互联网发展与城市创新提升——基于“宽带中国”战略的准自然实验

刘 帅，李 琪，徐晓瑜，吕 爽

西安交通大学经济与金融学院，陕西西安710061

当前，高质量发展已成为中国经济的必然要求。在此背景下，不断提升创新能力尤其是城市的创新能力尤为重要，以互联网为代表的信息通信技术的推广和应用成为政策制定者提升创新能力的重要抓手[1]。Townsend等[2]通过案例研究发现，互联网等信息通信技术的推广与使用为中小城市以及农村地区的企业提供了许多创新发展的机会。然而，其他实证研究却发现，与互联网相关的创新活动更多出现在大城市或一些区域经济中心[3]。目前，中国的第五代移动通信(5G)基础设施重点在东部沿海地区发展。因此，实证研究中关于互联网对城市创新的影响效应并未形成一致的结论。

基于国家层面的数据，许多研究表明互联网等信息通信技术对于国家的创新、就业以及经济增长都有正向的影响[4]，并且对于不同发展阶段的国家，如发展中国家和发达国家，该结论依然显著[5]。然而，当使用区域或城市层面数据时，互联网对创新、就业以及经济增长的影响就呈现出多样化，无法形成统一的结论。这意味着推进互联网的普及和使用并不一定会促进区域或城市的创新和经济发展。对于大城市周边的中小城市，互联网的普及和使用在一定程度上可以帮助这些中小城市享受大城市的集聚优势，而不需要承担由于过度集聚带来的成本[6]。研究发现，在农村地区推进互联网的普及和使用有助于遏制农村地区人口的流出，但并不会创造新的工作岗位[7]。对于城市地区，互联网等基础设施只是创新与经济增长的必要条件，而非充分条件[8]。基于新兴国家的区域数据发现，互联网有助于缩小区域创新以及经济发展的差距[9]。

现有文献在互联网经济和城市创新方面积累了大量的理论和实证研究，这些研究多从城市创新投入或创新产出的视角对互联网的创新效应进行分析，然而创新活动的动态属性意味着互联网的创新效应应该更加多元和深入。面对数字化时代的到来和深化，应该如何应对互联网给创新活动带来的变化，政策制定者如何有效利用互联网提升区域和城市创新水平？关于这些问题的回答，学界依然存在争议。这需要清楚地认识互联网如何影响创新活动的过程，从中寻找城市创新提升和均衡发展的有效路径。因此，本文基于创新过程的四阶段理论，将创新过程划分为创意、咨询改进、创意匹配以及创意实施四个阶段，深入分析互联网在不同阶段对城市创新的影响作用，探究互联网对城市创新水平的直接机制和中介机制，并且以“宽带中国”试点政策作为准自然实验，基于双重差分模型(DID)构建互联网发展对城市创新水平影响机制的识别框架。

一、理论分析与研究假说

创新活动是一个内在的动态过程，需要将其置于时间过程中分析互联网对创新活动的影响。Weitzman[10]认为，创新过程是一个模式匹配与知识以及技术组合的过程，并将该过程描述为提出创意、咨询改进、创意匹配以及创意实施四个阶段。对创新过程具体描述如下：第一阶段，提出创意，城市中有经验的企业家基于对现有产品和商业模式的分析和研究，提出初始的创新概念；第二阶段，咨询改进，这些初始的创新概念通过不断向其他企业家咨询并调整，逐渐发展成为主要的创新理念；第三阶段，创意匹配，这些单一的创新理念与城市中其他创新理念不断互动交流，尝试组合，最终形成组合的创新理念；第四阶段，创意实施，与城市中各类资源磋商，如相应的产业、资本等，这些组合后的创新理念被转化为可执行的商业计划并付诸实施。本文的城市创新模型遵循上述四阶段的创新重组过程，以分析互联网对城市创新的影响机制。

(一)互联网对城市创新的直接影响机制

假设经济体中存在许多城市，并且城市c中存在一定数量的高技能劳动者Hct，通常称为企业家。设城市中生产的产品种类为Nct。第一阶段，城市中的企业家对现有的产品类别及其商业模式进行研究并提出初步的创新概念，企业家在这一阶段基于已有的知识创造新的知识，熊彼特把这种新知识的创造定义为破坏性创新，并且企业家并非单纯的创造和应用新知识，而是将新旧知识进行重组整合，其所产生的作用超出简单的新旧知识加总所发挥的作用。综上，创新概念的产生取决于城市中企业家的数量以及产品类别的丰富程度。假设初步产生的创新概念数为HctNct-1。

创新过程的第二阶段主要是针对这些初始的创新概念不断向其他企业家咨询，征求意见并逐步调整，新创造的知识往往存在许多不完善的地方，需要通过交流和咨询，从其他企业家处获得了解的问题以及完善的方向等信息，使新创造的知识更加科学合理。假设每个创新概念可以向经济中所有的企业家咨询，并设经济中所有的企业家数为Ht。此外，信息技术的发展允许企业家之间的咨询互动可以通过线上(通过互联网交流互动)和线下(通过面对面交流互动)两种方式进行[11]。其中，基于互联网的线上咨询效率取决于互联网基础设施的完善水平Ict。基于面对面的线下咨询活动效率则取决于城市化水平Uct[12-13]。设第二阶段在第一阶段的基础上所形成的创新理念满足

(1)

其中，(HtUctIct/HctNct-1)δ可视为每个创新概念由于咨询交流所获得的来自其他企业家的完善意见，代表创新过程第二阶段的转化效率。

创新过程的最后一个阶段主要依托城市，这一阶段主要涉及新知识的应用，通过整合城市中的各类资源，将这些组合后的创新理念转化为新的产品或者服务以满足消费者的需求。首先，城市中的企业家Hct在创新过程的最后商业化阶段依然发挥重要的作用。其次，创新理念的商业化过程需要庞大的资本投入和风险管理。因此，城市的金融发展水平Fct在创新过程阶段具有重要作用。最后，一个新产品的诞生涉及许多产业间的配合，现代经济创新的产品均具有较高的复杂度，只依靠一家企业或一个产业无法有效实现产品的商业化。当城市产业结构较为单一时，企业家在创新的商业化阶段就需要在更广的范围内整合资源，比如考虑区域内或国家层面，这会增加创新商业化初期的成本。合理的城市产业结构反映了城市内产业之间的协调程度。城市内产业选择的专业性与多样性的平衡是产业结构协调发展的关键。本质上讲，合理的产业结构是一个城市资源有效利用程度的反映，更是投入与产出耦合程度的一种表征[14]。因此，城市合理的产业结构Sct有助于企业家以较小的成本整合创新理念商业化所需要的产业资源。综上，设最终商业化的新产品种类数量满足

(2)

研究发现，由城市化所带来的高人口密度、高人口增长以及庞大的人口规模均有助于城市中的企业家精神发展[15]。因此，本文假设城市企业家比例与城市化水平之间满足简化的函数关系Hct=ρctUct。综上，可以将式(2)简化为

(3)

(4)

在式(4)的基础上，将创新产出对城市互联网发展状况取一阶偏导数可得

(5)

基于式(5)可知，随着城市互联网发展水平的提升，城市创新产出将增加，这主要是由于互联网促进了信息与知识的流动，便利了企业家之间的互动和交流，降低了新知识的获取成本，为创新知识的改进和完善提供了一个高效便捷的渠道，同时也降低了市场的信息不对称，有助于降低企业家的创新风险。因此，本文提出以下假说：

假说1：城市互联网的发展有助于城市创新水平的提升。

(二)互联网对城市创新的间接影响机制

根据式(4)，在城市层面，城市金融发展水平、城市产业结构合理化水平以及城市化水平均对城市创新具有积极的影响。为此，本文进一步分析互联网是否会通过上述三个因素影响城市创新水平。

金融产业发展的两个核心要素是信息和信用[16]。随着互联网的普及和发展，经济社会中累积了大量消费者和企业的数据。基于这些积累的数据，金融部门可以对客户行为和需求进行有效分析，有助于降低经营成本、提升金融部门的服务质量。此外，随着各类经济主体数据的积累，金融部门的服务范围也在不断扩展，基于互联网的消费金融就是典型的例子。并且基于互联网信息技术的征信系统大大提高了经济个体失信的成本，有效提升了经济活动中的信用水平，为金融部门的发展提供了必要条件。假设城市金融发展水平与互联网发展满足Fct=f(Ict),f′(Ict)=dFct/dIct>0，那么，互联网通过影响城市金融发展水平进而影响城市创新的边际效应可表示为

(6)

综合上述分析和式(6)可以发现，互联网通过影响城市金融发展水平进而影响城市创新的边际效应为正，由此本文提以下假说：

假说2：互联网通过促进城市金融发展提升城市创新水平。

互联网等信息通信技术主要通过优化资源配置影响产业结构的合理化发展[17]。作为一种基础的通用技术，互联网等信息通信技术已经逐渐成为各类产业经营过程中的基础设施。通过互联网，企业可以有效缓解外部市场信息的不完全和不对称[18]，避免出现盲目投资和生产过剩的情况，从而减少产业结构不合理变动带来的成本损失，促进产业间资源的合理配置。而且物联网、云计算、大数据等新兴的信息通信技术也在被不同的产业逐步应用。基于互联网的信息技术促进了产业链的信息流动，有效提升了产业链的资源配置效率。此外，互联网的应用也促进了跨产业的信息流动。一方面，互联网普及有助于不同产业之间资源的再配置；另一方面，跨产业的信息流动有助于不同产业间的融合发展，最终促使城市产业结构更加合理。相关研究发现，基于信息技术的科技金融发展显著促进了中国产业结构合理化，具体来讲，金融发展可以通过推动产业衍生、提升人员与产业结构适配性、实现产业结构动态存量转换等方式提升城市产业结构合理化水平[19]。综上，互联网的应用和普及将有助于城市产业结构合理化发展，假设城市产业结构合理化水平与互联网发展满足Sct=g(Ict),g′(Ict)=dSct/dIct>0，那么，互联网通过影响城市产业结构合理化水平进而影响城市创新的边际效应可表示为

(7)

综合上述分析和式(7)可以发现，互联网通过影响城市产业结构合理化水平进而影响城市创新的边际效应为正，由此本文提出以下假说：

假说3：互联网通过促进城市产业结构合理化发展提升城市创新水平。

城市化的主要特征表现为人口由农村区域流向城市区域，城市人口规模增加，人口密度增大。互联网发展影响人口向城市区域流动的路径主要包括两个方面：第一，城市互联网的发展催生了许多新兴经济，同时创造了许多就业岗位，而且互联网的发展降低了城市创业的成本，有助于吸引人口流入；第二，互联网的发展，尤其是农村区域互联网的普及，可以有效降低农村劳动者找工作的搜索成本，改善劳动力市场的信息不对称，强化劳动力与潜在雇主的信息交换，提高获得工作的概率和工作匹配的质量[20]，进而促进劳动力向城市流动。假设城市化水平与互联网发展满足Uct=w(Ict),w′(Ict)=dUct/dIct>0，那么，互联网通过影响城市化水平进而影响城市创新的边际效应可表示为

w′(Ict)>0

(8)

综合上述分析和式(8)可以发现，互联网通过影响城市化水平进而影响城市创新的边际效应为正，由此本文提出以下假说：

假说4：互联网通过促进城市化发展提升城市创新水平。

综上，互联网对城市创新水平的影响机制如图1所示。

图1 互联网对城市创新水平的影响机制

二、模型设定与变量说明

(一)实证设计背景

中国于1994年4月20日正式接入国际互联网，经过30余年的发展，中国的互联网基础设施和相应产业已取得显著提升，但中国互联网基础设施和产业依然存在发展不平衡、不充分等问题。为有效解决这一问题，工业和信息化部、国家发展和改革委员会分别于2014、2015和2016年进行了“宽带中国”试点城市的遴选。截至目前，全国共120个城市成为“宽带中国”示范城市。可以预期，受“宽带中国”战略影响的城市，互联网络基础设施将有显著提升，这将对城市当地的信息传递和知识扩散产生积极影响，促进企业创新发展，最终提升城市创新水平。据此，本文将“宽带中国”试点作为一个互联网提升的准自然实验，运用城市层面数据，检验互联网发展对城市创新的影响效应和作用机制。

(二)模型设定

1. 基准模型

基于以上政策背景，将2013年8月发布实施的“宽带中国”战略实施方案视作一项外生的互联网提升政策冲击。参考袁航等[21]的模型设计，构建渐进的多期DID模型，设置综合的政策干预时间虚拟变量Brd，当城市被遴选为“宽带中国”试点城市时，该城市当年及其后续年份的Brd值设定为1，其他情况设定为0。据此，渐进DID的基准模型设定如下：

lnIit=β0+β1Brdit+∑γjXit+φpi×t+μi+νt+εit

(9)

其中，lnIit为因变量，代表城市创新水平的对数；Brdit是本研究的核心自变量，其系数β1是本研究所检验的互联网发展对城市创新水平的提升效应，当β1显著大于0时，表明推进城市互联网建设有助于提升城市的创新水平；Xit是城市层面的控制变量；μi是城市固定效应；νt是年份固定效应；εit为模型的随机扰动项；pi为省级固定效应，t表示时间趋势，二者的交叉项用以控制省级层面随时间变化的城市创新影响因素。

2. 平行趋势检验与动态效应模型

运用DID模型进行政策干预效果评估的必要条件是处理组和对照组的城市创新在政策干预之前具有相同的变化趋势，即平行趋势假定。此外，考虑到城市互联网从建设到投入使用的时间周期以及互联网在家庭和企业中的普及过程，“宽带中国”试点政策的效应发挥可能具有缓冲期和消化期，这会使政策实施效果具有一定的滞后性，并且政策效果在未来的一段时间会逐渐发挥。基于上述两方面的考虑，本文采用事件分析法对城市创新的平行趋势进行检验，同时分析“宽带中国”试点政策的动态效应，因此构建以下动态模型：

μi+νt+εit

(10)

其中，Brcik为一系列虚拟变量，表示城市被设立为“宽带中国”试点城市的第k年，其他变量含义同上述基准模型。具体而言，当k<0时，表示城市被设立为“宽带中国”试点城市之前的第|k|年，并且将6年之前的年份归入第6年；当k=0时，表示城市被设立为“宽带中国”试点城市的当年；当k>0时，表示城市被设立为“宽带中国”试点城市之后的第k年。本文所关注的是一系列虚拟变量所对应的系数βk。首先，当k<0时βk序列值不显著，并且k近似于0时，表明本研究城市创新满足平行趋势假设；反之则不满足。其次，k=0和k>0时βk序列值可以帮助分析“宽带中国”试点政策的动态效应。

3. 影响机制模型

基于上述互联网影响城市创新的机制分析，本文将金融发展水平、产业结构和劳动力流动作为中介变量，构建中介效应模型进行机制检验。检验步骤为：第一，将城市创新作为因变量，将“宽带中国”试点政策作为自变量进行回归；第二，将金融发展水平、产业结构和劳动力流动作为因变量，将“宽带中国”试点政策作为自变量进行回归；第三，将“宽带中国”试点政策和中介变量同时纳入回归模型，观察二者对城市创新的影响。具体模型设计如下：

lnIit=β0+β1Brdit+∑γjXit+φpi×t+μi+νt+εit

(11)

Mit=Φ0+Φ1Brdit+∑ρjXit+θpi×t+μi+νt+ξit

(12)

lnIit=α0+α1Brdit+α2Mit+∑ηjXit+δpi×t+

μi+νt+τit

(13)

其中，Mit是本研究的正向中介变量，其他变量含义同上述基准模型。如果系数β1和Φ1均显著，且α1较β1变小或显著性下降，则本文的影响机制存在。

三、变量与数据

(一)因变量

城市创新(I)。本文使用北京大学企业大数据研究中心编制的创新创业指数测度各城市创新，该指数从新建企业、创新投资以及发明专利等方面对城市创新进行测度，可以全面反映城市的创新水平。为便于分析，本文对城市的创新水平取对数处理。

(二)核心自变量

“宽带中国”试点政策(Brd、Brc)。本文收集了2014—2016年“宽带中国”试点城市的政府公告，基于上述DID模型说明，构造了相应的虚拟变量。

(三)中介机制变量

1. 金融发展水平(B)

金融发展水平直接决定城市的企业是否可以以较低的融资成本获得创新融资，其对城市创新能力的提升具有重要影响。考虑到中国间接融资在金融市场中占据较大比重，并且银行信贷增长较快，因此本文采用金融机构人民币各项贷款余额与城市名义GDP的比值衡量各城市的本地金融发展水平。

2. 产业结构合理化水平(Id)

城市的产业发展是创新的核心基础，城市不同的产业结构会对创新的速度、方向以及价值产生重要影响。本文借鉴马青山等[14]对于城市产业结构合理化的测度方法，将结构偏离度指标和模糊数学中Hamming贴近度评价方法相结合构造城市产业结构合理度指标。

3. 城市化水平(U)

城市化水平提升的主要表现就是人口从农村区域流向城市，城市人口规模增长，城市人口规模直接决定其劳动力的供给规模，丰富的劳动力供给为许多创新企业提供了创新发展所需要的各类人才[9]。本文选取年平均人口与城市面积的比值，从城市人口密度的视角对城市化水平进行衡量。

(四)控制变量

为避免变量缺失给模型估计所带来的内生性问题，同时为了获取有效的模型估计结果，本文对一些影响城市创新的其他相关变量进行了选取和控制。具体控制变量包括：外商投资(F)，选取当年实际使用外资金额与城市名义GDP的比值来衡量城市外商投资的发展水平；劳动力流动(L)，使用城市客运总量衡量城市劳动力流动的状况；政府支出强度(G),使用公共财政支出与名义GDP的比值衡量政府支出强度；市场活力(Mk)，选取城镇私营和个体从业人员与城镇单位就业人员的比值反映城市市场活力水平；产业多样化(K)，基于城市不同产业的就业数据，通过克鲁格曼指数的倒数来反映城市产业的多样化水平。

(五)数据来源

考虑到城市层面数据的可得性和完整性，本文选取2003—2018年中国277个地级市的面板数据作为样本。其中，城市创新数据来自北京大学企业大数据研究中心编制的创新创业指数，与以往相类似的创新指数相较，该城市创新指数的优势体现在三个方面：强调创新创业的市场识别机制、采用企业“全量”数据以及实现跨界和多维度评价。城市层面的中介机制变量和控制变量均来自各年《中国城市统计年鉴》。

四、互联网与城市创新水平提升

(一)基准模型回归分析

关于互联网对城市创新直接影响的基准模型回归结果见表1。所有模型均对城市固定效应和年份固定效应进行了控制。第(1)列为单纯使用“宽带中国”试点政策的虚拟变量对城市总量创新指数的对数进行回归的结果；第(2)列为在第(1)列基础上加入控制变量，对城市层面的创新影响因素进行有效控制，并加入了省份虚拟变量和时间趋势的交互项，以期对省份层面的时间趋势因素进行控制的估计结果。

表1 基准模型回归估计结果

整体看，“宽带中国”试点政策虚拟变量的系数均大于0，并且在1%的水平上显著，表明互联网的普及和发展对城市创新具有显著的促进作用。随着“宽带中国”试点城市的设立，城市对宽带网络进行优化升级，不断提高互联网在不同产业以及场景的应用水平，有效促进了城市信息的流动，为创新理念之间的交互组合提供了基础条件。从第(2)列结果可知，相较于未被遴选为“宽带中国”试点的城市，被遴选为“宽带中国”试点城市的城市创新水平平均增长了27.6%，进一步表明互联网发展可以显著提升城市创新水平，验证了本文假说1。

(二)平行趋势检验与动态效应分析

基于式(10)，将“宽带中国”试点政策之前一期作为基准参照组进行回归，其平行趋势假定和动态效应结果分别见表2和图2。

首先，分析“宽带中国”试点政策之前处理组和对照组的创新变化趋势可以帮助验证平行趋势假定。结果表明，被遴选为“宽带中国”试点城市之前，相对于“宽带中国”试点政策前1年，前2～5年的时间虚拟变量的系数均较小，接近0，并且不显著，表明处理组和对照组的城市在被遴选为“宽带中国”试点城市之前的城市创新变化趋势并不存在显著差异，满足平行趋势假定。

其次，在被遴选为“宽带中国”试点城市当年，时间虚拟变量的系数为负，这可能是因为整个城市为了当年可以被选为“宽带中国”试点城市，将更多的精力投入到各种备选的准备工作之上，对当年的创新活动形成了一定的挤出。

最后，在被遴选为“宽带中国”试点城市之后，后4年的时间虚拟变量系数为正，相对较大，并且显著，且在被评选为“宽带中国”试点城市之后的第3年，系数达到最大。这表明“宽带中国”试点政策对城市创新的影响在后续年份中逐渐发挥作用，并且在第3年的影响效应达到最大，之后在试点政策获得成功后逐渐向全国推广，因此所有城市之间的互联网发展水平逐渐缩小，试点政策效应也相应减小。

表2 平行趋势检验：动态模型回归结果

图2 平行趋势检验结果注：横坐标中，负数表示试点政策之前的年份，0表示试点 政策当年，正数表示试点城市政策之后的年份。

(三)作用机制检验

金融发展水平在互联网影响城市创新路径中的中介作用机制检验结果见表3。第(1)列为不包括城市金融发展水平的回归结果，“宽带中国”试点政策虚拟变量显著为正，表明“宽带中国”试点政策通过促进城市互联网基础设施的建设和应用提升了城市创新水平。第(2)列为城市金融发展水平对“宽带中国”试点政策虚拟变量以及其他控制变量的回归，虚拟变量的系数显著为正，表明“宽带中国”试点政策的实施在一定程度上降低了金融产业的成本，扩大了其服务范围，有助于城市金融发展水平提升。第(3)列在第(1)列基础上加入了城市金融发展水平的回归，“宽带中国”试点政策虚拟变量与城市金融发展水平的系数均显著为正，并且虚拟变量的系数小于第(1)列中对应变量的系数，表明互联网通过提升城市金融发展水平进而促进了城市创新，本文假说2得证。

表3 作用机制检验：金融发展水平

城市化水平在互联网影响城市创新路径中的中介作用机制检验结果见表4。第(1)列为不包括城市化水平的回归，“宽带中国”试点政策虚拟变量显著为正。第(2)列为城市化水平对“宽带中国”试点政策虚拟变量以及其他控制变量的回归，虚拟变量的系数显著为正，表明通过“宽带中国”试点政策实施，促进了农村人口向城市区域的流动，尤其是农村劳动力进入城市劳动力市场，有助于城市化水平的提升。第(3)列在第(1)列基础上加入了城市化水平的回归，“宽带中国”试点政策虚拟变量与城市化水平的系数均显著为正，并且虚拟变量的系数小于第(1)列中对应变量的系数，表明互联网通过提升城市化水平进而促进了城市创新，本文假说3得证。

表4 作用机制检验：城市化水平

产业结构合理化水平在互联网影响城市创新路径中的中介作用机制检验结果见表5。

表5 作用机制检验：产业结构合理化

第(1)列为不包括产业结构合理化水平的回归，“宽带中国”试点政策虚拟变量显著为正。第(2)列为产业结构合理化水平对“宽带中国”试点政策虚拟变量以及其他控制变量的回归，虚拟变量的系数显著为正，表明宽带网络基础设施建设、互联网普及和发展有助于降低市场信息的不完全和不对称，提高产业内和产业间的资源配置效率，促进城市产业结构合理化发展。第(3)列在第(1)列基础上加入了产业结构合理化水平的回归，“宽带中国”试点政策虚拟变量与产业结构合理化水平的系数均显著为正，并且虚拟变量的系数小于第(1)列中对应变量的系数，表明互联网通过提升城市产业结构合理化水平进而促进了城市创新，本文假说4得证。

(四)稳健性检验

1. 分区域检验

为考察互联网发展对城市创新的影响效应在不同区域是否依然稳健，将样本城市按照中国常规的经济区域划分为东部、中部、西部和东北部地区四个子样本，分别对其进行回归，结果见表6。在四个区域子样本中，“宽带中国”试点政策虚拟变量的系数均在1%的水平下显著为正，表明在不同区域互联网均有效提升了城市创新水平，验证了本文结论的稳健性。

此外，基于不同区域样本的模型回归结果显示，“宽带中国”试点政策虚拟变量的系数表现出东北部、西部、中部以及东部地区逐渐递减的变化，表明“宽带中国”试点政策在东北地区的城市创新效应最强，西部地区次之，中部和东部地区依次减弱。这可能是由于“宽带中国”试点政策实施之前，东北和西部地区自身的互联网基础设施较为落后，而且城市间互联网发展的差距也较大，因此当“宽带中国”试点城市的网络基础设施在短时间内提升较大时，相对于未被选为“宽带中国”试点的城市，试点城市创新水平的提升幅度就相对较大。而东部和中部地区在“宽带中国”试点政策实施之前，自身的互联网基础设施发展就相对较好，城市间互联网发展的差距相比于东北和西部地区小，“宽带中国”试点政策在东部和中部地区所带来的相对互联网提升效果并没有像东北和西部地区那样大，因此试点政策在东部和中部地区所产生的创新效应也会小于试点政策在东北和西部地区的创新效应。

表6 分区域稳健性检验结果

最后，本文分别在东部、中部、西部和东北四个子样本下对互联网的中介机理进行了回归(1)限于篇幅，分区域回归结果未列出，留存备索。，相较于全样本回归结果，四个区域子样本下的机理检验回归结果并未存在明显差异，验证了本研究结论的稳健性。

2. PSM-DID检验

为了进一步排除可能存在的样本自选择问题，本文首先使用倾向值匹配模型(PSM)对样本进行匹配，再使用DID模型进一步回归，以检验研究结论的稳健性。在对研究样本进行匹配时，选取所有的控制变量和中介变量作为样本的匹配变量，分别采用1∶1的最近邻匹配法和全样本匹配法获得新的估计样本，图3和图4是两种匹配方法下各匹配变量在匹配后对照组和处理组的标准偏差，匹配变量在匹配后的标准偏差越小，其匹配效果越好。总体观察可知，1∶1的最近邻匹配法所获得的样本，其各匹配变量都获得了较好的匹配效果，而全样本匹配方法下，政府支出强度的匹配效果就较差，城市化水平和外商投资的匹配效果也较差。在此基础上，本文分别在两个新的匹配样本上进行基准模型的再估计，估计结果见表7。两个匹配样本下，“宽带中国”试点政策虚拟变量的系数均在1%的水平下显著为正，进一步表明本研究结论具有较好的稳健性。

图3 最近邻匹配效果分布

图4 全样本匹配效果分布

表7 PSM-DID稳健性检验结果

基于匹配思想的因果推断在观测数据研究中非常受欢迎，并且在数据匹配过程中存在两个基本的准则，既要减少控制组和处理组之间的样本失衡，同时要尽可能地保留多的样本量[22]。但现有匹配方法往往只考虑了其中一个准则，比如上述基于倾向值的样本匹配方法，1∶1的最近邻匹配法获得了较好的样本平衡，但剔除了大量的样本，造成信息的丢失，并且样本的丢失会使估计系数的方差变大；全样本匹配法虽然保留了全样本，但其在样本平衡方面较差，并且此时估计系数的精确度下降。许多研究将这种样本平衡与样本量之间的取舍称为“偏差—方差困境”。Matching Frontier提供了一种可视化的方法去全面分析这种取舍，如图5所示，横轴代表需要剔除的观测值数，纵轴代表样本的非平衡性，可以清楚地看到，随着剔除观测值数的增多，样本非平衡性在减小。图6展示了在所有可能的匹配样本下，“宽带中国”试点政策虚拟变量的估计系数及其置信区间，可以发现虚拟变量的系数较为稳定，在4 000之前，均稳定于0.2～0.4之间，表明本研究结论具有较好的稳健性。

图5 基于马氏距离的所有匹配样本边界

图6 马氏边界上的试点政策估计系数

4. 安慰剂检验

尽管本文在模型估计中控制了一系列可观测的影响城市创新的时变因素，同时通过加入城市固定效应对所有不随时间变化的城市特征进行了控制，但是仍存在一些问题，即其他不可观测的时变城市特征可能会对模型估计结果产生影响。基于此，参考周学仁等[23]的安慰剂检验做法，检验是否存在其他不可观测的时变因素对本研究基准回归结果产生影响。具体地，随机产生一个“宽带中国”试点城市名单，并随机确定其被评为试点城市的年份，进而利用产生错误的样本对基准模型进行估计。然后将上述过程重复1 000次，从而产生1 000个“宽带中国”试点政策虚拟变量的系数。从理论上分析，这些虚拟变量的系数应该接近0，即随机产生的样本不应存在“宽带中国”试点政策的城市创新水平提升效应。“宽带中国”试点政策虚拟变量的系数分布情况如图7所示。观察发现，“宽带中国”试点政策虚拟变量系数分布的均值在0附近，并且近似服从正态分布。图中垂直于横轴的虚线为本研究所用样本的估计系数，随机估计系数落在其右侧的占比为0，切合安慰剂检验的理论预期，表明其他不可观测的城市时变因素对本研究主要估计结果没有显著影响。

图7 安慰剂检验结果

五、基于多维度的互联网创新效应分析

本文的城市创新数据来源于北京大学企业大数据研究中心编制的城市创新创业指数，与以往相类似的创新指数相较，该城市创新指数具有强调创新创业的市场识别机制、采用企业“全量”数据以及实现跨界和多维度评价的优势。以上研究所使用城市创新数据为城市总量创新指数，除此之外，该中心还同时发布了人均创新指数和单位面积创新指数，以及新建企业进入、外来投资笔数、VC/PE投资数目、发明专利授权数目、实用新型专利公开数目、外观专利公开数目、商标授权数目7个创新创业相关的子维度指数。因此，本文进一步实证分析互联网发展对上述不同维度下城市创新的影响效应(2)限于篇幅，不同子维度回归结果未列出，留存备索。。

整体看，“宽带中国”试点政策虚拟变量的系数均大于0，并且在1%的水平上显著，表明互联网的普及和发展对于城市创新的多方面都具有显著的促进作用。进一步分析，试点政策的实施对于人均创新的提升效应高于对单位面积创新的提升效应，相对于非试点城市，试点城市的人均创新提升22.4%，而单位面积创新提升 5.7%。从创新创业的7个子维度看，“宽带中国”试点政策的实施对VC/PE投资数目的影响效应最大，相对于非试点城市，试点城市的VC/PE投资数目提升33.6%；次之为外来投资笔数，相对于非试点城市，试点城市的外来投资笔数提升29.8%，表明互联网的发展有效促进了城市风险投资，并且还有利于吸引外资，这一结论进一步补充和验证了上述互联网影响城市创新的金融发展中介机制。“宽带中国”试点政策的实施，使试点城市的新建企业进入相对于非试点城市增长25.0%、商标授权书数目相对于非试点城市增长2.8%、发明专利授权数目相对于非试点城市增长20.8%、外观专利公开数目相对于非试点城市增长19.8%、实用新型专利公开数目相对于非试点城市增长17.0%。综上，在数字化时代，互联网作为一种通用技术可有效提升城市创新活动和水平。

六、结论与启示

本文基于创新过程的四阶段理论分析了互联网影响城市创新水平的直接机制和中介机制，以“宽带中国”试点政策作为准自然实验，基于DID构建了互联网发展对城市创新水平影响机制的识别框架。研究主要结论如下：(1)城市互联网的发展有助于城市创新水平的提升，“宽带中国”试点城市相较于非试点城市的城市创新水平平均增长了27.6%；(2)互联网发展通过促进城市金融发展、城市产业结构合理化以及城市化发展提升城市创新水平；(3)互联网对城市创新水平的提升效应表现出东北、西部、中部以及东部地区逐渐递减的变化，表明互联网对城市创新水平的提升效应在东北地区的创新效应最强，西部地区次之，中部和东部地区依次减弱；(4)互联网的普及和发展对于城市创新的多方面都具有显著的促进作用，如新建企业、创新投资以及专利发明等。

上述研究结论对于政策制定具有一定的借鉴意义。首先，创新活动是一个复杂的、动态化过程，政策制定者需要系统的政策工具对其进行激发和培育，在创新活动的不同阶段提供适宜良好的环境，制定相应的激励政策。此外，政府部门需要注重培育企业家精神，搭建和提供信息知识的共享交流平台，完善创新发展的配套设施和相关产业。其次，提升城市创新能力，缩小城市创新差距是一个系统工程，互联网的普及为缩小城市创新差距提供了可能，但还需要各个方面的协同。一是提升城市的基础福利设施，如教育、医疗和交通水平，这有利于吸引高技能劳动力来此就业和定居；二是优化当地产业结构，有助于吸引创新企业进入；三是制定长效的创新创业政策，提高政府管理水平和效率，鼓励和吸引创新企业落户本地。