数字基础设施建设如何影响城市创新？——基于“宽带中国”战略的准自然实验*

侯新烁,刘 萍

(湘潭大学 商学院, 湖南 湘潭 411105)

一、引言

伴随着数字技术的飞速发展及其在各个产业的不断渗透，我国已从传统经济时代逐渐迈入数字经济时代。据相关数据统计，截至2021年6月，我国已建成584万个4G基站，数字基础设施网络已覆盖99%的国土面积，大大降低了信息传输成本，提高了信息传递效率，引领了近年经济的革命性转变。与此同时，数字经济成为各大创新主体争相培育的对象，构成创新型城市发展的关键变量。从理论上来讲，新技术的产生和知识的传播扩散取决于城市的信息化程度，即社会中各类信息的传播速度越快、利用效率越高，知识的溢出效应越强。[1]519-530习近平总书记指出：“加快完善数字基础设施，推进数据资源整合和开放共享，保障数据安全，加快建设数字中国，更好服务我国经济社会发展和人民生活改善。”可见，将数字技术广泛应用于基础设施建设，是新发展格局下创新型城市发展的迫切要求。

综合已有文献来看，国内外学者主要从金融发展[2]52-66、人力资本[3]317-333、产业政策[4]51-64等视角研究城市创新，关于基础设施对城市创新的研究大多聚焦交通、电力等传统基础设施层面。如王春杨研究发现，高铁能通过人力资本迁移进而影响城市创新空间结构的演变。[5]102-120少量文献从信息基础设施的角度探讨了其对经济社会的影响效应。例如，Koutroumpis利用OECD22个国家的面板数据证实了宽带基础设施投资与经济增长存在明显的正向因果关系。[6]471-485钞小静等实证研究发现，新兴基础设施建设通过技术扩散推动了对外贸易升级，且存在正向空间溢出效应。[7]46-59刘传明等基于“宽带中国”试点政策的准自然实验，得出了网络基础设施能够通过促进技术创新、缓解资源错配、促进产业结构升级从而提升城市全要素生产率的结论。[8]75-88梳理已有文献可知，学者们在城市创新的影响因素以及基础设施的经济效应方面进行了深入的研究，遗憾的是，从数字基础设施视角考察城市的创新效应及其内在机理的研究依然鲜见。基于此，本文将2014年开始在我国逐步实施的“宽带中国”试点政策作为一项外生冲击，采用渐进DID方法来识别数字基础设施的创新效应。相比已有文献，本文的边际贡献体现在以下三个方面：第一，在研究议题上，本文利用“宽带中国”试点政策作为数字基础设施的一个代理变量研究其对城市创新水平的影响，研究视角比较新颖，有效地丰富和拓展了城市创新的相关研究；第二，在识别策略上，本文依据渐进DID的估计框架，估计出了数字基础设施对城市创新影响的净效应，同时使用了城市地理坡度为基础构造的工具变量，增强了结论的可靠性和稳健性；第三，在研究框架上，本文从信息化水平、消费扩容提质、创业活跃度三个角度深入探讨了数字基础设施影响城市创新的内在机制。

二、理论分析与研究假说

传统的基础设施如铁路、公路的主要功能在于打破交通闭塞，实现地区联动以及人流、物流、能量流的传送；而数字基础设施创造社会价值的方式更多的是围绕数据这一生产要素提供快速便捷的信息流和知识流，从而为社会各类主体创新赋能。其创新逻辑体现在它不仅开拓了更多的创新机会，为潜在的创新主体提供了智能工具和科学决策手段，而且降低了创新试错成本，为大众创新、万众创业提供了可能。数字基础设施泛在、高效、共享的特点，提高了知识作为资产的通用性，使得复杂性的问题得以低成本、高效率的解决，为创新企业的诞生提供契机。具体来说，数字基础设施驱动城市创新的机理主要体现在以下三个方面：

第一，数字基础设施有利于提高城市信息化水平，从而为城市科技创新提供技术和信息资源支撑。在科技高度发达的时代，一个城市的创新活力不再仅仅依赖于土地、资本、劳动等传统生产要素，要想抢占创新高地，要更多依赖知识、技术特别是数据等新兴生产要素的合理高效配置。[9]24-34数字基础设施可大幅提升供需两侧数据的收集、处理、传输、存储等各个环节的效率，实现城市信息化水平的极大提升，有效提高城市创新主体的资源整合能力。同时，城市信息化水平支撑着城市创新能力的提升，以信息技术广泛应用为标志的信息化在创新型城市建设中起着至关重要的作用；信息化水平提升不但能够推动城市治理环境的完善，而且造就了一大批信息化人才，为城市创新提供了肥沃土壤。

第二，数字基础设施创新了消费模式，有利于带动居民消费扩容提质，进而促进城市创新水平的提升。一方面，数字基础设施发展会激发顾客对产品的多样化需求，由过去的产品供给方单方向输出演变为供需双方的双向交换流动[10]47-67。同时支付宝、微信支付等第三方支付平台的兴起，增加了消费者的“财富效应”，缓解了消费者的流动性约束，有效降低了风险规避型消费者的“预防性储蓄”，从而促进了居民消费扩容提质升级。另一方面，居民消费需求扩张也是推动科技创新的重要因素，消费规模扩大会给企业传递良好讯息，进而推动厂商生产技术的革新和升级换代。[11]50-57毋庸置疑，数字基础设施引发的消费扩容提质将催生一大批新兴商业模式，引导资源流向新兴产业，从而逐步提高城市供给体系的质量，为产业升级和技术革新提供强大的内需支持。

第三，数字基础设施满足了创业者的信息获取需求[12]65-76，有效拓展了创新机会，降低了试错成本，提升了城市创业活跃度。数字基础设施能够减少供需双方的信息不对称问题，帮助创新主体更为准确和便捷地获取创业机会和信息渠道，降低了市场交易成本和信息搜寻成本，为大众创业活动的开展奠定了基础。此外，数字基础设施还具有较强的社会互动性，不仅促进社会资本的积累，还会进一步提升创业成功示范效应，从而对周边创业产生积极影响。而创业活动是城市创新增长的内在活力，通过数字基础设施与社会各个经济领域的深度融合和广泛渗透，潜在的创新创业者能够获得更多高效的创新资源。这激发了创新型思维的产生与碰撞，从而使得数字基础设施在应用部门的创新溢出红利得以释放，也在某种程度上为创新型城市发展提供了新动能。根据以上分析，本文提出如下假说：

假说一：数字基础设施建设能够有效推动城市创新水平的提升。

假说二：数字基础设施的发展通过提升城市信息化水平、促进居民消费扩容提质与增强创业活跃度三条渠道推动城市科技创新。

图1 理论分析框架

三、研究设计

(一)基本模型设定

“宽带中国”试点政策作为一项外生冲击为本文研究数字基础设施与城市创新的因果关系提供了一个很好的准自然实验。鉴于“宽带中国”政策并非在同一时点实施，不符合传统DID的应用条件，因此本文采用渐进DID进行研究，设定如下计量模型：

Innovit=β0+β1TreatPostit+λZit+vi+μt+εit

(1)

式(1)中i为城市，t表示年份。被解释变量Innovit为城市i在t年的创新水平，用人均专利申请量和人均专利授权量来衡量。TreatPostit为双重差分估计量，如果城市i在t年纳入了“宽带中国”试点城市，那么城市i在t年及之后的年份中TreatPostit=1，否则为0。Zit是其他影响城市创新变量的控制变量组合，vi表示城市个体固定效应，μt表示一系列时间虚拟变量，εit为随机误差项，为了对试点城市与非试点城市的个体特征差异以及随时间变化的城市特征进行有效控制，本文采用的是控制了时间、个体双向固定效应的双重差分模型，同时利用聚类到城市层面的稳健标准误代替了传统的普通标准误。

(二)变量与数据

被解释变量：城市创新水平。本文参考余明桂等[13]5-22的做法，选取人均专利申请数(Innov_zlsq)和人均专利授权数(Innov_zlhd)来衡量城市创新能力。同时，采用创新指数(Innov_kou)作为被解释变量进行稳健性检验。

核心解释变量：数字基础设施(TreatPost)。采用“宽带中国”试点政策作为代理变量，采用虚拟变量形式加以设定，即纳入 “宽带中国”试点范围的城市Treat设置为1，未纳入试点城市范围设置为0；试点年份后Post设定为1，试点年份前设定为0。

控制变量。参考已有文献，本文主要选取了以下控制变量：①外商直接投资(FDI)，用城市外商直接投资额占地区生产总值比重表示；②金融发展水平(Fin)，用每个城市年末存贷款余额占GDP的比重来衡量；③人力资本水平(Hum)，采用高等学校在校学生人数占城市年末人口总数来测度；④产业结构水平(Ind)，用第三产业产值占第二产业产值的比重来衡量；⑤人口密度(ln_pop)，采用城市年末人口总数取对数来表示。

数据来源方面，城市专利数来自中国研究数据服务平台(CNRDS)，城市创新指数来自复旦大学与第一财经联合发布的《2017年中国城市和产业创新力报告》，“宽带中国”试点城市名单来源于中国工业和信息化部网站，其余指标数据均来自中国城市统计年鉴的市区数据，个别缺失值采用线性插值法进行补充。表1给出了各指标的描述性统计结果。

表1 主要变量描述性统计

四、实证结果及分析

(一)基准模型回归结果

本文采用双重差分法对“宽带中国”试点政策影响城市创新的政策效应进行评估。表2报告了基准模型的回归结果，第(1)～(3)列回归为没有加入控制变量的估计结果，第(4)～(6)列为加入控制变量的估计结果，且上述回归均控制了个体、时间双向固定效应。三个模型中分别采用人均专利申请量、人均专利发明量、地区创新指数来衡量城市创新水平。回归结果显示，无论是否加入控制变量，双重差分项TreatPost估计系数始终显著为正，说明以“宽带中国”试点政策表征的数字基础设施建设确实有效促进了城市创新能力的提升，假说一得以验证。从控制变量的系数来看，外商直接投资在5%的水平上显著为负，说明国家引进外资并没有起到实质性创新的作用，原因可能是晋升锦标赛下地方政府盲目吸引外资，而忽视了外商投资的质量；人力资本积累在1%的水平上显著为正，证实了内生增长理论中人力资本作为重要创新要素的不可或缺性；金融发展回归系数为负，有可能是因为信息不对称或监管漏洞导致的资源错配，从而阻碍了城市创新效率的提升；产业结构升级对城市创新存在正向激励作用，说明产业结构高级化有利于催生新业态的创新和发展；人口密度对城市创新的影响系数为正但不显著，有可能是因为教育供给和教育质量的提升滞后于人口的集聚，从而阻碍了创新集聚效应的发挥。

表2 基准回归

(二)内生性讨论

本文采用地理坡度作为“宽带中国”试点政策的工具变量，对数字基础设施的创新效应进行内生性检验。考虑该工具变量的原因有二：一方面，城市的地理坡度满足工具变量的相关性条件，城市的地理坡度越大越会增加数字基础设施建设的成本，而且会影响到宽带网络的质量，进而影响到数字基础设施的运行效率；另一方面，地理坡度作为工具变量满足外生性条件，因为它属于自然地理因素，并不会受到社会经济因素的影响，不会影响城市创新水平。如表3所示，采用地理坡度作为工具变量进行两阶段最小二乘回归后，“宽带中国”试点政策对城市创新的影响在1%的水平上仍然显著为正，且工具变量第一阶段的回归F值远大于10，说明通过了弱工具变量检验，本文工具变量选择较为合理，能比较好地处理内生性问题。

表3 工具变量回归结果

(三)稳健性检验

1.平行趋势检验

利用双重差分法进行政策评估需满足平行趋势假设的前提条件，意味着需要证明试点政策实施前，实验组和对照组在创新水平上具有相同的变化趋势。本文通过图示法比较“宽带中国”试点政策实施前后城市创新增长的变化趋势。从图2可以看出，“宽带中国”战略实施前，实验组和控制组的估计系数不存在显著差异；在政策试点之后，实验组和控制组城市的创新差异越来越大，这说明平行趋势检验通过，可以使用双重差分法评估“宽带中国”试点政策对城市创新的影响效应。

图2 平行趋势检验图

2.利用PSM-DID方法修正样本选择性偏误

由于“宽带中国”试点城市是在2014、2015、2016年分三批设立的，本文利用样本期内纳入“宽带中国”试点范围的城市作为处理组，匹配指标选择与基准回归中控制变量一致，匹配方法选择1∶1近邻匹配且有放回抽样的方法并对处理组进行逐年匹配。经过PSM方法匹配后的结果显示，匹配变量的处理组与对照组的均值差异在10%的水平上都不显著，说明匹配后的样本具有平衡性；基于匹配后的样本回归结果见表4，与上文基准回归结果一致，TreatPost的估计系数并未存在显著差异，进一步证明了本文结论的稳健性。

表4 PSM-DID检验结果

3．安慰剂检验

为进一步论证城市创新能力的提升是源于“宽带中国”试点政策的效果，而非不可观测因素的影响，本文借鉴Lu[14]75-90的思路，使用安慰剂检验来缓解遗漏变量的影响，具体思路是：在保证数据分布不变的前提下，以人均专利申请数为被解释变量，随机改变每个城市对应的变量TreatPost取值，其他变量及不可观测的遗漏变量不变，然后使用这套虚拟数据重新进行分析。本文随机进行了 500 次模拟，由此得到TreatPost的回归系数及对应的p值，并绘图如下。从图3可知，其估计系数的分布区间并未包含基准回归的系数，且与基准回归的系数(9.355)存在较大差距，因此通过了安慰剂检验。

图3 安慰剂检验图

(四)异质性分析

1．城市区位异质性

无论是在数字基础设施的发展程度还是城市创新活力方面，中国的城市发展都存在明显的空间差异特征。因此本文根据城市所属区域将样本分为东、中、西三个子样本进行分组回归。由表5可知，“宽带中国”试点政策可以显著促进东、中、西三个区域城市创新水平的提升，但影响效果呈现依次递减的特征，对东部城市影响最大，对西部城市影响较小。可能的原因在于越靠近东部地区的城市原始资源禀赋越优越、互联网普及程度越高，加之交通便利和地理位置的优势，更有利于数字基础设施的兴建和发展，因此与其他产业的融合创新效应也更加突出。

2．城市规模异质性

不同规模的城市在产业结构、资源集聚和科技发展等方面存在差异，导致“宽带中国”试点政策对城市创新水平的影响具有异质性。本文根据我国2014年城市规模的分类标准，将全市年末人口规模300万以下定义为小城市组，300万到500万定义为中等城市组，500 万以上定义为大城市组。如表5所示，大城市的数字基础设施建设对城市创新的影响在1%的水平上显著为正，而对中小城市的创新效应影响为正但不显著。原因可能是相比于中小城市，大城市在人力资本、营商环境等方面具有显著优势，加之人口集聚的外部性带来了大量的创新项目，而便利的数字基础设施则有助于满足这些地区大量的创新需求，如数字金融和数字化政务大大提升了创业者的流程审批效率，从而提高了数字基础设施的创新效率。

表5 区位异质性和城市规模异质性

3．创新类别异质性

为了更深入考察数字基础设施对城市不同类型创新的影响，我们将人均专利申请量进一步划分为人均发明专利、人均实用新型专利、人均外观设计专利展开分组估计，结果显示，数字基础设施建设显著提高了人均发明专利申请量和人均实用新型专利申请量，但对外观设计专利申请量影响不显著，说明数字基础设施不仅能够提高城市创新数量，还可以改善城市创新质量，激发城市的实质性创新。进一步地，我们将被解释变量换成三类人均专利获得数，却得出了不一致的结论。其主要原因是，发明专利的授权需要突出实质性特点和显著性进步，对创造性的要求大大高于实用新型和外观设计专利，且需进行严格的实质审查，从申请到授权需要耗费更长的时间，因此表现出了一定的滞后性。

表6 专利类型异质性

(五)机制检验

根据前述部分的理论分析，“宽带中国”试点政策主要通过提高城市信息化水平、促进消费扩容提质、增强创业活跃度等渠道作用于城市创新。因此本部分构造中介效应模型展开机制验证，具体模型设定如下：

Innovit=β0+β1TreatPostit+φZit+vi+μt+εit

(2)

Medit=λ0+λ1TreatPostit+θZit+vi+μt+εit

(3)

Innovit=γ0+γ1TreatPostit+Medit+ψZit+vi+μt+εit

(4)

其中，Med表示中介变量。本文采用信息化水平(Information)、居民消费(consume)和创业活跃度(entrep)3个变量作为中介变量，其他变量选取与上文基准回归一致。信息化指标(Information)根据张敏等[15]39-42的研究，选取各城市的互联网用户普及率来衡量地区的信息化水平。创业活跃度(entrep)参照钱海章等[16]26-46的研究用城镇个体和私营企业从业人数与就业总人数的比值进行测度。借鉴杜传忠等[17]30-42的做法，采用社会零售品总额与城市人口的比值来表征居民消费扩容提质(consume)。表7汇报了机制检验的估计结果，其中，模型(1)作为三条机制检验的对照组。信息化水平作为中介变量的估计结果，见模型(2)和模型(3)，“宽带中国”试点政策对信息化水平的影响在5%的水平上显著为正，这意味着数字基础设施显著提升了城市信息化水平，将“宽带中国”试点的双重差分项与城市信息化水平同时纳入回归模型，发现TreatPost的回归系数显著变小，而信息化水平的回归系数依然显著为正，证实了信息化水平这一中介机制的存在性。居民消费作为中介变量的估计结果见模型(4)和模型(5)。结果显示，“宽带中国”试点政策对居民消费的影响在1%的水平上显著为正，将“宽带中国”试点的双重差分项与居民消费同时纳入回归模型后，发现TreatPost的回归系数变得不再显著，说明居民消费在数字基础设施与城市创新效应之间起到了完全中介作用。创业活跃度作为中介变量的估计结果见模型(6)和模型(7)，“宽带中国”试点政策对创业活跃度的影响在1%的水平上显著为正，将“宽带中国”试点的双重差分项与创业活跃度同时纳入回归模型，发现TreatPost的回归系数6.687与基准模型相比显著变小，证实了创业活跃度的中介效应。至此，假设二得到了验证。

表7 机制检验

五、结论与政策含义

与高铁等交通基础设施相比，数字基础设施的重要性尚未引起学界的重视。本文基于“宽带中国”战略的准自然试验，利用2003—2018年267个地级市的面板数据，采用渐进DID方法研究了数字基础设施建设对城市创新的影响及内在机理。研究发现：数字基础设施建设显著促进了城市创新水平的提升。经过替换衡量指标、工具变量检验、安慰剂检验等稳健性分析，研究结论依然成立。异质性分析发现，数字基础设施对东部地区、大规模城市的创新效应远胜于西部地区、小规模城市，对发明专利申请量的影响远甚于非发明专利，但对外观设计专利影响不显著。从作用机制来看，“宽带中国”试点政策主要是通过提高城市信息化水平、促进消费扩容提质、增强创业活跃度间接拉动城市创新水平的提升。

本文的政策含义主要体现在以下三个方面：第一，要继续坚定不移地推进“宽带中国”试点政策的实施，加大对数字技术研发的投资力度，形成跨地区、跨部门、跨层级的数据共享平台，从而充分发挥数字基础设施在创新型城市发展中的作用，进一步巩固数字技术对中国高质量发展带来的红利。第二，数字基础设施对中西部地区以及小规模城市的创新效应有待进一步深化，国家在“宽带中国”试点城市选择时应适当向中西部倾斜，同时加大监管力度，确保资金到位以及政策的有效落实，缩小各试点城市之间数字基础设施的发展差距，让数字基础设施成为区域协调发展的“硬件”技术支撑。第三，探索数字基础设施推动创新型城市发展的多维路径，进一步完善城市创新生态系统。各地方政府应采取措施优化地区营商环境，提升城市信息化水平，为“大众创业、万众创新”提供良好的政策环境，以充分挖掘城市的消费潜力和创业活力，促进城市的实质性创新。