后疫情时代下数字经济带动经济发展的实证分析

贾 晖 郭亚楠 初 浩 叶乾霖

1（中国信息通信研究院产业与规划研究所，北京 100191） 2（吉林大学管理学院，长春 130022）3（中国电子信息产业发展研究院信息化与软件产业研究所，北京 100044）

引 言

当前，新一代信息技术迅猛发展，信息技术与科技发展带来的产业变革正影响着全球。人类社会也随之从农业革命、工业革命，迈入信息革命。数据作为新生产要素，在社会经济发展中也扮演着重要的角色。数据价值的充分利用，数字技术与实体经济融合发展，推动数字产业化、产业数字化转型升级，也促进了经济社会发展的跃升。然而，2019年底突如其来的一次全球性的重大突发公共卫生事件——新冠肺炎疫情，对我国乃至全球经济都带来了前所未有的严重冲击。据世界卫生组织（WHO）数据显示，截至2020年7月26日，全球共累计确诊1617万例，累计死亡64万例。我国累计确诊病例8.6万例，累计死亡4659人[1]。为阻止疫情蔓延，世界各国均采取不同程度的人员隔离、流动控制和防控措施。这些防控措施能够有效遏制病毒蔓延扩散，但同时也为人们正常生产生活、经济发展和劳动市场带来巨大影响。美国劳工部数据显示，仅2020年7月12日至18日的1周内，美国首次申请失业救济人数就达141.6万人[2]。据我国统计局数据显示，2020年第1季度，国内生产总值同比下降6.8%，全国工业产能利用率仅67.3%，人均可支配收入下降3.9%[3]。但同时，电子商务、在线教育、无人配送、线上办公、远程医疗、网络消费、智能制造等新兴数字产业却展现出巨大的增长潜力和市场机遇。后疫情时代数字经济如何促进我国经济发展，又将带来怎样的影响与变革，成为当下讨论的重要话题。

1 文献回顾

对数字经济的研究，最早可追溯至上世纪90年代。1995年，美国经济学家唐·塔普斯科特在《数字经济》中首先做了诠释，认为数字经济是在人类智慧网络化的基础上进行的新经济模式。随着个人电脑和互联网技术的广泛普及和商用，美国最早开始对数字经济进行布局，从大数据、人工智能等方面推动数字经济发展。随后，世界主要国家的政府和学者，对信息技术带来的经济发展愈加重视，相继发布了大量与数字经济相关的政府报告、学术研究和相关政策。2009年，英国出台了 《数字英国》计划，致力于打造数字化国家，推动信息技术促进经济发展成为可能。日本先后出台 《e-Japan战略》、 《U-Japan》、 《智能日本ICT战略》等，希望发挥人工智能优势，打造信息化、网络化、智能化社会。德国实施 “工业4.0”，升级工业科技技术水平，推动企业数字化转型。俄罗斯实施数字经济规划，发挥数字经济新动能，提高工业生产效率。2009年，Choi等通过跟踪207个国家1991～2000年间的经济发展情况，发现网络对经济有推动增长的正向作用[4]。2016年，Hodrab等通过研究阿拉伯国家经济发展数据，证实了互联网对经济提升有显著作用[5]。G20发布的 《二十国集团数字经济发展与合作倡议》，进一步对数字经济加以界定，明确提出以使用数字化的知识和信息作为关键生产要素、以现代信息网络作为重要载体、以信息通信技术的有效使用作为效率提升和经济结构优化的重要推动力的一系列经济活动。

我国十分重视数字经济发展，伴随着政府和学者的关注，相继出台多项政策和报告推动数字经济高质量发展。2001年，杨占生等在论述信息技术对经济产生影响时提出，从工业革命的经济学向信息革命的经济学转化即将成为现实[6]。2013年，《国务院关于促进信息消费扩大内需的若干意见》出台，从增强信息产品、培育信息消费需求等方面支持信息领域新业态发展。2015年，发布 《国务院关于积极推进 “互联网＋”行动的指导意见》，从多领域推动互联网创新成果和经济社会融合发展。2016年，出台 《国家信息化发展战略纲要》，把加快建设数字中国、大力发展信息经济作为国家信息化工作的重中之重，将 “培育信息经济，促进转型发展”纳入重点任务，标志着将信息经济、数字经济上升至国家战略的高度。同年，《“十三五”国家信息化规划》把构筑融合创新的信息经济体系作为 “十三五”期间信息化发展的重大任务，加快新旧动能转换。2019年，中共中央办公厅、国务院办公厅出台 《数字乡村发展战略纲要》，将发展农村数字经济作为重点任务，加快推动 “三农”数字化发展，为乡村振兴赋能。中国信息通信研究院在 《中国数字经济发展白皮书（2020年）》中，提出数字经济“四化”框架，“四化”框架就是数字产业化和产业数字化重塑生产力、数字化治理引领生产关系深刻变革、数据价值化重构生产要素体系，处理好四者关系就能够推动数字经济快速发展。

2 新冠肺炎疫情对数字经济发展的影响

2.1 数字经济发展基本面分析

近几年，我国大力推动数字经济发展，成立了数字经济发展试验区，引领数字经济稳步推进，助力经济高质量发展。2019年，我国数字经济增长规模扩大至35.8万亿元，占GDP比重36.2%，同时，数字经济对GDP增长的贡献率达67.7%，逐步成为国民经济中增长的重要力量。北京、上海的数字经济已成为本地区经济发展中的核心力量，数字经济占GDP比重超过50%；广东、浙江、江苏等数字经济占GDP比重达40%以上。同时，全国产业结构持续优化升级，数字产业化稳步提升，产业数字化带动产出增长的地位更加突出。2019年，我国数字产业化增加值规模达7.1万亿元，产业数字化增加值规模达28.8万亿元。其中，广东、浙江、江苏产业数字化增长值规模均超过2万亿元，为数字经济发展提供持久动能。软件和信息技术服务也呈现出向好增长态势，全国软件和信息技术服务业年收入达500万元以上的企业超过4万家，软件业务累计达到7.2万亿元收入，信息技术服务实现4.3万亿元收入[7]。由此可见，我国信息技术服务正快速与产业融合，对拉动经济发展和提高产出效率贡献巨大作用。

在预算编制过程中，需考虑项目全生命周期预算，从业务到财务预算，涵盖项目开发进度、收入、回款、成本、税金、费用、投融资等业务，支持战略测算。以全面的年度预算体系，资金、资源、信息和人力等方面，实现人、财、物的高度整合。通过预算与战略衔接，实现战略规划、年度预算、滚动预算联动，及时反馈战略目标，支撑战略落地。

2.2 疫情给数字经济发展带来的机遇

疫情短期内对经济发展造成了冲击，影响了产业数字化转型进程。但从中长期发展来看，市场信心将重新回归，数字经济发展也将得到新的机遇。疫情期间，居家隔离促进了电子商务、远程医疗、在线办公等新模式新业态发展。在电子商务方面，盒马鲜生、每日优鲜等保持菜肉蛋奶等食品产品稳定供应。在远程医疗方面，疫情管控期间，平安好医生在线监控咨询累计访问量达11.1亿人次，入住微医在线问诊服务的从医人员从1月的1500人增长至4月的5.5万人，京东监控平台日均接诊10万人次，通过线上 “医＋药”模式实现在线医疗服务[8]。在线上办公方面，阿里巴巴的钉钉平台仅2020年3月，月活跃用户数达1.7亿[9]。据麦肯锡 《快进中国：新冠疫情如何加快五大经济趋势》报告显示，新冠肺炎疫情催生了新的数字经济解决方案，培育了数字经济发展环境，加快了中国消费者和企业的数字技术使用率。据调研，被访问的人中约有55%在疫情高峰期过后仍将继续通过网络进行购物、教育和办公。

(3) 高架结构与地铁车站沿纵向平行重叠设置，且高架结构以明挖地铁车站结构为基础，不再需要施工单独的桩基和承台，减少了施工工序；

3 数字经济促进社会经济发展的实证分析

3.1 变量选择及数据来源

数字经济与实体经济融合发展，关键点有两个方面，信息技术赋能和充分发挥作用是一方面，更关键的是要研究数字消费动因和影响因素，挖掘市场消费潜力，找准数字经济发展动向。服务业数字经济增加值占比逐年提升，2019年达到37.8%。电子商务、共享经济等服务业数字领域发展迅速，2019年，我国网上零售额达8.5万亿，较2018年提升2.3%[7]。本文将影响数字经济消费行为的元素归纳为城镇居民人均可支配收入、城乡收入差距、居民消费价格指数、商品价格指数、城镇失业率、老年抚养比、网民和网址数、居民消费水平8个方面，数据的时间跨度为2005～2019年，主要来源为 《中国统计年鉴》和 《中国民政统计年鉴》。具体解释说明如下：

（1）城镇居民可支配收入（CZJMSR）。居民人均可支配收入对消费开支造成很大的影响，可支配收入增长，消费开支能力也随之增长。

因子荷载矩阵计算是因子分析法的关键核心，其计算结果因计算方法的不同而存在不同差别，本文采取因子分析的方法提取因子，具体如表3所示。

（3）消费价格指数（CPI）。作为宏观经济指标，主要反映消费商品和价格服务波动情况。

1169 Relationship between blood pressure level and urinary micro-albumin and other influencing factors

（5）城镇失业率（CZSYL）。就业率和失业率影响着收入和消费能力，失业率越高，收入就越低，消费支出就越低。

KMO检验与Bartlett球形检验的目的是：判别此类指标是否适用于因子分析模型。KMO检验主要应用在多元统计的因子分析，取值在0和1之间，越贴近1，说明相关性越强，越贴近0，说明相关性越弱。可以运用KMO检验多变量间简单相关系数和偏相关系数的指标比对，其公式如下所示：

（6） 老年抚养比（LNFY）、 少年抚养比（SNFY）。这两个变量体现了社会民生保障能力，一般情况下，老年抚养比和少年抚养比越高，说明社会养老、抚养儿童的能力越强，制度越完善，对消费支出有正向带动作用。

众所周知，科学研究不能没有抽象。上述经典作家对时代划分的四种思路，就是尺度不同的四种抽象。而只要细心比较就会发现，与前三种划分思路相比，“五形态”说是最合理最适度的抽象。

（7） 网民数量（WM）、网站数量（WZ）。网民数量和网站数量作为网络消费的基数，代表了互联网普及、利用程度。一般情况下，网民和网站数量越多，说明普及范围越广，普及率越高，拉动的网络消费就越多。

（4）商品价格指数（RPI）。作为宏观经济指标，商品的价格变动影响了消费开支能力的波动，价格大幅上涨或下调，会带动消费开支随之变动调整。

（8）居民消费水平（Y）。该项指标作为模型的因变量。

3.2 因子分析

（1）数据标准化处理

由于8项数据指标因子分析所涉及的定量、定性类别较多，不在相同维度下难以在量纲或数量级别方面直接进行使用和比对，于是，需要先对数据进行标准化处理，以消除此类数量级带来的影响，处理公式如下所示：

（3）因子荷载矩阵计算

在科研护理过程中护理部门应针对课题的开展进行相应的监督、考评、进度的管理等,实现科研计划的整体性、系统性及连续性,针对科研护理过程中科研护理人员现场的反应能力进行科研指导,收集护理人员反馈的信息,针对实施过程中存在的问题进行相应的分析、探究及讨论,并提出针对性的解决对策,及时进行优化管理及改进,保证科研工作的顺利进行[5]。护理应急处理过程中一旦接到突发事件报告之后应进行统一的规划及应对,护理部门应及时发挥护理管理职能,进行统筹规划、管理及协调,启动相应的应急预案,积极与医院内其它部门保持良好的沟通、协调及合作,为成功救治及控制疾病的蔓延奠定基础。

表1 描述统计量

续 表

（2）KMO检验与Bartlett球形检验

由图2可知，铅脱除率随着CaO/Fe值的增大而整体呈下降趋势。当CaO/Fe值小于0.33左右时，铅脱除率随着CaO/Fe值的增大而减小幅度较大。当CaO/Fe值大于0.33左右时，铅脱除率随着CaO/Fe值的增大，减小幅度变小。分析认为低CaO/Fe值减少了CaO对SiO2的反应消耗，有利于Pb的造渣脱除。生产实践发现，CaO/Fe值过低会使渣流动性变差，易造成部分Fe3O4(熔点1 527 ℃)在沉淀池四周析出沉积，虽有利于熔池区挂渣保护，但会缩小熔池有效容积，同时易造成铜口烧偏，放铜带渣、喷溅等。

其中，rij表示变量Xi和变量Xj间的相关系数，pij则代表变量Xi和变量Xj间的偏相关系数。

根据Kaise等统计专家提供的检验判断标准，KMO≥0.5时，此待验证指标可以开展因子分析；KMO＜0.5时，则说明不适合因子分析，需要扩展样本量范围。本文选择标准化后的因变量ZCZJMSR、ZCX…ZWZ等进行相关性检验，结果如表2所示：

表2 KMO和Bartlett的检验

结果显示KMO的值≥0.5，验证变量间存在相关关系，可以适用于因子分析方法；Bartlett球形检验的结果，Sig.值＜0.05，表明此数据能够用于因子分析。

其中，ZXi为变量Xi的标准化形式；E（Xi）表示变量Xi的均值，Var（Xi）表示变量Xi的方差。本文对变量Y、CPI、RPI、…、SEFY进行标准化处理后，处理结果见表1。

（2）城乡收入差距（CX）。城乡间收入水平的差别，导致了消费支出能力的不平衡、不均衡。一般情况下，居民收入越低，消费倾向越高，反之亦然。

表3 公因子方差

公因子方差说明的是从变量中提取的数据信息，一般情况下，大于0.5就说明可以被表达。表3中，除了少儿抚养比，其他变量的提取值均大于0.7。

成纤维细胞生长因子21(fibroblast growth factor，FGF-21)是成纤维细胞生长因子家族的新成员，主要在肝表达，其可以调节组织细胞糖脂代谢，具有与胰岛素类似的作用，并可增加机体胰岛素的敏感性，在一定范围内改善胰岛素抵抗但不导致低血糖发生[1]。然而，目前关于FGF-21在糖尿病发病中的生理作用尚未完全阐明。本研究旨在探讨早发初诊2型糖尿病(type 2 diabetes mellitus，T2DM)患者血浆FGF-21水平及其与糖脂代谢参数的关系。现报道如下。

累计方差贡献率如表4所示，成份1的因子的方差贡献率为84.530%，成份2的方差贡献率达到9.977%，这两个因子的累积方差贡献率为94.507%，因此为了实现降维的作用，选取了2个公因子。

我们谁也不敢大声欢呼，而是蹑手蹑脚，缓缓地挪到起点——龙尾，我小心地伸出手，任任喊：“一、二、三！”我轻轻一推，只听“哗啦啦啦”，“龙”飞起来了，多米诺骨牌就像在唱歌的潮水一般，后面的骨牌不断往前推，前面的骨牌不断倒下，真是太好看了，我和任任忍不住跳了起来。

从图1因子分析碎石图可以直观看出，第1个因子和第2个因子连接线的形势落差很大，展现的趋势非常陡峭，其他因子连接的折线则展现得比较平缓，由此可见，第1个因子和第2个因子可以表示整体的方差。

依据透射式GaN光电阴极量子效率公式,分析了电子扩散长度LD对阴极光电发射性能的影响,理论上指出了渐变Al1-xGaxN缓冲层结构可以明显改善GaN外延材料生长界面的晶格质量,提升透射式GaN光电阴极的光谱响应,并用实验测试结果证实了此分析的合理性与正确性。

表4 解释的总方差

图1 因子分析碎石图

表5 旋转成分矩阵

表5是旋转成分矩阵，从表中可看出，第1列里，城镇居民人均收入（CZJMSR）系数为0.807，网民数量（WM）的系数为0.687，网站数量为0.722，具有较大载荷。于是第1个因子归结为可支配收入和电商环境；第2列里，零售商品价格指数（RPI）和居民消费价格指数（CPI）的系数分别是0.767和0.699，于是第2因子归结为价格。

通过研究分析，上述因子结果基本可表达我国数字经济中数字消费的情况。

（4）计算因子得分

在完成上述步骤后，因子得以基本确定。参照成分得分系数矩阵，可计算出与经济变量数字相对应的因子得分情况，再用原始变量替代主成分因子的线性方程表示，得到因子得分函数，如表6所示。

表6 成分得分系数矩阵

从表可得出，2个公共因子和各指标间的线性关系情况。

3.3 回归分析

回归分析法是分析变量关系相互依赖情况的统计方法。通过描述变量间的变动情况，展现两个或多个解释变量（第1主成分得分，第2主成分得分）对被解释变量的影响程度。而主成分得分是由相应的因子得分乘以相应的方差的算术平方根得出，将被解释变量（ZY），解释变量（第1主成分得分，第2主成分得分）进行回归，结果如表7所示。

表7 回归结果

因此，可以得到以下结果：

用前2个成分的系数向量组成的矩阵和主成分回归系数向量估计，得出结果矩阵：

（1）池塘养殖模式。全市池塘养殖大多数采用精养模式，鱼塘基础设施建设较完备，养殖产量较高。一般采取专养、套养等集约化养殖方式。

基于上述结果，得出自变量回归方程：

从回归结果来看，除城乡收入差距（CX）外，其余自变量均对居民消费水平呈正向促进作用。居民家庭消费指数（CPI）、商品价格指数（RPI）、城镇居民人均收入（CZJMSR）、城乡收入差距（CX）、城镇失业率（CZSYL）、网民人数（WM）、网站数量（WZ）、老年抚养率（LNFY）、少儿抚养率（SE⁃FY）等变量每提升1%，会使我国消费者消费水平分别上升 0.112%、0.09%、0.139%、0.201%、0.143%、0.122%、0.168%和 0.039%。网民数量和网站数量会对数字消费支出产生正向影响体现了数字化服务的重要性。后疫情时代，无接触服务等数字化服务开辟了服务经济新空间，服务数字化将成为我国经济发展重要的新增长点。

4 结 语

稳定持续的经济增长，不仅需要短期应急性政策的维稳，更需要释放数字红利，挖掘内生需求，培育经济长期稳定发展动力。本文通过梳理总结数字经济概念及政策，分析数字经济发展的基本态势以及新冠肺炎疫情对经济发展带来的影响，通过因子分析和回归分析模型，揭示疫情冲击后的数字经济发展机遇，实证疫情拉动我国数字经济发展。研究发现，突发性疫情对我国市场转变和政府治理能力提升带来了更高的需求，为数字经济发展带来了众多机遇，推动数字产业化和产业数字化发展，将有效对冲疫情给经济社会带来的冲击。在后疫情时代，我们要紧紧把握数字经济发展的机遇，进一步完善数字经济战略规划和政策措施，构建数字经济市场体系，优化升级人工智能、物联网、工业互联网等新型基础设施建设。持续深化数字技术在一、二、三产业以及社会领域的应用发展，不断衍生新模式、新业态、新产业，壮大经济高质量发展动能。