中國互聯網基礎設施與產業結構優化關系研究

崔 寅，孫 鈺

(1.天津社會科學院 城市經濟研究所，天津 300191;2.天津商業大學 公共管理學院，天津 300134;3.天津大學 管理與經濟學部，天津300072)

0 引言

隨著中國經濟增長速度逐步放緩，經濟發展進入由高速增長轉為中高速增長的新常態。同時，中國大力推進供給側結構性改革，更加注重經濟發展質量和效益。政府不再單純以GDP增長率作為經濟發展目標，而是高度重視經濟發展的可持續性及結構調整與優化。其中，促進產業結構優化升級已經成為中國經濟發展的重要任務之一。自2014年國務院發布《關于加快發展生產性服務業促進產業結構調整升級的指導意見》以來，中國加快推進現代服務業、高新技術產業發展，以促進產業結構調整升級。在經濟增長減緩、經濟發展與環境保護矛盾日益突出等背景下，優化產業結構將成為引領中國經濟發展長期向好的重要保證。

進入21世紀，以互聯網為代表的新一代信息技術在世界范圍內快速發展，并廣泛應用于生產生活中，形成了一批新產業、新業態。近年來，中國互聯網發展水平逐步提高，對產業發展、日常生活等多方面都產生了深刻影響，也為產業結構優化升級提供了重要技術支撐。2015年國務院出臺《國務院關于積極推進“互聯網+”行動的指導意見》，標志著“互聯網+”戰略已經上升到國家層面。2020年，突如其來的新冠肺炎疫情給實體經濟運行帶來巨大考驗，嚴重影響中國經濟社會正常發展。在此背景下，許多行業紛紛開啟線上運營模式，進一步促進了“互聯網+”產業模式快速發展。在疫情影響下，互聯網基礎設施對產業發展的支撐作用日益突出，同時也促進兩者之間相互融合。2020年國務院政府工作報告明確提出，重點支持“兩新一重”建設。5G基站、工業互聯網等與互聯網有關的新型基礎設施大規模建設，不僅有助于實現經濟高質量發展，還可以通過產業鏈條重構和生產效率提升，實現產業結構調整與升級。

隨著“互聯網+”與產業發展融合程度逐步加深，互聯網基礎設施也將對不同產業要素生產率產生重要影響，進而促進產業結構調整優化。也就是說，產業結構優化與互聯網基礎設施有著密不可分的聯系。然而，“互聯網+”行動在中國剛剛起步，與產業發展融合程度還有待提高。一方面，中國產業結構優化水平與發達國家相比還有一定差距?！秶H統計年鑒2018》顯示，2017年中國第一產業就業比重為17.5%，日本為3.5%，美國為1.7%；中國第三產業就業比重為55.9%，日本為70.9%，美國為79.4%。可見，中國仍有大量勞動力停留在第一產業，第三產業吸收就業的能力還需要進一步提高，產業結構優化進程還需要加快推進。另一方面，中國互聯網基礎設施建設水平相對滯后。根據世界銀行WDI數據庫，2017年中國每百萬人擁有互聯網服務器209個，而日本為5 980個，美國為30 351個。可以看出，中國互聯網基礎設施建設還處于相對較低水平，其與產業結構優化之間還難以形成相互促進、融合發展的局面。

基于上述背景，本文對中國互聯網基礎設施與產業結構優化之間的相互關系進行研究，分析兩者之間的相互影響程度，總結兩者之間相互關系涉及的主要問題，對了解互聯網在中國產業結構優化中的作用、進一步推動中國“互聯網+”發展與產業結構優化升級具有重要意義。

1 文獻綜述

當今社會，“互聯網+”已經成為經濟發展的主要推動力量，是提高經濟發展質量、實現結構轉型的重要途徑。最初，學者們較多關注互聯網對經濟增長的作用，普遍認為互聯網發展對經濟增長具有顯著積極影響[1-3]，并且隨著互聯網規模擴大，其對經濟增長的積極影響也會相應增強[4-5]。近年來，隨著互聯網與經濟活動深度融合，學者們對于互聯網在經濟發展中地位和作用的認識也在不斷深入，更加關注其在經濟結構調整與升級等方面的作用。首先，學者們運用不同方法分析互聯網推動下不同產業的發展，總結互聯網對產業結構調整方向的影響。如徐偉呈和范愛軍[6]通過構建基于互聯網技術驅動的產業結構變遷模型，分析互聯網對中國三次產業發展的影響，發現互聯網推動中國產業結構高級化，使其朝著服務化方向發展；盧福財和徐遠彬[7]基于交易成本視角，分析互聯網對生產性服務業發展的影響，發現互聯網通過降低交易成本促進生產性服務業發展；曾世宏等[8]研究發現，中國互聯網發展對產業結構服務化具有促進作用；黃智和萬建香[9]以上海市為例，分析互聯網與工業化之間的相互作用關系，發現互聯網只是工業產業結構升級的單向原因，對工業結構高層次升級的影響還未充分實現；盧福財和金環[10]、王一晨[11]認為，發展互聯網對于推動制造業價值鏈升級、促進制造業轉型發展具有重要意義；Wang等[12]則認為，互聯網技術通過產業間溢出效應帶動不同產業同步發展。其次，隨著互聯網在金融業的廣泛應用，互聯網金融發展受到廣泛關注，其對產業結構升級的積極影響也成為互聯網發展推動產業結構優化升級的重要表現之一，許多學者對此進行了深入研究。如彭繼增等[13]認為，短期內，互聯網金融會抑制產業結構升級，而從長期看，互聯網金融對產業結構升級具有顯著促進作用；殷小麗[14]從生產和消費兩個角度分析互聯網金融對產業結構升級的作用，認為互聯網金融的發展通過降低融資成本、擴大消費者選擇范圍等方式促進產業結構升級；彭繼增等[15]運用動態面板SYS-GMM估計法分析互聯網金融與產業結構優化之間的關系，發現互聯網金融規模對產業結構合理化具有促進作用，而互聯網金融結構則顯著促進產業結構高級化。此外，還有部分學者分析互聯網與產業融合發展以及互聯網對某一具體產業優化的推動作用。如熊磊和胡石其[16]基于產業鏈重構視角，認為制造業與互聯網融合發展有助于培育新業態和創新服務模式，促進制造業產業鏈重構；楊勇[17]認為，互聯網對旅游產業的動態優化具有顯著推動作用。

總之，互聯網已經深入到經濟發展的各個領域，不同產業的快速發展都離不開互聯網提供的技術支持與信息服務。學者們從不同角度對互聯網在產業結構優化升級中的地位和作用進行分析，普遍肯定互聯網對產業結構優化的積極作用。但是，互聯網不僅可以影響產業結構調整，還受到產業結構影響。信息技術等高科技產業發展水平越高，在產業結構中占比越大，越有助于提高互聯網技術水平和運營服務能力，進而促進互聯網發展水平提高。同時，產業結構越合理，不同產業之間發展水平越均衡，互聯網發展所需各種軟硬件設備才能夠越完善，從而越有利于提高互聯網基礎設施建設水平。因此，互聯網與產業結構優化之間存在著相互依賴、相互影響的關系。然而，現有成果大多分析互聯網對產業結構優化的積極影響，較少關注兩者之間的相互影響關系，采用的研究方法也難以反映兩者之間相互影響關系的動態變化趨勢。

基于此，本文運用向量自回歸(VAR)模型，對中國互聯網基礎設施與產業結構優化之間的相互影響關系進行研究。首先，本文通過分析兩者之間的動態影響，從產業結構高級化和合理化兩個方面分別探討兩者之間的相互關系，揭示互聯網基礎設施與產業結構優化之間相互影響的路徑和作用機理；其次，通過研究中國互聯網基礎設施與產業結構優化之間的關系，分析兩者之間的相互影響程度并據此提出相應對策建議，以期為提高中國互聯網基礎設施建設水平、促進產業結構優化提供有效建議；最后，運用向量自回歸模型進行研究，彌補了現有研究方法無法揭示互聯網基礎設施與產業結構優化之間相互影響關系的不足。

2 互聯網基礎設施與產業結構優化互動關系機理

互聯網作為當今世界最主要的信息交流與傳播平臺，在經濟社會發展過程中的基礎性作用日益突出，已經成為信息基礎設施的重要組成部分?；ヂ摼W的運用不僅能夠提高經濟總量增長速度，還可以通過提高勞動生產率、轉變經營模式、調整要素稟賦結構等途徑影響生產要素在不同產業部門之間配置，進而對產業結構調整與優化產生作用。首先，互聯網基礎設施的推廣大大降低了農業、制造業等傳統行業信息搜尋與獲取成本。5G網絡、工業互聯網等新型互聯網基礎設施的運用，加快了數據等信息傳播速度，擴大了信息存儲容量，提高了市場主體間信息共享能力，使得生產經營者可以更加及時有效地掌握市場信息，優化資源投入結構，提高生產經營效率。同時，也有助于實現生產智能化，提高單位資本與勞動力產出水平。因此，互聯網的應用會降低傳統產業的資本和勞動力投入比重，加快生產要素向新興產業流動。其次，在互聯網廣泛應用背景下，企業為了給客戶提供高效優質服務，增強自身市場競爭力，會改變原有經營模式。5G網絡等新基建的廣泛應用催生出“互聯網+”等新模式，由此產生諸如智慧交通、智慧醫療、智慧金融、智慧旅游等新型產業，從而帶動整個產業體系變化與調整，有助于產業結構更新升級。此外，企業也在充分利用互聯網平臺進行產品宣傳和營銷，從而促進新媒體等新興信息媒介發展，與新媒體相關的傳媒產業得到迅速發展，在改變原有產業發展模式的同時，也促進產業結構調整優化。最后，互聯網基礎設施的應用，改變了傳統要素稟賦結構，使得信息成為重要生產要素，增加了生產企業對信息要素的需求。這種需求一方面通過對信息交流和傳輸效率提出更高要求，促進信息技術、軟件、科技服務等高新技術產業快速發展；另一方面則催生出在線咨詢、電子商務等新產業、新業態。因要素稟賦結構變化而發展起來的新興產業，也會改變國民經濟各產業之間比例關系，促進產業結構不斷優化發展。

產業結構優化升級會刺激對互聯網的使用需求，促進互聯網基礎設施建設水平提高。一方面，產業結構優化升級主要表現為以高新技術產業和現代服務業為代表的新興產業快速發展。在信息化時代背景下，高新技術產業的發展離不開網絡信息等資源支撐，因而產生對互聯網基礎設施的需求。同時，在競爭激烈的市場環境中，現代服務企業追求為客戶提供高效快捷的服務，同樣需要以高水平互聯網運營平臺為基礎。5G網絡等新基建的運用將大大提高服務效率和便捷程度，其所具備的高速率、大容量、低時延等特點，是服務業企業提供精準便捷服務的重要技術保障，能夠滿足現代服務業發展需要。因此，在加快產業優化升級的背景下，新型產業為了實現高質量發展，也會增加對5G網絡、數據中心等新型基礎設施的需求，從而推動中國互聯網基礎設施建設。另一方面，產業結構優化升級還體現在傳統產業發展質量提升上。提高傳統產業發展質量，需要改變以往經營模式，以市場為導向，以技術進步為依托，走產業創新發展之路，而這同樣離不開互聯網平臺支撐?；ヂ摼W平臺通過及時有效的信息傳遞，讓企業更加快速地掌握市場信息，優化生產要素配置。工業互聯網就是制造業轉型升級的產物，其通過將工業生產活動的所有參與者連接起來，延長工業生產鏈條，進一步深化產業分工，以降低各產業生產成本、提高生產效率，從而帶動傳統產業提質增效。5G網絡、工業互聯網等新型基礎設施具有大數據存儲功能，可以為企業生產經營提供大量市場信息，很大程度上滿足傳統企業提高經濟效益的需要。也就是說，互聯網技術還可以通過信息共享等方式，加快新技術傳播，促進傳統產業技術進步和升級，提高傳統產業創新能力和發展質量。因此，傳統產業轉型升級同樣會增加對互聯網基礎設施的需求。

總而言之，互聯網為產業結構優化升級提供了基本的技術條件和物質保證。5G網絡等新型基礎設施的應用，不僅帶動新型產業發展，培育出新業態，還能夠為傳統產業高質量發展提供技術保障。因此，互聯網基礎設施既促進產業結構向高級化邁進，又推動產業結構合理化發展。產業結構優化升級對互聯網基礎設施建設也提出較高要求，通過增加對能夠高效快捷提供大量信息的新型互聯網需求，反過來進一步推動互聯網基礎設施建設與發展。也就是說，5G網絡等互聯網基礎設施為實現產業結構調整和升級創造物質條件和技術基礎，引領信息化時代產業變革與發展，同時也會受到產業結構優化升級的驅動。因此，兩者之間存在著相互影響的長期動態關系。

3 變量選取與模型建立

3.1 變量選擇

互聯網基礎設施是指互聯網平臺運行所需的基本硬件設施。本文參考相關研究成果[9,18-19]，選取互聯網寬帶接入端口數表示互聯網基礎設施水平，用符號DK表示。產業結構優化表現為產業結構高級化和合理化兩個方面。其中，產業結構高級化反映的是產業結構由低級向高級發展的過程。隨著國民生產總值不斷提高，產業結構高級化總體表現為以第一產業為重心向以第二產業為重心、進而向以第三產業為重心演化[20]。參考干春暉等[20]、李春生[21]的研究成果，本文選取第三產業產值與第一、二產業產值總和之比，衡量產業結構高級化水平，用符號GJ表示。產業結構合理化則是指不同產業之間協調發展的動態過程，同時也在一定程度上反映產業結構內部偏離程度。參考李春生[21]的做法，本文引入表征收入差距的泰爾指數，衡量產業結構合理化水平，用符號HL表示，具體計算公式為：

(1)

其中，Y、L分別表示產值和就業人數，i、n分別代表第i類產業和產業部門數。該指數值越小，說明產業結構合理化程度越高。

3.2 回歸模型建立

本文運用向量自回歸(VAR)模型分析中國互聯網基礎設施與產業結構優化之間的關系。VAR模型通常用于預測相關時間序列系統和隨機擾動對變量系統的動態影響，其將系統內全部當期變量對所有變量的若干期滯后變量進行回歸，最突出特點是不以嚴格的經濟理論為依據，而是根據時間序列的統計特性，估計內生變量之間的動態關系[21]。因此，該模型在預測具有相互聯系的時間序列系統、分析隨機擾動對變量系統的動態沖擊、解釋各種沖擊對相關變量的影響等方面具有較高的實用價值。

互聯網基礎設施與產業結構優化之間的相互影響往往需要經過若干年累積之后，才會逐漸顯現出來，具有一定滯后性。因此，本文運用VAR模型對中國互聯網基礎設施與產業結構優化之間的關系進行實證分析。在該模型中，互聯網基礎設施指標Xt、產業結構優化指標Yt是由Xt、Yt的當期值及過去值共同決定的，用公式表示如下：

(2)

(3)

其中，α10、α20是常數項，α11、α21、β1i、β2i、γ1i和γ2i是待估計系數矩陣，p是滯后階數，n是樣本個數，ε1t、ε2t為隨機擾動向量。本文假設ε1t和ε2t為白噪聲序列且二者不相關，方程(2)、(3)組成一個兩變量的p階VAR模型。在該模型中，Xt受到Yt的當期值和過去值影響，而Yt同樣受到Xt的當期值和過去值影響。

對于VAR模型而言，系統動態特征即每個內生變量變動對自身及其它所有內生變量產生的影響，這也是本文重點研究內容。為反映中國互聯網基礎設施與產業結構優化之間的動態關系，本文在VAR模型基礎上，運用脈沖響應函數進行分析。脈沖響應函數分析方法可以用于描述一個內生變量對于由誤差項帶來沖擊的反應，即在隨機誤差項上施加一個標準差大小的沖擊后，對內生變量當期值和未來值產生影響的程度[22]。此外，本文運用方差分解，分析每個變量在整體系統動態變化過程中的貢獻度，描述外部沖擊在互聯網基礎設施與產業結構高級化、合理化之間的相互貢獻程度。

4 實證研究

2003年，SARS疫情爆發使中國互聯網應用領域逆勢發展。國內許多互聯網平臺都誕生于這一年，因此2003年也被稱為中國互聯網發展轉折之年?；诖?，本文以2003—2018年中國互聯網寬帶接入端口數、產業結構高級化和產業結構合理化3個變量數值為樣本進行研究，所有數據均來自歷年《中國統計年鑒》。同時，為了降低數據中可能出現的異方差性，對序列DK、GJ和HL取自然對數得到新的序列變量lnDK、lnGJ和lnHL。

4.1 平穩性檢驗

建立VAR模型前，為避免模型出現偽回歸問題，本文首先采用最常用的單位根檢驗方法——ADF檢驗法對各變量進行平穩性檢驗，為模型建立奠定基礎。檢驗結果見表1。

表1 變量單位根ADF檢驗結果

本文首先對原始數據進行ADF檢驗。經計算，t統計量分別大于各自顯著性水平為1%、5%、10%的臨界值。因此，不能拒絕原假設，原序列都存在單位根，即3個變量都是非平穩的，有必要再對一階差分序列進行ADF檢驗。計算后發現，變量lnDK和lnGJ的t統計量分別小于各自顯著性水平為5%的臨界值，而變量lnHL的統計量仍然大于其顯著性水平為5%的臨界值。經過二階差分后，所有變量都變得平穩，表明可以拒絕原假設，認為二階差分序列均不存在單位根，滿足協整檢驗的前提條件。

4.2 協整檢驗

時間序列lnDK、lnGJ和lnHL雖然本身是非平穩的，但其線性組合卻有可能是平穩序列，因而可以通過協整檢驗考察變量之間是否存在穩定的長期均衡關系。本文采用Johansen檢驗方法檢驗lnDK、lnGJ、lnHL之間的協整關系，結果如表2所示。在原假設為沒有協整關系的條件下(None)，跡統計量值為48.166 4，大于臨界值29.797 1，且P值為0.000 2，因而可以拒絕原假設，認為變量之間至少存在一個協整關系。在原假設為最多有一個協整關系的條件下(At most 1)，跡統計量值為21.318 9，大于臨界值15.494 7，且P值為0.005 9，因而也可以拒絕原假設，認為變量之間至少存在兩個協整關系。在原假設為最多有兩個協整關系的條件下(At most 2)，跡統計量值為5.253 0，大于臨界值3.841 5，且P值為0.021 9，因而也可以拒絕原假設，認為變量之間至少存在3個協整關系。綜上所述，本文認為變量之間存在3個長期穩定的均衡關系。

表2 Johansen協整檢驗結果

4.3 向量自回歸模型(VAR)構建與穩定性檢驗

建立VAR模型前，本文需要先確定模型的最優滯后期。VAR模型對滯后階數的選擇有多種判斷準則，本文采用AIC、SC等最小準則方法確定模型的滯后期，結果如表3所示。

表3 向量自回歸模型滯后期確定標準

由表3可知，根據5種準則的選擇結果，本文建立的VAR模型滯后階數應為3。通過建立VAR(3)模型，本文得到關于lnDK、lnGJ、lnHL三者之間的估計式。

(4)

估計完VAR(3)模型后，本文采用AR根圖檢驗模型的穩定性。由圖1可知，所有方程根的倒數都位于單位圓內，說明VAR(3)模型整體上具有穩定性。

圖1 VAR模型單位根檢驗

VAR(3)模型回歸系數估計結果顯示，lnDKt-1、lnDKt-2對lnGJt、lnHLt的影響系數均為負，說明互聯網基礎設施對我國產業結構優化具有負面影響。當前階段，我國互聯網基礎設施建設規模雖然不斷擴大，但其應用范圍還需要進一步拓展。一方面，“互聯網+”模式還處于初級發展階段，互聯網與眾多產業特別是服務業發展融合程度還比較低。同時，部分服務行業互聯網普及率較低，影響服務水平提高，不利于其產值增長，該問題在我國農村地區尤為突出，因此不利于產業結構高級化的實現[8]。另一方面，互聯網對我國傳統行業的改造升級還較為緩慢[9,23]，尚未充分實現生產制造的信息化與智能化，對于農業、工業等部門生產效率提升的積極作用還沒有充分體現，制約了產業結構合理化水平提高。系數估計結果還顯示，產業結構高級化和合理化對互聯網基礎設施的影響系數也為負，表明我國產業結構優化與互聯網基礎設施之間負相關。互聯網基礎設施建設更多是由第一、二產業發展推動，第三產業發展對互聯網的引致需求還未充分顯現。

4.4 格蘭杰因果檢驗

變量之間存在協整關系，只能說明變量之間存在長期均衡關系，但是三者之間是否存在反饋關系還需要進一步檢驗。格蘭杰因果檢驗能說明變量之間的相互影響關系，本文對中國互聯網寬帶接入端口數、產業結構高級化和產業結構合理化3個變量之間的因果關系進行格蘭杰檢驗，結果如表4所示。

表4 Granger因果關系檢驗結果

根據格蘭杰因果檢驗結果，在5%的顯著性水平下，lnGJ與lnHL互為因果關系；lnDK構成lnGJ的原因，但是lnGJ不構成lnDK的原因；lnHL構成lnDK的原因，但是lnDK不構成lnHL的原因?？傮w看，我國產業結構高級化與合理化之間構成雙向格蘭杰因果關系。產業結構高級化為其合理化發展提供必要前提，而合理化又是高級化發展的重要保障。產業結構只有隨著要素稟賦結構變化不斷向高級化方向發展，才會形成不同產業同步發展的局面。產業結構合理化發展能夠實現資源在不同產業之間優化配置，有利于促進產業結構優化升級?；ヂ摼W基礎設施的普及對我國產業結構高級化水平具有顯著影響，表明互聯網基礎設施建設在很大程度上決定我國產業結構發展方向，對高新技術產業和現代服務業等新興產業發展具有重要作用，是新興產業發展的重要物質基礎和設施保障。然而，我國產業結構高級化并不是互聯網基礎設施變化的原因，說明我國新興產業發展并沒有充分帶動互聯網基礎設施建設，反映其對互聯網的需求還不顯著。同時，我國互聯網基礎設施發展也受到產業結構合理化水平的影響，但是其反過來對產業結構合理化的影響并不顯著。該結果表明，不同產業之間發展均衡程度會對我國互聯網基礎設施供給產生影響。然而，互聯網基礎設施并未對我國產業結構合理化產生顯著影響，一定程度上反映出互聯網基礎設施與不同產業之間的融合程度存在差異，沒有起到促進產業結構合理化發展的作用。

4.5 脈沖響應函數

脈沖響應函數主要用于衡量來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量當前和未來取值的影響，描述的是內生變量對誤差沖擊的反應。本文采用脈沖響應函數對建立的VAR(3)模型進行脈沖響應分析，結果如圖2所示。其中，橫軸表示滯后階數，縱軸表示響應程度，線條為單位脈沖沖擊的脈沖響應函數時間路徑。

圖2 脈沖響應函數

圖2反映了存在格蘭杰因果關系變量之間的動態影響。首先，互聯網接入端口數量受自身沖擊的影響并不穩定，但是隨著時間推移逐漸減弱；產業結構合理化的沖擊對互聯網接入端口數量的負向效應不斷減弱?；ヂ摼W接入端口數量受自身沖擊的影響在第3期達到最低點，之后雖然有所上升，但是在第6期后基本處于下降趨勢。而其受到產業結構合理化的負向沖擊在第3期后也在逐漸收窄，表明隨著產業結構逐漸趨于合理，互聯網普及程度也在逐步提高。其次，產業結構高級化水平受自身沖擊的影響不斷減弱，受產業結構合理化水平和互聯網接入端口數量沖擊的影響不斷增強。產業結構高級化水平受自身沖擊的影響雖然在第3期有所提高，但是隨后不斷下降，到第5期后轉為負向效應。產業結構合理化的沖擊對產業結構高級化水平的影響在第3期后不斷增強，到第7期后轉為正向效應。表明保持不同產業之間合理比例，對于提升產業發展水平具有重要影響。同時，互聯網接入端口數量的沖擊對產業結構高級化的影響也在不斷增強，說明互聯網的建設與普及可以推動信息產業等高新技術產業發展，促進產業結構不斷升級。最后，產業結構合理化水平受自身沖擊的影響也在不斷減弱，受產業結構高級化沖擊的影響呈現先升后降趨勢。產業結構高級化的沖擊對產業結構合理化水平的正向效應在第5期達到最大后，逐步降低。由此可見，產業結構升級雖然可以在短時間內促進產業結構不斷趨于合理，但是隨著時間推移，其促進作用也在減弱，因此需要推動產業結構進一步向高級化方向發展。

4.6 方差分解

脈沖響應函數能夠描述一個變量的沖擊因素對另一個變量的動態影響路徑，而方差分解可分析一個時間序列變量的波動有多少來源于自身沖擊，另有多少來源于VAR模型中其它擾動因素的沖擊。變量方差分解結果如表5～7所示。

從表5可以看出，互聯網接入端口數受自身變化影響雖然有所下降，但其變化仍然主要受自身影響；產業結構合理化對互聯網接入端口數的影響相對較弱。從表6可以看出，產業結構高級化水平受自身影響逐步減弱，受合理化水平影響的程度不斷提高；互聯網接入端口數量對產業結構高級化的影響還較小。從表7可以看出，隨著時間推移，我國產業結構合理化水平主要受其高級化水平影響。

表5 變量方差分解結果(互聯網接入端口數)

表6 變量方差分解(產業結構高級化)

表7 變量方差分解(產業結構合理化)

綜上，我國互聯網基礎設施與產業結構優化之間的相互影響還較弱，需要進一步加強兩者之間的相互關系；產業結構高級化與合理化之間的相互作用相對較強，說明兩者之間具有顯著的相互促進關系。

5 結論與建議

本文以2003—2018年中國互聯網寬帶接入端口數、產業結構高級化和產業結構合理化數據為樣本，通過建立向量自回歸(VAR)模型，研究中國互聯網基礎設施與產業結構優化之間的動態影響關系。根據實證分析結果，得出如下結論：

(1)產業結構合理化水平顯著影響互聯網基礎設施建設規模，但影響程度相對較低。產業結構越合理，不同產業發展越均衡，越有助于我國產業發展整體水平提高。產業發展水平提高則會增加對互聯網基礎設施的需求，有助于推動我國互聯網基礎設施建設。相較于互聯網基礎設施本身，我國產業結構合理化水平對互聯網基礎設施建設的影響較小。一方面，我國產業結構合理化還處于較低水平，不同產業發展還不均衡，未能充分推動我國互聯網基礎設施建設。另一方面，我國產業發展信息化程度還需要進一步提高。許多行業特別是傳統產業，產能過剩問題較為突出，不利于工業互聯網等新技術引進和吸收，導致發展方式較為粗放。同時，我國新型服務業還處于勞動密集型發展階段，信息化發展程度相對較低，難以帶動互聯網基礎設施進一步普及。因此，我國產業發展還沒有實現與互聯網發展的高度融合，導致產業發展對互聯網基礎設施的引致需求不足，因而難以對我國互聯網基礎設施建設規模產生較大影響。

(2)互聯網基礎設施建設規模對產業結構高級化水平具有一定影響但相對偏弱?；ヂ摼W基礎設施的普及可以提高社會生產力水平，同時也會促進新興產業興起，推動產業結構向高級化方向發展。近年來，伴隨互聯網的普及，與互聯網相關的新興產業在我國不斷涌現并且快速發展。但是，互聯網對產業結構高級化的影響還未充分顯現。一方面，我國信息通訊技術發展還不成熟。我國5G網絡、工業互聯網等新型基礎設施建設還處于起步階段，建設規模相對較小，技術水平相對較低，覆蓋范圍也有待進一步擴大。因此，互聯網基礎設施服務企業生產經營活動的水平還比較低，不利于產業生產能力提高，還不足以促進我國產業高端化發展。另一方面，我國不同地區互聯網建設水平差異較大，特別是廣大農村地區，互聯網覆蓋范圍較小，抑制了互聯網對農村地區產業結構高級化影響程度的提高。同時，農村地區互聯網建設滯后，不利于現代農業發展，也無法為其它產業發展提供高效服務，制約了其它產業高質量發展。此外，我國互聯網與制造業發展的融合程度偏低，未能有效提高制造企業生產效率，導致生產要素難以從制造業流向新興產業，也會降低互聯網對產業結構高級化的影響程度。

(3)產業結構高級化與合理化之間相互影響，前者對后者的影響程度高于后者對前者的影響程度。隨著經濟快速發展以及互聯網等高新技術水平不斷提高，我國產業結構正向高級化方向發展，逐步形成三次產業同步協調發展局面，推動產業結構合理化發展。然而，我國產業結構合理化對其高級化的促進作用相對不足。主要原因在于，傳統產業發展質量還比較低，要素利用水平不高，發展方式還比較粗放，不能為新興產業發展提供有效支撐，從而制約產業結構高級化水平提高。

根據分析結果與上述結論，本文提出如下建議：

首先，推動我國產業信息化發展進程，提高產業發展對互聯網基礎設施建設的引領作用。未來較長時間內，我國要在促進三次產業協調發展的同時，進一步支持產業信息化發展，同步擴大5G網絡、大數據中心等新型互聯網基礎設施在不同產業中的應用，鼓勵不同企業運用互聯網平臺擴大市場范圍，提高產業利潤水平。同時，還應繼續鼓勵電子商務等新興產業發展，增加產業發展對互聯網基礎設施的需求。加強互聯網企業與實體企業之間的信息協調機制建設，提高互聯網企業服務實體經濟發展的能力，做大做強互聯網企業，以實體經濟發展帶動互聯網產業快速發展，推動互聯網基礎設施建設。此外，還要推動傳統企業轉變生產經營模式，加大對互聯網平臺的應用，在提高企業利潤的同時，促進我國互聯網基礎設施建設。

其次，擴大互聯網基礎設施覆蓋范圍，提高互聯網對我國產業發展的服務能力。今后，我國不僅要擴大互聯網行業覆蓋范圍，還要進一步擴大其在地域上的覆蓋范圍，重點加強農村地區互聯網基礎設施建設。在發展現代農業過程中，農村地區應大力推進互聯網在農業生產經營中的應用，從而能夠及時準確把握農產品市場信息，擴展農產品市場范圍，促進農業信息化發展。同時，擴大互聯網在農村制造業和服務業中的應用范圍，轉變農村產業發展模式，提高產業發展效益。此外，繼續加強工業互聯網等基礎設施建設，培養大批工業互聯網專業人才。加快5G網絡等新型基礎設施建設，加強新型互聯網基礎設施的技術研發，提高信息傳輸效率，擴大覆蓋范圍，推動互聯網與制造業深度融合發展，提高制造業要素使用效率，減少傳統制造業要素投入，間接為要素向新興產業流動提供技術支持。

最后，以信息技術帶動傳統產業轉型升級，促進我國產業結構向高級化方向發展。一方面，我國要加大5G網絡、工業互聯網等新型信息技術研發和專業人才培養力度，促進信息技術水平不斷提高。另一方面，加快信息技術研發與企業生產經營的有機結合，促進傳統產業生產經營方式向信息化、高端化方向轉變，提高信息技術對傳統產業高質量發展的支撐作用。提高傳統產業發展質量，促進生產要素在不同行業優化配置，推動我國產業結構不斷向高級化方向發展。