数字基础设施与企业技术创新*——来自地方政府政策文本的新证据

毛丰付 郑好青 王 海

提要：数字基础设施具有打破信息传播时空壁垒的特性，一定程度上影响着企业的创新发展。本文在手工整理数字基础设施政策文本数据的基础上，实证检验数字基础设施与企业技术创新间的相互关系。研究发现，数字基础设施建设显著促进了企业技术创新。控制内生性、替换核心变量度量方法和排除极端样本等检验表明，基准结论稳健。机制分析结果表明，数字基础设施可以通过减少交易成本、缓解融资约束、强化市场竞争以及降低税负压力来激励企业技术创新发展。异质性分析显示，数字基础设施建设的创新促进效果在东中部地区、城市群内部以及大城市表现更为明显。研究结论在丰富基础设施研究相关理论的同时，也为激励企业技术创新提供了政策启示。

引 言

随着新一轮科技革命和产业变革逐步展开，数字基础设施已成为全球优先投资和重点发展的领域。(1)郭凯明、潘珊、颜色：《新型基础设施投资与产业结构转型升级》，《中国工业经济》2020年第3期。2022年，国家发改委、中央网信办、工信部、国家能源局等四部门联合印发文件，要求加快建设一体化数字基础设施体系。目前，中国数字基础设施建设处于全球领先位置。(2)刘淑春：《中国数字经济高质量发展的靶向路径与政策供给》，《经济学家》2019年第6期。《2021年通信业统计公报》显示，中国互联网宽带接入端口数达到10.18亿个，移动通信基站总数达996万个，移动互联网接入流量达2216亿GB。数字基础设施有效打破了信息传播时空壁垒，降低了产品市场和资本市场的信息不对称程度，因而能对企业技术创新发展产生一定程度的影响。那么，数字基础设施对企业技术创新发展的影响究竟如何？其背后的作用机制又是什么？对于这些问题的回答直接关系到中国数字经济发展战略的科学制定和创新驱动经济增长的深入推进。

现有文献大多从信息基础设施、宽带基础设施、互联网发展等方面解析某一类数字基础设施对创新的作用，研究结果可能有失偏颇。(3)M. R. Ward, S. Zheng, “Mobile and Fixed Substitution for Telephone Service in China,” Telecommunications Policy, Vol.36, No.4, 2012, pp.301-310.黄群慧、余泳泽、张松林：《互联网发展与制造业生产率提升：内在机制与中国经验》，《中国工业经济》2019年第8期。韩宝国、朱平芳：《宽带对中国经济增长影响的实证分析》，《统计研究》2014第10期。此外，现有研究忽视了地方政府在数字基础设施发挥创新效应过程中所起的重要作用。这势必不利于全面考察数字基础设施的经济绩效，也不利于我们更加科学地探讨企业技术创新演变的内在机制。较之已有研究，本文的边际贡献主要体现在以下两个方面：一是在研究主题上，本文通过理论分析，探讨了数字基础设施是否能够促进企业技术创新，进一步明确了地方政府投资数字基础设施的经济影响，补充了基础设施相关文献的研究视角和研究体系；二是在研究数据上，采用手工搜集的数字基础设施政策文本量化各地区的数字基础设施水平，能够更加准确地反映地方政府在建设数字基础设施方面的差异特征。

一、理论机制分析

首先，数字基础设施可以凭借跨时空信息传播、数据共享、信息获取近乎零成本等先天优势和本质特征，减少产品市场的信息不对称，降低交易成本，从而推动企业技术创新水平的提升。既有研究表明，传统基础设施的改善加快了劳动力要素的流动，因而能够促进信息传播和知识溢出。(4)卞元超、吴利华、白俊红：《高铁开通是否促进了区域创新?》，《金融研究》2019年第6期。数字基础设施建设不仅可以促进劳动力要素的流动，还可以储存与传播信息，能够对企业技术创新产生更深刻的影响。具体而言，数字基础设施主要通过降低与交易成本直接相关的搜寻成本和协调成本深化企业技术创新活动。一方面，数字基础设施的大力发展加速了信息的储存、扩散与传播，降低了企业需要付出的信息搜寻成本，(5)E. Brynjolfsson, Y. Hu, M. D. Smith, “Consumer Surplus in the Digital Economy: Estimating the Value of Increased Product Variety at Online Booksellers,” Management Science, Vol.49, No.11, 2003, pp.1580-1596.使企业间的知识和信息获取变得更为便利；另一方面，数字基础设施能为企业搭建实时联系平台，使交易双方可以实现信息资源互通，(6)种照辉、高志红、覃成林：《网络基础设施建设与城市间合作创新——“宽带中国”试点及其推广的证据》，《财经研究》2022年第3期。降低签约和履约的协调成本，增加企业间合作创新的可能性。

其次，数字基础设施政策可缓解企业融资约束，为开展创新活动提供必要的资金支持。企业的创新活动充满了不确定性，需要大量的资金支撑。(7)P. H. Hsu, X. Tian, Y. Xu, “Financial Development and Innovation: Cross-Country Evidence,” Journal of Financial Economics, Vol.112, No.1, 2014, pp.116-135.但是，由于风险与信息不对称问题，融资约束成为影响企业技术创新活动的重要因素之一。传统基础设施投资可能会挤出其他投资而影响企业技术创新，(8)廖茂林、许召元、胡翠、喻崇武：《基础设施投资是否还能促进经济增长?——基于1994-2016年省际面板数据的实证检验》，《管理世界》2018第5期。但数字基础设施反而会缓解企业融资约束。这是因为，数字基础设施提高了信息传播效率，为投资者获得企业资信水平、履约记录、市场评价等投融资决策信息提供便利。因此，数字基础设施可通过减少资本市场的信息不对称缓解企业融资约束，进而促进企业技术创新。(9)I. Love, “Financial Development and Financing Constraints: International Evidence from the Structural Investment Model,” The Review of Financial Studies, Vol.16, No.3, 2003, pp.765-791.同时，为加快建设数字基础设施，地方政府对数字经济中的关键技术和产品加大了资金扶持力度，以创造更有利于企业技术创新的融资环境。例如，《上海市推进“互联网+”行动实施意见》《广东省人民政府关于印发广东省信息化发展规划纲要(2013-2020年)的通知》等文件均强调了对数字经济产业发展的融资支持。此外，大量数字基础设施政策的颁布也会改善投资者对相关行业的前景预期，缓解企业融资约束。

再次，数字基础设施政策有助于强化市场竞争环境，提高企业的创新投资意愿和积极性。一方面，传统基础设施在扩大企业市场机会方面的作用已被文献证实，(10)蔡晓慧、茹玉骢：《地方政府基础设施投资会抑制企业技术创新吗?——基于中国制造业企业数据的经验研究》，《管理世界》2016年第11期。数字基础设施可能会进一步打破因时空距离和信息不对称所造成的障碍，扩大交易主体的选择范围。另一方面，数字基础设施还会增加新企业进入的可能性。(11)D. Mccoy, S. Lyons, E. Morgenroth, D. Palcic, L. Allen, “The Impact of Broadband and Other Infrastructure on the Location of New Business Establishments,” Journal of Regional Science, Vol.58, No.3, 2018, pp.509-534.从现实来看，受到政策补贴和税收优惠等影响，已有大量新企业进入数字经济产业。在市场竞争较为激烈的情况下，企业有动力通过研发创新获得更大的竞争优势。(12)王海、尹俊雅：《地方产业政策与行业创新发展——来自新能源汽车产业政策文本的经验证据》，《财经研究》2021年第5期。由此，我们可以推断数字基础设施会通过强化市场竞争激励企业技术创新。

最后，就政策效应而言，数字基础设施政策可能会通过降低企业税负压力激励创新。从中国的现实情况来看，税收优惠已经成为政府进行激励产业创新的重要手段。(13)冯海波、刘胜：《所得课税、风险分担异质性与创新》，《中国工业经济》2017年第8期。企业税负压力降低带给企业技术创新的优势具体体现在：第一，降低企业税负压力将有利于增加企业经营利润，提高创新投资意愿；(14)林志帆、刘诗源：《税收负担与企业研发创新——来自世界银行中国企业调查数据的经验证据》，《财政研究》2017年第2期。第二，降低企业税负压力可能会减少企业纳税现金支付，进而改善企业的内源融资，提高研发投入强度；第三，针对创新的税收优惠政策则提供了一种风险分担机制，提高了企业对研发创新失败的承受程度，企业的决策者会更有动力进行研发和创新。

上述分析表明，数字基础设施作为一种新型基建工程，对企业技术创新的影响与传统基础设施有所不同。它能够打破信息传播和获取的时空壁垒和减少产品市场和资本市场的信息不对称程度，是影响企业交易、融资和竞争等行为的重要力量。对此，本文提出以下待检验的研究假说：数字基础设施可以促进企业技术创新，这种促进作用可能是通过减少交易成本、缓解融资约束、强化市场竞争以及降低税负压力等途径实现的。

二、模型设定与数据说明

(一)模型设定

为检验数字基础设施对企业技术创新的影响，根据理论机制分析，设定如下基准计量模型：

lnumpatentit=α1+α2×policyit+α3×Xit+μi+λt+εit

(1)

其中，i代表城市，t代表年份。被解释变量(lnumpatent)为企业专利数的对数。policy为核心解释变量，包括数字基础设施政策数量(npolicy)和政策数量占比(rnpolicy)。X为控制变量，μi表示城市固定效应，λt表示时间固定效应，εit随机误差项。

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(二)变量选取及说明

本文选取2012-2018年286个地级及以上城市的面板数据进行实证分析。选择2012年作为研究起点的原因是：从这一年开始，中国数字经济发展迈入全新的“互联网+”阶段，地方政府出台的数字基础设施政策也开始呈现快速上升态势。数字基础设施的投资重点主要是在大数据中心、云计算中心、物联网平台等领域。因此，相对传统企业而言，数字基础设施与数字经济企业间的技术创新关联更为紧密。基于此，本文选取数字经济企业作为研究样本。此外，为了保持数据的完整性和一致性，本文在城市样本选择中剔除了在地级市层面上发生行政区划调整的城市和数据连续性较差的城市。在不做特殊说明的情况下，相关数据主要来源于《中国城市统计年鉴》和国泰安数据库。

1.企业技术创新(lnumpatent)。我们用数字经济企业专利数度量各地区企业技术创新水平。首先参考毛丰付和张帆的处理方法，(15)毛丰付、张帆：《中国地区数字经济的演变：1994～2018》，《数量经济技术经济研究》2021年第7期。依据《浙江省数字经济核心产业统计分类目录》《数字经济及其核心产业统计分类(2021)》等政策文件，确定数字经济的基本范围并通过全国工商企业注册数据筛选出数字经济企业。然后，将数字经济企业的专利申请数据汇总到城市层面，由此得到各地区数字经济企业专利数。在实证过程中，参照已有研究的做法，(16)顾夏铭、陈勇民、潘士远：《经济政策不确定性与创新——基于我国上市公司的实证分析》，《经济研究》2018年第2期。王海、尹俊雅：《地方产业政策与行业创新发展——来自新能源汽车产业政策文本的经验证据》，《财经研究》2021年第5期。我们对地区当年数字经济企业专利数加1再取对数，并对该变量进行1%的缩尾处理。

2.数字基础设施政策(policy)。数字基础设施政策的相关数据主要来自各省、直辖市、自治区人民政府网。具体来说，先利用“数字基础设施”“数字”“基础设施”“互联网”“宽带”等关键词在各人民政府网上收集有关政策文本，再人工判断剔除明显不涉及数字基础设施的政策文本。截至2021年10月底，共得到1414个政策文本。进一步地，为了突出各地区相对于全国层面政策数量的差异，我们计算了地区政策数量占全国政策总数量的比例(rnpolicy)。

如图1所示，2012-2018年数字基础设施政策呈总体上升趋势。从政策总量上来看，2018年全国31个省份出台的数字基础设施政策数量是2012年的2.16倍，这体现出地方政府试图通过发动各方力量加快建设数字基础设施的决心。尽管地方政府对数字基础设施建设日益重视，但区域异质性仍然明显。就东中西部地区差异而言，与西部地区相比，大部分年份东中部地区的数字基础设施政策数量占比更高，并且西部地区的数字基础设施政策数量占比始终处于低位。值得注意的是，东部、中部地区的数字基础设施政策数量占比差距呈现缩小的态势，具体表现为东部、中部两地区后三年(2016-2018年)数字基础设施政策数量占比的平均差距为24.01%，明显小于前3年(2012-2014年)的44.37%。其中的原因可能是，中部崛起战略的实施以及城市群一体化建设促进了该地区的经济发展，当地政府有了推动数字基础设施建设的动力和财力。

图1 中国数字基础设施政策数量与东中西部比重历年走势

由表1可知，数字基础设施政策主要包括融资支持、市场竞争、税收优惠等内容。这在一定程度上佐证了数字基础设施促进企业技术创新的可能渠道。

表1 代表性政策示例

3.相关控制变量。为了更加精确地分析数字基础设施政策对企业技术创新的影响，参考现有研究成果，(17)王海、尹俊雅：《地方产业政策与行业创新发展——来自新能源汽车产业政策文本的经验证据》，《财经研究》2021年第5期。余泳泽、刘凤娟、庄海涛：《互联网发展与技术创新：专利生产、更新与引用视角》，《科研管理》2021年第6期。本文控制以下变量：经济发展水平(lpgdp)，采用地区人均生产总值的对数度量经济发展水平；产业结构(lind)，采用第二三产业占GDP比重的对数来反映地区的产业结构；工资水平(lwage)，以职工平均工资的对数度量工资水平；人力资本水平(student)，以普通高等学校在校学生数占总人口的比值来量化；财政自主权(lgov)，以地方财政一般预算内收入与地方财政一般预算内支出比值的对数衡量财政自主权；研发人员数(ltech)，利用科研、技术服务和地质勘查业从业人员数的对数来近似表示地区的研发人员数。各变量的描述性统计分析如表2所示。

表2 变量描述性统计

三、回归结果与作用机制

(一)基准回归结果

由表3可知，npolicy和rnpolicy的回归系数显著为正，表明数字基础设施能有效提升企业的技术创新水平。背后的原因可能在于：一方面，在大力建设数字基础设施的背景下，相关政策通过引导资源和要素输入数字经济产业有效激励了企业技术创新；另一方面，数字基础设施的快速发展开辟了更加广阔的应用领域，催生了大量的技术创新。

表3 基准回归结果

(二)作用机制检验

为了更深入地解释数字基础设施影响企业技术创新的作用机制，本文选取上市公司为研究样本展开进一步分析。在样本筛选的过程中，借鉴吴非等的做法确定数字化转型特征词，(18)吴非、胡慧芷、林慧妍、任晓怡：《企业数字化转型与资本市场表现——来自股票流动性的经验证据》，《管理世界》2021年第7期。并将2012-2018年度报告中出现数字化转型特征词的A股上市公司界定为数字经济企业。剔除首次上市年份是2012年之后的样本，最终遴选出2001个样本。

基于理论机制分析，本文对交易成本、融资约束、市场竞争以及税负压力等可能机制进行实证检验。具体指标如下：交易成本(cost)，选取销售费用对总资产的占比作为代理变量。融资约束(loan)，用短期借款与长期借款之和占总资产的比值度量。市场竞争(market)，用反映上市公司市场势力的勒纳指数作为代理变量。(19)陈爱贞、张鹏飞：《并购模式与企业创新》，《中国工业经济》2019年第12期。企业税负(tax)，用应交税费占总资产的比值进行衡量。

机制分析结果见表4。首先，由第(1)列结果可知，数字基础设施政策数量对交易成本的回归系数在1%的水平上显著为负，说明数字基础设施可以显著降低交易成本。其次，第(3)列结果表明，数字基础设施政策数量会显著缓解数字经济上市公司的融资约束问题，且这一影响在统计上通过了5%的显著性检验。再次，第(5)列结果显示数字基础设施政策数量的回归系数在1%水平显著为负，说明地方政府出台的数字基础设施政策数量越多，该地区数字经济上市公司所拥有的市场势力就越弱。最后，第(7)列结果显示，数字基础设施政策数量会显著降低数字经济上市公司的税负压力。上述回归结果验证了理论机制分析部分提出的结论。将解释变量由数字基础设施政策数量更换为数字基础设施政策数量占比后，回归结果仍然显著为正，表明作用机制检验具有稳健性。

表4 机制分析回归结果

四、稳健性检验

(一)控制内生性问题

为避免内生性问题对回归结果的影响，本文采用工具变量法进行实证检验。借鉴黄群慧等的方法，(20)黄群慧、余泳泽、张松林：《互联网发展与制造业生产率提升：内在机制与中国经验》，《中国工业经济》2019年第8期。采用历史上各个城市1984年每百万人邮局数量作为数字基础设施的工具变量。具体理由有两个：一方面，邮局系统分布直接关系到地区互联网的普及与使用以及企业对信息技术的应用和接受程度，满足相关性条件；另一方面，相对于当前建设数字基础设施的速度，历史上的邮局数量难以直接作用于企业技术创新，满足外生性条件。需要说明的是，历史变量是截面数据，无法直接用于面板数据的计量分析，为此，本文使用历史变量与相应年份城市所在城市群的数字基础设施政策数量均值的乘积作为工具变量。

表5报告了工具变量法检验结果。由表5可知，各模型的Kleibergen-PaaprkLM统计量皆在1%的水平上显著，强烈拒绝了工具变量识别不足的原假设。进一步地，Cragg-DonaldWaldF统计量都大于Stock-Yogo弱工具变量识别F检验在10%显著性水平上的临界值(16.38)，强烈拒绝了弱工具变量的原假设。由此，检验结果可充分证明本文选取的工具变量是合理的。由第(1)列和第(2)列可知，npolicy和rnpolicy的系数显著为正，说明数字基础设施确实能显著地促进企业技术创新。

表5 工具变量法检验结果

续表5

城市固定控制控制时间固定控制控制样本量13581358R20.4810.479Kleibergen-Paap rk LM statistic96.043***110.883***Cragg-Donald Wald F statistic731.746[16.38]344.410[16.38]

(二)其他稳健性检验

为了进一步检验研究结论的可靠性，本文还从指标、模型和样本三个方面进行了其他稳健性分析。(21)限于篇幅，回归结果不在正文展示，读者可向作者索取。(1)在指标层面，本文从两个维度对指标进行替换。一是考虑到政策认识、政策执行和政策生效等环节普遍存在时滞性，因而对政策变量(npolicy和rnpolicy)分别进行滞后处理；二是考虑到政策效力的影响，使用量化标准对不同类型政策文本的政策效力进行细分，(22)王海、尹俊雅：《地方产业政策与行业创新发展——来自新能源汽车产业政策文本的经验证据》，《财经研究》2021年第5期。得到数字基础设施政策效力变量(wpolicy)。替换核心变量度量方法后，数字基础设施对企业技术创新仍存在显著的正向影响。(2)在模型层面，一是为排除数字基础设施政策与企业技术创新之间存在“U”型关系，在计量模型中引入数字基础设施政策变量的平方项；二是针对部分地区存在企业专利数为0的情况，采用Tobit模型重新进行检验。结果表明：npolicy和rnpolicy的回归系数都显著为正且上述变量的二次项回归系数皆不显著。(3)在样本层面，一是为防止城市行政级别导致的优质资源集聚对回归结果的影响，剔除行政级别相对较高的36个重点城市；二是浙江省作为全国唯一的“两化”深度融合示范区和信息经济示范区，在数字经济发展中走在前列，因此剔除浙江省后进行重新检验。结果显示，排除极端样本后基准回归结论仍然稳健。

五、进一步分析

(一)区域异质性讨论

由于地理优势以及在改革开放过程中制度方面的先行优势，东中部地区在网络通达性、创新要素集聚性等方面均优于西部地区。(23)韩宝国、朱平芳：《宽带对中国经济增长影响的实证分析》，《统计研究》2014第10期。为进一步考察不同地区数字基础设施对企业技术创新影响的差异情况，我们将样本城市划分为东中部和西部地区分别进行回归分析。表6给出了分组数据模型估计结果。在东中部地区城市样本下，npolicy和rnpolicy的回归结果均显著为正；但在西部地区城市样本下，npolicy和rnpolicy对企业技术创新没有表现出显著影响。可能的原因是：东中部地区具有初始禀赋和外部条件优势，促使数字基础设施的政策红利释放得更为充分，实现了数字基础设施政策和企业技术创新之间的良性互动；而西部地区执行数字基础设施政策的动力相对不足，因而未能对企业技术创新产生明显影响效果。

表6 区域异质性

(二)城市群内外部异质性讨论

随着城市经济的快速推进，城市群作为城市化高级阶段的空间组织形式已成为中国新型城镇化的主体空间形态。相比单一城市，城市群的一个重要优势就是能够在更大空间范围内实现创新资源的流动和整合。(24)E. J. Meijers, M. J. Burger, M. M. Hoogerbrugge, “Borrowing Size in Networks of Cities: City Size, Network Connectivity and Metropolitan Functions in Europe,” Papers in Regional Science, Vol.95, No.1, 2016, pp.181-198.另外，推进数字基础设施建设一体化布局在《珠江三角洲基础设施建设一体化规划(2009-2020年)》《长江三角洲区域一体化发展规划纲要》等政策文件中均有所体现。鉴于此，数字基础设施对企业技术创新的影响也可能存在城市群内外部区域的差异，有必要进一步深入讨论。参考已有国家规划，共得到有影响力的城市群19个。(25)19个城市群分别是：京津冀、长三角、珠三角、哈长、辽中南、山西中部盆地、山东半岛、中原、长江中游、海峡西岸、北部湾、呼包鄂榆、宁夏沿黄、兰西、关中平原、成渝、黔中、滇中、天山北坡。

表7中为城市群内外部样本回归结果。解释变量的回归系数都为正，但对比来看，城市群内解释变量的显著性要明显高于城市群外。造成这种异质性影响的原因在于，一是城市群优化了群内城市间的创新资源配置，从而强化了数字基础设施对企业技术创新的促进作用；二是城市群内跨市企业的合作为隐性知识的扩散和溢出提供了便利，从而有利于在新一代信息技术领域开展科技创新联合攻关，推动企业技术创新水平提升。

表7 城市群内外异质性检验结果

续表7

(三)城市人口规模异质性讨论

当前，学术界对城市人口规模差异是否影响数字基础设施的经济效应存在争议，(26)S. Wu, P. Wang, B. Sun, “Can the Internet Narrow Regional Economic Disparities?,” Regional Studies, Vol.56, No.2, 2022, pp.324-337.为进一步探讨这个问题，我们借鉴孙伟增和郭冬梅的做法，(27)孙伟增、郭冬梅：《信息基础设施建设对企业劳动力需求的影响：需求规模、结构变化及影响路径》，《中国工业经济》2021年第11期。将样本划分为大城市与中小城市两组分别进行回归分析，估计结果见表8。回归结果表明，大城市数字基础设施对企业技术创新存在显著的促进作用，中小城市则并不显著。对此，一个合理的解释是：伴随着数字基础设施的完善，更大的城市人口规模有助于强化企业技术创新的集聚效应。

表8 城市人口规模异质性检验结果

结 论

中国数字基础设施建设处于全球领先位置，基础设施的创新效应已发生深刻变革。数字基础设施有效打破了信息传播和获取的时空壁垒，成为影响企业交易、融资和竞争等行为的重要力量。本文在现有理论和实证研究的基础上，结合数字基础设施的特点以及性质，提出数字基础设施影响企业技术创新的作用机制。然后利用手工收集整理的数字基础设施政策文本数据，结合企业专利数据实证检验数字基础设施与企业技术创新的关联性。研究发现，数字基础设施建设显著促进了企业技术创新，控制内生性、替换关键变量度量方法和排除极端样本等检验后，基准结论依旧成立。机制分析结果表明，数字基础设施可以通过减少交易成本、缓解融资约束、强化市场竞争以及降低税负压力来激励企业技术创新。异质性分析表明，数字基础设施建设的创新促进效果在东中部地区、城市群内部以及大城市中表现更为明显。

上述研究结论，不仅有助于深化和拓展学界对基础设施经济效应的认识，而且为激励企业技术创新提供了政策启示。根据以上研究，数字基础设施建设的创新促进效果值得肯定，但考虑到区域异质性，数字基础设施的布局更应因地制宜、协调配合。据此，本文提出如下政策措施：

第一，加快部署数字基础设施建设，巩固政策红利优势。在数字基础设施能够有效促进企业技术创新的现实下，加大对数字基础设施的投资力度，增强数字经济产业创新的制度保障力度，以此充分释放实施数字基础设施政策带来的红利优势。为此，一要充分意识到创新是引领发展的第一动力，强化数字基础设施促进企业技术创新的政策抓手；二要拓展和深化数字基础设施的应用，实现数字技术、应用场景和商业模式的创新融合；三要制定并推进落实相关配套机制，营造良好的市场竞争环境，激发企业技术创新动力。

第二，统筹推进数字基础设施建设，实施因地制宜策略。数字基础设施对企业技术创新的促进作用在西部和中小城市还有待进一步深化，这预示着应该实施动态化、差异化的数字基础设施政策，让数字基础设施的布局与区域经济发展状况相协调。为此，优化数字基础设施布局更加应该遵循因地制宜的原则。具体而言，先行地区应凭借其初始禀赋、外部条件等方面的优势着力提高数字基础设施服务企业生产的广度和深度，以带动数字经济行业创新的快速发展；而其他地区应该逐步提高数字基础设施覆盖率及其融合到企业生产环节的程度，提升数字基础设施的应用水平。

第三，有效整合跨区域创新资源，实现区域协同创新。在优化数字基础设施布局过程中，除了实施因地制宜策略外，政府应积极引导和支持创新资源跨区域流动和整合，协调助力跨区域创新网络的形成，为区域协同创新提供有利条件。一方面，推动创新资源在超越单体城市的城市群范围内流动和整合，充分利用京津冀、长三角、粤港澳大湾区等城市群的规模集聚优势，特别是群内大城市的人才、资金、信息等优势，补齐中小城市创新资源领域的短板，以更好地推动数字经济产业创新。另一方面，探索建立跨区域的交流合作平台，完善跨区域协同创新过程中所涉及到的制度体系，尽量满足跨区域协同创新的各种需求，为协同创新提供有利配套保障，夯实跨区域创新网络建设。