui，t=琢0+籽WCitui，t+琢1Digi，t+鬃1WDigi，t+琢cControli，t+鬃cWControli，t+啄t+着i，t（5）四、实证结果与分析（一）数据来源与描述性统计研究过程中的数据来自 20122022 年的 中国城市统计年鉴 江苏统计年鉴 浙江统计年鉴 安徽统计年鉴 上海统计年鉴、各地级市统计年鉴以及国民经济和社会发展统计公报等公开发布的权威数据。表 1 列示了变量的描述性统计结果。从表中可以看出，文化产业升级水平最小值为 0.0234，最大值为 0.8079，标准差为 0.1300，这说明在不同的技术水平、产业结构、资本配置下各城市文化产业升级水平存在一定差异。数字技术最小值为 0.0001，最大值为 0.9817，均值为0.0885，这说明数字技术水平呈现显著差异性，且数字技术较为发达的样本数较少。产业结构最小值为0.2336，最大值为 0.7327，均值为 0.4558，这说明目前长三角地区较为注重产业结构的合理布局，产业结构差异化程度稍小。资本错配最小值为0.0909，最大值为 2.8923，标准差为 0.3314，这说明资本错配现象较为常见，部分城市资本配置效率较低。（二）相关性分析从表 2 可以发现，大部分变量相关系数处于-0.8 到 0.8 之间，这表明本文各变量之间的相关性处在可接受范围内。为避免潜在多重共线性可能，本文对各变量进行 VIF 检验，结果发现，各变量的 VIF 检验值显著小于 10，进一步说明各变量之间不存在较强的多重共线性。由于数字技术与文化产业升级水平间呈现出显著的正向相关关系，这说明数字技术的产生与发展能够为文化产业升级带来新的动力与增长点，这与本文提出的假说基本一致。渊三冤基准回归在展开回归分析之前，由于受时间因素的影响可能会使回归结果出现偏差，本文利用 Hausman检验来确定所选择的研究模型是否适用固定效应模型（见表 3）。通过检验发现，检验结果 P值为0.0000，在 1%的水平上拒绝原假设，即拒绝随机效应，因此，本文采用固定效应模型展开回归分析。表 1相关变量描述性统计变量观测值均值标准差最小值最大值Citu4510.15020.13000.02340.8079Dig4510.08850.13800.00010.9817Ind4510.45580.08150.23360.7327Cam4510.29270.33140.09092.8923Pgdp4517.42373.96251.286719.9017Gov45116.40085.94837.600035.5500Open4514.69294.89340.078928.0735Ifi4510.78300.29890.20972.0256Fin4512.73420.94740.70226.2990姚正海，姚佩怡36表 4 列示了数字技术对文化产业升级水平的直接影响效应，可以看出其回归系数为 0.7055，且在 1%的水平上显著，这说明良好的数字技术能够促进文化产业升级水平的提升，进一步验证了本文提出的假说 1。具体来看，数字技术作为地区经济高质量发展的新引擎，其能够促进文化与科技的进一步融合，带动文化产业转型升级。数字技术能够通过其丰富的技术手段，例如大数据、云计算、VR 等，推动数字文化建设，促进数字文化产品与服务的创新。在与传统文化产业结合后，数字技术能够催生全新的文化业态，延伸线上线下多渠道文化产业价值链，最终促进文化产业升级水平的提升。（四）机制效应分析表 5 列示了数字技术对文化产业升级水平影响机制的回归结果。其中，第（2）、（3）列探究了产业结构在数字技术促进文化产业升级水平提升过程中的机制效应。第（2）列数字技术的系数在 1%的显著性水平上为正，这说明数字技术存在着优化地区产业结构的作用。第（3）列中产业结构系数在 1%的显著性水平上为正，且原数字技术系数仍显著为正，即存在“数字技术（优化）产业结构（提升）文化产业升级水平”的正向路径，这说明产业结构在数字技术与文化产业升级水平之间发挥着中介效应。这进一步验证了本文提出的假说 2。第（4）、（5）列探究了资本错配在数字技术促进文化产业升级水平提升过程中的调节效应。其中，第（4）列资本错配的系数不显著为负，第（5）列中数字技术系数显著为正，而交互项系数在 1%的显著性水平上为负，这说明资本错配抑制了数字技术对文化产业升级的带动作用，其在数字技术与文化产业升级水平之间发挥着负向调节效应。这进一步验证了本文提出的假说 3。综上所述，数字技术能够在优化产业结构的同时，促进文化产业的发展。数字技术使得文化产业的影响边界进一步模糊，其为文化产业与相关产业联动创造了更为有利的条件，产业融合的速度和质量大幅度提升，文化产业创新发展得到进一步推动。此外，无论是数字技术，还是文化产业的发展都离不开其拥有的要素资本，资本错配在很大程度上能够影响地区人才和技术的流动与集表 2相关性分析变量CituDigPgdpGovOpenIfiFinVIFCitu1-Dig0.955*12.73Pgdp0.585*0.539*12.51Gov-0.145*-0.122*-0.563*11.87Open0.587*0.530*0.577*-0.313*11.88Ifi-0.505*-0.496*-0.412*0.398*-0.504*11.69Fin0.789*0.733*0.474*-0.040.517*-0.374*12.39注：*、*、*分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著，下同。表 3固定效应检验变 量（1）RE（2）FEDig0.3562*（0.0277）0.0794*（0.0254）Pgdp0.0048*（0.0006）0.0070*（0.0005）Gov0.0015*（0.0004）0.0018*（0.0003）Open0.0036*（0.0006）-0.0008（0.0006）Fin0.0154*（0.0032）0.0091*（0.0026）常数项0.0084（0.0100）0.0407*（0.0071）Observations451451R-squared0.6759Number of year1111Hausman622.3P-value0Ifi-0.0105（0.0066）-0.0004（0.0051）注：括号内的数值表示标准误，下同。数字技术驱动长三角文化产业转型升级的作用机制与影响效应研究37表 4基准回归分析变量（1）Citu（2）Citu（3）Citu（4）Citu（5）Citu（6）CituDig0.9000*（0.0134）0.8452*（0.015）0.8282*（0.0157）0.8111*（0.016）0.8087*（0.0172）0.7055*（0.0183）Pgdp0.0039*（0.0006）0.0057*（0.0008）0.0040*（0.0009）0.0039*（0.0009）0.0046*（0.0008）Gov0.0013*（0.0004）0.0011*（0.0004）0.0012*（0.0004）0.0008*（0.0004）Open0.0020*（0.0005）0.0020*（0.0005）0.0006（0.0005）Ifi-0.0031（0.0079）0.006（0.0071）Fin0.0272*（0.0026）常数项0.0705*0.00220.0463*0.00410.01250.01080.0209*0.01080.0235*0.0127-0.0409*0.013时间固定是是是是是是N451451451451451451R20.91310.92160.92360.92640.92650.9411表 5机制效应分析变 量（1）Citu（2）Citu（3）Citu（4）Citu（5）CituDig0.7055*（0.0183）0.1485*（0.0245）0.6876*（0.0188）0.7126*（0.0302）0.7703*（0.0316）Ind0.1211*（0.0354）Cam-0.0027（0.0091）0.0933*（0.0213）Dig伊Cam-0.1250*（0.0252）Pgdp0.0046*（0.0008）0.0016（0.0011）0.0044*（0.0008）0.0045*（0.0008）0.0051*（0.0008）Gov0.0008*（0.0004）0.0004（0.0005）0.0008*（0.0004）0.0008*（0.0004）0.0006（0.0004）Open0.0006（0.0005）-0.0006（0.0006）0.0006（0.0005）0.0006（0.0005）0.0004（0.0005）Ifi0.006（0.0071）-0.0353*（0.0095）0.0103（0.0071）0.0065（0.0073）-0.0026（0.0073）R20.94110.73070.94260.94110.9442Fin0.0272*（0.0026）0.0325*（0.0035）0.0233*（0.0028）0.0270*（0.0028）0.0231*（0.0028）N451451451451451时间固定是是是是是常数项-0.0409*（0.013）0.3657*（0.0174）-0.0852*（0.0182）-0.0407*（0.013）-0.0491*（0.0128）姚正海，姚佩怡38聚，更好的资本配置能够为文化产业升级水平的提升保驾护航。（五）异质性分析为进一步探究数字技术对文化产业升级水平的影响是否存在异质性，本文分别从不同地区经济水平、不同地区市场化水平两个角度进行异质性分析。经济发展水平是地区产业布局的基础，各级地方政府往往在制定相关政策规划时会考量其经济水平，本文选取地区 GDP 水平的中位数为分界点，将样本分为高经济水平组和低经济水平组以进行异质性检验，其回归结果见表 6 第（1）、（2）列。其中，无论经济水平高低，数字技术对文化产业升级水平的影响均显著为正，但低经济水平下的回归系数要大于高经济水平，其组间系数差异检验 P 值显著为 0.0007。这表明经济水平较为发达的地区数字技术的研发与应用也相对较早，依赖于简单数字技术的应用对文化产业升级的边际效应正不断收紧，未来的发展需要以数字技术催生出更多的创新型文化与原创性文化；而在经济欠发达地区，数字技术在文化产业中的应用广度和深度还略有不足，数字技术的投入能够促进其文化产业转型升级。我国资本市场的偏好往往会受到市场化水平的影响，不同的市场化水平其资本流动的偏好也大不相同，因此，本文以市场化程度作为分组变量验证异质性水平。在表 6 第（3）、（4）列中，数字技术均能够显著促进文化产业升级水平的提升。从回归系数可以看出，市场化程度低的正向效应大于市场化程度高的正向效应，其两种情况下组间系数差异较为显著，这表明在高市场化水平下，地区间竞争更为激烈，各城市纷纷主动并努力开展技术投入，该情况下各城市文化产业对数字技术的赋能作用敏感性下降。但在低市场化水平下，部分城市为了提升文化产业核心竞争力会积极引入数字技术，而该地区数字技术属于稀缺性资源能够更容易地成为驱动地区文化产业转型升级水平的主要动力。（六）稳健性与内生性检验为了进一步验证上文分析的研究结论，本文采用替换被解释变量衡量方式、滞后期回归及工具变量法进行稳健性与内生性检验，检验结果见表 7。第一，替换被解释变量法。上述文化产业升级水平的测度采取了熵权法和变异系数法的组合赋权方法，考虑到方法的选择可能会对文化产业升级水平造成一定的影响，所以本文采用熵权法对文化产业升级水平重新测算，进行稳健性回归。从第（1）列的回归结果可以发现，数字技术对文化产业升级水平的影响效应与前文基本一致，这说明回归结果相对稳健。第二，滞后期回归法。通常情况下，数字技术产生的经济效益存在一定的滞后性，故本文对核心解释变量进行滞后 1 期的处理，以期消除可能存在的内生性问题。从第（2）列的回归结果可以发现，滞后期回归依旧保持着显著的正向关系，这说明数字技术对文化产业升级水平的提升确实存在滞后效应。第三，工具变量法。本文参考 Bartik51的做法构建工具变量，即以数字技术的滞后一阶与其差数字技术驱动长三角文化产业转型升级的作用机制与影响效应研究表 6异质性分析变量（1）高经济水平Citu（2）低经济水平Citu（3）高市场化水平Citu（4）低市场化水平CituDig0.5469*（0.0325）0.4897*（0.1439）0.6853*（0.0255）0.6899*（0.0504）Pgdp0.0090*（0.0013）0.0085*（0.0017）0.0026*（0.0011）0.0096*（0.0011）Gov0.0090*（0.0014）0.0018*（0.0004）0.0012*（0.0006）0.0019*（0.0005）Open-0.0003（0.0006）-0.0016*（0.0010）0.0008（0.0006）-0.0018*（0.0008）Ifi0.0128（0.0150）-0.0111（0.0086）-0.0212（0.0167）0.0094（0.0077）Fin0.0366*（0.0035）0.0124*（0.0041）0.0295*（0.0041）0.0305*（0.0035）常数项-0.1893*（0.0310）-0.0207（0.0193）-0.0175（0.0204）-0.0935*（0.0162）时间固定是是是是N225226214237R20.95720.39160.95380.868339分一阶的交乘。Bartik 工具变量与数字技术直接相关，但不与文化产业升级水平相关，满足有效工具变量的相关性与外生性条件。从第（3）、（4）列的回归结果可以发现，工具变量对数字技术的回归系数显著为正，说明工具变量有效。第二阶段加入工具变量后的数字技术对文化产业升级水平的回归系数显著为正，说明在考虑内生性问题后研究结论依旧成立。（七）空间溢出效应分析本文利用全局自相关分析 20112021 年长三角 41 个城市文化产业升级水平和数字技术水平的空间相关性，具体结果见表 8。目前，考察期两项指标对应的 Moran s I 指数和 Z-core 值均显著大于 0，这表明长三角地区 41 个城市的文化产业升级水平和数字技术水平均呈现出显著的空间正相关。各城市经济实力的强弱在一定程度上决定了文化产业及数字技术的发展进程，一方面受限于文化资源禀赋和发展规划实施状况，另一方面各城市经济发展目标各不相同，因此，城市间文化产业和数字技术存在较强的差异化，呈现出明显的空间分布特征。表 7稳健性与内生性检验变 量（1）（2）（3）（4）替换被解释变量滞后期回归工具变量CituL.CituDigCituDig0.7232*（0.0179）0.7045*（0.0175）0.6808*（0.0506）LV9.2817*（0.5354）Pgdp0.0047*（0.0008）0.0044*（0.0007）0.0055*（0.0013）0.0027*（0.0012）Gov0.0010*（0.0004）0.0008*（0.0004）0.001（0.0007）0.0004（0.0007）Open0.0006（0.0005）0.0002（0.0005）0.0012（0.0009）0.0014*（0.0008）Ifi0.0071（0.0070）0.0027（0.0068）-0.0734*（0.0135）-0.0095（0.0128）Fin0.0264*（0.0026）0.0255*（0.0026）0.0534*（0.0047）0.0248*（0.0055）N451410410410R20.9450.9490.79120.8129常数项-0.0515*（0.0127）-0.0392*（0.0127）-0.0762*（0.0217）-0.0049（0.0203）时间固定是是是是表 82011要2021 年长三角文化产业升级水平全局自相关检验年份20112012201320142015201620172018201920202021变量：文化产业升级水平Moran s I1.2211.2311.2191.2211.2371.2731.2751.3211.3761.2851.204Z-core11.62311.56211.29611.34411.37711.47711.54711.67511.85611.06510.404P-value0.0000.0000.0000.0000.0000.0000.0000.0000.0000.0000.000变量：数字技术水平Moran s I1.081.1171.1591.0761.1511.2471.2931.2181.3951.4131.485Z-core12.16912.29911.34811.06911.61712.15712.50811.83513.45613.40313.571P-value0.0000.0000.0000.0000.0000.0000.0000.0000.0000.0000.000对 20112021 年长三角 41 个城市文化产业升级水平和数字技术水平的空间进行相关分析后发现，文化产业升级水平和数字技术具有较强的空间分布特征。为进一步检验数字技术驱动长三角文化产业升级水平的提升可能存在显著的空间溢出效应，选取 LM 检验、LR 检验和 Wald 检验来判断空间杜宾模型是否成立，是否退化为空间误差模型或者空间自相关模型。从表 9 和表 10 可以看出，综合两种检验结果，空间杜宾模型能够通过显著性检验，因此，包容性更强的空间杜宾模型应当继续沿用。在普通回归分析中为了更好地解决内生性问题往往会采取 Hausman 检验来判断研究模型是具有随机效应还是固定效应。在空间回归模型中，姚正海，姚佩怡40表 11数字技术驱动长三角文化产业升级的空间回归分析变量（1）主效应（2）空间效应（3）直接效应（4）间接效应（5）总效应Dig0.053*（0.010）0.284*（0.003）0.060*（0.000）0.409*（0.003）0.469*（0.001）Pgdp0.001（0.190）0.008*（0.000）0.001*（0.060）0.011*（0.000）0.012*（0.000）Gov0.002*（0.000）0.001（0.350）0.002*（0.000）0.002（0.200）0.004*（0.001）Open-0.001（0.190）-0.004*（0.100）-0.001（0.200）-0.005*（0.008）-0.006*（0.060）Ifi-0.023*（0.000）0.051*（0.010）-0.023*（0.000）0.062*（0.001）0.038（0.120）Fin-0.007*（0.000）-0.012（0.140）-0.007*（0.000）-0.019（0.100）-0.027*（0.020）rho0.285*（0.000）时间固定是是是是是N451451451451451R20.0770.0770.0770.0770.077也应当对是否具有固定效应加以验证，以使得后续的研究结论更加合理，其 Hausman 检验结果的值为 63.05，且 P 值为 0.0000，通过了显著性检验。因此，在后续的研究中应当将固